管理层激励、企业发展潜力与财务风险——基于A股上市公司的面板数据分析

高 雷 戴 勇

(1.南京审计学院金融学院,江苏南京211815;2.南京财经大学金融学院,江苏南京210046)

一、引言

世界各国的研究都表明,代理人和委托人的利益冲突所导致的代理成本是巨大的[1],而合理有效的管理层激励(薪酬合约、持股计划)体制可以降低代理成本,提升企业发展潜力,降低财务风险[2]。很多企业的失败并非业绩不好,而主要是因为对财务风险的把握和控制力度不够,对此管理层激励体制是一个不可或缺的重要因素。因此,本文认为有必要研究管理层激励体制、企业发展潜力和财务风险三者之间的关系。

近年来国内外学者大多是从一个角度出发,或分析其中二者之间的关系,却没有将管理层激励体制、企业发展潜力和财务风险建立三方关联来研究。Jensen和M urphy认为管理层激励的变化与公司经营绩效和股东财富变化联系紧密[1]。Lewellen和Huntsman研究了财富100强中的50家公司,推断出管理层激励至少同企业销售收入一样重要[3]。高雷和宋顺林研究发现我国上司公司的管理层激励和企业业绩显著正相关[4][5]。于富生和张敏指出,管理层激励不仅与企业绩效正相关,还与企业财务风险负相关[6]。目前,国内外对企业财务风险的研究主要集中在企业财务风险的识别和度量上。Ohlson选用美国的105家破产公司和2 058家非破产公司为样本,研究发现公司规模、资本结构、业绩和当前变现能力显著影响公司破产概率[7]。章之旺和吴世农探讨了基于公司财务特征、公司治理和股权结构等多维视角的财务风险影响因素[8]。另外,现有文献对管理层激励与企业财务风险之间的关系有不同的看法,如Jin发现管理层激励与财务风险显著负相关[9],Kap lan和Stromberg认为管理层激励与财务风险显著正相关[10],而Conyon和M urphy认为两者之间无显著关系[11]。

本文以我国A股2005～2008年(非金融类)公司为研究对象,实证研究管理层激励体制、企业发展潜力和财务风险之间的关系,目的是找出更可靠、更有力的经验证据,为相关部门提供通过改善管理层激励体制来提高企业发展潜力并降低财务风险的政策建议。

二、理论假设

根据现代公司财务理论,信息不对称和激励不足是代理冲突的根源。为了对代理人实施必要的监督和激励,一条重要途径是借助公司内部治理机制如管理层激励[2]。在我国,管理层激励一直是被忽视的问题,近年来才有所改观。合理的激励体制能协同管理层和股东之间利益,降低代理成本,促使管理层尽力提高企业价值。因此,本文提出假设1：

H1：上市公司的管理层激励与企业发展潜力正相关,良好的管理层激励能提升企业发展潜力。

公司规模会对管理层激励机制和企业财务风险之间的关系有影响。企业规模越大,企业管理层薪酬应该越高,股权分配应该越多。而且从责任与薪酬和股权对等的原则来看,公司资产规模越大,管理层承担的社会责任与股东权益受托的责任便越大,管理层的薪酬和股权相应地也该越多。Baker Jensen和M urphy研究得出,管理层激励对企业规模的弹性一般处于0.25～0.35之间,即规模大于10%的公司将多给予其高管约3%的回报[12]。另外,规模大的企业可能率先采用西方的有效的激励机制,其激励风险联系更强。因此,本文提出假设2：

H2：管理层激励与财务风险负相关,且此负相关关系受企业规模的影响。

企业的发展潜力是指企业可预期的价值生产能力,是企业在市场空间中的内在发展趋势。它存在于企业持续改进和发展的经营活动中,而这离不开管理层理性决策和风险控制。本文中,企业的发展潜力主要由企业的绩效体现以及衡量企业潜在能力的TobinQ值来体现。企业在提高自身发展潜力的同时,必须要设法降低企业的财务风险。因此,本文提出假设3：

H3：企业发展潜力和财务风险负相关,发展潜力越大,企业控制风险的能力越强。

三、样本来源与变量定义

本文以A股上市公司2005～2008年非金融类、非ST公司的面板数据为研究样本。数据来源于w ind金融数据库。为了保证研究的有效性,我们剔除了异常值和缺失值,得到有效样本2 996个。全部数据处理及模型回归由STA TA软件处理完成。

衡量企业财务风险的变量是本文实证模型的因变量之一。衡量企业财务风险的方法目前主要分为以市场数据为基础和以会计数据为基础。以市场数据为基础衡量企业风险的方法适用于西方国家,却不适合我国的上市公司,这主要是因为我国的证券市场还不完善,投资者具有强烈的投机倾向,致使股票收益的波动并不能很好地反映企业的财务风险。虽然会计数据也会有很大的影响,例如存在盈余管理等因素,但是相对而言,在我国它比用资本市场数据衡量企业风险更合理一些。因此,本文选用会计数据来计算财务风险,另外本文还选取了能直接考察企业财务风险指标利息保障倍数,又称已付利息倍数。其余各变量定义见表1。

四、实证分析

(一)变量的相关性分析

本文首先对所涉及的变量进行描述性统计,为节省篇幅,描述性统计结果略。在建立模型之前,本文对假设1和假设3所涉及的全部变量进行了相关性分析,结果发现各变量间相关性不强,并进一步利用方差膨胀因子(V IF)对变量进行了多重共线性的诊断,发现各变量的V IF值最大为3.201,远小于10,因此回归模型中的自变量间不存在多重共线性问题。本文先用薪酬来衡量管理层激励与企业发展潜力以及企业财务风险之间的关系,然后再用管理层持股比例做进一步的分析。研究发现,企业的规模会影响到公司管理层对企业财务风险的影响。所以,本文先在企业规模不等的情况下对Z值进行均值分析,再将上市公司按规模的大小进行划分,对假设2进行相关性检验。

表1 变量定义

首先,本文将企业规模以30 000万股为界分为中小型和大型企业。为了比较两种规模下衡量企业财务风险的Z值异同,我们对它们的Z值进行分组描述性统计以及均值差异的 T值检验,结果见表2和表3。

表2 Z值分组描述性统计

表3 组间Z值均值差异(T值检验)

从表2中两组样本的Z值的描述性统计分析来看,企业规模不超过30 000万股的公司的Z值均值是4.306,较高于规模相对大的Z值均值3.856。这说明规模相对大的公司财务风险要普遍高于规模相对小的企业。而表3的均值差异的分析进一步表明规模不等的企业Z值之间有显著差异,并且规模较大的企业Z值较低。

不同规模的上市公司的财务风险和高管薪酬之间的相关性见表4。从表4的结果中,我们能得出初步结论：总体而言,高管薪酬与企业财务风险Z值显著正相关,即高管薪酬越高,企业财务风险Z值越高,财务风险越低。进一步研究表明,对于不同规模的上市公司来说,它们的企业财务风险和高管薪酬之间的情况不尽相同。当总股数少于3亿股时,二者的相关程度比较低,达到0.142,并具有显著的正相关性。当股数大于3亿股时,二者的相关系数较之前面的大了一点,也达到了0.176,并且也是显著的正相关关系。这说明了对于中小型和大型的公司来说,需要建立比较好的管理层激励机制,增加高管的薪酬将有利于公司企业价值的增进与改善公司的财务状况,能够有效地避免财务风险。

表4 Spearman相关性检验结果

(二)多元线性回归模型分析

本文首先建立模型(1)～(4)来考察管理层薪酬与企业发展潜力之间的关系。本文选取管理层的薪酬总额作为回归模型的因变量。根据Hausman检验的结果本文采用固定效应模型。

其中β0为常数,βi(i=1,2,……)为回归系数,year为年度控制变量,ε为扰动项。

为考察管理层薪酬与企业财务风险之间的关系,我们考虑到不同的管理层人员薪酬可能对财务风险有不同的影响,分别利用各个级别的高管来考察它们之间的关系,故设模型(5)～(7)来分析：

在上述模型的基础上,为了考察企业财务风险与企业发展潜力的关系,本文利用了A ltman的Z值计分法作为模型的因变量,模型构造如下：

企业发展潜力与财务风险有一定的影响,企业发展潜力也在一定程度上受到管理层薪酬的影响。所以,我们在研究管理层薪酬和企业发展潜力以及财务风险三者之间的关系时,把企业财务风险为内生变量,采用工具变量法来处理模型内生性问题,故设模型(12)～(15)：

上述模型中,Z为内生变量,在进行第一阶段回归时,将Z作为因变量,影响Z的因素作为自变量进行回归。然后,以ln(total)为因变量,以第一阶段回归得到的Z的拟合值代替Z纳入到总体回归模型中进行第二阶段的回归。

(三)实证结果分析

企业管理层薪酬与企业发展潜力的回归结果见表5。本文采用模型(1)～(4),以企业的管理层薪酬为因变量,分别就衡量企业发展潜力的各项指标进行了回归分析。结果发现,企业管理层薪酬均与各指标正相关,企业总资产收益率增加1%,企业发放的薪酬就会增加0.9%,企业上一年总资产收益率如果增加1%,也会使企业今年的薪酬发放增加0.5%。并且均通过了显著性检验。符合假设H1。模型(1)结果还显示了管理层薪酬与企业成长性(Grow)负相关,说明在企业规模报酬递增阶段,企业管理层薪酬应该与企业成长性呈正相关,企业到了规模报酬递减的阶段后,管理层的薪酬与企业的成长性就会呈现本文所得出的负相关关系。企业的老化或未实施改革措施也会降低管理层的薪酬。管理层薪酬与企业年龄(Age)正相关,说明随着企业的发展,企业治理经验的增加,与管理层薪酬显著正相关向。管理层薪酬与企业规模正相关,企业规模越大,企业价值表现的就越明显,企业管理层相应的薪酬也会得到提高,结果符合假设1。管理层薪酬与第一大股东的变更正相关,管理层的变更实现公司及时的改革,促使企业价值的提高,相应的也会提高公司的管理层薪酬。模型(3)、(4)各变量也相应的支持前面的分析,并且体现了管理层薪酬与受政府保护的企业负相关关系,国家控股的上市公司的管理层缺乏有效的监督和激励,代理问题严重,公司治理水平较低,企业绩效难以提高,管理层的薪酬相应也会降低。上述模型基本支持了假设1。

表5 管理层薪酬与企业发展潜力的回归结果

为了验证本文的假设,我们首先将管理层的薪酬设计了3个因变量,分别先总体考察他们与企业财务风险的关系,然后将上市公司分为不同的规模对公司财务风险和管理层薪酬之间的关系分别进行回归,多元回归结果见表6和表7。

表6的分析结果表明管理层薪酬、董事薪酬以及高管薪酬都与衡量企业财务风险的指标均呈显著的正相关,即企业财务风险的Z值越高,企业越不可能发生财务风险,薪酬也会越高,支持假设2,而且还发现高管薪酬与X2负相关,而管理层薪酬总额以及董事薪酬与X2正相关,说明企业财务风险值对高管薪酬的影响没有对管理层薪酬和董事薪酬的影响大。薪酬与企业的资产负债率也显著正相关,企业的现金流越多,企业现金流的流向越广,企业价值越可以通过多途径得以提高,薪酬也会相应的上升。管理层薪酬与其他变量的实证结果基本支持表5的结论,其中与受政府保护的企业变量没有通过显著性检验,说明在本文的研究中,企业是否受到保护与管理层薪酬变量在这情形下没有显著的关系。与第一大股东是否变更也没有通过显著性检验,所以设计管理层激励体制时可以不考虑这些因素所起的作用。

表6 企业财务风险与管理层薪酬回归结果

表7 不同公司规模企业财务风险与高管薪酬相关关系的回归结果

表7的结果表明企业财务风险与管理层薪酬之间的关系通过了1%显著性水平的检验,在规模上大于30 000万股企业的财务风险和管理层薪酬之间的弹性要比规模相对小的企业小,这说明小型企业公司高管薪酬对企业财务风险的影响要比规模较大的公司大,这也较符合事实。在实际中,中小企业的管理层都会对风险采取过早的防范措施,以免面临因财务风险而被解职的危险。表7将上市公司的规模以30 000万股为界分别对其予以分析,对于中小企业规模的管理层薪酬来说,它们与衡量企业财务风险的指标基本是正相关关系,但反映企业盈利能力的X3指标以及反映公司成长性的Grow指标和是否受政府保护的 Turnover变量没有通过显著性检验,说明该指标和薪酬在中小规模企业中没有显著性的关系。企业第一大股东是否变更也没有显著影响到管理层的薪酬。对于大规模企业的模型来说,衡量企业累积获利能力的X2却没有通过显著性检验,但企业第一大股东是否变更却显著影响着管理层薪酬,说明对于大规模企业来说,应该适应时代的需求,改革创新,提升企业价值。该分析结果基本支持假设2。

企业财务风险与企业发展潜力的回归结果见表8。对模型(8)而言,衡量企业风险的Z值和企业发展潜力的指标大部分显著正相关,企业当年总资产收益率增加1%,企业的财务风险的Z值就会增加0.106%。企业当年和前一年的总资产收益率的差异增加1%,企业的Z值会降低0.016%。企业财务风险Z值也与企业年龄显著正相关,企业多成长一年,其Z值会增加0.198%。企业的成长会增加企业预防财务风险的经验,所以Z值偏高。企业发展潜力越大,企业的财务风险控制的越好,相应企业发生财务危机的可能性越低。企业的资产负债率增加1%,企业的风险Z值就会减少0.03%。企业的资产负债率越高,财务风险越大,企业有可能因为缺乏合理的公司治理而导致高负债和财务风险,第一大股东的变更也显著影响着企业的财务风险,当第一大股东变更时,企业财务风险的Z值会增加0.221%。从而能够说明在这种情况下可以有效遏制一人独大的情况。上述分析也基本符合假设3。模型(9)从衡量企业价值的另外角度证实模型(8)的结果。模型(10)和模型(11)从公司股票每股基本收益的角度验证它们之间的实证关系,其中模型(10)结果显示出企业财务风险Z值与企业上一年的股票基本收益正相关,上年股票收益增加1元,企业财务风险Z值增加0.035%。企业规模增加1%,企业的财务风险的Z值减少0.652%。也一定程度上说明企业规模的成长伴随着企业财务风险的增加。模型(11)结果显示企业财务风险的Z值与企业当年与上一年的股票基本收益的差异成负相关,差异增加1%,企业财务风险的Z值就会增加0.751%。

表8 财务风险和企业发展潜力的回归结果(因变量：Z)

为了对管理层薪酬和企业财务风险以及企业发展潜力的相关性进行研究,本文设计了模型(12)～(15),回归结果见表9。考虑到内生性问题,本文运用面板数据的工具变量法,采用随机效应模型的Baltagi-Cheng方法。由表9可知,管理层薪酬与企业财务风险负相关,即企业面临的风险越小,管理层薪酬相应越高,进一步证明假设2,管理层薪酬与企业价值也显著正相关,说明企业价值越大,企业获利越多,管理层薪酬越高,也基本验证了假设1。

表9 薪酬、发展潜力与风险研究(因变量：ln(total))

(四)稳健性检验

为了保证研究结果的可靠性,本文进行了稳健性检验。我们将衡量企业财务风险的Z值取平均值,大于该平均值的企业取1,反之为0,将模型(8)～(11)的因变量重新设定为哑变量,面板数据采用固定效应(Hausman检验),并且用二元Logitic模型进行了回归,结果发现基本支持原有模型的回归结果。另外,本文还将企业财务风险指标换为年末资产负债率,重新进行了一系列的相关性分析和实证检验,发现得出的结论与前面的结论也基本保持一致。年末资产负债率和管理层薪酬之间的相关系数为0.159,显著性水平为5%,拒绝了系数为零的原假设。因此,本文的研究结果是可靠的。

五、研究结论与政策建议

本文在A ltman的Z-Score 5变量模型的基础上,有针对性地选取沪深A股上市公司的样本数据,实证分析了企业管理层激励与企业发展潜力以及财务风险三者之间的关系,研究发现：管理层激励和企业发展潜力正相关,说明薪酬越高、持股比例越高越有利于企业发展潜力的提升;在不同的规模下,管理层薪酬对企业财务风险影响有所差别,小型企业管理层薪酬对企业财务风险的影响要比规模较大的企业影响大;企业发展潜力与企业财务风险负相关,表明发展潜力越强的企业控制风险的能力越强。

根据上述研究结论,本文提出如下政策建议以提高企业发展潜力,减少公司的财务风险：改善管理层激励机制、提高管理层薪酬、增加股权激励能明显降低企业财务风险,相应提高了企业发展潜力,所以良好的管理层激励机制不仅能留住高水平管理者,还能有效控制企业风险;并非任何规模的企业的管理层薪酬与财务风险均正相关,所以需要区别对待;管理层激励机制应该“实质重于形式”,而非千篇一律。

[1]Shleifer,A.,Vishny,R.W.A Survey of Corpo rate Governance[J].Journal of Finance,1997,(52)：737-783.

[2]Jensen,M.,M uhphy,K.J.Performance Pay and Top Management Incentives[J].Journal of Political Economy,1992,(98)：112-145.

[3]Lewellen,W.B.,Huntsman,B.Managerial Pay and Co rpo rate Perfo rmance[J].American Economic Review,1970,(60)：342-375.

[4]高雷,宋顺林.高管报酬激励与企业绩效[J].财经科学,2007,(4)：96-104.

[5]高雷,宋顺林.高管人员持股与企业绩效[J].财经研究,2007,(3)：134-143.

[6]于富生,张敏.公司治理影响公司财务风险吗?[J].会计研究,2008,(10)：52-59.

[7]Ohlson,J.A.Financial Ratios and the Probabilistic Prediction of Bankrup tcy[J].Journal of Accounting Research,1980,(18)：109-131.

[8]章之旺,吴世农.财务困境成本理论和实证研究综述[J].会计研究,2006,(5)：73-79.

[9]Jin,L.CEO Compensation,Diversification and Incentives[J].Journal of Financial Economics,2002,(66)：29-63.

[10]Kap lan,S.,Stromberg,P.Characteristics,Contracts,and Actions[J].Journal of Finance,2004,(59)：2177-2210.

[11]Conyon,S.,M urphy,K.J.The Price and the Pauper,CEO Pay in the US and U K[J].The Economic Journal,2000,(110)：640-672.

[12]Baker,D.,Jensen,M.,M urphy,K.J.Compensation and Incentives：Practices and Theory[J].Journal of Finance,1988,(43)：353-371.