我國金融類上市公司高管薪酬激勵機制實證分析

韓克勇

（山西省社會科學院，山西 太原 030006）＊

目前，對于金融業高管薪酬問題的研究，廣泛采用的是時間序列模型和多元統計模型。但由于我國高管薪酬信息披露不完善，而之前的研究并沒有對數據偏誤的影響進行探討，簡單地采用OLS回歸方法顯然有失偏頗。運用面板數據模型，則可以解決忽略變量對參數估計效率的影響，因此，以下采用Panel Data模型對金融類上市公司高管薪酬激勵機制進行實證分析。

一、研究假設

薪酬是否與員工的工作績效相聯系及其怎樣聯系，是影響薪酬激勵機制能否成為一種有效的激勵機制的根本因素。而金融企業高管與公司業績之間的聯系又受到許多因素的影響。例如，Joscow等、Hall和Liebman的研究就認為高管人員的報酬與企業績效間呈正相關關系［1，2］；劉哲和葛玉輝、陳潘武和洪軍研究結果表明高管的現金收入水平與企業規模間有顯著的相關性［3，4］；Jensen、Core等認為獨立董事人數對高管薪酬的高低會產生一定程度的影響［5.6］；Firth等 的研究表明，在股權分散的情況下，管理層的權力更大，傾向于給自己更高的報酬［7］；Finkelstein和Hambrick則認為與擁有大量外部股東的公司相比，沒有明顯外部股東的公司高管的薪酬相對更高［8，9］。借鑒國內外相關研究，本文對我國金融類上市公司高管薪酬與經營績效、企業規模、公司治理結構等因素的關系提出假設［10］。

（一）經營績效

管理層薪酬激勵機制是公司治理的重要機制之一。委托代理理論認為，由于信息不對稱的存在，以可觀測到的公司績效為基礎來制定高管人員的報酬補償合約有利于代理成本的降低。金融業的高監管特征使得股東能增加對企業經營這一黑箱的透視能力，有助于在高管薪酬合約設計時改變以往單純依靠經營業績的方式，更有可能采用更多的指標來考核高管人員。因此提出以下假設：

假設1：我國金融類上市公司高管薪酬與經營績效存在一定的正向關系。

（二）企業規模

從人力資本角度來看，企業規模越大，就越需要具有更高經營管理素質與才能的管理者，因此管理者獲得高報酬無可厚非。國外有大量文獻研究企業規模與高管薪酬的相關性問題，得出兩者存在顯著正相關關系的結論，因此提出以下假設：

假設2：我國金融類上市公司高管薪酬與企業規模之間存在正相關關系。

（三）董事會結構

董事會結構的研究主要集中在董事會規模及董事會獨立性兩方面?，F有大部分研究認為董事會規模的擴大將導致協調和治理成本的上升，高管容易進行權力尋租，利用董事之間難以協調的困境來制定較高的薪酬補償合約。而獨立董事人數對高管薪酬的高低會產生一定程度的影響，獨立董事比例越高，高管薪酬與經營績效的敏感性將會增加，高管薪酬的水平也可能會相應降低。因此提出以下假設：

假設3：我國金融類上市公司高管薪酬與董事會規模、獨立董事比例之間存在負相關關系。

（四）監事會

我國公司外部治理機制較為薄弱，監事會作為公司內部治理的重要手段，其監督對象包括公司全體董事和高管人員，且不受上述人員的制約。因此，監事會在很大程度上可以防止高管薪酬與企業經營績效脫節。由此，提出以下假設：

假設4：我國金融類上市公司高管薪酬與監事會規模負相關。

（五）股權結構

股權結構是決定公司治理機制有效性的重要因素，管理層薪酬激勵機制作為公司內部治理機制的組成部分，股權結構對其有著舉足輕重的作用。因此提出以下假設：

假設5：我國金融類上市公司高管薪酬與股權集中度、外部股東持股比例存在負相關關系。

二、樣本及變量選取

（一）相關變量的定義與說明

本文先對研究中涉及的高管薪酬等概念進行嚴格的界定，以劃定本文的研究范圍。

1.高管薪酬。這里的高管指的是廣義上的高管，包括董事、監事、總經營者、副經營者以及按照專業分工而設的“首席”或“總監”職位、董秘等。由于我國基于股權的長期薪酬激勵機制尚處于探索階段，金融業高管薪酬中高管持股比例近似為零，現有薪酬仍以現金薪酬為主。因此，本文選取年報中披露的年度薪酬總額作為衡量高管薪酬水平的指標。同時，為剔除高管人數差異對薪酬的影響，本文以年度薪酬最高的前三名高管的平均薪酬的對數作為衡量指標。

2.經營績效。采用總資產收益率ROA來衡量企業的經營業績，其中包含了對風險因素的考量。

3.企業規模。為與衡量企業經營績效的ROA相一致，采用企業總資產的對數來衡量企業規模。

4.董事會結構。以董事會人數來衡量董事會規模，以獨立董事占董事會總人數的比例來衡量董事會的獨立性。

5.監事會規模。采用監事會總人數來衡量。

6.股權機構。以第一大股東持股比例衡量股權集中度，以第二到第五大股東的持股比例衡量外部大股東的持股比例。

上述變量的含義可概括如表1。據此，建立以下高管人員薪酬影響因素理論模型來檢驗本文提出的有關假設：

（二）樣本選擇及數據來源

考慮到樣本數據的可獲取性和有效性，本文選取在滬深兩市上市較早、年報披露規范、公司治理相對完善的金融類上市公司2007～2010年間的數據作為實證研究的樣本。根據證監會的行業分類，在滬深兩市上市的銀行業有16家、證券期貨業有15家、保險業有3家、信托業有3家，總計37家金融上市機構。其中，由于光大證券、農業銀行、招商證券、華泰證券、興業證券、山西證券分別于2009、2010年上市，數據不完善；西南證券、廣發證券于2009年借殼ST長運和S延邊路上市，前后數據缺乏可比性；北京銀行、招商銀行、浦發銀行、光大銀行、中國人壽、中國太保2010年高管的最終薪酬仍在確認過程中，因此以上金融機構剔除樣本范圍。在剔除所需信息披露不全的56個樣本后，最終得到92個有效樣本觀測值，所需數據均來自于各金融機構年報。

表1 變量定義表

三、實證結果及分析

（一）變量的描述性統計

通過樣本金融機構各變量的年度數據可以知道，樣本金融機構績效水平的年度均值基本呈現逐年下降趨勢，高管薪酬水平的年度均值也呈現相同趨勢，并且不同金融機構高管薪酬水平的差距較為明顯，可見薪酬水平與經營績效基本掛鉤，金融機構高管薪酬水平的逐年下降基本可以顯現“限薪令”的作用。企業規模的年度均值則呈現不斷上升的趨勢；董事會規模最大時為20人，最小時為5人；獨立董事比例呈現逐年上升比例，但最小值僅為0.25，說明我國有些金融類上市公司并沒有按照證監會的要求設立獨立董事（獨立董事比例不得低于董事會人數1/3）。監事會規模最大時為13人，最小時為3人；股權集中度平均超過了28%，最高時達到67.55%；外部大股東持股比例最大時為60.40%。

表2 2007～2010年各變量的總體情況

（二）模型估計及分析

1.面板模型選擇。在估計模型之前，為了避免模型設定的偏差，使得估計結果與所要模擬的經濟現實偏離甚遠，應正確選擇面板模型的形式。Eviews 6.0可以對面板數據進行F檢驗和Hausman檢驗來分析選擇合適的模型，其中，F檢驗是選擇混合回歸模型或固定效應模型的依據，Hausman檢驗是選擇固定效應或隨機效應模型的依據。我們首先估計固定效應模型，進行F檢驗，結果見表3。

表3 F檢驗結果

表4 Hausman檢驗結果

從表3可看出，F檢驗在1%的顯著水平下拒絕原假設（H0：混合回歸模型），模型應采用固定效應或隨機效應模型。估計隨機效應模型后，進行Hausman檢驗，結果見表4。

從表4看，Hausman檢驗在5%的顯著水平下拒絕原假設（H0：隨機效應模型優于固定效應模型），因此，固定效應模型優于隨機效應模型，選擇固定效應模型進行估計。

2.估計結果及其分析。采用固定效應模型對面板數據進行估計，結果見表5。

表5 面板數據估計結果

由表5的估計結果可以看出：

（1）我國金融類上市公司高管薪酬與企業經營績效的相關系數僅0.039，這說明我國金融機構高管人員的薪酬與其貢獻的相關性較小，缺乏科學的績效考評機制，業績評價可能含有很多的“噪音”。

（2）我國金融類上市公司高管薪酬與公司規模正相關，且在1%的水平下顯著，這表明企業經營規模越大，高管人員獲得較高薪酬水平的可能性越高。

（3）我國金融類上市公司高管薪酬與董事會規模負相關，但是相關性并不顯著。而獨立董事比例與高管人員薪酬正相關，與本文假設3相矛盾。這反映了當前我國金融類上市公司董事會獨立性的職能尚未得到有效發揮，獨立董事制度建設更多的只是一種象征意義，董事會治理效率有待提高。

（4）我國金融類上市公司高管薪酬與監事會規模無關，與本文假設4相矛盾。這說明在我國，受具體制度安排和監督機構重疊等因素的影響，監事會監督職能發揮的實際效果受到人們較多的質疑，盡管本文實證結果與理論相悖，但是與以往研究文獻的結論是相一致的。

（5）第一大股東持股比例與高管人員薪酬的存在顯著的負相關關系，但反映外部大股東持股比例指標的顯著性水平并不高，這表明，在股權結構方面，第一大股東持股比例上升到一定程度可以降低代理成本，防止“所有者缺位”，從而能使高管薪酬水平降低。

3.子樣本估計結果及其分析。通過分析可以看出董事會結構、監事會規模和股權結構沒有完全支持以上假設，考慮到金融業中銀行業、證券期貨業、保險業和信托業各有其不同的特點，可能對實證結果有一定的影響，因此，需要分行業來考慮各自高管薪酬的影響因素。

由于銀行業發展歷史悠久，并且近年來的成功改革使銀行業上市公司相對較多，公司治理較為完善，數據信息也比較充分，因此主要對銀行業做子樣本分析。為使檢驗結果顯著，考慮到銀行業區別于其他行業的高監管、高負債特點，在指標體系中加入杠桿率（LEV）、資本充足率（TCR）和不良貸款率（NPA）指標。通過F檢驗和Hausman檢驗，用固定效應模型來估計模型，估計結果見表6。

根據表6的估計結果，高管人員的薪酬水平與銀行資產規模和總資產收益率高度正相關（統計顯著）；而與杠桿率和資本充足率負相關（統計顯著），與不良貸款率負相關（統計不顯著）。獨立董事和監事會發揮了其對高管人員的監督職能，對抑制高管高薪起到了一定的作用，但是董事會治理效率有待提高。由于我國銀行業第一大股東多為國家股，“所有者缺位”問題較其他行業比較突出，股東未對高管人員的監督發揮作用，為高管控制薪酬委員會，給自己加薪提供了便利［11］。

表6 子樣本估計結果

四、研究結論

1.我國金融類上市公司高管薪酬的形式單一，基本上只有注重短期激勵的現金薪酬，缺乏注重長期薪酬激勵效應的股票期權、限制性股份等薪酬形式。以短期薪酬激勵為主的薪酬結構，有可能導致高管人員行為的短期化，不利于各金融機構的長遠健康發展。

2.我國金融類上市公司高管的薪酬基本上是與其經營業績相聯系的，反映出我國金融業現行的基本薪酬加績效薪酬的薪酬制度能夠發揮一定的激勵作用。但是聯系并不緊密，反映出高管人員的薪酬與其貢獻的相關性較小，缺乏科學的績效考評機制，業績評價可能含有很多的“噪音”。

3.目前我國金融類上市公司中，董事會和監事會對高管薪酬的影響力不明顯，獨立董事比例所占比重不大，監管不力。兩會的治理效率有待提高，各金融機構的治理機制有待完善。

4.我國金融機構尤其是銀行業，國有股“一股獨大”弱化了監管的有效性，所有者缺位問題突出。在金融機構真正所有者缺位，股東大會、董事會和監事會都難以對薪酬進行約束的情況下，應加強金融監管，尤其是高管薪酬監管。

［1］Joscow P，Rose N，Shepard A.Regulatory constraints on CEO compensation［Z］.Brooking Papers Microeconomics，1993.

［2］Brian J.Hall，Jeffrey B.Liebman.Are CEOs Really Paid Like Bureauerats？［J］.The Quarterly Joumal of Eeonomics，MIT Press，1998，vol.113（3）：653－691.

［3］劉哲，葛玉輝.我國上市公司高管薪酬與績效相關性實證分析——基于“真空高管薪酬”理論［J］.華東經濟管理，2011，（7）：93－96.

［4］陳潘武，洪軍.上市銀行高管薪酬與治理績效的實證研究［J］.浙江社會學，2008，（9）：17－22.

［5］Michael C.Jensen.The modern industrial revolution，exit and the failure of internal control systems［J］.The Journal of Finance，1993，48（3）：831－880.

［6］John E.Core，Robert W.Holthausen，David F.Larcker.Corporate governance，chief executive officer compensation and firm performance［J］.Journal of Financial Economics，1999，（51）：371－406.

［7］M.Firth，M.Tam，M.Tang.The determinants of top management pay［J］.The International Journal of Management Science，1999（27）：617－635.

［8］Finkelstein S，Hambrick D.C.Chief executive compensation：a synthesis and reconciliation［J］.Strategic Management Journal，1989，（9）：543－558.

［9］Hambrick D.C，Finkelstein S.The effects of ownership structure on conditions at the top：the case of CEO pay raises［J］.Strategic Management Journal，1995，（16）：175－193.

［10］武治國，朱貴云.上市商業銀行高管薪酬和經營績效研究——基于五家上市商業銀行2001～2006年面板數據［J］.稅務與經濟，2008，（3）：15－20.

［11］姚艷紅，王潤甜.企業高管人員內部控制權激勵［J］.湖湘論壇，2011，（4）：97－101.