高管激勵與上市公司績效相關(guān)性研究

徐彥輝，謝會麗

（杭州電子科技大學，浙江 杭州 310018）

在委托代理理論下，所有權(quán)和經(jīng)營管理權(quán)分離導致信息不對稱、股東與管理層之間的利益目標不一致，經(jīng)營者會在追求自身利益時產(chǎn)生損害公司所有者利益的行為。對高管的激勵，降低代理成本，已經(jīng)成為公司發(fā)展的關(guān)鍵問題。我國上市公司高管激勵的效應(yīng)如何？是否提高了公司價值？本文將通過中國上市公司數(shù)據(jù)進行分析，驗證我國上市公司高管激勵的效應(yīng)。

一、理論基礎(chǔ)

（一）委托代理理論

委托代理理論是過去40多年里契約理論最重要的發(fā)展之一。早在20世紀70年代，諸多學者就著力于研究公司內(nèi)部信息不對稱和工作人員激勵問題。Jensen和Meckling（1976）研究表明委托代理理論會導致三個不可避免的問題，即委托人和代理人的效用函數(shù)不同、責任不對等、信息不對稱，這樣會導致代理人產(chǎn)生偷懶、機會主義行為等委托代理問題，從而導致非效率損失（表現(xiàn)為道德風險和逆向選擇）和代理成本。Jensen和Meckling（1976）將代理成本歸納為委托人的監(jiān)督成本、代理人的保證成本以及剩余損失。監(jiān)督成本就是委托人為了“監(jiān)控”代理人行為不違背自己利益，使其為自己利益盡力所花費的成本，如計量和觀察代理人行為的成本、建立和履行激勵契約的成本等。代理人的保證成本是指當代理人做出損害委托人利益時，愿意向委托人進行補償?shù)某杀尽ＪＳ鄵p失是指對于有著機會主義傾向的代理人，在監(jiān)督和保證成本一定時，代理人仍可能采取有別于委托人效用函數(shù)的行為，這樣兩者差異會導致委托人財富減少，其減少的數(shù)額就是剩余損失。三者共同構(gòu)成代理成本，并具有此消彼長的關(guān)系。當監(jiān)督成本和保證成本比較大時，代理人的行為偏離委托人效用函數(shù)的可能性就會小一點，從而使剩余損失相應(yīng)減小。

（二）信息不對稱理論

信息不對稱理論是指在市場經(jīng)濟活動中，不同人員對于信息了解的充分程度和及時性是不同的，賣方比買方更了解商品的各種信息，信息豐富的一方可以通過向信息貧乏的一方傳遞可靠信息來獲益，信息貧乏的一方也需要從另一方獲取信息。在委托代理理論下，所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離，企業(yè)所有者雖然擁有大量股份，但是可能并不清楚企業(yè)的運營狀況，而每天接觸企業(yè)實際運營的管理者，尤其是該群體中的核心——高管人員，會掌握豐富的企業(yè)運營數(shù)據(jù)、市場特點、行業(yè)法律法規(guī)政策。

（三）激勵機制

基于委托代理理論和信息不對稱理論，委托人和代理人之間會產(chǎn)生目標偏差，為解決兩者之間的矛盾，委托人就可以對公司的經(jīng)營者采取激勵機制，盡可能降低代理成本，以激發(fā)公司經(jīng)營者的創(chuàng)造性和積極性，提高公司績效。

二、假設(shè)提出

委托代理理論認為，公司所有者與高管之間存在信息不對稱的問題，管理者為了自己效用最大化會偏離所有者目標，產(chǎn)生代理成本。為了降低高級管理人員因為道德風險和逆向選擇產(chǎn)生的代理成本，所有者會使用薪酬激勵制度激勵經(jīng)營者采取與其預(yù)期目標一致的行為。這樣，公司業(yè)績直接影響高級管理人員的薪酬高低，高管層為了獲得更高的薪酬保障，會更加努力工作來提高公司績效和公司成長性，因此提出假設(shè)1：

H1：高管薪資激勵與企業(yè)績效存在正相關(guān)關(guān)系。

和薪酬激勵類似，當所有者與代理人信息不對稱時，所有者為了減少代理人由于道德風險和逆向選擇帶來的代理成本而與代理人簽訂報酬績效契約，在這樣的契約約束下，管理層報酬中的股權(quán)報酬由公司業(yè)績來決定。為了自身效益的最大化，代理人會充分開發(fā)才智和潛力，保證企業(yè)業(yè)績得到提高。Hermalin和 Weisbach（1991）以 142家NYSE公司為樣本進行實證分析，發(fā)現(xiàn)持股比例低于5%時，衡量企業(yè)績效的Tobin's Q值與持股比例負相關(guān)，在大于5%但小于20%時，是正相關(guān)，但大于20%之后，又是負相關(guān)。這是由于高管持股比例過高，會導致高管占用其他股東的財富，即“管理者防御假說”，因此反而會降低企業(yè)績效。在我國，由于股權(quán)激勵施行的時間較短，范圍不普及，力度也不至于過高，所以并未達到“防御”的界點，因此提出假設(shè)2：

H2：高管股權(quán)激勵與企業(yè)績效存在正相關(guān)關(guān)系。

在非國有上市公司中，股東是資產(chǎn)的所有者，擁有資產(chǎn)的自主支配權(quán)，而且能夠獨享資產(chǎn)收益，這使得股東有更大的動力去激勵代理人。而與非國有上市公司相比，國有公司“所有者缺位”，資產(chǎn)管理運營過程中權(quán)責不對稱，初始委托人無法自由自主支配資產(chǎn)，因此缺乏對管理層激勵的內(nèi)在動力，加大了代理風險。同時，政府部門擁有對代理人的選擇權(quán)，而代理人市場尚不成熟，使得管理層缺乏提高企業(yè)績效的動力，代理問題更加顯著。與非國有上市公司相比，國有上市公司除了追求單一經(jīng)濟人的經(jīng)濟利益目標之外，還會追求經(jīng)濟之外如政治、軍事等社會目標，這使得國有公司高級管理層追求的目標發(fā)生了偏移，他們同時還會考慮政治意圖、職位提升等，而且劉紹娓、萬大艷（2013）的研究表明，高管激勵對國有上市公司的激勵作用更加明顯。因此提出假設(shè)3：

H3a：高管薪酬的激勵作用對非國有上市公司更加明顯。

H3b：高管持股比例的激勵作用對非國有上市公司更加明顯。

三、實證研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文按照修訂后的《中華人民共和國公司法》規(guī)定，選擇的高管人員不包括董事和監(jiān)事，只包括總經(jīng)理、總裁和副總經(jīng)理、副總裁、董事長秘書以及公司年報上公布的其他管理人員等。

根據(jù)研究需要，本文選取2010—2013年四年間滬深兩市所有上市公司公布的年報數(shù)據(jù)為初始研究樣本，并剔除了以下公司的數(shù)據(jù)：（1）數(shù)據(jù)不全的公司。研究期間內(nèi)前三名高管薪酬、高管持股比例、公司總股數(shù)、財務(wù)數(shù)據(jù)等研究需要的數(shù)據(jù)披露不完全的公司。（2）ST公司、*ST公司、SST公司以及被注冊會計師出具非標準審計意見的上市公司。這些公司或出現(xiàn)財務(wù)狀況異常，或連續(xù)虧損兩年以上，會傾向于通過粉飾報表，財務(wù)報告數(shù)據(jù)可信度不高。（3）金融保險類公司。該類公司在財務(wù)特征和會計制度上與一般的企業(yè)存在顯著性差異，薪酬考核和績效評價存在獨特性。（4）同時發(fā)行B股或H股的公司。經(jīng)過以上篩選，本文共選取了1 587家上市公司作為研究樣本，對其2010—2013年四年的數(shù)據(jù)進行分析。本文使用的數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，運用 excel和spss19.0對數(shù)據(jù)進行分析和處理。

（二）模型建立與變量解釋

為驗證假設(shè)1，2，本文運用普通最小二乘法（OLS）建立如下模型：

變量定義及計量如表1所示：

表1 變量定義

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計特征。為了數(shù)據(jù)的直觀性描述性統(tǒng)計中SALARY取“高管前三名薪酬總額”（單位萬元）、INVISIBLE取管理費用的金額（單位：萬元）。 ROE表示企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率，其均值為0.092 2，表明平均上上市公司凈資產(chǎn)收益率為9.22%。SALARY表示“高管前三名薪酬總額”，其均值為158.75，表明上市公司“高管前三名薪酬總額”平均值為158.75萬元。MSP表示高管持股數(shù)量和總股數(shù)之比，其均值為5.289 0，表示我國上市公司高管持股比例平均為5.289 0%。經(jīng)過統(tǒng)計和分析，5.6%的公司高管持股比例高于均值水平5.289 0%，有42.25%的公司高管持股數(shù)量為0，說明我國上市公司的高管股權(quán)激勵尚不完全。

表3顯示非國有上市公司比國有上市公司的ROE大0.01%，高管前三名薪酬總額低23.09萬元，管理層持股比例高8.89%，管理費用低28 798萬元，表明非國有企業(yè)用較低的管理層薪酬實現(xiàn)了較高的公司業(yè)績。初步驗證了假設(shè)3。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計（N=6348）

表3 國有與非國有公司主要變量描述性統(tǒng)計與對比分析

（二）相關(guān)性分析

表4報告了各主要變量的相關(guān)系數(shù)。ROE與高管薪資年水平SALARY顯著正相關(guān)，高管薪資越高，企業(yè)績效越好，初步驗證了假設(shè)1。ROE與高管持股比例MSP顯著正相關(guān)，表明高管持股比例越高，企業(yè)績效越好，初步驗證了假設(shè)2。其中，高管薪資的Pearson相關(guān)系數(shù)最接近1，在這些變量中與公司績效的相關(guān)性最強。各自變量之間的相關(guān)性不高，經(jīng)過共線性診斷，各自變量間并不存在共線性，可以繼續(xù)多元線性回歸分析。

表4 主要變量Pearson相關(guān)性

（三）多元線性回歸分析

表5報告了回歸結(jié)果，第一列全樣本回歸中變量SALARY系數(shù)估計為0.047，在1%的水平上顯著為正。這表明高管薪酬激勵越高，公司績效越好。在第二列與第三列國有上市公司與非國有上市公司中變量SALARY系數(shù)估計分別為0.054和0.040 7，在5%的水平上顯著為正，進一步驗證高管薪酬激勵與公司績效的正向相關(guān)性。假設(shè)1得到了驗證，與杜興強、王麗華（2007）的研究結(jié)論一致。第一列數(shù)據(jù)MSP系數(shù)估計為0.000 431，在1%的水平上顯著為正，這表明高管股權(quán)激勵越高，公司績效越好，驗證假設(shè)2。第三列非國有公司中MSP系數(shù)估計為0.000 314，在1%的水平上顯著為正，表明非國有上市公司中高管股權(quán)激勵與公司績效成正相關(guān)關(guān)系，驗證假設(shè)2。

國有上市公司組SALARY變量系數(shù)估計為0.054，而非國有上市公司組中SALARY系數(shù)估計為0.040，表明國有上市公司的高管薪酬對績效的激勵效應(yīng)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(yīng)，這與H3a并不一致。對于這一結(jié)果，可能是因為自從改革開放以來，國有上市公司高管人員的薪酬方案在不斷改進和完善，目前國有企業(yè)大范圍實行的年薪制度緊密地將高管薪酬與經(jīng)營者的經(jīng)營業(yè)績、對企業(yè)的貢獻及承擔的風險責任等相聯(lián)系，提高了高管的積極性，因此在國企高管的薪酬對公司績效起著顯著的激勵作用。此外，非國有上市公司的高管所得收入中，一部分是因為持有公司股票而獲得的收益，而且他們的持股比例（9.32%）遠高于國有上市公司（0.42%），在企業(yè)績效上受高管持股比例的影響更加顯著，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(yīng)更小。而非國有上市公司的MSP的系數(shù)估計為0.000 314，在1%的水平上顯著為正，而國有上市公司并不顯著，因此H3b得以驗證。

五、研究結(jié)論與建議

薪酬激勵和股權(quán)激勵作為高管激勵制度的兩種方式，其對代理人努力程度的促進作用并不是完全由激勵制度本身決定，只有結(jié)合其他非薪酬機制的力量，其激勵作用才能得到充分發(fā)揮。本文通過對2010—2013年間我國1 587家上市公司高管薪酬、高管持股比例與企業(yè)績效的關(guān)系進行實證研究發(fā)現(xiàn)：（1）上市公司的高級管理層年度薪酬總額與企業(yè)績效之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系；（2）上市公司高管持股比例與企業(yè)績效之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系；（3）高管薪酬對國有上市公司業(yè)績的影響更大，而股權(quán)激勵對非國有上市公司業(yè)績的影響更大。

因此，上市公司為了提高企業(yè)績效，應(yīng)該進一步完善企業(yè)的激勵機制，綜合自身規(guī)模、行業(yè)等因素合理設(shè)計高管激勵方案，提高激勵機制和企業(yè)績效的敏感性，保證企業(yè)的健康發(fā)展。目前企業(yè)一般采用的是固定工資加額外獎金的年薪制度，能夠變動的主要是獎金，金額通過高管業(yè)績表現(xiàn)來確定，高官的業(yè)績表現(xiàn)又通過企業(yè)績效來反映，因此高管的年薪便與企業(yè)績效緊密聯(lián)系在一起。而年薪只是考察公司一年的績效，屬于短期激勵。如果薪酬內(nèi)容只考慮短期薪酬激勵而忽略長期，高管為了自身利益最大化可能會采取有悖企業(yè)長期發(fā)展的行為。因此在設(shè)計薪酬制度時，在考慮短期激勵的同時也應(yīng)該考慮長期激勵——股權(quán)激勵。合理分配基本工資與獎金的比例，能夠提高高管經(jīng)營積極性，從而提高企業(yè)績效。

[1]杜興強，王麗華.高層管理當局薪酬與上市公司業(yè)績的相關(guān)性實證研究[J].會計研究，2007（1）：58-65.

[2]林大龐，蘇冬蔚.股權(quán)激勵與公司業(yè)績——基于盈余管理視角的新研究[J].金融研究，2011（9）：162-177.

[3]劉紹娓，萬大艷.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[J].中國軟科學，2013（2）：90-101.

[4]Hermalin Benjamin E.，Weisbach Michael S.The Effects of Board Composition and Direct Incentives on Firm Performance[J].The Journal of the Financial Management Association.Winter 1991，20（4）：101-112.

[5]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.