高管激勵與經營績效的相關性研究理論假設與實證分析

張雷+劉愛楊+卜華

內容摘要：本文以上海和深圳證券交易所的上市公司為樣本，運用因子分析、相關性分析和多元線性回歸方程等方法，從高管薪酬的年薪、持股比例和職務消費水平三個構成方面探討了高管薪酬對公司業績的影響。

關鍵詞：上市公司 高管薪酬 公司業績

企業高管是最重要且稀缺的人力資源，如何有效地配置這種資源一直是理論界研究的重點。從目前的情況來看，我國企業高管薪酬激勵機制存在諸多缺陷。本文針對我國上市公司高管薪酬與公司業績之間的相關性，進行實證分析，并提出相關的建設性建議。

指標選取

（一）自變量

所謂高層管理人員，是指參與公司戰略性決策并直接對公司的生產、經營活動負責的人員。

1.高管年薪報酬變量（MAP）：前三名高層管理人員年度報酬總額平均值（變量符號MAPi，t）。

2.高管持股變量（MSR）：高級管理層的總持股數量占公司總股本的比例（變量符號MSRi，t）。

3.高管職務消費變量（MDC）：職務消費（MDC）=辦公費+業務招待費+差旅費+會議費+通訊費+小車費+出國培訓費（變量符號MDCi，t）。

（二）因變量

公司業績變量：本文選取凈資產收益率（ROE）、總資產收益率（ROA）和每股收益（EPS）這三個指標作為影響因子，利用主成份因子分析法，通過線性回歸構造績效指標F（變量符號Fi，t）。其具體的表達式為：

F =α1× ROE +α2×EPS+α3× ROA+ε

（三）控制變量

1.公司規模（SIZEi，t）。國內學者基本采用總資產作為公司規模的代理指標，都證明了總資產是決定高管人員薪酬水平的重要因素，而且與高管人員的薪酬水平正相關（魏剛，2000）。因此，本文采用公司總資產的對數作為衡量公司規模的指標（變量符號SIZEi，t）。

2.時間控制變量及行業控制變量（YEARi，t，INDi，t）。考慮到中國股市年度間的波動變化，本文還引入了時間控制變量（變量符號YEARi，t），來控制年度之間的差異造成結果出現誤差的可能性；另外，考慮到行業間經營環境、競爭環境、發展前景的不同，會造成公司股票收益之間存在較大的差異，研究中引入行業控制變量（變量符號INDi，t）。本文采用的行業分類標準按照中國證監會發布的上市公司行業分類與代碼，將上市公司分為13個行業：A農、林、牧、漁業；B采掘業；C制造業；D電力、煤氣及水的生產和供應業；E建筑業；F交通運輸、倉儲業；G信息技術業；H批發和零售貿易；I金融、保險業；J房地產業；K社會服務業；L傳播與文化產業；M綜合類（依據中國證監會（CSRC China Securities Regulatory Commission）在1998年制訂的行業分類方法，參見《中國上市公司分類指引》），共11個啞變量（研究中剔除金融、保險業上市公司，為避免共線性，虛擬變量個數應取K-1個），屬于該行業則變量為1，否則為0。

假設提出

為完成以上分析，本文提出以下三個假設：假設1：公司績效與上市公司薪酬最高前三名的總額存在正相關關系。假設2：公司績效與上市公司高管人員職務消費水平存在正相關關系。假設3：公司績效與上市公司高管人員持股規模存在顯著的正相關關系。

模型構建

本部分擬從高管薪酬激勵進行回歸分析，早期對高管薪酬與企業績效相關性的研究也主要是對高管薪酬貨幣水平與企業績效的統計、回歸分析，其結果并沒有得出一致結論，并且，這些研究主要是基于截面數據分析的基礎上。筆者在綜合考慮各種因素的基礎上，采取薪酬作為自變量進行回歸分析，來考察高管薪酬對績效的影響。為對假設1、假設2、假設3做出檢驗，本文構建以下的線性模型：

Fi，t=α+β1MAPi，t+β2 MSRi，t +β3 MDCi，t+β4SIZEi，t+β5YEARi，t+β6INDi，t+ε

樣本選取及數據處理

（一）樣本選取

為了更好且更全面地說明上市公司高管薪酬激勵與公司績效的關系，樣本數據來自于在上海和深圳證券交易所上市的公司所公布的年報，選取的樣本區間為2008-2010年。本文混合了滬市和深市A股上市公司在整個樣本期間的時間序列數據及橫截面數據，得到符合研究需要、經過篩選后的滬市和深市A股上市公司2008-2010年的面板數據，樣本總量為3036個（含年度間重復計算），其中2008年1015家，2009年1018家、2010年1003家。

（二）因變量的構建

本文所選取的公司業績指標為ROE、ROA和EPS，為了將三個因素都納入模型，且模型盡可能精簡，本文利用主成分因子分析法來構造因變量。操作前先將這三個指標數據進行標準化，具體操作步驟分由SPSS19.0自動完成。分析結論：三個成分只需提取第一個即可。

由表1可知，通過該系數矩陣就可以將所有的主成分表示為各個變量的線性組合，即：

F =0.925×ROA +0.877×EPS+0.861×ROE+ε

樣本回歸分析

（一）相關性檢驗

為了考察高管年薪，高管持股比例，職務消費和公司業績等變量之間的相關程度，本文對各個變量進行相關性分析。相關性分析采用Pearson相關系數來表示變量之間的相關關系，得到的相關性分析結果如表2所示。從表2來看，公司業績變量F值與金額最高的前三名高級管理人員的報酬總額、職務消費變量和公司規模之間都存在顯著的正相關關系，但是和高管持股比例的相關性卻不高且沒有通過顯著性檢驗，可能是因為“零持股”現象過于普遍，因此這個變量可能會對模型產生不顯著的影響，其余兩個自變量和公司規模的控制變量用于回歸是合適的，能夠反映出公司業績和高管薪酬之間的差異性。另外，表2還反映出四個自變量之間的相關系數均小于0.6，說明自變量之間不存在多重共線的關系，可將這些變量同時放入回歸分析。endprint

（二）回歸分析

本文將對全體樣本數據進行回歸，以分析變量之間的具體關系，并驗證理論部分提出假設的正確性。由于年薪變量和職務消費變量的絕對值太大，直接使用原始數據會使結果出現較大偏離，因此將年薪變量和職務消費變量轉化為對數形式表示。得到的統計量F=39.927，遠遠大于1，相伴概率值P<0.001，說明自變量和因變量之間確實存在很大關系，所選樣本數據可以用于線性回歸。

表3為模型回歸結果，高管年薪變量的系數符號為正，系數值為0.293，且通過了顯著性檢驗（在0.005水平上顯著），支持了原假設1，即公司績效與上市公司薪酬最高前三名高管年度薪酬總額存在正相關關系。職務消費變量的系數符號為正，系數值為0.092，且通過了顯著性檢驗（在0.005水平上顯著），支持了原假設2，即公司績效與上市公司高管人員職務消費水平存在正相關關系。高管持股變量的系數符號為正，系數值為0.015，但是卻沒有通過顯著性檢驗，實驗結果與前文相關性的結果一樣，證實了作者猜想，即我國上市公司高管“零持股”現象過于嚴重，導致無法收集到足夠的樣本數據來驗證假設3，說明公司績效與上市公司高管人員持股規模存在不顯著的正相關關系；控制變量里面，公司規模變量系數符號為正，沒有通過顯著性檢驗，說明公司規模對高管薪酬和企業績效之間的影響并不顯著，時間和行業變量里面也只有個別通過了顯著性檢驗，也說明控制變量對于實驗結果的影響較小。

綜上所述，針對A股上市公司進行的相關和回歸分析，表明高管薪酬與企業績效之間有較強的相關性，反映了我國上市公司普遍實施薪酬激勵機制，形成了薪酬-績效契約關系。其中，年薪制激勵是主要部分，實證結果驗證了高管年薪與同年的公司績效之間基本呈顯著正相關關系，說明年薪制對于公司業績提高有著積極的影響。

通過對總體的樣本進行相關和回歸分析，發現高管持股比例少、“零持股”現象嚴重，總體持股比例低，直接導致總體上高管持股比例與企業績效之間不存在顯著相關關系的實證結果，說明我國上市公司的股權激勵機制并未發揮應有的作用。

從樣本分析來看，我國上市公司的職務消費水平總體較高，與公司業績呈顯著正相關。但職務消費有利有弊，上市公司不能過分依靠職務消費來提高公司業績，而應更注重高管薪酬的其他方面，以防止權力過分放寬導致貪污腐敗現象。

參考文獻：

1.陳冬華，梁上坤.在職消費、股權制衡及其經濟后果—來自中國上市公司的經驗證據[J].上海立信會計學院學報，2010（1）

2.魏剛.高級管理層激勵與上市公司經營績效[J].經濟研究，2000（3）

3.吳育輝，吳世農.高管薪酬：激勵還是自利？—來自中國上市公司的證據[J].會計研究，2010（11）endprint

（二）回歸分析

本文將對全體樣本數據進行回歸，以分析變量之間的具體關系，并驗證理論部分提出假設的正確性。由于年薪變量和職務消費變量的絕對值太大，直接使用原始數據會使結果出現較大偏離，因此將年薪變量和職務消費變量轉化為對數形式表示。得到的統計量F=39.927，遠遠大于1，相伴概率值P<0.001，說明自變量和因變量之間確實存在很大關系，所選樣本數據可以用于線性回歸。

表3為模型回歸結果，高管年薪變量的系數符號為正，系數值為0.293，且通過了顯著性檢驗（在0.005水平上顯著），支持了原假設1，即公司績效與上市公司薪酬最高前三名高管年度薪酬總額存在正相關關系。職務消費變量的系數符號為正，系數值為0.092，且通過了顯著性檢驗（在0.005水平上顯著），支持了原假設2，即公司績效與上市公司高管人員職務消費水平存在正相關關系。高管持股變量的系數符號為正，系數值為0.015，但是卻沒有通過顯著性檢驗，實驗結果與前文相關性的結果一樣，證實了作者猜想，即我國上市公司高管“零持股”現象過于嚴重，導致無法收集到足夠的樣本數據來驗證假設3，說明公司績效與上市公司高管人員持股規模存在不顯著的正相關關系；控制變量里面，公司規模變量系數符號為正，沒有通過顯著性檢驗，說明公司規模對高管薪酬和企業績效之間的影響并不顯著，時間和行業變量里面也只有個別通過了顯著性檢驗，也說明控制變量對于實驗結果的影響較小。

綜上所述，針對A股上市公司進行的相關和回歸分析，表明高管薪酬與企業績效之間有較強的相關性，反映了我國上市公司普遍實施薪酬激勵機制，形成了薪酬-績效契約關系。其中，年薪制激勵是主要部分，實證結果驗證了高管年薪與同年的公司績效之間基本呈顯著正相關關系，說明年薪制對于公司業績提高有著積極的影響。

通過對總體的樣本進行相關和回歸分析，發現高管持股比例少、“零持股”現象嚴重，總體持股比例低，直接導致總體上高管持股比例與企業績效之間不存在顯著相關關系的實證結果，說明我國上市公司的股權激勵機制并未發揮應有的作用。

從樣本分析來看，我國上市公司的職務消費水平總體較高，與公司業績呈顯著正相關。但職務消費有利有弊，上市公司不能過分依靠職務消費來提高公司業績，而應更注重高管薪酬的其他方面，以防止權力過分放寬導致貪污腐敗現象。

參考文獻：

1.陳冬華，梁上坤.在職消費、股權制衡及其經濟后果—來自中國上市公司的經驗證據[J].上海立信會計學院學報，2010（1）

2.魏剛.高級管理層激勵與上市公司經營績效[J].經濟研究，2000（3）

3.吳育輝，吳世農.高管薪酬：激勵還是自利？—來自中國上市公司的證據[J].會計研究，2010（11）endprint

（二）回歸分析

本文將對全體樣本數據進行回歸，以分析變量之間的具體關系，并驗證理論部分提出假設的正確性。由于年薪變量和職務消費變量的絕對值太大，直接使用原始數據會使結果出現較大偏離，因此將年薪變量和職務消費變量轉化為對數形式表示。得到的統計量F=39.927，遠遠大于1，相伴概率值P<0.001，說明自變量和因變量之間確實存在很大關系，所選樣本數據可以用于線性回歸。

表3為模型回歸結果，高管年薪變量的系數符號為正，系數值為0.293，且通過了顯著性檢驗（在0.005水平上顯著），支持了原假設1，即公司績效與上市公司薪酬最高前三名高管年度薪酬總額存在正相關關系。職務消費變量的系數符號為正，系數值為0.092，且通過了顯著性檢驗（在0.005水平上顯著），支持了原假設2，即公司績效與上市公司高管人員職務消費水平存在正相關關系。高管持股變量的系數符號為正，系數值為0.015，但是卻沒有通過顯著性檢驗，實驗結果與前文相關性的結果一樣，證實了作者猜想，即我國上市公司高管“零持股”現象過于嚴重，導致無法收集到足夠的樣本數據來驗證假設3，說明公司績效與上市公司高管人員持股規模存在不顯著的正相關關系；控制變量里面，公司規模變量系數符號為正，沒有通過顯著性檢驗，說明公司規模對高管薪酬和企業績效之間的影響并不顯著，時間和行業變量里面也只有個別通過了顯著性檢驗，也說明控制變量對于實驗結果的影響較小。

綜上所述，針對A股上市公司進行的相關和回歸分析，表明高管薪酬與企業績效之間有較強的相關性，反映了我國上市公司普遍實施薪酬激勵機制，形成了薪酬-績效契約關系。其中，年薪制激勵是主要部分，實證結果驗證了高管年薪與同年的公司績效之間基本呈顯著正相關關系，說明年薪制對于公司業績提高有著積極的影響。

通過對總體的樣本進行相關和回歸分析，發現高管持股比例少、“零持股”現象嚴重，總體持股比例低，直接導致總體上高管持股比例與企業績效之間不存在顯著相關關系的實證結果，說明我國上市公司的股權激勵機制并未發揮應有的作用。

從樣本分析來看，我國上市公司的職務消費水平總體較高，與公司業績呈顯著正相關。但職務消費有利有弊，上市公司不能過分依靠職務消費來提高公司業績，而應更注重高管薪酬的其他方面，以防止權力過分放寬導致貪污腐敗現象。

參考文獻：

1.陳冬華，梁上坤.在職消費、股權制衡及其經濟后果—來自中國上市公司的經驗證據[J].上海立信會計學院學報，2010（1）

2.魏剛.高級管理層激勵與上市公司經營績效[J].經濟研究，2000（3）

3.吳育輝，吳世農.高管薪酬：激勵還是自利？—來自中國上市公司的證據[J].會計研究，2010（11）endprint