企業經理層激勵與企業績效的實證研究——以新疆上市公司為例

○孫蕾

（河南工程學院會計學院 河南 鄭州 451191）

經濟繁榮是地區穩定的前提，新疆經濟工作會議提出加大援疆力度，建立喀什經濟特區等，為實現新疆經濟的跨越式發展提供了契機，同時也是新疆企業實現跨越式發展的機遇。現代企業管理組織中，公司經營者并不是企業的所有者，兩者之間更多是一種委托—代理關系。經理層是公司治理與公司管理的聯結點，很大程度上對企業績效有決定性作用。良好的激勵機制可以在信息不對稱的情況下，最大限度降低公司治理風險，誘導作為代理人的管理層從股東利益出發，謀取公司價值的最大化，保證公司運營的質量和良好的經營業績。

一、文獻回顧

正如亞當·斯密在《國富論》中所言“作為他人所有的資金的經營者，不要期望他會像自己所有的資金一樣獲得精心照顧”，Berle和Means拓展了這一思想，認為公司治理的核心問題就是要平衡所有者與經營者之間的利益關系。Ross（1973）從更層次的角度把這個問題稱之委托-代理問題。中國學術界關于上市公司的治理主要集中在國有（控股）上市公司，認為國有股權虛置、內部人控制、行政型治理是企業績效下降的主要原因，并從產權（張維迎，1995；吳敬璉 1998）、競爭（ 林毅夫等，1997）、治理（ 李維安等，2001）等角度提出了相應的解決方案。李維安等對中國上市公司經理層治理狀況進行指數化評價發現，我國上市公司經理層治理的激勵約束機制平均得分只有33.02，存在較大不足。

企業治理的終極目的就是保持管理者與股東利益的一致性，減少經理層的逆向選擇。因此激發經理層動力與約束經理層逆向選擇行為，保證所有者利益就顯得尤為重要。紀曉麗、黃化（2006）對中國民營上市公司管理層的激勵與企業績效進行回歸分析，認為管理層的持股比例與企業經營績效不存在顯著相關關系；武立東（2007）對中國民營上市公司經理層激勵約束機制進行實證分析，發現經理層的薪酬與企業績效呈正相關關系，而總經理持股以5.06%、19.62%為節點，呈“倒S型”非線性相關關系，這一研究結果與韓亮亮、李凱、宋力（2006）從利益趨同效應和壕溝效應研究民營上市公司持股與企業價值之間關系的結論相似。方軍雄（2009）實證研究表明我國上市公司高管的薪酬與企業業績顯著正相關，但是業績上升時薪酬的增加幅度顯著高于業績下降時薪酬的減少幅度。宋增基（2011）認為監督機制與激勵機制之間存在替代作用。

以上文獻分析表明，已有的經理層激勵大都是公司治理研究的一部分，作為一個獨立的內容進行全面評價的研究仍顯不足，與區域特殊性結合起來的研究更是少之又少。鑒于新疆區域的特殊性，結合我國公司治理的研究現狀與未來發展趨勢，把經理層激勵機制作為一個獨立系統進行評價，對推動新疆上市企業發展有及其重要的意義。

二、研究假設與變量選擇

1、研究假設

假設1：前三名經理層薪酬均值與企業績效正相關。大多數企業都是以上一年企業經營狀況確立經理層當年薪酬。經理層作為企業的執行者，其努力程度與主觀能動性直接影響到企業的績效，根據激勵理論，經理層薪酬是經理層人員努力工作的直接動力。

上市公司對于經理人的激勵一般采用薪酬激勵，包括貨幣激勵和股權激勵，其中貨幣性激勵可以激勵經理人在短期內努力為企業創造財富，但也有可能使經理人追求短期的利益，因此經理人的薪酬體系需要加入長期激勵的因素。經理人持股是屬于長期激勵的性質，可以將經理人的利益與公司的利益結合起來，使經理人切實地為股東及公司考慮，為股東和公司創造價值，從一定程度上緩解經理人與股東之間的代理沖突。

假設2：總經理持股比例與與企業績效正相關。企業所有者與經營者是一個委托—代理的契約關系。根據理性經濟人假設，股東與經理人都會追求自身利益最大化的。當經理人與股東利益最大化目標不一致或發生沖突時，經理人可能利用信息優勢采取不利于股東利益的行為，進行逆向選擇。經理層持股降低了代理成本的同時將經營者利益與公司長期績效緊密連接，鼓勵經營者分擔經營風險，分享其工作給股東帶來的收益；另一方面減少經營者追求短期利益的選擇行為，有利于公司核心競爭力和發展后勁的培育。參照前文李維安等的研究結果，我們提出總經理持股與與企業績效正相關的假設。

假設3：企業規模與企業績效負相關。企業規模大小一般代表了企業可利用資源的眾寡，當企業可利用資源增多時，企業凈利潤可能會相應增多。但由于人的精力是有限的及有限理性假設，當資源過多時邊際收益會出現遞減現象。

假設4：行業對企業績效存在顯著影響。由于市場環境的不確定性，很多時候企業盈利能力并不完全由經理層管理水平所能決定的。企業處在波動的行業環境內，行業盈利能力對企業績效存在顯著的影響。

2、變量定義

研究公司財務狀況時，每股收益（EPS）是投資者最關心的變量之一。每股收益=公司的凈利潤/公司的總股本，反映了公司每一股所具有的當前獲利能力。考察每股收益歷年的變化，是研究公司經營業績變化最簡單明了的方法。因此，我們以每股收益（EPS）作為被解釋變量，體現企業績效。

根據馬斯洛需求層次理論模型，生理需求是被激勵者的基本要求，報酬就可以作為激勵因素滿足被激勵者的生理需求，所以在本次研究中我們以前三名經理層最高報酬均值（MR）作為解釋變量。但赫茲伯格的雙因素理論認為基本工資報酬屬于保健因素，不能激發被激勵者的內在積極性，只能對經營者的的機會主義行為進行約束。構建多元化的報酬結構成為多數企業的選擇，在滿足其生理需求的前提下，加大風險收入比例，報酬的激勵作用會逐漸凸顯。總經理是公司經營的最高執行者，其決策行為對企業績效有很大的影響。在本文中我們以總經理持股比例（SR）作為解釋變量之一。同時也滿足了經理層馬斯洛需求層次理論中自我實現的需求與赫茲伯格的雙因素理論的“激勵”需求。

表1 變量符號、變量涵義一覽表

除以上解釋變量外，影響企業績效的還有很多其他因素，并且這些因素的影響是不可忽視的，在實證分析中我們用控制變量解釋這些因素。由于規模效應的可能對公司績效存在較大的潛在影響，我們用總資產表示企業規模，但為了保證變量的正態性與計算的簡便性，筆者用總資產的自然對數（Lnsize）進行運算。同時不同行業資本結構不同，利潤水平也不同，為了提高評價的客觀性，在此引入行業控制變量（Hy）。公司利用債權人資金進行經營活動的能力與債權人發放貸款的安全程度對企業績效的影響不可忽視，我們用資產負債率（LEV）作為最后一個控制變量。

三、經理層激勵實證研究

1、模型選擇

經理層激勵指標只是影響企業績效的一部分因素，還存在其他諸如三會治理、股東制衡等影響因素，我們將之歸為殘差項。但董事會與監事會治理與經理層治理存在監督與約束關系，即殘差項與解釋變量存在著相關關系，從這方面講我們應該選擇固定效應模型。當然我們還需用Hausman檢驗來判定模型是固定效應還是隨機效應。模型假設：

EPS=β0SR+β1MR+β2Hy+β3Lnsize+β4LEV+ε

2、樣本選擇與數據來源

本文以2009年12月31日之前在上海證券交易所和深圳交易所上市的新疆企業為樣本總量，剔除“ST”重點監管及幾個信息披露不完全的幾個樣本公司，以2009年至2012年4年共33家上市企業的面板數據為研究對象。數據主要來源于中國證監會網站發布的上市公司年報與新浪財經網等的綜合利用。

3、描述性分析

在此處對新疆上市公司各年數據進行描述性分析，然后對2009—2012數據進行綜合性分析。從表2可以看出新疆上市公司歷年每股收益均值都為正值，2010年達到峰值，2012年全面下滑，跌入低谷0.1742，其中四年中均值為0.29元，最高值為2.91元，最低為-2元，標準差最大為0.6899，表明新疆上市公司樣本公司每股收益存在較大的差異。從總經理持股比例均值可以看出總經理持股比例很低且呈逐漸減少的趨勢，偏度十分明顯，25%~75%范圍閾值很小。同時前三名經理層薪酬均值呈逐年上升的趨勢，四年中均值為50.91萬元，最大值為361.4萬元，最小值僅為4.8萬元，標準差最大為73.96，說明不同企業間總經理薪酬差異明顯。企業規模自然對數和標準差呈逐年上升趨勢，說明企業規模差距在漸漸拉大。一般認為企業資產負債率在40%~60%之間經營狀況較好，2009—2012年資產負債率均值為55.82%，最高為93.72%，最低為12%，25%~75%范圍內的企業資產負債率為47%~68%，基本符合正態分布，但是各企業之間資產負債率差距也在慢慢擴大。

表2 經理層相關變量描述性統計結果

表3 2009—2012年經理層激勵因素描述性統計

表4 企業績效與經理層解釋變量相關系數

4、回歸分析

前文中我們假設樣本數據適合固定效應模型，但還必須經過計量檢驗。進行Hausman檢驗時，出現prob＞chi2=0.0000可以肯定面板數據具有固定效應。通過stata計算得出prob＞chi2=0.0001，基本可以確定2009—2012年的面板數據具有固定效應，因此我們可以確定前面的模型假設是可行的。

據表4可以看出，總經理持股比例、前三名經理層薪酬均值與企業績效正相關，行業對企業績效存在一定的影響，在一定程度上驗證了我們的假設。各解釋變量間相關系數不高，暫不考慮多重共線性的影響。

對于2009—2012年新疆上市公司的截面數據，我們采用廣義最小二乘法對異方差進行處理，處理結果如表5所示。

分析實證回歸結果可以得出以下模型：

EPS=0.0501251*SR+0.0025235*MR-0.327616*Hy-0.2582591*Lnsize-0.2936095*LEV+5.380745

前三名經理層薪酬均值的回歸系數顯著性水平為99%，且為正值，通過了顯著性檢驗，再次證明假設1。這是因為我國實行按勞分配為主體，多種分配方式并存的薪酬管理制度，并且也有明確的法律規定，國有企業經營管理者的收入與企業績效掛鉤。這就強化了經理層與企業績效的關聯度，同時也提高了經理層的逆向選擇的機會成本，促使經營者與股東利益的一致性，有利于提高經營者的積極主動性。

在相關性分析時，我們得出總經理持股比例與企業績效呈正相關關系，回歸分析發現SR相關系數系數為0.0501251>0，一定程度上支持了我們的假設2，但SR回歸系數沒有通過顯著性檢驗，我們無法明確給出總經理持股比例對企業績效的影響程度。可能存在兩方面原因：一方面新疆上市企業總經理持股企業相對樣本總體來說比例較低，總經理持股企業樣本不足；另一方面總經理持股比例較低，對企業績效影響不是十分明顯。

表5 企業績效與經理層解釋變量實證模型回歸結果

經過回歸分析得出企業規模的自然對數的回歸系數為-0.2582591，說明企業規模的自然對數與每股收益在99%的顯著性水平下呈負相關關系。再次支持了我們的假設3。經過分析主要由兩方面原因：一是由于理性經濟人假設，人的精力是有限的，企業規模的擴大對企業經營者的能力要求呈幾何倍數增加，資源利用效率會相應降低，會出現邊際效益遞減；二是文中以企業注冊資本作為企業規模以及以每股收益衡量企業績效，都存在一定的局限性與片面性，因為每股收益=凈利潤/股份總數，股份總數越大，對每股收益的稀釋性越強。

行業控制變量的回歸系數顯著性水平為90%，說明行業對企業績效存在顯著影響。行業作為企業生存的大環境，行業整體盈利能力很大程度上影響企業經營趨勢。經過數據分析可以看出，如農林牧副漁的盈利水平普遍低于制造業，而新興的金融服務業則一路領先。主要是因為農林牧副漁等傳統行業的技術已經標準化，行業利潤透明化，企業很難獲得超額利潤。隨著我國經濟的快速發展及中央新疆經濟工作會議的召開，新疆企業迎來了新一輪的發展機遇，金融業作為企業經營的重要融資渠道，發展速度相對較快，因此企業績效相對較好。

四、結論

首先，新疆上市公司經理層激勵以貨幣薪酬為主，總經理持股等長期激勵尤為不足。近年來，新疆上市公司經理層薪酬均值有逐年上升的趨勢，但是薪酬均值的標準差不斷增大，說明樣本企業經理層薪酬差距正在在拉大。但從總經理持股比例來看，總經理持股企業少、持股比例低的現象并未發生明顯的變化，表明經理層的報酬支付方式與激勵形式沒有根本性的轉變，長期激勵不足的現象仍將長期存在。同時也可能與我國上市公司企業股權激勵計劃的目的有關，呂長江等認為我國部分上市公司股權激勵方案既存在激勵效應又存在福利效應，但由于股權激勵的動機是出于福利的目的，股權激勵沒有作為代理成本的替代卻成為代理成本的結果。

其次，新疆上市公司經理層薪酬均值與企業績效存在顯著正相關關系，總經理持股比例與企業績效關系不明顯。前者說明新疆上市企業的薪酬激勵是建立在以企業績效為基礎上的，現行的企業經理層薪酬中風險收入的比例逐漸提高，促使經理層提高自身努力程度，保持企業經營者與所有者目標的一致性，有利于企業績效的提升。但由于經理層報酬以上一年企業經營績效確定當年薪酬，獎懲出現一定的滯后性，數據分析發現企業當年出現嚴重虧損，經理層薪酬卻大幅上揚。“重獎輕罰”的處理方法對提高薪酬激勵制度的有效性是不利的。當高管面臨決策時，會權衡潛在的收益與損失，當意識到可能的收益會提高自身的薪酬，可能的損失卻不會降低自己的薪酬時，往往會做出冒險的決策。同時，這種情況會導致經理層過分看重短期的經濟效益，忽視企業的長期戰略規劃，經理層更趨向于犧牲企業的長期利益換取顯著的短期效益。因此，新疆上市企業應該逐步完善經理層激勵機制，短期激勵與長期激勵相結合，豐富經理層激勵方式。在物質激勵的基礎上，強化經理層的精神激勵。

（注：本文受河南工程會計研究中心資助。）

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