企业风险、股价波动与高管薪酬业绩敏感性

姚洪心，郑欣韵（东华大学，上海200051）

一、引言

高管薪酬水平是影响企业经营管理的重要因素，也直接反映了社会收入的分配结构，因此上市公司高管薪酬情况一直是中国证券市场的焦点问题。 当前，我国A 股上市公司高管薪酬均值由2012年的63.61 万元上升到2015年的353.08 万元，虽然2016年下滑到296.76 万元，但与2012年相比，其增长率依旧超过360%。 A 股上市公司高管薪酬指数（平均年薪除以营业收入）从2012年的130.49 上升至2015年的312.74，并在2016年进一步提高到359.66，年均增长率达28.85%①，上述事实表明：上市公司高管薪酬的增速显著快于企业业绩。 从公司治理角度而言，与业绩挂钩的高管薪酬激励制度的设置普遍不合理。 2011年，巴塞尔银行监管委员会在其颁发的题为《使薪酬、风险和绩效保持一致的一系列方法》报告中指出：各大银行和监管当局应该加强对风险的认识，在银行业更广泛地采用风险调整后的薪酬制度。 特别值得注意的是：与管理激励机制相关的危险，这些激励机制造成企业的最优风险与该激励计划鼓励管理者承担的风险量之间的不对称。 与绩效相关的薪酬被视为旨在解决代理人和所有者之间矛盾的一种激励性薪酬，同时健全的薪酬契约应该将企业的风险因素纳入考虑范围，即高管薪酬应设定为管理层绩效与企业风险的综合函数。

企业风险可细分为战略风险、经营风险、财务风险、政策风险、市场风险等，本文研究的风险承担主要是以业绩风险来度量，而股价波动属于企业的市场风险。 国外有研究表明，在新兴市场和发达市场存在“低波动性”的异常现象，股票收益率波动较低的公司比波动性较高的公司业绩表现更好，即低波动性股票有更高的经营绩效，因此在分析企业的经营和股票业绩时， 我们强调控制股票收益波动的重要性。 根据Holmstrom and Milgrom 的“标准委托代理模型”，在已知风险承担会对薪酬业绩敏感性产生负向作用的基础上，本文将股价波动视为企业外部风险，合理推测企业内外部风险存在同步性，且外部风险同样会对高管薪酬业绩敏感性产生影响。 基于以上机理，从内部风险承担和外部股价波动的角度对薪酬业绩敏感性进行调控是本文研究的重点内容。

现有的研究主要是从解决代理问题的角度来设计薪酬业绩契约，而从风险细分的角度研究对薪酬业绩敏感度影响的文献并不多。 本文的主要贡献和创新体现在以下三个方面：①采用时间序列滚动回归的方式估算出PPS 的准确数值，并建立Clad模型对主变量进行回归；②从公司治理层面考察股票波动性对我国上市公司高管薪酬业绩敏感性的影响， 对比企业内部风险承担与外部风险表现分别对PPS 的作用，为代理问题提供新的解决方案；③结合公司最终控制人的性质，分组深入剖析影响上市公司薪酬契约的内在机制，从公司整体角度为设计高管薪酬契约提供有价值的政策建议。

二、研究假设

在研究高管薪酬激励与风险承担的相关文献中，Holmstrom and Milgrom（1987）［1］提出的“标准委托代理模型”是早期经典的理论。 在该模型中，他们指出风险厌恶型经理人的薪酬业绩敏感性 （PPS） 是企业风险或企业绩效变化的递减函数。 之后，Aggarwal and Samwick（1999）［2］将高管激励延伸到了保险代理领域，他们建立的“保险激励模型”认为风险规避的管理层会在保险与激励之间进行权衡以实现期望利益最大化，即高管薪酬业绩敏感性与企业业绩风险存在负相关关系。总体而言，股票价格波动最小的公司的高管薪酬业绩敏感性要比股票价格波动最剧烈的公司的高管薪酬业绩敏感度高出一个数量级。 委托代理理论是高管薪酬机制的研究根基，也是管理层权力理论（Bebchuk and Fried， 2003）［3］的重要理论基础。由于董事会并不能完全控制高管薪酬契约的设计，管理层有动机和能力影响自己的薪酬，因此管理权利以及寻租的动机可能会对高管薪酬契约的设计产生重要影响，其理论模型如图1 所示。

图1 薪酬激励理论模型

许多学者指出，中国股市长期以来一直以过度波动为特征。 理性股价波动必须与基本风险一致。 基本面的风险越高，股票价格波动性越大。 事实上，公司风险的增加会提高经理人所持有的公司特有财富（股票和股票期权组合等）的波动性。 本文以公司盈利的波动性来衡量企业风险承担， 以股票收益率的波动来衡量股价波动性，因此风险承担（业绩风险）与股价波动性（市场风险）的一致可被视为企业内外部风险的同步性。 基于本文的研究，提出如下假设：

H1：企业风险承担对股价波动性存在正向影响。

有效的管理层薪酬契约应该在合理的管理激励和最佳的高管风险承担量之间达到均衡。 风险规避者的效用函数是预期财富的凹函数，因此股东可以利用薪酬结构来改变高管人员的风险承受能力。 由于信息不对称，委托人不能确定代理人在工作中是否努力，而PPS 则是确保管理者付出努力的一种激励方式。 由Aggarwal 的保险激励模型可知，薪酬业绩敏感性PPS 是业绩风险的负函数。

H2：企业风险承担对高管薪酬业绩敏感性有抑制作用。

市场风险是无风险收益率和风险要求收益率的重要决定因素，因此通过股价波动性我们可以对公司绩效作出合理的推测。 Duffee （1995）［4］指出，企业收益与同期的股价波动性之间存在强烈的相关性，但是回报率和前一期波动率之间的关系要弱得多。 股价波动性作为企业外部风险的表现形式，同时也会对公司业绩产生影响，因此我们合理推测其与企业风险承担将对PPS 产生类似的作用， 嵌入Holmstrom 提出的“标准委托代理模型”中，预期风险规避型高管的薪酬业绩敏感性是企业风险或企业绩效变化的递减函数。

H3：股价波动性会对高管薪酬业绩敏感性产生负向影响。

基于我国特殊的制度背景，国有企业和民营企业在高管薪酬契约制定以及公司治理环境上存在较大的差异。 卢锐等（2011）［5］研究发现，相比于非国有上市企业，国有上市企业的内部控制质量与PPS 之间的一致性更为突出。 与国有企业相比，民营上市公司不具备政治推动、就业消费等隐性利益，标准补偿合同的激励效应较弱（方军雄等，2016）［6］。

H4：相比非国有上市公司，国有上市公司中企业风险承担与PPS、股价波动与PPS 之间具有显著的负相关性。

三、模型

本文的主要被解释变量是lnPPS，即高管薪酬业绩敏感性的自然对数。 我们参照Masson（1971）［7］的方法，采用时间序列滚动回归系数的绝对值来测量该敏感度，PPS作为非负变量，OLS 回归结果存在偏差。 因此，我们使用Tobit 模型MLE 来估计薪酬绩效的敏感性与公司的内部和外部风险之间的关系。然而，Tobit 模型的最大缺点是，如果扰动项不符合正态分布或存在不均匀性，则MLE 的估计是不一致的。 所以在使用Tobit 模型之前知道模型的扰动项不遵循正态性或相同方差， 应选择更稳健的删失最小绝对离差估计方法（Clad）而不是Tobit 模型。

为验证H1，本文设定以下Tobit 模型：

模型（1）中，被解释变量VOLit为年度t 公司i 的股价波动率，RTit为年度t 公司i的风险承担能力，Xit包括产权结构、股权结构、高管规模、审计事务所聘任情况以及两职分离状况等公司治理变量，Zit包括规模、负债、成长能力等公司层面控制变量，Wit包括公司所在行业和年度虚拟变量，εit为残差。

对于H2 与H3，本文以企业前三位高管的平均薪酬对公司业绩的敏感程度衡量高管薪酬业绩敏感性并设置如下Tobit 模型：

模型（2）中被解释变量lnPPSit为对高管薪酬业绩敏感性的自然对数。

为了验证H4，本文依据产权性质（是否国有）对样本进行分组，设置Tobit 模型研究影响高管薪酬业绩敏感性的外在因素，模型参照式（2）。

四、数据与变量

本文选取2007-2016年沪深两市合计1094 家上市公司作为初始研究样本， 样本公司包含五大产业：制造业、电热燃气水业、房地产业、交通仓储邮政业和零售批发业。样本筛选过程如下：首先，为了确保样本组结果的科学性，选择了上市公司超过50 家的五个非金融行业。 财务报表中尚未公布前三大高管薪酬的上市公司不包括在内。 其次，ST 和* ST 的上市公司被排除在外。最后，排除财务数据不完整的上市公司。以上研究数据主要来自国泰安研究数据库（CSMAR）。 本文考虑了异常值对统计结果的影响，执行缩尾处理（Winsorize），并根据去除最高1%和最小1%的观测值进行实证分析。

本文的核心被解释变量为高管薪酬业绩敏感性。 传统企业的CEO 薪酬通常包括固定工资加上股票期权，但中国大部分上市公司高管的薪酬以货币薪酬为主，因此文中以货币薪酬来计算上市公司的薪酬业绩敏感度。本文借鉴Masson 的方法，采用时间序列模型（t-3 至t年这4年的数据滚动估算），以“薪酬最高的前三位高级管理人员”的平均薪酬的对数值为因变量，ROA 为自变量， 营业收入和财务杠杆为控制变量，估计出系数β_1 的绝对值来衡量高管薪酬业绩敏感性指标PPS，具体回归模型如式（3）。

为了验证高管薪酬业绩敏感性的主要决定因素构成，分别选择企业风险承担（RT）和股价波动率（VOL）作为解释变量，并以t-2年至t年企业资产收益率的标准差来衡量风险承担水平，以每年度内各月度股票回报率的标准差来度量个股价格波动性。

为了提高解释变量的可信度，我们选择公司治理变量和公司层面的其他变量作为控制变量。

首先，公司治理变量主要考虑：高管层规模（NUM），高管人数的对数值；第一大股东的持股比例（S1H），衡量股权集中度；第二至第五大股东的持股比例之和（S2H）；董事长与总经理的兼任情况（DUAL），两职分离为1，两职合一则取0；公司聘请的境内审计事务所（AUD），若为四大审计事务所则取1，否则为0；产权性质（PB），若公司最终控制人为国有资产管理公司或政府机构则取1，否则为0。

其次，公司层面控制变量的选取：公司规模（ASSETS），年末资产总额的对数值；财务杠杆（LEV），度量企业的财务风险；可持续增长率（GROW）。

最后，将年度（YEAR）和行业（IND）设为两个虚拟变量，以控制时间效应与行业效应。

五、实证分析

（一）企业风险承担与股价波动性

表1 报告了2007-2016年面板数据Tobit 回归模型（1）的估计结果，可以看出：Tobit 估计和半参数估计Clad 结果基本保持一致。 Clad （i）的回归系数显示，企业风险承担对股价波动性产生显著的正向影响，风险承担每提高10 个百分点，股价波动上升0.67%。企业风险承担衡量的是企业内部业绩风险，而股价波动风险是企业外部市场风险表现形式： 业绩风险与股价波动的一致性体现了企业内外部风险的同步性，因此接受假设一。

表1 Tobit 与Clad 结果及比较

控制变量的回归结果显示，企业资产规模越小、财务杠杆越高的公司股价波动性越大，这与Rajgopal and Venkatachalam （2011）［8］的研究结论基本一致。 另外，公司选择聘用四大审计事务所，可能会提供质量更高的财务报告，在某种程度上，公司有意提供真实易于理解会计信息，因此可以改进公司透明度并对股价波动性产生显著的负向影响，这与辛清泉等（2014）［9］的研究结果一致。

（二）企业风险承担、股价波动性与薪酬业绩敏感性

表2 提供了模型（2）的回归分析结果。 由Clad （ii）回归结果可见，RT 的系数估计值在1%的水平上显著为负， 表明企业风险承担对高管薪酬业绩敏感性产生显著的负向影响。 企业风险承担每下降10 个百分点， 高管薪酬业绩敏感性就上升245.78%，因此不能拒绝假设二。 当企业内部业绩风险越大时，公司治理层的薪酬激励效果越不明显，表明股东以及董事会在设置高管薪酬契约时应充分考虑经理人的业绩风险管理情况，及时调整激励制度；当经理人管理不善导致企业经营业绩下滑时，董事会需要对其实行一定的减薪措施。

另外，Clad （ii）回归中VOL 的系数估计值在10%的水平上显著为负，表明股价波动对高管薪酬业绩敏感性产生显著的负向作用。 股价波动性每下降10 个百分点，高管薪酬业绩敏感性就上升7.67%，因此接受假设三。 在管理层作出投资决定时，不知情的股东只能看到管理层选定的项目，而无法判断项目被选择的理由。 这种信息不对称在风险较高的企业中更加严重，并可能导致逆向选择的问题。 通过减少代理人的收入和就业稳定性，可以将较高的公司风险部分转移给代理人。 因为对于外部风险较高的公司， 风险规避型经理人更有可能使他们的薪酬对于业绩不那么敏感。所以当股价波动剧烈时，应该设置较低的PPS。

Clad （ii） 估计中，影响高管薪酬业绩敏感性的因素主要还有：可持续增长率、第一大股东持股比例、聘用四大审计事务所、高管规模等。 公司增长率越高，lnPPS 越高。第一大股东持股比例S1H 越低，lnPPS 越大。在高效率的管理市场中，控制管理者的手段是有限且不完整的，特别是在资本相对分散的情况下。 因此，采用更高的薪酬绩效敏感度将为代理人带来良好的激励效果。

（三）产权性质的影响

根据PB 是否等于1， 我们将样本分为657 家国有企业与437 家非国有企业，并分别对两组数据进行半参数Clad 估计，结果如表3 所示。

在1094 家样本企业中，RT 与lnPPS 均在1%的显著水平上负相关， 但是在国有企业中两者的相关性更强，即企业风险承担相同时，与非国有企业相比，国有企业倾向于设置更低的PPS，使得高管薪酬与公司业绩的关联度较小，这与Kato and Long（2006）［10］的研究结果一致。这可能是由于国有企业中非薪酬性质的补贴和福利更丰富，且国企中政治权利和关系会带来额外的财富和资源，因此国企中高管的薪酬和业绩风险的关系不够紧密。

在国有企业中，VOL 的系数估计值为-0.9710，在5%的水平上显著，表明国有企业中股价波动与薪酬业绩敏感性负相关。 虽然在非国有企业中两者正相关但是不显著，相比较而言，国企中VOL 的系数绝对值大于非国企，意味着当外部风险发生相同的正向变化时，国有企业中的薪酬业绩敏感度设置的更低，更好地保障了国有企业中高管的权益。 相较于内部监管力度更强的国有企业，非国有企业缺乏有效的金融风险监管，因此当外部风险发生变化时，其薪酬业绩敏感度高于国有企业，以激励作出对企业有利的决策。

根据表3 的分组对比可知，GROW 和AUD 在非国有企业中对lnPPS 的影响在1%的水平上显著，但是在国有企业中不显著。 非国有企业增长率越高，高管的薪酬激励强度越大。 作为经济建设中的中流砥柱，国有企业的舞弊会造成国有权益的流失， 因此反企业舞弊的法律和机制对国有企业的监管相较于民营企业更加到位，因此聘请的审计事务所是否为国际四大审计事务所对国有企业的薪酬业绩敏感性影响较弱。

六、结论和政策建议

本文以2007-2016年我国沪深两市的五大产业合计1094 家上市公司为样本，采用时间序列滚动回归的方式估算出PPS 的准确数值，并建立Clad 模型实证检验了企业风险承担、股价波动性与高管薪酬业绩敏感性三者间的关联影响。 在理论分析的基础上借助实证检验，得出结论如下：①企业风险承担有助于提高股价波动性，意味着业绩风险正向作用于外部股价波动风险，这表明企业内外部风险之间存在一定的同步性。②企业风险承担与高管薪酬业绩敏感性显著负相关。在所有样本企业中，两者均存在显著的负向关系。 与非国企相比，国有企业中风险承担对高管薪酬业绩敏感性的负面影响更突出。 ③股价波动性与高管薪酬业绩敏感性负向相关，且在国有企业中两者关系显著，在非国有企业中不显著。

本文的实证结果具有以下三方面的政策含义：第一，作为新兴的证券市场，我国上市公司的风险管理、内部控制以及信息环境都有较大的改善空间。 一方面，由于经理人经营公司过程中的内部风险是可控风险，因而当经理人管理不善导致企业经营业绩下滑时，董事会可以对其实行一定的减薪措施。 另一方面，当企业面临较高的外部市场风险时， 降低薪酬业绩敏感性可以使得高管薪酬与其业绩的关联度降低，在一定程度上可以保障管理层的权益。 第二，除企业风险承担和股价波动性外，企业增长率以及第一大股东持股比例对高管薪酬业绩敏感性的作用最为显著，因此企业应注重优化股权结构， 不断完善股东持股之间的制衡机制并寻找最优的利润增长点，同时设计合理的高管薪酬激励方式，实现经营者和所有者的共赢。 第三，由于国有控股企业具有强大的国资背景， 政府做支撑的企业抵御风险的能力普遍强于民营企业，因此在民营企业中设置更为严格的薪酬绩效敏感度显得愈发重要，经营者会为了薪资而更加谨慎地在收益与风险中作出权衡，能够有效地避免过度投资和投资不足的问题。

注释：

①数据来源于2016年东方财富网。