丁皓然

【摘要】近年國有企業(yè)高管降薪改革以及股權(quán)激勵計劃的實施，均體現(xiàn)出企業(yè)對長遠發(fā)展重視程度不斷提高。高管薪酬是否仍然與短期業(yè)績掛鉤，以及高管薪酬粘性是否仍然存在。本文采用2014年度1 870家上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，檢驗了高管薪酬的短期公司業(yè)績敏感性以及高管薪酬的粘性特征。研究表明，高管薪酬與短期公司業(yè)績顯著正相關(guān)，但高管薪酬的短期業(yè)績敏感性具有不對稱性，即粘性特征。

【關(guān)鍵詞】高管薪酬 公司業(yè)績 敏感性 粘性

一、引言

在公司治理的諸多利益相關(guān)者中，公司高級管理人員對公司的發(fā)展起著舉足輕重的作用，高管薪酬契約也一直是理論界和實務界關(guān)注的熱點（陳震、李艷輝，2011）。然而近年來高管“天價”的頻頻發(fā)生，以及高管薪酬不透明、不規(guī)范等現(xiàn)象的出現(xiàn)，使得政府不得不出臺相關(guān)政策，對企業(yè)尤其是中央企業(yè)、國有企業(yè)高管實行強制降薪措施。然而為何我國的高管薪酬會居高不下，以至不得不通過強制措施進行管控。雖然公司業(yè)績自20世紀80年代國有企業(yè)改革以來，逐漸作為高管績效考核的主要因素，但任何行業(yè)都存在一定的經(jīng)濟周期，業(yè)績不可能穩(wěn)增不降。相應的高管薪酬也不可能持續(xù)上升，以至出現(xiàn)“天價薪酬”的狀態(tài)。本文通過從研究短期內(nèi)高管薪酬與業(yè)績的彈性以及粘性入手，試圖探尋高管薪酬居高不下的原因，為降低高管薪酬提供理論依據(jù)，為進一步設計與改進薪酬制度與績效評價體系提供參考。

二、文獻綜述

吳斌、劉燦輝、黃明峰（2009）對滬深兩市45家房地產(chǎn)類上市公司研究發(fā)現(xiàn)，2006—2008年高管薪酬與企業(yè)績效關(guān)系并不顯著，2007年以后兩者顯著性開始出現(xiàn)增強的趨勢，高管薪酬業(yè)績敏感性有所提升。劉文華、任利城（2012）在對我國信息技術(shù)行業(yè)上市公司進行研究后發(fā)現(xiàn)，高管薪酬與企業(yè)績效顯著正相關(guān)，說明我國信息技術(shù)行業(yè)上市公司在制定高管薪酬時，已經(jīng)很好地與盈利能力經(jīng)營績效掛鉤。楊睿娟、藺婭楠（2012）對電信行業(yè)上市公司研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬與公司績效顯著正相關(guān)，但與績效水平掛鉤的方式，可能會導致企業(yè)只重視短期效益而忽視長遠發(fā)展。

陳冬華、范從來、沈永健（2015）研究表明，高管薪酬與職工工資均與企業(yè)業(yè)績正相關(guān)，并且與職工相比，高管的薪酬業(yè)績敏感性更強。

高遐、井潤田、萬媛媛（2012）在對2002—2007年滬深兩市上市公司作為樣本進行研究后發(fā)現(xiàn)，在高決策權(quán)環(huán)境下，績效對薪酬的影響更顯著，高管有權(quán)力為其好的績效索取更高的報酬，但企業(yè)也因此可能面臨監(jiān)管的困境。

（方軍雄，2009；陳勝軍等，2015）對高管薪酬粘性進行了分析。方軍雄（2009）發(fā)現(xiàn)，隨著薪酬制度改革的深入，上市公司高管薪酬呈現(xiàn)出顯著的業(yè)績敏感性，但高管的業(yè)績敏感性存在不對稱性，即業(yè)績上升時薪酬增加幅度高于業(yè)績下降時薪酬的減少幅度，即存在粘性特征。陳勝軍、李春玲、張旭（2015）對非金融類上市公司也做了類似研究，得出了相同結(jié)論，并且根據(jù)逐年回歸分析結(jié)果，還發(fā)現(xiàn)高管薪酬粘性隨時間變化呈現(xiàn)不穩(wěn)定特征。

國內(nèi)關(guān)于高管薪酬與企業(yè)績效的研究較多，結(jié)論也較為一致，但是重視企業(yè)長遠發(fā)展并推崇股權(quán)激勵計劃以減少追逐短期利潤，有必要在新的環(huán)境下，對兩者關(guān)系再次進行探尋，以便發(fā)現(xiàn)高管薪酬是否仍然與企業(yè)業(yè)績掛鉤，以及在國家對高管強制降薪背景下，這種薪酬粘性是否仍然存在。

三、理論分析與研究假設

委托代理問題一直受學術(shù)界關(guān)注。信息不對稱引發(fā)的委托代理問題，會導致經(jīng)理人偷懶（亞當·斯密）、投資效率低下（Holmstrom和Weiss，1985；Jensen，1993；辛清泉等，2007）等一系列損害股東財富問題。由于沒有契約能完全做到使得經(jīng)理人與股東利益一致，有效的薪酬機制設計，則成為促使管理者與股東利益趨于一致的僅有選擇，這也是降低委托代理問題的重要手段之一。隨著我國市場化進程逐步提高，經(jīng)理人市場逐步提高，與業(yè)績掛鉤的契約模式，成為評價經(jīng)理人對企業(yè)貢獻的重要標準?；诖?，提出如下假設。

H1： 其他條件不變的情況下，短期看，我國上市公司高管薪酬與公司業(yè)績正相關(guān)。

在經(jīng)理人市場尚不發(fā)達的情況下，高管更換成本較高，即高管職位具有一定的剛性，因此，薪酬水平相應表現(xiàn)為具有剛性，從而導致薪酬粘性。

心理學研究表明，人們傾向于把成功歸因于個人的努力，而把失敗歸因于外界的客觀環(huán)境。在該理論下，當企業(yè)業(yè)績增長時，高管將個人在當年中的努力上報董事會與股東大會，通?？梢耘鷾实玫礁嗟膱蟪旰酮剟睿欢坏┕緲I(yè)績下滑，高管會通過報告成本上升、競爭加劇等外部因素，來闡釋業(yè)績下滑的原因，從而減少業(yè)績下降對薪酬的負面影響。這一心理學范疇的效應，如果確實存在，便能夠部分解釋高管薪酬居高不下，以致不得不采取強制措施的原因?；诖?，提出如下假設。

H2：其他條件不變的情況下，我國上市公司高管薪酬存在粘性特征，即業(yè)績上升時，高管薪酬的邊際增加量大于業(yè)績下降時高管薪酬的邊際減少量。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文樣本為2015年4月30日之前披露的2014年年度報告的全部A股上市公司，剔除了ST、PT和S股。由于變量中需要計算指標增長率，因而剔除了2014年度上市公司，以保證數(shù)據(jù)的可計算性。由于需要計算業(yè)績的對數(shù)值，還剔除了業(yè)績指標為負的企業(yè)，以及數(shù)據(jù)不全的企業(yè)，最終確定共1 870家上市公司。數(shù)據(jù)源自CSMR（國泰安）數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理利用Stata軟件進行處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量。

本文選擇樣本企業(yè)高管薪酬前三名的薪酬總額的對數(shù)值，作為被解釋變量。選用報酬前三名總和是因為這一數(shù)據(jù)具有代表性，由于高管屬于一個團隊整體，如果前三名報酬之和較大，則可視為高管薪酬整體水平不差。因此，企業(yè)間通過前三名報酬進行比較，不影響企業(yè)間高管薪酬水平的相關(guān)性。

2.解釋變量。

本文解釋變量：（1）EBIT的對數(shù)值，作為衡量業(yè)績的指標。由于息稅前利潤是指支付利息以及所得稅之前的利潤，因此利用這一指標，可以剔除負債利息對企業(yè)利潤的影響，真正反映企業(yè)所控制的全部資產(chǎn)的盈利能力。（2）衡量業(yè)績是否相對于上一期有所上升的虛擬變量，當業(yè)績較上一年上升，則取1；反之，則取0。（3）業(yè)績變量與虛擬變量的交乘項，用來分別顯示業(yè)績較上年有所增長的企業(yè)與業(yè)績下降的企業(yè)績效對高管薪酬變動的影響。

3.控制變量。

本文控制變量為影響高管薪酬的主要因素，包括代表公司規(guī)模的總資產(chǎn)對數(shù)值，代表股權(quán)集中程度的第一大股東持股比例，代表董事會結(jié)構(gòu)的董事規(guī)模與總資產(chǎn)對數(shù)之比，以及高管占董事會人數(shù)比例。代表財務風險的資產(chǎn)負債率和代表公司實力強弱的其他特征，如設置虛擬變量控制公司是否發(fā)行B股。具體各變量的含義及計算，見表（1）。

（三）模型構(gòu)建

本文借鑒方軍雄（2009）的做法，在高管薪酬與公司業(yè)績?nèi)?shù)的基礎上，構(gòu)建如下模型，并通過多元回歸對以下模型進行檢驗。

模型一：高管薪酬的業(yè)績敏感性。

由于自變量與因變量都為指標對數(shù)值，因而系數(shù)β1代表高管薪酬業(yè)績的彈性。

模型二：高管薪酬粘性。

設置企業(yè)業(yè)績對數(shù)值與業(yè)績較上年是否有所增長的交乘項，可以區(qū)分業(yè)績增長企業(yè)與業(yè)績下降企業(yè)高管薪酬的業(yè)績敏感性差異。

五、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結(jié)果如表（2）所示。從高管薪酬的絕對數(shù)看，最高與最低薪酬差距較大，表明不同行業(yè)、不同地域，高管薪酬很可能存在較大差異。從業(yè)績的對數(shù)值看，其轉(zhuǎn)化為絕對值后的振幅較大，說明不同行業(yè)、不同企業(yè)的業(yè)績存在相當大的差距。衡量業(yè)績增長與否的虛擬變量D1顯示，其均值為0.6，說明2014年度業(yè)績較上年上升的企業(yè)比下降的企業(yè)多，但數(shù)量上差異不大。高管人數(shù)比從最低的6.67%到最高73.68%，說明不同企業(yè)董事會構(gòu)成差距較大。高管持股比例從整體平均水平看，比例為4.31%，水平非常低。說明大部分企業(yè)仍不偏好與采用股權(quán)作為高管激勵的方式。從持有B股的企業(yè)數(shù)量看，僅有1.82%企業(yè)同時發(fā)行B股。從財務狀況看，整體資產(chǎn)負債率水平適中，但仍存在個別過高或過低的現(xiàn)象。

（二）相關(guān)性分析

表（3）是相關(guān)性分結(jié)果。因變量與各自變量及控制變量顯著相關(guān)。自變量與控制變量中，雖然D1與LnEBIT*D1、LnEBIT與Size兩組變量的相關(guān)系數(shù)大于0.5，但其余主要變量間相關(guān)系數(shù)較低，沒有顯示出很強的相關(guān)性?；谏鲜龀霈F(xiàn)的兩組變量較高的相關(guān)性問題，在穩(wěn)健性檢驗部分，將LnEBIT替換為LnEPS后，相關(guān)系數(shù)出現(xiàn)較大幅度的下降，說明此處的兩組較高相關(guān)性結(jié)果，并不會帶來多重共線性的影響。

（三）回歸結(jié)果分析

本文對2014年度1 870家A股上市公司高管薪酬的有效樣本數(shù)據(jù)，運用上述模型，進行了OLS回歸分析。結(jié)果如表（4）。整體看OLS回歸模型一的解釋程度為30.16%，調(diào)整后為29.9%；模型二的解釋程度為30.37%，調(diào)整后為30.03%，表明模型的擬合優(yōu)度較好。

（1）上市公司高管薪酬業(yè)績敏感性回歸結(jié)果分析。

表（4）敏感性lnsalary（1）列示的是模型一的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，上市公司高管薪酬的業(yè)績彈性為0.205，意味著業(yè)績增長1%，高管薪酬隨之增長0.205%。說明短期看，目前高管薪酬仍然與業(yè)績具有較高的相關(guān)度。其他控制變量都在1%的顯著性水平下，與lnsalary顯著相關(guān)。其中公司規(guī)模、董事會規(guī)模、高管人數(shù)占董事會比例、發(fā)行B股與高管薪酬顯著正相關(guān)，說明公司水平、國際化標準以及高管、董事的規(guī)模等情況越好，高管薪酬越有可能處于較高水平。然而，第一大股東持股比例、資產(chǎn)負債率則與高管薪酬顯著負相關(guān)，說明公司的股權(quán)越集中，財務風險越大，對高管薪酬具有顯著的不利影響。

假設1得到了驗證，短期看上市公司高管薪酬與公司業(yè)績正相關(guān)。

（2）上市公司高管薪酬粘性回歸結(jié)果分析。

研究表明，目前高管薪酬仍然與業(yè)績具有較高的敏感度，說明短期的業(yè)績水平仍然是評價高管工作成效的主要機制。但是高管薪酬在業(yè)績變動時，是否具有一定的粘性——即業(yè)績向不同方向變化時，高管薪酬的邊際變化量是否對稱，還需要進一步通過模型二，進行高管粘性的分析。

表（4）粘性lnsalary（2）列示的是模型二的回歸結(jié)果?？梢钥闯觯兞縇nEBIT與高管薪酬顯著正相關(guān)，而交乘項LnEBIT*D1的系數(shù)顯著為正，說明業(yè)績上升時，高管薪酬增長幅度，顯著高于業(yè)績下降時高管薪酬的降低幅度。對系數(shù)的數(shù)值進行定量分析可以得出，業(yè)績上升時，高管薪酬的上漲幅度是其業(yè)績下降時的薪酬降低幅度的1.17倍[（0.19+0.0315）÷0.19]，體現(xiàn)出高管薪酬具有一定的粘性特征。

假設2得到了印證，即上市公司高管薪酬存在粘性特征。業(yè)績上升時高管薪酬的邊際增加量，大于業(yè)績下降時高管薪酬的邊際減少量。

（四）穩(wěn)健性檢驗

（1）將業(yè)績變量用基本每股收益替代。由于業(yè)績變量有不同的衡量方法，因此本文在穩(wěn)健性檢驗部分，將用原EBIT代表業(yè)績指標更換為基本每股收益（LnEPS）。選擇EPS作為公司業(yè)績的代表，而非市值或股票回報率的原因有：一是我國資本市場尚不完善，投機勝過理智投資，因而市值無法客觀衡量企業(yè)的業(yè)績水平。二是凈利潤仍然是衡量企業(yè)業(yè)績的重要參考指標，雖然存在一定的盈余管理，但報表經(jīng)審計，在所有重大方面仍然是客觀的，因此，可以將絕對的凈利潤指標除以當期普通股加權(quán)平均數(shù)得到EPS，作為業(yè)績衡量標準。利用Pearson相關(guān)性檢驗得到LnEBIT與LnEPS兩者相關(guān)系數(shù)為0.602 7。并且從解釋變量與控制變量間的相關(guān)性看，穩(wěn)健型檢驗報告的相關(guān)性系數(shù)相對更低，基本可以排除多重共線性的影響。

從回歸結(jié)果看，在更換替代變量為LnEPS后，高管薪酬與業(yè)績?nèi)匀伙@著正相關(guān)，并且業(yè)績上升時高管薪酬的變動幅度高于業(yè)績下降時高管薪酬的變動幅度。以上分析表明，本文的模型關(guān)于關(guān)鍵指標的結(jié)論是穩(wěn)健的。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果見表（5）。

（2）添加高管持股比例作為控制變量。從表（5）后兩列結(jié)果看，加入高管持股比例作為控制變量，并未對結(jié)果造成實質(zhì)性影響。但由于高管持股比例與高管薪酬正相關(guān)但不顯著，表明在逐步推行股權(quán)激勵機制時期，高管持股比例并未對高管薪酬造成顯著影響，說明股權(quán)激勵機制效用的發(fā)揮較為微弱，這一發(fā)現(xiàn)更好地為本文高管薪酬仍然與業(yè)績掛鉤的結(jié)論提供佐證。

六、結(jié)論與建議

研究表明，上市公司高管薪酬短期看，仍然與業(yè)績掛鉤，并隨業(yè)績的增長而增長，呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。然而業(yè)績變化的方向，對高管薪酬改變幅度的影響卻是不同。業(yè)績增長對高管薪酬的影響更為明顯，表現(xiàn)在業(yè)績增長時高管薪酬的邊際增長量，高于業(yè)績下降時高管薪酬的邊際減少量，即高管薪酬體現(xiàn)粘性特征。

從側(cè)面表明，當企業(yè)表現(xiàn)不佳時，高管并不愿意通過給自己降薪來承擔過多責任，我國推行高管強制降薪措施，顯得尤為必要。通過制度抵消高管薪酬粘性帶來的不對稱性，將權(quán)力更多地放在制度框架內(nèi)進行約束，改善天價薪酬。

在添加了高管持股比例變量后的結(jié)果顯示，高管持股比例與高管薪酬不顯著相關(guān)。說明《上市公司股權(quán)激勵管理辦法（實行）》實施至今，上市公司高管持股比例平均水平仍然較低，且對高管貨幣性薪酬并無顯著影響。因此，可以看出，我國股權(quán)激勵計劃實行并未顯示出明顯效果。

由于高管薪酬相對于業(yè)績的變化可能存在一定的滯后性，本文受篇幅局限，僅研究其當期業(yè)績變化對薪酬的影響。因此，為研究高管薪酬在長期隨業(yè)績變化的影響，需要增加數(shù)據(jù)時間跨度，進行跨期分析。本文也沒有分行業(yè)及企業(yè)性質(zhì)進行細致分析。由于中央企業(yè)、國有企業(yè)在薪酬制度和安排上具有一定的特殊性，因此，高管薪酬的粘性特征表現(xiàn)也不同。為提高研究結(jié)論與實際情況的吻合度，需要進一步分行業(yè)、企業(yè)性質(zhì)以及其他因素（如企業(yè)資本結(jié)構(gòu)方面）進行深入研究。本文僅研究了業(yè)績對高管薪酬的影響，事實上高管薪酬作為對高管工作的評價和回報，其增加或減少會影響高管對于工作的努力程度，影響企業(yè)的代理成本，因而反過來對業(yè)績也會產(chǎn)生影響。因此，從長期來看，研究高管薪酬對業(yè)績的跨期影響甚至交互影響，對于透徹分析兩者的關(guān)系，具有深遠意義。

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