创业板企业高管薪酬影响因素实证研究

张 力

（南开大学商学院，天津 300071）

一、引言

于2009 年10 月23 日于深圳证券交易所上市的创业板，作为地位仅次于主板市场的二板证券市场，为广大高科技型、高成长型中小企业提供了融资平台，有效推动了多层次资本市场的建设。创业板企业并不具备在主板上市的资格，大多处于初创期和增长期，经营状况并不稳定，盈利能力有限，因此高层管理人员的才能与行为对企业的生存与发展有着至关重要的影响。而研究显示创业板企业高管薪酬与企业业绩状况并不相符，《中国上市公司高管薪酬指数(2011)》认为创业板上市公司的高管薪酬指数较高，呈现严重的激励过度现象。纳入样本统计的59 家创业板上市公司2010 年高管薪酬合计为1.36 亿元，净利润为68.43 亿元，高管薪酬占净利润的比重达到了1.99%，远远高于主板企业0.47%的比重。2010 年底的创业板高管集体辞职事件恰恰说明了高管薪酬制度上还存在的诸多不合理因素。因此，本文基于以上现状，选择对创业板企业高管薪酬影响因素进行实证分析，进而引申出目前创业板高管薪酬中存在的问题,并对创业板上市公司高管薪酬激励制度的制定相应提出一些改进建议。

二、文献综述

关于公司高管人员薪酬理论的研究源于西方，历经了80 余年的发展，涌现了大量的文献资料，并逐渐产生了多元化的研究。委托代理理论认为，企业应确定最优的高管薪酬，使高管人员自发地选择与公司或股东利益一致的经营活动。当高管人员的行为或努力程度无法得到准确评价且监督成本过高时，企业应以经营业绩作为薪酬制定的标准。例如Kaplan（1994）发现高管薪酬和解聘可能性都与公司的经营业绩和销售收入有明显的相关关系。[1]张俊瑞等（2003）研究发现高管人员的人均年度薪金报酬的对数与公司每股盈余之间呈现较显著的、稳定的正相关关系。[2]

人力资本理论则从人力资本产权的角度出发，认为高管人力资本的价值属于高管人员本身，高管人员对自身人力资本的开发和使用享有完全的主动性与控制力，企业只能通过物质激励和精神激励来提高高管的工作热情与工作效率。因此诸多研究者认为公司规模才是决定高管薪酬的重要因素。例如李增泉(2000)研究发现上市公司高管的薪酬与企业规模、所在地区密切相关。[3]Tosi 等(2000)发现企业的规模对企业高管人员薪酬解释的方差量超过40%,而经营业绩能解释的方差量不超过5%。[4]本文也主要从委托代理理论和人力资本理论角度出发提出研究假设，并重点关注公司成长性因素在薪酬政策中的作用和地位。

三、研究假设与研究设计

（一）研究假设

假设一：创业板企业高管薪酬与公司经营业绩正相关。公司绩效是高管工作成果的最直接反应，也是评价高管工作成绩和努力程度的最重要指标。虽然完全用经营业绩作为评价标准很可能忽略高管人员的无形成果和长期成果，但经营业绩作为一个可准确计量的指标在评价高管工作中仍具有不可替代的作用。根据委托代理理论，当股东与代理人之间存在信息不对称时，只有将公司业绩与高管薪酬挂钩，才能促使高管自发选择符合公司和股东利益最大化原则的行为。据此假设。

假设二：创业板企业高管薪酬与公司规模正相关。一般来说，公司的规模越大，管理层级越多、资产总额越大、员工人数越多，公司的经营管理难度、高管承担的责任就越大。根据人力资本理论，只有对高管支付更高的薪酬，才能促使高管开发自身潜能、提高工作效率，以符合岗位要求的条件。此假设也可从另一角度理解，随着公司规模的扩大，高管所拥有的权利也随之增大，也就更有机会利用其控制的诸多资源使高薪合法化。[5]据此假设。

假设三：创业板企业高管薪酬与公司成长性正相关。创业板上市不到四年时间，大部分企业还处于上市的初期。此时，公司未来的发展前景，也就是公司的成长性应是股东关注的重点。股东应根据公司发展空间的大小对经营者进行合理的激励，将高管的当期收入与公司的远期利益挂钩，以鼓励高管做出适应于公司长期发展利益的决定。据此假设。

假设四：创业板企业高管薪酬与股权集中度负相关。当公司股权高度集中时，一个或少数几个股东控制着大多数股份，股东就会更加注重股东利益并加大对代理人的监督力度，董事会制定薪酬政策时将有效减少向高管支付过高薪酬的可能性，甚至会过分压低高管薪酬水平。而股权过于分散时，大量小股东仅出于“搭便车”的目的对公司进行投资，无心对公司管理层进行监管，高管就有机会提高自己的薪酬。[6]因此公司股权集中度的提高将在一定程度上降低高管的薪酬。据此假设。

假设五：创业板企业高管薪酬与管理层持股比例正相关。随着管理层持股比例的增加，代理人与股东的利益也逐渐趋向一致，高管若要增加自身收益，就必须提高公司业绩，增加公司股票的价值。但从另一角度讲，高管所持有的股权也是薪酬的一部分，当持有股权增加时，高管的货币薪酬就应当有所降低。但由于我国高管持股的现象远不如西方企业普及，且存在大量的“零持股”现象，高管持股多作为一种福利安排。[7]因此，本文假设高管薪酬与管理层持股比例正相关。

假设六：创业板企业高管薪酬与资产负债率负相关。当公司的资产负债率增加时，需要定期支付的固定利息将减少公司的自由现金流，使高管进行超额在职消费和过度投资的可能性减少。从降低代理成本这个角度，债务与高管薪酬之间应存在“替代效应”。[8]据此假设。

假设七：创业板企业高管薪酬与独立董事比例负相关。高管的薪酬政策是由董事会制定的，一般来讲，内部董事容易受到管理层的控制，而外部董事相对独立性较强，能够做出比较客观和理性的判断和决定。独立董事比例较高的董事会独立性更高，更能防止不合理的过高薪酬出现。因此，独立董事比例的提高应会导致高管薪酬的降低。据此假设。

假设八：创业板企业高管薪酬与董事长、总经理两职合一状况正相关。当董事长与总经理由一人担任时，会造成权力过于集中。此时，总经理的行为无法得到有效的监督和制约，总经理极有可能利用自己拥有的股权操纵董事会为自己谋得不合理的高薪。据此假设。

（二）样本选取及数据来源

本文以2010～2012 年在深市创业板上市的企业作为样本进行研究，以“CCER 经济金融数据库”中的“上市公司治理结构数据库”、“一般企业财务指标分析数据库”和上市公司年报作为数据源，并剔除了其中未披露高管薪酬、财务指标不全或净资产收益率为负的公司样本，最终收集到2010 年的184 家企业、2011 年的287 家企业和2012 年341 家企业的数据，总计812 个有效样本。研究中使用SPSS16.0 进行回归分析。

（三）变量描述

被解释变量：

高管薪酬：本文选取年报所披露的金额前三名的高管薪酬平均值的对数作为衡量高管薪酬的指标，记为LnPAY。虽然高管持股也是高管薪酬的一部分，但由于我国上市公司高管持股比例普遍较低，且有大量“零持股”的状况，所以本文将高管薪酬界定为高管人员年度货币性薪酬，包括工资、奖金、津贴及其他收入。

解释变量：

经营业绩：加权平均净资产收益率，即报告期净利润与平均净资产的比值，记为ROE。

公司规模：总资产的对数，记为LnASS。

公司成长性：托宾Q 值，即企业市价与资产重置成本的比值，记为Tobin。

股权集中度：第一大股东持股比例，记为HRLS。

管理层持股比例：年报披露的全部高级管理人员中,除董事、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，记为HRM。

资产负债率：总负债与总资产的比值，记为ALR。

独立董事比例：独立董事人数占董事会总人数的比例，记为RID。

两职合一：记为PCM，若董事长与总经理由一人兼任，则PCM=1，否则PCM=0。

（四）模型构建

我国近年有关高管薪酬的实证研究大多使用最小二乘法，因此本文也将使用最小二乘法进行多元线性回归分析，以保持结果的可比性。由于最小二乘法要求样本数据呈正态分布，为缓解这一问题，本文对高管年度平均薪酬和总资产进行对数变换，并对变量间的多重共线性进行检验。根据前文的分析假设和变量描述，建立以下多远线性回归模型：

LnPAY=β0+β1POE+β2LnASS+β3Tobin+β4HRLS+β5H RM+β6ALR+β7RID+β8PCM+ε

四、实证检验与分析

（一）描述性统计

表1 变量描述性统计

从表1 有关变量的描述性统计结果中可看出，大部分变量的平均值与中位数比较相近，尤其是LnPAY、LnASS 和RID 三个变量，说明对变量取对数较好地保持了样本数据的正态性，更符合使用最小二乘法进行多元线性回归的条件。第一大股东持股比例最大值为86%，最小值为9%，均值为34.29%，可以看出各公司在股权集中度上仍有很大差异，但从总体来说还是比较集中的。管理层持股比例均值虽达到20.6%，但最小值为0%，最大值为92%，标准差为20.505，其中“零持股”比例达到了14.1%，体现出各公司在公司治理特别是薪酬政策上的巨大差异。独立董事比例分布相当集中，平均值为37.64%，中位数为33.33%，其中比例为1/ 3 的公司占到了30.4%，但仍有11.6%的公司独董比例在证监会规定的1/ 3 标准之下。董事长与总经理由一人兼任的公司占总样本的53.2%，不是由一人兼任的占46.8%，接近于各占一半。

（二）PEARSON相关检验

从表2 可知，共11 对自变量在1%的水平下显著相关，5 对自变量在5%的水平下显著相关，但相关系数绝对值都小于0.5，在可接受范围之内，说明自变量之间不存在多重共线性的问题。从因变量与自变量关系的角度，只有LnASS 在1%水平下与LnPAY 显著相关，其他变量的相关性均不显著。且除管理层持股比例和托宾Q 外，其他自变量与高管薪酬的相关关系均与前文的理论假设相符。

表2 PEARSON相关检验结果

（三）多元线性回归分析

表3 多元线性回归模型总结

从表3 可知，R2=0.211，说明该模型的自变量只能在22.1%的程度上解释因变量的变化，拟合程度虽然不够高，但在可接受范围内。本文引入的变量是有限的，还有大量自变量没有引入或无法准确度量，例如有关行业、地区、公司治理等，所以本文引入的自变量对高管薪酬的解释程度也是有限的。Durbin-Watson 值为1.758，较为接近2，表明该模型不存在自相关现象。Sig.=0.000，说明该模型回归的效果极为显著。

表4 多元线性回归系数检验表

据此，可得出经验回归方程：

LnPAY=2.694+0.025ROE+0.482LnASS-0.164Tobin-0.009HRLS-0.004HRM-0.008ALR+1.165RID+0.151PCM+ε

在8 个变量中，共有3 个变量的p-值小于0.01，分别是ROE（0.000）、LnASS（0.000）和ALR（0.03），说明回归作用极为显著；另有3 个变量的p-值在0.01 和0.05 之间，分别是HRLS（0.025）、HRM（0.024）和PCM（0.022），说明回归效果较为显著；剩余两个变量Tobin（0.168）和RID（0.052）回归效果并不显著。回归模型通过了显著性检验。

经营业绩变量ROE 回归效果极为显著，创业板企业高管薪酬与企业经营业绩正相关，假设一成立。多年以来，中西方大量的实证研究都未能就这一问题达成统一的结论，究其原因，很大程度上是因为各个文献中衡量经营业绩所选取的指标并不一致，本文选取的是净资产收益率，而ROA、EPS、EVA 和Tobin’s Q 等变量都被广泛应用。

公司规模变量LnASS 回归效果极为显著，创业板企业高管薪酬与公司规模正相关，假设二成立。公司规模的扩大，给高管人员带来的是管理难度与所掌握的权利的同时增大，提高薪酬也是合情合理。这一结论也就解释了为何公司高管都如此热衷于并购，盲目扩张，却罔顾这一决定对公司来讲是利是弊。

公司成长性变量Tobin 回归效果不显著，假设三不成立。本文以托宾Q 作为衡量公司成长性的变量，而实证结果却得出系数为负，与假设相反，且p-值为8 个变量中最大的，回归效果最不明显，说明公司成长性与创业板企业高管薪酬之间并不存在相关关系。公司成长性是本文研究的重点，因为创业板企业最应该关注的就是企业的发展前景。而目前，大部分的中小型企业都面临着外需下降、成本上升、融资困难等生存难题，转变发展方式，开发新的增长点成为企业的生存之道。此时，企业应当做的就是激励高管人员着眼于未来，将工作更多地集中到公司的发展上，而高管薪酬与公司成长性的不挂钩是创业板企业高管薪酬制度的重大缺陷。

股权集中度变量HRLS 回归效果显著，创业板企业高管薪酬与股权集中度负相关，假设四成立。结论表明股权的适当集中对提高股东监管力度和积极性有一定作用，而创业板企业股权集中度相对较低，应当注意股权结构的调整。

管理层持股比例变量HRM 回归效果显著，创业板企业高管薪酬与管理层持股比例负相关，假设五不成立。结论表明高管的股权薪酬与现金薪酬之间出现了替代效应，而我国企业管理层持股比例普遍较低，高管持股的增加并不应造成现金薪酬的减少。通过分析，出现此结果的原因应该是，虽然高管持股比例不高，但创业板企业市盈率普遍较高，高管依旧可以通过持股获得较多收益，从而导致了现金薪酬的降低。

资产负债率变量ALR 回归效果极为显著，创业板企业高管薪酬与资产负债率负相关，假设六成立。变量回归的显著性说明了公司自由现金流的减少对高管行为的较大约束力。

独立董事比例变量RID 回归效果不显著，假设七不成立。虽然回归效果不显著，但是变量系数为正与假设相反，独立董事比例的提高并没有对高管薪酬产生抑制作用，反而使其有轻微地提升。说明我国企业独立董事的独立性依旧不高，独董比例较低、独立性差甚至与管理团队“共谋”已成为公司治理中的重要问题。

两职合一变量PCM 回归效果显著，创业板企业高管薪酬与两职合一正相关，假设八成立。两职合一虽然是很多企业发展的必经之路，但此举会将总经理置于没有任何制衡约束的环境下，为管理者获取高薪、谋私利大开方便之门，甚至会导致不合理的高薪出现。

五、结论与对策建议

根据前文的分析，可得出结论：创业板企业高管薪酬与经营业绩、公司规模显著正相关，与资产负债率显著负相关，与两职合一现象正相关，与股权集中度负相关，而与公司成长性和独立董事比例回归效果不显著。实证结果与大量文献结果基本一致，暴露出了我国高管薪酬制度只注重短期激励、董事会独立性较低、监管力度不足等问题。

本文在此对创业板企业高管薪酬制度提出以下建议：

一是将高管薪酬与公司成长性挂钩，加大股票期权等长期激励措施的力度，形成“长期与短期结合，以长期激励为主”的模式，将高管薪酬与公司长期利益结合，防止高管只求平稳、为规避风险而错失公司发展良机等行为的出现。

二是提高独立董事的独立性，加大独立董事比例，提高独立董事的履职质量并切断独立董事与公司经理团队的“经济连接”，使独立董事真正独立，做出客观公正的决策，为高管人员制定合理的薪酬政策。

三是对于存在两职合一情况的公司，应当对此制定可行的监督机制，以防止发生职权的滥用和过于主观的决策失误等问题，并防止高管人员借此将大部分利润据为己有，不但妨碍了公司的发展，还破坏了公司的稳定和薪酬制度的公平。

四是细化薪酬披露内容，完善披露制度。证监会虽然对薪酬披露做出了一系列规定，但由于不透明、不具体的披露体制导致瞒报、误报等行为数见不鲜，很多公司披露的薪酬并不合理，更有笔误写错的现象发生。通过细化披露内容，不仅加强了社会舆论的监督，更促使企业加强自身监管，做好自查。

[1]Kaplan S N.Top executive rewards and firm performance:A comparison of Japan and the United States [J].The Journal of Political Economy，1994，102(3):510-546.

[2]张俊瑞，赵进文，张建.高级管理层激励与上市公司经营绩效相关性的实证分析[J].会计研究，2003(19):29-34.

[3]李增泉.激励机制与企业绩效——一项基于上市公司的实证研究［J］.会计研究，2000(1):24-30.

[4]Tosi，H.L.，Werner，S.，Katz，J.P.，Gomez-Mejia，L.R..How Much Does Performance Matter？A Meta-Analysis of CEO Pay Studies[J].Journal of Management，2000，26(2):301-339.

[5]李俊.四川上市公司高管薪酬影响因素实证研究[D].成都:西南财经大学，2009:21.

[6]刘海燕.我国创业板上市公司高管薪酬影响因素研究[D].北京:北京物资学院，2009:33.

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[8]柯可，邱凯.上市公司高管薪酬影响因素分析——基于沪深股市的实证研究[J].财会通讯，2009(9):32-34.