我国中小企业板上市公司高管薪酬影响因素研究

陈毅辉 苏凯 黄淑贞

摘要：基于分层线性模型，通过对我国中小企业板上市公司连续5年相关数据的深入分析，发现高管年龄、受教育程度、任职期限和性别等个体层面因素，以及企业绩效、企业规模和独立董事比例等组织层面因素，均与高管薪酬存在显著相关关系，表明我国中小板上市公司高管薪酬决定机制基本科学。但也还存在诸如大股东无法对高管薪酬进行限制、两职兼任增加高管薪酬不良增长风险、企业对高管创新管理能力要求不够、高管薪酬中的性别歧视现象仍然存在等问题，为此我们从加强监管角度提出了相关改进策略。

关键词：中小企业板曰高管薪酬曰分层线性模型

文章编号：1004-7026（2015）04-0083-04中国图书分类号：F272.92文献标志码：A

关于我国中小企业板上市公司高管薪酬的研究，目前还不多。但我国的这类公司相对其它类型来说，薪酬决定的市场化程度更高、薪酬福利的种类更加多样、薪酬政策更加灵活且受政府规制程度较小，其财务报表也更能反映企业的经营管理和高管薪酬状况，因而这类样本在研究我国高管薪酬问题时，具有独特的研究价值。分层线性模型（Hierarchical Linear Models，简称HLM）作为更加科学与严谨的分析方法，已经在教育学、心理学等领域得到广泛应用。因为高管薪酬影响因素既涉及个体层面也涉及组织层面，所以应用分层线性模型对我国中小企业板上市公司高管薪酬影响因素进行研究。

1研究背景与假设

1.1个体层面因素与高管薪酬

1.1.1年龄。人力资本积累是一个漫长过程，并且是循序渐进的。随着高管年龄增长，高管的经营管理能力会随知识与经验增加而逐步提高，而成熟的职业经理人市场也会以高管报酬的提升来反映上述变化，因此众多学者都将高管年龄纳入到高管薪酬影响模型之中。假设为1：正相关关系。

1.1.2受教育程度。教育能够让一个人在短时间内接触并学习大量专业知识和技能，增强其对复杂问题的分析、理解与解决能力，因而知识和技能的增加往往有助于高管获得更高的薪酬。教育水平基本能够指示管理人员的质量，而在管理质量能够获得报酬的情况下，教育水平与高报酬和高企业价值是有联系的（Weber & Dudney，2003年）；苏方国（2011年）也认为受教育程度与高管薪酬存在正相关关系。假设为2：正相关关系。

1.1.3任职期限。高管任职期限，指现任高管身居现任职位且为现有公司工作的时限（Berrone & GomezMejia，2009年），通常以年、月或天为计算单位。任职期限反映了高管在现任职位上工作经验的积累程度。任职期限增加，往往能够使高管获得更大的权力、更高的声望、更不容易被他人替代、对外部董事有更大影响力、甚至拥有更加压倒性的领导风格，进而使其对自身薪酬决策拥有更大的影响力。因此许多学者都认为高管任职期限与高管薪酬间存在显著的正向相关关系（Hogan & McPheters，1980年）。假设为3：正相关关系。

1.1.4性别。虽然现代社会倡导男女平等，但在企业高管层中，女性人数仍远远低于男性。首先，由于生理原因，女性职业生涯通常会受到生育因素的打断。而且受“男主外，女主内”中华传统思维影响，女性扮演家庭角色的重要性要远高于其社会角色，所以许多家庭琐事都需要女性来完成，这无疑会分散女性的体力和精力，降低其职业成功的可能性。其次，女性通常比较敏感，在逻辑思维、缜密性和理性分析方面存在一定缺陷，往往缺乏在激烈市场竞争中所需的理性与果敢，因而导致高管女性较少、担任职位较低、收入较少。假设为4：正相关关系。

1.2组织层面因素与高管薪酬

1.2.1企业绩效。公司是营利性组织，其绩效与高层管理者的状态息息相关。良好的高管绩效是获得良好的公司绩效的前提。当然公司绩效提升也将有助于高管获得更高的报酬和更好的工作环境。但高管工作绩效的复杂性和难测量性不言而喻，而公司绩效的测量则更加容易。因此，在一定程度上对高管工作绩效的测量，可以通过对公司绩效的评判来进行。Murphy（1985年）通过对美国73家公司1964-1981年相关数据的分析，发现管理者薪酬与公司营业收入之间存在相关关系，而营业收入就体现了公司的部分绩效。假设为5：正相关关系。

1.2.2企业规模。在经营环境存在较大不确定性的今天，规模较大的公司面临的经营管理问题会更加复杂。由于大公司高管要承担更大风险、掌握更多知识和技能，再加上大公司也有较高支付能力，因此大公司高管往往可获得较高薪酬。而且大公司高管也往往拥有更多权力、掌握更多资源，他们通常可以依据自身权力，对公司薪酬政策产生较大影响，从而为自己争取更大利益、使自己的高薪合法化。McGuireetal（1962年）就用45家大型企业为样本，检验了销售额、利润额与高管现金薪酬之間的关系。假设为6：正相关关系。

1.2.3股权集中度。我国公司法规定，股东有选举权和被选举权，由股东大会选举出董事会，董事会再任命高级管理层。股东大会是公司的最高权力机构，对公司的重大事项进行决策，其决议对公司业绩将产生重大影响。如果公司最大股东持股比例较大，那么他就更加能够对公司的经营管理产生重大影响，也更加能够对高管起到监督作用，对高管薪酬起到限制作用。而若最大股东持股比例较小，则过高的个人监督成本就可能导致众多小股东，不愿单独对高管薪酬进行监督和限制。小股东间也无法判断彼此之间，为监督高管所付出的监督成本各为多少，从而导致小股东之间存在大量“搭便车”现象，致使小股东对高管起不了监督作用。假设为7：负相关关系。

1.2.4独立董事比例。独立董事受股东委托，对公司的经营管理进行监督，发挥外部监督作用。因为独立董事与公司及其管理者无直接利益关系，所以独立董事有利于发挥独立的监督作用。在理论上，独立董事比例越高，他们在董事会中就越具有影响力，其对高管薪酬监督的积极性就越高。当然这种外部监督的效率与效果，还要取决于独立董事的权利能否真正行使。独立董事应该依据公司法和公司章程来行使监督权。假设为8：负相关关系。

1.2.5两职兼任。董事会在公司治理结构中处于重要地位，对公司经营管理具有重大影响，对高管薪酬具有决定性作用。我国公司法规定，董事会聘任或者解聘公司高层管理者，并决定其奖惩。但若董事长兼任总经理，则董事长权力将大大提升，他可以在董事成员中安排亲信，进一步扩大自己在董事会中的权利，使董事会决策朝着有利于自己的方向发展。董事长和总经理两职兼任，还将导致董事长要监督自己这个总经理，因而监督机制无法正常发挥。同时，总经理在公司中的威信和影响力也大大提升，因为他可以董事长的身份控制董事会，并给董事成员施加较大压力，进而达到谋取私利目的。假设为9：正相关关系。

1.2.6董事会规模。董事会规模较大时，董事会成员普遍认为其他成员会依据公司章程对高管行使监督权，加上“多一事不如少一事”的错误心态，就会造成董事成员存在“搭便车”现象。从理论分析，董事会规模扩大往往导致董事会权力在各董事成员之间的相对分散，因而不利于其对高管进行监督；董事会规模扩大也使沟通成本增加，从而导致董事会监督效率和效果下降。董事会监督效率和效果下降，就会将给高管以更多滥用权力的机会，因而高管薪酬就可能走高。假设为10：正相关关系。

1.2.7行业特征。依据Kerr & Kren（1992年）的观点，行业动态趋势对高管薪酬的影响也不容忽视。Kostiuk（1990年）认为，行业特征在统计上对高管收入的影响具有显著性。李增泉（2000年）、魏刚（2000年）、谌新民和刘善敏（2003年）等都认为高管薪酬水平存在显著行业差异。随着我国经济的迅猛发展，行业间差异也表现得更加复杂，原有的虚拟变量已难以区分行业间差异形成的来源。部分学者就以另一种方法来测量行业特征，即使用无形资产比例来衡量行业特征，如杜胜利和翟艳玲（2005年）、苏方国（2011年）等。而且在科技进步日新月异的今天，创新能力对公司发展也日益重要。在一定程度上，无形资产比例能够衡量公司的研发和创新能力。假设为11：正相关关系。

2研究设计

2.1样本与数据

我国《公司法》规定，公司高级管理人员，是指公司经理、副经理、财务负责人，以及上市公司董事会秘书和公司章程规定的其他人员。在此，我们选取我国中小企业板上市公司年报披露的除董事及监事外的所有高管人员，作为研究对象。为了提高样本质量，我们以我国中小板上市公司2006-2010年发布的年报数据为基础，再做以下剔除：（1）剔除在上市公司不领薪酬或只领津贴的高管；（2）剔除业绩不佳的ST公司；（3）剔除极端值及明显违反常规的数据；（4）剔除缺失值或披露模糊的数据。最终选择533家中小板上市公司2006-2010年10971条高管有效个体样本数据和1399条有效组织样本数据，进行实证研究。

2.2变量测量

我们对自变量的选择，主要基于文献研究结果，再结合本研究目的，加入新的变量。因变量则为个体层面上的高管薪酬。因为高管薪酬既包括现金薪酬，也包括非现金薪酬，因此本研究同时选择年报披露的现金薪酬和高管持股比例，作为高管薪酬的测量指标。为便于分层线性模型的构建与分析，本研究对高管薪酬、企业绩效、企业规模、股权集中度等都进行了因子分析，以经过回归后的因子得分作为变量值。为消除变量自身变异大小和数值大小的影响，本研究首先用SPSS 20对自变量和因变量进行了数据标准化处理。

3研究结果

3.1因子分析

3.2零模型

要探讨有多少高管薪酬总变异，可以分别由个体层面因素和组织层面因素进行解释，就必须以高管薪酬为因變量，构建自变量既不包含个体层面变量，也不包含组织层面变量的零模型，在此基础上才能对其进行分层线性模型分析。而要区分有多少高管薪酬总变异分别由个体层面变量和组织层面变量进行解释，还需要计算跨级相关系数ICC。零模型分析结果，见表2中的模型1。通过分析得出，组间方差=0.2072，且卡方检验结果达到显著水平，（1145）=4118.9457（p= 0.000），反映高管薪酬在上市公司间的差异显著，因此需要考虑组织层面变量对高管薪酬的影响。零模型的分析结果还得出组内方差=0.7880，因此跨级相关系数ICC=0.2082，即组间方差解释了高管薪酬变异的20.82%，组内方差解释了79.18%。研究结果表明，虽然组间方差对高管薪酬变异的解释程度低于组内方差，但组间方差的卡方检验显著，表明组织层面因素对高管薪酬的影响不容忽视。

3.3个体层面变量对高管薪酬的影响

要理清个体层面变量对高管薪酬的影响，就需对零模型加以扩展，加入个体层面变量，构建自变量只包含个体层面变量的分层模型，分析结果见表2中的模型2。分析表明，高管年龄与高管薪酬存在显著正相关关系（b=0.0243，<0.001），因此接受假设1；高管学历为本科时的受教育程度与高管薪酬存在显著正相关关系（b=0.1308，<0.001），高管学历为研究生时的受教育程度与高管薪酬也存在显著正相关关系（b= 0.4611，<0.001），因此接受假设2；高管任职期限与高管薪酬存在显著正相关关系（b=0.0001，<0.001），因此接受假设3；高管性别与高管薪酬存在显著正相关关系（b=0.1965，<0.001），因此接受假设4。

3.4组织层面变量对高管薪酬的影响

为了讨论组织层面变量对高管薪酬的影响，需在零模型的基础上加入组织层面因素，分析结果见表2中的模型3。分析表明，企业绩效与高管薪酬间存在显著正相关关系（b=0.1253，<0.001），因此接受假设5；企业规模与高管薪酬存在显著正相关关系（b= 0.0781，<0.001），因此接受假设6；独立董事比例与高管薪酬存在显著正相关关系（b=1.0593，<0.05），因此拒绝假设8；根据研究结论，组织层面中的股权集中度、两职兼任、董事会规模和无形资产比例均与高管薪酬不存在显著相关关系，因此拒绝假设7、假设9、假设10和假设11。

4研究启示

从研究结论对完善高管薪酬监督管理及高管自身发展的启示来看，有以下几条值得重视。

首先，与公司规模相比，要更加重视高管能力对高管薪酬的影响。研究证实，我国中小板上市公司规模对高管薪酬具有显著正向作用。企业规模虽在一定程度上能反映企业在行业的竞争地位，但却无法全面反映企业的实际经营管理状况和高管的实际经营能力。因此中小板企业不能过度强调规模对高管薪酬的正向作用，而应力促高管提升自身能力，促进企业快速发展，通过提升企业绩效来提升高管薪酬。

其次，在公司治理与高管薪酬关系上的一些实证结论，启示立法部门要加强相关立法、公司要进一步完善治理结构，以使高管薪酬能够在合理与合法基础上增长。如本研究证实的大股东不愿承担过高监督成本、董事会规模扩大导致沟通成本上升、董事成员间存在“搭便车”现象、独立董事成为高管“傀儡”、两职兼任增大高管薪酬不良增长风险等，这些都会导致高管在其薪酬决定中拥有更大的影响力、从而为自己谋的更高收益。这就需要通过立法和完善公司治理，来限制大股东持股比例、限制董事会过大规模、增加独立董事数量及独立性、限制两职兼任等，保证董事会拥有独立决定高管薪酬的权力。

再次，我国中小板上市公司應该不断增加对高管创新能力管理的要求，将其与高管薪酬建立联系。因为我国中小板上市公司在经营规模和企业资产等方面具有先天的劣势，创新就更应该成为其持续发展的不二选择。因为只有不断创新才能不断促进企业发展，在日趋激烈的市场竞争中寻得一席之地。所以将体现创新能力的无形资产比例与高管薪酬挂钩，将有助于高管更加重视人才、重视创新，促进企业快速发展。为此，我国中小企业板上市公司可以通过董事会，来增加对高管创新能力管理的考核要求，并将其与高管薪酬相挂钩。此外，针对女性特点，政府和中小板上市公司也要制定更有针对性的政策和措施，促进女性高管人才的不断成长和发展，不断消除高管薪酬中的性别歧视。

（作者单位：1.福建农林大学安溪茶学院2.江西经济管理干部学院）

参考文献

[1]谌新民，刘善敏.上市公司经营者报酬结构性差异的实证研究[J].经济研究，2003（8）.

[2]杜胜利，翟艳玲.总经理年度报酬决定因素的实证分析———以我国上市公司为例[J].管理世界，2005（8）.

[3]李增泉.激励机制与企业绩效———项基于上市公司的实证研究[J].会计研究，2000（11）.

[4]苏方国.人力资本、组织因素与高管薪酬———跨层次模型[J].南开管理评论，2011（3）.

[5]魏刚.高级管理层激励与上市公司经营绩效[J].经济研究，2000（3）.

[6]Jeffrey L. Kerr， Leslie Kren. Effect of relative decision monitoring on chief executive compensation. Academy of Management Journal， 1992，35 （2）：370-397.