(山西大學經(jīng)濟與管理學院，山西 太原 030006)

高管薪酬與公司績效
——以房地產(chǎn)行業(yè)為例的實證分析

王倩劉慧

(山西大學經(jīng)濟與管理學院，山西 太原 030006)

高管薪酬與公司績效近年來受到了學術界的廣泛關注。本文選取了 2013-2015年符合一定條件的房地產(chǎn)公司作為研究范本，控制了董事會獨立性、公司規(guī)模、股權集中度等因素之后，對高管薪酬與公司績效之間的聯(lián)系進行分析。研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬與公司績效之間存在顯著的正相關關系和回歸關系。

高管薪酬；公司績效；SPSS；相關性分析；回歸分析

1.引言

合理的薪酬制度可以激勵員工，提高員工的工作積極性、創(chuàng)造性和滿意度，進而提高公司的經(jīng)濟效益，也可以幫助企業(yè)吸納更多優(yōu)秀人才，在日益激烈的人力資源競爭中獲得競爭優(yōu)勢。且上市公司高管對企業(yè)經(jīng)營發(fā)展至關重要，故研究房地產(chǎn)業(yè)上市公司高管薪酬與公司績效的關系，有利于建設更為科學合理的高管薪酬激勵機制，促進高管薪酬最大化提升企業(yè)績效的實現(xiàn)，更好地推動房地產(chǎn)上市公司持續(xù)健康發(fā)展。

2.研究對象

我國學者們對高管薪酬和公司業(yè)績的關系進行了大量的實證檢驗，但由于信息披露不完全、采用不同實證方法等多方面原因，學者們的結(jié)論并未趨于一致。魏剛(2000)通過滬深兩市共816家A股上市公司1998年的年報數(shù)據(jù)考察了高級管理層激勵與上市公司經(jīng)營績效之間的關系，結(jié)果表明上市公司高級管理層人員獲得報酬和持股數(shù)量與公司的經(jīng)營績效不存在顯著的正相關關系；此外，李增泉(2000)、王北星等( 2007) 、葛玉輝和劉哲( 2011 )等也得出類似的結(jié)論。然而，劉國亮、王加勝(2000)分析了1999年滬深兩市上市公司年報卻得出了經(jīng)理報酬受高管人員持股水平和公司績效影響比較顯著，此外，杜興強和王麗華( 2007 ) 、夏寧(2011)等人的研究也表明高管薪酬與公司績效顯著正相關。

本文選取了房地產(chǎn)行業(yè)作為研究對象，對符合相應條件的房地產(chǎn)業(yè)上市公司的高管薪酬與公司績效之間的聯(lián)系進行實證研究。采用樣本描述性統(tǒng)計方法總體考察了房地產(chǎn)業(yè)上市公司的高管薪酬現(xiàn)狀與公司績效水平，再通過假設檢驗和構建模型，運用線性回歸的分析方法對高管薪酬與公司績效的聯(lián)系進行實證分析。

3.數(shù)據(jù)來源與變量選擇

3.1數(shù)據(jù)來源

本文的樣本數(shù)據(jù)取自國泰安數(shù)據(jù)庫與銳思數(shù)據(jù)庫，剔除*ST上市公司、數(shù)據(jù)缺失或有重大變異的公司、同時發(fā)行B股的公司最終得到58家房地產(chǎn)上市公司2013-2015年間高管薪酬與企業(yè)績效等變量作為樣本數(shù)據(jù)。

3.2變量選擇

考慮到資料獲取的限制和管理者薪酬的可比性，本文選取前三名高層管理人員年度報酬總額作為因變量，即董事長、總經(jīng)理、副總經(jīng)理、財務總監(jiān)、董秘等年度薪金最高的前三名的年度報酬總額，包括工資、津貼、獎金、福利等。

本文以凈資產(chǎn)收益率(ROE)衡量公司績效，凈資產(chǎn)收益率是公司凈利潤與股東權益的比值，可以較全面地反映公司的綜合盈利能力。同時，為了更加準確地評估高管薪酬與公司績效的關系，本文設置了企業(yè)規(guī)模、股權集中度和董事會的獨立性等控制變量。

表1 變量及其定義表

4.研究假設及模型構建

4.1研究假設

由委托代理理論可知，高管是代理人，是公司的經(jīng)營者，股東是委托人，是公司的所有者。但是在這種委托代理的關系中，往往存在著矛盾。由于雙方的的效用函數(shù)并不一樣，委托人追求的是更好的經(jīng)濟效益，更大的財富，而代理人更多的關注自己的薪酬、名譽和閑暇時間等，這必然導致代理人和委托人之間產(chǎn)生利益沖突。如果缺乏科學合理有效的機制，代理人的行為很可能會損害委托人的利益。

簡單來說，如果高管薪酬是固定的，那么他們更可能選擇規(guī)避風險，更傾向于選擇低風險項目。另風險與收益是對等的，低風險項目難以為公司帶來高收益，這影響了股東的利益，會激發(fā)高管與股東之間的矛盾。因此很多上市公司選擇將高管薪酬與公司中長期績效掛鉤，以此激勵高管人員做出既利于股東又利于自己的決策。因此，基于以上分析，本文假設我國房地產(chǎn)業(yè)上市公司的高管薪酬與公司績效之間存在顯著的正相關關系。

假設1：房地產(chǎn)業(yè)上市公司高管薪酬與凈資產(chǎn)收益率存在顯著的正相關關系。

假設2：房地產(chǎn)業(yè)上市公司高管薪酬與企業(yè)規(guī)模存在顯著的正相關關系。

假設3：房地產(chǎn)業(yè)上市公司高管薪酬與股權集中度存在顯著的正相關關系。

假設4：房地產(chǎn)業(yè)上市公司高管薪酬與董事會獨立性存在顯著的正相關關系。

4.2模型構建

我們采用多元線性回歸分析方法考察我國房地產(chǎn)業(yè)上市公司高管薪酬與公司績效之間的聯(lián)系?；谝陨霞僭O及表1構建的多元線性回歸模型如下：

PAY=β0+β1ROE+β2X1+β3X2+β4X3+μ

其中，μ為隨機項，β0為常數(shù)項，β1、β2、β3、β4分別為相應解釋變量的回歸參數(shù)。

5.實證分析

5.1描述統(tǒng)計結(jié)果分析

表2可得，樣本量為174，高管薪酬的均值為297.27萬元，極大值為1687.36萬元，極小值為23.31萬元，可以看出差距還是很大的。代表公司績效的凈資產(chǎn)收益率均值為5.84，極大值為29.60，極小值為-50.65。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

5.2 變量的相關性分析

我們采用了Pearson 相關性分析方法來檢驗變量間是否存在嚴重的共線性。若Pearson簡單相關系數(shù)的絕對值越接近 1表明相關性越強，表明變量有可能存在嚴重的共線性；反之，若Pearson簡單相關系數(shù)越接近于0則表明相關度越弱，一般視為不存在嚴重相關性。對各變量做相關性分析，分析結(jié)果如表3所示：

表3 相關性分析結(jié)果

通過變量之間的相關性檢驗，可以看出高管薪酬與公司績效指標凈資產(chǎn)收益率存在較強的正相關關系，說明提高公司績效促進提高高管薪酬；與公司規(guī)模存在顯著正相關關系，說明公司規(guī)模越大相應的高管薪酬也就越高；與股權集中度存在輕微的負相關關系和董事會獨立性存在正相關關系。

相關性分析結(jié)果表明，變量之間的相關系數(shù)的絕對值較小，可以認為各變量之間不存在顯著的共線性，所以，可以將變量都引入回歸模型中。

5.3 線性回歸結(jié)果及分析

基于以上分析，我們將對模型進行線性回歸分析。

表4 模型匯總結(jié)果

擬合優(yōu)度指的是回歸直線對觀測值的擬合程度，可決系數(shù)R2是用來度量擬合優(yōu)度的好壞的統(tǒng)計量。可決系數(shù)R2越接近1表明模型對數(shù)據(jù)的擬合程度越高，解釋變量對被解釋變量的解釋能力越強。我們往往希望所建模R2越大越好，但在實際應用中有時為了全面考慮模型的適用性和實際意義，可以適當?shù)亟档蛯蓻Q系數(shù)的要求。從表4可以看出，回歸的可決系數(shù)和調(diào)整的可決系數(shù)分別為0.380和0.365，可見模型的擬合優(yōu)度比較理想。

表5 模型1的總體顯著性檢驗結(jié)果

從表5可知，F(xiàn)統(tǒng)計量為25.845，對應的p值為0，故拒絕模型整體不顯著的原假設，模型總體是顯著的。

回歸系數(shù)的顯著性檢驗，表6所示：

表6 回歸系數(shù)的顯著性檢驗結(jié)果

由表6可知，凈資產(chǎn)收益率的系數(shù)為正，t值為3.646，p=0.000，通過了0.01的顯著性檢驗；企業(yè)規(guī)模的系數(shù)為正，t值為8.418，對應的p值為0.000，通過了0.01的顯著性檢驗。說明凈資產(chǎn)收益率、企業(yè)規(guī)模與高管薪酬存在顯著的正相關關系，說明假設一、假設二是成立的。股權集中度的系數(shù)為負，對應的p值為0.583，沒有通過顯著性檢驗，即假設三不成立。董事會獨立性p值過高，未通過顯著性檢驗，說明假設四不成立。

6.研究結(jié)論

對房地產(chǎn)業(yè)上市公司的高管薪酬與企業(yè)績效之間的關系進行實證研究結(jié)果表明：以凈資產(chǎn)收益率為衡量標準的企業(yè)績效對高管薪酬有顯著的正向影響，即表明公司績效的提高促進了高管薪酬的提高。此外，回歸模型表明企業(yè)規(guī)模對高管薪酬有顯著的正向影響，而股權集中度與董事會獨立性對高管薪酬的影響較小。因此，在建立高管薪酬體系的過程中可多加考慮相關的因素，完善薪酬機制。

但由于各個變量有多重選擇方式，所以可能由于變量的選擇的局限性而導致結(jié)論不完整；另外本文研究未加入同時發(fā)行B股的公司數(shù)據(jù)，所以有可能會對研究結(jié)果的準確度造成影響。

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