業績期望落差對高管超額薪酬的抑制作用
——基于不同期望參照標準的檢驗

邵劍兵，曹占飛

(遼寧大學 商學院，沈陽 110036)

內容提要：本文以2009-2017年的數據探究業績期望落差對高管超額薪酬的影響，研究表明，業績期望落差對高管超額薪酬具有抑制作用，其中：行業和歷史兩種參照標準下的期望落差對超額薪酬的抑制強度有所不同，前者強于后者；行業參照標準下的行業期望落差對高管超額薪酬的抑制作用不因高管權力大小而改變，歷史參照標準下的歷史期望落差在高管權力較大時對高管超額薪酬的抑制作用不再顯著。以上結果在考慮期望落差的持續性和范圍性之后仍然成立。由于行業參照標準下的行業期望落差對高管超額薪酬的抑制作用強度更強，且受高管權力大小的影響不明顯，故制定高管薪酬時優先考慮行業業績期望更能滿足利益相關者的要求。

在有效契約理論背景下[1]，企業為減小委托代理成本逐漸形成了基于業績的高管薪酬體系，諸如股票期權授予等用于激勵高管的各類薪酬形式逐一登場，高管薪酬呈現出大幅度上升態勢，并出現了升易降難的局面。居高不下的高管薪酬激起了學者們的廣泛爭論，管理者權力理論[2]應勢而生。該理論認為，高管會通過尋租行為獲得超額薪酬，但是尋租行為的實施取決于高管尋租動機以及尋租能力兩個方面。當企業經營不善出現期望落差時，若高管仍然獲得超額薪酬就會產生較高的“激怒成本”[2]。期望落差是指實際業績低于期望業績的狀態，也是企業經營不善的表征[3]。期望落差出現時，即使當期績效水平較于上一期有所上升，利益相關者仍然認為實際績效是令人不滿的，此時“激怒成本”也較高。對高管來說，激怒成本包括聲譽的毀損、利益相關者支持的減少等；對董事會來說，激怒成本包括社會輿論的壓力、債權人治理機制的激發、股東的質問等。激怒成本較高時，高管尋租動機減弱，董事會也會加強對高管薪酬的監管，從而減小高管權力，降低高管尋租能力。因此，期望落差會減少高管的尋租行為，從而抑制高管超額薪酬。但是，激怒成本并不能完全阻止高管進行尋租行為，權力較大的高管仍然能夠獲得超額薪酬。

由于激怒成本的存在，在期望落差狀態下獲得超額薪酬的高管為加強自身薪酬的合法性會進行辯護[4]。高權力高管會將企業的不良業績歸咎于競爭加劇、成本上升、外部環境惡化等情況，從而避免自身薪酬的降低[5]。高權力高管對董事會任免、董事會薪酬也有影響力，董事會為了自身利益通常會避免侵害高管利益。相反，權力較低的高管在公司的話語權較低，對董事會的影響較小，故而進行辯護的能力較小，難以有效避免自身薪酬的降低。高管權力大小不同，期望落差對高管超額薪酬產生的抑制作用可能會有差異。另外，高權力高管進行辯護的借口大多從行業因素出發，因此以行業業績為參照的行業期望落差對高管超額薪酬的抑制作用較之于以企業歷史業績為參照的歷史期望落差也可能有所差別。

一、研究假設的提出

(一)期望落差與高管超額薪酬

業績優劣的判定取決于實際績效與目標期望的相對大小。早期心理學家認為，目標期望是決策者對自身正常能力的估計與其可接受的某一績效水平之間的值[6]。當代心理學理論將目標期望水平描述為能夠給決策者帶來滿意的最小產出[7]。當實際績效低于目標期望時，也即出現期望落差時，即使當期績效水平較于上一期有所上升，決策者仍然認為實際績效是不盡如人意的。早期大量文獻證實高管薪酬與業績之間存在異象，即使企業業績不理想，高管薪酬也不會受到影響[2],這可能正是由于沒有考慮業績目標期望所致的。處于期望落差狀態的企業將面臨一系列問題，如股東、債權人、員工等利益相關者的滿意度降低，組織生存的合法性受到質疑，媒體和公共機構的關注力度和監督力度進一步強化，甚至觸發債權人治理機制，等等。損失規避假說認為[3]，在評價公司價值時，利益相關者更關心實際經營狀況，經營不善遠比經營良好更能夠獲得利益相關者的關注。因此，管理者在公司處于期望落差時將面臨很大的外部干預壓力，股東、債權人等利益相關者將對公司的運作進行干涉，也會對管理者進行施壓，尤其是銀行與財務投資者等利益相關者將更加嚴格地監督那些經營不善的企業。因此，處于期望落差狀態下的公司管理者會從利益相關者那里感受到巨大的壓力。

管理者權力理論認為高管會通過尋租行為獲得超額薪酬，但是薪酬決定的過程實際受到管理者權力與尋租動機兩個方面影響。在企業經營不善時，企業面臨的上述種種問題會成為高管與董事會必須面對的壓力，若高管仍然獲得超額薪酬，就會產生較高的“激怒成本”[2]。對高管與董事會來說，激怒成本會造成名譽損失、利益相關者支持的減少、股東責問、社會輿論壓力等一系列的不良后果。因此企業處于期望落差狀態時，高管獲得超額薪酬所產生的激怒成本更大，高管在提出超額薪酬方案時更猶豫，尋租動機更小，董事會也更不愿通過超額薪酬方案，反而還會加大對薪酬方案的審核力度，加強對高管薪酬的監管，高管權力因此受到削弱。故而在高管尋租動機減小及高管權力受到削弱兩方面的作用下，高管尋租行為受到限制。

綜合上述分析，本文提出如下假設：

H1：期望落差對高管超額薪酬具有抑制作用。

(二)行業期望落差與歷史期望落差對高管超額薪酬的抑制作用對比

相對業績優劣取決于實際績效與目標期望兩個維度，評估目標期望時有不同的角度，有學者認為過去的績效水平會通過內部作用影響組織的行為，因此績效成功或者失敗的判斷是基于組織自己的參照點進行的[8]。同樣，行業績效水平也會對企業行為產生多方面的影響，因此績效成功與否的判斷也需要考慮組織所處行業的績效水平[9]。因此在決定目標期望時有兩個參照標準，一是行業業績期望，二是企業本身的歷史業績期望[10]。行業業績期望是企業所處行業的業績水平寫照，也能一定程度反映行業競爭程度及發展狀況，大多數企業會將自身業績同行業業績水平進行比較，此為行業業績參照。企業本身的歷史業績期望是與企業規模、高管能力、公司實力等相掛鉤的企業以往經營狀態的寫照，此為歷史業績參照。

高管作為公司經營權所有者，對公司內部信息掌握更加全面，對企業操縱能力也較強，高權力高管會通過盈余管理獲得績效薪酬[11]，因此高管對于往期經營業績具有一定的影響力，所以企業本身的歷史業績期望可能會受到高管權力的影響。而行業業績期望是整個行業盈利水平的寫照，受到單個公司高管的影響較小，信息更為可靠。因此行業期望落差往往能夠更加真實地表征企業經營不善的狀態，利益相關者往往更加關注行業期望落差。

綜合上述分析，本文提出如下假設：

H2：行業期望落差比歷史期望落差更能抑制高管超額薪酬。

(三)高管權力對期望落差作用的影響

激怒成本能夠抑制但不能阻止高管的尋租行為，尋租動機較大且尋租能力較強的高管仍然能夠獲得超額薪酬。企業處于歷史期望落差狀態時，面對激怒成本的威脅，獲得超額薪酬的高管會進行辯護，以加強自身薪酬的合法性，從而減小激怒成本帶來的不利影響。高權力高管會將經營不善的情況歸咎于競爭加劇、成本上升、外部環境惡化等情況，且由于高管掌握著充足的企業內部信息，因此對于歷史期望落差能夠依據企業內部的實際情況結合往期業績表現做出更加綜合巧妙的解釋，進而為超額薪酬合法性進行辯護[5]。另外高權力高管對董事會任免、董事會薪酬也有影響，因此董事會為了自身利益通常會避免侵害高管利益[12]，加之由于高管對歷史業績存在很大影響，導致利益相關者對歷史期望落差的重視程度較小，因此董事會對高管的監管力度較小。相反權力較低的高管在公司的話語權較低，對董事會的影響較小，故而進行辯護的能力較小，難以有效使自身超額薪酬合法化。因此高管權力大小不同時，歷史期望落差對高管超額薪酬的抑制作用會有明顯差異。

企業處于行業期望落差狀態時，由于行業業績期望是整個行業盈利水平的寫照，受到單個公司高管的影響較小，信息更為可靠，因此利益相關者實際對于行業期望落差更為重視。另外高權力高管進行超額薪酬辯護時大多從行業因素出發，然而行業業績期望實際是在相同行業因素下企業應該實現的平均業績水平，因此行業因素對于行業期望落差狀態下高管獲得超額薪酬的辯護作用大大減弱。另外董事會由于利益相關者對行業期望落差的重視程度更大也會面臨相對更大的壓力，因此對高管的監管力度相對較強。更大的激怒成本及更缺乏力度的辯護借口對高管尋租動機及尋租能力產生了更強的約束，因此，不同于以歷史業績為參照的歷史期望落差，以行業業績為參照的行業期望落差對高管超額薪酬的抑制作用可能并不受高管權力大小的影響。

綜合上述分析，本文提出如下假設：

H3a：高管權力較大時，歷史期望落差對高管超額薪酬的抑制作用不顯著，高管權力較小時，歷史期望落差對高管超額薪酬的抑制作用仍然顯著。

H3b：無論高管權力大小，行業期望落差對高管超額薪酬的抑制作用均顯著。

二、研究設計的設定

(一)樣本選取與數據來源

本文選取2009-2017年滬深所有A股上市公司作為研究對象。由于計算業績期望需要前三期的業績數據,進一步討論部分的業績期望落差持續性數據需要用到三年的期望差距數據，因此我們計算業績期望所用的數據年度為2004-2017年。數據來自CSMAR數據庫，剔除了ST特殊處理及研究期間內數據嚴重缺失的企業，并剔除了金融行業，為了確保公司業績期望對高管薪酬產生的影響，剔除了高管在企業內累計任職小于三年的樣本。高管是指企業高層管理者中的CEO，但由于并非所有企業都使用CEO這一職位名稱，因此按照相同職級進行了相關篩選，具體職位名稱有總經理、總裁、首席執行官、CEO四類。參照已有文獻的做法，采用貨幣薪酬對高管超額薪酬進行了計算[13]。最終得到2327家上市公司，12924個有效觀測值。使用的數據處理軟件是Stata13.1和MicrosoftExcel2016版。

(二)變量定義

1．被解釋變量：高管超額薪酬

本文借鑒Core等(1999)[12]的研究與方軍雄(2012)[13]的模型對超額薪酬進行了計算。

高管的薪酬決定模型如下：

COM=α0+α1X+∑REGION+∑IND+∑TIME+ε

(1)

高管的超額薪酬計算公式如下：

OC=COM-EXCOM

(2)

式(1)中，COM為公司高管貨幣薪酬的自然對數。X代表會對高管薪酬產生影響的因素，其中包括：ASSET為資產規模的自然對數；REVENUE為公司主營業務收入的自然對數；ROA為總資產收益率，代表公司業績；ROA-1為公司上一年的總資產收益率；RET為公司的股票回報率；RET-1為公司上一年的股票回報率；BH為公司是否同時發行BH股,同時發行時取值為1，否則為0；HIS為公司上市歷史；GDP為省GDP的自然對數；REGION為公司注冊地，屬于東部時取值為1，否則取0；IND和TIME分別代表行業和年份。

式(2)中變量OC為由高管實際薪酬COM減去利用薪酬決定模型估計出的高管正常薪酬EXCOM計算得出的超額薪酬。最終我們得出高管超額薪酬值為負的觀測值共6412個，高管超額薪酬值為正的觀測值共6512個。

2.解釋變量

期望水平可以參照歷史業績或行業業績或綜合二者獲得。本文使用前兩類計算方法，計算業績時均采用ROA為計算指標[10]。計算方法如下：

第一類，歷史期望落差PHIS。PHIS在企業當期實際業績Pi,t減去企業當期歷史業績期望Ai,t所得值為正時取值為0，為負時取值為1。

企業當期歷史業績期望由企業過去的業績數據計算得出，計算公式見式(3)，其中Ai,t代表企業i第t期的歷史業績期望，是企業i在t-1期的歷史業績期望值Ai,t-1與企業i在t-1期的實際業績Pi,t-1(權重為α)的加權求合。

Ai,t=(1-α)Ai,t-1+αPi,t-1

(3)

可是以此類推，所用最早一期的業績期望就無法計算。據此，我們設置公式(4)計算Ai,t-1：

Ai,t-1=(1-α)Pi,t-3+αPi,t-2

(4)

第二類，行業期望落差PIND。行業期望水平有兩種測量方式：一是除焦點企業外行業內其他企業第t年績效的均值[14]，二是行業中所有企業第t年績效的中位值[10,15-17]，第二種方式使用較多，故采用第二種測量方式放入主要回歸，采用第一種測量方式進行穩健性檢驗。基于類似計算歷史期望落差的方法，PIND在企業當期實際業績Pi,t減去企業當期行業業績期望IAi,t所得值為正時取值為0，為負時取值為1。

企業當期行業業績期望由過去的行業業績數據計算得出，計算公式見式(5)，其中IAi,t代表企業i第t期的行業業績期望，是企業i在t-1期的行業業績期望值IAi,t-1與企業i在t-1期的行業業績中位值IPi,t-1(權重為α)的加權求和。具體計算公式如下：

IAi,t=(1-α)IAi,t-1+αIPi,t-1

(5)

同樣地以此類推，最早一期的行業業績期望就無法計算，據此，我們設置公式(6)計算IAi,t-1：

IAi,t-1=(1-α)IPi,t-3+αIPi,t-2

(6)

另外，本文以行業期望差距與歷史期望差距的相對差值衡量企業的業績期望參照點選擇狀況,設置虛擬變量DA，當企業行業期望差距小于歷史期望差距時DA 為 1，否則為 0[18]。

本文實證分析結果為上述公式中α取0.4的情況。

3.調節變量

高管權力大小的衡量方式多種多樣，現有文獻中衡量管理者權力的指標主要有高管持股、高管任職年限、兩職兼任、股權分散程度、獨立董事比例、董事會規模、高管學歷水平、國企金字塔控制鏈條的深度等[11,19]。借鑒謝佩洪和汪春霞(2017)[19]的研究，我們選擇以下指標代表管理層權力。(1)管理層持股P1：經理若是企業前十大股東之一取值為 1，否則取值為 0。高管持股比例處于前十有助于降低其他機構對管理者行為的監督約束，高管對企業的決策行為有更強的自主性。(2)兩職兼任P2：總經理和董事長由同一人擔任時取值為1，否則為0。總經理兼任董事長將會導致董事會對高管的監督力度減弱，高管權力更大[12]。(3)CEO任職年限P3：CEO任期超過樣本均值時取值為1，否則為0。高管任職時間越長，資源掌握程度越大，對公司的影響力也越大。

4．控制變量

我們控制了高管個人特征、公司層面特征及行業的影響。在控制行業變量時依據的是證監會行業分類2012年版，具體變量定義見表1。

表1 變量定義

(三)模型構建

模型構建如式(7)，其中OCi,t是企業i第t期的高管超額薪酬，PHISi,t是企業i第t期的歷史業績期望落差，PINDi,t是企業i第t期的行業業績期望落差，Controls是表1中所列舉的控制變量。

OCi,t=α1+α2PHISi,t/PINDi,t+α3Controls+ε

(7)

本文采用的檢驗調節效應的方法為分組檢驗方法，即分別檢驗在不同高管權力水平下期望落差與高管超額薪酬的關系變化情況。

三、實證分析過程

(一)描述性和相關性分析

表2是主要研究變量的描述性統計，從中可以看出處于歷史期望落差狀態的企業數超過一半，處于行業期望落差狀態的企業數也超過了一半，經理是企業前十大股東之一的樣本所占比重較小，CEO同時擔任董事長的樣本所占比重較小，高管任期超過均值49個月的樣本所占比重過半，男性高管所占比重超過90%，超50%的高管均在本公司以外有兼任職務。

表2 主要變量的描述性統計

本文對各變量進行pearson相關系數檢驗后證明各變量之間不存在多重共線性問題。

(二)回歸分析

3為本文中兩類期望落差對高管超額薪酬抑制作用的檢驗結果，結果顯示，歷史期望落差與高管超額薪酬在p<0.05水平上呈顯著負相關關系，行業期望落差與高管超額薪酬在p<0.01水平上呈顯著負相關關系，假設H1得到驗證，即期望落差對高管超額薪酬具有抑制作用。

表3 期望落差與高管超額薪酬間關系的檢驗結果

注：*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01，括號內為t值(下同)。

表4 歷史期望落差與行業期望落差對高管超額薪酬的回歸結果

表4 (續)

由表4可以看到歷史期望落差與行業期望落差相對狀況對高管超額薪酬的回歸結果。DA對超額薪酬的影響為負，在 p<0.01水平上顯著，表明當行業期望落差程度大于歷史期望落差程度時，超額薪酬受到的抑制作用更大；再從彈性系數上來看，歷史期望落差對超額薪酬的彈性系數分別為0.028和0.022，明顯低于行業期望落差的彈性系數0.167和0.180，表示超額薪酬對行業期望落差具有更高的敏感性，假設 H2 得到驗證。

由表5可以看到基于公司歷史業績計算得出的歷史期望落差，在不同高管權力水平下對高管超額薪酬的回歸結果。當高管持股比例位于前十時，兩者沒有顯著關系，當高管持股比例位于前十之后時，歷史期望落差與超額薪酬關系在p<0.05水平上負向顯著；當高管兼任公司董事長時，兩者沒有顯著關系，當高管未兼任公司董事長時，歷史期望落差與超額薪酬關系在p<0.05水平上負向顯著；當高管任職年限較長時，兩者沒有顯著關系，當高管任職年限較短時，歷史期望落差與超額薪酬關系在p<0.01水平上負向顯著，說明了高管權力對基于公司歷史業績計算得出的歷史期望落差對高管超額薪酬抑制作用的調節作用。假設 H3a得到驗證。

表5 歷史期望落差在不同高管權力水平下對高管超額薪酬的回歸結果

由表6可以看到基于公司所處行業業績計算得出的行業期望落差與高管超額薪酬在不同的權力水平下的回歸情況，結果均顯示行業期望落差與高管超額薪酬關系在p<0.01水平上負向顯著。假設 H3b得到驗證。

(三)穩健性檢驗

為了檢驗模型和結論的穩健性，本文進行了以下考慮：

1.回歸穩健性。為避免異方差影響，采用Robust異方差方法進行了OLS回歸，結果支持各項假設。為增加回歸結果穩健性，進行了公司層面的聚類回歸，結果支持各項假設。

表6 行業期望落差在不同高管權力水平下對高管超額薪酬的回歸結果

2.期望落差代理變量的替換。為了確保業績期望落差衡量方式的可靠性，對歷史業績期望按照以下方式利用ROA重新進行了計算，Ai,t代表企業i第t期的歷史業績期望，是企業i在t-1的實際業績Pi,t-1與企業i在t-2期的實際業績Pi,t-2的加權求和。具體見公式(8)：

Ai,t=(1-α)pi,t-2+αPi,t-1

(8)

對行業業績期望按照以下方式重新進行了計算，IAi,t代表企業i第t期的行業業績期望，是企業i在t-1期的行業業績中位(均)值IPi,t-1與企業i在t-2期的行業業績中位(均)值IPi,t-2的加權求和。具體見公式(9)：

IAi,t=(1-α)IPi,t-2+αIPi,t-1

(9)

穩健性檢驗結果支持本文的各項假設。

由于業績期望的計算涉及所取比例不同可能導致研究結果不同的問題，因此本文按照從0.1-0.9的比例分別對兩類業績期望落差進行了計算，各項回歸結果見表7。

由表7可知不同于Wei-RuChen(2008)、張遠飛等(2013)、賀小剛等(2016)[10,16-17]等學者的研究結果，本文不同比例計算所得的業績期望落差與高管超額薪酬的回歸結果有所區別，在計算歷史期望落差時，當對實際業績所取比例較小(0.1-0.4)、對歷史業績期望所取比例較大時，回歸結果與本文假設一致。但當對實際業績所取比例較大(0.5-0.9)、對歷史業績期望所取比例較小時，歷史期望落差對高管超額薪酬的抑制作用不顯著，且受高管權力影響的情況也各有不同。基于公司所處行業業績(均值或中位值)計算得出的行業期望落差與高管超額薪酬的關系則不受所取比例不同的影響。

再一次證明了以行業業績為參照標準計算所得的行業期望落差對高管超額薪酬抑制作用的穩定性，既不受到計算期望落差時所取比例差異的影響，也不受到高管權力大小的影響。

表7 不同比例計算所得的業績期望落差與高管超額薪酬的回歸結果

注：表中首行比例為實際業績所占比例，正負號表示不同類型期望落差對高管超額薪酬的回歸系數符號，1/2/3表示顯著性星號數。

另外，選擇托賓 Q 值作為期望落差的計算依據，結果基本支持各項假設。本文采用除焦點企業外行業內其他企業第t年績效的均值測量行業期望水平進行了穩健性檢驗，結果支持本文的各項假設。將PHIS與企業當期實際業績Pi,t減去企業當期歷史業績期望Ai,t所得值相乘，得到一個截尾的表示歷史期望落差程度的變量PHISGAP，將PIND與企業當期實際業績Pi,t減去企業當期行業業績期望IAi,t所得值相乘，得到一個截尾的表示行業期望落差程度的變量PINDGAP,檢驗結果顯示歷史期望落差程度對超額薪酬的抑制作用不顯著；行業期望落差程度對超額薪酬的抑制作用顯著，并且當CEO是企業前十大股東之一時或CEO同時擔任董事長時行業期望落差程度對超額薪酬的抑制作用不再顯著，CEO任期較長時抑制作用顯著性程度更小，證明當考慮期望落差程度大小時，行業期望落差對高管超額薪酬的抑制作用會受到高管權力大小的影響。但是行業期望落差程度對高管超額薪酬抑制作用強于歷史期望落差程度仍然成立。

四、進一步討論

業績期望落差的衡量方式復雜多變，最初學者僅考慮實際業績與短期目標期望水平之間差距的大小[17]，隨后學者還考慮了期望落差的多樣化特征，將業績期望落差的持續性和范圍性均關注在內[20]。持續性是指，在一段時間內績效在同一方向保持一致的狀態。期望落差的持續性越強，說明企業在較長周期內持續遭遇期望落差。范圍性是指，在同一年度，多個目標所表示的績效差距保持一致的狀態。期望落差的范圍性越廣，說明企業在多個績效目標上大范圍遭遇期望落差。因此，檢驗考慮期望落差多樣性特征后研究結論是否仍然成立。

定義歷史期望落差持續性PHISD。為測算期望落差的持續性，本文參考李溪等(2018)[20]的做法，計算過去 3 年企業歷史績效分別偏離歷史業績期望的值，然后求均值。當實際業績低于此均值時，PHISD取值為1，否則取值為0。

歷史期望落差范圍性PHISS。為測量期望落差的范圍性，除ROA外，另外選擇反映企業的整體盈利水平和外部認可程度的主營業務收入和托賓 Q 值，對這三個指標分別計算各自與期望水平之間的偏差值，再除以各自的標準差，將數據標準化，以消除量綱，之后計算三者的平均值，以反映多個績效目標上歷史期望落差的范圍性，當實際業績低于此均值時，PHISS取值為1，否則取值為0。

行業期望落差持續性PINDD。計算方法與定義同歷史期望落差持續性。

行業期望落差范圍性PINDS。計算方法與定義同歷史期望落差范圍性。

設置虛擬變量DAD表示行業期望持續性差距與歷史期望持續性差距的相對差距情況以衡量企業的業績期望持續性參照點選擇狀況，當企業行業期望差距小于或等于歷史期望差距時，DAD取值為 1，否則為 0。

設置虛擬變量DAS表示行業期望范圍性差距與歷史期望范圍性差距的相對差距情況以衡量企業的業績期望范圍性參照點選擇狀況，當企業行業期望差距小于或等于歷史期望差距時,取DAS值為 1，否則為 0[18]。

表8為期望落差持續性和范圍性與高管超額薪酬的回歸結果，根據模型一到模型四，歷史期望落差持續性、歷史期望落差范圍性、行業期望落差持續性和行業期望落差范圍性均與高管超額薪酬關系在p<0.01水平上負向顯著，研究結果支持了本文的假設H1。模型五為歷史期望落差持續性與行業期望落差持續性相對狀況對高管超額薪酬的回歸結果，DAD對超額薪酬的影響為負，在 p<0.01水平上顯著，表明當行業期望落差持續性程度大于歷史期望落差持續性程度時，超額薪酬受到的抑制作用更大；再從彈性系數上來看，歷史期望落差持續性對超額薪酬的彈性系數為0.035，明顯低于行業期望落差的彈性系數0.185，表示超額薪酬對行業期望落差持續性具有更高的敏感性。模型六為歷史期望落差范圍性與行業期望落差范圍性相對狀況對高管超額薪酬的回歸結果，DAS對超額薪酬的影響為負，在 p<0.01水平上顯著，表明當行業期望落差范圍性程度大于歷史期望落差范圍性程度時，超額薪酬受到的抑制作用更大；再從彈性系數上來看，歷史期望落差范圍性對超額薪酬的彈性系數為0.027，明顯低于行業期望落差的彈性系數0.162，表示超額薪酬對行業期望落差范圍性具有更高的敏感性。因此假設 H2獲得支持。

表8 期望落差持續性和范圍性與高管超額薪酬的回歸結果

由表9可以看到基于公司歷史業績計算得出的歷史期望落差持續性在不同高管權力水平下對高管超額薪酬的回歸結果。當高管持股比例位于前十時，兩者沒有顯著關系，當高管持股比例位于前十之后時，歷史期望落差持續性與超額薪酬關系在p<0.01水平上負向顯著；當高管兼任公司董事長時，兩者沒有顯著關系，當高管未兼任公司董事長時，歷史期望落差持續性與超額薪酬關系在p<0.01水平上負向顯著；當高管任職期限較長時，兩者沒有顯著關系，當高管任職期限較短時，歷史期望落差持續性與超額薪酬關系在p<0.01水平上負向顯著，說明了高管權力對基于公司歷史業績計算得出的歷史期望落差持續性對高管超額薪酬抑制作用的調節作用。因此對于歷史期望落差持續性來說，假設 H3a得到驗證。

表9 歷史期望落差持續性在不同高管權力水平下對高管超額薪酬的回歸結果

由表10可以看到基于公司所處歷史業績計算得出的歷史期望落差范圍性與高管超額薪酬在不同的權力水平下的回歸情況，當高管持股比例位于前十時，兩者沒有顯著關系，當高管持股比例位于前十之后時，歷史期望落差范圍性與超額薪酬關系在p<0.01水平上負向顯著；當高管兼任公司董事長時，兩者沒有顯著關系，當高管未兼任公司董事長時，歷史期望落差范圍性與超額薪酬關系在p<0.01水平上負向顯著；當高管任職年限較長時，歷史期望落差范圍性與超額薪酬關系在p<0.05水平上負向顯著，當高管任職年限較短時，兩者關系在p<0.01水平上負向顯著，說明高管任職期限所代表的高管權力對于歷史期望落差范圍性對高管超額薪酬抑制作用的影響不明顯。因此對于歷史期望落差范圍性來說，假設H3a部分得到驗證。

行業期望落差持續性與行業期望落差范圍性對高管超額薪酬的抑制作用不受到高管權力大小的影響，兩者關系均為在p<0.01水平上負向顯著(表未列出，可索要)，假設H3b得到驗證。因此，在考慮期望落差多樣性特征后，也基本能夠支持本文的研究結論。

表10 歷史期望落差范圍性在不同高管權力水平下對高管超額薪酬的回歸結果

五、結論

本文以2009-2017年的數據，探究了不同參照標準下的業績期望落差與高管超額薪酬的關系，同時考慮了高管權力大小對兩者關系的影響情況。結果顯示：作為企業經營不善表征的期望落差對高管超額薪酬具有抑制作用，其中：由于行業業績受到單個企業的高管操控程度較小，企業歷史業績受到單個企業的高管操控程度較大，因此利益相關者對行業業績更為看重，故而行業和歷史兩種參照標準下的期望落差對超額薪酬的影響強度存在差別，前者強于后者；且由于作為高管超額薪酬辯護借口的行業因素受限，行業參照標準下的行業期望落差對高管超額薪酬的抑制作用不因高管權力大小改變，而歷史參照標準下的歷史期望落差對高管超額薪酬的抑制作用則受高管權力大小影響，在高管權力較大時其抑制作用不再顯著，在高管權力較小時其抑制作用仍然顯著。在進一步考慮了期望落差的持續性和范圍性特征后，上述結論依然成立。

另外，在確定業績期望時，當對實際業績權重較大(0.5-0.9)、對業績期望權重較小時，歷史期望落差對高管超額薪酬的抑制作用不再顯著，受到高管權力的影響情況也發生了變化，而基于公司所處行業業績計算得出的行業期望落差對高管超額薪酬的抑制作用則不受權重差別的影響。由于行業期望落差對于高管超額薪酬的抑制作用強于歷史期望落差，且不受到高管權力大小的影響，也不受到對實際業績和業績期望所取權重差別的影響，因此公司董事會在決定高管薪酬時參考行業業績期望能夠更加有效地減少高管尋租行為，也能夠有效降低利益相關者對高管薪酬合法性的質疑。