管理權力、公司業績與高管薪酬

宋少平+孫養學

【摘 要】 文章以2007—2012年滬深兩市A股農業上市公司為樣本，運用多元回歸等方法基于管理權力的視角實證分析了公司業績、管理權力與高管薪酬之間的關系。研究發現，在我國農業上市公司中公司業績與高管薪酬顯著正相關，同時，管理權力越大，高管薪酬越高，而薪酬業績敏感性則越低。說明我國農業上市公司正逐步建立起基于公司業績的薪酬制度，但是高管人員會利用其職權影響薪酬契約以牟取自身利益。

【關鍵詞】 管理權力； 高管薪酬； 公司業績； 薪酬業績敏感性

一、引言

2013年，國務院批轉了發改委、財政部、人力資源和社會保障部聯合制定的《關于深化收入分配制度改革的若干意見》，文件中明確提出加強國有企業高管薪酬管理，應綜合考慮當期業績與持續發展，建立健全根據經營管理績效、風險和責任確定薪酬的制度，對非國有金融企業和上市公司高管薪酬，通過完善公司治理結構，增強董事會、薪酬委員會和股東大會在抑制畸高薪酬方面的作用。那么，管理權力是否會維系上市公司高管薪酬水平而弱化當期業績；管理權力是否會使管理層通過非理性行為進行以權謀私、浮夸業績、信息屏蔽、財務造假等違法經營活動，這是本文關注的焦點之一。

隨著現代公司所有權和經營權的分離，委托人擁有剩余索取權欲追求利潤最大化，卻處于公司的外部，而控制公司經營決策權的代理人卻追求自身的薪酬最大化，由此導致雙方信息不對稱、責任不對稱、激勵不相容的代理問題。高管薪酬制度通常被視為是緩解此問題的有效機制，有關高管薪酬的研究也一直是焦點，其核心在于高管薪酬與公司的業績是否匹配，對此學術界爭議較大，同時也有文獻發現高管薪酬存在嚴重的粘性，即公司業績上升時的邊際增加量大于業績下滑時的邊際減少量（Jackson et al.，2008；方軍雄，2009）。在我國，薪酬激勵的研究大都基于最優薪酬契約論，很少涉及管理權力論，近年來有研究發現公司管理層在一定程度上影響甚至決定自己的薪酬水平，董事會不可能完全控制高管的薪酬設計，管理層有動機也有能力調整自己的薪酬體系，并且運用權力尋租使得董事會未按公司業績發放薪酬，從而進一步影響薪酬業績敏感性。

為了深入探討以上問題，本文選取我國農業類上市公司為樣本從管理權力視角出發探究公司業績、管理權力與高管薪酬之間的關系以及管理權力對薪酬業績敏感性的影響。農業是國民經濟發展的基礎，農業上市公司是農業先進生產力的代表，其治理水平和發展質量關乎我國農業的可持續發展問題，而高管薪酬與公司業績的敏感性是衡量其委托代理矛盾的重要指標。并且，目前只有王清剛等（2012）從董事長與總經理兩職狀態、董事會人數以及股權制衡度出發，分別用某一變量衡量管理權力的大小來研究農業上市公司高管薪酬的問題，本文構建管理權力綜合測度指標并以此為依據將研究樣本劃分為權力大小兩組，通過兩組樣本的相互對照研究我國農業上市公司的管理權力與高管薪酬問題。

二、文獻述評與假設提出

（一）高管薪酬與公司業績

根據委托代理理論模型，在委托人與代理人信息不對稱、目標不一致的情況下，雙方通過簽訂薪酬業績契約以減少代理成本，從而保障股東的利益最大化。在此契約條件下，高管的薪酬應由公司的經營業績所決定，而且呈現顯著的正相關關系。最優薪酬契約論也主張股東大會應該通過董事會選聘管理層，并根據公司的經營業績設計激勵相容的薪酬體系以防范管理層的道德風險。

高管薪酬與公司業績的掛鉤確實是解決委托代理矛盾的方法，李增泉（2000）利用748家上市公司的財務報表數據分析后認為高管薪酬與公司業績不存在顯著的正相關關系，耿明齋（2004）對200余家上市公司業績與高管薪酬的關系進行客觀描述與深入分析之后認為二者沒有顯著的因果關系；但是后期的研究（杜勝利等，2005；杜興強等，2007；辛清泉等，2009；周仁俊等，2010）發現高管的薪酬水平與上市公司的經營業績是顯著正相關的，表明我國上市公司正逐步建立基于業績的薪酬制度，按此趨勢的發展，本文提出：

假設1：我國農業上市公司高管薪酬與公司業績是正相關關系。

（二）高管薪酬與管理權力

委托代理理論闡述了股東與管理層之間的關系，至于如何降低代理成本則形成了兩種意見：最優薪酬契約論與管理權力論。管理權力即管理層按照自身意愿決策公司事務的能力，這種能力的形成一般是在公司內部治理出現漏洞、外部缺乏相應的制度約束時，管理層表現出超過其特定控制權范圍的影響力。管理權力更加側重于代理問題與高管薪酬之間的關系，也逐步成為解釋高管薪酬、薪酬業績敏感性、股權激勵以及薪酬結構的重要變量。

Crystal較早提出管理層會利用自身的權力優勢與股東討價還價使得自己的薪酬最大化的觀點，Otten（2008）以17個國家451個公司的薪酬合約為樣本，表明管理層會利用手中權力通過各種途徑提高自己的薪酬水平，二者呈顯著的正相關關系；熊風華和彭玨（2012）研究了管理權力與薪酬激勵之間的關系，發現管理權力越大薪酬水平越高，呂長江等（2008）、權小鋒等（2010）也得出類似結論；盧銳（2008）研究了管理權力對薪酬業績敏感性的影響，表明管理權力與高管薪酬正相關，并且高管薪酬與盈利業績敏感度高，與虧損業績敏感度低。同時也有研究指出高管薪酬水平更多是取決于經理人的外部聘任與個人能力，管理權力只是個人能力的外在表現（Murphy，2002），為驗證我國農業上市公司管理權力對高管薪酬的具體影響，本文提出：

假設2：我國農業上市公司高管薪酬與管理權力是正相關關系。

假設3：我國農業上市公司管理權力越大，薪酬業績敏感性越低。

綜合以上三種假設，高管薪酬是以公司業績為基礎，管理權力會提高管理人員的薪酬水平降低薪酬業績敏感性，具體關系如圖1所示。

其中，“+”表示正向影響，“-”表示負向影響，薪酬業績敏感性表示高管薪酬與公司業績之間的相關性強弱。

三、研究設計

（一）樣本與數據

本文選取2007—2012年滬深兩市A股農業上市公司為研究對象，在此基礎之上剔除相關變量數據缺失的公司，有效樣本共計177個。本文所指農業是按證監會的行業標準劃定，包含農林牧漁業，所用數據主要來自Wind數據庫以及部分財經網站（巨潮資訊、網易財經財報大全）。

（二）變量選擇

1.高管薪酬

在薪酬契約中，管理層的薪酬一般包括貨幣薪酬、股權激勵以及以在職消費為主的福利，考慮到我國股權激勵實施較晚且樣本較少以及在職消費的隱性，因此本文只研究貨幣薪酬，并以年報中披露的“金額最高的前三名高管人員薪酬總額”的自然對數為高管薪酬變量值。

2.管理權力

Finkelstein（1992）根據管理權力的來源將其分為所有權權力、組織權力、專家權力以及聲望權力。前兩種權力的影響更為直接，數據更易獲取，并參考高文亮等（2012）關于衡量高管權力的綜述，所有權權力用組織形式和股權集中度來衡量，組織權力則用董事長與總經理兩職狀態、董事會規模、獨立董事比例以及監事會規模來反映。

3.公司業績

本文參考其他學者（熊風華、彭玨，2012；高文亮、陳鏡宇，2012）的做法，用凈資產收益率衡量公司業績，凈資產收益率是反映股東權益的收益水平，用以衡量公司運用自有資本的效率。其他變量主要是已有文獻公認的影響薪酬的控制變量，比如資產規模、資產負債率、地區、年度等，詳細說明見表1。

（三）模型設計

本文構建模型（1）以檢驗假設1和假設2，通過此模型分析公司業績（凈資產收益率ROE）對高管薪酬的影響以及組織形式、股權集中度、兩職狀態、董事會規模、獨立董事比例、監事會規模這些反應權力的變量對高管薪酬的影響。

LnPAY=？茁0+？茁1ZZ + ？茁2GQ+？茁3LZ +？茁4DSH+？茁5DLDS

+ ？茁6JSH + ？茁7ROE + ？茁8LnSIZE + ？茁9LEV + ？茁10AREA

+？茁11YEAR+？著 （1）

構建模型（2）對假設3進行檢驗，以高管薪酬的自然對數為被解釋變量，控制變量為解釋變量分析不同權力下薪酬業績的敏感性。

LnPAY=？茁0+ ？茁1ROE+ ？茁2LnSIZE + ？茁3LEV + ？茁4AREA

+？茁5YEAR+？著 （2）

其中，？茁0為常數項，βi（i=1，2，…，11）為各個變量的系數，？著為隨機干擾項。

四、實證檢驗

（一）描述性統計分析

如表2所示，我國農業上市公司高管薪酬的最大值為634.68萬元，最小為12.2萬元，相差52倍左右，表明不同公司之間高管薪酬差異很大，且上市公司居中東部較多，同時上市公司的凈資產收益率最小為0.44%，最大為71%，表明不同公司的經營績效差距也非常大。上市公司中國有企業比例為46%，股權集中度平均值為0.7，表明“一股獨大”現象仍然普遍存在，但是董事長和總經理兼任的公司占比不大，僅為25%。董事會規模多至15人，少至5人，中位數為9，平均值為9.12，表明董事會規模比較穩定，其中獨立董事比例平均為37.18%。

（二）實證結果分析

1.公司業績、管理權力與高管薪酬

本文運用SPSS17.0對模型（1）進行回歸，以高管薪酬的自然對數為被解釋變量，反映管理權力的指標為解釋變量，凈資產收益率、資產規模以及資產負債率為控制變量，回歸結果如表3所示。

如表3所示，高管薪酬與公司的資產規模在1%水平上顯著正相關，說明公司的資產規模顯著影響高管薪酬，也間接印證了李增泉（2000）的觀點。結果還顯示高管薪酬與衡量公司業績的指標凈資產收益率是正相關關系，并且在5%的水平上顯著，說明農業類上市公司正逐步建立起基于公司業績的薪酬制度，從而證實了假設1的成立。

在反映管理權力的變量中，監事會規模和獨立董事比例對高管薪酬沒有顯著影響，這可能與我國的董事會制度相關，獨立董事是由大股東經過股東大會提名確認，由公司統一發放薪水，并且許多上市公司設置獨立董事只是為了滿足監管要求，如此使得獨立董事流于形式，并沒有發揮獨立董事真正的職責。而組織形式在5%水平上與高管薪酬顯著負相關，說明民營企業面臨更少的約束，高管具有更大的權力；股權集中度在1%水平上與高管薪酬顯著負相關，說明股權集中的公司股東對高管的監管更為嚴密，而分散的股權賦予高管更大的權力；董事會規模和兩職狀態則在5%水平上對高管薪酬顯著正相關，且以上變量對薪酬的影響與預期結果一致，當組織形式為民營企業、股權集中度較低、董事長與總經理兼任、董事會規模越大，管理權力就越大，對應的薪酬水平則越高。由此可見，管理權力越大，高管薪酬水平越高，假設2成立，同時發現，在管理權力的來源分類中，所有權權力對高管薪酬的影響強于組織權力。

2.管理權力與薪酬業績敏感性

為了驗證假設3的成立與否，本文需要構建管理權力大小兩組以相互對照，已知反應管理權力的諸多變量中，組織形式、兩職狀態、股權集中度以及董事會規模對高管薪酬有顯著的影響，設管理權力綜合測度指標Power=ZZ+LZ+GQ+DSH。在此考慮到組織形式和股權集中度對高管薪酬的負相關關系，特將董事長與總經理兼任時設置為0，不兼任時取值為1；另董事會規模大于平均值設置為0，小于平均值時取值為1，如此保障各個變量對高管薪酬的影響同方向變化。

但是每個變量對高管薪酬的影響力大小不一，為了計算它們的影響力大小以完善管理權力綜合測度指標中各個變量的權重，本文特意對高管薪酬進行逐步回歸，依次進入方程的是組織形式、兩職狀態、股權集中度和董事會規模。

如表4所示，模型一為組織形式單一變量回歸，其調整R2為0.14，即組織形式這個變量可以解釋高管薪酬變異程度的14%，根據模型二、模型三以及模型四，同理可得兩職狀態、股權集中度和董事會規模分別可以解釋高管薪酬變異性的7%、4%和2%，因此本文按照以上四種變量14：7：4：2的權重構建管理權力綜合測度指標Power：

Power=ZZ*14%+LZ*7%+GQ*4%+DSH*2%

因此，可以計算出每個樣本的Power值大小，并以Power值大于平均值的樣本為權力大的一組，Power小于平均值的樣本為權力小的一組。運用模型（2）分別對兩組樣本進行回歸以分析不同權力下高管薪酬與公司業績的關系，回歸結果如表5所示。

如表5所示，經過權力大小兩組的對比可以看出，管理權力大時公司業績與高管薪酬在10%的水平上顯著，其系數為0.14；管理權力小時公司業績與高管薪酬在1%的水平上顯著，其系數為0.52。如假設1所述，公司業績顯著影響高管的薪酬水平，但是對于管理權力大的公司而言，其薪酬業績敏感性和數值均低于管理權力小的公司，表明上市公司的高管人員確實利用手中職權影響自己的薪酬水平從而降低了薪酬業績敏感性，并且權力越大薪酬業績敏感性越低，與假設3相符。

五、研究結論及對策

本文選取農業2007—2012年滬深兩市A股上市公司177個研究樣本，基于管理權力的視角實證分析了公司業績、管理權力與高管薪酬的關系。研究發現，高管薪酬與公司業績顯著正相關，表明我國農業上市公司正逐步建立起基于公司業績的薪酬制度。同時發現，組織形式和股權集中度對高管薪酬顯著負相關，董事長總經理兩職狀態和董事會規模對高管薪酬顯著正相關，并且高管人員會利用其特權影響薪酬契約，使得權力大的高管不僅獲取較高的貨幣薪酬還降低了薪酬業績敏感性，形成了代理沖突。

上市公司高管人員通過其權力影響薪酬契約，如此薪酬激勵本身也成為代理問題的一部分。因此本文提出以下對策：（1）建立嚴格的與業績掛鉤的薪酬管理體系以實現薪酬業績的合理匹配，業績考核指標既應該包含凈資產收益率、凈利潤等會計指標，還可以引進股票市場收益率、每股收益等市場業績指標或公司內部一些非財務指標，比如存貨周轉率等。（2）完善公司內部治理機制，提高薪酬委員會的獨立性，總經理不能兼任薪酬委員，董事長與總經理不得兼任，董事會和監事會應提高對高管人員的監督和約束能力，從而規范管理權力（權小鋒等，2010）。（3）加強新聞媒體、社會公眾、市場中介對高管薪酬體系的監督，提高信息披露的透明度，加大高管薪酬操縱的難度，從而達到薪酬激勵預期的目標。

【參考文獻】

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如表4所示，模型一為組織形式單一變量回歸，其調整R2為0.14，即組織形式這個變量可以解釋高管薪酬變異程度的14%，根據模型二、模型三以及模型四，同理可得兩職狀態、股權集中度和董事會規模分別可以解釋高管薪酬變異性的7%、4%和2%，因此本文按照以上四種變量14：7：4：2的權重構建管理權力綜合測度指標Power：

Power=ZZ*14%+LZ*7%+GQ*4%+DSH*2%

因此，可以計算出每個樣本的Power值大小，并以Power值大于平均值的樣本為權力大的一組，Power小于平均值的樣本為權力小的一組。運用模型（2）分別對兩組樣本進行回歸以分析不同權力下高管薪酬與公司業績的關系，回歸結果如表5所示。

如表5所示，經過權力大小兩組的對比可以看出，管理權力大時公司業績與高管薪酬在10%的水平上顯著，其系數為0.14；管理權力小時公司業績與高管薪酬在1%的水平上顯著，其系數為0.52。如假設1所述，公司業績顯著影響高管的薪酬水平，但是對于管理權力大的公司而言，其薪酬業績敏感性和數值均低于管理權力小的公司，表明上市公司的高管人員確實利用手中職權影響自己的薪酬水平從而降低了薪酬業績敏感性，并且權力越大薪酬業績敏感性越低，與假設3相符。

五、研究結論及對策

本文選取農業2007—2012年滬深兩市A股上市公司177個研究樣本，基于管理權力的視角實證分析了公司業績、管理權力與高管薪酬的關系。研究發現，高管薪酬與公司業績顯著正相關，表明我國農業上市公司正逐步建立起基于公司業績的薪酬制度。同時發現，組織形式和股權集中度對高管薪酬顯著負相關，董事長總經理兩職狀態和董事會規模對高管薪酬顯著正相關，并且高管人員會利用其特權影響薪酬契約，使得權力大的高管不僅獲取較高的貨幣薪酬還降低了薪酬業績敏感性，形成了代理沖突。

上市公司高管人員通過其權力影響薪酬契約，如此薪酬激勵本身也成為代理問題的一部分。因此本文提出以下對策：（1）建立嚴格的與業績掛鉤的薪酬管理體系以實現薪酬業績的合理匹配，業績考核指標既應該包含凈資產收益率、凈利潤等會計指標，還可以引進股票市場收益率、每股收益等市場業績指標或公司內部一些非財務指標，比如存貨周轉率等。（2）完善公司內部治理機制，提高薪酬委員會的獨立性，總經理不能兼任薪酬委員，董事長與總經理不得兼任，董事會和監事會應提高對高管人員的監督和約束能力，從而規范管理權力（權小鋒等，2010）。（3）加強新聞媒體、社會公眾、市場中介對高管薪酬體系的監督，提高信息披露的透明度，加大高管薪酬操縱的難度，從而達到薪酬激勵預期的目標。

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如表4所示，模型一為組織形式單一變量回歸，其調整R2為0.14，即組織形式這個變量可以解釋高管薪酬變異程度的14%，根據模型二、模型三以及模型四，同理可得兩職狀態、股權集中度和董事會規模分別可以解釋高管薪酬變異性的7%、4%和2%，因此本文按照以上四種變量14：7：4：2的權重構建管理權力綜合測度指標Power：

Power=ZZ*14%+LZ*7%+GQ*4%+DSH*2%

因此，可以計算出每個樣本的Power值大小，并以Power值大于平均值的樣本為權力大的一組，Power小于平均值的樣本為權力小的一組。運用模型（2）分別對兩組樣本進行回歸以分析不同權力下高管薪酬與公司業績的關系，回歸結果如表5所示。

如表5所示，經過權力大小兩組的對比可以看出，管理權力大時公司業績與高管薪酬在10%的水平上顯著，其系數為0.14；管理權力小時公司業績與高管薪酬在1%的水平上顯著，其系數為0.52。如假設1所述，公司業績顯著影響高管的薪酬水平，但是對于管理權力大的公司而言，其薪酬業績敏感性和數值均低于管理權力小的公司，表明上市公司的高管人員確實利用手中職權影響自己的薪酬水平從而降低了薪酬業績敏感性，并且權力越大薪酬業績敏感性越低，與假設3相符。

五、研究結論及對策

本文選取農業2007—2012年滬深兩市A股上市公司177個研究樣本，基于管理權力的視角實證分析了公司業績、管理權力與高管薪酬的關系。研究發現，高管薪酬與公司業績顯著正相關，表明我國農業上市公司正逐步建立起基于公司業績的薪酬制度。同時發現，組織形式和股權集中度對高管薪酬顯著負相關，董事長總經理兩職狀態和董事會規模對高管薪酬顯著正相關，并且高管人員會利用其特權影響薪酬契約，使得權力大的高管不僅獲取較高的貨幣薪酬還降低了薪酬業績敏感性，形成了代理沖突。

上市公司高管人員通過其權力影響薪酬契約，如此薪酬激勵本身也成為代理問題的一部分。因此本文提出以下對策：（1）建立嚴格的與業績掛鉤的薪酬管理體系以實現薪酬業績的合理匹配，業績考核指標既應該包含凈資產收益率、凈利潤等會計指標，還可以引進股票市場收益率、每股收益等市場業績指標或公司內部一些非財務指標，比如存貨周轉率等。（2）完善公司內部治理機制，提高薪酬委員會的獨立性，總經理不能兼任薪酬委員，董事長與總經理不得兼任，董事會和監事會應提高對高管人員的監督和約束能力，從而規范管理權力（權小鋒等，2010）。（3）加強新聞媒體、社會公眾、市場中介對高管薪酬體系的監督，提高信息披露的透明度，加大高管薪酬操縱的難度，從而達到薪酬激勵預期的目標。

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