高管薪酬對上市公司績效的影響

□文/于 瀾 姜 嫄

（嶺南師范學(xué)院商學(xué)院 廣東·湛江）

［提要］本文在我國上市公司高管薪酬激勵機(jī)制尚不完善的背景下，分析探討高管薪酬對公司績效的影響，并得出以下結(jié)論：收入越高的公司，資產(chǎn)回報率越高；每股股利越高的公司，績效越好；規(guī)模越大的公司，資產(chǎn)回報率越高；股價越高的公司，其績效越好；制造業(yè)企業(yè)高管薪酬對公司績效的影響相對非制造業(yè)更顯著。根據(jù)研究結(jié)果，本文還提出相應(yīng)的建議。

眾所周知，在上市企業(yè)中，代理問題的存在十分普遍，這也是許多學(xué)者探討多年的問題。代理問題的產(chǎn)生是由于兩權(quán)分離，而管理者未必會以所有者的利益最大化作為考量。但如果所有者給了管理者足夠的獎勵，滿足了經(jīng)營者自身的需要，并且將管理者可以拿到的獎金與公司績效相關(guān)聯(lián)，就會很好地激勵管理者更有效率地工作。本文將通過分析高管薪酬的相關(guān)內(nèi)容，為中國上市公司提供參考。

一、文獻(xiàn)綜述

對于高管薪酬的研究始于Taussings和Baker（1925）。經(jīng)過80多年的研究，高管激勵制度已經(jīng)成為管理學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)、組織行為學(xué)等多個學(xué)科的重要研究領(lǐng)域。

委托代理理論是高管薪酬問題研究的基礎(chǔ)。關(guān)于高管薪酬與公司業(yè)績之間的關(guān)系，最早的研究是由Taussings和Bake（1925）完成的。他們通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)高管薪酬和公司業(yè)績之間的相關(guān)性很弱。Murphy（1999）認(rèn)為，CEO薪酬與公司績效的關(guān)系可以通過兩種方式產(chǎn)生關(guān)聯(lián)：一種是通過額外獎勵和CEO持股份紅；另一種是通過基本年薪和所持有的股權(quán)。James和Rajaram（2011）對美國上市公司在2005～2008年間的數(shù)據(jù)分析顯示，貨幣性薪酬與公司業(yè)績顯著正相關(guān)。Clinch和Magliolo（1993）通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬與公司的營收有正相關(guān)關(guān)系。

中國對高管薪酬問題的實(shí)證研究始于魏剛（2000）和李增泉（2000）。魏剛以816家滬深A(yù)股上市公司在1998年的數(shù)據(jù)作為樣本，對公司經(jīng)營績效與高管激勵之間的關(guān)系進(jìn)行研究，得出以下結(jié)論：各行業(yè)的高管薪酬存在明顯差異，薪酬與經(jīng)營績效的相關(guān)關(guān)系不顯著，但與公司規(guī)模成正相關(guān)關(guān)系。李增泉也利用同樣的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明高管薪酬與公司業(yè)績的相關(guān)關(guān)系不顯著，但與公司規(guī)模和公司所在地區(qū)呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系。陳志廣（2002）對高管薪酬對公司績效的問題進(jìn)行研究，結(jié)論是二者存在正相關(guān)關(guān)系。張暉明（2002）以滬市593家上市公司為研究對象做實(shí)證研究，研究結(jié)果表明以ROE為衡量的公司績效與高管薪酬有顯著線性關(guān)系。劉建中（2011）以及陳威燕（2012）對不同行業(yè)的企業(yè)績效與高管薪酬問題進(jìn)行研究，得出的結(jié)果大致相同。

由上述回顧可以發(fā)現(xiàn)，高管薪酬對企業(yè)績效的影響是顯著的。但是，現(xiàn)有文獻(xiàn)的樣本多為某些行業(yè)或某較短時期內(nèi)的數(shù)據(jù)。那么，當(dāng)把樣本量放大到2001~2015年、涵蓋各個行業(yè)（金融業(yè)除外）的1，123家中國上市企業(yè)時，高管薪酬與企業(yè)績效之間的相關(guān)性是否還顯著？高管薪酬在非制造業(yè)和制造業(yè)對企業(yè)績效影響是否具有明顯差異性？有鑒于此，本文除了探討高管薪酬等五個因素對企業(yè)績效的影響之外，還將做制造業(yè)和非制造業(yè)高管薪酬對企業(yè)績效影響的比較分析。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）理論基礎(chǔ)。（1）委托代理理論；（2）激勵理論；（3）人力資源理論。

（二）研究假設(shè)。高管薪酬分為很多種，最常見的有現(xiàn)金薪酬和股權(quán)薪酬。現(xiàn)金薪酬的影響多見于短期激勵；而股權(quán)薪酬相較于現(xiàn)金薪酬而言更加復(fù)雜，多見于長期激勵，目的是使高管以股東權(quán)益最大化為目標(biāo)工作。不同于股權(quán)激勵，現(xiàn)金薪酬的激勵雖然沒有使得高管和股東的利益更密切，但是對于高管而言可能有著更大的吸引力?，F(xiàn)金薪酬的激勵在短期內(nèi)就可以看到效果。綜上所述，現(xiàn)金薪酬決定了企業(yè)高管的工作效率，從而最終影響公司的業(yè)績。由此，我們可以提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：公司績效與高管薪酬有正相關(guān)關(guān)系，且高管薪酬越高，公司績效就越好

三、實(shí)證分析

在本文的研究中，首先運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)來考察各影響因素之間的長期關(guān)系，然后建立計(jì)量模型來量化它們之間的內(nèi)在聯(lián)系，最后對模型做穩(wěn)健性分析，來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠窬哂蟹€(wěn)健性。

本文先后對模型做了描述性統(tǒng)計(jì)、相關(guān)性分析以及共線性檢驗(yàn)、面板單位根檢驗(yàn)以及協(xié)整檢驗(yàn)、回歸分析等，最后對模型做了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）變量設(shè)置。（表1）

表1 變量設(shè)置一覽表

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源。本文選取了包括萬科A、世紀(jì)星源、深振業(yè)A、神州高鐵等企業(yè)在內(nèi)的1，123家中國上市企業(yè)從2001～2015年的數(shù)據(jù)，并篩選出這些年中數(shù)據(jù)較完善、可靠的公司作為本文的研究樣本。本文數(shù)據(jù)包括營業(yè)收入、前三名高管薪酬、企業(yè)規(guī)模、每股股利、凈資產(chǎn)收益率和年收盤價，這些數(shù)據(jù)全部來源于wind數(shù)據(jù)庫。

（三）模型設(shè)定及面板實(shí)證分析

1、模型設(shè)定。本文通過選取萬科A、世紀(jì)星源、深振業(yè)A、神州高鐵等1，123家上市企業(yè)2001～2015年的數(shù)據(jù)，通過建立面板回歸模型，以凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為因變量，分析高管報酬（EC）、營業(yè)收入（OPI）、每股股利（DPS）、企業(yè)規(guī)模（SIZE）和年收盤價（CP）對企業(yè)績效的影響。此外，由于凈資產(chǎn)收益率可能存在內(nèi)生性問題，運(yùn)用GMM動態(tài)面板估計(jì)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文采用Eviews8.0統(tǒng)計(jì)分析軟件。根據(jù)選取的自變量和因變量，將研究模型設(shè)定為以下回歸模型：

其中，ROE表示凈資產(chǎn)收益率；EC表示前三名高管報酬；OPI表示營業(yè)收入；DPS表示每股股利；SIZE表示總資產(chǎn)；CP表示年收盤價；α和β分別表示截距項(xiàng)和回歸系數(shù)；ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。為了證明是高管薪酬影響了公司業(yè)績，我們使模型描述上一期的高管薪酬對本期績效的影響。由于營業(yè)收入、高管報酬和總資產(chǎn)三個變量的值較大，為消除異方差的影響，故對這三個變量進(jìn)行自然對數(shù)處理后納入回歸模型。

2、描述性統(tǒng)計(jì)。首先對選取的變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)分析，表2為各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。（表2）

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果一覽表

3、相關(guān)性分析及共線性檢驗(yàn)。本文進(jìn)一步對解釋變量與被解釋變量進(jìn)行相關(guān)性分析，相關(guān)性分析結(jié)果如表3所示。（表3）

表3 相關(guān)性分析結(jié)果一覽表

由表3相關(guān)分析結(jié)果可知，高管報酬、營業(yè)收入、每股股利、企業(yè)規(guī)模和年收盤價與凈資產(chǎn)收益率相關(guān)系數(shù)為0.0725、0.0748、0.0839、0.0568和0.0683，表明高管報酬、營業(yè)收入、每股股利、企業(yè)規(guī)模、年收盤價與凈資產(chǎn)收益率均為正相關(guān)關(guān)系。

從各自變量之間的相關(guān)系數(shù)可知，各自變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.8，由此可以判斷，本文選取的自變量之間不存在多重共線性。

4、面板單位根檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用LLC、IPS、ADF和PP四種檢驗(yàn)對各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。（表4）

表4 單位根檢驗(yàn)結(jié)果一覽表

由表4各個變量面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，企業(yè)規(guī)模的原始序列的IPS和ADF沒有通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即企業(yè)規(guī)模的原始序列是非平穩(wěn)的，但所有變量的一階差分序列都在1%顯著性水平上通過了單位根的四種假設(shè)檢驗(yàn)，即所有變量都是一階平穩(wěn)，可以做面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)，來考察變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。為此，進(jìn)一步對模型變量之間的關(guān)系進(jìn)行Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)及KAO檢驗(yàn)。Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)及KAO檢驗(yàn)結(jié)果如5所示。（表5）

由表5模型Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)可知，模型的PanelPP、PanelADF、GroupPP和GroupADF對應(yīng)的顯著性概率P值均低于0.01，在1%顯著性水平上通過協(xié)整檢驗(yàn)；KAO檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-21.32055，對應(yīng)的顯著性概率P值為0.0000，在1%顯著性水平上通過KAO檢驗(yàn)，即高管報酬、營業(yè)收入、每股股利、企業(yè)規(guī)模、年收盤價與凈資產(chǎn)收益率存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)一步進(jìn)行回歸分析。

表5 協(xié)整檢驗(yàn)及KAO檢驗(yàn)結(jié)果一覽表

5、總體回歸分析。對模型進(jìn)行F檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。（表6）

表6 F檢驗(yàn)結(jié)果一覽表

由F檢驗(yàn)結(jié)果可知，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為1.131416，F(xiàn)檢驗(yàn)對應(yīng)的顯著性概率為0.0019，在1%顯著性水平上拒絕建立混合效應(yīng)的原假設(shè)，表明模型適用于固定效應(yīng)估計(jì)。為此，進(jìn)一步進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，以判斷模型適用于個體固定效應(yīng)還是個體隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。（表7）

由表7豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果可知，卡方統(tǒng)計(jì)量為52.815051，豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果對應(yīng)的顯著性概率P值為0.0000，小于0.01，在1%顯著性水平上拒絕建立個體隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，即模型適用于個體固定效應(yīng)估計(jì)。

表7 Haus man檢驗(yàn)結(jié)果一覽表

本文同時考慮了時間序列和橫截面兩個因素，且為避免時間序列異方差和自相關(guān)的影響，采用面板廣義最小二乘估計(jì)法（PanelEGLS）進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表8所示。（表8）

表8 面板估計(jì)結(jié)果一覽表

從估計(jì)系數(shù)分析結(jié)果來看，高管報酬與凈資產(chǎn)收益率呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為0.030992，在1%顯著性水平上通過了T假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，說明高管報酬對凈資產(chǎn)收益率具有顯著的正向影響作用；同理，營業(yè)收入、每股股利、年收盤價均與凈資產(chǎn)收益率呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)分別為0.038878、0.089060、0.002320，均在1%顯著性水平上通過了T假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，說明營業(yè)收入、每股股利、年收盤價的升高均對企業(yè)經(jīng)營績效具有顯著的正向影響作用；而企業(yè)規(guī)模與凈資產(chǎn)收益率則呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為-0.065429，在1%顯著性水平上通過了T假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，說明企業(yè)規(guī)模對凈資產(chǎn)收益率具有顯著的抑制影響作用；由于自變量和控制變量都取了滯后一期，所以結(jié)果顯示的即為自變量和控制變量對因變量的影響，而非僅僅是自變量與控制變量和因變量存在相關(guān)關(guān)系。

6、穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文進(jìn)一步運(yùn)用GMM動態(tài)面板估計(jì)對模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。該檢驗(yàn)方法的優(yōu)點(diǎn)在于無需更換數(shù)據(jù)，準(zhǔn)確性高。將因變量即凈資產(chǎn)收益率（ROE）取滯后一期進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。GMM動態(tài)面板估計(jì)結(jié)果如表9所示。（表9）

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果一覽表

由GMM動態(tài)估計(jì)結(jié)果可知，高管報酬與凈資產(chǎn)收益率呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為0.078627，在1%顯著性水平上通過了T假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，說明高管報酬對凈資產(chǎn)收益率具有顯著的正向影響作用；同理可得營業(yè)收入、每股股利、年收盤價、與凈資產(chǎn)收益率均呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)分別為0.005537、0.394088、0.001194，在1%顯著性水平上通過了T假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，說明營業(yè)收入、每股股利、年收盤價對凈資產(chǎn)收益率均具有顯著的正向影響作用；而企業(yè)規(guī)模與凈資產(chǎn)收益率呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為-0.100700，在1%顯著性水平上通過了T假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，說明企業(yè)規(guī)模對凈資產(chǎn)收益率具有顯著的抑制影響作用。

（四）制造業(yè)與非制造業(yè)對比回歸分析。本文進(jìn)一步分析制造行業(yè)和非制造行業(yè)各因素對凈資產(chǎn)收益率的影響。

首先，對制造行業(yè)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表10所示。（表10）

表10 制造業(yè)行業(yè)回歸結(jié)果一覽表

由制造業(yè)行業(yè)分析結(jié)果可知，模型的判決系數(shù)為0.0488，調(diào)整后的判決系數(shù)為0.0475。模型F檢驗(yàn)值為36.16271，F(xiàn)檢驗(yàn)對應(yīng)的顯著性概率P值為0.0000，在1%顯著性水平上通過了F假設(shè)檢驗(yàn)，說明模型較未分行業(yè)前的擬合效果差。

從估計(jì)系數(shù)分析結(jié)果來看，高管報酬、營業(yè)收入、每股股利、年收盤價均與凈資產(chǎn)收益率呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)分別為0.037404、0.031569、0.122298、0.001933，均在1%顯著性水平上通過了T假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，說明制造業(yè)行業(yè)高管報酬、營業(yè)收入、每股股利、年收盤價均對凈資產(chǎn)收益率具有顯著的正向影響作用；而企業(yè)規(guī)模與凈資產(chǎn)收益率呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為-0.040769，在1%顯著性水平上通過了T假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，說明制造業(yè)行業(yè)企業(yè)規(guī)模對凈資產(chǎn)收益率具有顯著的抑制影響作用。

其次，分析非制造業(yè)行業(yè)各因素對凈資產(chǎn)收益率的影響，并剔除了金融行業(yè)企業(yè)樣本，回歸結(jié)果如表11所示。（表11）

表11 非制造業(yè)行業(yè)回歸結(jié)果一覽表

由非制造業(yè)行業(yè)分析結(jié)果可知，模型的判決系數(shù)為0.0062，調(diào)整后的判決系數(shù)為0.0042。模型F檢驗(yàn)值為3.072365，F(xiàn)檢驗(yàn)對應(yīng)的顯著性概率P值為0.0000，在1%顯著性水平上通過了F假設(shè)檢驗(yàn)，說明模型擬合效果較差。

從估計(jì)系數(shù)分析結(jié)果來看，高管報酬與凈資產(chǎn)收益率呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為0.029628，在1%顯著性水平上通過了T假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，說明非制造業(yè)行業(yè)高管報酬對凈資產(chǎn)收益率具有顯著的正向影響作用，但這種影響作用小于制造行業(yè)高管報酬對凈資產(chǎn)收益率的影響；同理可得營業(yè)收入、每股股利、年收盤價與凈資產(chǎn)收益率呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，在10%顯著性水平上通過了T假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，說明非制造業(yè)行業(yè)營業(yè)收入、每股股利和年收盤價均對企業(yè)經(jīng)營績效具有顯著的正向影響作用；企業(yè)規(guī)模與凈資產(chǎn)收益率回歸系數(shù)為-0.010853，但沒有通過T假設(shè)的顯著性檢驗(yàn)，說明非制造業(yè)行業(yè)企業(yè)規(guī)模對凈資產(chǎn)收益率的影響作用并不顯著。

四、結(jié)論及建議

（一）主要研究結(jié)論。國有企業(yè)的改革振興是中國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要一環(huán)。對私有化國有企業(yè)上市的鼓勵創(chuàng)新使得越來越多的企業(yè)達(dá)到利潤目標(biāo)。盡管對于我國高管薪酬激勵機(jī)制的研究層出不窮，并且已經(jīng)有了許多相關(guān)的研究成果，但是高管薪酬問題的熱度不減反增。本文旨在為企業(yè)改進(jìn)高管薪酬激勵機(jī)制提供理論的支持，促進(jìn)中國企業(yè)高管激勵機(jī)制更好地發(fā)展，從而使得中國上市公司在國際上長遠(yuǎn)發(fā)展。

本文的主要結(jié)論如下：（1）企業(yè)高管薪酬對企業(yè)績效有顯著正相關(guān)影響，且雖然高管薪酬會顯著影響到企業(yè)績效，但影響力度并不是十分大。（2）營業(yè)收入、每股股利以及年收盤價對企業(yè)績效均有顯著正相關(guān)影響。（3）公司規(guī)模對企業(yè)績效有顯著負(fù)相關(guān)影響。本文中公司規(guī)模是指企業(yè)的平均凈資產(chǎn)。（4）在以上幾個變量中，回歸系數(shù)最大的是每股股利。這說明每股股利相對其他幾個因素而言，對公司績效的影響力度更大。（5）實(shí)證分析部分可以觀察到，公司規(guī)模與高管薪酬的相關(guān)系數(shù)很高。這一現(xiàn)象說明，規(guī)模越大的企業(yè)，越傾向于在高管的薪酬上下重金。（6）制造業(yè)行業(yè)各因素對凈資產(chǎn)收益率的影響程度大于非制造行業(yè)各因素對凈資產(chǎn)收益率的影響程度。

（二）關(guān)于高管薪酬制度的建議。高管薪酬問題日益突出，是因?yàn)檫@一問題帶來的負(fù)面現(xiàn)象越來越多。激勵機(jī)制的不健全會導(dǎo)致企業(yè)不能長期穩(wěn)定地發(fā)展，市場也因此衰退。本文針對中國上市企業(yè)存在的高管薪酬問題提出一些建議，具體如下：（1）上市企業(yè)應(yīng)根據(jù)所在地理位置以及自身發(fā)展階段來制定合理的薪酬水平；（2）企業(yè)應(yīng)建立并完善高管薪酬結(jié)構(gòu)，使其與公司績效更匹配；（3）我國應(yīng)逐步完善上市企業(yè)高管薪酬的信息披露制度；（4）企業(yè)應(yīng)建立并完善薪酬委員會制度。