中国民营上市公司高管薪酬的影响因素

贺彩银 陈开军 陈蓉

摘要：选取2003至2010年间三大地区、十一大类行业的207家民营上市公司作为样本，基于系统广义矩估计方法分析民营上市公司高管薪酬的影响因素。结果显示：产权更为清晰、市场化导向更为明确的民营上市公司高管薪酬具有显著的粘性特征，高管薪酬还受到公司经营业绩、公司资本结构、公司规模等因素的正向影响。中国民营上市公司高管薪酬在一定程度上发挥了激励作用。

关键词：高管薪酬；粘性；经营业绩；资本结构

中图分类号：F830.91 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2013）08-0055-06

一、引言

公司制企业是现代市场经济中最主要的微观主体，是人力资本和财务资本在契约关系下的有机结合（周其仁，1996）[1]。在公司所有权与经营权分离条件下，公司高级管理人员代理所有者掌握企业的实际资源，做出和执行公司重大决策，对公司的经营发展和价值创造直接负责，是公司保持竞争优势的核心要素。高级管理人员作为公司最重要的人力资本，具有高价值附加性、稀缺性和不可复制性，理应获得高回报。目前，薪酬激励机制被认为是促进高级管理人员提高经营水平，提升企业价值，防范其产生机会主义行为和逆向选择，降低代理成本的主要方式。

随着中国市场经济体制的建立和完善，近年来中国上市公司高管薪酬逐步趋于市场化定价，薪酬总额不断增加。这一方面体现了稀缺的高级管理人才价值，有利于激发经营管理者工作热情和刺激社会人力资本积累的动力。另一方面激增的高管薪酬又引起对分配不均的关注。特别是本轮金融危机后，高管薪酬逆市而上，一些公司高管薪酬甚至表现出与公司经营业绩的非匹配性。那么哪些因素影响了中国上市公司的高管薪酬？高管薪酬是否存在行业和地区的差异？高管薪酬的变化能否反映企业经营业绩和资本结构的变化？这些问题是本文所关注的。本文与已有研究的不同主要体现在选取产权更为清晰、市场化程度更高的民营上市公司作为考察对象，采用动态面板数据模型和系统广义矩估计分析方法，对上述问题展开讨论。

二、文献综述

委托代理理论被较早地用于高管薪酬决定因素及其与公司业绩、资本结构关系的研究中。该理论认为企业是委托人和代理人之间围绕着风险分配而形成的一系列契约关系的结合体。企业通过公开发行股票成为上市公司后，内部经营者对公司的剩余索取权取决于其持股比例大小、企业风险、资产规模和现金流量模式等（Jensen和Meckling，1976）[2][3]。基于该理论，Murphy（1985）实证研究了高管持股与职位晋升对薪酬的影响[4]。Jensen和Murphy（1990）估算了“薪酬—业绩”的敏感系数，认为大型公众持股公司高管薪酬对企业业绩的敏感性过低[5]。Joskow和Rose（1994）认为高管薪酬不仅仅取决于当期的公司业绩，还与滞后的股票收益有关。Mehran（1995）、Bloom和Milkovich（1998）、Leone等（2006）、Jackson等（2008）基于多元回归的分析还认为高管薪酬与股票收益、总资产收益率及托宾Q值等反映企业经营业绩和资本结构的指标间存在显著的正相关关系；20世纪80年代，一些学者将博弈理论与早期委托代理理论相结合提出了锦标赛理论（Tournament Theory），以揭示高管薪酬的决定与差距。Lazear和Rosen（1981）认为公司高管要想获得更高的薪酬水平，就必须通过晋升竞赛来实现[6]。Rosen（1986）还指出在企业中的晋升作为序贯淘汰锦标赛（Sequential Elimination Tournament）时，需要向较高等级职位的管理者支付额外的奖励以诱使竞赛参与人保持较高努力水平[7]。Leonard（1990）、Main等（1993）、Eriksson（1999）、Conyon等（2001）的实证研究较好地支持了高管薪酬锦标赛的存在性，而Carpenter和Sanders（2002）等的实证分析却与锦标赛理论相矛盾[8]。除此之外，国外学者还研究了其他因素对高管薪酬的影响，如Finkelstein和Hambrick（1988）、Kostiuk（1990）的研究表明高管薪酬与公司的规模有关。Basu Sharma和Anthony（2000）以加拿大和澳大利亚的公司为样本，研究认为管理人员的薪酬更多地决定于公司收入增长而不是利润增长。Harvey和Shrieves（2001）[9]认为上市公司财务杠杆的使用将降低管理层薪酬。Berk（2007）[10]通过债务融资和权益融资的比较分析，认为公司建立资本结构与管理者薪酬补偿相互协调的机制有利于降低公司资本成本，也避免了管理者因为公司破产而遭受的巨大人力资本损失。

国内对高管薪酬的研究起步较晚，魏刚（2000）[11]、李增全（2000）[12]、谌新民和刘善敏（2003）[13]认为高管薪酬与公司业绩并不存在显著的正相关关系，但杜兴强和王丽华（2007）[14]、冯根福和赵珏航（2012）[15]在随后的研究中证实二者在统计意义上显著正相关，并且高管薪酬还受到公司规模、资本与股权结构、在职消费、行业特征、区域范围等因素影响。在一定条件下，高管薪酬也表现出较强的粘性特征，公司业绩下降时高管薪酬的下降幅度要显著低于业绩上升时高管薪酬的增长幅度（方军雄，2009[16]）。吕长江和赵宇恒（2008）[17]、纳超洪（2009）[18]还发现管理层权利较大的公司，高管人员更易通过权利应用和隐蔽投资行为自定薪酬，导致高管薪酬与公司业绩匹配度降低。邱伟年（2006）[19]、巫强（2011）[20]检验了锦标赛理论在中国的适用性，认为中国上市公司中的高管薪酬锦标赛机制是存在的，但其形态和激励效果与国外公司明显不同，国内高管薪酬差距受外生性因素影响较大，薪酬激励与公司业绩负相关。另外胡亚全和周宏（2012）[21]检验了相对业绩评价（Relative Performance Evaluation，Holmstrom，1979，1982）假说在中国上市公司的存在性，认为如果将代理人薪酬与公司业绩相关联的话，公司将面临与代理人行为无关的公司业绩支付的风险，为此必须在薪酬合约中通过与同市场或同行业的企业业绩的比较，过滤掉一些影响公司业绩的因素，使得对代理人努力程度的评价更为准确。

综上所述，已有研究认为高管薪酬与公司业绩、公司规模、行业特征和资本股权结构等因素存在一定的关系，但所得结论并不一致。国外研究基本建立在完备的资本市场和职业经理人市场基础上，分析结果与中国转型市场经济特征存在一定的相悖。国内研究围绕全部上市公司展开，缺乏对公司所有权特征的仔细考虑，因而所得结果存在较大差异，针对性也较弱。本文在已有研究基础上以中国民营上市公司为总体，从中抽取样本对高管薪酬进行研究，能较好的反映市场化过程中的高管薪酬决定，及其与公司业绩等因素的相关性。

三、民营上市公司高管薪酬影响因素的实证分析

中国民营上市公司是民营经济与证券市场发展交互作用的产物。自1992年第一家民营企业“ST深化源”掀开民营企业上市的序幕以来，中国民营企业采用首次公开募股（IPO）、“借壳上市”、管理层收购（MBO）、控股改制等各种方式在境内外资本市场上市融资。截至2011年4月，中国民营上市公司数量已突破1 000家①。与国有上市公司相比，民营上市公司产权更为清晰、运营机制更为灵活、资源配置更为有效、领导者更富企业家精神，因此市场化导向程度更高，更符合市场经济的基本要求。

（一）民营上市公司高管薪酬与主要指标的统计描述

目前对民营上市公司的界定，学术界还没有达成共识。本文认为民营上市公司首先必须具备两个条件：第一，存在终极控制人，且该终极控制人必须为自然人或自然人控制的具有民营性质的法人组织。第二，股权关系必须为实际控股。根据这两个基本条件对国泰安数据库《中国民营上市公司数据库》（2011），提供的上市公司进行初步筛选②。本文根据以下原则对原始数据进行筛选：（1）剔除2003至2010年间主要分析指标不全的公司；（2）剔除S、ST、*ST、SST、S*ST类财务指标存在异常的公司；（3）剔除发行人民币特种股票B股的公司；（4）剔除每股净资产、市净率为负的公司；（5）剔除行业发生变更的公司。

通过以上筛选，得到本文实证分析所需的2003至2010年中国内地207家民营上市公司有效样本，其中沪市146家，深市61家。分地区来看，东部地区129家，占比62.32%；中部地区39家，占比18.84%；西部地区39家，占比18.84%。分行业来看，A类农、林、牧、渔业3家，占比1.45%；B类采掘业0家，占比0%；C类制造业126家，占比60.87%；D类电力、煤气及水的生产和供应业3家，占比1.45%；E类建筑业3家，占比1.45%；F类交通运输、仓储业3家，占比1.45%；G类信息技术业18家，占比8.70%；H类批发和零售贸易14家，占比6.76%；I类金融、保险业1家，占比0.48%；J类房地产业14家，占比6.76%；K类社会服务业4家，占比1.93%；L类传播与文化产业0家，占比0%；M类综合类18家，占比8.70%③。本文的样本选择基本不存在地域与行业偏差，能较好反映中国民营上市公司的地区和行业分布特征。

高管薪酬包括显性报酬和隐性报酬，前者如基本工资、股权激励、福利和津贴等，后者包括在职消费、非货币性福利等。但由于中国资本市场还不成熟，财务披露中缺乏股权激励和隐性报酬等方面的信息。因此，本文借鉴现有文献的作法，选择民营上市公司金额最高的前三名高管薪酬（含津贴）总额作为高管薪酬的衡量指标。

经典薪酬决定模型将高管薪酬看作是公司规模、成长性和经营业绩的函数。但事实上，高管薪酬还受到公司资本结构的影响。按照优序融资理论（Pecking Order Theory），公司资本结构与公司市场价值有关，其合理与否会影响到公司的治理结构和股东、债权人、管理者等相关者的利益。从管理层的角度来看，由于负债存在刚性，公司资本结构越高，公司破产的风险也就越高，即管理者的人力资本破产成本由于资本结构的提高而增大，从而影响到他们对薪酬的要求。吴晓求与应展宇（2003）[22]、Berk等（2007）[10]的研究发现资本结构与高管薪酬之间确实存在着正相关关系。因此本文在讨论高管薪酬影响因素时，将同时考虑经营业绩和资本结构两个因素，为保证计量模型分析结果的稳健性，在每个因素中又选取两个指标，各指标定义及说明见表1。

表2列出了以上变量的分地区统计描述，表3列出了高管薪酬的分行业统计描述。由表2可见，考察期内样本公司的高管薪酬平均水平表现出东部最高、西部次之，中部最低的现象，而且就标准差所反映的高管薪酬分散程度来看，也表现出相同的趋势。反映公司经营业绩的两个指标“每股收益”和“净资产收益率”的均值变动表现为由东向西逐步递减的趋势。反映公司资本构成的两个指标“现金流动负债比率”和“资产负债比率”的均值在地区间的变动，表现为东部最大，西部次之，中部最小的特点。由表3可见，高管薪酬的行业差异非常明显，在十一类行业中，金融、保险业的高管薪酬最高，而农、林、牧、渔业的高管薪酬最低，前者均值甚至达到了后者均值的近19倍。占民营上市公司大多数的制造业，其高管薪酬在十一个行业中基本居中。这说明同一行业中不同地区、不同规模的企业高管薪酬差距是普遍存在的。

（二）民营上市公司高管薪酬影响因素的系统广义矩估计

根据前文分析，本文认为民营上市公司高管薪酬主要受到经营业绩和资本结构的影响，同时公司个体特征，如公司规模、治理结构、所在行业和地区都会对之产生影响，另外，高管薪酬还存在着粘性特征。因此，本文采用动态面板回归模型来分析高管薪酬的上述影响因素。考虑到分析结果的稳健性，对于经营业绩和资本结构因素，每个因素又选取两个指标，最终产生四种搭配，形成四个动态面板模型。

上述模型中，各变量定义见表1，为消除各变量可能存在的异方差和自相关，又不改变变量之间的关系，对除虚拟变量外的各变量取自然对数。模型中i表示地区，t表示年份，t-1表示第t年的滞后一期，？琢i为非观测的个体固定效应，？茁i为待估参数，？祝it为一组控制变量，uit为独立同分布的随机扰动项。

根据已有研究文献，本文加入反映公司个体特征的四个控制变量，即公司规模、公司治理结构、行业和地区。（1）公司规模，用公司资产负债表披露的资产总额（ASE）来反映。公司规模越大，高级管理人员可控制的资源也就越高，涉及的经营管理问题也就越复杂，因而对高管的能力要求也就越高，付给高管的报酬自然也就越高。（2）公司治理因素，用高管兼任情况（Presmn）来反映。如果董事长与总经理两职兼任取1，否则取0。董事长和总经理两职分离与否体现了董事会的独立性及经营层决策空间的大小。具有双重角色的高管人员，所承担的责任和享受的决策权均增大，所受到的监督则变小，因此其期望报酬可能更高。但存在在职消费及其他权利增加等隐性报酬的条件下，两职兼任又有可能会使高管人员对现金报酬的敏感性降低。为了检验高管兼任因素对薪酬的影响，需加入这一虚拟变量。（3）行业特征，如前所述，公司所处行业不同，高管薪酬差异巨大，需要加入这一虚拟变量作为控制变量。（4）地区特征，高管薪酬的地区特征也较明显，需要加入这一虚拟变量作为控制变量。

许多研究认为高管薪酬存在粘性（Jensen和Murphy，1990[5]；孙铮和刘浩，2004[23]；方军雄，2009[16]）。出于个人声誉和未来职业生涯的考虑，高管人员一般不愿意接受薪酬的下降，当年薪酬一定程度上受到前期薪酬的影响。这种薪酬粘性可以用动态面板数据加以恰当的分析。但由于解释变量中包含了被解释变量的滞后期，就产生了变量的内生性问题。对此，Anderson和Hsiao（1981）[24]提出用被解释变量的二阶滞后项作为工具变量来加以解决。但Arellano和Bover（1995）[25]认为Anerson-Hsiao估计量不是最有效率的，会损失一部分有用信息。于是，他们提出可以使用所有可能的滞后变量作为工具变量，进行差分广义矩估计，即差分GMM。在此基础上，Blundell和Bond（1998）[26]认为标准的差分GMM估计方法可能存在自变量滞后项和自变量差分滞后项的相关性不高而导致的弱工具变量问题。如果把自变量差分项的滞后项作为水平方程的工具变量，且与自变量当期项的相关性高，则会得到更有效的工具变量。因此，他们将差分GMM与水平GMM结合在一起，作为一个方程系统进行GMM估计，即系统GMM。与普通工具变量法相比，系统GMM可以估计不随时间变化的个体效应的系数，提高估计的效率，而且还可在GMM估计中通过AR（1）检验，剔除模型误差项自相关的影响。正如Blundell等所说“在动态面板模型中，考虑使用系统GMM估计量就可以克服标准GMM估计量中许多令人失望的特性”[27]。因此本文采用系统GMM对上述四个面板动态方程进行估计，结果列于表4。

从表4中的整体回归结果来看，在控制了所处地区和行业、公司规模及高管兼任等个体特征后，四个回归方程较好的反映了高管薪酬的决定因素，模型设定恰当、整体显著。四个方程扰动项差分的一阶自相关检验均拒绝了原假设，二阶自相关检验均以较高的概率接受了原假设，说明四个方程扰动项无自相关。Sargan检验结果表明在10%以上的显著性水平上四个方程的所有工具变量均有效。四个模型中高管薪酬的一阶滞后系数值都显著为正，说明中国民营上市公司的高管薪酬确实存在着粘性，当期的薪酬往往受到以前薪酬水平的影响，一旦达到某一较高水平，高管薪酬将很难向下调整。从本文所选的反映经营绩效的两个指标来看，模型Ⅰ中，净资产收益率的水平值显著为正，一阶滞后没有通过显著性检验。模型Ⅳ中，净资产收益率的水平值没有通过检验，但一阶滞后在5%的水平上显著为正。模型Ⅱ中，每股收益的水平值和一阶滞后都为正，且至少通过了10%的显著性水平检验。模型Ⅲ中，每股收益的一阶滞后在1%的水平上显著为正。所以总体来看，民营上市公司的高管薪酬与经营业绩之间存在较为显著的正相关关系，高管所得的高额薪酬基本上与其付出的管理努力和经营绩效相匹配。从本文所选取的反映资本结构的两个指标来看，模型Ⅰ和Ⅱ中现金流动负债比率的水平值和滞后值都没有通过显著性检验，但模型Ⅲ和Ⅳ中资产负债率的水平值都显著为正，说明中国民营上市公司高管薪酬也显著的受到公司资本结构的影响。另外，控制变量中的公司规模与高管薪酬存在显著的正相关关系，四个方程中该变量都通过了1%的显著性检验。而反映高管兼任情况的虚拟变量在四个方程中都没有通过显著性检验。这可能是由于中国民营上市公司的治理结构已逐渐优化，高管人员通过两职兼任对董事会独立性施加影响、规避监督的行为受到了约束，也可能是在两职兼任情况下，较高的隐性报酬弱化了高管人员对薪金的敏感度，对这一问题的讨论将是本文的后续研究。

四、结论

近年来，上市公司高管薪酬不断攀升的现象引起了社会的广泛关注，其中不乏质疑之声，认为高管薪酬与公司业绩表现出非匹配性，高额薪酬不但无助于价值和财富的创造，反而会拉大社会收入差距。针对这一问题，本文选取了中国三大地区、十一大行业中在2003至2010年间具有连续财务数据的207家民营上市公司作为样本，通过建立动态面板数据模型，从薪酬粘性特征、与经营业绩和资本结构等的关系角度，分析了高管薪酬的影响因素。首先，系统广义矩估计表明中国民营上市公司高管薪酬存在着粘性特征，以前年度的薪酬水平会对当期的薪酬产生显著的影响。其次，引入反映经营绩效和资本结构的四个变量后，回归结果表明民营上市公司高管薪酬与经营绩效间存在着显著正相关关系，高管薪酬与资本结构间的相关性也较强。最后，从控制变量角度来看，高管薪酬的行业和地区差距明显，公司规模的大小会对高管薪酬产生较大的正向影响，但反映治理因素的董事长与总经理兼任指标似乎与民营上市公司高管薪酬没有显著的相关性。基于此，本文认为中国民营上市公司高管薪酬的水平基本符合市场经济的价值规律，现阶段仍应重视高管薪酬的评价与激励作用，但也应设计更为科学的绩效考评和激励机制来提高高管薪酬与经营业绩的匹配度。

注释：

①参见中华全国工商业联合会：《中国民营经济发展形势分析报告（2011）》。

②国泰安数据库《中国民营上市公司数据库》（2011）涵盖了沪深两市2003年以来公开披露的民营上市公司基本情况、股权结构、公司治理和财务指标数据，涉及企业总数1 132家，与全国工商联公布的数据略有出入。

③东部地区包括：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南；中部地区包括：山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地区包括：内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆；行业分类遵照中国证券监督管理委员会发布的《上市公司行业分类指引》。

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责任编辑、校对：何 焱