薪酬委員會獨立性對高管薪酬契約的治理效應

周曉惠++田蒙蒙++余濤

【摘 要】 薪酬委員會是為了保障上市公司良好的薪酬制度而設立，那么我國薪酬委員會是否促進了薪酬契約的有效性，為驗證這一問題，選取我國2007—2015年上市公司為樣本，并將薪酬粘性加入薪酬契約有效性的研究中。首先驗證薪酬委員會與高管薪酬—業績敏感性的協同作用，然后檢驗了薪酬粘性是否存在，并進一步驗證薪酬委員會對薪酬粘性的作用。研究發現：（1）薪酬委員會中獨立董事比例越高，總經理不兼任委員會成員時，委員會獨立性越高，薪酬—業績敏感性越強；（2）上市公司高管薪酬普遍存在“粘性”；（3）薪酬委員會獨立性并不能抑制高管薪酬粘性現象。可見，目前我國薪酬委員會獨立性雖增強了高管薪酬—業績敏感性，但并未抑制高管薪酬粘性，薪酬委員會對薪酬契約的治理需進一步加強。

【關鍵詞】 薪酬委員會； 獨立性； 薪酬—業績敏感性； 薪酬粘性

【中圖分類號】 F272.923 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2017）13-0038-07

一、引言

（一）研究背景與研究問題

為激發經理人的創造性與積極性，促進經濟的快速增長，高管薪酬激勵一直是實務界和理論界研究的重點。最優薪酬契約認為，將經理人追求個人利益最大化同股東追求企業價值最大化的目標結合，成為緩解股東與經理人之間代理沖突的有效機制?，F有研究也證實了高管的薪酬與企業業績之間確實存在顯著的正相關關系[1-2]。但是，薪酬—業績敏感度高就代表薪酬契約有效嗎？近年來，國內外學者研究發現，高管薪酬與業績之間呈現出不對稱的變化（粘性），即當公司業績增長時，高管薪酬—業績敏感度會上升，而當公司業績下降時，高管薪酬—業績敏感度會下降，這意味著薪酬契約僅有單方面的激勵效果，沒有預期的制約效果。

而激勵性薪酬制度往往是具有信息優勢的經理人進行盈余管理的一個誘因，因此，在薪酬—業績聯系的基礎上，建立一系列的制度以約束管理者的自利行為至關重要。薪酬委員會作為公司的一個治理機構，主要負責經理人薪酬政策的制定、經理人激勵及考核等，保障管理者的薪酬系統從股東角度而言是公平和有效的[3]。那么薪酬委員會是否促進了薪酬契約的有效性？由于薪酬粘性觀的出現，薪酬粘性弱化了薪酬契約對高管的約束，那么薪酬委員會能否抑制薪酬粘性，從而提升薪酬契約的有效性？本文以我國2007—2015年上市公司為研究樣本，以薪酬委員會獨立性對薪酬契約有效性的影響為出發點，首先檢驗薪酬委員會獨立性對薪酬—業績敏感性的影響，在此基礎上檢驗我國高管薪酬—業績是否存在粘性，最后進一步分析薪酬委員會獨立性對薪酬粘性的影響，以研究當前我國薪酬委員會對高管薪酬契約有效性的實際治理效果。

（二）研究現狀

1992年美國SEC和1993年美國相關稅收法相繼鼓勵或要求由外部董事組成薪酬委員會，隨著英美國家對薪酬委員會獨立性的要求不斷提高，國內外學者展開了薪酬委員會獨立性對高管薪酬影響的研究。Ogden et al.[4]分析了英國私營自來水公司1991—1999年的高管薪酬情況，發現設立薪酬委員會的公司，有較高的薪酬—業績敏感度，且薪酬水平較低。而Conyon[3]以最優契約理論和管理者理論為基本前提，研究發現薪酬委員會的報酬越高，薪酬委員會越有可能與高管進行共謀。Conyon[5]以2001—2005年中國上市公司為樣本，發現薪酬委員會中獨立董事比例越高，高管的固定薪酬和股權激勵越高。

國內對薪酬委員會與薪酬—業績敏感度的關系研究存在爭議，劉冰認為我國薪酬委員會與薪酬—業績敏感度沒有顯著相關性；而劉西友等[6]研究發現薪酬委員會的設立顯著增強了薪酬—業績敏感度。謝德仁等[7]研究發現經理人兼任薪酬委員會成員的企業，其薪酬—業績敏感性顯著提高，表明經理人確實存在為自己薪酬辯護的動機與行為。

綜上所述，國內外關于薪酬委員會對薪酬契約治理效應的研究，多集中于薪酬委員會與高管薪酬—業績敏感性的研究。而Gaver et al.[8]研究發現了高管薪酬存在粘性，他們通過對美國上市公司進行調查，發現CEO在企業業績增長時能夠獲得額外的獎金，但是在企業業績下降時卻未受到任何懲罰。國內學者方軍雄[2]也發現我國上市公司高管薪酬的業績敏感性存在不對稱的特征。薪酬粘性的存在，使單純研究高管薪酬—業績敏感性與薪酬委員會的相關性，來判斷薪酬委員會對薪酬契約的治理效應沒有足夠的說服力。

（三）研究思路

通過以上分析，為了更準確地研究薪酬委員會對薪酬契約的治理效應，本文在研究薪酬委員會獨立性對薪酬—業績敏感性影響的基礎上，分析我國高管薪酬—業績是否存在粘性，并進一步分析薪酬委員會獨立性對薪酬粘性是否起到抑制作用，以驗證薪酬委員會對薪酬契約的治理效應。

本文的創新點主要體現在以下方面：從內容上講，本文以薪酬委員會對薪酬契約有效性的治理效應為視角，研究薪酬委員會獨立性是否能夠抑制薪酬粘性，提高薪酬契約的有效性，這在現有的研究中很少涉及；從技術上講，本文從薪酬委員會與高管薪酬—業績敏感性的協同作用、薪酬粘性的存在再到薪酬委員對薪酬粘性不能起到抑制作用，一步一步遞進研究，使整個研究更系統、更具說服力；從方法上，借鑒檢驗薪酬粘性的Level模型和Change模型，通過設置薪酬委員會獨立性高、低的虛擬變量，構建檢驗薪酬委員會獨立性對薪酬粘性影響的Level模型和Change模型。

二、理論分析與研究假設

薪酬委員會是保障管理者的薪酬系統從股東角度而言是公平和有效的，高管為了牟取更多的私利，會利用手中的一切權力影響薪酬契約的制定。當公司高管或內部董事擔任薪酬委員會成員，高管更容易利用自身權力優勢制定對自身有利的薪酬契約，為自己牟取利益。特別是我國法律和公司治理結構不完善的情況下，上市公司高管存在利用權力，提高薪酬滿足私利的行為[9]。因此，按照最優合約觀，薪酬委員會應該全部由獨立董事組成并實質性地獨立于經理人，即薪酬委員會中獨立董事比例越高，總經理不兼任委員會成員時，薪酬委員會越獨立，這樣才能使薪酬決策更客觀，從協調管理層和股東利益的角度出發，使薪酬的增加與業績增長更一致。

假設1：薪酬委員會獨立性越高，高管薪酬—業績之間的敏感性越強。

基于高管業績制定薪酬契約，并不意味著薪酬變動同步于業績變動，即公司業績增長與下降對薪酬的影響可能存在差異。由于薪酬的下降會向市場傳遞經理人的負面信息，影響其職位生涯和聲譽，因此高管更加不能接受薪酬的下降。另外，從經理人的個人效應分析，薪酬屬于“保健”因素，得到滿足時不會產生顯著激勵作用，但得不到滿足將會產生顯著負面影響。特別是在我國上市公司制度缺失的情況下，高管控制權缺乏有效的制約和監督，當公司業績上升時，高管歸功于自身，為薪酬增長方案獲取最大認可；相反，當公司業績下降，高管將以成本上升、市場競爭加劇等外部因素百般阻撓削減薪酬。因此，我國上市公司的高管薪酬出現了嚴重的獎優不懲劣的狀況，即高管薪酬呈現粘性特征。

假設2：我國上市公司高管薪酬呈現粘性的特征。

薪酬粘性的存在降低了業績下降時對高管薪酬的制約，由于業績的下降并不會對高管薪酬產生不利的影響，這就在一定程度上降低了高管的努力程度。薪酬契約本身的目的是根據企業的收益與虧損衡量高管的收益情況，從而使兩者緊密聯系在一起，粘性的存在將影響薪酬契約的有效性。而薪酬委員會作為制定薪酬計劃的組織，能夠識別盈余中不同部分對高管薪酬的影響，特別是獨立董事自身的公正性，能夠準確匹配高管獲得的收益和承擔的風險。因此，薪酬委員會獨立性越高，越有助于降低薪酬粘性，提高薪酬契約的有效性。

假設3：薪酬委員會獨立性越高，高管薪酬粘性越小。

三、研究設計

（一）研究變量及定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為高管薪酬（Cpay）和高管薪酬變化（ΔCpay）。高管薪酬主要包括貨幣薪酬和股權激勵兩部分，由于股權激勵難以具體衡量，本文借鑒現有文獻[10-11]的做法，選取高管前三名平均薪酬的自然對數為高管薪酬的衡量指標，并在穩健性檢驗部分，選取薪酬最高的前三名董事的平均薪酬進行研究。

2.解釋變量

本文的解釋變量為公司績效（Performance）與薪酬委員會獨立性（CC）。公司績效用總資產收益率（Roa）和總資產收益率變化（ΔRoa）表示，在穩健性檢驗中采用凈資產收益率（Roe）和業績的絕對值指標凈利潤（Ni）做進一步檢驗。薪酬委員會獨立性用兩個指標進行衡量：（1）薪酬委員會中獨立董事比例（CCInde）；（2）總經理是否擔任薪酬委員會成員（CEOCC）。

3.控制變量

借鑒現有文獻[2，7]，控制以下變量。公司的財務特征：公司規模（Size），財務杠桿（Lev），公司成長性（Grow）。公司的股權特征：公司產權性質（Soe），第一大股東持股（Lshare），高管持股（Shold）。公司的董事會特征：兩職分離（Dual），董事會規模（Board），董事會獨立性（Indd），并設置行業（Indu）和年度（Year）的虛擬變量控制行業、年度的影響。另外，還需控制業績變動的虛擬變量——業績下降D。見表1。

（二）模型設計

為了檢驗假設1，本文構建模型1：

Cpay=β0+β1Roa+β2Roa×CC+β3CC+β4Size+

β5Lev+β6Grow+β7Soe+β8Lshare+β9Shold+β10Dual+

β11Board+β12Indd+∑Indu+∑Year+ε （1）

其中，CC分別代表獨立董事比例（CCInde）和總經理兼任（CEOCC）兩個衡量薪酬委員會獨立性的變量。

為了檢驗假設2，高管薪酬呈現粘性特征，借鑒現有研究對“粘性”的衡量方法[12，2]，本文采用Level和Change模型構建模型2，檢驗薪酬粘性是否存在。

Level模型：

Cpay=β0+β1Roa+β2Roa×D+β3D+β4Size+β5Lev+

β6Grow+β7Soe+β8Lshare+β9Shold+β10Dual+β11Board+

β12Indd+∑Indu+∑Year+ε

Change模型：

ΔCpay=β0+β1ΔRoa+β2ΔRoa×D+β3D+β4Size+

β5Lev+β6Grow+β7Soe+β8Lshare+β9Shold+β10Dual+

β11Board+β12Indd+∑Indu+∑Year+ε （2）

其中，根據粘性的定義，預期β1>（β1+β2），并且β2越?。ń^對值越大），高管薪酬越具有“粘性”。

為了檢驗假設3，薪酬委員會獨立性對薪酬粘性的治理效應，本文構建模型3。為檢驗薪酬委員會獨立性對薪酬粘性是否有抑制作用，本文將獨立董事比例（CCInde）以其中位數為界，設虛擬變量CC1，大于中位數時取1，代表獨立性高，否則取0。另外，將總經理兼任（CEOCC）同樣分為高、低兩組，設置為虛擬變量CC2，不兼任設置為1，兼任為0。模型3在模型2的基礎上加入虛擬變量CC1、CC2的交乘項。

Level模型：

Cpay=α0+α1Roa+α2Roa×D×CC+α3Roa×CC+

α4D+α5CC+α6Size+α7Lev+α8Grow+α9Soe+α10Lshare+

α11Shold+α12Dual+α13Board+α14Indd+∑Indu+

∑Year+ε

Change模型：

ΔCpay=α0+α1ΔRoa+α2ΔRoa×D×CC+α3ΔRoa×

CC+α4D+α5CC+α6Size+α7Lev+α8Grow+α9Soe+

α10Lshare+α11Shold+α12Dual+α13Board+α14Indd+

∑Indu+∑Year+ε （3）

模型3中CC代表CC1、CC2，當業績上升時，（α1+α3）衡量了高薪酬委員會獨立性樣本（CC1=1，CC2=1）中薪酬對業績上升的邊際變化量；當業績下降時，（α1+α2+α3）衡量了薪酬對業績下降的邊際變化量。綜合考慮，根據假設預期（α1+α3）>（α1+α2+α3），且α2越小，越具有“粘性”，結合模型2，如果（α1+α3）/（α1+α2+α3）<β1/（β1+β2），就證明薪酬粘性得到緩解。

（三）數據來源與樣本選擇

2007年，證監會明確規定上市公司必須披露薪酬委員會的履職情況，因此，本文選取了2007—2015年設有薪酬委員會的滬深A股上市公司作為初始樣本，并進行了以下篩選：（1）剔除ST、*ST公司；（2）剔除金融保險類公司；（3）剔除財務數據、公司治理數據及薪酬信息不全的公司。本文的數據均來自CSMAR數據庫和上市公司年度財務報告。通過以上篩選，本文最后共得到9年5 239個樣本觀測值。

四、實證分析

（一）描述性統計分析及相關性分析

表2顯示了樣本觀測值的描述性統計。從表2可見，樣本公司總資產收益率均值為0.04，最小值為-0.22，最大值為0.20，可見各樣本公司的業績差距非常大，其中由業績下降變量可見有39%的樣本公司處于虧損狀態。樣本公司高管薪酬的均值為12.88，最小值為10.97，最大值為14.78，高管薪酬存在較大的差距。另外，樣本公司的薪酬委員會構成中，獨立董事比例平均為72%，總經理兼任薪酬委員會成員的公司為29%，可見目前我國上市公司薪酬委員會獨立性需進一步加強。

表3顯示在2007—2015年間全樣本所有變量的Pearson和Spearman相關性分析。從表3可看出高管薪酬與公司業績、薪酬委員會中獨立董事比例、總經理兼任、公司規模、財務杠桿、股權性質、第一大股東持股、高管持股和董事會規模均存在顯著的相關性。特別是高管薪酬與公司業績的相關性在1%的水平上顯著為正，說明我國上市公司高管薪酬總體上具有薪酬—業績敏感性。為進一步驗證薪酬委員會獨立性對薪酬契約有效性的影響提供了基礎。另外，各變量相關性系數的絕對值均不高于0.5，說明各變量之間不存在嚴重的共線性問題。

（二）薪酬委員會獨立性與薪酬—業績敏感性

由表4的Panel_A可見，公司業績與高管薪酬在1%水平上顯著正相關，說明樣本公司經理人激勵與公司業績明顯掛鉤了。從而進一步驗證薪酬委員會獨立性對薪酬—業績敏感性的影響，Panel_B和Panel_C列示了薪酬委員會獨立性對薪酬—業績敏感性的影響，其中Panel_B為獨立董事比例對薪酬—業績敏感性的影響，CCInde×Roa與Cpay的相關系數為1.74，在1%水平下顯著正相關；Panel_C為總經理兼任對薪酬—業績敏感性的影響，CEOCC×Roa與Cpay的相關系數為-0.82，在1%水平下顯著負相關。說明薪酬委員會成員中獨立董事比例越高，且經理人不兼任時，薪酬委員會獨立性越高，薪酬—業績敏感性越高。因此，假設1得到驗證。

（三）高管薪酬粘性

表5的Panel_A為模型2的回歸結果，從結果來看在Level模型和Change模型中，Roa×D和ΔRoa×D的系數均為負，且在1%的水平上顯著。這意味著當公司業績下降時，高管的薪酬—業績敏感性也顯著降低。在Level模型中，高管薪酬的增長幅度（公司業績上升或保持不變時）是高管薪酬下降幅度（公司業績下降時）的2.37倍（1.16/（1.16-0.67））。而在Change模型中，業績上升或保持不變時薪酬的邊際增加量為0.11，而業績下降時薪酬的邊際下降量為0。可見薪酬的邊際增加顯著大于薪酬的邊際減少量，即體現了薪酬粘性的特征，假設2得到驗證。

（四）薪酬委員會獨立性與薪酬粘性

表5中Panel_B、Panel_C分別列示了薪酬委員會獨立性CC1對薪酬粘性影響的Level模型和Change模型，從結果看加入衡量薪酬委員會獨立性高低的虛擬變量后，Level模型高薪酬委員會獨立性樣本中，高管薪酬的漲幅（公司業績上升或不變時）是高管薪酬下降幅度（公司業績下降時）的1.76倍（（0.73+1.33）/（0.73-0.89+1.33）），顯著小于模型2中的2.37倍。但是在Change模型中，業績上升時薪酬的邊際增加量為0.65，而業績下降時薪酬的邊際下降量為0。Panel_D、Panel_E分別列示了薪酬委員會獨立性CC2對薪酬粘性影響的Level模型和Change模型，從結果看加入衡量薪酬委員會獨立性高低的虛擬變量后，Level模型高薪酬委員會獨立性樣本中，高管薪酬的漲幅是高管薪酬下降幅度的2.66倍（（0.38+1.56）/（0.38-1.21+1.56）），大于模型2中的2.37倍。但是在Change模型中，業績上升時薪酬的邊際增加量為0.14，而業績下降時薪酬的邊際下降量為0，假設3并未得到驗證?？梢姡诟咝匠晡瘑T會獨立性樣本公司，薪酬業績粘性仍舊沒有起到抑制作用，說明目前我國上市公司薪酬委員會并不能完全客觀、獨立地制定薪酬契約，可能受到管理層的威脅或與管理者共謀行為。

（五）穩健性檢驗

為增強上述結論的可靠性，本文還進行了以下穩健性檢驗：（1）分別用薪酬最高的前三名董、監、高薪酬的平均值和所有高管的薪酬平均值作為高管薪酬的替代變量，重新進行回歸；（2）采用Roe（凈資產收益率）和Ni（凈利潤）作為業績指標重新進行了檢驗；（3）將薪酬委員會按CC1和CC2將樣本分為薪酬委員會獨立性高的樣本和獨立性低的樣本，重新進行回歸。以上回歸結果與之前的回歸結果基本一致，由于篇幅限制不再列示。

五、結論

高管薪酬一直是備受關注的研究課題，薪酬委員會是保障管理者的薪酬系統從股東角度而言是公平和有效的，但是薪酬委員會真的提升了薪酬契約的有效性嗎？為了驗證這一問題，本文選取2007—2015年上市公司作為樣本，全面考察了薪酬委員會獨立性與高管薪酬—業績敏感性以及薪酬粘性之間的關系。研究發現：（1）薪酬委員會中獨立董事的比例越高，總經理不兼任薪酬委員會成員時，薪酬委員會獨立性越高，高管薪酬—業績敏感性越強。（2）我國上市公司高管薪酬普遍存在粘性，即公司業績上升或保持不變時高管薪酬的增幅，遠遠大于公司業績下降時薪酬的降幅。（3）目前我國薪酬委員會的獨立性并不能抑制高管的薪酬粘性?？梢?，即使高管薪酬—業績敏感性同薪酬委員會獨立性存在協同作用，但是由于高管薪酬粘性的普遍存在，薪酬委員會的獨立性并不能顯著降低薪酬粘性，高的薪酬—業績敏感性不能代表好的薪酬契約治理效應。

研究表明，薪酬委員會獨立性對高管薪酬—業績敏感性具有協同作用，即高管個人利益與公司價值的聯系更加緊密，可見薪酬委員會對高管薪酬與業績的相關性治理作用較好。另外，本研究還發現目前我國上市公司薪酬委員會獨立性并不能有效地降低薪酬粘性，而薪酬粘性的存在弱化了薪酬契約對高管的激勵作用，因此進一步研究如何合理選擇薪酬委員會成員，保證薪酬委員會的獨立地位不受管理層的影響，從而使薪酬委員會能夠有效降低薪酬粘性，增強薪酬契約的治理作用具有重要的意義，也是未來的研究方向。

【參考文獻】

[1] MURPHY K J. Corporate performance and managerial remuneration： An empirical analysis[J]. Journal of Accounting and Economics，1985，7（1—3）：11-42.

[2] 方軍雄.我國上市公司高管的薪酬存在粘性嗎？[J].經濟研究，2009（3）：110-124.

[3] CONYON M J，HE L.Compensation committees and CEO compensation incentives in U.S. entrepreneurial firms[J]. Journal of Management Accounting Research，2004，16（1）：35-56.

[4] OGDEN S， WATSON R. Remuneration committees and CEO pay in the UK privatized water industry[J]. Social Science Electronic Publishing，2004，2（1）：33-63.

[5] CONYON M J， HE L. Executive compensation and CEO equity incentives in Chinas listed firms （CRI 2009-006）[J/OL]. Ssrn Electronic Journal，2008（8）.

[6] 劉西友，韓金紅.上市公司薪酬委員會有效性與高管薪酬研究——基于“有效契約論”與“管理權力論”的比較分析[J].投資研究，2012（6）：16-28.

[7] 謝德仁，林樂，陳運森.薪酬委員會獨立性與更高的經理人報酬-業績敏感度——基于薪酬辯護假說的分析和檢驗[J].管理世界，2012（1）：121-140.

[8] GAVER J J， GAVER K M. The relation between nonrecurring accounting transactions and CEO cash compensation[J].Accounting Review，1998，73（2）：235-253.

[9] 權小鋒，吳世農，文芳.管理層權力、私有收益與薪酬操縱[J].經濟研究，2010（11）：73-87.

[10] 毛洪濤，周達勇，王新.薪酬委員會在高管薪酬激勵有效性中的治理效應研究——基于2002—2010年A股上市公司的實證研究[J].投資研究，2012（9）：20-41.

[11] 沈小燕，王躍堂.薪酬委員會提高了公司薪酬業績敏感度嗎？[J].上海財經大學學報，2014（16）：71-80.

[12] LEONE A J，WU J S，ZIMMERMAN J L. Asymmetric sensitivity of CEO cash compensation to stock returns[J]. Journal of Accounting and Economics，2006，42（1/2）：167-192.