基于上市公司薪酬数据的董事高管共谋现象研究

■ 招韵健（暨南大学经济学院 广州 510632）

引言

公司治理问题源于代理问题，而代理问题产生于管理和融资的分离，即所有权与控制权的分离。古典企业模式下，所有者与经营者是一致的，代理问题并不存在。随着现代企业模式的发展、企业规模的不断扩大和面对的竞争日益激烈，对于经营者经营能力的要求也与日俱增。现代企业模式是从大量公众中募集资本的，由此必将出现有经营能力的人没有资本，有资本的人却未必有经营能力，而且仅持有少量股权的广大投资者也不可能花过多的时间关注公司的发展，因此，由具有经营能力的人代理广大投资者经营企业是一个双赢的策略，两者合作的结果就产生了现代公司，同时也导致了所有权与控制权相分离而带来的代理问题。

为了有效降低经理人道德风险，董事会监督制度在这一背景下应运而生，董事会代表股东对经理人进行监督，对高管有任免权、提名权，而同时，高管也可以一定程度上决定在上市公司领取薪酬的董事的薪酬。

但在2001年11月，安然公司到期不能支付10亿美元债务，银行拒绝再融资，由此导致严重债务危机，安然公司的财务丑闻因此而曝光。2002年4月，世界通讯公司再度爆发丑闻。众多公司的财务丑闻导致美国资本市场损失了7万多亿美元的市值。社会各界转而对董事会的监督制度有效性产生了深刻怀疑，并开始思考高管与董事之间可能由于经济利益而存在共谋的风险。

文献综述与理论分析

Bebchuk和Fried（2003）指出，董事会为经理人设计薪酬合约在成为解决代理问题的潜在工具的同时，自身也成为代理问题的一部分。Zahac和Westphal（1996）认为，董事会除了履行控制职能之外，他们与经理团队之间还是合作关系，甚至是共谋关系。有研究认为，董事长兼任CEO时，CEO由于地位稳固而更可能独断，董事会的独立性会受到不同程度的威胁，容易导致董事会丧失独立性（Goyal and Park，2002）。Brick et al.（2006）、Cyert et al.（2002）的研究则表明，董事如果持有较多的股份，通常会更有效监督经理人。

从我国上市公司目前的情况而言，职业经理人的市场远远没达到所谓的成熟的地步，董事的职位很多时候只是经理人或董事长从候选人中邀请其“朋友”来担任，这也是以往文献中提及的任人唯亲的董事会文化（Brick等，2006；郑志刚等，2012）。

董事的职责是监督高管，对高管合理激励，从而使得公司未来取得更好业绩，因此，董事的薪酬应与公司业绩相关，但也有很多其他的因素存在，使得董事的薪酬与公司的业绩出现不对称的情况，本文着重讨论董事薪酬相对于公司业绩过高的情况。

一方面，根据公平理论，董事获得和业绩不对称的超额薪酬后，在和其他公司董事的横向对比之下，会产生更为强大的激励效应，从而使得董事更加好地履行监督高管的职责。但另一方面，Brick等指出，任人唯亲的董事局文化盛行，因此，这种与业绩不对称的超额薪酬，正是由于董事与高管共谋所得，不仅对激励董事无效，而且还会促使董事与高管共谋，使得高管获得更高的薪酬。以往的文献也指出，得到丰厚薪酬的董事会并没有足够的动力去监督高管行为从而损害股东和上市公司的利益。

本文着重探讨的是董事与高管之间可能存在的共谋情况，因此作出如下假设：董事如果获得与企业业绩不对称的高薪，那么会对高管的薪酬有正向促进作用。根据假设，本文建立如下回归模型，其中PPS变量反映了董事薪酬与公司业绩的分离度：

变量说明及数据处理

（一）变量说明和解释

主要变量名称和定义见表1。其他变量的解释如下：

企业规模（Asset）。在以往众多研究高管薪酬的文献当中，企业规模是最重要的控制变量之一。这些文献通过研究普遍认为，企业规模越大，高管管理企业所需要付出的脑力劳动就越大，对高管的才能要求也越高，而才能越高的高管，获得的薪酬也越高。本文计算公司期末总资产的对数值衡量企业规模，该变量的回归系数预期为正。

二职合一（Dual）。在我国的资本市场，董事长和CEO两职往往由同一人担任是一大特点。从委托代理理论来看，经理存在“道德风险”、“逆向选择”等问题和偷懒、机会主义的动机，董事的职责就是监督经理，而二职合一意味着总经理自己监督自己，这种“既当裁判员、又当运动员”的情况会使得监督形同虚设，因此，本文认为在二职合一的企业，CEO的薪酬会更高，即该变量的回归系数预期为正。

表1 主要变量名称及定义

其余控制变量。本文除上述变量外，还在参考其他文献的基础上，添加了股权集中度（Hef5）、资产负债率（Debt）、成长性（Growth）（当期和上期营业收入对数值之差）、董事会持股比例（Dsh）、企业性质（State）、会议次数（Meeting）、董事会规模（BNum）和监事会规模（SupNum）作为控制变量，其中资产负债率和成长性在以往的文献中被认为对高管薪酬有一定的解释作用，国有企业的所有者缺位现象导致学术界对其监督高管的有效程度感到怀疑。

（二）数据来源及处理

本文以2005-2012年我国沪深A股上市公司作为研究样本，为使结论更有效，设立以下几个过滤规则对原始数据进行预处理：剔除ST、*ST、PT和已经退市的企业数据；剔除处于金融行业的企业数据。主要原因是金融行业较为特殊，且受到政策监管；剔除变量缺失的数据样本；对主要连续性变量采用winsorize首尾两端1%极值缩尾处理，以消除极端值对回归分析的影响。

值得一提的是，2005-2012年我国上市公司董事和CEO的薪酬存在比较迅猛的增长趋势。前三位董事薪酬的平均值从2005年的63.34万元增长到2012年的153.89万元，年均增长13.52%。CEO薪酬的平均值则从2005年的27.19万元增长到2012年的63.00万元，年均增长辐度达到12.76%。

实证结果与稳定性检验

表2报告了用PPS1和PPS2作为董事薪酬业绩分离度代理变量下的回归分析结果，对上文假设进行了检验。检验首先进行了OLS回归，并固定了时间和行业因素。接下来，用Hausman检验样本，得到P值为0.000，在此基础上，运用固定效应进行实证检验，并报告回归结果。

从表2的回归分析结果中，可以得出以下几个结论：

第一，假设得到了实证支持，从实证结果可以看出，不论是OLS回归还是固定效应回归，PPS1和PPS2的系数都在1%以内显著为正，说明在公司业绩低于行业均值（中位值）的情况下，如果董事获得的薪酬高于行业均值（中位值），此时董事获得的薪酬相对于公司业绩而言是较高的，那么就会对CEO薪酬有正向额外的促进作用。这种额外性质体现在它不能由企业当期业绩或往期业绩所解释，因为两者均已作为解释变量设计在回归模型中，且两者系数均在1%内显著为正，这也与我们的预期相符。

表2 董事薪酬业绩分离度与CEO薪酬回归模型—PPS1、PPS2

第二，公司资产规模越大，CEO薪酬越高。回归分析结果显示，Asset的系数1%内显著为正，公司规模增加1%，CEO薪酬增加0.17%以上，这与大多数文献得出的结论是一致的。公司资产的规模越大，对CEO管理才能的要求也越高，所以CEO的“身价”也就越高。此外，规模越大CEO付出的时间精力也越大，因此公司资产规模与CEO薪酬是正相关的。

第三，兼任董事长的CEO薪酬更高。Dual的系数1%内显著为正，这可能是因为CEO兼任董事长将会大大加强CEO的权力，在薪酬谈判中会获得更多的谈判资本，从而为自己争取更高的薪酬。此外，股权集中度（Hef5）与CEO薪酬显著负相关，说明股权的集中会对CEO薪酬有抑制作用。杨青等（2009）认为，股权较集中下的董事会监控能力增强，能降低代理成本，并阻止CEO与董事共谋。

表3报告了用PPS3和PPS4两个连续变量作为董事薪酬业绩分离度代理变量下的回归分析结果，对假设进行稳定性检验。结果显示，不论是OLS回归还是固定效应回归，PPS3和PPS4均在1%内与CEO薪酬显著正相关，与采用PPS1和PPS2所得出的结论吻合。

1.Ivan E.Brick,Oded Palmon,John K.Wald.CEO compensation,director compensation,and firm performance:Evidence of cronyism?[J].Journal of Corporate Finance,2006.12

2.方军雄.高管权力与企业薪酬变动的非对称性[J].经济研究，2011（4）

3.权小峰，吴世农，文芳.管理层权力、私有收益与薪酬操纵[J].经济研究，2010（11）

4.杨青，高铭.董事薪酬、CEO薪酬与公司业绩—合谋还是共同激励[J].金融研究，2009（6）

5.郑志刚，孙娟娟，Rui Oliver.任人唯亲的董事会文化和经理人超额薪酬问题[J].经济研究，2012（12）