林 樂， 謝德仁

(1.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院， 北京 100070； 2.清華大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 北京 100084)

一、問題的提出

現(xiàn)有關(guān)于我國(guó)A股非金融行業(yè)上市公司經(jīng)理人激勵(lì)的實(shí)證研究基本上是基于現(xiàn)金薪酬(除非特別指出，以下簡(jiǎn)稱為“薪酬”)來展開的。我國(guó)學(xué)者之所以主要基于經(jīng)理人現(xiàn)金薪酬展開實(shí)證研究，一方面是因?yàn)?006年我國(guó)上市公司規(guī)范的股權(quán)激勵(lì)才逐漸展開，另一方面則因?yàn)閲?guó)有控股上市公司實(shí)施經(jīng)理人股權(quán)激勵(lì)的樣本量太少，而非國(guó)有控股公司的經(jīng)理人IPO前就可能持有較大比例的原始股，加之我國(guó)股市波動(dòng)較大，故基于股權(quán)的薪酬和企業(yè)業(yè)績(jī)之間的關(guān)系比較難處理，所以經(jīng)理人持股可能只是作為相關(guān)研究中的控制變量被加以控制。對(duì)經(jīng)理人現(xiàn)金薪酬的實(shí)證研究起始于2000年，最初的研究結(jié)果表明我國(guó)上市公司高管薪酬與業(yè)績(jī)(系指公司對(duì)外報(bào)告的會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)，下同)沒有顯著掛鉤[1-2]；之后的研究發(fā)現(xiàn)薪酬激勵(lì)與業(yè)績(jī)顯著掛鉤[3-7]，以及不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下經(jīng)理人薪酬激勵(lì)與業(yè)績(jī)掛鉤存在著顯著差異[8-14]。在此基礎(chǔ)上，又有較多學(xué)者基于我國(guó)上市公司經(jīng)理人存在顯著且具有較大經(jīng)濟(jì)意義的薪酬—業(yè)績(jī)敏感度(pay-performance sensitivity, PPS)這一前提(假定)而展開了更多維的研究[15-22]，其中包括薪酬黏性[7]、超額薪酬[23-25]等。然而，在本文看來，這些文獻(xiàn)中，經(jīng)理人薪酬—業(yè)績(jī)的回歸系數(shù)雖比較大，即使有經(jīng)濟(jì)意義卻不是真實(shí)的，因?yàn)閷?shí)際上單個(gè)公司自身經(jīng)理人時(shí)間序列上的業(yè)績(jī)和薪酬標(biāo)準(zhǔn)差都比不同公司間小很多。在美國(guó)這一發(fā)達(dá)的資本市場(chǎng)中，自1980年以來，CEO薪酬水平對(duì)公司業(yè)績(jī)的敏感度顯著提高，其在很大程度上是因?yàn)楣善逼跈?quán)授予的增加，而經(jīng)理人現(xiàn)金薪酬在某種程度上并不和業(yè)績(jī)掛鉤或與業(yè)績(jī)掛鉤的程度非常低[26]。

為了更清晰地進(jìn)行闡述，不妨從典型的經(jīng)理人薪酬與業(yè)績(jī)的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)開始分析。圖1中，4個(gè)不同公司(即A、B、C、D)的CEO任期內(nèi)的薪酬—業(yè)績(jī)的線性擬合幾乎是平的，即薪酬與業(yè)績(jī)不掛鉤；而4個(gè)公司CEO混合截面數(shù)據(jù)的線性擬合斜率為正，顯示出CEO薪酬和業(yè)績(jī)是掛鉤的。因此可以初步判斷，以往研究基于混合截面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)的經(jīng)理人薪酬與業(yè)績(jī)正相關(guān)關(guān)系可能主要源于不同公司之間的差異。換言之，混合截面數(shù)據(jù)上的經(jīng)理人薪酬—業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)關(guān)系可以用經(jīng)理人經(jīng)營(yíng)才能匹配假說來解釋，即質(zhì)地更好、實(shí)力更強(qiáng)的好公司(業(yè)績(jī)?yōu)槠浔碚髯兞?能夠招聘到經(jīng)營(yíng)才能更高的經(jīng)理人，并給予其更高的薪酬；相對(duì)應(yīng)地，公司業(yè)績(jī)也更好。這其實(shí)是一種經(jīng)理人經(jīng)營(yíng)才能與企業(yè)質(zhì)地匹配現(xiàn)象。這意味著現(xiàn)有主流文獻(xiàn)基于面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)的我國(guó)上市公司經(jīng)理人薪酬—業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)未必可以解釋微觀層面具體公司CEO個(gè)體薪酬與業(yè)績(jī)的關(guān)系。這一點(diǎn)類似于謝德仁、黃亮華[27]對(duì)A股公司獨(dú)立董事津貼和公司業(yè)績(jī)關(guān)系的研究，發(fā)現(xiàn)的截面上獨(dú)立董事津貼和公司業(yè)績(jī)呈顯著正相關(guān)關(guān)系只是說明業(yè)績(jī)好的公司能聘請(qǐng)到綜合素質(zhì)與聲譽(yù)更好的獨(dú)立董事，并給予其更高的津貼。

當(dāng)然，這涉及如何定義“掛鉤”。從經(jīng)典代理理論和合乎直覺來說，經(jīng)理人薪酬和業(yè)績(jī)掛鉤應(yīng)該是指公司內(nèi)部經(jīng)理人個(gè)體薪酬的激勵(lì)合約。雖然將公司業(yè)績(jī)是公司間經(jīng)理人薪酬差異的重要影響因素稱為“掛鉤”似也符合中文語(yǔ)境，但這類似于前述稱獨(dú)立董事津貼和公司業(yè)績(jī)掛鉤一樣，此時(shí)的“業(yè)績(jī)”不是公司內(nèi)部經(jīng)理人薪酬激勵(lì)合約視角的業(yè)績(jī)，而是反映公司質(zhì)地等因素的一個(gè)表征變量。換言之，此“業(yè)績(jī)”非彼“業(yè)績(jī)”。當(dāng)然，如果經(jīng)理人行為確實(shí)是公司業(yè)績(jī)的重要或者決定性影響因素且其任職時(shí)間足夠長(zhǎng)，公司間的經(jīng)理人薪酬和業(yè)績(jī)掛鉤是可以證明公司內(nèi)的經(jīng)理人薪酬和業(yè)績(jī)掛鉤。但是，從較短時(shí)間窗口來看，公司業(yè)績(jī)具有一定的持續(xù)性，在一定程度上外生于任期尚不夠長(zhǎng)的經(jīng)理人的行為，在此情形下觀察到的公司間經(jīng)理人薪酬和業(yè)績(jī)“掛鉤”就未必能證明公司內(nèi)的經(jīng)理人薪酬和業(yè)績(jī)“掛鉤”。亦即，此“掛鉤”非彼“掛鉤”。因此，本文嘗試從經(jīng)典代理理論的本原邏輯出發(fā)，基于經(jīng)理人個(gè)體時(shí)間序列數(shù)據(jù)來觀察A股非金融行業(yè)公司經(jīng)理人薪酬和業(yè)績(jī)是否掛鉤，希望有助于評(píng)估現(xiàn)有主流文獻(xiàn)關(guān)于A股公司間經(jīng)理人薪酬和業(yè)績(jī)掛鉤的結(jié)論。

圖1 薪酬—業(yè)績(jī)關(guān)系數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu) 注：為了展示典型的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)關(guān)系，選取了4家公司A、B、C、D，其CEO薪酬分布分別位于全樣本的96分位、66分位、23和6分位、3分位；縱坐標(biāo)為CEO薪酬取自然對(duì)數(shù)，橫坐標(biāo)為總資產(chǎn)回報(bào)率(ROA)；實(shí)線表示不同公司CEO薪酬—業(yè)績(jī)的線性擬合，虛線表示這4位CEO所有觀測(cè)值的總線性擬合。

首先，我們用面板數(shù)據(jù)重復(fù)現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，公司業(yè)績(jī)對(duì)經(jīng)理人薪酬的回歸雖顯著為正，但其解釋力度(R2)非常低。在回歸系數(shù)方面，隨著固定效應(yīng)的細(xì)化，水平模型的公司業(yè)績(jī)變量回歸系數(shù)大幅下降。此外，水平模型和變動(dòng)模型回歸得到的系數(shù)相差很大，這對(duì)于解釋薪酬—業(yè)績(jī)關(guān)聯(lián)關(guān)系大小非常不利。而論及回歸系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義，業(yè)績(jī)變量的回歸系數(shù)都太小，因此沒有實(shí)質(zhì)性的經(jīng)濟(jì)意義。以上發(fā)現(xiàn)初步說明了我國(guó)上市公司對(duì)經(jīng)理人基于業(yè)績(jī)的薪酬激勵(lì)基本上是不存在的。

其次，本文基于經(jīng)理人個(gè)體時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行薪酬—業(yè)績(jī)關(guān)系的回歸。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國(guó)絕大部分上市公司CEO薪酬與業(yè)績(jī)是不掛鉤的，即不存在顯著為正的經(jīng)理人薪酬—業(yè)績(jī)敏感度(PPS)，只有極個(gè)別公司CEO基于業(yè)績(jī)的薪酬激勵(lì)(以下簡(jiǎn)稱“PPS激勵(lì)”)有一定的經(jīng)濟(jì)意義。在去除極值的影響后，只得到33位CEO具有顯著正的PPS，其業(yè)績(jī)變動(dòng)(DROE)的系數(shù)比面板OLS回歸系數(shù)要大很多，這也可與圖1所示進(jìn)行相互比對(duì)佐證。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，盡管這33位CEO的PPS具有一定的經(jīng)濟(jì)意義，但其任期內(nèi)的平均薪酬相對(duì)于任職公司的業(yè)績(jī)，并不存在明顯的薪酬激勵(lì)；此外，也不存在顯著經(jīng)濟(jì)意義上的負(fù)向PPS激勵(lì)。

本文的研究結(jié)果表明，A股上市公司不存在顯著的經(jīng)理人PPS激勵(lì)，從而無法支持基于經(jīng)理人存在顯著正向的PPS激勵(lì)之假定的各類進(jìn)一步研究，也意味著學(xué)者們對(duì)類似超額薪酬、幸運(yùn)薪酬、薪酬黏性等基于經(jīng)理人現(xiàn)金薪酬的研究及其研究發(fā)現(xiàn)的解讀存在一定的誤區(qū)。我國(guó)上市公司經(jīng)理人薪酬總體上還是處于一種固定或隨任期增長(zhǎng)的模式，沒有展現(xiàn)出與業(yè)績(jī)掛鉤的薪酬激勵(lì)特征。

本文的研究貢獻(xiàn)在于，通過對(duì)經(jīng)理人個(gè)人時(shí)間序列的薪酬—業(yè)績(jī)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)，真正打開了我國(guó)上市公司經(jīng)理人薪酬和業(yè)績(jī)關(guān)聯(lián)的“黑匣子”，揭示了我國(guó)上市公司過去二十年間的經(jīng)理人薪酬與業(yè)績(jī)總體上并不掛鉤的事實(shí)真相，指出了現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究設(shè)計(jì)與方法、研究結(jié)果解釋等方面所存在的嚴(yán)重不足。本文有助于學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界更好地認(rèn)知、評(píng)價(jià)和利用我國(guó)現(xiàn)有經(jīng)理人激勵(lì)的研究成果，對(duì)未來經(jīng)理人激勵(lì)領(lǐng)域的相關(guān)研究也具有很好的參考價(jià)值；有助于促使公司股東、董事會(huì)和監(jiān)管機(jī)構(gòu)等去改進(jìn)我國(guó)上市公司經(jīng)理人激勵(lì)機(jī)制。

二、基于面板數(shù)據(jù)回歸的經(jīng)理人薪酬—業(yè)績(jī)敏感度研究：初步證據(jù)兼作比對(duì)基準(zhǔn)

(一)數(shù)據(jù)選取與模型設(shè)定

本文選取了2000—2019年我國(guó)A股上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，為與現(xiàn)有主流文獻(xiàn)保持一致，剔除了金融行業(yè)公司和ST公司。本文所有數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，并對(duì)所有連續(xù)變量做了上下1%的縮尾處理。

在模型設(shè)定方面，我國(guó)現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)①中，采用水平模型的文獻(xiàn)占大多數(shù)，少數(shù)文獻(xiàn)用到半變動(dòng)模型(只有薪酬和業(yè)績(jī)變量做差分)，而用全變動(dòng)模型(所有變量均做差分)的文獻(xiàn)非常少。需指出的是，嚴(yán)格理論意義上，經(jīng)理人薪酬和業(yè)績(jī)是否掛鉤應(yīng)該基于經(jīng)理人的薪酬變動(dòng)和公司業(yè)績(jī)變動(dòng)的薪酬—業(yè)績(jī)敏感度(PPS)來進(jìn)行檢驗(yàn)，即應(yīng)該基于全(半)變動(dòng)模型來展開研究。為便于比較，本文依照現(xiàn)有主流文獻(xiàn)的做法，采用前述模型來進(jìn)行檢驗(yàn)和對(duì)比。

已有文獻(xiàn)均采用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，無非在控制固定效應(yīng)上略有差異。多數(shù)文章僅控制了行業(yè)固定效應(yīng)，較少文章控制了公司固定效應(yīng)或CEO個(gè)體固定效應(yīng)。本文在面板數(shù)據(jù)回歸模型中，薪酬(COMP)用薪酬最高的前三名高管平均薪酬取自然對(duì)數(shù)(T3COMPG)②和CEO薪酬取自然對(duì)數(shù)(CEOCOMP)，業(yè)績(jī)(ROE)用歸屬于上市公司股東的加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率來衡量③?？刂谱兞恐饕泄疽?guī)模(SIZE)、財(cái)務(wù)杠桿(LEV)、市賬比(MB)、是否國(guó)有(SOE)、第一大股東持股比例(FHSR)、董事會(huì)規(guī)模(BOARD)、兩職合一(DUAL)和獨(dú)董比例(OUT)，另外視情況控制了年度、行業(yè)、公司或CEO固定效應(yīng)。

(二)描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果④主要有：前三名高管平均薪酬(T3COMPG)均值為12.995(44.021萬元)，中位數(shù)為13.042(46.139萬元)，標(biāo)準(zhǔn)差為0.849，極差很大。薪酬變動(dòng)(DT3COMPG)的均值是0.105，相當(dāng)于薪酬增長(zhǎng)率平均為11.07%，中位數(shù)是0.062，標(biāo)準(zhǔn)差為0.316，極差也很大。業(yè)績(jī)(ROE)的均值和中位數(shù)分別為0.070和0.076，標(biāo)準(zhǔn)差為0.143。業(yè)績(jī)變動(dòng)(DROE)的均值為-0.016，中位數(shù)為-0.004，標(biāo)準(zhǔn)差為0.138。從年度趨勢(shì)⑤來看，經(jīng)理人薪酬水平(T3COMPG)逐年遞增，其年復(fù)合增長(zhǎng)率為15.00%，即便扣除通貨膨脹的影響，其增長(zhǎng)率還是很可觀的。而業(yè)績(jī)(ROE)在0.050上下波動(dòng)的年份較多，沒有與經(jīng)理人薪酬水平有一致的變化趨勢(shì)。

(三)復(fù)制主流文獻(xiàn)的做法：基于面板數(shù)據(jù)回歸的經(jīng)理人薪酬—業(yè)績(jī)敏感度

本文在對(duì)所有的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸時(shí)對(duì)T值做了異方差調(diào)整，并通過構(gòu)建模型(1)和模型(2)對(duì)主流文獻(xiàn)的做法進(jìn)行了復(fù)制。其中，模型(1)為水平模型，模型(2)為(半)變動(dòng)模型。模型中，Control為控制變量，ε為殘差。

COMP=α0+α1ROE+ΣβControl+ε

(1)

DCOMP=α0+α1DROE+ΣβControl+ε

(2)

1.上市公司前三名高管平均薪酬—業(yè)績(jī)面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果分析

水平模型下的回歸結(jié)果見表1，列(1)顯示，如果不控制任何控制變量，ROE系數(shù)為1.096，在1%水平下顯著，調(diào)整后R2只有0.034。變動(dòng)模型下的回歸結(jié)果見表2，列(1)顯示，DROE系數(shù)為0.201，在1%水平下顯著，調(diào)整后R2只有0.008，兩者都比水平模型下的小。若將估計(jì)得到的業(yè)績(jī)變量系數(shù)都視為PPS的話，那么水平模型下得到的PPS比變動(dòng)模型下得到的PPS大很多，前者是后者的5.5倍。從表1的列(2)～列(5)依次來看，水平模型下加入不同的固定效應(yīng)和控制變量，ROE系數(shù)依次是遞減的。表1的列(3)即為主流做法，ROE系數(shù)為0.854。表1顯示，如果控制公司和年度固定效應(yīng)，ROE系數(shù)進(jìn)一步變小，只有最初的41.33%，而隨著固定效應(yīng)的細(xì)化控制，調(diào)整后R2在逐步上升，最高可達(dá)0.627。比較表1的列(1)和列(4)，可以看到，公司固定效應(yīng)對(duì)經(jīng)理人薪酬的解釋力度遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出業(yè)績(jī)帶來的解釋力度，這與Graham et al.[28]提到的一致。從經(jīng)濟(jì)意義來看，以表1的列(3)為例，提高1個(gè)ROE標(biāo)準(zhǔn)差(0.143)則薪酬提高12.99%⑥，但問題是，公司在一個(gè)年度內(nèi)提高1個(gè)ROE標(biāo)準(zhǔn)差通常是不可能的。

由表2可知，在變動(dòng)模型或半變動(dòng)模型下，控制不同的固定效應(yīng)和控制變量，DROE系數(shù)變動(dòng)不大，全變動(dòng)模型比半變動(dòng)模型相對(duì)更小，但整體變動(dòng)不大，較為穩(wěn)健，均比水平模型下控制不同固定效應(yīng)的變動(dòng)小很多。另外，如表2所示，調(diào)整后R2并不隨著不同控制變量和固定效應(yīng)的控制有顯著的提高，始終很小，這意味著經(jīng)理人薪酬變動(dòng)的主要影響因素沒有在模型中得到控制，基于這樣的調(diào)整后R2得出了經(jīng)理人薪酬和業(yè)績(jī)掛鉤的結(jié)論實(shí)在難以令人滿意。從經(jīng)濟(jì)意義來看，由于業(yè)績(jī)變動(dòng)的標(biāo)準(zhǔn)差與業(yè)績(jī)的標(biāo)準(zhǔn)差相差不大，但回歸得到的系數(shù)更小，因此更不具有顯著的經(jīng)濟(jì)意義。

此外，若公司存在與業(yè)績(jī)掛鉤的經(jīng)理人薪酬激勵(lì)機(jī)制，即使有其他干擾因素，水平模型和變動(dòng)模型下回歸得到的系數(shù)也應(yīng)該相差不大。但從表1和表2的回歸結(jié)果來看，卻并非如此，這在一定程度也令人懷疑經(jīng)理人基于業(yè)績(jī)的薪酬激勵(lì)機(jī)制是否存在。

綜上，從模型設(shè)定、調(diào)整后R2大小、ROE系數(shù)或DROE系數(shù)大小、經(jīng)濟(jì)意義這些方面來看，并不能得到關(guān)于我國(guó)上市公司對(duì)經(jīng)理人實(shí)施了顯著的基于業(yè)績(jī)的薪酬激勵(lì)這樣的結(jié)論。需要指出的是，在面板數(shù)據(jù)回歸中，即便控制了最具體的公司固定效應(yīng)，雖然幅值可能很小(沒有實(shí)際的經(jīng)濟(jì)意義)，但業(yè)績(jī)變量的回歸系數(shù)依然還是顯著為正，這與本文后面對(duì)每位CEO個(gè)體層面時(shí)間序列回歸得到的結(jié)果也是不一致的。

表1 前三名高管平均薪酬—業(yè)績(jī)水平模型下的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

2.上市公司CEO薪酬—業(yè)績(jī)面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果分析

本文進(jìn)一步觀察了固定效應(yīng)控制下CEO的PPS變動(dòng)情況。通過選取上市公司CEO的相關(guān)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)其薪酬與業(yè)績(jī)是否掛鉤，同時(shí)模型加入CEO任期(TIME)變量。具體結(jié)果見表3和表4。

本文對(duì)樣本期間所有CEO按任期長(zhǎng)短進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)⑦，共有8 873位CEO。受IPO前的數(shù)據(jù)缺失和IPO后的數(shù)據(jù)披露質(zhì)量等因素影響，CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中的A股公司CEO任期大多都很短，其中任職1～3年的占到了62.08%，任職在10年及以上的相當(dāng)少，僅有508位，占全部CEO的5.73%。因此，在截面回歸中，高比例、短任期的CEO作為個(gè)體固定效應(yīng)控制，其結(jié)果可能并不理想。此外，CEO在不同上市公司間跳槽任職的情形相當(dāng)少，意味著控制CEO固定效應(yīng)只控制了其不隨時(shí)間變動(dòng)的影響，并不能控制其個(gè)人才能等因素的影響。

表2 前三名高管平均薪酬—業(yè)績(jī)變動(dòng)模型下的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

表3、表4的回歸系數(shù)變動(dòng)趨勢(shì)分別與表1、表2一致。表3顯示，隨著不同固定效應(yīng)和控制變量的加入，ROE系數(shù)在變小，加入公司CEO個(gè)體固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)以后，這一系數(shù)變得更小。隨著系數(shù)的不斷下降，經(jīng)濟(jì)意義越來越??；同時(shí)，調(diào)整后R2一直在提高，加入CEO個(gè)體固定效應(yīng)的調(diào)整后R2比加入公司固定效應(yīng)后大，其解釋力更高。表4顯示，DROE系數(shù)變動(dòng)雖不大，但加入CEO個(gè)體固定效應(yīng)之后，比加入公司固定效應(yīng)后系數(shù)變小了。可見，CEO個(gè)體固定效應(yīng)下的經(jīng)理人薪酬—業(yè)績(jī)關(guān)聯(lián)關(guān)系會(huì)進(jìn)一步變小，其經(jīng)濟(jì)意義更是無從談起。此外，即使控制了CEO個(gè)體固定效應(yīng)，變動(dòng)模型的調(diào)整后R2也非常低，比水平模型的調(diào)整后R2低很多。因此，基本可以得出結(jié)論，上市公司經(jīng)理人的薪酬總體上沒有與業(yè)績(jī)掛鉤。綜上，有必要基于CEO個(gè)體時(shí)間序列數(shù)據(jù)逐個(gè)進(jìn)行個(gè)體層面上的OLS回歸來檢驗(yàn)上市公司經(jīng)理人是否真的存在顯著正的基于業(yè)績(jī)的薪酬激勵(lì)⑧。

表3 CEO薪酬—業(yè)績(jī)水平模型下的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

表4 CEO薪酬—業(yè)績(jī)變動(dòng)模型下的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

三、基于CEO個(gè)體時(shí)間序列回歸的經(jīng)理人薪酬—業(yè)績(jī)敏感度研究

(一)數(shù)據(jù)選取

CEO薪酬數(shù)據(jù)選自1999—2019年所有A股上市公司。我國(guó)上市公司從2005年開始全面披露經(jīng)理人個(gè)人的薪酬數(shù)據(jù)，之前年度的只有少數(shù)公司披露。由于適合做個(gè)體時(shí)間序列研究的公司CEO個(gè)體觀測(cè)數(shù)本身就較少，故未對(duì)薪酬和業(yè)績(jī)變量做縮尾或截尾處理，但后面會(huì)考慮薪酬和業(yè)績(jī)極值的影響。此外，本文剔除了CEO更替年度的數(shù)據(jù)，要求納入研究的公司—CEO—年度觀測(cè)為完整的任職年度數(shù)據(jù)⑨。

(二)描述性統(tǒng)計(jì)

本文對(duì)能有效進(jìn)入水平模型或變動(dòng)模型的每個(gè)公司每位有連續(xù)多年觀測(cè)的CEO逐個(gè)統(tǒng)計(jì)其任職公司的業(yè)績(jī)和業(yè)績(jī)變動(dòng)，及其薪酬和薪酬變動(dòng)，形成公司—CEO—年度層面的觀測(cè)，然后在此基礎(chǔ)上進(jìn)行相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果見表5和表6。

表5中，CEO個(gè)體層面的薪酬(CEOCOMP)標(biāo)準(zhǔn)差的最小值為0，經(jīng)統(tǒng)計(jì)有57個(gè)CEO(占比1.17%)的薪酬標(biāo)準(zhǔn)差為0。如果每年漲薪10%，按5年任期來算的話，CEO薪酬(取自然對(duì)數(shù))標(biāo)準(zhǔn)差可達(dá)0.151。但從25分位數(shù)(0.127)來看，至少有25%的CEO任期內(nèi)的薪酬波動(dòng)不足以支持連續(xù)5年每年漲薪10%。對(duì)于任期內(nèi)薪酬波動(dòng)較小的情況，除非業(yè)績(jī)波動(dòng)也非常小，否則就難以得出上市公司對(duì)其CEO有重要經(jīng)濟(jì)意義的PPS激勵(lì)這一結(jié)論。從每位CEO任期內(nèi)時(shí)間序列薪酬標(biāo)準(zhǔn)差均值(0.335)和公司間CEO薪酬均值的標(biāo)準(zhǔn)差(0.840)來看，后者是前者的2.507倍。不同公司CEO之間薪酬的差異遠(yuǎn)比一個(gè)公司CEO自己任期時(shí)間內(nèi)薪酬的差異大很多，這就是現(xiàn)有文獻(xiàn)和本文前面做面板數(shù)據(jù)回歸時(shí)業(yè)績(jī)變量對(duì)經(jīng)理人薪酬有顯著正的回歸系數(shù)的重要原因之一。從公司CEO個(gè)體層面的薪酬均值和中位數(shù)水平來看，約為48萬元，可以成為比較相關(guān)變量系數(shù)經(jīng)濟(jì)意義的參考值。

表5 水平模型下CEO個(gè)體時(shí)間序列樣本統(tǒng)計(jì)量的描述性統(tǒng)計(jì)

表6 變動(dòng)模型下CEO個(gè)體時(shí)間序列樣本統(tǒng)計(jì)量的描述性統(tǒng)計(jì)

表6中，有75個(gè)CEO(占比2.26%)的薪酬變動(dòng)(DCEOCOMP)標(biāo)準(zhǔn)差為0，可以解釋為CEO每年按固定比例(包括0)來漲薪。從公司CEO個(gè)體層面的薪酬變動(dòng)均值的均值(0.125)來看，CEO任期末薪酬比任期初增長(zhǎng)了13.31%。另外，單變量均值檢驗(yàn)表明存在有相當(dāng)比例的CEO在其任期內(nèi)薪酬變動(dòng)呈現(xiàn)出隨任期(固定)增長(zhǎng)的模式。

表5中，從每位CEO任職期間的ROE標(biāo)準(zhǔn)差來看，分布嚴(yán)重右偏，盡管ROE標(biāo)準(zhǔn)差均值達(dá)到0.160，但中位數(shù)只有0.048，75分位數(shù)的ROE標(biāo)準(zhǔn)差也才達(dá)到0.092，這都比面板數(shù)據(jù)ROE標(biāo)準(zhǔn)差要小不少。可見大多數(shù)公司在CEO任職期間內(nèi)的業(yè)績(jī)波動(dòng)相當(dāng)小。

表6中，CEO任職期間內(nèi)的業(yè)績(jī)變動(dòng)(DROE)均值的均值和中位數(shù)均為負(fù)，即大部分公司CEO在任期內(nèi)業(yè)績(jī)?cè)谧儾睿门c其薪酬變動(dòng)對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量相反，這對(duì)于以薪酬變動(dòng)和業(yè)績(jī)變動(dòng)來定義的PPS來說將是負(fù)的PPS，正好與本文探討的顯著正向的PPS激勵(lì)是相反的，這初步佐證了CEO的薪酬和業(yè)績(jī)沒有掛鉤。從每位CEO任職期間的DROE標(biāo)準(zhǔn)差均值為0.234，但中位數(shù)只有0.055，75分位數(shù)的DROE標(biāo)準(zhǔn)差也才達(dá)到0.109，比面板數(shù)據(jù)的DROE標(biāo)準(zhǔn)差(0.118)小?？梢?，大多數(shù)公司CEO任職期間內(nèi)的業(yè)績(jī)波動(dòng)相當(dāng)小，只有較少的公司在CEO任職期間業(yè)績(jī)波動(dòng)大。

(三)基本回歸結(jié)果與分析

如前述，從嚴(yán)格理論上看，經(jīng)理人薪酬和業(yè)績(jī)是否掛鉤應(yīng)該通過經(jīng)理人薪酬—業(yè)績(jī)敏感度是否顯著為正來檢驗(yàn)，而這就應(yīng)該基于經(jīng)理人個(gè)體時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用變動(dòng)模型或者至少半變動(dòng)模型來展開研究。因此，本文對(duì)每位CEO在同一公司擔(dān)任CEO期間的時(shí)間序列數(shù)據(jù)分別進(jìn)行了變動(dòng)模型(Y=DCEOCOMP、X=DROE)帶常數(shù)項(xiàng)的OLS回歸(下文稱之為基礎(chǔ)模型)，對(duì)DROE系數(shù)正負(fù)及其顯著性進(jìn)行分類統(tǒng)計(jì)，結(jié)果見表7。在檢驗(yàn)中，變動(dòng)模型的有效觀測(cè)為3 317位CEO。從表7可以看出，只有289位CEO有顯著正的PPS(亦即DROE系數(shù))，占3 317位CEO的8.71%，PPS不顯著的CEO比例則達(dá)86.25%，還有5.04%顯示為顯著負(fù)的PPS。本文進(jìn)一步對(duì)估計(jì)得到的顯著正的PPS進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果顯示，在變動(dòng)模型下DROE系數(shù)顯著為正的289個(gè)公司CEO里，DROE系數(shù)平均值為5.761，標(biāo)準(zhǔn)差為9.013，最小值為0.000，中位數(shù)為3.319，最大值為118.662。從DROE系數(shù)中位數(shù)(3.319)來看，若ROE提高1%絕對(duì)量，則CEO薪酬相對(duì)于上一年度可以提高3.37%；而從系數(shù)均值(5.761)來看，若ROE提高1%絕對(duì)量，則CEO薪酬相對(duì)于上一年度可以提高5.93%。在實(shí)踐中，ROE提高1%絕對(duì)量并不容易，而慮及CEO的薪酬水平和我國(guó)長(zhǎng)期通脹水平，CEO薪酬提高3.37%或5.93%的經(jīng)濟(jì)意義并不大。

綜上，基于變動(dòng)模型的CEO個(gè)體時(shí)間序列回歸結(jié)果表明，我國(guó)上市公司只有不到10%的CEO具有顯著正的薪酬—業(yè)績(jī)敏感度(PPS)，絕大多數(shù)CEO則沒有基于業(yè)績(jī)的薪酬激勵(lì)。由此，本文可以得出結(jié)論，我國(guó)上市公司CEO薪酬基本上沒有和公司業(yè)績(jī)掛鉤，現(xiàn)有主流文獻(xiàn)關(guān)于我國(guó)上市公司經(jīng)理人薪酬激勵(lì)的研究發(fā)現(xiàn)其實(shí)更符合經(jīng)理人經(jīng)營(yíng)才能匹配假說的解釋。

表7 CEO個(gè)體時(shí)間序列的PPS檢驗(yàn)顯著性分布統(tǒng)計(jì)

四、進(jìn)一步分析：求PPS顯著為正的CEO之可能集合

本文將進(jìn)一步考慮諸如任期、公司規(guī)模等常見的影響薪酬的因素對(duì)DROE回歸系數(shù)產(chǎn)生的影響，以及處理小樣本下的極值問題，探究有顯著正向的PPS激勵(lì)的CEO有多少位。

(一)任期的影響

實(shí)踐中，考慮通脹等原因，企業(yè)會(huì)給予經(jīng)理人一定任期性質(zhì)的薪酬，即經(jīng)理人薪酬會(huì)隨著經(jīng)理人任期按照一定模式(比如固定額度或固定增長(zhǎng)率)增長(zhǎng)，這類似于普通員工的工齡工資，本文稱之為任期薪酬。DCEOCOMP是取自然對(duì)數(shù)后再相減，能較好地反映固定增長(zhǎng)率形式的任期薪酬，而固定額度增長(zhǎng)的任期薪酬則在薪酬裸值形式下能得到更好的反映。

在變動(dòng)模型中，CEO任期變動(dòng)只反映在常數(shù)項(xiàng)上，故本文考察變動(dòng)模型常數(shù)項(xiàng)的顯著性分布和描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果見表8。表8顯示，任期薪酬顯著為正的CEO有548位，占16.52%。本文進(jìn)一步對(duì)估計(jì)得到的顯著為正的常數(shù)項(xiàng)系數(shù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，在變動(dòng)模型下有548位CEO常數(shù)項(xiàng)系數(shù)顯著為正，系數(shù)平均值為0.196，標(biāo)準(zhǔn)差為0.168，最小值為0.000，中位數(shù)為0.149，最大值為1.757。以上說明，這548位CEO任期薪酬平均增長(zhǎng)率為21.65%，最小增長(zhǎng)率為0%，最高達(dá)479.50%。

表8 變動(dòng)模型常數(shù)項(xiàng)顯著性分布統(tǒng)計(jì)

(二)公司規(guī)模的影響

公司規(guī)模是影響經(jīng)理人薪酬的主要因素之一。Gabaix & Landier[29]認(rèn)為，在市場(chǎng)均衡下CEO薪酬取決于他所在公司規(guī)模和市場(chǎng)整體公司規(guī)模，1980—2003年，美國(guó)CEO薪酬的6倍增長(zhǎng)完全可以歸因于該時(shí)期大公司市值的6倍增長(zhǎng)。Tosi et al.[30]指出，公司規(guī)?？梢越忉孋EO總薪酬差異的40%以上，而業(yè)績(jī)僅僅不到5%。基于A股公司經(jīng)理人現(xiàn)金報(bào)酬一般沒有與公司市值掛鉤的，本文用總資產(chǎn)來衡量公司規(guī)模。從前面面板數(shù)據(jù)回歸中可以看到，CEO薪酬對(duì)公司規(guī)模(SIZE或DSIZE)的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正。

變動(dòng)模型加入公司規(guī)模后的回歸主要結(jié)果見表9。表9給出了DSIZE系數(shù)和DROE系數(shù)顯著性的分布情況。由于模型加入公司規(guī)模變量，有效CEO觀測(cè)數(shù)有所減少(需要CEO任職年份為5年及以上)，從3 317減到2 316位，只剩下69.82%。DSIZE系數(shù)顯著為正的有188個(gè)觀測(cè)，占8.12%，這一比例也不大。從DROE系數(shù)顯著性分布看，只有216位CEO是在控制公司規(guī)模后具有正顯著的PPS，占9.33%，前后比例變動(dòng)不大，略有上升。表10給出了正顯著的DROE系數(shù)(PPS)和DSIZE系數(shù)的描述性統(tǒng)計(jì)，可見，PPS均值和中位數(shù)變動(dòng)不大，略有升降，DSIZE系數(shù)極差很大，存在右偏。

(三)去除極值的影響

由于CEO個(gè)人時(shí)間序列觀測(cè)數(shù)普遍較少，極值的存在對(duì)估計(jì)結(jié)果影響很大，可以用簡(jiǎn)單地去除極值的方法重新進(jìn)行回歸，將所得結(jié)果與之前的進(jìn)行比較。若回歸系數(shù)不再顯著為正或者因?yàn)槿コ龢O值反而呈現(xiàn)顯著為正的結(jié)果，說明前面的結(jié)果受極值影響，需要分情況進(jìn)行查驗(yàn)。變動(dòng)模型極值問題存在如下幾種情況：薪酬或業(yè)績(jī)的極大(極小)值的存在會(huì)使得當(dāng)年和下一年的薪酬或業(yè)績(jī)變動(dòng)有一個(gè)較大正(負(fù))變動(dòng)和較大負(fù)(正)變動(dòng)，同時(shí)產(chǎn)生兩個(gè)變動(dòng)極值，需去除當(dāng)年和下一年觀測(cè)再對(duì)變動(dòng)模型進(jìn)行回歸。此外，薪酬變動(dòng)或業(yè)績(jī)變動(dòng)的極值并不一定與上面的薪酬或業(yè)績(jī)極值一致，也需要考慮去除薪酬變動(dòng)和業(yè)績(jī)變動(dòng)的極值，再進(jìn)行變動(dòng)模型的回歸，由此可以得到8種去除極值的情況。

表9 變動(dòng)模型加入公司規(guī)模后回歸系數(shù)的顯著性分布統(tǒng)計(jì)

表10 正顯著的系數(shù)描述性統(tǒng)計(jì)

表11展示了變動(dòng)模型在去除極值前后的系數(shù)變動(dòng)情況的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，其中列(5)為加入了公司規(guī)模后的結(jié)果。并集匯總指的是當(dāng)前模型下只要其中一種去除極值情況后PPS仍是正顯著即可，交集是8種去除極值情況后PPS仍是正顯著。表11的列(2)和列(5)分別展示了基礎(chǔ)變動(dòng)模型和加入公司規(guī)模后的變動(dòng)模型在去除各種極值情況后回歸得到的有正顯著PPS的CEO個(gè)數(shù)統(tǒng)計(jì)?？梢姡M管去除極值使得樣本CEO有效觀測(cè)數(shù)有一定量的減少，但是去除極值后仍表明有正顯著PPS的CEO個(gè)數(shù)都有相當(dāng)大幅度的減少。從各個(gè)情況的并集(即上述8種去除極值情況只要存在一種情形下的正顯著PPS就納入進(jìn)來)匯總來看，兩種模型分別有229位和72位CEO有正顯著的PPS(其中有CEO是重復(fù)的)，合在一起共有263位CEO有顯著正向的PPS激勵(lì)。

嚴(yán)格來說，只有在去除各種極值情況前后都能保持正顯著才是真正具有正顯著的PPS，即選取它們交集的結(jié)果對(duì)CEO是否有顯著正向的PPS激勵(lì)比較有說服力，符合這種情況的CEO只有33位。換言之，在本文研究樣本所屬期間，經(jīng)過控制任期因素、公司規(guī)模因素和去除各種極值影響之后，確定有著顯著為正的PPS的A股公司CEO只有33位。

表12給出了并集匯總和交集情況下顯著為正的PPS描述性統(tǒng)計(jì)，并集匯總PPS是針對(duì)上述263位有顯著正向PPS激勵(lì)的CEO，基于前述兩類模型未去極值回歸得到的正顯著PPS算術(shù)平均求得。交集PPS是33位CEO類似處理的結(jié)果。可以看到，并集匯總PPS和交集PPS的均值分別是4.899和6.015，這個(gè)程度的幅值具有一定的經(jīng)濟(jì)意義，中位數(shù)分別是3.103和4.274，只有均值的63.34%和71.06%，經(jīng)濟(jì)意義顯然也是打折扣的。

(四)對(duì)33位CEO確定存在正顯著PPS之經(jīng)濟(jì)意義分析

表13報(bào)告了前述有顯著PPS激勵(lì)的33位CEO估計(jì)出來的DROE系數(shù)及其經(jīng)濟(jì)意義的描述性統(tǒng)計(jì)?？梢钥闯?，DROE系數(shù)均值為6.015，中位數(shù)為4.274，它們都比表4中面板數(shù)據(jù)OLS回歸系數(shù)(其值范圍在0.267～0.307)高出20倍左右。此外，這33位CEO的DROE系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差和極差都是很大的，最小值為0.372，最大值為22.967。

表11 變動(dòng)模型剔除極值后回歸得到的正顯著PPS的CEO數(shù)統(tǒng)計(jì)

表12 正顯著PPS的描述性統(tǒng)計(jì)

觀察CEO任期內(nèi)平均業(yè)績(jī)變動(dòng)，DROE均值和中位數(shù)分別為-0.019和-0.004。具體看，至少有17位CEO在整個(gè)任期內(nèi)公司業(yè)績(jī)是變差的，而從其業(yè)績(jī)變動(dòng)(DROE)標(biāo)準(zhǔn)差的均值和中位數(shù)來看，業(yè)績(jī)變動(dòng)的波動(dòng)率都是相當(dāng)大的。平均薪酬變動(dòng)(DCEOCOMP均值)的均值和中位數(shù)分別為0.105和0.100，相當(dāng)于任期前后薪酬是增長(zhǎng)的，平均增長(zhǎng)率為10.50%。從這33位CEO任期內(nèi)領(lǐng)取的平均薪酬裸值的均值來看，均值在65.076萬元，最高也才269.277萬元，整體水平不算高。

在此基礎(chǔ)上可以通過DROE系數(shù)×DROE標(biāo)準(zhǔn)差來測(cè)算PPS激勵(lì)，一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的業(yè)績(jī)變動(dòng)可以有均值為0.315的PPS激勵(lì)，大約相當(dāng)于業(yè)績(jī)提高1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，薪酬可以提高37.03%，有一定的經(jīng)濟(jì)意義，但是這33位CEO的整體薪酬水平很低，并不會(huì)對(duì)他們薪酬產(chǎn)生重要的影響，況且業(yè)績(jī)提高一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差殊為不易。從任期業(yè)績(jī)變動(dòng)形成的PPS激勵(lì)(DROE系數(shù)×DROE均值)來看，均值在-0.035，變動(dòng)很小，相當(dāng)于基本持平。從任期中業(yè)績(jī)變動(dòng)最差的那年P(guān)PS激勵(lì)(DROE系數(shù)×DROE最小值)來看，嚴(yán)重左偏，具體來看，只有9位CEO呈現(xiàn)了負(fù)向的PPS激勵(lì)，但這9位CEO任期內(nèi)平均薪酬最高才72.700萬元，整體薪酬水平不高，也不具有經(jīng)濟(jì)意義。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)放寬對(duì)經(jīng)理人薪酬和業(yè)績(jī)掛鉤的認(rèn)定：基于水平模型

雖然嚴(yán)格意義上，經(jīng)理人PPS應(yīng)該采用薪酬變動(dòng)和業(yè)績(jī)變動(dòng)來衡量經(jīng)理人薪酬是否和業(yè)績(jī)掛鉤，但是，為了與我國(guó)主流文獻(xiàn)做比較，本文放寬這一限制，只要基于水平模型的經(jīng)理人薪酬和業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)，也認(rèn)定為經(jīng)理人薪酬和業(yè)績(jī)是掛鉤的。下面對(duì)每位CEO個(gè)體時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行水平模型(Y=CEOCOMP、X=ROE)帶常數(shù)項(xiàng)的OLS回歸，結(jié)果見表14。

表14顯示，水平模型有效觀測(cè)比變動(dòng)模型要多出不少，最多時(shí)有4 853位CEO。在基本模型中，只有484位CEO的薪酬和業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)，占9.97%。水平模型中分別加入任期、公司規(guī)模后，有310、329位CEO的薪酬和業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)；水平模型中同時(shí)加入任期和公司規(guī)模(在任期和公司規(guī)模兩者系數(shù)均顯著的情況下)則有72位CEO的薪酬和業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)。這幾種情況(并集)匯總起來則有873位CEO的薪酬和業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)，占比17.99%，這一比例比變動(dòng)模型的要高，但從整體上看，依然可以說我國(guó)上市公司絕大多數(shù)CEO的薪酬和業(yè)績(jī)沒有掛鉤。

表13 33家有顯著PPS激勵(lì)的公司CEO估計(jì)出來的系數(shù)統(tǒng)計(jì)

表14 水平模型下薪酬—業(yè)績(jī)相關(guān)系數(shù)正顯著的CEO數(shù)統(tǒng)計(jì)

考慮極值對(duì)小樣本回歸系數(shù)的影響，本文對(duì)水平模型剔除極值存在的4種情況，即剔除薪酬極大(極小)值或業(yè)績(jī)極大(極小)值，進(jìn)行了匯總。并集指的是當(dāng)前模型下只要符合其中一種情況即可，交集是4種情況均要符合。在匯總時(shí)，并集的并集是將4類水平模型的每種并集情況進(jìn)行并集加總，交集的并集是在每類水平模型滿足去除4種極值情況后仍保留正顯著的PPS，對(duì)這4類模型進(jìn)行并集匯總。與變動(dòng)模型進(jìn)行并集的并集匯總是指水平模型最后剩下的最多可能的并集或變動(dòng)模型最后剩下的最多可能的并集的其中之一即可；與變動(dòng)模型進(jìn)行交集的并集匯總是指水平模型最后剩下的最少可能的交集的并集與變動(dòng)模型最后剩下的最少可能的交集的并集的其中之一即可；而與變動(dòng)模型進(jìn)行交集的交集匯總是指要同時(shí)滿足水平模型和變動(dòng)模型最后剩下的交集的并集的情況。

從表15中4種模型的每一種模型去除4種極值情況的并集和交集來看，除加入任期后的模型只剩不到一半以外，其他3類模型去除極值后的并集還保留正顯著PPS的CEO數(shù)只剩原來的60%～70%，所有這些情況的匯總并集和交集分別有588位和234位CEO有顯著正的PPS，前者是后者的2.5倍，相應(yīng)地，也是變動(dòng)模型下相應(yīng)的并集匯總數(shù)(263)的2.2倍。

進(jìn)一步地，若將水平模型每種模型(即是否加入任期或公司規(guī)模等形成不同種的模型)中任一去除極值情況符合的并集和變動(dòng)模型類似的并集進(jìn)行并集匯總，這種情況囊括了最多可能的薪酬和業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)的CEO人數(shù)，共有629位。

而將符合水平模型或變動(dòng)模型每種模型情形在所有去除極值情況后的薪酬和業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)或顯著正PPS的CEO匯總起來，即某位CEO只要滿足水平模型或變動(dòng)模型下的薪酬和業(yè)績(jī)掛鉤就可以，可以得到242位CEO的薪酬和業(yè)績(jī)掛鉤。

但若將同時(shí)滿足水平模型和變動(dòng)模型的回歸系數(shù)均顯著為正作為CEO的薪酬和業(yè)績(jī)是否掛鉤的判斷條件，滿足這種情況的只有25位CEO。

綜上，即便是并集的并集(629位)情形下，也只占全部滿足有效觀測(cè)的CEO(2 368位)的26.56%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能支持我國(guó)上市公司大多數(shù)公司對(duì)CEO做出了PPS激勵(lì)，本文的結(jié)論依然成立。

表16給出了各種情形下基于水平模型CEO薪酬—業(yè)績(jī)相關(guān)系數(shù)的描述性統(tǒng)計(jì)，各種匯總是對(duì)符合條件的所有模型未去極值回歸得到的薪酬—業(yè)績(jī)相關(guān)系數(shù)算術(shù)平均求得。水平模型估計(jì)出來的薪酬—業(yè)績(jī)相關(guān)系數(shù)并集均值為6.889，中位數(shù)為4.107，均比對(duì)應(yīng)的基于變動(dòng)模型并集和交集的相關(guān)系數(shù)大。兩類模型交集有25位薪酬和業(yè)績(jī)掛鉤的CEO，其薪酬—業(yè)績(jī)相關(guān)系數(shù)(AMIIPPS)均值和中位數(shù)分別為6.378和4.768，相對(duì)于只用變動(dòng)模型估計(jì)的上述33位CEO(均值和中位數(shù)分別為6.015和4.274)來說，雖數(shù)值更大一些，但整體相差不大，經(jīng)濟(jì)意義分析結(jié)果不變。

表15 水平模型下去除極值情況的薪酬—業(yè)績(jī)相關(guān)系數(shù)正顯著CEO數(shù)統(tǒng)計(jì)

表16 基于水平模型的薪酬—業(yè)績(jī)相關(guān)系數(shù)描述性統(tǒng)計(jì)

(二)其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.用裸值來衡量

在面板數(shù)據(jù)回歸中，對(duì)CEO薪酬取自然對(duì)數(shù)，可以部分消除面板數(shù)據(jù)差異帶來的規(guī)模效應(yīng)，但對(duì)于每個(gè)公司CEO的時(shí)間序列觀測(cè)來說，不存在這類的規(guī)模效應(yīng)，故本文對(duì)CEO薪酬直接用裸值(以十萬元為單位)、業(yè)績(jī)用歸屬于母公司股東的凈利潤(rùn)(以千萬元為單位)來衡量，重新對(duì)每個(gè)公司CEO進(jìn)行變動(dòng)模型的回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，基于變動(dòng)模型，考慮所有8種去極值情況，只有38位CEO存在正顯著PPS。PPS均值顯示，這些公司歸屬于母公司股東的凈利潤(rùn)每增加千萬元，CEO可以多拿40萬元。

2.考慮CEO薪酬數(shù)據(jù)披露的錯(cuò)期因素

在實(shí)踐中，A股上市公司當(dāng)年年報(bào)中所披露的CEO的現(xiàn)金報(bào)酬其實(shí)是公司當(dāng)年每個(gè)月固定發(fā)放給CEO的薪酬和一般在當(dāng)年上半年發(fā)放的上年(及以前年度)延期到當(dāng)年發(fā)放的薪酬或者所謂上年的“年終獎(jiǎng)”部分。因此，如果CEO確實(shí)有和上年度業(yè)績(jī)掛鉤的薪酬，這部分薪酬中的大部分應(yīng)該是在當(dāng)年上半年發(fā)放的，但在披露上被計(jì)入了當(dāng)年的薪酬總額之中。因此，本文用當(dāng)年的CEO薪酬對(duì)上年的業(yè)績(jī)進(jìn)行逐個(gè)CEO時(shí)間序列數(shù)據(jù)回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，基于變動(dòng)模型，考慮所有8種去除極值情況，只有12位CEO存在正顯著PPS。

3.基于每個(gè)公司CEO崗位的時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析

本文也進(jìn)行了基于每個(gè)公司CEO的時(shí)間序列數(shù)據(jù)來進(jìn)行薪酬—業(yè)績(jī)回歸，即不鎖定具體CEO個(gè)體，而是包含該公司IPO以來所有有薪酬數(shù)據(jù)披露的CEO。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，基于變動(dòng)模型，考慮所有8種去除極值情況，只有58家公司的CEO崗位存在顯著正的PPS。

4. 用前三名董監(jiān)高平均薪酬衡量其所在公司經(jīng)理人薪酬

實(shí)踐中，存在有些公司CEO不在上市公司領(lǐng)取薪酬以及CEO領(lǐng)取的薪酬可能在整體公司董監(jiān)高中不是最高的情形，本文用上市公司薪酬最高的前三名董監(jiān)高的平均薪酬來進(jìn)行逐個(gè)公司時(shí)間序列的薪酬—業(yè)績(jī)回歸。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，基于變動(dòng)模型，考慮所有8種去除極值情況，只有81家公司的經(jīng)理人存在正顯著PPS。

5.基于股權(quán)的薪酬對(duì)本文結(jié)果的可能影響

本文對(duì)CEO基于股權(quán)的薪酬進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)。在全樣本公司—年度觀測(cè)層面，只有49.83%的觀測(cè)CEO是持股的，而任期在4年及以上的CEO個(gè)體層面持股占比為55.85%，可見半數(shù)左右的CEO是持股的。但也可以看出，半數(shù)左右的CEO并不持有公司股票，現(xiàn)金薪酬是其最重要的貨幣激勵(lì)方式。在持股的CEO中，任職于非國(guó)有和國(guó)有控股上市公司的分別有1 398位和478位，占同類產(chǎn)權(quán)性質(zhì)全部CEO的比例分別為70.64%和34.64%，前者CEO數(shù)量和比例分別約為后者的3倍和2倍。在有持股的CEO子樣本里，進(jìn)行極值縮尾處理后，其平均持股比例和年末市值分別達(dá)9.79%和6.03億元，中位數(shù)分別為1.66%和0.79億元。其中，在非國(guó)有控股上市公司中，CEO平均持有12.82%的股權(quán)和7.81億元市值，中位數(shù)分別為5.52%和2.43億元；而國(guó)有控股上市公司CEO平均持有0.47%的股權(quán)和0.55億元市值，中位數(shù)分別為0.01%和0.01億元，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于非國(guó)有控股上市公司CEO，不形成重要激勵(lì)。但是，對(duì)于非國(guó)有控股上市公司，CEO股權(quán)激勵(lì)很重要，在考察經(jīng)理人的總薪酬激勵(lì)時(shí)不能忽略其股權(quán)激勵(lì)。

從本文得到的33位有顯著PPS的CEO分布情況來看，持股的有20位，占比為60.61%，顯然比不持股且有顯著PPS的CEO(13位)要多。從這20位CEO持股比例和年末持股市值來看，均值分別為7.48%和3.27億元，中位數(shù)分別為0.15%和0.07億元，半數(shù)(10位)以上CEO持股市值相當(dāng)有激勵(lì)?？傮w而言，CEO持有公司股份并不影響公司對(duì)其進(jìn)行現(xiàn)金薪酬激勵(lì)，是否持股并不對(duì)CEO現(xiàn)金報(bào)酬與業(yè)績(jī)的敏感度產(chǎn)生顯著不同的影響，股權(quán)薪酬激勵(lì)并不能替代現(xiàn)金薪酬激勵(lì)。

6.國(guó)有企業(yè)高管限薪制度的可能影響

國(guó)有企業(yè)相關(guān)限薪制度主要有2009年的《關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范中央企業(yè)負(fù)責(zé)人薪酬管理的指導(dǎo)意見》和2014年的《中央管理企業(yè)負(fù)責(zé)人薪酬制度改革方案》。以2009年作為界限，對(duì)國(guó)有控股上市公司高管限薪相關(guān)情況做了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果是：樣本期間共有1 383位CEO任職于國(guó)有控股上市公司，其中，整個(gè)任期都在限薪前的CEO人數(shù)占到了45.70%，有44.25%的CEO任期跨越2009年的限薪令，有10.05%的CEO是在2009年限薪令之后上任的。結(jié)合本文得到的33位有顯著PPS的CEO情況來看，國(guó)有控股上市公司有顯著PPS的CEO主要分布在限薪前或其任期大部分在限薪前，共有11位，限薪后僅有1位CEO具有顯著的PPS?？梢姡扌街贫却_實(shí)是造成國(guó)有控股上市公司CEO沒有PPS的重要原因，但這不影響本文的總體發(fā)現(xiàn)，因?yàn)閲?guó)有控股上市公司CEO在限薪制度實(shí)施之前總體上也是薪酬和業(yè)績(jī)不掛鉤的。

綜上，通過一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文的結(jié)論依然成立。

六、研究結(jié)論與啟示

長(zhǎng)期以來，基于A股上市公司經(jīng)理人現(xiàn)金薪酬的經(jīng)理人激勵(lì)研究文獻(xiàn)認(rèn)為，A股公司經(jīng)理人現(xiàn)金薪酬和業(yè)績(jī)是顯著掛鉤的，并基于此假定做了大量的研究。本文利用我國(guó)A股上市公司CEO自身的個(gè)體時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對(duì)有足夠完整薪酬支付年份的每位CEO進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)絕大部分的CEO薪酬與業(yè)績(jī)是不掛鉤的。就其原因來看，國(guó)有控股上市公司對(duì)于經(jīng)理人采取的并非市場(chǎng)化的激勵(lì)機(jī)制，甚至經(jīng)理人身份亦商亦仕；而非國(guó)有控股上市公司的經(jīng)理人則可能大都是公司的原始股東之一，有著較高的股權(quán)激勵(lì)，從而現(xiàn)金薪酬和業(yè)績(jī)沒有掛鉤。當(dāng)然，還存在其他可能性，如一些公司經(jīng)理人薪酬激勵(lì)方案設(shè)計(jì)為梯形，即業(yè)績(jī)目標(biāo)和經(jīng)理人薪酬上有頂、下有底。如果在經(jīng)理人主要任期內(nèi)，公司實(shí)際業(yè)績(jī)一直超過最高閾值或一直低于最低閾值，經(jīng)理人的薪酬就會(huì)一直穩(wěn)定在最高薪酬水平或者基薪水平上，看上去經(jīng)理人的薪酬和業(yè)績(jī)就不掛鉤了，但其實(shí)經(jīng)理人薪酬方案中存在一定的基于業(yè)績(jī)的薪酬激勵(lì)因素。再如，不排除某些公司的某段時(shí)期，經(jīng)理人薪酬所掛鉤的業(yè)績(jī)指標(biāo)不是或不完全是現(xiàn)有學(xué)術(shù)文獻(xiàn)和本文所采用公司對(duì)外報(bào)告的會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)指標(biāo)，從而本文觀察不到經(jīng)理人薪酬和會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)的掛鉤關(guān)系，假若如此，這也意味著需要審慎評(píng)估現(xiàn)有文獻(xiàn)和本文結(jié)論的適當(dāng)性。當(dāng)然，本文基于經(jīng)理人個(gè)體時(shí)間序列數(shù)據(jù)的研究觀測(cè)太少，存在統(tǒng)計(jì)效力較弱的問題。

本文的研究結(jié)果意味著，學(xué)術(shù)界應(yīng)審慎評(píng)估已有基于A股公司數(shù)據(jù)所進(jìn)行的經(jīng)理人現(xiàn)金薪酬激勵(lì)(包括但不限于經(jīng)理人薪酬—業(yè)績(jī)敏感度顯著為正、超額薪酬、幸運(yùn)薪酬以及薪酬黏性等)的研究文獻(xiàn)及其研究結(jié)論，需要重新思考和設(shè)計(jì)關(guān)于A股公司經(jīng)理人薪酬激勵(lì)的研究方法。同時(shí)，本文的發(fā)現(xiàn)也意味著，在進(jìn)行經(jīng)理人激勵(lì)的相關(guān)研究時(shí)，有必要把包括持有原始股在內(nèi)的經(jīng)理人股權(quán)激勵(lì)正式納入進(jìn)來。

本文的政策建議如下。第一，從本文對(duì)我國(guó)上市公司經(jīng)理人面板數(shù)據(jù)的薪酬—業(yè)績(jī)回歸結(jié)果進(jìn)行解釋的經(jīng)理人經(jīng)營(yíng)才能匹配假說出發(fā)，政府應(yīng)進(jìn)一步促進(jìn)我國(guó)經(jīng)理人市場(chǎng)的發(fā)展。成熟的經(jīng)理人市場(chǎng)，可以讓具備優(yōu)秀經(jīng)營(yíng)管理才能的人才要素有效流動(dòng)，包括用更優(yōu)的薪酬合約吸引、留用和激勵(lì)經(jīng)理人。第二，對(duì)于本文發(fā)現(xiàn)的A股公司經(jīng)理人系統(tǒng)性地缺乏基于業(yè)績(jī)的現(xiàn)金薪酬激勵(lì)這一問題，需要A股上市公司的股東和監(jiān)管機(jī)構(gòu)反思和重構(gòu)包括現(xiàn)金薪酬與股權(quán)激勵(lì)在內(nèi)的經(jīng)理人薪酬激勵(lì)機(jī)制。

注 釋：

①通過在中國(guó)知網(wǎng)上搜索與經(jīng)理人PPS相關(guān)的文獻(xiàn)，共找到2003—2019年在國(guó)內(nèi)權(quán)威學(xué)術(shù)期刊上發(fā)表的75篇相關(guān)研究文章，基于此進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)。

②本文利用現(xiàn)有主流文獻(xiàn)中最常用的薪酬最高的前三名高管的平均薪酬，回歸結(jié)果大小可與較多文獻(xiàn)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行比較。

③本文用總資產(chǎn)回報(bào)率(ROA)做了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果基本是一致的，兩者的回歸模型R2基本相差不大。

④⑤限于篇幅，此處未列示相關(guān)結(jié)果，留存?zhèn)渌?。作者郵箱：linle@cueb.edu.cn。

⑥12.99%=exp(0.854×0.143)-1。后文中相關(guān)指標(biāo)計(jì)算方法同此。

⑦限于篇幅，未列示相關(guān)統(tǒng)計(jì)結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/p>

⑧本文用后面得到的33位有顯著PPS的CEO個(gè)體所有年度觀測(cè)作為子樣本進(jìn)行了截面回歸，結(jié)果表明，ROE、DROE回歸系數(shù)在水平模型和變動(dòng)模型下分別為2.574和3.490，相差不大，且系數(shù)幅值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于全樣本下的0.474和0.267，調(diào)整后R2也較高，尤其是在變動(dòng)模型里調(diào)整后R2達(dá)到0.42。這一定程度上驗(yàn)證了我們的結(jié)論，即控制CEO個(gè)人固定效應(yīng)的橫截面研究下的業(yè)績(jī)變量顯著回歸系數(shù)不足以成為上市公司對(duì)經(jīng)理人實(shí)施PPS激勵(lì)的判斷依據(jù)。

⑨只保留了能夠清晰辨認(rèn)薪酬是涵蓋全年的觀測(cè)，比如上年末或當(dāng)年初上任的CEO，以及年末年初卸任的CEO。