企業高管薪酬采用了相對業績評價嗎？*——基于我國上市公司的實證檢驗

重慶工商大學會計學院 黃靜雅 黃 輝

企業高管薪酬采用了相對業績評價嗎？*——基于我國上市公司的實證檢驗

重慶工商大學會計學院 黃靜雅 黃 輝

本文采用Holmstrom模型設定企業相對業績，檢驗了總體上市企業是否存在相對業績評價，以及單個樣本企業中相對業績評價的使用情況。實證結果顯示：我國上市企業總體上存在一定程度的相對業績評價；但高管薪酬激勵機制不盡合理，且存在相對業績評價的企業具有更高的薪酬業績敏感性。

相對業績評價 高管薪酬 薪酬激勵

一、引言

企業高管薪酬一直是社會廣泛關注的一個問題，近年來某些企業高管的天價薪酬事件激起公眾對高管薪酬更大的質疑聲，其核心就是高管的薪酬是否與企業業績相匹配。眾多相關文獻已經指出，我國企業的高管薪酬業績敏感性不強，一個重要原因也許在于，相關研究對于企業業績變量的設定都是采用了“絕對業績”而不是“相對業績”。“相對業績”評價利用代理人業績的相互比較傳遞信息，要過濾掉與自身業績無關的行業業績，以此來評價代理人的行為。一個企業的業績應該區分為兩個部分，一個部分是與企業自身相關的，可以通過高管的努力帶來的業績，即企業相對業績，另一個部分是與企業自身無關的，市場環境帶來的業績即行業權重業績。為了更好的分析我國上市企業高管薪酬與企業業績敏感性，就需要從企業業績中剔除與企業自身無關的、大市場環境帶來的行業權重業績。

事實上，早在1982年Holmstrom就提出了“相對業績評價假說”（RPE），即委托人通過對工作性質相關或相似的代理人的業績進行比較，得到代理人的相對業績，利用這種辦法消除市場對業績的“噪音”，代理人的貢獻會在比較相似企業間的業績的過程中顯現出來。而國內文獻基本沒有嚴格意義上“相對業績評價”，一些研究中對于相對業績的設定多是以絕對業績減去同行業中除自身之外的其他企業業績的平均值來表示，沒有一個比較的過程。而利用Holmstrom的相對業績評價假設及模型，需要建立單個企業多年來的時間序列回歸模型來完成。時至今日我國上市企業已有25年歷史，利用Holmstrom相對業績評價假設及模型的條件已經成熟，因而本文擬采用這種較為科學的相對業績評價方法，實證檢驗分析我國房地產行業高管薪酬是否存在、以及多大程度上存在相對業績評價，在此基礎上得出高管薪酬業績的真實敏感性。

二、文獻綜述

從國外文獻上來看，Antle和Smith（1986）利用資產報酬率和股票回報檢驗了1947-1977年間3個行業內39個企業首席執行官薪酬與資產回報率（ROA）、股票回報率（RET）之間的關系。發現在ROA下報酬合同中過濾出行業風險，而在RET下行業風險只有部分被過濾，并且僅有16個企業存在相對業績評價效應。Gibbons和Murphy（1990）以股票回報作為業績度量，對1974-1986年間1409個企業1668個首席執行官進行了相對業績評價，結論是相對業績評價顯著地應用于實際報酬合同中，但Jensen和Murphy（1990）應用相同的樣本，但使用股東財富作為業績度量方式，卻得到與其相反的結論。Janakiraman（1992）研究了1970-1988年54個行業的609個企業，以經理人薪酬變動為被解釋變量，以股票回報作為業績度量的檢驗結果支持相對業績評價，但否認相對業績評價具有如Holmstrom和Milgrom（1991）所說的理論價值。James（1992）年的研究結果認為：實證結果對相對業績評價（RPE）的支持不充分主要在于相對業績評價（RPE）對于行為性的指標效果更好，而對于財務指標反應不強烈。Aggarwal和Samwick（1999）利用1993-1996年的股票收益數據的實證研究結果沒有為相對業績評價提供系統支持，僅僅當經理人報酬為水平值，并且在估計首席執行官的固定效應時使用普通最小二乘估計方法時，結果才支持相對業績評價，而在將經理人報酬由水平值改為一階差分時，結論就不再成立。Garvey和Milbourn（2003）建模并檢驗了首席執行官薪酬與股票收入的相對業績評價，除了代理人為某些較年輕、財富較少的經理人的企業外，對一般企業而言相對業績評價并不成立。Albuquerque（2009）改進了已有研究中構造可比企業參照組的方法，并使用1992-2005年間2374家美國企業年度數據對相對業績評價假說重新進行了實證檢驗。Albuquerque（2009）的關鍵分析要點在于她認為不同規模和行業的企業所面臨的外部沖擊以及其對外部沖擊的反應能力存在顯著差異，由此得出外部不可控因素對不同規模和行業的企業的實質影響也會存在顯著差異的推論。通過適當行業和規模分組，發現了支持相對業績評價假說的大樣本經驗證據。

從國內文獻上看，肖繼輝（2004）使用2000年和2001年共667個上市企業的數據，用總經理現金薪酬的變動對企業業績的變動進行回歸后發現，中國的數據只支持一定情況下的以凈資產回報率為業績指標的市場相對業績評價（RPE）假說，而對其他情況下的相對業績評價（RPE）均不支持。郭福春（2006）利用1999-2002年的數據檢驗了中國上市企業的高管薪酬政策是否符合委托代理理論的兩個重要理論預期，即保險—激勵權衡關系與相對業績假說，并未發現中國上市企業高管薪酬與行業中其它企業業績掛鉤的實證證據。高義（2006）利用2001-2004年我國上市企業共3449個樣本的混合樣本，對企業高級管理層的相對業績評價（RPE）進行驗證后發現，在以企業所屬行業劃分參照對象的基礎上，如果進一步以企業規模和企業所有制屬性來劃分參照對象，能得到更加充分的RPE證據，另外只有使用會計回報作為企業業績指標，才能支持市場RPE。周宏、張巍（2010）使用了1996-2006年我國774家A股上市企業的相關數據，發現處在同一地區的上市企業間存在支持相對業績評價的證據，但同一行業、類似規模企業使用相對業績評價并未得到可靠證據的支持。胡亞權和周宏（2012）利用2001-2009年滬深兩市551家企業的數據，對相對業績評價假說進行了實證檢驗。其提供的證據顯示我國上市企業高管薪酬的設定反映了相對業績評價，以及企業成長性越高，RPE使用越低。

從實證研究的結果來看，國內外對相對業績評價的支持都不充分。國內外研究在選擇企業業績指標時，都不約而同的選擇了資產收益指標和股票收益相關指標。其結果都反映出相對于市場指標的股票收益來說，會計指標更能說明高管薪酬的相對績效評價假設。國外從上世紀八十年代就開始進行相對績效評價方面的研究，而我國從本世紀初才開始進行這方面的探索，目前大多數的研究都是在國外研究的基礎上進行論證。但對于相對業績這個重要變量的設計幾乎都是用“絕對業績”減去采用簡單的加權平均得到的行業業績，沒有體現出與相似代理人業績進行比較這個說法，其得到的關于是否存在相對業績評價的驗證也是不合理的。本文利用Antle（1986）對于相對業績評價的檢驗方法，從全新的角度計算相對業績，以此檢驗相對業績評價的存在與否。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源本文以計算機、通信和其他電子設備制造業、批發零售業和房地產業2005-2014年連續經營10年的滬深兩市A股上市企業為研究對象，所有數據均來自國泰安CSMAR數據庫，剔除一些數據缺失的樣本，最終得到132家樣本企業十年來的觀測值，其中算機、通信和其他電子設備制造業47家，批發零售業41家，房地產業44家。需要說明的是，限于上市10年的要求，本文的樣本企業只有132家，但本文主要是做時間序列回歸，樣本數量并不影響本文的實證研究結論。在Antle和Smith（1986）的研究選取了醫藥、航空和電子三個行業，其樣本也分別只有23家、10家和6家。本文所以選擇這三個行業作為研究樣本，一是該行業符合Holmstrom的相對業績評價條件；二是從近幾年來上市企業高管薪酬排行榜發現，前10名的高管薪酬中，除去金融行業，這三個行業均占有一席之地。高管的薪酬到底是“行業”拉動還是“業績”所得，這值得我們深思。

（二）變量定義

（1）高管薪酬。對于代理人產出的回報可以從其得到的經濟補償中反映，這也就是通常所說的薪酬，因此本文以高管薪酬作為被解釋變量，來檢驗相對業績評價假設。高管薪酬常包含基本年薪，獎金，股權激勵以及年終分紅等項目，由于我國資本市場還不夠成熟，缺乏這方面的直接數據，故我們使用上市企業金額最高的前三名高管薪酬均值的對數作為薪酬變量。

（2）企業業績。企業業績通常用股票回報或會計回報來衡量。由于我國股市不能很好的反映市場，從文獻回顧來看，采用股票回報作為企業業績得到的結論多為否定的，沒有實質的意義，因此本文決定用會計回報來衡量企業業績，即用總資產收益率（ROA）來表示。相關變量定義如表1。

表1　研究變量及其定義

（三）模型構建

（1）相對業績評價的整體思路。根據Holmstrom的模型，一個風險中性的管理者雇傭n個代理人，每個代理人的行動表現為αi，每個代理人的總產出xi由每個代理人的行動αi和自然產出θi共同決定，而θi由兩部分組成，一部分是共有部分，一η部分是企業特有部分εi，所以自然產出θi=biη+εi，總產出xi=αi+biη+εi。根據以上的理論模型，本文將樣本企業業績與同行業其它企業業績進行相關性分析，通過相關系數計算權重，即同行業其他企業業績與樣本企業業績越相關，其所占的權重越大，以此計算共同部分η，即樣本企業的行業業績；然后通過樣本企業行業業績與樣本企業“絕對業績”進行回歸分析，得到樣本企業的代理人行動業績常數αi、企業特有業績殘差εi和樣本企業行業權重業績biη，通過此方法計算企業的相對業績，即企業相對業績等于代理人行動業績αi和企業特有業績εi之和；最后，用樣本企業相對業績和樣本企業行業權重業績與高管薪酬的關系來驗證相對業績評價的假設。

（2）相對業績評價的具體步驟。第一，構建樣本企業行業業績。同行業其他企業業績在樣本企業行業業績中所占的權重如下：

其中，rjs=2005年至2014年期間，樣本企業s業績與同行業其他企業i業績的相關系數在t年與樣本企業同行業的其他企業數量。每個樣本企業的行業業績計算如下：

本文選取房地產行業樣本企業中糧地產（000031），通過ROA的相關性分析得到同行業中與其ROA顯著相關的9家企業，其相關系數分別是0.482、0.463、0.622、-0.464、-0. 583、-0.633、0.701、0.490，由此得出的權重分別為0.1086、0.1043、0.1402、-0.1046、-0.1314、-0.1426、0.1580、0.1104，分別乘上各自企業2005年至2014年的ROA，最后加總得出中糧地產2005-2014年的行業業績。

（2）區分企業相對業績與行業權重業績。以ROAst樣本企業“絕對業績”為被解釋變量，RO為解釋變量，進行回歸分析，區分ROAfirmst和ROAindustyst模型如下：

ROAfirmst表示企業相對業績，即是與企業自身相關，通過高管的行為得到的業績，所以用常數和殘差之和表示（αs+ εst），ROAindustyst表示行業權重業績，即與企業自身無關，行業波動產生的業績，所以用行業相關系數與行業業績的積表示（βsRO）。

（3）高管薪酬相對業績評價模型。高管薪酬與企業業績的敏感性，可用來說明高管薪酬的設計是否合理，對于高管是否具有激勵作用，但利用企業“絕對業績”與高管薪酬做分析是沒有解釋力的，因為企業“絕對業績”包括了企業的相對業績和行業權重業績兩個部分，高管薪酬只能用企業相對業績進行解釋，對于行業權重業績是無能為力的，所以本文利用上述區分的企業相對業績和行業權重業績作為解釋變量，用來解釋高管薪酬的相對業績評價，其模型如下：

存在相對業績評價的判定標準如下：（1）相對業績系數βf顯著為正，行業權重系數βi不顯著，則說明高管薪酬中完全的過濾掉了共同風險，存在相對業績評價；（2）相對業績系數βf和行業權重業績系數βi都顯著，但滿足βf-βi>0這個條件，則說明高管薪酬中至少部分過濾點了共同風險，企業相對業績的變化給高管帶來的薪酬補償大于行業權重業績的變化給高管帶來的薪酬補償，存在一定程度的相對業績評估。中糧地產的具體算例結果如表2：

表2　中糧地產算例

中糧地產（000031）高管薪酬與相對業績顯著正相關，與行業權重業績不相關，這說明完全過濾出了行業權重業績，存在相對業績評估。

四、實證分析

（一）描述性統計表3描述了各變量的均值、最大值、最小值及標準差。從行業角度來看，房地產行業平均薪酬最高，制造業次之，最后是批發零售業，但是房地產行業薪酬的標準差最大，說明房地產行業內薪酬差距較大，高的高，低的低，分布不均勻。房地產行業的行業權重業績和相對業績標準差也都遠遠超過另外兩個行業。從統計結果可知，不同解釋變量的均值差異較大，其標準差也存在一定的差異，這說明使用不同解釋變量研究高管薪酬變量時，其研究結果也可能出現較大差異。但具體差異在哪？以及不同指標對高管薪酬的解釋度是多少？這還需本文下面進一步的實證研究。

（二）相關性分析從表4列示的總體相關性分析來看，高管薪酬與企業絕對業績顯著相關，與相對業績顯著正相關，與行業業績不顯著相關，由于篇幅有限，本文不一一列示三個行業分別的相關性分析結果。

表4　總體相關性分析

（三）回歸分析本文對選取的132家樣本企業進行回歸分析，得出總體結果如表5所示。

表5　總體回歸結果

回歸結果顯示：總體上相對業績系數和行業權重業績系數都顯著為正，但相對業績系數大于行業業績系數，由此說明我國高管薪酬過濾掉了部分的共同風險，存在一定程度的相對業績評估。那么，每個行業使用相對業績評估的情況又如何？不同行業使用相對業績評估的情況有什么不同？本文分別對每個行業相對業績評估使用情況進行了研究。具體結果如表6。

表6　分行業回歸結果

分行業結果顯示：制造業的總體回歸結果顯示，相對業績系數顯著為正，行業權重業績系數顯著為正，而相對業績系數小于行業權重系數，說明被解釋變量高管薪酬受到相對業績和行業權重業績共同影響，并且行業權重業績引起高管薪酬的變化大于相對業績所引起的高管薪酬的變化，整體上不存在相對業績評價；批發零售業相對業績系數大于行業權重業績系數，存在一定程度的相對業績評價；房地產業相對業績系數顯著而行業權重業績不顯著，說明高管薪酬中完全過濾掉了共同風險，存在相對業績評價。

此外，本文分別對132家企業進行了相對業績評價的檢驗，其結果顯示總共只有8家企業存在或一定程度上存在相對業績評價，其中計算機、通信和其他電子設備制造業有4家企業，房地產行業有3家企業，批發零售業僅有1家。鑒于篇幅有限不列示132家企業的回歸結果。

（四）進一步分析通過單個樣本的回歸檢驗，本文得到8家企業存在或一定程度上存在相對業績評價，124家企業不存在相對業績評價。那么，在高管薪酬設計中使用相對業績評價的企業是不是薪酬的激勵作用更好一些呢？本文對此分組進行薪酬業績敏感性的檢驗。采用相對業績評價的8家企業作為樣本A，未采用相對業績評價的124家企業作為樣本B，進行分樣本回歸，以企業絕對業績（ROA）為被解釋變量，高管薪酬（MC）為解釋變量，加入了企業規模（LnSize）、企業所有制性質（Owership）、企業所在區域（Zone）、年限（Year）等控制變量，建立以下模型（5），回歸結果如表7所示：

表7　模型（5）回歸結果

表7顯示，盡管樣本A和樣本B的高管薪酬都顯著為正，但相對樣本B而言，樣本A的高管薪酬對于企業業績的激勵作用明顯要強，這說明采用相對業績評價的企業，其高管薪酬的激勵效應的確要好一些。除此之外，表7還顯示，在樣本A中，國有控制的企業比非國有控制的企業業績更高，其余的控制變量都不具有顯著性。

五、結論

由實證分析結果可知，我國高管薪酬總體上存在一定程度的相對業績評價。分行業來看房地產和批發零售行業存在或一定程度上存在相對業績評價，而計算機、通信和其他電子設備制造業不存在相對業績評價，本文認為與其行業特性有關，該行業與其他兩個行業不同，每家企業基本都擁有自身的核心技術等特性，而使用相對業績評價是需要通過類似企業進行對比的，這無形中對相對業績評價的使用造成了一定的阻礙。雖然樣本總體上存在相對業績評價，但在單個樣本回歸結果中僅有8家企業存在或一定程度上存在相對業績評價，而進一步的分析顯示采用相對業績評價有利于高管薪酬對企業業績的激勵作用，所以為了更好的激勵高管促進企業業績的增長，使用相對業績評價是有必要的。

本文采用了Holmstrom模型和方法來度量“相對業績”，而不是簡單的“行業均值比較”和“同期增量比較”，由此計算的高管薪酬業績敏感性更接近于實際。盡管本文只是研究了三個行業，但本文的實證方法同樣可以應用到其他行業中去。本文得到的實證結論，可為企業制定其有效的薪酬激勵方案，為政府等相關部門進行薪酬體制改革提供參考依據。

*本文系國家社科基金《國企高管隱性薪酬的影響因素與經濟后果研究》（項目編號：13BJY018）的階段性研究成果。

［1］胡亞權、周宏：《高管薪酬、企業成長性水平與相對業績評價——來自中國上市企業的經驗證據》，《會計研究》2012年第5期。

［2］靳毓：《高管薪酬契約與盈余管理研究演進與拓展:一個文獻述評》，《財會通訊》2016年第6期。

［3］袁曉峰：《企業間相對業績評價的存在情況研究——基于我國上市公司數據的實證分析》，《財會通訊》2014年第24期。

［4］周宏、王海妹,張巍：《相對業績評價的業績形式研究》，《會計研究》2008年第6期。

［5］周宏、張巍：《中國上市企業經理人薪酬的比較效應——基于相對業績評價的實證研究》，《會計研究》2010年第7期。

［6］羅宏、宛玲羽、劉寶華：《國企高管薪酬契約操縱研究——基于業績評價指標選擇的視角》，《財經研究》2014年第4期。

［7］姚頤、劉志遠、馮程：《央企負責人、貨幣性薪酬與公司業績》，《南開管理評論》2013年第6期。

［8］Antle,R.,Smith,A.An Empirical Investigation of the Relative Performance EvaluationofCorporateExecutives. Journal of Accounting Research,1986.

［9］Bebchuk,L.,Fried,J.M.Executive Compensation as anAgency Problem.Journal of Economic Perspectives,2003.

［10］Gibbons,R.,Murphy,K.J.Relative Performance Evaluation for Chief Executive Officers.Industrial&Labor Re1ations Review,1990.

（編輯 文博）