石玉鑫





高管在公司治理中發揮著舉重若輕的作用,企業績效的提升離不開高管的決策,如何利用薪酬激勵高管,促使其站在企業的立場,積極主動地為企業創造新的價值,維護企業的利益,從而提升企業運行效率與公司盈利能力,這對公司的發展具有重大意義。此外,股權制衡大小影響著股東在公司權力的大小,制衡度不同,股東對于企業決策的影響力不同,在探究薪酬激勵與企業績效的關系時,勢必不能忽視股權制衡度在其中發揮的作用,所以研究股權制衡的調節效應具有現實意義。
一、文獻綜述
對于薪酬的形式,以往研究主要將薪酬分為貨幣類、股權類和債務類。Smith和Watts(1982)認為薪酬產生的形式可以是工資類也可以由限制性股票與期權產生,張興亮(2014)認為除上述兩種,還存在債務類薪酬,對于這類薪酬,企業會以支付養老金等的形式,為高管支付薪酬。對于薪酬激勵的形式,研究一般認為存在兩種主要形式,即給予精神滿足的內在形式與貨幣表現的外在形式。本文主要通過研究外在貨幣形式的薪酬激勵探究其對公司業績的影響。盛明泉(2016)研究發現高管薪酬與企業業績存在正相關關系,較高薪酬能敦促管理者站在企業立場,更加積極主動地工作,證實了最優薪酬契約理論。張燕紅(2016)通過分析樣本數據,得出高管薪酬確實對企業業績有一定的促進作用,但回歸系數小,擬合優度低,不能構成主要影響因素,且激勵的效果受到國家管控的制約。而葛廣宇(2021)通過回歸分析卻得出高管薪酬與企業績效并無顯著的關系。相關的研究并未得出一致的結論。綜上,本文提出假設H1:在其他條件不變的情況下,高管薪酬激勵與公司績效呈顯著正相關,即給予高管越多的薪酬,公司的業績也會相應提高。
對于股權制衡的研究理論主要有“壕溝效應”與“利益協同效應”。“壕溝效應”指股東股權小,制衡不足,那么控股股東擁有越多股權,越容易謀私,侵害中小股東權益,而“利益協同效應”認為占股較大的股東,其利益與公司保持一致,在極小可能下才會侵害公司利益。嚴由亮(2018)經過數據分析后發現股權制衡能削弱高管薪酬對公司業績的正向作用,制衡度越高,股東對高管的支持力越小,越容易阻礙高管的決策。霍曉萍(2019)在研究薪酬差距與企業績效時發現股權制衡在其中也起到了負向作用,并且在非國有企業效果更加明顯,她認為制衡度高越容易出現股東利益相爭的問題,危害企業價值。所以本文提出假設H2:在其他條件不變的情況下,股權制衡度對高管薪酬激勵與公司績效之間的關系有負向調節作用,即公司股權制衡程度越大,對薪酬激勵對企業績效起到的正向作用削弱越大。
二、研究設計
(一)變量定義
1.因變量。由于國內外市場體制的不同,結合國內學者的研究,并且考慮到操作的可行性,本文選取每股收益(EPS)來研究公司業績。
2.自變量。高管薪酬激勵(LNPAY)主要分為兩種表現形式:一種是得到肯定或達成相應目標,高管會獲得內心上的滿足,在精神層面得到激勵;另一種是通過薪酬或股份,在物質層面激勵高管,提升他們的積極性。由于內在的激勵以高管的感受來度量,難以量化,本文主要通過取前三名高管總薪酬的對數進行研究。
3.調節變量。股權制衡度(CR)體現公司股東持股比例的相近程度,本文以公司第二至第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值來衡量。
4.控制變量。股權集中度(ECD5),不同學者選取的股東人數不同,本文以前五大股東持股比例來代表集中程度。企業規模(SIZE)的衡量指標有員工人數、產量大小等,本文以企業期末資產自然對數來衡量。資本結構(LEV)反映企業償債能力,以資產負債率反映。營運能力(CLR)是評價企業正常運轉能力的指標,本文以企業主營業務收入/平均流動資產來進行研究。公司成長性(NEG)在于分析企業發展狀況,本文以企業營業收入增長率衡量。
(二)樣本選擇與數據來源
文章通過國泰安數據庫,選取了2014-2019年A股上市公司為研究對象,考慮到研究的準確性,在數據整理時剔除了PT、ST、金融行業以及缺失數據的企業樣本,最終得到9846個觀測值并進行了縮尾處理。
(三)模型設計
結合前文理論分析中提出的假設,文章構建回歸模型如下:
模型一:
模型二:
三、實證結果及分析
(一)描述性分析
由表1可知,總體上看,企業財務績效相差較大且總體收益水平較低,每股收益(EPS)最低僅有-1.64,說明公司出現了嚴重虧損;高管薪酬激勵(LNPAY)離散程度低,平均值為14.5,鑒于取了對數,實際薪酬要更高;股權制衡度(CR)最大值2.7,最小值0.03,各個公司股東權利制衡程度懸殊。另外,對于控制變量,股權集中度(ECD5)最大值為87.9,最小值為19.7,個體水平差距較大,說明上市企業股權集中程度大不相同;上市企業的規模(SIZE)大多集中在22左右,分布集中,說明公司總資產數大致相同;資本結構(LEV)的均值為0.44,最大值高達0.93,可以看出樣本公司財務風險差異較大,且總體負債水平高;營運能力(CLR)最大值5.8,最小0.11,經營狀況較差,個體波動水平大;公司成長性(NEG)的均值為0.18,總體來說企業發展速度緩慢,分布比較不均勻。
(二)相關性分析與多重共線性檢驗
由表2可知,每股收益(EPS)與高管薪酬激勵(LNPAY)相關系數為0.295,在較大程度上正相關,初步驗證了假設一,控制變量與因變量也存在明顯的相關性,且除了資產負債率顯著為負相關,其他都為正相關,符合經濟實際,說明本文控制變量選取的合理性,它們都能對企業績效產生一定影響。另外控制變量之間相關度均在0.5以下,大多為中低程度相關,由表可知變量的VIF值都較小,遠低于10,不存在多重共線性問題。
(三)回歸分析
1.高管薪酬激勵與企業績效回歸分析。本文運用Stata16.0,探究高管薪酬激勵強度對每股收益的影響,通過Huasman檢驗,結果P值顯著為0,拒絕原假設,所以本文選取固定效應回歸進行分析。
由表3可知,模型一通過F檢驗,對因變量解釋力較好,且該多元回歸模型修正后擬合優度為0.571,表明模型一能解釋57.1%的因變量的變化,擬合優度較好。
從多元回歸的結果來看,高管薪酬激勵強度(LNPAY)對每股收益(EPS)的β系數為0.081,在0.01水平下顯著正相關,即前三名高管薪酬總額對數每上升1單位,公司績效增加0.081,說明薪酬激勵能夠有效促進企業績效的增加,原因可能是提升高管薪酬水平意味著高管獲得了公司的重視,給他們未來在公司的發展提供了保障,加強了高管與企業相關利益的密切程度,一旦公司的經營狀況與自身利益切身相關,就會促使高管站在企業的立場思考,更加積極主動地為公司爭取利益最大化,做出對企業更為有利的決策,從而提高企業營業利潤,增加企業價值。以上回歸結果驗證了假設H1的正確。
2.調節效應回歸分析。通過Huasman檢驗,結果P值顯著為0,拒絕原假設,模型二選取固定效應回歸進行分析。由表3列二可知,模型二F值為114.7,P值顯著為0,模型整體有效。加入交乘項后,模型擬合優度上升了0.001,對因變量解釋力增強。高管薪酬激勵強度(LNPAY)與股權制衡度(CR)的相乘項系數為-0.035,在0.05水平上顯著,說明股權制衡度有消極作用,減緩了每股收益的增加,可能是因為股權制衡度強,各個股東對公司的控制力相近,會容易出現爭奪利益的現象,對于公司股份的爭搶,弱化了企業的利益,使股東執著于自己利益的提高,股東之間相互對抗,不能有效支持高管做出對于企業有利的決策,導致內部治理紊亂,從而危害企業利益。此外,模型二中,高管薪酬激勵強度(LNPAY)的影響系數為0.084,依舊顯著相關,進一步論證了假設H1的正確。由圖1可以更加直觀地看出:一方面,高管薪酬越高,對應的每股收益也越多;另一方面,股權制衡度高的直線斜率小,也就是每股收益增長的速度小,說明股權制衡度在一定程度上減少了薪酬激勵帶來的正向作用,由此論證了股權制衡度的削弱作用,假設H2正確。
3.穩健性檢驗。為了回歸的準確性,本文隨后選取以凈資產收益率作為研究績效的指標,依舊利用Huasman檢驗選取固定效應模型,最后得出的結論與前文一致。如表4所示,模型一的F檢驗p值為0,擬合優度為0.39,整體上解釋力較強,高管薪酬激勵的β系數為0.018,在0.01水平上顯著,進一步說明了薪酬激勵對企業績效的正向影響。加入交互項后,模型二的擬合優度為0.392,上升了0.002,雖然沒有先前回歸的顯著,但相乘項依舊在0.1水平下顯著,說明股權制衡度削弱了高管薪酬的促進作用,也充分驗證了假設2的正確。
四、結論
本文選取2014-2019年上市公司樣本進行多元回歸,研究高管薪酬激勵強度對每股收益的影響,并進一步加入股權制衡度的交互項,探究股權制衡度在二者之間的調節作用。通過回歸分析我們可以得出結論:
股權制衡度在高管薪酬激勵與企業績效關系中有負向調節作用,公司股東持股比例越相近,制衡度越強,對高管薪酬激勵的正向作用削弱效果越強,使公司績效增長緩慢。由樣本數據可以看出,各個企業股權分布情況有較大差異,集中度大不相同。對于股權較為集中的企業來說,擁有較多股份的股東權力大,話語權高,自身的利益來源于公司的經營成果,對于高管做出的有利于企業、有利于自身的決策,股東能夠很容易地支持決策的實施,推進企業正常有效運行,產生更多的經濟效益。相反,對于權力較為平衡的企業,股東都在為自己爭取最大的利益,在一定程度上不能從整體上考慮企業的利益,并且自身權力有限,很容易遭到其他股東的反對,難以支持高管決策,由此很難提高公司效益。
總之,企業應該根據自身情況,制定高管薪酬激勵策略,提高高管積極性,促使企業績效的增加,但也不能忽視股權制衡度在其中的消極作用,企業需要進行科學合理的安排,全面權衡公司情況,由此才能充分發揮薪酬激勵的作用。
作者單位:江南大學商學院