高管薪酬與公司績效:國有與非國有上市公司的實證比較研究

劉紹娓，萬大艷

(1.湖南大學工商管理學院，湖南長沙410079;2.廈門大學經濟學院，福建廈門361005)

一、引言

現代股份制企業中，公司所有權與經營權相分離，代理問題的產生便不可避免。將高管薪酬與公司績效掛鉤，既有利于調動高管的經營積極性，也能促進代理人與委托人的利益趨向一致，既增加了對代理人的激勵也加強了約束。因此建立、完善薪酬激勵制度對解決代理問題而言是至關重要的。然而，自20世紀90年代后期以來，特別是1998年上市公司高管年度薪酬等信息開始披露后，國內學者開始廣泛關注高管薪酬對公司績效的影響，但并未就這一問題達成共識。本文試圖通過國有與非國有上市公司的對比分析，研究高管薪酬對公司績效的影響，及公司規模、高管持股等對高管薪酬與公司績效間的關聯程度產生的影響，從而為完善薪酬機制提供參考。

西方學術界對高管薪酬與公司績效關系研究起步較早，且理論體系已經成熟，但關于高管薪酬與公司績效二者之間如何聯系、是否相關等問題，尚未取得一致結論。如Jensen和 Murphy(1990)利用1974-1986年《福布斯》公布的2213名高管薪酬數據研究CEO的報酬與公司績效間的關系，認為CEO報酬與以股東財富衡量的業績間有較弱的相關關系［1］。John和 Robert及 David(1999)、Aggarwal(1999)等也認為高管薪酬與公司績效間無顯著相關關關系。而Kaplan(1994)通過對比研究日美兩國公司高管報酬與公司績效間的關系發現，日美兩國公司高管報酬與公司績效顯著正相關［2］。 Mehran(1995)、 Coughlan 和 Schmidt(1985)在其研究中也得出相同結論。Hall and Liebman(1998)利用1980-1994年美國100家公眾持股的最大的商業公司的數據研究經營者的報酬與公司經營業績之間的關系，進一步發現經營者報酬結構中股票期權比重的不斷增大會使經營者報酬與公司業績的相關性顯著增強［3］。Kevin(2011)通過研究2006-2009年在紐約證券交易所上市的280家公司得出總的高管薪酬與以凈資產收益率衡量的公司績效顯著正相關，并且發現公司規模是影響高管薪酬水平最顯著的變量［4］。

我國學者對高管薪酬與公司績效二者之間關系的研究起步較晚，這主要是受相關數據信息披露不完備的影響，且國內學者對高管薪酬與公司績效的研究也未取得一致的結論。如魏剛(2000)認為高管年度報酬與公司業績不存在顯著的正相關關系，高管持股也并未發揮其應有的激勵效果［5］。李增泉(2000)、諶新民和劉善敏(2003)、王北星等(2007)、葛玉輝和劉哲(2011)等也得出類似結論。但張雪岷和張德明(2006)、杜興強和王麗華(2007)、楊大光等(2008)、陳丹和劉杰瓊(2010)等人的研究卻表明高管薪酬與公司績效顯著正相關。另外在薪酬體系對公司績效的影響研究中，馮根福、趙玨航(2012)通過構建內生化的Nash討價還價模型，討論年薪、股權激勵和在職消費之間的關系，其研究表明，在給定年薪的情況下，高管的持股比例與在職消費相互替代，管理者持股比例的增加能夠抑制在職消費，從而提高公司績效［6］。

總的來說，國外關于高管激勵與公司績效的理論體系已經成熟，但國外學者的實證研究在數據選擇方面主要是以英美或日本等發達國家上市公司為主，且主要研究大企業，缺乏對發展中國家上市公司及中小企業的研究。我國學者對這一問題的研究起步較晚，在研究結論上存在較大分歧。國內學者在研究高管薪酬時注重研究高管薪酬水平及薪酬差距，并且大部分國內學者并未區分企業性質，雖然有的研究涉及了國企的高管薪酬與公司績效，但并未將國企與非國企進行對比分析。本文在研究高管薪酬與公司績效時將視角定位于國有與非國有上市公司的比較分析上，注重研究企業性質的不同對高管薪酬與公司績效間關系的影響，在一定程度上彌補了國內研究的不分企業性質的不足。同時，通過國企與非國企的比較分析，為我國國有及非國有上市公司完善公司高管激勵政策提供必要的理論依據。

二、理論假設

Jensen和meckling(1976)認為，高管的薪酬既能夠約束高管也能夠吸引更多的人才，同時，這能使得管理績效提高，從而帶來股東財富的預期增加［7］。因此將高管薪酬與公司績效掛鉤能減少代理成本，既加強了對代理人的約束也增加了對代理人的激勵。這種情況下，高管薪酬與公司績效顯著正相關，高管薪酬的增加有利于改善公司績效。同時，與非國有上市公司的高管相比，由于國有上市公司的高管及其所得報酬具有其特殊性，國企高管既是政府工作人員又是公司管理人員，擁有更多的資源來獲取自身的利益，從公司領取的報酬多少對他們來說就不那么重要，也就缺乏激勵來改善公司績效。故假設國有上市公司的高管薪酬對公司績效的激勵作用小于非國有上市公司的高管薪酬激勵對績效的提升作用。

因此，假設1:國有與非國有上市公司的高管薪酬與公司績效顯著正相關，且國有上市公司的高管薪酬對公司績效的促進效應小于非國有上市公司。

讓高管持有公司股票是協同高管與股東利益最有效的方法［8］。一般而言，公司高管是風險規避型的，公司股東是風險中性的［9］。當高管未持有公司股票時，他們會為保證其績效薪酬的穩定而追求風險低收益也較低的投資項目［7］。但當高管持有公司股票時，公司的利益與高管自身的利益便會趨于一致，公司價值的增長或公司業績的改善，能增加高管的個人利益。因此高管持股比例越高，他們與公司的利益也更息息相關，此時高管為提高績效薪酬會追求收益較高的投資項目。故假設隨高管持股比例的增加，高管薪酬水平與公司績效的關聯程度增加，薪酬對績效的影響增強。國企因其股權結構的特殊性，高管持有的公司股票數量少，零持股現象嚴重，持股比例很低，故假設國企高管持股比的增加對薪酬與績效間的聯系程度影響更小。

因此，假設2:隨高管持股比例的增加，高管薪酬水平對公司績效的影響會增加;與非國有上市公司比，國有上市公司高管持股比例增加時，高管薪酬對績效的影響力增加的更少。

Conyon(1997)認為，高管薪酬與公司規模是緊密聯系的。規模越大的公司管理起來越復雜，對高管的能力要求越高，承擔的風險和責任越大，因此高管會要求更高的薪酬。另外大規模的企業為了吸引、保持高素質的管理人員也會傾向于支付其更高的薪酬，因此高管薪酬與公司規模正相關。另外，Conyon(1997)還指出，高管薪酬與公司規模的這種聯系不利于股東利益的實現［10］。因為高管掌握著薪酬決定權時，為降低其風險，會傾向于減小其薪酬與績效的關聯而將其薪酬標準與公司規模擴張聯系起來［11］。

因此，假設3:公司規模擴大會降低高管薪酬對公司績效的影響程度。

在股權集中度高的公司，大股東相對于其他股東而言擁有更多的公司股權，其利益與公司利益的聯系更密切。因此他們有動力加強對公司經營者的監督，如對高管業績與薪酬狀況的監督。并且他們通常會把高管薪酬制度作為實現自身利益的工具［12］。另外，大股東對公司擁有更多的控制權，其監督通常是有效的。因此在股權集中的上市公司中，高管的薪酬與績效間的聯系會更緊密。在股權集中度分散時，單個股東不僅缺乏監督高管的動力，也缺乏有效監督的能力。而高管掌握著公司的控制權，他們就可能會為追求自身利益而減弱其薪酬與公司績效間的聯系程度，從而使薪酬對績效的影響變小。

因此，假設4:隨著股權集中度的增加，國有與非國有上市公司的高管薪酬對公司績效的影響也會增加。

董事會的主要職責是任命和監督公司管理人員，制定高管薪酬制度，保護股東的權益［13］。若公司高管兩職兼任時，就會降低董事會的自主性和獨立性，擁有董事身份的高管對公司的控制權也就越大，可能會導致董事會對高管經營能力和經營業績的評價不客觀，不利于績效-薪酬契約的制定與履行。

因此，假設5:當國有與非國有上市公司中存在兩職兼任現象時，高管薪酬與公司績效間的關聯性更低，薪酬對績效的影響也會越小。

三、變量與數據

(一)變量說明

(1)因變量:績效綜合指標(PEF)。由于單一指標不能全面反映公司在一定時期內的業績，因此，有必要構建綜合的績效指標。公司的績效又主要表現在盈利能力，股東獲利能力及發展能力方面。故選取衡量公司盈利能力的指標:總資產凈利潤率(ROA)、凈資產收益率(ROE);衡量股東獲利能力的每股收益(EPS)及衡量發展能力的可持續發展率(RSD)這四個指標來構建公司績效綜合指標。通過主成分分析法將以上4個指標提取公因子，然后以每個指標的方差貢獻率為權重，加權平均后便得到績效綜合指標(PEF)，即:

其中，PEFi代表第i個公司綜合績效指標;Xij表示第i個公司的第j個因子的得分;Tij表示第i個公司的第j個因子的方差貢獻率(即權重)。下面是運用SPSS17.0軟件進行主成分因子分析后，得到的國有上市公司和非國有上市公司的績效綜合指標的表達式。

國有上市公司的績效綜合指標表達式:

非國有上市公司的績效綜合指標表達式:

以國有上市公司的績效綜合指標構建為例，首先用KMO檢驗①Kaiser給出的KMO標準是:KMO＞0.9時，效果最好，非常適合因子分析;0.7＜KMO＜0.9時，效果尚可，其中0.8＜KMO＜0.9時，適合因子分析，0.7＜KMO＜0.8時，一般;0.6＜KMO＜0.7時，效果很差，不太適合因子分析;KMO＜0.5時，完全不適合因子分析。及球形檢驗②球形檢驗的統計量是根據先關系數矩陣的行列式得到的。當該統計量的值較大，并且其對應的相伴概率小于設定的顯著性水平時，拒絕零假設，認為變量之間存在相關性，適合作因子分析。來判斷數據是否符合因子分析的要求:KMO=0.773，說明國有企業的數據較適合做因子分析，且效果尚可;球形檢驗也給出了相同的信息，Bartlett's球形檢驗的統計量大，且相伴概率為0.0000，所以拒絕球形檢驗的零假設。由KMO檢驗和球形檢驗的結果得出:衡量績效的各個指標之間存在相關性，較適合作因子分析。主成分列表按照特征根由小到大排列，如表1。第一個主成分的特征根等于2.900，大于1，因此提取第一個主成分，并且第一個主成分解釋了總變異的72.512%。而第二個主成分的特征根遠小于1，因此只需提取第一個主成分。根據表2的因子得分系數矩陣可以將第一個主成分表示為各個變量的線性組合，稱為因子得分函數:

其中，變量前的Z表示各變量已標準化。用以上公式就能算出第一個主成分的標準化值。

(2)自變量:高管薪酬(PAY)。本文的高管指總經理、總裁和副總經理、副總裁、董事長秘書及公司年報上公布的其他管理人員并包括董事中兼任的高管人員。由于能獲得的高管薪酬數據是高管前三名薪酬之和，故用高管前三名薪酬之和的平均數來代表高管薪酬水平(PAY③其他變量關于國有上市公司與非國有上市公司的區分與此類似。)，且薪酬僅包含了高管從公司領取的工資、津貼、獎金、福利。本文采用PAY1表示國有上市公司的高管薪酬水平，PAY2表示非國有上市公司的高管薪酬水平。

表1 主成分列表

表2 主成分1的因子得分系數矩陣

此外，公司績效除受高管薪酬影響外，還受其他諸多因素的影響，故納入高管持股比例、公司規模、股權集中度與兩職兼任這四個控制變量:①高管持股比例(SP)，即公司全體高管持有的股票總數除以公司總股本的比值作為高管持股比例的代理變量①由于高管持有的股票中高管本身就持有的股票和公司授予的激勵性股票都能起到激勵高管的作用，因此，本文未嚴格區分。;②公司規模(SIZE)，一般認為銷售額是公司規模最好的代理變量，故采用公司營業收入即銷售額來衡量公司規模;③股權集中度(Z指數)，是公司第一大股東持股比例與第二大股東持股比例的比值，故Z指數最能顯示第一大股東對公司的控制能力大小及第一大股東較其他股東的優勢;④兩職兼任(BOTH)，兩職兼任即董事兼任公司高管，能在一定程度上反應董事會結構。西方國家上市公司中高管兩職兼任現象幾乎不存在，中國上市公司中這一現象更多，基于這一特殊性，有必要將兩職兼任這一虛擬變量納入分析。當兩職兼任存在時，虛擬變量取值為 1，否側取值為0。

(二)樣本選擇及數據來源

本文選取2003-2010年滬深兩市國有及非國有A股上市公司為研究樣本②2003年國有資產管理機構成立，隨后各級地方政府也紛紛設立了國有資產管理局，以對國有資產實行監督、管理，在一定程度上改善了國企所有者缺位的境況，因此本文選取2003-2010年數據作為研究樣本。，且數據均來源于國泰安數據庫(CSMAR)的股東研究數據庫和公司治理數據庫。在選取樣本時，采用隨機抽樣法，并進行了如下的數據處理:(1)剔除同時發行B股和H股的上市公司，因為B股和H股影響A股的信息披露;(2)剔除ST及PT股，因為極端值會對統計結果產生不利影響;(3)剔除金融、保險行業的上市公司，因為金融類上市公司不同于一般企業的薪酬考核和業績評價，具有特殊性;(4)剔除樣本期內數據不全的公司;(5)剔除樣本期內公司性質出現變化的上市公司。此外，由于我國目前采用的股權分類方法使法人股的所有權屬性不能被清楚的表達出來，而用終極產權論對上市公司的控股主體進行分類，通過層層的所有權關系鏈來尋找上市公司的終極控股股東能清晰準確的劃分公司所有權屬性，也更有利于對上市公司的各項研究［14］。最終，本文選擇了463家樣本公司，其中國有上市公司296家，非國有上市公司167家，并以最終控制人理論為區分上市公司性質的依據③當上市公司最終控制人是國有企業、政府部門、機構或者政府部門擁有的專業機構組織(事業單位)時，屬于國有上市公司，具體的是當終極控制權屬于國務院國有資產管理機構、各級地方政府的國有資產管理機構、事業單位時，該上市公司便劃為國有上市公司，否則便屬于非國有上市公司。。

(三)描述性統計分析

表3列出了國有與非國有上市公司的公司績效、高管薪酬水平、高管持股數量、營業收入及Z指數的各項統計值，經對比分析發現:一方面，非國有上市公司的績效優于國有上市公司，但國有上市公司之間的績效差異小于非國有上市公司;國有上市公司高管薪酬平均值為38.87萬元，高于非國有上市公司的高管平均薪酬。國企高管薪酬超過非國企高管薪酬的原因可能是:近年來的國企改革成效顯著;大部分上市的國有企業屬優質國企，在整體上提升了國企高管的平均薪酬。從極差和標準差的數據看，不論是國有還是非國有上市公司的高管報酬，個體之間差異懸殊。另一方面，非國有上市公司高管持股數量明顯多于國有上市公司高管的持股數量;國有上市公司的規模平均大于非國有上市公司，但其個體間差異較大;國有上市公司的股權集中度高于非國有上市公司的股權集中度，Z指數的大小最能說明首位大股東對公司的控制力大小，而國有上市公司的股權集中度較高，能在一定程度上說明，國有上市公司的國有股所占比例仍然較大。

表3 國有與非國有上市公司樣本總體性描述

(四)面板數據的單位根檢驗

在進行實證分析前，必須對面板數據進行平穩性檢驗，避免出現偽回歸現象，確保估計結果的有效性。對數據進行平穩性檢驗最常用的方法是單位根檢驗。經檢驗發現，國有與非國有上市公司的綜合績效、Z指數及持股比例均平穩。而國有與非國有上市公司的高管薪酬水平數據和銷售額數據在3種檢驗模式①單位根檢驗的3種檢驗模式:既有趨勢又有截距，只有截距項，二者都不含。下均不平穩，因此，有必要分別對國有與非國有上市公司的高管薪酬數據和銷售額數據進行一階差分平穩化處理。

四、實證結果分析

(一)全樣本實證結果分析

表4、表5是利用 EVIEWS6.0軟件，分別以PEF1和PEF2為因變量，采用OLS估計方法得到的國有與非國有上市公司的回歸結果，通過對比發現:

(1)國有上市公司的高管薪酬對績效的激勵效應略高于非國有上市公司中高管薪酬對公司績效的激勵效應，這與假設1不一致。由表4的方程3，國有上市公司高管薪酬變量系數為0.0042;而方程9中，非國有上市公司中這一系數為0.0035。改革開放以來，國有上市公司高管人員的薪酬激勵制度在不斷改進和完善，目前國企廣泛應用的年薪制使高管薪酬與經營者的經營業績、所作貢獻、所承擔風險責任等聯系更密切，提高了高管的經營積極性，因此在國企高管的薪酬對公司績效起著顯著的激勵作用。非國有上市公司的高管所得收入中，還有因持有公司股票所得到的收益，且他們的持股數量和持股比例遠高于國有上市公司的高管的持股數量及持股比例。因此非國有上市公司的高管貨幣性薪酬對公司績效的激勵效應更小。

(2)國有上市公司規模擴張帶來的績效提升程度更小。由方程3、6知，國有上市公司公司規模變量的系數為0.0032;而表5中，非國有上市公司的這一系數為0.0117。這一差異的原因如下:公司規模的擴大，能使得企業獲得的規模經濟效應。國有上市公司普遍是大企業，隨其生產規模的不斷擴張，可能出現了規模報酬不變或遞減;國企因能獲得更多的政策和資源傾斜，面臨的市場競爭壓力相對較小，導致其市場競爭的活力不如非國企;另外大企業的內部層級多，機構龐大，利益關系復雜，反而降低了企業內部的資源配置效率。

(3)國有上市公司高管兩職兼任時，高管薪酬與公司績效的相關系數不會改變，非國有上市公司高管兩職兼任時，這一系數變小。這與假設5不符。造成這一差異的原因是在非國企中，高管的薪酬計劃由董事會制定。若公司高管兼任董事，擁有董事身份的高管對公司的控制權增加，可能導致董事會對高管經營能力和經營業績的評價不客觀，高管有可能為自己確定更高的薪酬水平或制定有利于自身利益的薪酬計劃，這樣薪酬與績效間的關聯程度就相應降低了。而國企高管的薪酬制度由人力資源和社會保障部制定，薪酬方案須報國資委審批，即使公司高管存在兩職兼任的現象也不會因為其對公司的控制權增加而制定有利于自己的薪酬薪酬計劃或者為自己確定更高的薪酬水平。因此國企高管兩職兼任并未對高管薪酬和公司績效間的相關系數產生影響。

(二)依高管持股分組樣本實證結果分析

不論是在國有還是非國有上市公司中，均存在大量的高管零持股現象。基于這一實際現象，有必要以高管是否持股作為分組依據進行分樣本回歸以進一步探討當持股數量不同時，國有與非國有上市公司中高管薪酬對績效影響程度的差異。

在國有和非國有上市公司，高管薪酬與公司績效都顯著正相關，如表6。但在國有上市公司中，薪酬對績效的影響以及兩者的相關性并未隨著高管持股數量的增加而增加，這與假設2不一致。而對比非國有上市公司高管零持股情況下和持股情況下，高管薪酬的系數變化得知，隨持股數量的增加，薪酬對績效的影響也變大。

在國有上市公司中，高管持股增加未增加高管薪酬對公司績效的影響是因為我國國企實施股權激勵計劃的時間較晚，且對高管持股有嚴格的政策限制，高管持股少。西方國家的上市公司已廣泛實施股權激勵計劃時，我國國企直到2005年12月國資委出臺的《關于進一步規范國有企業改制工作的實施意見》中才第一次明確大中型國企管理層可以持股，同時嚴格限定對可持股的對象和持股數量，“經國有資產監督管理結構批準，凡通過公開招聘、企業內部競爭上崗等方式競聘上崗或對企業發展作出重大貢獻的管理層成員，可通過增資擴股持有本企業股權，但管理層持股總量不得達到控股或相對控股數量”。2006年12月下發的《國有控股上市公司(境內)實施股權激勵試行辦法》又規定單個高管“獲授的本公司股權，累計不得超過公司股本總額的1%”，同時，對全體高管“授予的股權總量，在0.1% ～10%之間合理確定，不得超過公司股本總額的10%”。持股數量過少，比例過低使高管缺乏足夠的動力關注企業長期價值或股東價值。故在國有上市公司中，隨著高管持股數量的增加，薪酬與績效間的系數不但沒有增加反而變小。

表4 國有上市公司的回歸結果表

表5 非國有上市公司的回歸結果表

表6 高管零持股與持股時的分樣本回歸結果

值得注意的是，在非國有上市公司中，隨持股數量的增加，高管的薪酬增加帶來的績效的提升度更大。如表6的方程16，當高管持股時，非國有上市公司高管薪酬的系數為0.0039，而國有上市公司中這一系數僅為0.0019。即當高管薪酬都增加1%時，非國有上市公司的績效提升0.29%，而國有上市公司的績效僅提升0.19%。主要原因是非國有上市公司高管的持股數量和持股比例遠遠高于國有上市公司高管持有的股票數量和比例，如表3，國有上市公司高管持股比例均值為0.045%，而非國有上市公司高管的持股比例均值為1.1%。高管持股與短期薪酬激勵相結合便促進了高管的利益函數與股東的利益函數趨于一致。更有利于提高公司績效。這種以持有公司股票為模式的股權激勵，使持股的高管成為了公司股東，高管自身利益與股東利益趨于一致。因此高管持股比例越高，他們與公司的利益也更息息相關(Jensen and Murphy，1990)，便會更加關注公司的長期發展和股東利益的實現。短期激勵和長期激勵相結合既能提高高管的經營積極性，提升公司績效，又能盡量減少其短期行為，使他們更加關注公司的長期利益。

(三)依公司規模分組樣本實證結果分析

本文中公司規模與股權集中度的分組是根據面板門檻模型估計出的門檻值得到的①門檻值是利用stata11.2軟件得到的，限于篇幅，未列出門檻回歸的具體過程。。門檻模型能根據門檻變量將某組觀測值分成不用的機制，同一機制內的觀測值是同質的，而不同機制間的觀測值是異質的，另外，由門檻模型得出的門限值是漸進有效的［15］。以門檻值作為公司規模和股權集中的分組依據，可避免主觀判斷樣本觀測值中分區點的不足［16］。因此本文利用門檻模型得出控制變量公司規模及股權集中度Z指數的門檻值，以深入分析在控制了公司規模及股權集中度之后，國有與非國有上市公司的高管薪酬對公司績效產生的不同影響。

不論是國有還是非國有上市公司，隨著公司規模的擴張，薪酬對績效的影響逐漸變小。這一結論與假設3相符。如表7方程17中，高管薪酬變量的系數為0.0247，隨著公司規模的不斷擴大，這一系數逐漸變為0.0061、0.0045和0.0030。說明公司規模擴張會減弱高管薪酬對公司績效的影響。

一般而言，公司規模擴大，公司管理更復雜，對高管的能力要求越高，高管要承擔的風險和責任增加，高管便會要求更高的報酬補償;隨公司規模的擴大，高管對公司的控制權也會增加，高管利用自身的權力獲得更高的薪酬的可能性也會增加。因此，公司規模與高管薪酬正相關。正是因為隨著公司規模擴大，高管薪酬會隨之增加，在監管寬松的情況下，高管會采取并購等策略來擴張公司規模以增加自身報酬［17］。并且公司規模的擴張比公司績效的提升更加簡單易行。故高管便會在利益的驅動下，產生不斷擴張公司規模的沖動，從而降低薪酬與績效的關聯程度，減弱了高管薪酬對公司績效的影響。

(四)分樣本回歸-以股權集中度大小為分組依據

在股權分散和股權高度集中的情況下，國有和非國有上市公司高管薪酬與公司績效的相關性都不顯著。只有當股權適度集中時，高管薪酬與績效才呈現出顯著的正相關關系。另外，隨Z指數的增加，薪酬對績效的影響首先增加然后減小，這與假設4不符。

表7 國有上市公司以規模作為分組依據的分樣本回歸結果

表8 非國有上市公司以規模作為分組依據的分樣本回歸結果

表9 國有上市公司以股權集中度作為分組依據的分樣本回歸結果

表10 非國有上市公司以股權集中度作為分組依據的分樣本回歸結果

當股權高度集中時，第一大股東因持有最多的公司股份，對公司的經營與管理能產生很大的影響。在行為能力方面，大股東在信息獲取、監督公司經營等方面，較小股東而言更有優勢。另外，在股權高度集中的情況下，若控股股東是公司時，通常會直接任命經理人員或董事成員作為其代表，若控股股東為個人，股東本人通常會擔任董事長或公司高管［17］。但由于其他股東擁有很小的公司股權，不能有效制約大股東，因此在這種情況下，就可能出現大股東為追求自身利益而侵害小股東的利益，不利于公司治理效率的提高。當股權分散時，單個股東控股比例相差不大，雖能避免股權高度集中情況下大股東與小股東的的兩極分化現象，有利于權利制衡機制的形成，但單個股東既缺乏監督公司高管的積極性，也缺乏有效監督的能力。因此在這種情況下，對高管的內部監督機制不能發揮其應有的作用，不利與改善公司的治理效率，代理問題不能得到有效的緩解，因此表現出高管薪酬與公司績效不相關的統計特征。在股權適度集中的情況下，因其他大股東也持有與第一大股東數量相當的股份，能形成有效地權利制衡機制，并且又避免了在股權高度分散情況下，小股東在實行監督時的“搭便車”問題，有利于形成有效地內部監督機制，從而提高公司治理效率。此時，大股東在追求自身利益最大化的動機下，必然會改善公司治理機制，設計更為合理科學的高管績效-薪酬契約，從而提高公司價值，以實現自我利益最大化［18］。因此在股權適度集中的情況下，高管薪酬與公司績效顯著正相關，并且薪酬對公司績效的激勵效應最大。

綜上，高管薪酬對公司績效的影響大小會隨著股權集中度的改變而改變，當國有上市公司的股權集中度Z指數在10.14～22.38之間時，高管薪酬與公司績效才表現出顯著正相關關系。而非國有上市公司的Z指數約為3.4～34.4時，高管薪酬與公司績效顯著正相關，且此時高管薪酬對績效的激勵效應最大。另外國有與非國有上市公司的共同特征就是:適度集中的股權集中度有利于薪酬-契約的履行，也有利于改善公司績效。

五、研究結論及政策建議

(一)研究結論

總體而言，國有上市公司的高管薪酬增加對績效的激勵效應略高于非國有上市公司的高管薪酬對公司績效的激勵效應，但在高管持股的情況下，非國有上市公司的高管薪酬增加帶來的績效提升度更大。高管薪酬對公司績效的影響會隨著高管持股數量、公司規模與股權集中度的改變而改變:隨著高管持股數量的增加，非國有上市公司的高管薪酬對績效的影響增加，而國有上市公司則相反;公司規模的擴大會降低高管薪酬對公司績效的影響;只有當國有上市公司的股權集中度Z指數約為10.14～22.38時，高管薪酬與公司績效才表現出顯著正相關的關關系，非國有上市公司的Z指數約為3.4～34.4時，高管薪酬與公司績效顯著正相關。

(二)政策建議

完善公司的薪酬激勵制度，注重合理的薪酬結構。根據實證結果，不論是國有還是非國有上市公司，高管薪酬增加對公司績效都有顯著的激勵作用。目前上市公司廣泛采用的年薪制下高管的年薪是由固定的和可變的兩部分組成。可變的部分主要是獎金，這是以高管的業績為基礎來確定的，由于直接考核高管的業績是很難的，因此就用公司的績效表現來代替。這樣，高管的年度薪酬便與公司績效緊密聯系起來。故合理確定高管固定工資與獎金的比例，增加獎金在高管報酬中所占的比例，能提高高管經營積極性，有利于提升公司績效。完善薪酬激勵制度，使高管薪酬與公司績效聯系更緊密，并加強對公司高管的監督和約束，也有利于抑制高管通過擴大公司規模來獲取更高薪酬的沖動，盡量減少公司規模擴張會降低高管薪酬與公司績效關聯程度的不利影響。在績效-薪酬契約下，主要考察公司一年期的績效，屬短期激勵。若薪酬結構單一，只考慮短期薪酬激勵而忽視長期的激勵，高管在利益的驅動下，可能會采取短期行為。因此為避免高管的短期行為，在設計高管薪酬制度時，需綜合考慮短期激勵和長期激勵。長期激勵主要方式是股權激勵，從實證結果來看，上市公司高管持股比例與公司績效的相關關系不顯著，高管持股對公司高管的激勵效果甚微，但是短期薪酬與持股相互結合更有利于激勵高管。因此上市公司要重視長期薪酬激勵在高管薪酬結構中的作用，不斷完善股權激勵的業績考核體系，并根據公司的性質、股權特征及自身的發展階段選擇合適的薪酬激勵方式;而政府和相關部門應建立和健全股權激勵的法律法規及相關制度，為上市公司成功實施股權激勵制度提供必要的政策支持和政策環境。

［1］Jensen MC，Murphy KJ.Performance Pay and Top-management Incentives［J］.Journal of Political Economy，1990，98(2):225-264.

［2］Steven NKaplan.Top Executive Rewards and Firm Performance:A Comparison of Japan and the U.S［J］.Journal of Political Economy，1994，102(3):510-546.

［3］Hall J Hall，Jeffrey B Liebman.Are CEOs Really Paid Like Bureaucrats?［J］.The Quarterly Journal of Economics，1998，8，(13):653-691.

［4］K J Sigler.CEO Compensation and Company Performance［J］.Business and Economics Journal，2011(31):1-8.

［5］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):32-39

［6］馮根福，趙玨航.管理者薪酬、在職消費與公司績效——基于合作博弈的分析視角［J］.中國工業經濟，2012，(6):27-35.

［7］Jensen M C，W H Meckling.Theory of the Firm:Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure ［J］.Journal of Financial Economics，1976(3):305-360.

［8］Jensen M C，Murphy KJ.CEO Incentives-it's Not How Much You Pay，But How［J］.Harvard Business Review，1990，68(3):138-153.

［9］Mehran H.Executive Compensation Structure，Ownership，and Firm Performance ［J］.Journal of Financial Economics，1995，38(2):163-184.

［10］Conyon M.J.Corporate Governance and Executive Compensation［J］.International Journal of Industrial Organization，1997，15(4):493-509.

［11］Wright P，Kroll M，Elenkov D.Acquisition Returns，Increase in Firm Size，and Chief Officer Compensation:The Moderating Role of Monitoring ［J］.Academy of Management Journal，2002，45(3):599-608.

［12］Firth M，Fung P M，Rui M.Corporate Performance and CEO Compensation in China［J］.Journal of Corporate Finance，2006，12(4):693-714.

［13］Brick I.E，Palmon O，Wald J K.CEO Compensation，Director Compensation，and Firm Performance:Evidence of Cronyism?［J］Journal of Corporate Finance，2006，12(3):403-423.

［14］葉 勇，胡 培，何 偉.上市公司終極控制權、股權結構及公司績效［J］. 管理科學，2005，18(2):58-64.

［15］Hansen B E.Threshold Effects in Non-dynamic Panels:Estimation，Testing，and Inference［J］.Journal of Econometrics，1999，93:345-368.

［16］余怒濤，沈中華，黃登仕.公司規模門檻效應下的董事會獨立性與公司價值的關系［J］.數理統計與管理，2010，29(5):871-882.

［17］Holderness，Clifford，Sheehan，Dennis P.The Role of Majority Shareholders in Publicly Held Corporations:An Exploratory Analysis［J］.Journal of Financial Economics，1988，9(20):317-346.

［18］陳 丹，劉杰瓊.中小企業股權集中度、高管激勵和公司績效相關性研究［J］.東岳論叢，2010，31(11):44-49.