高 雷 戴 勇

(1.南京審計(jì)學(xué)院金融學(xué)院,江蘇南京211815;2.南京財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院,江蘇南京210046)

一、引言

世界各國的研究都表明,代理人和委托人的利益沖突所導(dǎo)致的代理成本是巨大的[1],而合理有效的管理層激勵(lì)(薪酬合約、持股計(jì)劃)體制可以降低代理成本,提升企業(yè)發(fā)展?jié)摿?降低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)[2]。很多企業(yè)的失敗并非業(yè)績不好,而主要是因?yàn)閷?duì)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的把握和控制力度不夠,對(duì)此管理層激勵(lì)體制是一個(gè)不可或缺的重要因素。因此,本文認(rèn)為有必要研究管理層激勵(lì)體制、企業(yè)發(fā)展?jié)摿拓?cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)三者之間的關(guān)系。

近年來國內(nèi)外學(xué)者大多是從一個(gè)角度出發(fā),或分析其中二者之間的關(guān)系,卻沒有將管理層激勵(lì)體制、企業(yè)發(fā)展?jié)摿拓?cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)建立三方關(guān)聯(lián)來研究。Jensen和M urphy認(rèn)為管理層激勵(lì)的變化與公司經(jīng)營績效和股東財(cái)富變化聯(lián)系緊密[1]。Lewellen和Huntsman研究了財(cái)富100強(qiáng)中的50家公司,推斷出管理層激勵(lì)至少同企業(yè)銷售收入一樣重要[3]。高雷和宋順林研究發(fā)現(xiàn)我國上司公司的管理層激勵(lì)和企業(yè)業(yè)績顯著正相關(guān)[4][5]。于富生和張敏指出,管理層激勵(lì)不僅與企業(yè)績效正相關(guān),還與企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)[6]。目前,國內(nèi)外對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的研究主要集中在企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的識(shí)別和度量上。Ohlson選用美國的105家破產(chǎn)公司和2 058家非破產(chǎn)公司為樣本,研究發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、業(yè)績和當(dāng)前變現(xiàn)能力顯著影響公司破產(chǎn)概率[7]。章之旺和吳世農(nóng)探討了基于公司財(cái)務(wù)特征、公司治理和股權(quán)結(jié)構(gòu)等多維視角的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)影響因素[8]。另外,現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)管理層激勵(lì)與企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系有不同的看法,如Jin發(fā)現(xiàn)管理層激勵(lì)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)[9],Kap lan和Stromberg認(rèn)為管理層激勵(lì)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)顯著正相關(guān)[10],而Conyon和M urphy認(rèn)為兩者之間無顯著關(guān)系[11]。

本文以我國A股2005～2008年(非金融類)公司為研究對(duì)象,實(shí)證研究管理層激勵(lì)體制、企業(yè)發(fā)展?jié)摿拓?cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系,目的是找出更可靠、更有力的經(jīng)驗(yàn)證據(jù),為相關(guān)部門提供通過改善管理層激勵(lì)體制來提高企業(yè)發(fā)展?jié)摿Σ⒔档拓?cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的政策建議。

二、理論假設(shè)

根據(jù)現(xiàn)代公司財(cái)務(wù)理論,信息不對(duì)稱和激勵(lì)不足是代理沖突的根源。為了對(duì)代理人實(shí)施必要的監(jiān)督和激勵(lì),一條重要途徑是借助公司內(nèi)部治理機(jī)制如管理層激勵(lì)[2]。在我國,管理層激勵(lì)一直是被忽視的問題,近年來才有所改觀。合理的激勵(lì)體制能協(xié)同管理層和股東之間利益,降低代理成本,促使管理層盡力提高企業(yè)價(jià)值。因此,本文提出假設(shè)1：

H1：上市公司的管理層激勵(lì)與企業(yè)發(fā)展?jié)摿φ嚓P(guān),良好的管理層激勵(lì)能提升企業(yè)發(fā)展?jié)摿Α?/p>

公司規(guī)模會(huì)對(duì)管理層激勵(lì)機(jī)制和企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系有影響。企業(yè)規(guī)模越大,企業(yè)管理層薪酬應(yīng)該越高,股權(quán)分配應(yīng)該越多。而且從責(zé)任與薪酬和股權(quán)對(duì)等的原則來看,公司資產(chǎn)規(guī)模越大,管理層承擔(dān)的社會(huì)責(zé)任與股東權(quán)益受托的責(zé)任便越大,管理層的薪酬和股權(quán)相應(yīng)地也該越多。Baker Jensen和M urphy研究得出,管理層激勵(lì)對(duì)企業(yè)規(guī)模的彈性一般處于0.25～0.35之間,即規(guī)模大于10%的公司將多給予其高管約3%的回報(bào)[12]。另外,規(guī)模大的企業(yè)可能率先采用西方的有效的激勵(lì)機(jī)制,其激勵(lì)風(fēng)險(xiǎn)聯(lián)系更強(qiáng)。因此,本文提出假設(shè)2：

H2：管理層激勵(lì)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān),且此負(fù)相關(guān)關(guān)系受企業(yè)規(guī)模的影響。

企業(yè)的發(fā)展?jié)摿κ侵钙髽I(yè)可預(yù)期的價(jià)值生產(chǎn)能力,是企業(yè)在市場空間中的內(nèi)在發(fā)展趨勢。它存在于企業(yè)持續(xù)改進(jìn)和發(fā)展的經(jīng)營活動(dòng)中,而這離不開管理層理性決策和風(fēng)險(xiǎn)控制。本文中,企業(yè)的發(fā)展?jié)摿χ饕善髽I(yè)的績效體現(xiàn)以及衡量企業(yè)潛在能力的TobinQ值來體現(xiàn)。企業(yè)在提高自身發(fā)展?jié)摿Φ耐瑫r(shí),必須要設(shè)法降低企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。因此,本文提出假設(shè)3：

H3：企業(yè)發(fā)展?jié)摿拓?cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān),發(fā)展?jié)摿υ酱?企業(yè)控制風(fēng)險(xiǎn)的能力越強(qiáng)。

三、樣本來源與變量定義

本文以A股上市公司2005～2008年非金融類、非ST公司的面板數(shù)據(jù)為研究樣本。數(shù)據(jù)來源于w ind金融數(shù)據(jù)庫。為了保證研究的有效性,我們剔除了異常值和缺失值,得到有效樣本2 996個(gè)。全部數(shù)據(jù)處理及模型回歸由STA TA軟件處理完成。

衡量企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的變量是本文實(shí)證模型的因變量之一。衡量企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的方法目前主要分為以市場數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)和以會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)。以市場數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)衡量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的方法適用于西方國家,卻不適合我國的上市公司,這主要是因?yàn)槲覈淖C券市場還不完善,投資者具有強(qiáng)烈的投機(jī)傾向,致使股票收益的波動(dòng)并不能很好地反映企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。雖然會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)也會(huì)有很大的影響,例如存在盈余管理等因素,但是相對(duì)而言,在我國它比用資本市場數(shù)據(jù)衡量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)更合理一些。因此,本文選用會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)來計(jì)算財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn),另外本文還選取了能直接考察企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)利息保障倍數(shù),又稱已付利息倍數(shù)。其余各變量定義見表1。

四、實(shí)證分析

(一)變量的相關(guān)性分析

本文首先對(duì)所涉及的變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì),為節(jié)省篇幅,描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果略。在建立模型之前,本文對(duì)假設(shè)1和假設(shè)3所涉及的全部變量進(jìn)行了相關(guān)性分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn)各變量間相關(guān)性不強(qiáng),并進(jìn)一步利用方差膨脹因子(V IF)對(duì)變量進(jìn)行了多重共線性的診斷,發(fā)現(xiàn)各變量的V IF值最大為3.201,遠(yuǎn)小于10,因此回歸模型中的自變量間不存在多重共線性問題。本文先用薪酬來衡量管理層激勵(lì)與企業(yè)發(fā)展?jié)摿σ约捌髽I(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系,然后再用管理層持股比例做進(jìn)一步的分析。研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)的規(guī)模會(huì)影響到公司管理層對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的影響。所以,本文先在企業(yè)規(guī)模不等的情況下對(duì)Z值進(jìn)行均值分析,再將上市公司按規(guī)模的大小進(jìn)行劃分,對(duì)假設(shè)2進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)。

表1 變量定義

首先,本文將企業(yè)規(guī)模以30 000萬股為界分為中小型和大型企業(yè)。為了比較兩種規(guī)模下衡量企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的Z值異同,我們對(duì)它們的Z值進(jìn)行分組描述性統(tǒng)計(jì)以及均值差異的 T值檢驗(yàn),結(jié)果見表2和表3。

表2 Z值分組描述性統(tǒng)計(jì)

表3 組間Z值均值差異(T值檢驗(yàn))

從表2中兩組樣本的Z值的描述性統(tǒng)計(jì)分析來看,企業(yè)規(guī)模不超過30 000萬股的公司的Z值均值是4.306,較高于規(guī)模相對(duì)大的Z值均值3.856。這說明規(guī)模相對(duì)大的公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)要普遍高于規(guī)模相對(duì)小的企業(yè)。而表3的均值差異的分析進(jìn)一步表明規(guī)模不等的企業(yè)Z值之間有顯著差異,并且規(guī)模較大的企業(yè)Z值較低。

不同規(guī)模的上市公司的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和高管薪酬之間的相關(guān)性見表4。從表4的結(jié)果中,我們能得出初步結(jié)論：總體而言,高管薪酬與企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)Z值顯著正相關(guān),即高管薪酬越高,企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)Z值越高,財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越低。進(jìn)一步研究表明,對(duì)于不同規(guī)模的上市公司來說,它們的企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和高管薪酬之間的情況不盡相同。當(dāng)總股數(shù)少于3億股時(shí),二者的相關(guān)程度比較低,達(dá)到0.142,并具有顯著的正相關(guān)性。當(dāng)股數(shù)大于3億股時(shí),二者的相關(guān)系數(shù)較之前面的大了一點(diǎn),也達(dá)到了0.176,并且也是顯著的正相關(guān)關(guān)系。這說明了對(duì)于中小型和大型的公司來說,需要建立比較好的管理層激勵(lì)機(jī)制,增加高管的薪酬將有利于公司企業(yè)價(jià)值的增進(jìn)與改善公司的財(cái)務(wù)狀況,能夠有效地避免財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。

表4 Spearman相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

(二)多元線性回歸模型分析

本文首先建立模型(1)～(4)來考察管理層薪酬與企業(yè)發(fā)展?jié)摿χg的關(guān)系。本文選取管理層的薪酬總額作為回歸模型的因變量。根據(jù)Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果本文采用固定效應(yīng)模型。

其中β0為常數(shù),βi(i=1,2,……)為回歸系數(shù),year為年度控制變量,ε為擾動(dòng)項(xiàng)。

為考察管理層薪酬與企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系,我們考慮到不同的管理層人員薪酬可能對(duì)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)有不同的影響,分別利用各個(gè)級(jí)別的高管來考察它們之間的關(guān)系,故設(shè)模型(5)～(7)來分析：

在上述模型的基礎(chǔ)上,為了考察企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)與企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ年P(guān)系,本文利用了A ltman的Z值計(jì)分法作為模型的因變量,模型構(gòu)造如下：

企業(yè)發(fā)展?jié)摿εc財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)有一定的影響,企業(yè)發(fā)展?jié)摿σ苍谝欢ǔ潭壬鲜艿焦芾韺有匠甑挠绊?。所?我們?cè)谘芯抗芾韺有匠旰推髽I(yè)發(fā)展?jié)摿σ约柏?cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)三者之間的關(guān)系時(shí),把企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)為內(nèi)生變量,采用工具變量法來處理模型內(nèi)生性問題,故設(shè)模型(12)～(15)：

上述模型中,Z為內(nèi)生變量,在進(jìn)行第一階段回歸時(shí),將Z作為因變量,影響Z的因素作為自變量進(jìn)行回歸。然后,以ln(total)為因變量,以第一階段回歸得到的Z的擬合值代替Z納入到總體回歸模型中進(jìn)行第二階段的回歸。

(三)實(shí)證結(jié)果分析

企業(yè)管理層薪酬與企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ幕貧w結(jié)果見表5。本文采用模型(1)～(4),以企業(yè)的管理層薪酬為因變量,分別就衡量企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ母黜?xiàng)指標(biāo)進(jìn)行了回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),企業(yè)管理層薪酬均與各指標(biāo)正相關(guān),企業(yè)總資產(chǎn)收益率增加1%,企業(yè)發(fā)放的薪酬就會(huì)增加0.9%,企業(yè)上一年總資產(chǎn)收益率如果增加1%,也會(huì)使企業(yè)今年的薪酬發(fā)放增加0.5%。并且均通過了顯著性檢驗(yàn)。符合假設(shè)H1。模型(1)結(jié)果還顯示了管理層薪酬與企業(yè)成長性(Grow)負(fù)相關(guān),說明在企業(yè)規(guī)模報(bào)酬遞增階段,企業(yè)管理層薪酬應(yīng)該與企業(yè)成長性呈正相關(guān),企業(yè)到了規(guī)模報(bào)酬遞減的階段后,管理層的薪酬與企業(yè)的成長性就會(huì)呈現(xiàn)本文所得出的負(fù)相關(guān)關(guān)系。企業(yè)的老化或未實(shí)施改革措施也會(huì)降低管理層的薪酬。管理層薪酬與企業(yè)年齡(Age)正相關(guān),說明隨著企業(yè)的發(fā)展,企業(yè)治理經(jīng)驗(yàn)的增加,與管理層薪酬顯著正相關(guān)向。管理層薪酬與企業(yè)規(guī)模正相關(guān),企業(yè)規(guī)模越大,企業(yè)價(jià)值表現(xiàn)的就越明顯,企業(yè)管理層相應(yīng)的薪酬也會(huì)得到提高,結(jié)果符合假設(shè)1。管理層薪酬與第一大股東的變更正相關(guān),管理層的變更實(shí)現(xiàn)公司及時(shí)的改革,促使企業(yè)價(jià)值的提高,相應(yīng)的也會(huì)提高公司的管理層薪酬。模型(3)、(4)各變量也相應(yīng)的支持前面的分析,并且體現(xiàn)了管理層薪酬與受政府保護(hù)的企業(yè)負(fù)相關(guān)關(guān)系,國家控股的上市公司的管理層缺乏有效的監(jiān)督和激勵(lì),代理問題嚴(yán)重,公司治理水平較低,企業(yè)績效難以提高,管理層的薪酬相應(yīng)也會(huì)降低。上述模型基本支持了假設(shè)1。

表5 管理層薪酬與企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ幕貧w結(jié)果

為了驗(yàn)證本文的假設(shè),我們首先將管理層的薪酬設(shè)計(jì)了3個(gè)因變量,分別先總體考察他們與企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系,然后將上市公司分為不同的規(guī)模對(duì)公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和管理層薪酬之間的關(guān)系分別進(jìn)行回歸,多元回歸結(jié)果見表6和表7。

表6的分析結(jié)果表明管理層薪酬、董事薪酬以及高管薪酬都與衡量企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的指標(biāo)均呈顯著的正相關(guān),即企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的Z值越高,企業(yè)越不可能發(fā)生財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn),薪酬也會(huì)越高,支持假設(shè)2,而且還發(fā)現(xiàn)高管薪酬與X2負(fù)相關(guān),而管理層薪酬總額以及董事薪酬與X2正相關(guān),說明企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)值對(duì)高管薪酬的影響沒有對(duì)管理層薪酬和董事薪酬的影響大。薪酬與企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率也顯著正相關(guān),企業(yè)的現(xiàn)金流越多,企業(yè)現(xiàn)金流的流向越廣,企業(yè)價(jià)值越可以通過多途徑得以提高,薪酬也會(huì)相應(yīng)的上升。管理層薪酬與其他變量的實(shí)證結(jié)果基本支持表5的結(jié)論,其中與受政府保護(hù)的企業(yè)變量沒有通過顯著性檢驗(yàn),說明在本文的研究中,企業(yè)是否受到保護(hù)與管理層薪酬變量在這情形下沒有顯著的關(guān)系。與第一大股東是否變更也沒有通過顯著性檢驗(yàn),所以設(shè)計(jì)管理層激勵(lì)體制時(shí)可以不考慮這些因素所起的作用。

表6 企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)與管理層薪酬回歸結(jié)果

表7 不同公司規(guī)模企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)與高管薪酬相關(guān)關(guān)系的回歸結(jié)果

表7的結(jié)果表明企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)與管理層薪酬之間的關(guān)系通過了1%顯著性水平的檢驗(yàn),在規(guī)模上大于30 000萬股企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和管理層薪酬之間的彈性要比規(guī)模相對(duì)小的企業(yè)小,這說明小型企業(yè)公司高管薪酬對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的影響要比規(guī)模較大的公司大,這也較符合事實(shí)。在實(shí)際中,中小企業(yè)的管理層都會(huì)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)采取過早的防范措施,以免面臨因財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)而被解職的危險(xiǎn)。表7將上市公司的規(guī)模以30 000萬股為界分別對(duì)其予以分析,對(duì)于中小企業(yè)規(guī)模的管理層薪酬來說,它們與衡量企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的指標(biāo)基本是正相關(guān)關(guān)系,但反映企業(yè)盈利能力的X3指標(biāo)以及反映公司成長性的Grow指標(biāo)和是否受政府保護(hù)的 Turnover變量沒有通過顯著性檢驗(yàn),說明該指標(biāo)和薪酬在中小規(guī)模企業(yè)中沒有顯著性的關(guān)系。企業(yè)第一大股東是否變更也沒有顯著影響到管理層的薪酬。對(duì)于大規(guī)模企業(yè)的模型來說,衡量企業(yè)累積獲利能力的X2卻沒有通過顯著性檢驗(yàn),但企業(yè)第一大股東是否變更卻顯著影響著管理層薪酬,說明對(duì)于大規(guī)模企業(yè)來說,應(yīng)該適應(yīng)時(shí)代的需求,改革創(chuàng)新,提升企業(yè)價(jià)值。該分析結(jié)果基本支持假設(shè)2。

企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)與企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ幕貧w結(jié)果見表8。對(duì)模型(8)而言,衡量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的Z值和企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ闹笜?biāo)大部分顯著正相關(guān),企業(yè)當(dāng)年總資產(chǎn)收益率增加1%,企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的Z值就會(huì)增加0.106%。企業(yè)當(dāng)年和前一年的總資產(chǎn)收益率的差異增加1%,企業(yè)的Z值會(huì)降低0.016%。企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)Z值也與企業(yè)年齡顯著正相關(guān),企業(yè)多成長一年,其Z值會(huì)增加0.198%。企業(yè)的成長會(huì)增加企業(yè)預(yù)防財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的經(jīng)驗(yàn),所以Z值偏高。企業(yè)發(fā)展?jié)摿υ酱?企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)控制的越好,相應(yīng)企業(yè)發(fā)生財(cái)務(wù)危機(jī)的可能性越低。企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率增加1%,企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)Z值就會(huì)減少0.03%。企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率越高,財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越大,企業(yè)有可能因?yàn)槿狈侠淼墓局卫矶鴮?dǎo)致高負(fù)債和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn),第一大股東的變更也顯著影響著企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn),當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|變更時(shí),企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的Z值會(huì)增加0.221%。從而能夠說明在這種情況下可以有效遏制一人獨(dú)大的情況。上述分析也基本符合假設(shè)3。模型(9)從衡量企業(yè)價(jià)值的另外角度證實(shí)模型(8)的結(jié)果。模型(10)和模型(11)從公司股票每股基本收益的角度驗(yàn)證它們之間的實(shí)證關(guān)系,其中模型(10)結(jié)果顯示出企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)Z值與企業(yè)上一年的股票基本收益正相關(guān),上年股票收益增加1元,企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)Z值增加0.035%。企業(yè)規(guī)模增加1%,企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的Z值減少0.652%。也一定程度上說明企業(yè)規(guī)模的成長伴隨著企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的增加。模型(11)結(jié)果顯示企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的Z值與企業(yè)當(dāng)年與上一年的股票基本收益的差異成負(fù)相關(guān),差異增加1%,企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的Z值就會(huì)增加0.751%。

表8 財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ幕貧w結(jié)果(因變量：Z)

為了對(duì)管理層薪酬和企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)以及企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ南嚓P(guān)性進(jìn)行研究,本文設(shè)計(jì)了模型(12)～(15),回歸結(jié)果見表9?？紤]到內(nèi)生性問題,本文運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的工具變量法,采用隨機(jī)效應(yīng)模型的Baltagi-Cheng方法。由表9可知,管理層薪酬與企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān),即企業(yè)面臨的風(fēng)險(xiǎn)越小,管理層薪酬相應(yīng)越高,進(jìn)一步證明假設(shè)2,管理層薪酬與企業(yè)價(jià)值也顯著正相關(guān),說明企業(yè)價(jià)值越大,企業(yè)獲利越多,管理層薪酬越高,也基本驗(yàn)證了假設(shè)1。

表9 薪酬、發(fā)展?jié)摿εc風(fēng)險(xiǎn)研究(因變量：ln(total))

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證研究結(jié)果的可靠性,本文進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。我們將衡量企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的Z值取平均值,大于該平均值的企業(yè)取1,反之為0,將模型(8)～(11)的因變量重新設(shè)定為啞變量,面板數(shù)據(jù)采用固定效應(yīng)(Hausman檢驗(yàn)),并且用二元Logitic模型進(jìn)行了回歸,結(jié)果發(fā)現(xiàn)基本支持原有模型的回歸結(jié)果。另外,本文還將企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)換為年末資產(chǎn)負(fù)債率,重新進(jìn)行了一系列的相關(guān)性分析和實(shí)證檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)得出的結(jié)論與前面的結(jié)論也基本保持一致。年末資產(chǎn)負(fù)債率和管理層薪酬之間的相關(guān)系數(shù)為0.159,顯著性水平為5%,拒絕了系數(shù)為零的原假設(shè)。因此,本文的研究結(jié)果是可靠的。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文在A ltman的Z-Score 5變量模型的基礎(chǔ)上,有針對(duì)性地選取滬深A(yù)股上市公司的樣本數(shù)據(jù),實(shí)證分析了企業(yè)管理層激勵(lì)與企業(yè)發(fā)展?jié)摿σ约柏?cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)三者之間的關(guān)系,研究發(fā)現(xiàn)：管理層激勵(lì)和企業(yè)發(fā)展?jié)摿φ嚓P(guān),說明薪酬越高、持股比例越高越有利于企業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ奶嵘?在不同的規(guī)模下,管理層薪酬對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)影響有所差別,小型企業(yè)管理層薪酬對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的影響要比規(guī)模較大的企業(yè)影響大;企業(yè)發(fā)展?jié)摿εc企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān),表明發(fā)展?jié)摿υ綇?qiáng)的企業(yè)控制風(fēng)險(xiǎn)的能力越強(qiáng)。

根據(jù)上述研究結(jié)論,本文提出如下政策建議以提高企業(yè)發(fā)展?jié)摿?減少公司的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)：改善管理層激勵(lì)機(jī)制、提高管理層薪酬、增加股權(quán)激勵(lì)能明顯降低企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn),相應(yīng)提高了企業(yè)發(fā)展?jié)摿?所以良好的管理層激勵(lì)機(jī)制不僅能留住高水平管理者,還能有效控制企業(yè)風(fēng)險(xiǎn);并非任何規(guī)模的企業(yè)的管理層薪酬與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)均正相關(guān),所以需要區(qū)別對(duì)待;管理層激勵(lì)機(jī)制應(yīng)該“實(shí)質(zhì)重于形式”,而非千篇一律。

[1]Shleifer,A.,Vishny,R.W.A Survey of Corpo rate Governance[J].Journal of Finance,1997,(52)：737-783.

[2]Jensen,M.,M uhphy,K.J.Performance Pay and Top Management Incentives[J].Journal of Political Economy,1992,(98)：112-145.

[3]Lewellen,W.B.,Huntsman,B.Managerial Pay and Co rpo rate Perfo rmance[J].American Economic Review,1970,(60)：342-375.

[4]高雷,宋順林.高管報(bào)酬激勵(lì)與企業(yè)績效[J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2007,(4)：96-104.

[5]高雷,宋順林.高管人員持股與企業(yè)績效[J].財(cái)經(jīng)研究,2007,(3)：134-143.

[6]于富生,張敏.公司治理影響公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)嗎?[J].會(huì)計(jì)研究,2008,(10)：52-59.

[7]Ohlson,J.A.Financial Ratios and the Probabilistic Prediction of Bankrup tcy[J].Journal of Accounting Research,1980,(18)：109-131.

[8]章之旺,吳世農(nóng).財(cái)務(wù)困境成本理論和實(shí)證研究綜述[J].會(huì)計(jì)研究,2006,(5)：73-79.

[9]Jin,L.CEO Compensation,Diversification and Incentives[J].Journal of Financial Economics,2002,(66)：29-63.

[10]Kap lan,S.,Stromberg,P.Characteristics,Contracts,and Actions[J].Journal of Finance,2004,(59)：2177-2210.

[11]Conyon,S.,M urphy,K.J.The Price and the Pauper,CEO Pay in the US and U K[J].The Economic Journal,2000,(110)：640-672.

[12]Baker,D.,Jensen,M.,M urphy,K.J.Compensation and Incentives：Practices and Theory[J].Journal of Finance,1988,(43)：353-371.