股權結構、企業業績與高管薪酬粘性關系研究

常州工學院經濟與管理學院　徐　霞

股權結構、企業業績與高管薪酬粘性關系研究

常州工學院經濟與管理學院徐霞

本文以2010-2014年滬深兩市A股上市公司為實證研究對象，檢驗上市公司高管薪酬粘性存在性的同時，重點考察了股權結構因素對上市公司高管薪酬粘性的影響程度。實證結果顯示，我國上市公司高管薪酬與企業業績呈顯著的正相關關系且具有顯著的粘性特征；在股權結構對高管薪酬粘性的影響方面，第一大股東持股比例越高，高管薪酬粘性越高，股權制衡度越低，高管薪酬粘性相應越高。另外，在股權性質方面，國有企業高管薪酬粘性顯著大于非國有企業高管薪酬粘性。

股權結構代理問題企業業績高管薪酬粘性

一、引言

我國上市公司高管薪酬問題一直備受社會矚目，每年其年報披露的高管“天價年薪”不斷引起社會公眾的質疑。截止到2015年3月1日，共有1934家上市公司披露了2014年年報，其中券商高管薪酬同比上漲三成，有6位高管年薪超過1000萬元。高管薪酬的畸高是否與公司業績匹配，尤其在中國經濟增速減緩的情況下，高管薪酬的漲幅不降反增，其是否存在粘性特征，成為近期理論界和實務中探討的焦點問題。國內外相關學者已經對高管薪酬粘性問題進行了相關理論研究，并且取得了一定的階段性研究成果。但是，上市公司高管薪酬粘性到底與哪些因素相關，怎樣才能真正降低高管薪酬粘性，真實評估高管努力程度，又成為新的議題。在政策層面，2013年國務院批準了《關于深化收入分配改革的若干意見》，將管控國有企業高管薪酬作為收入分配改革的重要議題之一。尤其是在2015年1月1日，中共中央政治局審議通過的《中央管理企業負責人薪酬制度改革方案》正式實施。根據改革方案的指示，改革后的中央企業高管薪酬構成結構由之前的基本年薪加績效年薪的模式更改為基本年薪、績效年薪和任期激勵收入三部分組成。基本年薪將根據上個年度改革方案內涉及所有企業在職普通平均薪酬的兩倍進行確定，同時績效年薪需要控制在基本年薪的兩倍之內。同時規定任期激勵收入不應超過本人年薪總水平的30%。嚴格約束中央企業負責人薪酬分配，完善國有企業現代企業制度。因此本文試圖結合我國政府出臺的各項政策，從股權結構角度的角度，探究其對高管薪酬粘性的影響程度。

二、文獻綜述

（一）國外文獻對于公司業績與高管薪酬之間關系的研究，Tosi和Mejia（2000）的實證研究發現，企業規模對高管薪酬的解釋力度能夠達到40%以上，而企業業績對高管薪酬的解釋力度只能只占了5%。由此可見公司規模相較于企業業績而言對高管薪酬有更強的解釋力度，這從側面反映了高管薪酬與企業業績之間的相關性并不顯著。Jackson等（2008）通過對美國上市公司的高管人員（CEO）薪酬進行了研究并證實了高管薪酬粘性特征的存在。具體表現為“當業績上升時高管薪酬的邊際增加量顯著大于業績下降時的高管薪酬的邊際減少量”。高管薪酬粘性影響因素方面，ZreLand（1999）指出，隨著公司董事會成員人數的增多，董事會就越有能力對高管行為進行管控。這種觀點認為，管理層難以控制較大規模的董事會，并且各個董事在該情況下更有意愿和能力去執行自身權利，從而加強了公司治理效率。Bebchuk和Fried（2003）認為，改善公司治理結構可以有效的解決高管薪酬問題。他認為加強大機構投資者在高管薪酬決策中的表決權、增加獨立董事人數以及提高董事對股東的依賴性都能夠提高公司治理效率和完善高管薪酬管理機制。KunWang和XiaoXing（2011）認為大股東持股與股權制衡是衡量委托代理問題的核心要素，控股股東與中小股東之間的利益沖突，影響高管薪酬契約的有效性，中國上市公司對控股股東的“利益輸送”影響了企業業績，降低了高管薪酬的薪酬業績敏感性。究其原因是控股股東為了獲取私人利益需要與公司高管勾結實現，而薪酬粘性在某一種程度上來說即可能是控股股東對高管的補償，控股股東對公司高管的這種補償行為降低了其薪酬與企業績效之間的正相關關系。股權結構與高管薪酬粘性方面，Betrand和Mullainathan（2001）從公司治理的股權結構方面對高管薪酬進行了研究。研究結果表明，來自大股東方面強有力的監管能夠削弱高管對自身薪酬制定的影響作用，大股東的強勢存在有利于對高管薪酬進行監管，存在大股東的公司高管薪酬總體上也要比高管層控制的公司薪酬要低。Firth等（2006）研究發現，不論是國有上市公司還是民營上市公司，會計盈余質量都對高管薪酬存在作用；但是在國有控股的上市公司當中，卻沒有發現高管薪酬與公司業績存在相關關系。

（二）國內文獻毛磊等（2011）利用2005到2009年度滬深兩市上市公司的面板數據，研究了外部投資者投資與高管薪酬之間的關系。結果表明，機構投資者持股能顯著提高我國上市公司高管薪酬水平以及薪酬業績敏感度。蘇方國（2011）通過使用2007到2009三個會計年度上市公司數據并且構建跨層次模型研究了高管的人力資本要素、組織要素在個體方面與組織方面對高管薪酬決定的影響。實證結果顯示，不論是什么類型的組織，企業高管人力成本都與其薪酬存在顯著的正向關系，這表明高管人力資本是高管薪酬的重要前因變量。吳育輝和吳世農（2010）認為，高管薪酬粘性與其控制權存在著顯著的正相關關系。他們認為，中國上市公司高管最初設計股權激勵方案時就存在著自利傾向，績效考核指標設計過于寬松，這將有助于管理層獲取和行使股票期權。江偉（2011）的實證研究認為，我國上市公司高管薪酬與行業分布密切相關，其制定采用了行業薪酬基準，這導致了我國上市公司高管薪酬水平逐年攀升。對于那些處于市場化程度較低或者屬于國家政策保護性的企業，高管薪酬與行業薪酬基準的關聯度更大。王雄元和何捷（2012）以我國A股上市公司的數據為研究樣本，考察了企業性質（國有企業和非國有企業）、管理層權力是否對高管薪酬有顯著的影響。實證結果表明，當在對企業規模和行政壟斷等因素進行控制后，在非國有企業中，管理者權力與高管薪酬顯著正相關，但是在國有企業中，管理者權力與高管薪酬并不能顯著正相關。因此管理者權力理論只在非國有企業成立，在國有企業并不成立。劉紹娓和萬大艷（2013）研究了企業性質與高管薪酬粘性的關系。相較于非國有上市公司，國有上市公司高管薪酬粘性與高管持股比例正相關，與企業規模負相關。除此之外，當在對股權結構中股權制衡度這一因素進行控制之后，不論是國有企業還是非國有企業，高管薪酬只有在一定區間范圍內才呈現出不對稱性。

三、理論分析與研究假設

最優契約理論認為，高管薪酬應該與企業績效正相關，即企業績效是衡量高管貢獻的標尺，作為回報的高管薪酬應該隨其自身對企業所做的貢獻同步變化。業績導向型的高管薪酬契約機制能夠促使公司高管在追求個人報酬最大化的同時促進企業與股東利益的最大化。國外學Gaveretal（1998）、Leoneetal（2006）、Jacksonetal（2008）和國內學者方軍雄（2009）驗證了國內外上市公司高管薪酬與企業業績之間存在不對稱敏感性，當企業業績下降時，高管更多地會將其歸因于各種外部因素（諸如成本上升、競爭加劇等），并利用自身的權力來使其薪酬降低的幅度達到最小甚至不降低。基于此，提出假設：

H1：我國國有上市公司的高管薪酬與企業績效呈顯著的正相關關系，且存在薪酬粘性特征

企業管理層人員基于自利動機，不管企業業績如何，均不愿意降低自身薪酬，但是從股權結構角度而言，股東持股能夠對高管行為形成干預和制約。第一大股東持股比例越高，股東對企業所擁有的決策權和監督權也就越大，控股股東的強勢存在，能夠對公司高管的管理行為產生影響，控制或者約束高管層的決策行為，但是控股股東為了侵占中小股東的利益，需要與公司高管進行勾結并由公司高管具體運作；作為控股股東代表的公司高管，能夠為控股股東輸送利益，高管薪酬水平在控股股東的默許下，其相應制約機制的實施效果并不注重，從而縱容了高管薪酬粘性的滋生。同時，在企業的日常運營過程中，大股東相較于中小股東而言在發言權和決策權享有優勢，他們可以根據自身利益，選擇對自己最為有利的實施方案；基于此，控股股東通過自身的影響以及對管理層、董事會的間接影響，可以對高管形成控制和影響，在自己獲取利益的同時，犧牲了企業業績，但作為回報，公司高管薪酬卻并沒有相應幅度的降低，于是，得出假設：

H2：第一大股東持股比例越高，上市公司高管薪酬粘性越大

在股權結構的另外一個方面——股權制衡度，既體現了股權的分散程度，也體現了各大股東相互制衡的作用。第一大股東在企業擁有相對較大的決策權和監督權，如果第一大股東不是絕對控股（控制超過50%的股份），這種監督和決策的施加卻要受到其他各中小股東的牽制，這在一定程度上制約了“一家獨大”，公司股權表現得越分散，中小股東對控股股東以及公司高管的約束能力就越強，即委托人對代理人的有效監督越有效，從而保護了中小股東的利益（BerleA和Means，1932），平衡了公司控制權和利益索取權，減小了高管推諉業績下降而薪酬不降的操縱空間，降低了代理成本，更加合理的評估了企業業績與高管薪酬的關系，由此提出假設：

H3：股權制衡度越高，上市公司高管薪酬粘性越小

股權結構中的股權性質，可以通過對上市公司薪酬激勵機制發揮的有效性程度進行影響（陳冬華，2005；辛清泉，2007；夏紀軍，2008），從而進一步影響公司的經營績效效果（夏立軍，2005；胡一帆，2006）。相對于非國有企業，國有企業行政干預的存在使得其承擔著更多的政策性目標（擴大就業等），難以界定公司高管的個人努力程度與企業績效之間的因果關系，從而降低了薪酬機制的有效性判斷（陳冬華，2005）。另外，國有上市公司相較于私營企業而言，需要面臨更多的社會公眾輿論的監督，與此同時，社會公眾的輿論壓力自然會導致國有企業高管具有相對更低的薪酬報酬，以及更低的薪酬敏感度，即就具有更高的薪酬粘性（Jensen和Murphy，1990；肖繼輝，2005）。由此，得出假設：

H4：與非國有企業相比，國有企業上市公司具有更高的高管薪酬粘性

四、研究設計

（一）樣本選取和數據來源本文中出現的上市公司高管薪酬相關數據、股權結構相關數據和其他財務指標的數據主要來自于深圳國泰安信息技術有限公司研發的中國股票市場研究數據庫（CSMAR），并對其進行整理。本文選取滬深兩市2010-2014年間共計5年的所有A股上市公司作為研究的初始樣本，對樣本按照一定標準篩選之后進行合并，然后對合并之后的樣本公司得到的混合橫截面數據進行處理。樣本按照如下標準加以剔除刪選：（1）剔除企業業績較差的ST、*ST等企業樣本，以消除該類公司的特殊情況可能對研究結果造成的影響。（2）剔除金融類和保險行業的上市公司樣本，因為該類公司報表科目、業績標準等方面與其他類別公司不同。（3）剔除高管薪酬相關數據缺失的上市公司。（4）其他相關數據缺失的上市公司。

（二）變量定義（1）被解釋變量。一般意義上，薪酬主要由貨幣薪酬和股權激勵兩部分所構成，但是由于我國上市公司高管薪酬契約機制在股權激勵方面實施時間較短、并且高管持股比例偏低、零持股現象較為普遍，公開數據中也沒有對高管持股的來源進行區分，即并沒有區分哪些是自購持股，哪些是股權激勵，由此筆者借鑒了方軍雄（2009）等國內學者的做法，選擇我國A股上市公司年報中所披露的“薪酬最高的前三位董事”作為“公司高管”，取“薪酬最高的前三位董事”薪酬總和的自然對數這一指標來度量高管薪酬。（2）解釋變量。第一，企業業績（LnEBIT）企業業績可以以不同的指標進行衡量，從財務角度來看，包括凈利潤、ROA、ROE、主營業務收入等多重標準。剔除非經常性損益后凈利潤體現了企業整體經營績效，能夠綜合反映企業的財務狀況和企業業績。因此，本文對選取剔除非經常性損益后凈利潤的自然對數作為企業業績的衡量指標。第二，第一大股東持股比例（Lshare）持股比例反映了股東對企業的控股份額和控制程度，第一大股東持股比例的大小反映了其在企業中決策和掌控能力的大小。本文以公司第一大股東持股總數與總股本的比值，作為第一大股東持股比例的衡量指標，對其進行測試。第三，股權制衡度（Cbalance）股權制衡度體現了各股東之間的制衡程度。各中小股東與控股股東（或者其代表人公司高管）相比處于劣勢，高管對公司具有很強的控制力，薪酬契約機制的制定通常都會為高管所操縱，其薪酬設計方案也就會形同虛設。因此，本文選取股權制衡度作為重要的測試變量。第四，股權性質（State）相對于非國有企業而言，國有企業高管薪酬受到政府機關的管制和約束比較多（夏立軍，2005），并且在公司治理效率方面差異也較大（劉啟亮，2012）。兩者由于所受政府干預程度不同，以及經營目標、市場化程度不同（張晏，2008），使高管的行為存在顯著差異。本文將股權性質分為國有和非國有兩類，檢測不同性質的企業高管薪酬粘性的差別。（3）控制變量。參照現有研究，選擇企業規模（Ln Size）、資產負債率（Lev）、兩職合一（CEO_TOP）、董事會規模（BS）、董事會獨立性（IDP）、監事會規模（BBS）作為控制變量。同時設置行業與年度虛擬變量。年度（Year）考慮到不同年份上市公司在高管薪酬水平以及企業業績數據等方面可能存在的差異，本文根據所選樣本數據所處年份設置虛擬。行業（Industry）考慮到不同行業上市公司在高管薪酬水平以及企業業績數據等方面可能存在的差異，本文根據所選樣本數據所處行業設置虛擬。最后設置虛擬變量（Dt），Dt為虛擬變量，用來檢驗模型中高管薪酬粘性的存在性。當業績下降時取“1”，否則取“0”。對于本文中出現的主要變量，現具體定義如下表1。

表1　變量定義及解釋

（三）模型構建本文參考了Anderson（2009）修正后的費用粘性模型（Level模型），將銷售收入、銷售費用分別以高管薪酬、企業業績代替，具體模型1如下：

其中，InCpayt+1代表了上市公司高管薪酬。實務中公司一般根據上一年度的經營績效發放獎金，因此本文采用滯后一年的公司業績指標作為變量重新進行了回歸。LnEBIT為企業業績的衡量指標，以A股上市公司年報中披露凈利潤的自然對數進行衡量。Dt為虛擬變量，當業績下降時取“1”，否則取“0”。當企業業績上升時，高管薪酬上升的幅度為LnNI的系數β1，即當企業業績下降時，高管薪酬下降的幅度為（β1+β3），如果高管薪酬存在粘性，需要β1＞（β1+β3）,即需要得出β3＜0。為檢驗假設H1，本文構造模型2如下所示。

為檢驗假設H2，在模型1、模型2的基礎上，構造出模型3如下：

同理，為檢驗H3，需要把模型3中的Lshare變更為Cbalance，表示企業的股權制衡度這一變量，本文將這一變量定義為企業第二到第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值。其他控制變量與模型3一致，于是得到模型4：

對于假設H4的檢驗，則將模型3中的Lshare變更為State，其他變量不變，構造出模型5。State為虛擬變量，表示股權性質，國泰安CSMAR數據庫中最終控制人的性質為標準，當股權性質為國有時取“1”，否則取“0”，具體模型如下：

五、實證分析

（一）描述性統計回歸方程中主要變量的描述性統計結果如下表2所示。

表2　研究變量描述性統計結果

表2顯示了描述性統計結果，高管薪酬方面，從整個樣本的情況來看，2010-2014年度我國上市公司高管平均年薪為13.804元（對數還原后為98.86萬元），這顯著高于上市公司首次公布年薪時的水準（平均年薪為4.09萬元，林清泉（2000）），也高于方軍雄（2009）得出的實證結果（20.15萬元），這既與我國最近幾年經濟高速發展有關，又得益于薪酬制度改革；但是同樣應該看到，我國高管薪酬存在巨大的差異，高管年薪最大值為17.393元（對數還原后為357.84萬元），而最小值僅為10.027元（對數還原后為2.26萬元），由此可見高管薪酬存在巨大的差異。剔除非經常性損益后凈利潤方面，樣本年度內，剔除非經常性損益后凈利潤的自然對數平均為18.852元（對數還原后為15392.87萬元），公司高管平均薪酬為剔除非經常損益后凈利潤的0.642%。

（二）相關性分析本文利用Stata軟件，對各變量進行了相關性檢驗，檢驗結果如表3所示。首先，從自變量與因變量的相關性檢驗看來，LnCpayt+1與LnEBIT的相關性為正數，且在1%的顯著性水平上顯著。初步相關性檢驗的結果與我們的假設H1預期一致。LnCpayt+1與Lshare在5%的水平上顯著負相關，LnCpayt+1與Cbalance在1%的水平上顯著正相關，LnCpayt+1與State相關性并不顯著，但是本文重點關注的是Dt*LnEBIT以及其與股權結構相關變量交互項的符號以及顯著性，這需要根據后面的模型進一步驗證。其次，從自變量、控制變量之間的相關性檢驗看來，LnEBIT除卻與LnSize存在0.7以上的相關性之外，與其余各自變量之間的相關性系數均低于0.5，0.5的水平值在統計學中被利用為警示自變量之間存在多重共線性危險的標準，因此，除LnEBIT與LnSize之外，其余變量均處于弱相關性水平，多重共線性風險較低。另外，Lshare、Cbalance、State這三個變量與其他控制變量之間相關系數也均低于0.5。

表3　變量間的相關性檢驗

（三）回歸分析根據本文假設H1的模型2，將模型回歸之后相關數據匯總如表4所示。從表4的數據可以看出，在用Level模型進行回歸時，F值為20.71，樣本整體顯著性較好，調整后的R2為0.1319，即決定系數說明自變量對模型的解釋力約為13.19%，模型的擬合度較好。從LnEBIT的系數來看，在1%的水平上顯著為正，符合本文假設H1的預期。從Dt*LnEBIT的系數來看，在10%的水平上顯著為負，即驗證了當企業業績下降時，上市高管薪酬下降幅度要明顯小于業績上升時高管薪酬增加的幅度，證明了高管薪酬粘性的存在性。從具體數值來看，當企業業績每上升1個單位時，高管薪酬的上升幅度增加124.8%；而企業業績下降時，企業業績每下降1%，高管薪酬下降（1.248-0.092）=1.156=115.6%，降薪幅度要小于業績上升時加薪幅度。另外，從模型中控制變量的回歸結果可以看出，Dt*LnSize*LnEBIT系數在1%的水平上顯著為正，可見企業規模越大，高管薪酬粘性越小，這可能與企業規模越大的企業，公司治理機制和相關制度更加健全，對高管薪酬約束力更強。Dt*BS*LnEBIT的系數在在1%的水平上顯著為負，Dt*IDP*LnEBIT與Dt*BBS*LnEBIT的系數在5%的水平上顯著為負，可見隨著董事會、監事會規模的擴大，董事會獨立性的提高，公司治理治理結構更為完善，能夠對高管薪酬粘性現象進行遏制。H2的檢驗結果中，LnEBIT的系數在1%上的水平上顯著為正，Dt*LnEBIT的系數在10%的水平上顯著為負，進一步驗證了假設H1（高管薪酬粘性的存在性）。Dt*Lshare*LnEBIT三個變量交叉項的相關系數在1%的水平上顯著為負，意味著第一大股東持股比例越高，業績下降時能夠進一步減小薪酬下降幅度，即增加了高管薪酬粘性，支持了假設H2。從理論上而言，控股股東對公司的控制力越強，越能夠與公司高管產生利益勾結，從而降低薪酬契約的有效性，進而產生粘性現象。由表5可以得知，Dt*Lshare*LnEBIT的系數為-0.4%，第一大股東持股比例的提高必然會導致高管薪酬粘性的增大。具體來說，第一大股東持股比例的每提高1個單位時，在業績下降時，其作用在薪酬下降幅度的效應為少下降0.4%。H3的檢驗結果中，Dt*Cbalance*LnEBIT三個變量交叉項的相關系數在5%的水平上顯著為正，說明了股權集中度越高，業績下降時薪酬下降幅度越大，即支持了假設H3。其他股東合力作用對第一大股東的制衡，限制了第一大股東對公司的控制權，從而降低了代理成本，使高管薪酬粘性變小。由表6可以得知，Dt*Cbalance*LnEBIT的系數為6.8%，股權制衡度每提高1個單位，在企業業績下降時，其對高管薪酬粘性減弱顯6.8%，從數量上解釋了股權制衡度對高管薪酬的約束效用。在H4的檢驗結果中（見表7），Dt*State*LnNI三個變量交叉項相關系數在5%的水平上顯著為負，說明國有企業相較于非國有企業來說，當業績下降時高管薪酬下降幅度要小，即粘性更大，支持了假設H4，即國有企業的高管薪酬粘性要大于非國有企業。

表4　上市公司高管薪酬粘性回歸結果

表5　第一大股東持股比例與高管薪酬粘性回歸結果

表6　股權制衡度與高管薪酬粘性回歸結果

表7　股權性質與高管薪酬粘性回歸結果

六、結論與建議

本文選取2010-2014年之間滬深兩市A股上市公司作為研究的初始樣本，重點考察了我國上市公司股權結構因素對高管薪酬粘性的影響程度。研究發現，股權結構總體與高管薪酬粘性有顯著的相關性。其中，公司第一大股東持股比例越高，高管薪酬粘性越高，由此體現公司高管與控股股東利益的一致性。股權制衡度越大，越能限制第一大股東對公司的絕對控制，使股東之間相互制衡，降低高管薪酬粘性，從而在一定程度上降低了公司的代理成本。與非國有公司相比，國有性質公司的高管薪酬粘性更大，這可能與國有企業承擔更多政策性指標（如保障就業等），使得高管層的個人努力與企業績效的因果關系難以界定，從而降低了薪酬機制的有效性。本文依據結論主要提出以下幾條建議：（1）完善績效考核評價體系。我國目前對公司管理層進行考核的業績標準主要偏重于財務指標，譬如營業收入、凈利潤、ROA、ROE和每股收益等，而較少關注能夠直接反映在財務報表上的非財務指標，但僅僅以單一的財務指標對企業業績進行衡量，難免會有誤差，不能夠真實反映企業經營狀況。因此，作為確定公司高管薪酬的真實企業業績應該全面衡量，建立完善的績效考核評價體系，充分考慮各個企業實際情況和所處行業的不同，以企業綜合業績為導向的高管薪酬考核體系，設立合理的薪酬標準，對企業綜合業績進行合理評價。（2）完善高管薪酬監督機制。就目前國內公司治理機制而言，上市公司高管作為企業內部實際經營者，能夠對企業決策進行影響或控制，尤其是在董事會與總經理兩職合一的情況下，能夠操縱或控制公司薪酬契約機制的建立與實施，因此，設立健全的薪酬監管制度顯得尤為重要。從另外一個角度來看，薪酬契約機制所發揮的監督與制約作用能夠對其公司高管的經營動機和行為產生影響，制止其盲目進行高風險投資，無休止擴大企業規模，從而成為企業激勵手段的重要補充。

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