石玉鑫

高管在公司治理中發(fā)揮著舉重若輕的作用，企業(yè)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(yè)的立場，積極主動地為企業(yè)創(chuàng)造新的價值，維護企業(yè)的利益，從而提升企業(yè)運行效率與公司盈利能力，這對公司的發(fā)展具有重大意義。此外，股權(quán)制衡大小影響著股東在公司權(quán)力的大小，制衡度不同，股東對于企業(yè)決策的影響力不同，在探究薪酬激勵與企業(yè)績效的關(guān)系時，勢必不能忽視股權(quán)制衡度在其中發(fā)揮的作用，所以研究股權(quán)制衡的調(diào)節(jié)效應具有現(xiàn)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(quán)類和債務類。Smith和Watts（1982）認為薪酬產(chǎn)生的形式可以是工資類也可以由限制性股票與期權(quán)產(chǎn)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(yè)會以支付養(yǎng)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(nèi)在形式與貨幣表現(xiàn)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(yè)績的影響。盛明泉（2016）研究發(fā)現(xiàn)高管薪酬與企業(yè)業(yè)績存在正相關(guān)關(guān)系，較高薪酬能敦促管理者站在企業(yè)立場，更加積極主動地工作，證實了最優(yōu)薪酬契約理論。張燕紅（2016）通過分析樣本數(shù)據(jù)，得出高管薪酬確實對企業(yè)業(yè)績有一定的促進作用，但回歸系數(shù)小，擬合優(yōu)度低，不能構(gòu)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(yè)績效并無顯著的關(guān)系。相關(guān)的研究并未得出一致的結(jié)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(guān)，即給予高管越多的薪酬，公司的業(yè)績也會相應提高。

對于股權(quán)制衡的研究理論主要有“壕溝效應”與“利益協(xié)同效應”。“壕溝效應”指股東股權(quán)小，制衡不足，那么控股股東擁有越多股權(quán)，越容易謀私，侵害中小股東權(quán)益，而“利益協(xié)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(jīng)過數(shù)據(jù)分析后發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡能削弱高管薪酬對公司業(yè)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?；魰云迹?019）在研究薪酬差距與企業(yè)績效時發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡在其中也起到了負向作用，并且在非國有企業(yè)效果更加明顯，她認為制衡度高越容易出現(xiàn)股東利益相爭的問題，危害企業(yè)價值。所以本文提出假設H2：在其他條件不變的情況下，股權(quán)制衡度對高管薪酬激勵與公司績效之間的關(guān)系有負向調(diào)節(jié)作用，即公司股權(quán)制衡程度越大，對薪酬激勵對企業(yè)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(nèi)外市場體制的不同，結(jié)合國內(nèi)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(yè)績。

2.自變量。高管薪酬激勵（LNPAY）主要分為兩種表現(xiàn)形式：一種是得到肯定或達成相應目標，高管會獲得內(nèi)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(zhì)層面激勵高管，提升他們的積極性。由于內(nèi)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(shù)進行研究。

3.調(diào)節(jié)變量。股權(quán)制衡度（CR）體現(xiàn)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(quán)集中度（ECD5），不同學者選取的股東人數(shù)不同，本文以前五大股東持股比例來代表集中程度。企業(yè)規(guī)模（SIZE）的衡量指標有員工人數(shù)、產(chǎn)量大小等，本文以企業(yè)期末資產(chǎn)自然對數(shù)來衡量。資本結(jié)構(gòu)（LEV）反映企業(yè)償債能力，以資產(chǎn)負債率反映。營運能力（CLR）是評價企業(yè)正常運轉(zhuǎn)能力的指標，本文以企業(yè)主營業(yè)務收入/平均流動資產(chǎn)來進行研究。公司成長性（NEG）在于分析企業(yè)發(fā)展狀況，本文以企業(yè)營業(yè)收入增長率衡量。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

文章通過國泰安數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)整理時剔除了PT、ST、金融行業(yè)以及缺失數(shù)據(jù)的企業(yè)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(jié)合前文理論分析中提出的假設，文章構(gòu)建回歸模型如下：

模型一：

模型二：

三、實證結(jié)果及分析

（一）描述性分析

由表1可知，總體上看，企業(yè)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(xiàn)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(shù)，實際薪酬要更高;股權(quán)制衡度（CR）最大值2.7，最小值0.03，各個公司股東權(quán)利制衡程度懸殊。另外，對于控制變量，股權(quán)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(yè)股權(quán)集中程度大不相同;上市企業(yè)的規(guī)模（SIZE）大多集中在22左右，分布集中，說明公司總資產(chǎn)數(shù)大致相同;資本結(jié)構(gòu)（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(jīng)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(yè)發(fā)展速度緩慢，分布比較不均勻。

（二）相關(guān)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(guān)系數(shù)為0.295，在較大程度上正相關(guān)，初步驗證了假設一，控制變量與因變量也存在明顯的相關(guān)性，且除了資產(chǎn)負債率顯著為負相關(guān)，其他都為正相關(guān)，符合經(jīng)濟實際，說明本文控制變量選取的合理性，它們都能對企業(yè)績效產(chǎn)生一定影響。另外控制變量之間相關(guān)度均在0.5以下，大多為中低程度相關(guān)，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(yè)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(jié)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(yōu)度為0.571，表明模型一能解釋57.1%的因變量的變化，擬合優(yōu)度較好。

從多元回歸的結(jié)果來看，高管薪酬激勵強度（LNPAY）對每股收益（EPS）的β系數(shù)為0.081，在0.01水平下顯著正相關(guān)，即前三名高管薪酬總額對數(shù)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(yè)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(fā)展提供了保障，加強了高管與企業(yè)相關(guān)利益的密切程度，一旦公司的經(jīng)營狀況與自身利益切身相關(guān)，就會促使高管站在企業(yè)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(yè)更為有利的決策，從而提高企業(yè)營業(yè)利潤，增加企業(yè)價值。以上回歸結(jié)果驗證了假設H1的正確。

2.調(diào)節(jié)效應回歸分析。通過Huasman檢驗，結(jié)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(yōu)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(quán)制衡度（CR）的相乘項系數(shù)為-0.035，在0.05水平上顯著，說明股權(quán)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(quán)制衡度強，各個股東對公司的控制力相近，會容易出現(xiàn)爭奪利益的現(xiàn)象，對于公司股份的爭搶，弱化了企業(yè)的利益，使股東執(zhí)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(yè)有利的決策，導致內(nèi)部治理紊亂，從而危害企業(yè)利益。此外，模型二中，高管薪酬激勵強度（LNPAY）的影響系數(shù)為0.084，依舊顯著相關(guān)，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(quán)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(quán)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(quán)制衡度的削弱作用，假設H2正確。

3.穩(wěn)健性檢驗。為了回歸的準確性，本文隨后選取以凈資產(chǎn)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(jié)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(yōu)度為0.39，整體上解釋力較強，高管薪酬激勵的β系數(shù)為0.018，在0.01水平上顯著，進一步說明了薪酬激勵對企業(yè)績效的正向影響。加入交互項后，模型二的擬合優(yōu)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(quán)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(jié)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(quán)制衡度的交互項，探究股權(quán)制衡度在二者之間的調(diào)節(jié)作用。通過回歸分析我們可以得出結(jié)論：

股權(quán)制衡度在高管薪酬激勵與企業(yè)績效關(guān)系中有負向調(diào)節(jié)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(shù)據(jù)可以看出，各個企業(yè)股權(quán)分布情況有較大差異，集中度大不相同。對于股權(quán)較為集中的企業(yè)來說，擁有較多股份的股東權(quán)力大，話語權(quán)高，自身的利益來源于公司的經(jīng)營成果，對于高管做出的有利于企業(yè)、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(yè)正常有效運行，產(chǎn)生更多的經(jīng)濟效益。相反，對于權(quán)力較為平衡的企業(yè)，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(yè)的利益，并且自身權(quán)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(yè)應該根據(jù)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(yè)績效的增加，但也不能忽視股權(quán)制衡度在其中的消極作用，企業(yè)需要進行科學合理的安排，全面權(quán)衡公司情況，由此才能充分發(fā)揮薪酬激勵的作用。

作者單位：江南大學商學院