基于上市公司薪酬數據的董事高管共謀現象研究

■ 招韻健（暨南大學經濟學院 廣州 510632）

引言

公司治理問題源于代理問題，而代理問題產生于管理和融資的分離，即所有權與控制權的分離。古典企業模式下，所有者與經營者是一致的，代理問題并不存在。隨著現代企業模式的發展、企業規模的不斷擴大和面對的競爭日益激烈，對于經營者經營能力的要求也與日俱增。現代企業模式是從大量公眾中募集資本的，由此必將出現有經營能力的人沒有資本，有資本的人卻未必有經營能力，而且僅持有少量股權的廣大投資者也不可能花過多的時間關注公司的發展，因此，由具有經營能力的人代理廣大投資者經營企業是一個雙贏的策略，兩者合作的結果就產生了現代公司，同時也導致了所有權與控制權相分離而帶來的代理問題。

為了有效降低經理人道德風險，董事會監督制度在這一背景下應運而生，董事會代表股東對經理人進行監督，對高管有任免權、提名權，而同時，高管也可以一定程度上決定在上市公司領取薪酬的董事的薪酬。

但在2001年11月，安然公司到期不能支付10億美元債務，銀行拒絕再融資，由此導致嚴重債務危機，安然公司的財務丑聞因此而曝光。2002年4月，世界通訊公司再度爆發丑聞。眾多公司的財務丑聞導致美國資本市場損失了7萬多億美元的市值。社會各界轉而對董事會的監督制度有效性產生了深刻懷疑，并開始思考高管與董事之間可能由于經濟利益而存在共謀的風險。

文獻綜述與理論分析

Bebchuk和Fried（2003）指出，董事會為經理人設計薪酬合約在成為解決代理問題的潛在工具的同時，自身也成為代理問題的一部分。Zahac和Westphal（1996）認為，董事會除了履行控制職能之外，他們與經理團隊之間還是合作關系，甚至是共謀關系。有研究認為，董事長兼任CEO時，CEO由于地位穩固而更可能獨斷，董事會的獨立性會受到不同程度的威脅，容易導致董事會喪失獨立性（Goyal and Park，2002）。Brick et al.（2006）、Cyert et al.（2002）的研究則表明，董事如果持有較多的股份，通常會更有效監督經理人。

從我國上市公司目前的情況而言，職業經理人的市場遠遠沒達到所謂的成熟的地步，董事的職位很多時候只是經理人或董事長從候選人中邀請其“朋友”來擔任，這也是以往文獻中提及的任人唯親的董事會文化（Brick等，2006；鄭志剛等，2012）。

董事的職責是監督高管，對高管合理激勵，從而使得公司未來取得更好業績，因此，董事的薪酬應與公司業績相關，但也有很多其他的因素存在，使得董事的薪酬與公司的業績出現不對稱的情況，本文著重討論董事薪酬相對于公司業績過高的情況。

一方面，根據公平理論，董事獲得和業績不對稱的超額薪酬后，在和其他公司董事的橫向對比之下，會產生更為強大的激勵效應，從而使得董事更加好地履行監督高管的職責。但另一方面，Brick等指出，任人唯親的董事局文化盛行，因此，這種與業績不對稱的超額薪酬，正是由于董事與高管共謀所得，不僅對激勵董事無效，而且還會促使董事與高管共謀，使得高管獲得更高的薪酬。以往的文獻也指出，得到豐厚薪酬的董事會并沒有足夠的動力去監督高管行為從而損害股東和上市公司的利益。

本文著重探討的是董事與高管之間可能存在的共謀情況，因此作出如下假設：董事如果獲得與企業業績不對稱的高薪，那么會對高管的薪酬有正向促進作用。根據假設，本文建立如下回歸模型，其中PPS變量反映了董事薪酬與公司業績的分離度：

變量說明及數據處理

（一）變量說明和解釋

主要變量名稱和定義見表1。其他變量的解釋如下：

企業規模（Asset）。在以往眾多研究高管薪酬的文獻當中，企業規模是最重要的控制變量之一。這些文獻通過研究普遍認為，企業規模越大，高管管理企業所需要付出的腦力勞動就越大，對高管的才能要求也越高，而才能越高的高管，獲得的薪酬也越高。本文計算公司期末總資產的對數值衡量企業規模，該變量的回歸系數預期為正。

二職合一（Dual）。在我國的資本市場，董事長和CEO兩職往往由同一人擔任是一大特點。從委托代理理論來看，經理存在“道德風險”、“逆向選擇”等問題和偷懶、機會主義的動機，董事的職責就是監督經理，而二職合一意味著總經理自己監督自己，這種“既當裁判員、又當運動員”的情況會使得監督形同虛設，因此，本文認為在二職合一的企業，CEO的薪酬會更高，即該變量的回歸系數預期為正。

表1 主要變量名稱及定義

其余控制變量。本文除上述變量外，還在參考其他文獻的基礎上，添加了股權集中度（Hef5）、資產負債率（Debt）、成長性（Growth）（當期和上期營業收入對數值之差）、董事會持股比例（Dsh）、企業性質（State）、會議次數（Meeting）、董事會規模（BNum）和監事會規模（SupNum）作為控制變量，其中資產負債率和成長性在以往的文獻中被認為對高管薪酬有一定的解釋作用，國有企業的所有者缺位現象導致學術界對其監督高管的有效程度感到懷疑。

（二）數據來源及處理

本文以2005-2012年我國滬深A股上市公司作為研究樣本，為使結論更有效，設立以下幾個過濾規則對原始數據進行預處理：剔除ST、*ST、PT和已經退市的企業數據；剔除處于金融行業的企業數據。主要原因是金融行業較為特殊，且受到政策監管；剔除變量缺失的數據樣本；對主要連續性變量采用winsorize首尾兩端1%極值縮尾處理，以消除極端值對回歸分析的影響。

值得一提的是，2005-2012年我國上市公司董事和CEO的薪酬存在比較迅猛的增長趨勢。前三位董事薪酬的平均值從2005年的63.34萬元增長到2012年的153.89萬元，年均增長13.52%。CEO薪酬的平均值則從2005年的27.19萬元增長到2012年的63.00萬元，年均增長輻度達到12.76%。

實證結果與穩定性檢驗

表2報告了用PPS1和PPS2作為董事薪酬業績分離度代理變量下的回歸分析結果，對上文假設進行了檢驗。檢驗首先進行了OLS回歸，并固定了時間和行業因素。接下來，用Hausman檢驗樣本，得到P值為0.000，在此基礎上，運用固定效應進行實證檢驗，并報告回歸結果。

從表2的回歸分析結果中，可以得出以下幾個結論：

第一，假設得到了實證支持，從實證結果可以看出，不論是OLS回歸還是固定效應回歸，PPS1和PPS2的系數都在1%以內顯著為正，說明在公司業績低于行業均值（中位值）的情況下，如果董事獲得的薪酬高于行業均值（中位值），此時董事獲得的薪酬相對于公司業績而言是較高的，那么就會對CEO薪酬有正向額外的促進作用。這種額外性質體現在它不能由企業當期業績或往期業績所解釋，因為兩者均已作為解釋變量設計在回歸模型中，且兩者系數均在1%內顯著為正，這也與我們的預期相符。

表2 董事薪酬業績分離度與CEO薪酬回歸模型—PPS1、PPS2

第二，公司資產規模越大，CEO薪酬越高。回歸分析結果顯示，Asset的系數1%內顯著為正，公司規模增加1%，CEO薪酬增加0.17%以上，這與大多數文獻得出的結論是一致的。公司資產的規模越大，對CEO管理才能的要求也越高，所以CEO的“身價”也就越高。此外，規模越大CEO付出的時間精力也越大，因此公司資產規模與CEO薪酬是正相關的。

第三，兼任董事長的CEO薪酬更高。Dual的系數1%內顯著為正，這可能是因為CEO兼任董事長將會大大加強CEO的權力，在薪酬談判中會獲得更多的談判資本，從而為自己爭取更高的薪酬。此外，股權集中度（Hef5）與CEO薪酬顯著負相關，說明股權的集中會對CEO薪酬有抑制作用。楊青等（2009）認為，股權較集中下的董事會監控能力增強，能降低代理成本，并阻止CEO與董事共謀。

表3報告了用PPS3和PPS4兩個連續變量作為董事薪酬業績分離度代理變量下的回歸分析結果，對假設進行穩定性檢驗。結果顯示，不論是OLS回歸還是固定效應回歸，PPS3和PPS4均在1%內與CEO薪酬顯著正相關，與采用PPS1和PPS2所得出的結論吻合。

1.Ivan E.Brick,Oded Palmon,John K.Wald.CEO compensation,director compensation,and firm performance:Evidence of cronyism?[J].Journal of Corporate Finance,2006.12

2.方軍雄.高管權力與企業薪酬變動的非對稱性[J].經濟研究，2011（4）

3.權小峰，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）

4.楊青，高銘.董事薪酬、CEO薪酬與公司業績—合謀還是共同激勵[J].金融研究，2009（6）

5.鄭志剛，孫娟娟，Rui Oliver.任人唯親的董事會文化和經理人超額薪酬問題[J].經濟研究，2012（12）