周鴻勇 胡小芳 馬 帆

(紹興文理學(xué)院 商學(xué)院，浙江 紹興312000)

一、引言

近幾年紹興市經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，但制造業(yè)較為密集，在電子商務(wù)的沖擊下，處于傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵期，在這種大環(huán)境下，企業(yè)間競爭加劇，要想實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，就需要更加優(yōu)秀的高管人才作為保障。采取有效措施對高管進(jìn)行激勵，增強(qiáng)企業(yè)自身競爭力，成為企業(yè)發(fā)展的重中之重。企業(yè)績效是企業(yè)生存和發(fā)展的根本，因此對企業(yè)績效的研究，學(xué)者們向來孜孜不倦。高管人員作為上市公司的經(jīng)營決策層，對公司的發(fā)展至關(guān)重要，高管薪酬能否對企業(yè)績效起到正向作用？高管持股對高管激勵是否存在影響？是否有利于提高企業(yè)績效？本文以紹興市上市公司為例，選取紹興市2015年之前上市的公司財務(wù)數(shù)據(jù)，分析目前高管薪酬現(xiàn)狀，研究高管薪酬和企業(yè)績效之間的關(guān)系，以及高管持股對高管薪酬和企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，試圖為以上問題尋求答案，為紹興市上市公司高管薪酬的結(jié)構(gòu)設(shè)計(jì)提供合理依據(jù)。

二、綜述與假設(shè)

關(guān)于高管薪酬和企業(yè)績效的關(guān)系，國外學(xué)者Taussings和Baker(1925)[1]通過研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬和公司績效存在一定的相關(guān)性，且是弱相關(guān)性，由此引發(fā)了學(xué)者們的興趣。Coughlan(1985)[2]通過實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)高管薪酬和公司績效存在正相關(guān)關(guān)系，并研究了高管人員持股和公司績效之間的關(guān)系：當(dāng)高管持股較少或沒有持股時，他們沒有動機(jī)從事增加企業(yè)當(dāng)前或未來利潤的活動。因此，學(xué)者們認(rèn)為，高管的激勵應(yīng)該與股權(quán)激勵相結(jié)合。Randy和Nielsen(2002)[3]的研究結(jié)果和前面的學(xué)者不同，他們發(fā)現(xiàn)挪威和瑞典兩國的高管薪酬和公司會計(jì)績效之間沒有顯著的相關(guān)關(guān)系，但是當(dāng)用公司財務(wù)績效和公司會計(jì)績效衡量公司業(yè)績時，高管薪酬和企業(yè)績效有很弱的相關(guān)關(guān)系，這可能是由于兩國的社會民主和重視平等的文化準(zhǔn)則影響。此外，文章還指出，這一結(jié)論可能不能推廣到一般的國家，具有一定的地域限制性。Allen、McAllister(2018)[4]研究了美國私募基金的高管薪酬和企業(yè)績效的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)采用面板數(shù)據(jù)時高管薪酬和企業(yè)績效正相關(guān)，但是考慮不同基金時兩者又是負(fù)相關(guān)的關(guān)系，這可能由于董事會的治理機(jī)制具有不可觀察性，在控制時間和董事會效率后，負(fù)相關(guān)關(guān)系變成了正向作用。總之，相同的激勵對不同的高管效率有不同的影響。

國內(nèi)學(xué)者在國外理論的基礎(chǔ)上進(jìn)行了高管薪酬和公司績效的相關(guān)研究，由于相關(guān)數(shù)據(jù)披露較晚，沒有得出統(tǒng)一結(jié)論。魏剛(2000)[5]利用我國上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)高管薪酬與企業(yè)業(yè)績并不存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，并分析原因：我國上市公司高管報酬過低，激勵作用較??；舊觀念限制使得高管為維持上下各方面的平衡拿取較少的報酬。他還發(fā)現(xiàn)高管持股比例與企業(yè)績效不存在顯著正相關(guān)關(guān)系，且高管持股越高，業(yè)績越差；公司規(guī)模和行業(yè)景氣度也會影響企業(yè)績效。李增泉(2000)[6]、諶新民和劉善敏(2003)[7]、周佰成和王北星(2007)[8]、葛玉輝和劉哲(2011)[9]等也得出了類似結(jié)論。也有學(xué)者得出了不同的結(jié)論：陳丹和劉潔瓊(2010)[10]、劉紹娓和萬大艷(2013)[11]、張燕紅(2017)[12]、嚴(yán)由亮和李燁(2018)[13]等學(xué)者發(fā)現(xiàn)高管薪酬和企業(yè)績效顯著正相關(guān)，這和代理理論所推出的結(jié)論相一致。張燕紅(2017)[12]還發(fā)現(xiàn)高管薪酬對公司績效的影響會受高管持股比例、公司規(guī)模和股權(quán)集中度的影響。扈文秀和穆慶榜(2011)[14]發(fā)現(xiàn)金融類上市公司高管薪酬水平和薪酬結(jié)構(gòu)與公司績效基本無關(guān)，國有金融類高管薪酬明顯高于非國有類金融企業(yè)。

綜上所述，國內(nèi)外對高管薪酬和企業(yè)績效的相關(guān)結(jié)論不一致。高管薪酬對企業(yè)績效的影響會因行業(yè)、地區(qū)變化而變化，同時，學(xué)者們對公司績效的衡量也存在很大的不同，例如托賓Q值、凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)回報率等，大多數(shù)學(xué)者發(fā)現(xiàn)高管持股比例對企業(yè)績效的影響不顯著，而對高管持股比例對高管薪酬和企業(yè)績效是否有調(diào)節(jié)作用研究較少。根據(jù)馬斯洛的需求層次理論，良好的薪酬發(fā)放機(jī)制可以從根本上激發(fā)高管人員的工作積極性和創(chuàng)造性，從而提高企業(yè)績效?；谇叭说难芯砍晒?，本文以紹興市上市公司為樣本，研究高管薪酬對企業(yè)績效的影響和高管持股比例的調(diào)節(jié)作用，以期為紹興市上市公司高管貨幣薪酬的結(jié)構(gòu)構(gòu)建提供實(shí)證依據(jù)。

Jensen和Mackling(1976)[15]提出的代理理論認(rèn)為，高管薪酬具有雙重性：約束高管、吸引人才，從而提高管理績效，增加股東財富的預(yù)期利潤；還指出通過股權(quán)激勵政策把高管和股東的福利捆綁起來，由此高管在追求自身利益最大化的同時，會更著重追求固定利潤最大化，此時公司的績效和管理層持股之間存在著正向作用?；诖耍岢鲆韵录僭O(shè)：

H1：高管薪酬和公司績效存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

H2：高管持股比例對高管薪酬和公司績效之間的關(guān)系具有促進(jìn)作用。

圖2-1 研究模型

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本與數(shù)據(jù)來源。本文選取紹興市57家2015年之前的上市公司2016年的財務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，在進(jìn)行預(yù)處理之前剔除了*ST公司、金融行業(yè)、異常數(shù)據(jù)、殘缺數(shù)據(jù)，共得到有效樣本40個。數(shù)據(jù)來源于國泰安、wind數(shù)據(jù)庫，加工處理采用SPSS軟件。

(二)變量選擇和定義。因變量的選擇：企業(yè)績效一般包括市場績效和財務(wù)績效。由于本文樣本具有地域共性，考慮到同一地區(qū)企業(yè)間盈利水平的差異，以凈資產(chǎn)收益率作為因變量。

自變量的選擇：本文以高管薪酬作為自變量。本文的高管指總經(jīng)理、副總經(jīng)理和總裁、副總裁、董秘和符合公司章程的其他管理人員?？紤]數(shù)據(jù)的可獲得性，用高管前三名薪酬之和的對數(shù)作為自變量。

控制變量的選擇：通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，企業(yè)績效不僅受高管薪酬和高管持股比例影響，還受其他因素影響[16]，本文選取行業(yè)、總資產(chǎn)增長率、銷售凈利率作為控制變量。紹興市制造業(yè)較為發(fā)達(dá)，因此在對行業(yè)賦值時，制造業(yè)為1，其他行業(yè)為0。

調(diào)節(jié)變量的選擇：Coughlan(1985)[2]的實(shí)證研究不僅驗(yàn)證高管薪酬和企業(yè)績效之間的關(guān)系，同時還表明企業(yè)績效和高管持股有關(guān)，因此選擇高管持股比例作為調(diào)節(jié)變量，考察高管薪酬和高管持股對企業(yè)績效是否有交互作用，變量及其定義見表3-1。

表3-1 變量設(shè)置一覽表

變量類型變量名稱變量代碼解釋說明因變量企業(yè)績效P凈利潤/平均股東權(quán)益自變量高管薪酬LNPAY高管前三名薪酬之和的對數(shù)調(diào)節(jié)變量高管持股比例MSR高管持股數(shù)/總股數(shù)控制變量銷售凈利率NPS凈利潤/銷售收入行業(yè)IND制造業(yè)為1,其他為0總資產(chǎn)增長率ASSE年末總資產(chǎn)的增長額同年初資產(chǎn)總額之比

(三)模型設(shè)定。根據(jù)上文假設(shè)，建立以下模型：

模型一：P=α+β1LNPAY+ε

模型二：P=α+β1LNPAY+β2NPS+β3IND+β4ASSE+ε

模型三：P=α+β1LNPAY+β2MSR+β3LNPAY×MSR+β4NPS+β5IND+β6ASSE+ε

其中，α代表常數(shù)項(xiàng)，代表回歸系數(shù)，ε代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

(一)主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析。2016年紹興市不同行業(yè)的上市公司高管前三名薪酬之和的描述性統(tǒng)計(jì)分析如表4-1、表4-2所示。由表4-1可以看出，紹興市的上市公司80%以上屬于制造業(yè)，不同行業(yè)以及同行業(yè)內(nèi)部存在較大差異；制造業(yè)之外的其他行業(yè)高管薪酬差距不大，制造業(yè)的薪酬約是批發(fā)和零售業(yè)薪酬的2.2倍，批發(fā)和零售行業(yè)內(nèi)差距最大，為2 910 400元，制造業(yè)次之。由表4-2可以看出，紹興市上市公司高管前三名薪酬總額差異比較明顯，最小值為24 915 800元，最大值為53 721 300元，是最小值的2.2倍?？傮w差異之外，各行業(yè)間的差距也較大，其中化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)平均薪酬最高，達(dá)6 117 567元，紡織業(yè)、汽車制造業(yè)次之；紡織服裝、服飾業(yè)平均薪酬最低，達(dá)655 000元，家具制造業(yè)也較低；化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)的平均薪酬是紡織服裝服飾業(yè)的9.3倍。行業(yè)內(nèi)部不同企業(yè)的高管薪酬也存在差異，尤其是化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，最大值約為最小值的13.6倍。由于每個行業(yè)的競爭力、管理能力不同，因此不同行業(yè)的高管薪酬也存在一定的差距。

表4-1 2016年紹興市不同行業(yè)的上市公司高管薪酬統(tǒng)計(jì)分析表

行業(yè)n極大值極小值均值極差制造業(yè)C3315 382 600655 0002 190 95214 727 600建筑業(yè)E11 600 0001 600 0001 600 0000批發(fā)和零售業(yè)F33 916 400655 0001 006 0002 910 400房地產(chǎn)業(yè)K11 470 0001 470 0001 470 0000租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)L11 040 0001 040 0001 040 0000文化體育和娛樂業(yè)R11 089 9001 089 9001 089 9000合計(jì)4024 498 9006 509 9008 396 85217 638 000

表4-2 2016年紹興市不同細(xì)分行業(yè)的上市公司高管薪酬統(tǒng)計(jì)分析表

行業(yè)n極大值極小值均值極差電氣機(jī)械及器材制造業(yè)53 528 800965 0002 069 8802 563 800房地產(chǎn)業(yè)11 470 0001 470 0001 470 0000紡織服裝、服飾業(yè)1655 000655 000655 0000紡織業(yè)12 831 6002 831 6002 831 6000化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)315 382 6001 130 1006 117 56714 252 500計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)11 639 6001 639 6001 639 6000家具制造業(yè)1724 700724 700724 7000建筑裝飾和其他建筑業(yè)11 600 0001 600 0001 600 0000酒、飲料和精制茶制造業(yè)22 020 0001 083 0001 551 500937 000批發(fā)零售業(yè)11 180 3001 180 3001 180 3000批發(fā)業(yè)23 916 4001 006 0002 461 2002 910 400其他制造業(yè)21 372 9001 052 8001 212 850320 100汽車制造業(yè)32 860 0002 090 0002 488 338770 000通用設(shè)備制造業(yè)52 991 600750 0001 525 8002 241 600有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)11 544 6001 544 6001 544 6000文化藝術(shù)業(yè)11 089 9001 089 9001 089 9000橡膠和塑料制品業(yè)1820 100820 100820 1000醫(yī)藥制造業(yè)43 320 0001 052 0002 046 8002 268 000專用設(shè)備制造業(yè)33 733 2001 191 1002 191 2672 542 100租賃和商業(yè)服務(wù)業(yè)11 040 0001 040 0001 040 0000合計(jì)4053 721 30024 915 80036 261 00228 805 500

表4-3 主要變量的相關(guān)關(guān)系矩陣

高管薪酬的對數(shù)高管持股比例行業(yè)銷售凈利率總資產(chǎn)增長率高管薪酬的對數(shù)1高管持股比例-0.00610.095行業(yè)0.1000.0951銷售凈利率0.1260.032-0.1051總資產(chǎn)增長率-0.0950.2080.0690.3591

(二)主要變量的相關(guān)性分析。由表4-3可以看出，各變量之間的相關(guān)性比較低，總資產(chǎn)增長率和銷售凈利率中度正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.359；高管持股比例和總資產(chǎn)增長率中度負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.208，其他各變量之間低度相關(guān)。整體上來說，變量間的相關(guān)系數(shù)均為低度和中度相關(guān)，不用進(jìn)一步進(jìn)行共線性檢驗(yàn)，可以初步判斷模型和假設(shè)具有一定的合理性。

(三)回歸結(jié)果分析。由表4-4的回歸結(jié)果可以看出：模型一的樣本回歸F達(dá)到6.793，且伴隨概率很低，說明模型一的線性關(guān)系成立。模型一擬合優(yōu)度偏低，調(diào)整后的R2是0.129，可能是沒有考慮控制變量，樣本量較小的原因，不過擬合優(yōu)度也并不是唯一的衡量指標(biāo)。高管薪酬和企業(yè)績效顯著正相關(guān)，這和假設(shè)一相符合。模型二的樣本回歸F達(dá)到8.091，伴隨效率為0.000，調(diào)整R2是0.421，可以看出在考慮控制變量的情況下，模型的擬合效果更好，而且自變量也通過了顯著性檢驗(yàn)，這說明高管薪酬對企業(yè)績效的正向作用還受到其他因素的影響，由此為下面的高管持股比例的調(diào)節(jié)作用提供了實(shí)證基礎(chǔ)。

表4-4 多元回歸分析結(jié)果一

模 型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)B標(biāo)準(zhǔn)誤差試用版tSig.FsigR2調(diào)整R2模型一(常量)-38.69017.727-2.1830.035高管薪酬的對數(shù)3.2261.2380.3892.6060.0136.7930.0130.1520.129模型二(常量)-29.95814.695-2.0390.049高管薪酬的對數(shù) 2.2701.0390.2742.1850.036行業(yè) 2.7411.6440.2081.6670.104銷售凈利率 0.3000.0660.6154.5760.000總資產(chǎn)增長率-0.0090.007-0.178-1.3350.1918.0910.0000.4800.421

由表4-5的回歸結(jié)果可以看出交互作用項(xiàng)不顯著，對于兩個主效果的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，高管薪酬和高管持股比例對企業(yè)績效的凈解釋力分別是2.266和2.289，且只有高管薪酬顯著，解釋力和沒有加入高管持股比例時下降了0.004，因此，實(shí)證發(fā)現(xiàn)高管薪酬和高管持股比例兩個自變量對目前企業(yè)績效不具有交互作用，且控制模型也不成立，即假設(shè)二沒有得到驗(yàn)證。

表4-5 多元回歸分析結(jié)果二：高管持股比例的調(diào)節(jié)效應(yīng)

變量企業(yè)績效模型一模型二模型三控制變量行業(yè)2.7412.6962.756銷售凈利率0.300***0.301***0.309***總資產(chǎn)增長率-0.009-0.010-0.010自變量高管薪酬2.270**2.266**2.839*高管持股比例2.899107.506高管薪酬*高管持股比例0.007-7.325F值8.091***6.338***5.222***R20.4800.4820.487調(diào)整R20.4210.4060.394

注：表中***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1

五、結(jié)論與啟示

(一)結(jié)論。從以上分析中，可以得出以下結(jié)論：

第一，紹興市上市公司高管薪酬整體差異較大，行業(yè)差別明顯。高管人員的貨幣性薪酬以工資為主，雖然80%的企業(yè)高管擁有企業(yè)股權(quán)，但所占比重較少，總體上貨幣性薪酬結(jié)構(gòu)較為單一。

第二，高管薪酬和企業(yè)績效正相關(guān)。在模型一的回歸結(jié)果中，高管薪酬和企業(yè)績效的相關(guān)系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)，說明高管薪酬和企業(yè)績效顯著正相關(guān)，這和大多數(shù)學(xué)者的結(jié)論一致，和代理理論也相契合；同時在存在行業(yè)、銷售凈利率等控制變量的情況下，高管薪酬對企業(yè)績效的影響仍然是正向的，從影響程度上看，有所降低，所以在進(jìn)行高管激勵時需要考慮企業(yè)自身的行業(yè)、規(guī)模、盈利能力等，這說明在紹興市這個以民營企業(yè)占多數(shù)的地區(qū)，以薪酬作為企業(yè)績效激勵這一制度有較好的實(shí)踐效果。

第三，高管持股比例對高管薪酬和企業(yè)績效之間的關(guān)系沒有調(diào)節(jié)作用。Coughlan(1985)[2]和魏剛(2000)[5]研究發(fā)現(xiàn)，高管持股比例對企業(yè)績效沒有正相關(guān)關(guān)系。在將高管持股比例作為控制變量時，與他們得出的結(jié)論相同，但是交互作用也不顯著。由此可見，并不是高管持股比例越高，對企業(yè)績效的影響就越明顯。造成這種結(jié)果的原因可能是：1.紹興市上市公司有21家企業(yè)的高管持股比例低于1%，有企業(yè)高管甚至出現(xiàn)“零持股”現(xiàn)象。我國高管持股不像西方國家具有特殊性，高管持股與員工持股計(jì)劃相同，并沒有特殊的激勵作用，對持股者而言，僅僅是一種福利安排，從而使剩余索取權(quán)產(chǎn)生的激勵作用大大削弱。2.我國證監(jiān)會規(guī)定，高管人員任職期間不能隨意轉(zhuǎn)讓和買賣股票，也就是說高管持股并不會有較大變動；另一方面，高管只要持有本公司股份，就可以獲取分紅，不需要付出太大的努力，因而對高管薪酬和企業(yè)績效的促進(jìn)作用也不明顯，并沒有起到很好的激勵效果。

(二)啟示。紹興市是一個制造業(yè)發(fā)達(dá)的城市，但在行業(yè)內(nèi)的薪酬差距也較為明顯，應(yīng)該適當(dāng)控制高管的薪酬差距，采取多種形式設(shè)計(jì)合理薪酬；高管持股對高管薪酬和企業(yè)績效的正向關(guān)系沒有調(diào)節(jié)作用，這就需要企業(yè)尋求其他辦法更好地激勵高級管理人員，提高企業(yè)績效。