高管薪酬激勵與公司風險負債融資

孫宋芝，冉光圭

(貴州大學管理學院，貴州 貴陽 550025)

一、問題的提出

Grossman和Hart[1]認為，在公司兩權分離的狀態下，現代公司的融資決策權掌握在擁有實際經營控制權的經營者手里而非股東手里。由于風險負債的財務杠桿效應，股東希望經營者在融資決策中實現有利于股東財富最大化的最優負債水平。但Berger等[2]研究發現，由于經營者和股東各自承擔的風險不同而引發二者之間的代理沖突使得經營者完全有可能會采取有利于其私人利益最大化而非股東價值最大化的次優債務融資決策。正如Novaes[3]所言：“經理人將負債作為防御策略的工具，以實現自身效用水平最大化，這與股東將負債作為提高公司價值的工具是截然不同的”。Jensen和Meckling[4]與Nam等[5]認為，公司通常可以用薪酬契約來解決風險規避這類激勵問題。同時，Agrawal和Mandelker[6]、Florackis和Ozkan[7]、吳曉求和應展宇[8]與張亮亮和黃國良[9]等的實證研究結果也表明，高管薪酬激勵會影響公司的財務杠桿水平。從現有研究成果來看，由于國內外公司高管薪酬結構的顯著差異，國外學者側重于高管股權薪酬對公司財務杠桿影響的研究，而國內學者側重于高管貨幣薪酬對公司財務杠桿影響的研究。此外，國內絕大多數學者使用資產負債率指標衡量公司的財務杠桿水平，導致研究結論差異較大。然而公司總負債既包含無風險負債(即無息債務，如應付賬款、應付票據和應付稅費等)，也包含風險負債(即付息債務，如銀行借款和公司應付債券等)，且這兩種負債有著本質區別。風險負債對經營者的硬性約束力遠高于無風險負債，所以，經營者在日常的經營活動中往往規避的是風險負債帶來的風險，進而采取較為保守的債務融資決策；但是，眾所周知只有風險負債才能為公司帶來利益。因此， 用資產負債率指標來衡量公司財務杠桿或描述經營者的債務融資行為過于粗略，并不能準確地檢驗高管薪酬的風險激勵問題。鑒于此，本文將風險負債從公司總債務中分離出來進行專門研究，同時嵌入當前中國特殊的制度環境，從貨幣薪酬和股權薪酬兩個方面實證檢驗高管薪酬激勵機制是否以及如何影響公司的風險負債融資決策。

本文的學術貢獻主要體現在：第一，從高管薪酬激勵機制角度研究公司債務融資決策，有機地將公司治理與公司資本結構問題進行整合，進一步豐富了現代資本結構理論。第二，將風險負債從公司總債務中獨立出來進行專門研究，能夠更為準確地洞悉公司的債務融資決策行為，實現公司資本結構問題的縱深化研究。第三，本文得出高管薪酬激勵非單調影響公司風險負債融資決策的結論，為從高管薪酬機制視角研究公司資本結構問題增添了一份新的經驗證據，同時也為上市公司合理利用高管薪酬激勵機制進行經營者風險激勵以優化公司資本結構提供了重要的決策參考。

二、理論分析與研究假設

(一)高管貨幣薪酬激勵與風險負債

Hill和Phan[10]認為，在經營者的努力程度與公司經營績效關聯性強的情況下，貨幣薪酬的增加可激勵經營者更愿意承擔一定風險并作出提高公司財務杠桿水平的融資決策。根據信號傳遞理論，Brander和Poitevin[11]認為，較低水平增長的高管貨幣薪酬對債權人而言是股東愿意降低負債代理成本的一種承諾機制，從而使得公司能夠低成本地獲得更多的債務資金。張濤和郭瀟[12]發現，高管薪酬激勵機制可以讓公司獲得更多的銀行借款從而緩解融資約束。Grossman和Hart[1]表示，風險負債因具有硬性約束的特點而可以作為有效的經營者承諾機制。由此可知，在低水平增長的貨幣薪酬激勵下，公司經營者提高風險負債水平是對公司股東提供一定增長貨幣薪酬的事后反應和未來提高工作水平的事前承諾。此時，高管貨幣薪酬契約起到了風險激勵作用，即產生了利益趨同效應。但是，當高管貨幣薪酬增加到一定程度且風險負債水平也達到一個較高水平時，高管會出于防御性動機而降低公司風險負債水平。Douglas[13]認為，貨幣薪酬契約通過利益趨同效應激勵高管提高公司財務杠桿水平的一個重要前提是未來投資機會的產出足以償還債務。這意味著，如果公司的破產風險較大，貨幣薪酬激勵機制產生的利益趨同效應就會弱化甚至遠小于經營者的管理層防御效應，其也就不能再發揮風險激勵作用。根據Bebchuk等[14]、呂長江和趙宇恒[15]與張華榮和李波[16]的研究，尤其是當高管層權力很大時，薪酬激勵本身成為公司代理問題的一部分，導致貨幣薪酬水平的提高而帶來更強的管理層防御效應。一則，隨著風險負債水平的不斷提高，公司破產風險也增加，進而引起高管的人力資本風險增加；二則，根據盧銳等[17]、Jensen[18]、孫宋芝[19]與羅宏和劉寶華[20]的觀點，風險負債增多使其硬性約束力加大，會減少高管的顯性貨幣收入、通過減少可供經營者支配的自由現金流而對隱性非貨幣收入產生稀釋效應以及降低高管薪酬—業績敏感性進而導致公司業績較高時高管抽取的租金減少。

從以上分析可知，高管貨幣薪酬激勵對公司風險負債水平的影響是混合的。在低增長的貨幣薪酬水平下，利益趨同效應促使公司風險負債水平隨著高管貨幣薪酬的增加而提高；當高管貨幣薪酬水平較高且風險負債水平也較高時，管理層防御效應引起公司風險負債水平隨著高管貨幣薪酬的增加而降低。鑒于此，筆者提出如下假設：

H1：在其他條件一定的情況下，高管貨幣薪酬對公司風險負債水平的影響呈倒U型。

(二)高管股權薪酬激勵與風險負債

根據契約理論，Jensen和Meckling[4]認為，高管持股能夠產生一定的利益趨同效應，激勵高管作出有利于股東財富最大化的公司經營決策，從而有效緩解經營者與股東之間的代理沖突。根據該觀點，讓高管持有一定比例的公司股票，能夠減少高管損毀公司價值的行為和激勵高管采取比較激進的財務杠桿策略。因為持股比例越高，高管被解雇的威脅就越低，同時獲取的共享收益也越多，所以，高管層使用風險負債的意愿會增強。Stulz[21]認為，為了削弱權益基礎以提高他們的投票權(即負債的股權結構效應)，高管也會增加風險負債的使用。這表明，一定比例的高管持股對公司風險負債水平具有正向影響。Jiraporn等[22]研究發現，防御效應下，相對較高的高管持股水平對公司財務杠桿水平具有負向影響。正如Zwiebel[23]的觀點，經營者來自于風險負債的約束作用不在于在公司破產中失去自由現金流，而是因公司破產所喪失的控制權。雖然目前我國上市公司高管持股比例仍普遍偏低而尚未達到Florackis和Ozkan[7]提出的25%的防御臨界值，但公司股權高度集中且普遍存在大股東控制的情況。謝軍[24]認為，第一大股東為了分散自身風險往往會采取保守的財務決策導致公司價值降低，因此，在考慮大股東與中小股東利益沖突中高管為迎合大股東意愿的管理防御動機情況下，我國上市公司高管持股的防御效應臨界值極可能小于25%。此外，Benston和Evan[25]發現，股權薪酬會為高管的資產替代行為提供更大的激勵，所以，當公司的風險負債水平較高時，股東與債權人之間的利益沖突加劇導致負債代理成本增加。因此，債權人為了控制自身的資產風險而不愿意再向公司提供新債務甚至會提前抽貸，最終公司因債務融資約束而降低風險負債水平。

綜上所述，我國上市公司的高管股權薪酬激勵對公司風險負債水平的影響并非單調的，即：在較低的持股水平上，高管持股比例與公司風險負債水平正相關；當持股水平達到某一較高值時，高管持股比例與公司風險負債水平負相關。鑒于此，筆者提出如下假設：

H2：在其他條件一定的情況下，高管股權薪酬對公司風險負債水平的顯著影響呈倒U型。

盡管近些年我國上市公司總體上高管股權激勵程度加大，但是薪酬管制更為嚴格的國有公司其高管股權薪酬激勵程度還很低，導致股權薪酬激勵對公司高管的風險激勵效應甚微。再者，國有股東的嚴重缺位使得公司高管持股的控制權效應并不明顯(即持股大小與其經營控制權大小關系不大)，這與非國有公司有明顯差異。鑒于此，筆者提出如下假設：

H3：在其他條件一定的情況下，相對于國有上市公司而言，非國有上市公司的高管股權薪酬對公司風險負債水平的影響更為顯著。

三、研究設計

(一)模型構建與變量選取

在借鑒Florackis和Ozkan[7]建立的模型基礎上考慮我國上市公司實際情況，本文構建了多元回歸模型(1)和模型(2)，以檢驗高管貨幣薪酬和高管股權薪酬對公司風險負債水平的影響。

α10FCFit+α11Cashit+α12Firstit+α13Fshareit+Indi+Yeart+εit

(1)

α10FCFit+α11Cashit+α12Firstit+α13Fshareit+Indi+Yeart+εit

(2)

其中，被解釋變量為風險負債水平(Rdebt)，用(長期借款+短期借款+應付債券+一年內到期的流動負債)/總資產度量；解釋變量為高管貨幣薪酬(lnComp)和高管股權薪酬(Mshare)，高管貨幣薪酬用公司高管前三位薪酬總額的自然對數度量[17]，高管股權薪酬用高管持股比例度量。根據研究假設，在模型中加入解釋變量的二次項(lnComp2和Mshare2)。α0為常數項，ε為隨機誤差項。

根據Titman和Wessels[26]、Dang[27]、陸正飛和辛宇[28]與肖作平[29]，本文選取控制變量如下：公司負債期限結構(DM)，即長期負債合計/負債合計；公司盈利能力(ROA)，即凈利潤/總資產；公司規模(Size)，即公司總資產自然對數；公司成長性(Growth) ，即(本年年末營業收入-上年年末營業收入)/上年年末營業收入；資產結構(Fixed)，即固定資產凈額/總資產；產品特性(Unique)，即銷售費用/營業收入；非債務稅盾價值(NDTS )，即(固定資產折舊+無形資產攤銷)/總資產；自由現金流量(FCF) ，即經營活動現金流/[(M/B)×總資產]；現金持有量(Cash)，即貨幣資金/總資產；第一大股東持股比例(First) ，即第一大股東持股數量/公司總股本×100%；流通股比例(Fshare) ，即流通在外股份數/公司總股本×100%；行業(Ind)，按照《上市公司行業分類指引》(2001)，設置11個行業虛擬變量；年度(Year)，若公司處于某一年，取值為1，否則，取0。

(二)樣本選取及數據來源

本文選取2007—2015年在我國深滬兩市交易的所有A股上市公司為初始樣本。為了確保研究結論的可靠性，對初始樣本進行篩選：按照國際慣例做法剔除金融、保險類公司；剔除同時發行B股或H股的公司；剔除被特別處理類公司；剔除無法根據公司實際控制人性質判斷公司產權性質的公司；剔除相關數據缺失的公司；剔除總資產為小于或等于0的公司。此外，為了盡可能地消除極端值的影響，本文對相關連續變量在1%和99%水平上進行了Winsorize縮尾處理。本文所需的公司財務數據和公司治理數據主要來源于CSMAR數據庫。本文使用的統計分析軟件是Stata12.0。

四、實證檢驗及結果分析

(一)描述性統計分析

變量的描述性統計分析結果如表1所示。

表1描述性統計結果

從表1可以看出，風險負債水平均值為0.184，最小值為0，最大值為0.595，說明我國上市公司總體的風險負債水平普遍較低，財務保守行為嚴重，且公司間的差異較大。高管貨幣薪酬均值為13.937，標準差為0.672，說明高管貨幣薪酬總體水平較低且公司間差異很大；其最小值為12.116，最大值為15.772，不存在零薪酬現象，極度薪酬激勵不足得到改善，說明近年來我國公司薪酬改革取得了一定成效。但高管股權薪酬均值為0.054，總體水平較低甚至存在零持股現象。公司第一大股東持股比例均值為36.120，標準差為15.261，最大值為74.973，說明我國上市公司股權高度集中，普遍存在一股獨大的現象。流通股比例均值為72.2%，最大值為1，體現我國上市公司股權分置改革成效顯著，這無疑對發展我國公司控制權市場具有極大的促進作用。

考慮到中國特殊的制度環境對國有和非國有上市公司在高管薪酬和債務融資方面的顯著影響造成的差異，本文在回歸分析中不僅對總樣本進行分析，還對這兩類產權性質不同的上市公司進行分組回歸，以考察公司產權性質對高管薪酬與風險負債之間關系的影響。

(二)相關性分析

表2列示了主要變量的Pearson相關系數。

表2主要變量的Pearson相關系數

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%水平上顯著。下同。

從表2可以看出，高管貨幣薪酬和高管股權薪酬都與風險負債水平顯著負相關，這初步說明上市公司高管薪酬激勵對公司風險負債融資決策有顯著影響。總體的變量相關系數小于0.300(除風險負債水平和負債期限結構外)，說明變量之間不存在嚴重的多重共線性問題，適合進行多元回歸分析。

(三)多元回歸分析

1.高管貨幣薪酬與風險負債水平的回歸結果

高管貨幣薪酬與風險負債水平的回歸結果如表3所示。其中，列(1)和列(2)為OLS回歸結果，列(3)和列(4)為FE回歸結果。

表3貨幣薪酬與風險負債水平回歸結果I

注：括號內為t值，下同。

從表3可以看出，列(1)和列(3)中，lnComp的回歸系數都為負且在1%水平上顯著，說明高管貨幣薪酬對風險負債水平有顯著的負向影響。列(2)和列(4)卻發現，OLS和FE回歸下的lnComp和 lnComp2的回歸系數完全相反且都不顯著，不支持H1。但從表3呈現的總體回歸結果來看，高管貨幣薪酬與風險負債水平之間的關系并不穩定，很可能存在著其他關系。

本文考慮在模型中引入高管貨幣薪酬的三次方再進行回歸，并分別進行了OLS回歸、固定效應模型回歸和隨機效應模型回歸。同時通過Wald檢驗和Hausman檢驗，最終確定選擇固定效應模型回歸，回歸結果如表4所示。從表4中的列(1)可知，全樣本中，lnComp和lnComp3的回歸系數都為正，lnComp2的回歸系數為負，并都在1%水平上顯著，說明高管貨幣薪酬與風險負債水平之間具有三次方關系，部分支持H1。即在較低的貨幣薪酬水平內，隨著貨幣薪酬水平的提高產生的利益趨同效應激勵高管提高風險負債水平；隨著貨幣薪酬的進一步提高使得管理防御效應增強進而使得高管降低風險負債的使用，具有剛性特征的貨幣薪酬不斷提高又回歸到利益趨同效應階段激勵高管提高風險負債水平。進一步地，筆者依據公司產權性質對國有和非國有上市公司進行分組回歸。結果顯示，該種關系在兩類公司中都成立。其他控制變量的回歸結果與表3的結果極為相似。負債期限結構(DM)的回歸系數顯著為正，說明流動性風險是高管風險負債決策時首先考慮的決定性因素，在保證公司清算風險較低的情況下會適當提高風險負債水平。公司盈利能力(ROA)的回歸系數顯著為負，符合融資優序理論。非債務稅盾價值(NDTS)的回歸系數顯著為負，說明我國上市公司負債融資決策總體上支持資本結構稅收理論。

表4貨幣薪酬與風險負債水平回歸結果II

2.高管股權薪酬與風險負債水平的回歸結果

高管股權薪酬與風險負債水平的回歸結果如表5所示。與上文分析高管貨幣薪酬對風險負債水平影響時的劃分方式一樣，表5也進行了分組回歸。

表5高管股權薪酬與風險負債水平回歸結果

由表5的列(1)可知， Mshare回歸系數為正，Mshare2的回歸系數為負，都在1%水平上顯著，說明總樣本的高管股權薪酬與風險負債水平之間呈倒U型關系，支持H2。列(2)和列(3)是依據公司產權性質進行分組回歸的結果，表明這種關系只在非國有上市公司中成立，而在國有上市公司中并不成立，支持H3，說明國有上市公司中高管股權薪酬的風險激勵作用并不明顯。大部分控制變量的回歸結果和表4極為相似，在此不再贅述。

(四)穩健性檢驗

考慮到面板數據自身特征會導致異方差、序列相關和截面相關性等一系列問題，本文利用Driscoll和 Kraay[30]的處理方法重新進行回歸以獲得穩健型標準誤下的估計結果，確保研究結論的穩健性。進一步地，考慮到高管薪酬與負債水平之間可能存在內生性關系，本文采用Davidson-Mackinnon[31]方法對模型中解釋變量與被解釋變量之間的內生性問題進行檢驗。檢驗結果顯示，(7)高管貨幣薪酬影響風險負債水平模型檢驗結果：F( 1，7 349) =11.953，P值=5.5e-0.4；高管股權薪酬影響風險負債水平模型檢驗結果：F( 1，4 566)= 1.742 ，P值= 0.187。高管貨幣薪酬與風險負債水平之間存在嚴重的內生性關系，而高管股權薪酬與風險負債水平之間的內生性關系并不嚴重。因此，本文選取高管貨幣薪酬變量的一階和二階滯后項作為工具變量并采用工具變量法對高管貨幣薪酬對公司風險負債水平的影響重新進行回歸，盡管顯著性水平有所降低但也達到5%，所以研究結論依然成立。

此外，考慮到中國上市公司中的風險負債主要以銀行借款為主，本文用銀行借款/總資產衡量風險負債水平重新回歸；用資產市場價值/資產賬面價值作為公司成長性的替代變量、用公司年末主營業務收入自然對數作為公司規模的替代變量重新回歸，結論仍然保持不變。(8)限于篇幅，回歸結果未在正文列出，留存備索。這說明本文構建的模型和研究結論具有穩健性。

五、結論與建議

貨幣薪酬和高管持股是目前我國上市公司高管薪酬結構中的兩種主要方式，它們以不同的作用機制影響著公司經營者的風險負債融資決策。本文以2007—2015年我國深滬兩市A股上市公司為研究樣本,采用多元回歸分析方法檢驗高管薪酬對公司風險負債的影響。

第一，就中國上市公司總體而言，高管貨幣薪酬與公司風險負債水平之間存在著顯著的三次方關系，高管股權薪酬與風險負債水平之間存在著倒U型關系，說明高管薪酬激勵機制在公司融資決策中起到了一定的激勵作用。由于該作用是非單調的，所以，公司在利用薪酬契約調整資本結構時應該根據不同薪酬方式的特點以及公司自身特征靈活運用。

第二，在考慮樣本公司的產權性質后發現，國有上市公司高管持股比例普遍較低，國有上市公司中的高管股權薪酬對風險負債水平的影響并不顯著。因此，筆者建議適當提高上市公司高管股權薪酬比例以優化高管薪酬結構，尤其是提高國有上市公司高管的股權薪酬，從而強化高管薪酬激勵作用以提高公司的財務杠桿利益。公司自身及政府相關部門要進一步完善公司高管薪酬激勵制度和其他公司治理機制，積極發揮國有股東的監督作用。