混合所有制企業高管激勵與經營績效間的U型曲線測算

阿布都合力力·阿布拉

（1.北京交通大學 經濟管理學院，北京100044；2.新疆財經大學 會計學院，烏魯木齊 830012）

0 引言

根據證監會要求，國有混合所有制企業都要將高管激勵中的固定薪酬和股權激勵等信息公布于年報，但具體怎么披露，法律尚未給出明確條款。另外，學界研究目前也只停留在高管激勵方式的表面分析和描述上，特別是實證數據處理方面，研究方法尚不成熟。高管作為國有混合所有制企業重大決策的決策者，有效的激勵方式與國有混合所有制企業的發展息息相關。混合所有制企業要在穩定中求得發展，必須要更優秀的高管人員作為人力資本的保障。如何有效地激勵高級管理人員為企業努力工作，進而提高經營績效已成為國有混合所有制企業發展的重中之重。基于上述背景，本文引入經濟學家Kuznets的倒U型假說，對高管激勵與經營績效關系進行數理推導，依據國有混合所有制企業高管激勵方式的主要組成，選取固定薪酬和股權激勵二個解釋變量，分三種條件論證二者之間在數理邏輯關系上是否存在倒U型曲線關系或其他曲線關系。然后以2010—2016年的滬證券交易所國有企業混合所有制公布的年報數據為樣本，檢驗上述曲線關系是否真實成立。希望通過本文的研究給國有企業混合所有制企業完善高管激勵制度提供一些理論依據，給當前高管激勵對經營績效影響存在的問題提供一些解決方案。

1 U型曲線關系假說

為研究高管激勵與經營績效之間的關系，本文擬引入倒U型假說。本文設經營績效為Q，高管激勵為Y，由于A股國有企業混合所有制的高管激勵主要分為兩部分，一是固定薪酬，二是股權激勵。假設Y1和Y2分別表示固定薪酬和股權激勵的對數均值，T1和T2分別表示固定薪酬和股權激勵在高管激勵中的比重，此時暫不考慮高管激勵的其他因素，故：

又令固定薪酬（Y1）的對數方差為股權激勵（Y2）的對數方差為，高管激勵（Y）的整體對數方差為?2，由此可得：

由公式（3）可知，?2即為高管激勵與經營績效之間的關系指數，接下來只需要繼續推導?2就可得出高管激勵與經營績效之間關系趨勢。又因高管激勵對國有企業混合所有制經營績效影響主要分為三種情況，第一是只拿固定薪酬的高管激勵方式對經營績效的影響，第二是只拿股權的高管激勵方式對經營績效的影響，第三是既拿固定薪酬又拿股權的混合激勵方式對經營績效的影響。

首先討論第一種情況，隨著固定薪酬的不斷變化，股權激勵消失。故用T1作為高管激勵與經營績效之間的關系指數的自變量。將公式（1）、公式（2）分別代入公式（3），即可消除T2，得到相應的關系函數：

由公式（4）可知，高管激勵與經營績效之間的關系指數?2為一個二元函數，并且系數A1=-(Y1-Y2)2≤0,即當只有固定薪酬激勵方式下，?2為一條開口向下的倒U型拋物線，見圖1。基于此，本文提出第一個假設。

圖1 固定薪酬激勵方式下的倒U型曲線示意圖

假設H1：只拿固定薪酬的高管與經營績效之間存在倒U型曲線關系。

接下來研究第二種情況，只拿股權激勵的激勵方式。由于固定薪酬和股權激勵為高管激勵中的二個平等激勵因子，故數理推導過程類似，得到關系函數也類似，即：

從數理推導結果來看，只拿股權激勵的激勵方式下，似乎與第一種情況一樣，高管激勵與經營績效之間呈倒U型曲線關系。但由于函數存在0≤T2≤1和?2≥0的約束條件，即使推導結果為倒U型拋物線，也無法確保隨對稱軸位置的變化函數形狀發生變化，見圖2。而且有文獻研究表明，只拿股權的高管激勵方式與經營績效之間存在正U型關系，故本文提出第二個假設。

圖2 股權激勵方式下的正U型曲線示意圖

假設H2：只拿股權的高管與經營績效之間存在正U型曲線關系。

最后考慮第三種情況，即固定薪酬與股權激勵共同作為高管激勵方式。顯然此種情況下的數理函數即為公式（3），高管激勵與經營績效之間的關系指數?2似乎無一定的邏輯可尋。而在以往的理論研究中，普遍認為，只拿固定薪酬的高管對企業的短期效應比較注重，而只拿股權的高管對企業的長期效應則比較注重，既拿固定薪酬又拿股權的高管對公司的整體發展戰略則比較注重。因此，依據前人理論，本文提出第三個假設。

假設H3：既拿固定薪酬又拿股權的高管與經營績效之間存在線性曲線關系。

2 數據來源與樣本篩查

本文選取2010—2016年的滬證券交易所國有企業混合所有制公布的年報數據，數據來源于上證證券交易所、新浪財經網以及國泰安CSMAR數據庫。為使數據更有說服力，剔除以下樣本：（1）數據殘缺不全的國有企業混合所有制；（2）因金融企業在財務核算，財務報表體系與財務分析指標與一般企業不同，故在樣本選擇時予以剔除；（3）被ST或PT的公司由于大量的盈余操縱導致信息失真，且以往研究表明ST、PT公司有激進型盈余管理的動機，導致高管人員薪酬計劃樣本失真，所以在樣本選擇時進行剔除；（4）去掉新國有企業混合所有制；（5）同時發行B股或H股的A股國有企業混合所有制。由于B股和H股對A股的信息披露有所影響，所以本文剔除了同時發行B股或H股的A股國有企業混合所有制。（6）剔除樣本數據與本文模型選擇缺失的公司；（7）為消除極端數值的影響，本文對得到的樣本進行上下1%的winsorise縮水處理。經過上述選取與剔除，本文共選取了936個樣本。依據假設H1、假設H2、假設H3，將樣本構成整理如下，假設H1樣本數367，假設H2樣本數259，假設H3樣本數310。

可以看到，國有企業混合所有制企業中高管激勵方式主要由固定薪酬和股權激勵構成，單一實行固定薪酬的企業占比達39.2%，單一實行股權激勵的公司占比達到27.7%，高管激勵由固定薪酬和股權激勵兩部分構成的公司占比達到33.1%。由此可以看出，我國A股國有混合所有制企業偏向于實行固定薪酬激勵機制。

3 U型曲線關系假說檢驗模型

3.1 變量定義

本文被解釋變量選取國有混合所有制企業的企業經營效應，主要有托賓Q值、財務指標法、利潤總額等。為使數據可獲得性本文使用財務績效指標來反應經營績效，即凈資產收益率為衡量經營績效的指標（ROE）。由于本文從國有企業混合所有制年報獲得研究所需數據，為了數據具有代表性和研究的可操作性，所以解釋變量選取各個企業所公布數據前五名的高管年薪平均值和高管持股比例，即固定薪酬（PAY）和股權激勵（MSR）。另外有大量研究表明除固定薪酬（PAY）和股權激勵（MSR）對解釋變量經營績效（ROE）產生影響外，經營績效（ROE）還與其治理結構相關，一個健全的治理機構由股東大會與董事會、監事會構成的公司內部監督控制機制。所以不同的治理結構會影響到經營績效。故本文選取獨立董事比例和監事會規模作為經營績效（ROE）的控制變量，分別為（PI），（DS），為更好地展現變量組成，上述變量如下頁表1表示。

表1 變量定義

3.2 模型構建

根據前文假設，對三個假設分別設立模型。假設H1認為只拿固定薪酬的高管與經營績效間存在倒U型曲線關系，故把固定薪酬（PAY）引入到回歸方程中，考察PAY和ROE的關系，設立第一個模型如下：

其中ε1為隨機干擾變量。由于該情形沒有考慮股權激勵，所以變量股權激勵（MSR）不出現于模型。

假設H2認為只拿股權的高管與和經營績效之間存在正U型曲線關系，故把股權激勵（MSR）引入到回歸方程中，考察MSR和ROE的關系，設立第二個模型如下：

其中ε2為隨機干擾變量。由于該情形沒有考慮固定薪酬，所以變量固定薪酬（PAY）不出現于模型。

假設H3認為既拿固定薪酬又拿股權的高管與經營績效之間存在線性相關性,根據假設H3設立第三個模型如下：

其中ε3為隨機干擾變量。

4 檢驗結果分析

4.1 描述性統計分析

本文運用SPSS19.0軟件對全部變量進行描述性統計，得到結果如表2所示。

表2 描述統計量

從表2可知：（1）所選取樣本企業中，2010—2016年的高管年度薪酬平均水平（PAY）為395587.7元，該數值不僅反映國有混合所有制企業固定薪酬平均水平，也反映出國有企業混合所有制對高層薪酬激勵越來越重視。觀察此組數據，會發現國有企業混合所有制之間固定薪酬激勵差距還是很大，最高薪酬為3462266.7萬元，最低則為58400元，差距在350萬元左右。（2）表中還能看出，經營績效(ROE)比較低，其均值為0.1023。有甚者最低的為-0.73。最高則為0.54。（3）由表中可知樣本企業中股權激勵（MSR）評價約為0.351，最低為0，最高0.5，說明高管中的持股比例還是比較低。這樣低的高管持股比例是否真正對激勵高管工作和提升經營績效有顯著性影響，還需要進行下一步研究分析。

4.2 Pearson相關性分析

通過表3Pearson相關分析可知：（1）從所分析的解釋變量來看，本文研究的國有企業混合所有制固定薪酬（PAY）、股權激勵（MSR）與經營績效（ROE）呈正相關關系。而這兩者中固定薪酬（PAY）與經營績效（ROE）的相關性表現的更強。（2）從所分析的控制變量能看出這其中經營績效（ROE）與獨立董事比例（PI）呈負相關關系。而監事會規模（DS）與經營績效（ROE）呈正相關關系。所以由以上兩點可知，固定薪酬與經營績效的變量相關性遠強于公司治理結構的變量相關性。（3）從所分析控制變量與解釋變量存在的關系，可知獨立董事比重（PI）與固定薪酬（PAY）和股權激勵（MSR）之間均存在正相關性，而監事會規模（DS）與固定薪酬（PAY）和股權激勵（MSR）存在較弱正相關和負相關。以上的分析總結說明不是所有的公司治理變量都會與股權激勵存在正相關，其中一部分存在負相關和較弱正相關，即可能存在倒U型或正U型關系。

表3 Pearson相關性分析

4.3 回歸性分析

經過前面的相關性分析后，本文分四組對樣本數據進行分析。

（1）不考慮解釋變量，考察在沒有解釋變量的情況下，控制變量與被解釋變量的回歸關系，其回歸模型如下：

其中，ε4為隨機干擾變量。

（2）把固定薪酬（PAY）引入到回歸方程中，考察PAY和ROE的關系，模型如下：

其中,ε1為隨機干擾變量。

（3）把股權激勵（MSR）引入到回歸方程中，考察MSR和ROE關系，模型如下：

其中，ε2為隨機干擾變量。

（4）把固定薪酬（PAY）和股權激勵（MSR）同時引入到回歸方程中，考察PAY和MSR共同作用下與ROE關系，模型如下：

其中ε3為隨機干擾變量。

首先分析第一種情況，不引入解釋變量，對相同治理結構下高管激勵對經營績效影響進行回歸性處理，所得的實證結果如表4所示。

表4 不考慮解釋變量的分析結果

從表4.3可知：只有控制變量參與的回歸性分析是沒有研究意義的，我們所設定的控制變量（獨立董事比例，監事會規模）與被解釋變量間沒有顯著的相關關系。在人才主導事物組織和發展的條件，沒有人存在的企業是不會有經營業績的。這也體現了人才資源是現代企業發展的重中之重。因此接下來引入固定薪酬(PAY)解釋變量進行回歸性處理，結果見表5。

表5 引入固定薪酬解釋變量的分析結果

從表5中可知，當其他變量穩定的情況下，固定薪酬每提升1，經營績效就會提升0.177，而固定薪酬的T檢驗值為0.021，顯著性常量Sig值為0.175，即固定薪酬的激勵方式有利于短期激勵，但長期的激勵效應可能并不理想。綜上所述，高水平的固定薪酬會提升經營績效，但長期的高固定薪酬則會降低經營績效，即固定薪酬對經營績效具有倒U型影響，說明假設H1是成立的。那么股權激勵方式對經營績效的激勵情況如何，接下來引入股權激勵（MSR）解釋變量進行回歸性處理，結果見表6。

表6 引入股權激勵解釋變量的分析結果

從表6可知，其他變量穩定的情況下，股權激勵（MSR）增加提高一個單位，經營績效（ROE）提高0.11個單位，t檢驗值為0.167。說明股權激勵對經營績效的影響系數比固定薪酬低，相差0.067，股權激勵可能無法達到固定薪酬的有效性，即合理運用固定薪酬激勵優于股權激勵。但值得注意的是，股權激勵的顯著性常量Sig值為0.235，比固定薪酬的高0.06。說明盡管股權激勵對經營績效的激勵效果不如固定薪酬，但這只是短期現象，股權激勵對經營績效的激勵具有長期效果，時間越長效果越明顯，表明股權激勵對經營績效的影響是正U型曲線關系，即假設H2成立。那么固定薪酬與股權激勵共同作用下對經營績效的影響如何呢，接下來同時引入固定薪酬和股權激勵二個變量進行回歸處理，結果見表7。

表7 引入固定薪酬和股權激勵二個變量的分析結果

從表7可知，其他變量穩定情況下，固定薪酬和股權激勵共同作用每提高一個單位，經營績效提高0.144個單位，t檢驗值為1.859。說明固定薪酬和股權激勵共同激勵方式的效應是介于固定薪酬和股權激勵之間，幾乎為固定薪酬和股權激勵的平均值。而且常量顯著性Sig值為0.205，說明引入固定薪酬和股權激勵二個變量與經營績效是倒U型曲線關系。但同時發現這種關系是在固定薪酬和股權激勵比例為1：1的情形下，而現實中企業無法做到固定薪酬和股權激勵1：1的激勵配比，故將固定薪酬分別按20%、40%、60%、80%的比例進行回歸性處理，發現固定薪酬和股權激勵共同作用下的經營績效并無明顯的倒U型或正U型關系，而是一種非規律性的線性曲線關系，即假設H3成立。

5 結論

本文以國有混合所有制企業為研究對象，通過設定U型曲線關系假說，對高管激勵方式中的二種典型（即固定薪酬和股權激勵）進行研究。結果發現：（1）在二種激勵方式中，固定薪酬對經營績效的激勵效果最為明顯，每增加固定薪酬一個單位，經營績效就提高0.177，是股權激勵的1.6倍，因此固定薪酬可以作為企業的常規性激勵方式。但不適應于長期激勵，如果長期的單一實行固定薪酬激勵方式，則會降低經營績效，說明固定薪酬激勵與經營績效之間存在倒U型曲線關系。（2）股權激勵對經營績效的影響較弱，其數據顯示為0.11，表明在國有混合所有制企業中，實施股權激勵只是一種員工福利，并不是一種很有效的激勵制度，沒有完整完善的體系。股權激勵并不需要付出很多努力即可獲得，很難對高管有激勵作用所以，只是單純的增加高管持股比例是不能給企業的創收帶來好的影響。但從時間效應來看，股權激勵短期內可能對經營績效影響不明顯，但是長期的發展，股權激勵則能有效的提升經營績效，說明股權激勵與經營績效之間存在正U型曲線關系。（3）固定薪酬和股權激勵共同作用下對經營績效的影響介于固定薪酬和股權激勵之間，幾乎為二者的平均值，而且在固定薪酬和股權激勵的激勵配比為1：1時，這種共同作用與經營績效之間存在倒U型曲線關系。但是現實企業中無法做到固定薪酬和股權激勵的激勵配比為1：1，所以這種倒U型曲線關系一般很難出現于現實。如果將激勵配比做相應調整，則激勵關系出現了無規律性的線性曲線關系。

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