制造业上市公司高管薪酬与公司绩效关系实证研究

中国矿业大学 王 鑫

一、引言

随着现代企业制度的产生，企业所有者和经营者之间出现了委托代理问题。为了实现所有者利益最大化的目标，企业所有者需要设计一套对于高层管理人员的长期、有效的激励方式，以达到所有者与经营者之间的激励相容。

本文参考李平（2005）等学者，将高管薪酬界定为高管人员货币性薪酬、股权收益和职务消费三个主要部分。由于职务消费数据不易获取，故本文只将高管货币性薪酬及高管持股两部分列入高管薪酬研究的范围。选取我国沪、深两市制造业上市公司为研究样本，用2008年至2010年的高管薪酬与公司业绩数据进行分析，以检验高管薪酬变动与公司业绩变动之间的关系。

本文旨在评价制造业上市公司高管薪酬激励制度的合理性和公司经营状况的优劣，为制造业上市公司利益相关者提供经验数据。本文较全面地考虑了影响高管薪酬的其他因素，试图通过分析高管薪酬与公司绩效的相关性，发现上市公司高管薪酬激励中存在的问题，并提出相应的对策与建议。

二、文献回顾

（一）国外研究 国外学者较早的研究了高管薪酬与公司绩效的相关性，大部分得出了二者正相关的结论。Taussings和Baker（1925）最早研究了公司绩效与经理薪酬的相关性，得出两者只有很小的相关关系的结论。Murphy（1985）选取了1981年《FORTUNE》500强为样本进行回归分析，发现经理报酬与公司绩效呈正相关关系。Joscow，Rose和Shepard（1993）研究了高管薪酬和公司规模之间的相关性，得出高管薪酬和公司规模之间呈显著正相关关系的结论。

（二）国内研究 李增泉（2000）选取1998年800多家上市公司为研究样本，发现高管薪酬和持股比例与公司净资产收益率之间关系不显著。魏刚（2000）也得出了与李增泉一样的结论。张晖明和陈志广（2002）以净资产收益率和主营业务利润率作为自变量，选取沪市593家上市公司为样本数据进行研究，结果表明公司绩效与高管薪酬存在显著的正相关关系。

三、研究设计

（一）研究假设 本文提出假设如下：

假设1：制造业上市公司高管货币性薪酬越高，公司经营绩效越高

根据委托代理理论，在报酬—绩效契约下，高管人员的薪酬由企业的经营绩效决定。因此假设制造业上市公司高管薪酬与公司绩效存在显著的正相关关系。

假设2：制造业上市公司高管持股比例与公司绩效存在正相关关系

为了解决股东和高管人员目标不一致问题，可以授予高管人员股票期权和所有权等。这种长期激励模式，使得高管人员的薪酬福利和企业效益结合在一起。高管持股比例的增加，导致索取利益权的提高，这会激励高管人员对企业和员工的有效监管，并使得高管人员的收益随着企业绩效的提高而增加

（二）样本选取 本文所涉及的我国上市公司财务数据、公司治理数据以及其他数据来源于CCER经济金融研究数据库。本文选取2008年至2010年三年沪、深两市的制造业上市公司作为研究对象，最终选取626家上市公司样本。为确保样本数据的代表性和普遍性，剔除了业绩较差的企业（包括数据不完整企业）。

（三）变量选择 主要包括：

（1）因变量（经营绩效）。选取会计业绩指标净资产收益率ROE来度量。

（2）自变量（高管薪酬）。选取高管货币性薪酬及高管持股比例两个变量来度量：

第一，高管货币性薪酬。以金额最高的前三名董事薪酬总额与金额最高的前三名高级管理人员薪酬总额之和除以6之后的平均数作为高管货币性薪酬的代理变量。考虑到高管薪酬分布可能的“偏移”性质，本文对其取自然对数。

ln CEOC=ln(金额最高的前三名董事薪酬总额+金额最高的前三名高级管理人员薪酬总额/6)

第二，高管持股比例（CEOP）。本文的高管持股比例是指年末公司全部高级管理人员中，除去董事、监事以外的其他高级管理人员所持有的股票总数占总股本的比例。

（3）控制变量。为了控制其他因素对高管薪酬的影响，本文加入了以下控制变量：

第一，公司规模。采用总资产的对数作为公司规模的代理变量，通常规模较大的公司高管会获得相对较高的薪酬。

ln SIZE=ln(流动资产+非流动资产)

第二，董事会的规模。由于董事会决定高管人员的薪酬，那么不同规模的董事会对高管的薪酬决策上会有所不同。

ln DIR=ln(公司董事会中的董事人数)

第三，公司成长性。采用营业收入增长率作为公司成长性的代理变量，正的营业收入增长率代表公司经营绩效良好，成长性较好；负的营业收入增长率代表公司成长性较差。

营业收入增长率（GR）=本期营业收入/基期营业收入－1

第四，公司负债比率。采用资产负债率作为公司负债比率的代理变量。通常资产负债率越高，受到的契约限制越多，公司盈余管理的动机越强，公司业绩相对较好。但目前对我国上市公司来说，财务杠杆的作用方向并不明确。

资产负债率（LR）=年末总负债/年末总资产

（四）模型构建 本文参考了魏刚（2000）和陈冬华、陈信元和万华林（2005）提出的有关高管薪酬与公司绩效的实证模型，再根据本文的研究假设修改代理变量，建立了以下实证模型，以回归分析的方式来验证研究假设。构建模型如下：

四、实证检验分析

（一）描述性统计 各变量的描述性统计如表1所示。

表1 变量描述性统计结果

如表1所示，从样本统计可以看出，2008至2010年制造业626家上市公司平均净资产收益率（ROE）为6.91%，平均高管货币性薪酬水平的对数（ln CEOC）为12.52，平均高管持股比例（CEOP）为4.42%，平均公司规模的对数（ln SIZE）为21.59，平均董事会的规模的对数（ln DIR）为1.73，营业收入增长率（GR）的均值是16.59%，公司资产负债率（LR）的均值是47.20%。

（二）相关性分析 本文采用SPSS17.0对各变量进行皮尔森相关分析，相关系数矩阵如表2所示。

表2 各变量之间的相关系数矩阵

从表2中看出：

（1）净资产收益率与高管平均货币性薪酬水平的自然对数、高管人员持股比例、总资产的自然对数、营业收入增长率、在1%的显著性水平下呈正相关，即随着高管平均货币性薪酬水平的自然对数、高管人员持股比例、总资产的自然对数和营业收入增长率的递增，净资产收益率随之递增。

（2）净资产收益率与公司董事会的董事人数的自然对数负相关，但是在统计上不显著。

（3）净资产收益率与资产负债率在1%的显著性水平下呈负相关关系，说明随着公司资产负债率的上升，净资产收益率会随之下降。

（三）回归分析 对高管货币性薪酬与高管持股比例两个变量对公司经营绩效的影响进行多元线性回归分析，分析结果详见表3所示。

表3 制造业上市公司模型回归结果

从表3看出：

（1）高管货币性薪酬（lnCEOC）与公司经营绩效衡量指标（净资产收益率ROE）在1%的显著性水平上呈正相关，Pearson相关系数为0.299，回归系数为3.082，会计业绩随着高管薪酬同方向变动。此实证结果与魏刚以我国沪深两市1998年所公布的816家A股上市公司所做的研究，发现高管人员年度报酬与公司经营绩效存在显著的正相关的结论是一致的，故本研究实证结果支持假设1。

（2）高管持股比例（CEOP）与公司经营绩效衡量指标（净资产收益率ROE）在1%的显著性水平上呈正相关，Pearson相关系数为0.102，回归系数为0.064，故本研究实证结果支持假设2。

五、研究结论

本文的研究结果显示，我国制造业上市公司通过净资产收益率所代表的企业绩效指标与高管货币性薪酬呈显著的正相关关系、与高管持股比例显著正相关。这说明高管持股比例越高，越能激发经营者的工作热情，努力为公司创造价值，提升公司业绩。公司业绩与通过总资产所代表的企业规模指标呈显著的正相关关系，这说明我国上市公司的薪酬激励机制、股权激励机制有一定的成效，我国上市公司可尝试设计工资、奖金、股票期权三位一体的薪酬体系。在以上回归分析中，公司负债比例的指标资产负债率与公司业绩的回归系数通过了1%的显著性检验，这说明公司的资本结构对企业绩效的优劣存在较大的影响。

由于会计业绩容易被人为操纵，一定程度上并不能反映企业的真实业绩，仅使用会计业绩对高管进行考核是不合理的，这也揭示了我国上市公司高管薪酬激励不完善之处。笔者认为高管薪酬激励应该综合使用会计业绩及市场业绩进行考核。

［1］李平：《上市公司C EO薪酬激励研究》，湖南大学2005年博士论文。

［2］M u r phy，K.J.1985.C o r po r ate pe rf o r man c e and manage r ial r emune r ation：an empi r i c al analy s i s[J].J ou r nal o f A cc ounting and Ec onom i cs.7（A p r il）：11-42.

［3］魏刚：《高级管理层激励与上市公司经营绩效》，《经济研究》2000年第3期。

［4］陈冬华、陈信元、万华林：《国有企业中的薪酬管制与在职消费》，《经济研究》2005年第2期。