高管薪酬與上市公司績效的實證分析 (1)

1、富答_i薹曼卣同昌薪酬■楊漢明與上市公司績效的實證分析股份公司出現(xiàn)后，在大幅提高企業(yè)經(jīng)濟效益的同時也導致了委托代理問題。要解決委托代理問題，重要的一點是如何提高受托人經(jīng)營的積極性。對此，人們進行了不懈的探索。高級管理人員的薪酬與企業(yè)績效的關系是西方企業(yè)管理體現(xiàn)激勵與約束機制和解決委托代理問題的通行做法。一般而言，投資人在年終才會評價經(jīng)營者完成受托責任的情況，以決定是否增加經(jīng)營者的薪酬，是否繼續(xù)聘用經(jīng)營者。因此，本文認為，影響上市公司高管

2、階層年薪的應該是上年的公司業(yè)績和相關因素。所以，我們認為選擇相鄰兩年的有關數(shù)據(jù)進行分析，應該是比較接近實際的。一、研究設計(一)樣本選取我們以2002年在深圳證券交易所公布年報的上市公司為樣本，選取當年披露高級管理人員年薪的所有公司，對應的選擇2001年的業(yè)績數(shù)據(jù)，共得到227組樣本數(shù)據(jù)(資料來源于：巨潮網(wǎng)站和華夏證券網(wǎng)站)。為了保證分析結論的普遍性，我們對樣本做了如下調整：1考慮到樣本的一般代表性，我們首先剔除了資料不全、業(yè)績較差的S

3、T和門公司。若有被注冊會計師出具過保留意見、否定意見和拒絕表示意見的公司，也應剔除。2由于我國一些公司是經(jīng)過包裝上市的，這樣新上市的公司業(yè)績不穩(wěn)定。所以，樣本中未包含新上市公司。3雖然國內的投資者主要關注的是A股市場，但隨著我國資本市場的開放，越來越多的公司會發(fā)行B股或H股，而B股或H股對A股的信息披露是會產(chǎn)生影響的。與其他學者不同的是，我們不是剔除同時發(fā)行B股或H股的公司，而是設置虛變量以考察其影響。由此，我們共選擇了179家上市公司

4、的數(shù)據(jù)作為分析的樣本。(數(shù)據(jù)略)。(二)數(shù)學模型與研究假設本文主要運用線性回歸分析方法來研究上市公司高級管理階層的薪酬與公司經(jīng)營績效、公司規(guī)模、高管人員持股比例、國有股比例、是否發(fā)行B股或H股等之間的相關關系。由于公司高管的灰色收入不具有激勵作用，反而會激化其與股東之間的矛盾，故不予考慮；而其他的不易量化的激勵形式，如，職位、社會地位的升遷、高管存在被解職的約束等，本文也不考慮。我們構建的線性模型為：lnY。=13013lXll_l13

5、2xa—l133)(m：lB41nX4t_1135De(1)其中：YI：第t年的高管人員的平均年薪；x。：第t一1年的公司經(jīng)營業(yè)績；x。：第t一1年高管人員的持股占總股本的比例；x。。：第t一1年國有股占總股本的比例；x。。：第t一1年公司總股本；D：第t一1年公司是否發(fā)行B股或H股，公司發(fā)行B股或H股時D=I；否則，D=0。為檢驗上市公司高級管理人員t年的薪酬與公司t一1年業(yè)績等相關因素的關系，我們提出以下五個假設：假設1：高管薪酬(

6、對數(shù)形式，下同)與公司績效(每股收益)存在正相關關系。根據(jù)委托代理理論，當股東與經(jīng)理之間存在信息不對稱、利益沖突時，股東會與經(jīng)理簽訂報酬——績效契約，來減少由于信息不對稱和逆向選擇所導致的代理成本。在報酬——績效契約下，高管階層的報酬將由企業(yè)的經(jīng)營績效確定。所以，我們假設高管薪酬與企業(yè)績效存在顯著的正相關關系。假設2：高管薪酬與其所持有的該公司股份比例存在正相關關系。根據(jù)企業(yè)所有者狀態(tài)依存觀(張維迎，1996)，在正常經(jīng)營情況下，經(jīng)理是

7、企業(yè)的實際所有者。當經(jīng)理持有公司股份時，他們將與企業(yè)形成更緊密的利益共同體，而投資收益高的項目，促使利潤增加，以獲得更93統(tǒng)計島凌繁高的薪酬。所以，我們假設高管薪酬與其持股比例高低存在正相關關系。假設3：高管薪酬與國有股權比例之間存在負相關關系。由于國有產(chǎn)權模糊，高管階層的預期期望低，難以產(chǎn)生應有的激勵效果。所以，我們假設高管薪酬與公司股本中國有股的比例存在負相關關系。假設4：高管薪酬與上市公司的規(guī)模(對數(shù)形式)存在顯著的正相關關系。在

8、盈利的企業(yè)里，公司規(guī)模越大，所獲利潤越多，高管薪酬越多。因此，我們假設高管年薪與公司規(guī)模存在正相關關系。假設5：上市公司是否同時發(fā)行B股或H股，會影響高管薪酬。當公司能發(fā)行B股或H股時，企業(yè)的融資渠道更寬廣，資金更雄厚，投資規(guī)模將更大。因此，我們假設公司同時發(fā)行B股或H股將對高管年薪產(chǎn)生影響。二、樣本的分析與檢驗(一)描述統(tǒng)計分析在進行回歸分析之前，我們先進行描述統(tǒng)計分析。去掉15支每股收益小于0的股票后，用剩下的164支股票(其結果與

9、179支股票的結果差異不大)作如下分析：1高管年薪太低，差距較大。最高的岳陽恒立，其高管平均年薪為92500元，月收入7700元；最低的托普軟件，高管平均年薪僅88187元，月收入74元(簡直令人難以置信，不過比起其他上市公司高管“白干”來，總算有收入)。前者是后者的104倍。如此低的收入，且不論其與美國上市公司高管幾千萬美元年薪的差距，就是與我國國資委提出的上百萬的“打工皇帝”相比，也相差甚遠。如何能讓高管階層創(chuàng)造性的工作。2業(yè)績(每

10、股收益)偏低，且不與年薪掛鉤。樣本公司的每股收益平均為0208元，分布較均衡。盡管如此，但差距較大。最高的海螺型材(126元)是最低的西北化工(0001元)的1260倍，是最后2～10位的55—100倍。這主要是后者萬方數(shù)據(jù)統(tǒng)計觀察高管|薪四川與上市公司績效的實證分析股份公司出現(xiàn)后，在大幅提高企業(yè)接濟效握的同時也導致了委托代理問題。要解決委托代理問題，1主要的一點是如何提高受托人經(jīng)商的積極性。對此，人們進行了不懈的探索。高級管理人員的新

11、酬與企業(yè)攢效的關系是西方企業(yè)管理體現(xiàn)激勵與約束機制和解決委托代理問題的通行做法。一般而畝，投資人在年終才會評價經(jīng)營者完成受托責任的情況，以決定是沓增加經(jīng)營者的黯酬，是沓繼續(xù)聘用統(tǒng)營者。因此，本文認為，影響上市公司商管階層年薪的應該是上年的公詞~績和相關因素。所以，我們認為選擇相鄰兩年的有關數(shù)據(jù)進行分析，應該是比較接近實際的。一、研究設計(一)樣本選取我們以2002年在深圳證券交易所公布年報的上市公司為樣本，:2取當年披露商級管理人員年黯

12、的所有公司，對應的班擇2ω1年的業(yè)績數(shù)據(jù)，共得到227組樣本數(shù)據(jù)(資料來源于:巨潮網(wǎng)站和華:IE券網(wǎng)站)。為了保證分析結論的普遍性，我們對樣本做了如下調整:1.考慮到樣本的…般代表性，我們首先剔除了資料不金、業(yè)績較差的ST和町公司。若有被注冊會f師出具過保留意見、否定意見和拒絕表示意見的公司，也應剔除。2.由于我回一些公司是經(jīng)過鈕裝上市的，這樣新上市的公司業(yè)撈不穩(wěn)定。所以，樣本中未包含新上市公司。3.雖然國內的投資者主要關性的是A股市場

13、，假隨著我國資本市場的開放，越來越多的公司會發(fā)行B股就H股，而日股或H股對A生影響的。與其他學者不同的是，我們不是剔除問時發(fā)行民服或日股的公詞，而是設置虛變量以考察其影響。由此，我們共選擇了179家上市公司的數(shù)據(jù)作為分析的樣本。(數(shù)據(jù)略)。(二)數(shù)學模型與研究假設本文主要運用錢性陰歸分析方法來研究上市公司高級管理階層的薪酬與公司經(jīng)營績效、公司規(guī)模、高管人員持股比例、固有股比例、是否發(fā)行B股或H股等之間的相關關系。由于公司高智的灰色收入不

14、具有激勵作用，反而會激化其與股東之間的矛盾，故不予考慮而其他的不易盤化的激勵形式，如，職位、社會地位的升遷、商管存在被解職的約束等，本文也不考慮。我們構建的線性模型為:lnY=白。戶IX“_I戶zX2t1X3t.1自41nX制防508(1)其中:Y，:第t年的高臂，人員的平均年薪Xlt_l:第tl年的公司經(jīng)營業(yè)績X2t_I:第tl年高管人員的持股占總股本的比例XJtl:第tl年固有股占總股本的比例X侃1:第t1~年公司總股本。:第←1年

15、公司是否發(fā)行B股或日服，公詞發(fā)行B股豆XH股時0=1沓則，0=0。為檢驗上市公司高級管理人員t年的薪酬與公詞tl年業(yè)鱗等相關因素的關系，我們提出以下五個假設:假設1:商管薪酬(對數(shù)形式，下問)與公司績效(每股收益)存在正相關關系。根據(jù)委托代理理論，當股東與經(jīng)湖之間存在信息不對稱、利藏沖突時，股東會與經(jīng)理答訂報酬一一績效契約，來減少由于信息不對稱和逆向選擇所導致的代理成本。在報酬……蜻效契約下，商管階層的報酬將由企業(yè)的經(jīng)營績效確定。所以，

16、我們假設商管薪酬與企業(yè)績效存在顯著的正相關關系。假設2:商管薪酬與其所持有的該公司股份比例存在正相關關系。根據(jù)企業(yè)所有者狀戀依存觀(張維迎，1996)，在，經(jīng)理是企業(yè)的實際所有者。當經(jīng)理持有公司股份時，他們將與企業(yè)形成更緊密的利益共問體，附投資收益高的項目，促使利潤增加，以獲得更93銳計與決策高的薪酬。所以，我們假設高管薪酬與其持股比例高低存在iE相關關系。假設3:商管薪酬與回有股權比例之間存在負相關關系。由于國有產(chǎn)權模糊，商管階層的預

17、期期想低，難以產(chǎn)生院有的激勵效果。所以，我們假設高智慧存酬與公司股本中國有股的比例存在負相關關系。假設4:商管薪酬與上rP公司的規(guī)模(對數(shù)形式)存在顯著的正相關關系。在盈利的企業(yè)里，公司規(guī)模越大，所我利潤越多，高管薪酬越多。因此，我們假設商管年薪與公詞規(guī)模存在iE相關關系。假設5:上市公司是否同時發(fā)行總股或H股，會影響商管薪酬。當公司能發(fā)行B股戒日股時，企業(yè)的融資渠道更寬廣，資金更雄厚，投資規(guī)模將更大。回此，我們假設公司同時發(fā)行B服或H

18、股將對商管年前產(chǎn)生影響。二、樣本的分析與檢驗(一)描述統(tǒng)計分析在進行凹歸分析之前，我們先進行描述統(tǒng)計分析。去掉153定每股收益小子。的股票后，用剩下的164支股票(其結1793革股撰的結果整異不大)作如下分析:1.高管年薪太低，差距較大。最高的岳陽假立，其商管平均年薪為92500元，月收入77ω元最低的托普軟件，高管平均年薪僅881.87元，月收入74元(簡直令人難以置信，不過比起其他上市公司高管“白干“來，總算有收入)。前者是后者的1

19、04倍。如此低的收入，且不論其與美罔上市公司高智幾千萬榮元年薪的全是距，就是與我鬧鬧資委提出的上百萬的“打工泉帝“相比，也相提甚遠。如何能讓商管階層創(chuàng)造性的工作O2.業(yè)績(每股收益)偏低，薪掛鉤。樣本公司的每股收益平均為0.208妃，分布較均衡。盡管如此，但濫距較大。最高的海螺型材(1.26的西北化工(0.001元)的1260倍，是最后210位的55100倍。這主要是后者2004年第12期(總第180期)每股收益太低所致。且業(yè)績較高的公

20、司，實和我們的預期相差較遠。故，本文作如3高高管階層的年薪不是最高的。下進一步分析。股比例當3高管持股比例偏低，國有股比例因為上述樣本中，包含有異常數(shù)據(jù)，國減持巨偏高。164個樣本中，42家高管0持股，如，深康佳與深天地A，各自的EPS為一假設3彳占2561％；40家持股在萬分之二以下，1163、一046但其平均年薪為114241元4：占2439％；69家持股低于千分之一，占和48666元，在去掉EPS0的樣本后，高管人互4207％。而

21、國有股平均為3733％，最高由164個樣本作回歸分析，得回歸方程在正相≥為8498％。這對企業(yè)業(yè)績產(chǎn)生了不利影為：公司的演響。lny。=80450520Xl來或已雯(二)回歸分析O0000051時，也訌表1高管薪酬與影響因素的回歸分析自果O1861nXa_I與美國冬被解釋變量：高管薪酬(InY)0067(3)布的會t樣本量：179樣本量：164R2=O033F=2715準則的舌變量回歸結果11回歸結果12回歸結果21回歸結果22(p=0

22、069)響企業(yè)白XIX2182664142543由于DW=1724，正這種現(xiàn)豸f004814(0135)好通過了(k=3)的DW檢5JX3—05200462驗，表明回歸方程的隨機人員持￡f00511f0084)誤差項不存在自相關；由系，但統(tǒng)X40186O199『o067)f00501VIF=I13310，可知自變性水平1D07530789量之間不存在多重共線股、H股f0006)44『o004)4性。計上效身常數(shù)項969896258045

23、7835Rz0042O0630033O046從表2可知，ABSE本j調整一R20036005200210028與自變量x3、lnx4的等級份的數(shù)赫DW1626162617241724相關系數(shù)均不顯著，可以進行對恩VIF2222認為殘差絕對值與自變反)。(2F值7725690227152575f0006)”‘4f00031$Pf0069)(0056)量之間顯著不相關，不存EPS0留說明：表示在99％的置信水平上顯著，tt表示在95％的置值

24、在異方差。會出現(xiàn)女水平上顯著，表示在90％的置信水平上顯著(雙尾)。括號內是各估表2斯皮爾曼(Spearman)等級相關系數(shù)計參數(shù)的顯著性水平值。DW值在2的附近表示不存在自相關。VIF小ABSELnX4X3從表1(179個樣本、且未對年薪和公司規(guī)模取自然對數(shù)的回歸結果)可知，回歸結果11和結果12的方程總體上及各個系數(shù)均通過了檢驗，但結果11僅表示公司發(fā)行B股或H股對公司高管人員薪酬有很顯著影響(顯著性水平為0006)，故不列示其方程

25、。結果12相應的回歸方程為：Y。=96250789D182664X000000040048(d=O、1)(2)R2=0063F=5902(p=00031由于DW=I626，隨機誤差項存在自相關。但方程(2)可該寫為：D=0，Yt9625182664X(21)D=I，Y。=10414182664X扣I(22)這意味著，公司發(fā)行B股或H股對公司高管人員薪酬有顯著影響，高管人員的持股比例的高低也是影響公司高管人員薪酬的因素。方程21、22雖然

26、通過了檢驗，但其影響因素只有一個，與現(xiàn)因而，我們認為回歸方程(3)就是最優(yōu)方程。四、基本說明：t表示在99％的置信水平上顯著，一表結論示在95％的置值水平上顯著，表示在90％的以上實吾篁篡案蓑勰茹蓋妻曩翁基糞證分析的結際值之差的絕對值。果基本上反映了影響我國上市公司高層管理人員薪酬的基本因素與現(xiàn)狀，與本文引述的國外結論(2)和國內的結論(1)基本相同。通過實證分析，本文得出如下結論：1總體上講，高管人員的平均薪酬的對數(shù)與上一年公司國有股

27、持股比例、及公司總股本的對數(shù)(公司規(guī)模)之間呈現(xiàn)多元線性關系。2高管人員的平均薪酬與上年公司規(guī)模之間存在較顯著的正相關關系。這在一定程度上解釋了為什么大多數(shù)公司的高管階層熱衷于擴大公司的規(guī)模。這使得假設4得以成立。94統(tǒng)計與決策的數(shù)據(jù)全選或分行業(yè)計算，得出的回歸方程是否有效、得出的結論是否相同或相近。(作者單位／中南財經(jīng)政法大學會計學院)(責任編輯／李友平)萬方數(shù)據(jù)般的酌nMW川mm一棚、rwm統(tǒng)面酌，1肌每股收益太低所致。且業(yè)績較高的

28、公司，高智階底的年‘薪不是最高的。3.商管持股比例偏低，固有股比例偏離。164個樣本中，42家商管O持股，占25忍1%40家持脆在萬分之二以下，占24.39%69家持股低于千分之一，占42.07%。而國有股平均為37.33~毛為84.98%0這對企業(yè)業(yè)績產(chǎn)生了不利影響。實和我們的預期相差較遠。故，本文作如3.商管人員的平均薪酬與國有股持下進一步分析。I股比例是較顯薯的負相關關系，這為我因為上述樣本巾，制含有異常數(shù)據(jù)，II理減持周有股提供

29、了實證依據(jù)。這使得如，深康佳與深天地A，各自的EPS為…|假設3得以成立。1.163、…0.46但其平均年薪為114241元4.無論是否考慮EPS礎的異常值，和48666元，在去掉EPSO的樣本后，I商管人員的薪酬與公司業(yè)績之間都不砰由164個樣本作凹歸分析，得回歸方程1，在正相關關系。這表明，我國大多數(shù)上市為公司的激助與約束機制尚未完全建立起lnYt=8.0450.520X3t_，來或巳建立但不能發(fā)揮應有的作用問O.ωo0.051時，

30、也證明了我國上市公司的高管階層0.18創(chuàng)nX4T_1與美國等發(fā)達國家不間，他們對國家頒0.067日)I布的合計準則較冷摸，幾乎不參與會計R2=0.033F=2.715I準則的討論，因為準則改變后雖然會影(p=O.O的響企業(yè)的業(yè)績，卻不會影響他們的薪酬，由于DW=1.724，正|這種現(xiàn)象是不正常的。好通過了(k=3)的DW檢5.從表1的回歸結果2.2可知高智驗，表明回歸方程的隨機|人員持股比例與高管年薪果正相關關誤差項不存在自相關由|系，

31、但統(tǒng)計上不顯著，只有在15%的顯著VIF=1.133lO，可知自變|性水平下才能通過檢驗。而是否發(fā)行B最之間不存在多建共線|股、H股也會影響商管人員的年薪恨統(tǒng)性。I計k效果不顯著(來列示)。從表2可知，ABS缸|本文有待克鋒的是(1)選擇相同年均由變盤x3、lnx4的等級|份的數(shù)掘進行計算以與滯后一期的結論相關系數(shù)均不顯著，可以|進行對照分析，密結果如何(相間或相認為殘差絕對值與自變|反)0(2)本文尚無法解釋為什么去掉量之間顯著不相關

32、，不存EPSO的數(shù)據(jù)前后的回歸方程的自變蓋說明:叫表示在99%的累信水平土豆著材表示在95%的置值在異方差。I會出現(xiàn)如此大的變化。(3)如果選擇…t海水平上顯著，.農(nóng)示在90%的置信水平上盜著(成總)。拾號內各偽裝氣斯皮爾曼(Speann叫等級相關系數(shù)證券交易所所有數(shù)據(jù)或隨機計4扎在生的K幸奮斗生水平低。DW直在2的附近農(nóng)價不存在自相關。VIF小「一一IASELnX4IX3于10農(nóng)示不存在多重共線性。IASEI1.∞oI0.088I0閑

33、自|抽取滬、深兩市的數(shù)據(jù)或兩市的數(shù)據(jù)全選或分行業(yè)計算，得出的回歸方程是沓有效、得出的結論是否相同或相近O(作者單位中南財級政法大學會計學院)(二)回歸分析表l離管薪劇與影晌因素的回歸分析結果被解釋變最2商管薪酬(InY，)樣本景:179樣本肇:164變量因歸結泉1.1回歸結巢1.2回歸結巢2.1因歸結身在2.2X1x182.664142.543(0.048)制(。自135)x0.5200.462(0.051)(0.084戶X4。.186

34、0.199(0.067)(0.050)巾。0.7530.789(0.∞6)叫(0.傭4)常數(shù)項9.6989.6258.0457.835R0.0420.0630.0330.046調整R0.0360.0520.021。.028口W1.6261刷6261.7241.724VIF2222F假7.7256.9022.7152.575(0.006)樹(0.003)制1(0.069)(0.056)(0.262)lnX4。.0881.0000.295(

35、0.262)(0.000)州喇X3。ω80.2951.000(0.916)(0.ω0)忡因而，我們認為回歸方程(3)就是最優(yōu)方程。從表1(179個樣本、且未對年薪和公司規(guī)模取自然對數(shù)的回歸結果)可知，四川結果1.1和結果1.2的方程總體上及各個系數(shù)均通過了檢臉，，且錨果川儀表示公鼠l發(fā)付自股或H股對公司商管人員薪酬有很顯著影響(顯著性水平為0.006)，故不列示其方程。結果1.2相應的陰陽方程為:四、甚本說明:牌農(nóng)示在99%的置信水平上

36、顯著川農(nóng)結論示在95%的j在他水平上顯著.農(nóng)依在909毛的..1.1宮水平J:K辛苦(雙且在)。括號內及各估計參數(shù)以上實顯著怯水平債。ASE是回歸方程預測f直與實證分析的結際值之差的絕對值c果基本上反映了影響我國上市公司高層管理人員薪酬的基本因素與現(xiàn)狀，與本(2)I文引述的國外結論(2)和周內的結論(1)蒸本相同。通過實證分析，本文得出如下結論:1.總體上講，高管人員的平均薪酬的對數(shù)與上一年公司固有股持股比例、及公司總、股本的對數(shù)(公司

37、規(guī)模)之間里現(xiàn)多元錢性關系。2.商管人員的平均薪酬與上年公司規(guī)模之間存在較顯著的正相關關系。這在一定程度上解釋了為ff么大多數(shù)公司的商管階層熱衷于擴大公詞的規(guī)模。迫使得假設4得以成立c(責任編輯李友平)Y嚴9.6250.789D182.664X21_，V戶0.0000.004(d=O、1)0.048R2:0.063F=5.902(r陽0.003)由于DW=1.626，隨機誤蓋項存在自相關。f且方程(2)可該Eff為:。=0，Y=9.62