公司治理結(jié)構(gòu)、企業(yè)業(yè)績與高管薪酬粘性關(guān)系研究
——以滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司為例

黃 藝，朱和平

（江南大學(xué)商學(xué)院，江蘇 無錫 214122）

引言

隨著上市公司高管薪酬的透明化，一些“天價數(shù)字”年年居高不下引起了人們的思考。在2016年披露的年報中，共有631位高管的年薪在百萬元以上，其中超過500萬元的有33位，中國平安高管陳德賢以1 286.38萬元的年薪遙遙領(lǐng)先；接下來是該公司的董事長馬明哲，年薪998.95萬元[1]。高管薪酬的畸高是否對應(yīng)了公司的佳績，中國經(jīng)濟進入“新常態(tài)”后增速放緩，這時高管薪酬的漲幅不降反增，其是否存在粘性特征，這些問題自然成為了關(guān)注的焦點。根據(jù)委托代理理論，所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離，使得公司經(jīng)理人和股東之間存在著信息不對稱，道德風(fēng)險和逆向選擇擺在經(jīng)理人面前時，代理問題便產(chǎn)生了。作為傳統(tǒng)的公司激勵的方式，高管薪酬激勵被用來協(xié)調(diào)管理者和所有者目標(biāo)一致、利益趨同。然而，激勵性薪酬制度的弊端漸漸浮現(xiàn)——它往往成為具有信息優(yōu)勢的管理者進行盈余管理的一個誘因。對于高管薪酬粘性這類問題，國內(nèi)外學(xué)者進行了諸多研究，且取得了一定的成果。

一、文獻綜述

（一）粘性的由來

“粘性”概念始于對費用粘性的研究。Gaver等（1998）從高管薪酬與非經(jīng)常性損益的變化關(guān)系入手，發(fā)現(xiàn)在美國上市公司中非經(jīng)常性盈利會導(dǎo)致高管薪酬的增加，而非經(jīng)常性虧損卻沒有使高管薪酬相應(yīng)幅度地下降[2]。Jackson等（2008）也從不同角度得出了類似結(jié)論：“公司業(yè)績上升時高管薪酬的邊際增加量顯著大于業(yè)績下降時薪酬的邊際減少量?！盵3]國內(nèi)學(xué)者孫錚（2004）較早地對上市公司成本費用粘性進行研究，敲開了國內(nèi)對高管薪酬與企業(yè)業(yè)績敏感性的相關(guān)性研究的大門[4]。方軍雄（2009）以我國2001—2007年上市公司數(shù)據(jù)為樣本，發(fā)現(xiàn)我國上市公司高管薪酬呈現(xiàn)業(yè)績敏感性，但這種業(yè)績敏感性存在不對稱性即粘性的特征[5]。

根據(jù)委托代理理論，經(jīng)理人員和股東（分別作為代理者和委托人）具有不同的效用函數(shù)，影響函數(shù)走向的最大原因就是代理人的自利傾向。為了使這種自利程度最小化，實現(xiàn)企業(yè)價值和股東利益最大化，股東往往依托業(yè)績導(dǎo)向型的高管薪酬機制。但公司業(yè)績囊括了許多不確定因素，比如競爭加劇、成本上升、國家政策變化等，并不能完全反映高管的努力程度，這就為公司業(yè)績下滑時，管理者薪酬下滑幅度減小或不調(diào)，甚至有小幅增長的不對稱情況提供了借口。

（二）粘性的影響因素

吳育輝和吳世農(nóng)（2010）提出，高管的自利程度與公司的財務(wù)狀況，公司規(guī)模無關(guān)，且受到大股東持股比例的約束，可以通過改善績效考核指標(biāo)體系來抑制[6]。王雄元和何捷（2012）考察了高管權(quán)力對薪酬所起的作用，在控制了公司規(guī)模和行政壟斷等因素后，發(fā)現(xiàn)非國有企業(yè)中管理者權(quán)力越大，薪酬越高，其正相關(guān)關(guān)系顯著，而國有企業(yè)中關(guān)系并不明顯[7]。因此，“管理層權(quán)力假說”只能在非國有企業(yè)運用。劉爭（2013）實證得出獨立董事比例能緩解高管薪酬粘性，薪酬委員會的設(shè)立并不能緩解高管薪酬粘性，而董事長和總經(jīng)理兩職合一對于高管薪酬粘性并沒有影響[8]。池國華、郭菁晶（2015）以“要素觀”“目標(biāo)觀”與“缺陷觀”三種思路為基礎(chǔ)，實證得出內(nèi)部控制質(zhì)量與高管薪酬之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；而這種正相關(guān)關(guān)系的顯著性僅僅局限于國有企業(yè)[9]。羅莉、胡耀丹（2015）發(fā)現(xiàn)，上市公司高管薪酬與ROA體現(xiàn)出更強的業(yè)績敏感性，沒有粘性；而與剔除非經(jīng)常性損益后的凈利潤（DNP）之間存在粘性，但其粘性特征在高質(zhì)量內(nèi)部控制的作用下有所減弱[10]。這說明，管理者會用盈余管理的方式增強業(yè)績敏感性，內(nèi)部控制可以抑制高管薪酬的粘性，真正增強業(yè)績敏感性。

股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，Shleifer&Vishny（1986）認(rèn)為，大股東持股比例高，有較強的能力和動機參與公司績效的監(jiān)督和評估，他們會通過提高公司績效來獲取更多的監(jiān)督收益，而分散持股比例則稀釋了股東對于公司管理層的監(jiān)督[11]。同時，Kun Wang和XiaoXing（2011）考察了股權(quán)制衡度在委托代理問題中的重要性[12]?？毓晒蓶|與中小股東之間的博弈，使得高管薪酬契約難以實現(xiàn)其效用。控股股東通過與高管人員勾結(jié)，抽取上市公司的利益，挖走中小股東手中的財富，從而降低了高管薪酬的業(yè)績敏感性。而薪酬粘性在某種程度上可能是控股股東對高管人員的“補償”。S.Chen等（2015）以中國股權(quán)分置改革為自然實驗，發(fā)現(xiàn)改革使得控股股東所持有的股份從非流通股轉(zhuǎn)為流通股，改革后，高管薪酬的業(yè)績敏感性大幅提高[13]。這說明，控股股東和小股東利益的一致有助于增強薪酬的績效敏感性。

綜上所述，對于高管薪酬的業(yè)績敏感性，高管薪酬粘性是否存在，國內(nèi)外學(xué)者研究諸多，但是對于高管薪酬粘性與哪些因素相關(guān)，如何抑制高管薪酬粘性，還是沒有系統(tǒng)的結(jié)論。本文從公司治理結(jié)構(gòu)的角度入手，以制造業(yè)為例，檢驗股權(quán)制衡度、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對高管薪酬粘性的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

最優(yōu)契約并不是帕累托最優(yōu)，將薪酬與企業(yè)績效掛鉤的契約設(shè)計可在一定程度上約束經(jīng)理人員的懈怠行為，但這并不意味著高管薪酬隨企業(yè)績效變化的幅度相同。方軍雄（2009）驗證了高管薪酬與企業(yè)業(yè)績之間的不對稱敏感性，即“粘性”。當(dāng)企業(yè)業(yè)績下降時，薪酬同步下滑會向經(jīng)理市場傳遞負面信號，帶來經(jīng)理人市場價值下跌的“名譽風(fēng)險”，所以高管更多地將其歸咎于行業(yè)整體蕭條、國家宏觀外部條件的變化等，并發(fā)揮管理層權(quán)力盡可能地調(diào)小薪酬降低的幅度。于是，提出假設(shè)1。

H1：高管薪酬與企業(yè)績效呈正相關(guān)關(guān)系，且存在粘性特征。

獨立董事對中國上市公司尤為重要，美國公司主要列報董事會人數(shù)，而中國公司最后列報的往往是獨立董事，因為獨立董事能提升公司價值（J.Zhu，K.Ye，J.W.Tucker，K.C.Chan，2016）[14]。獨立董事制度并不是一紙擺設(shè)，董事會的有效性往往依附于獨立董事，獨立董事的存在制約了控股股東的特權(quán)，同時威懾了具有自利傾向的管理層。在高管薪酬的制定部分，獨立董事起了很重要的作用。Core（1999）等發(fā)現(xiàn)，獨立董事在高管薪酬問題上常常起決定作用[15]。獨立董事占比越高的董事會獨立性越強，越有利于監(jiān)督績效考核指標(biāo)的設(shè)計是否過于寬松，修善公司的激勵契約，降低高管薪酬的粘性。于是，提出假設(shè)2。

H2：董事會獨立性越高，高管薪酬粘性越小。

董事會規(guī)模是一種數(shù)量特征，人數(shù)過多會影響董事會作用的發(fā)揮。規(guī)模適中的董事會溝通起來比較理想，在薪酬契約的制定上容易協(xié)調(diào)一致，董事之間的責(zé)任也比較明確。董事會規(guī)模的擴張會帶來董事間溝通難度的加大，調(diào)和意見分歧需要大量時間，決策效率得不到保證。同時，也削弱了對高管人員的監(jiān)督和對自利行為的及時糾正，使得高管人員有機會以權(quán)謀私，高管薪酬粘性加大，由此提出假設(shè)3。

H3：董事會規(guī)模越大，高管薪酬粘性越大。

股權(quán)制衡度，既保留了股權(quán)相對集中的優(yōu)越性，也發(fā)揮了各大股東內(nèi)部牽制的作用。控股股東“一家獨大”，容易對公司高管的行為施加影響，使其決策失去獨立性。為了侵占中小股東的利益，控股股東可能會暗中與公司高管勾結(jié)；高管通過盈余管理等手段使公司業(yè)績失真，讓本應(yīng)屬于集體股東的利益直接“流向”控股股東。較高的股權(quán)制衡度能夠降低上市公司高管的薪酬（高琪，2015）[16]，因為股權(quán)的分散可以充分發(fā)揮中小股東對控股股東以及企業(yè)高管的約束作用，公司股權(quán)越分散，中小股東在各項事務(wù)上越有發(fā)言權(quán)，從而他們的利益就能得到保護。股權(quán)分散后，高管業(yè)績下降而薪酬不降的操縱空間減小了，代理成本降低了，企業(yè)業(yè)績與高管薪酬的關(guān)系可以更加合理地評估，由此提出假設(shè)4。

H4：股權(quán)制衡度越高，高管薪酬粘性越小。

我國的監(jiān)事會可以行使廣泛職權(quán)，比如要求高管糾正損害公司利益的行為，對高管提起訴訟，提議召開臨時股東會等。但由于召開會議的次數(shù)明顯少于董事會，會議出席率不高，議事積極性不高，監(jiān)事制度無法產(chǎn)生對董事會的制衡效果。監(jiān)事會的公告通常是以董事會會議的工作報告為藍本，很少對董事會決議或管理模式提出質(zhì)疑，監(jiān)事會制度形同虛設(shè)。再者當(dāng)監(jiān)事會規(guī)模較大時，責(zé)任的推諉不可避免，高管人員的“自利行為”無人問津，導(dǎo)致高管薪酬粘性的加大。于是，提出假設(shè)5。

H5：監(jiān)事會規(guī)模越大，上市公司高管薪酬粘性越大。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

研究選取滬深兩市2012—2015年間所有制造業(yè)A股上市公司為初始樣本，檢索深圳國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫和色諾芬數(shù)據(jù)庫（CCER）獲取數(shù)據(jù)，并對其進行篩選。篩選的標(biāo)準(zhǔn)為：（1）剔除財務(wù)狀況異常的ST、*ST企業(yè)，該類公司可能存在信譽問題；（2）剔除部分相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的上市公司。

（二）變量定義

1.高管薪酬的衡量（LnCpay）。薪酬模式一般分為貨幣薪酬和股權(quán)激勵，但由于我國高管薪酬契約機制在股權(quán)激勵方面還不夠成熟，且高管持股比例偏低，持股來源尚未公開說明，無法區(qū)分哪些是自持股，哪些是股權(quán)激勵，所以此處借鑒方軍雄等人的處理方式，選取我國A股制造業(yè)上市公司年報中所披露的“薪酬最高的前三位董事”薪酬總和的自然對數(shù)這一指標(biāo)來衡量高管薪酬。

2.公司業(yè)績的衡量（LnPerf）。高管薪酬粘性是由高管薪酬與公司業(yè)績之間不對稱的變化引起的，作為重要解釋變量的公司業(yè)績，其衡量方式多種多樣。其中，剔除非經(jīng)常性損益的凈利潤及ROA、ROE是衡量盈利能力的常用指標(biāo)，但加進了非經(jīng)常性損益因素，業(yè)績有可能失真，呈現(xiàn)薪酬與業(yè)績顯著正相關(guān)。因為迫于股東、輿論的壓力，高管會通過盈余管理來調(diào)整或平滑利潤。但用剔除非經(jīng)常性損益的凈利潤來衡量業(yè)績時，高管薪酬就體現(xiàn)出了對業(yè)績的非對稱敏感性（粘性），即業(yè)績上升時薪酬的增加幅度顯著大于業(yè)績下滑時薪酬的減少程度（羅莉、胡耀丹，2015）。又因為我國上市公司在確定高管當(dāng)年薪酬時主要依據(jù)當(dāng)年完成的公司業(yè)績（方軍雄，2009）。因此，本文選取當(dāng)年剔除非經(jīng)常性損益后凈利潤的自然對數(shù)作為企業(yè)業(yè)績的衡量指標(biāo)。

3.其他變量。其他解釋變量有董事會獨立性（IDP）、董事會規(guī)模（BS）、股權(quán)制衡度（Cbalance）、監(jiān)事會規(guī)模（BBS）、業(yè)績下滑（Down）；其他控制變量有股權(quán)性質(zhì)（State）、資產(chǎn)負債率（Lev）、企業(yè)規(guī)模（LnSize）、兩職合一（Ceo_Top）。同時，設(shè)置年度虛擬變量。

對于本文中出現(xiàn)的主要變量，現(xiàn)具體定義（見表1）。

（三）模型構(gòu)建

表1 變量定義及解釋

本文參考了Anderson（2009）修正后的費用粘性模型（Level模型），以高管薪酬、企業(yè)業(yè)績分別替代銷售收入、銷售費用，具體模型如下：

LnCpay=β0+β1LnPerf+β2Down×LnPerf+β3Down+ε

其中，Down為虛擬變量，當(dāng)業(yè)績下降時取1，否則取0。當(dāng)企業(yè)業(yè)績上升時，高管薪酬上升的幅度為LnPerf的系數(shù)β1，當(dāng)企業(yè)業(yè)績下降時，高管薪酬下降的幅度為β1+β2，如果高管薪酬存在粘性，需要 β1＞（β1+β2），即要得出 β2＜0。為檢驗假設(shè)H1，本文構(gòu)造模型1如下所示：

LnCpay=β0+β1LnPerf+β2Down×LnPerf+β3Down+Σyear+ε

為檢驗假設(shè)H2至假設(shè)H5，本文構(gòu)造模型如下：

LnCpay=β0+β1LnPerf+β2Down×LnPerf+β3Down+β4IDP/BS/Cbalance/BBS+β5Down ×IDP/BS/Cbalance/BBS+β6Down ×IDP/BS/Cbalance/BBS×Lnperf+Σyear+ε

其中，模型2取IDP，模型3取BS，模型4取Cbalance，模型5取BBS；Contralvar為控制變量。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

回歸方程中主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果（如下頁表2所示）。

根據(jù)表2的顯示，2012—2015年度我國制造業(yè)上市公司高管平均年薪為12.973，對數(shù)還原后為43.06萬元，顯著高于方軍雄（2009）得出的實證結(jié)果（20.15萬元）。這是我國21世紀(jì)經(jīng)濟飛速發(fā)展的一個印證，又可見薪酬制度改革取得成效；但高管薪酬之間的鴻溝也難以填平，最大值達到16.089，對數(shù)還原后為971.32萬元，而最小值僅有9.210，對數(shù)還原后為9 996.6元。樣本年度內(nèi)，剔除非經(jīng)常性損益后凈利潤的自然對數(shù)平均數(shù)是18.228，對數(shù)還原后為8 247.45萬元，高管平均薪酬占剔除非經(jīng)常損益后凈利潤的0.522%。

（二）相關(guān)性分析

本文利用Stata軟件，對各變量進行了相關(guān)性檢驗，檢驗結(jié)果（如下頁表3所示）。

首先，從自變量與因變量的關(guān)系上看，LnCpay與LnPerf的相關(guān)性為正數(shù)，且在1%的顯著性水平上顯著。LnCpay與BS、Cbalance在1%的水平上顯著正相關(guān)，LnCpay與IDP在1%的水平上顯著負相關(guān)，與BBS相關(guān)性不顯著。但Down×LnPerf及其與公司治理結(jié)構(gòu)變量交叉項的符號及顯著性作為重點考察項，仍待進一步驗證。其次，從自變量、控制變量之間的關(guān)系上看，除卻LnPerf與LnSize存在0.656的相關(guān)性，LnSize與Lev存在0.535的相關(guān)性之外，其余各自變量之間的相關(guān)性系數(shù)均較低，處于弱相關(guān)性水平，多重共線性風(fēng)險較低。

表2 研究變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

表3 變量間的相關(guān)性檢驗

（三）回歸分析

根據(jù)本文假設(shè)H 1，將模型回歸之后相關(guān)數(shù)據(jù)匯總（如下頁表4所示）。

從表4的數(shù)據(jù)可以看出，在用Level模型進行回歸時，F(xiàn)值為129.302，樣本整體顯著性較好，調(diào)整后的R2為0.234，即決定系數(shù)說明自變量對模型的解釋力約為23.4%，模型的擬合度較好。從LnPerf的系數(shù)來看，在1%的水平上顯著為正，符合本文假設(shè)H1的預(yù)期。從Down×LnPerf的系數(shù)來看，在1%的水平上顯著為負，說明當(dāng)企業(yè)業(yè)績下降時，上市高管薪酬下降幅度要明顯小于業(yè)績上升時高管薪酬增加的幅度，驗證了高管薪酬粘性的存在。從具體數(shù)值來看，企業(yè)業(yè)績每上升1個單位，高管薪酬增加18%；企業(yè)業(yè)績每下降1個單位，高管薪酬下降（0.180-0.060）=0.120=12%，降薪幅度要小于業(yè)績上升時加薪幅度。

根據(jù)本文假設(shè)H2至假設(shè)H 4，將模型回歸之后相關(guān)數(shù)據(jù)匯總（如下頁表5所示）。

H 2的檢驗結(jié)果中，Down×IDP×LnPerf的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，具體來說，董事會獨立性每提高1%，業(yè)績下降時其作用在薪酬下降幅度的效應(yīng)為少下降0.504%?？梢?，隨著董事會獨立性的提高，業(yè)績下降時薪酬下降幅度增大，即抑制了高管薪酬粘性，支持了假設(shè)H2。

H 3的檢驗結(jié)果中，Down×BS×LnPerf的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，這說明董事會規(guī)模越大，高管薪酬粘性越大，假設(shè)H3成立。從實際情況推斷，可能是規(guī)模大的董事會，董事間溝通難度加大，同時削弱了對高管人員的監(jiān)督和對自利行為的及時糾正，反而收效甚微。而規(guī)模相對較小、董事人數(shù)適中的董事會決策效率高，能夠有效抑制高管的越權(quán)行為，降低了高管薪酬的粘性。

H 4的檢驗結(jié)果中，Down×Cbalance×LnPerf三個變量交叉項的相關(guān)系數(shù)為正，但不顯著，說明股權(quán)制衡度發(fā)揮的作用并不明顯，假設(shè)H4不成立。

H 5的檢驗結(jié)果中，Down×BBS×LnPerf的系數(shù)為顯著為負，可見規(guī)模越大的監(jiān)事會效果越差，監(jiān)事成員的增加造成了責(zé)任的推諉，反而起不到良好的監(jiān)督、建議的作用，故假設(shè)H5成立。

表4 上市公司高管薪酬粘性回歸結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文以2012—2015年滬深兩市A股制造業(yè)上市公司為樣本，檢驗了制造業(yè)企業(yè)高管薪酬粘性的存在，同時考察了公司治理結(jié)構(gòu)因素對上市公司高管薪酬粘性的影響。研究發(fā)現(xiàn)，我國制造業(yè)高管薪酬與企業(yè)業(yè)績呈顯著的正相關(guān)關(guān)系且具有顯著的粘性特征；從公司治理結(jié)構(gòu)對高管薪酬粘性的影響上看，董事會獨立性越高，高管薪酬粘性越小，從而在一定程度上降低了公司的代理成本。董事會、監(jiān)事會規(guī)模越大，高管薪酬粘性越大，從而降低了薪酬機制的有效性。股權(quán)制衡度對高管薪酬粘性的作用并不明顯。

依據(jù)結(jié)論，本文提出以下建議：（1）調(diào)整績效考核模式。我國制造業(yè)企業(yè)目前對高管業(yè)績的考核模式集中在營業(yè)收入、凈利潤、ROA、ROE和每股收益等財務(wù)指標(biāo)上，對非財務(wù)指標(biāo)的考核較少，這樣不僅會影響高管決策的長遠意義，也滋生了“自利行為”，導(dǎo)致了高管薪酬粘性的存在。因此，除了將高管薪酬與公司業(yè)績掛鉤之外，還應(yīng)確定幾個考核指標(biāo)，綜合考慮高管表現(xiàn)情況，設(shè)立合理的薪酬標(biāo)準(zhǔn)，來抑制高管薪酬粘性的產(chǎn)生。（2）完善高管薪酬監(jiān)督機制。董事會尾大不掉，產(chǎn)生“搭便車”的常見現(xiàn)象，影響決策效率的同時削弱了對管理層的監(jiān)督，不利于控制高管薪酬粘性。而過小的董事會規(guī)模，雖然對外部環(huán)境反應(yīng)敏捷且易于溝通，但董事過少會導(dǎo)致決策專斷，也不利于企業(yè)發(fā)展。因此，董事會規(guī)模不能過大也不能過小，要根據(jù)企業(yè)的發(fā)展規(guī)模設(shè)置一個適中的董事會規(guī)模。同樣，監(jiān)事會規(guī)模也不應(yīng)龐大。其次，重視獨立董事在薪酬委員會中的作用，鼓勵其積極參與高管薪酬方案的討論，提高董事會決策的科學(xué)性、嚴(yán)謹(jǐn)性，最大程度地減小高管薪酬粘性。

表4 公司治理結(jié)構(gòu)與高管薪酬粘性回歸結(jié)果

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