5年的面板数据进行实证分析。以宣告实施股权激励的上市公司为初选样本，样本具体筛选过程为：(1)剔除已宣告后又取消股权激励计划的上市公司。(2)鉴于同时发行b股、h股的上市公司股权结构的特殊性，以及公司价值计算方面的相关问题，剔除相关样本，只保留仅发行a股的上市公司。(3)由于金融类上市公司会计核算的特殊性，以及国家目前对于金融类上市公司实施股权激励的限制，所选样本不包括金融类上市公司。(4)考虑到异常财务状况对统计结果的影响，剔除已经退市的上市公司以及财务数据缺失、净资产为负的上市公司。(5)为了保证样本公司年度财务数据的完整性，剔除首次公开发行的样本公司。
按照上述程序筛选后，最终得到131家上市公司，655个样本观测值。
本文所用上市公司财务数据来自上市公司年报资料及金融界网站并与ccer一般上市公司财务数据库的数据进行了对比，股权结构等上市公司治理数据来自ccer上市公司治理结构数据库。
(二)研究模型及变量设计
在模型1的基础上，考虑大股东对中小股东侵程度以及内部人控制情况对股权激励实施效果影响，加入交叉项msr*lshc、msr*inside构面板数据计量模型2，对相关假设进一步检验。模l、2如下：

其中，tq为被解释变量，tq=公司市场价格／司重置成本。代表截面数据的个体效应，基于面数据的个体效应是系统的、确定的，本文采了固定效应模型，并运用hausman检验对采用定效应模型的适用性进行了检验。msr*lshc的系数代表大股东侵占对股权激励效应的影响，r*insider前的系数代表内部控制对股权激励应的影响。con表示一组控制变量，根据国内外者关于股权激励效应影响因素的研究结论，引入司资产规模、资本结构以及行业变量等进行控，具体变量定义见表1。
(1)因变量。本研究所用因变量为托宾q值q-f)。选用tq而非传统的净资产收益率等财务标对公司经营业绩进行评价是因为：首先，股权励的行权条件通常是建立在企业收益提高的基上的，roe等收益指标容易受到经理人的操纵，计信息的可靠性无法保证。其次，托宾q值是公市场价格与其重置成本的比值，其具体计算公式：tq=(年末流通股市值+非流通股占净资产的金+公司负债)／年末总资产，托宾0值的定义符合权激励具有长期性的特征，而且考虑了中小流通股东的利益。
(2)解释变量。本文相关解释变量及控制变量义见表1。

按中国证监会有关行业的划分标准，对上市公司所在行业进行了细分，剔除金融业，共设置12个行业哑变量。

四、实证结果分析
(一)描述性统计
在对总体样本进行描述性统计的基础上，本文按照内部人控制的情况对样本进行了划分，分组后各变量的描述性统计结果见表2。

从内部人控制角度来看，两职分离的公司其to的均值大于两职兼任的公司，但差距不明显。而前者股权激励比率却大于后者，这说明两职分离的公司虽然msr值相对较小，但是其股权激励效果好于两职兼任的公司。
lshc的最大值达到了281，且其标准差较大，这说明在目前股权集中的股权结构下，中小股东无法对大股东形成有效的制衡，高度集中的股权结果有可能对股权激励效应带来负面影响。
( 二)多元回归结果分析
按照模型1，对相关假设的检验见表3。
基于篇幅考虑，本文只列示主要变量的回归结果。从表3可以看出，两职分离的上市公司，其msr与a’q之间是显著正相关关系，而两职兼任的公司，两者之间的相关系数为一1．996。这说明内部人控制问题，弱化了公司内部治理效用，加大了大股东侵占程度，对公司业绩产生了负面影响，违背了激励实施的目的。以全体样本进行回归得到的insdier的系数为0．124亦说明，两职分离的设置对股权激励实施带来了正面影响。lsh前的系数为一0．004，这表明高度集中的股权结构下，大股东侵占对股权激励带来了负面影响。

表4进一步检验了大股权侵占及内部人控制对股权激励实施效应的影响。在加入交叉项msr*lshc、msr*insider之后，msr与tq的相关系数变为一3．301，但没有通过显著性检验。msr*lshc前的系数为一1．122，这说明大股东侵占对股权激励效应带来了负面影响，使假设1得到了验证，而msr*insider前的系数为4。264，即总经理与董事长两职分离的设置，能够遏制大股东侵占，对股权激励效应带来正面影响，使本文假设2得到验证。
五、结论
股权激励效应不明显的重要原因之一，是因为股权激励是基于所有者一经营者的委托代理关系所作的制度安排。而在集中的股权结构下，公司治理的主要问题已经演变为大股东与中小股东之间的委托代理问题。因此，为了实现公司价值的增长，在对管理层进行激励的同时，更重要的是对大股东侵占进行约束。而中国上市公司内部人控制问题严重、股权过于集中导致内部治理弱化，加大了大股东的代理成本。只有从完善公司治理机制，特别是公

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