我國創(chuàng)業(yè)板上市公司高管薪酬影響因素的實(shí)證研究

周運(yùn)蘭，李 彤

(中南民族大學(xué) 管理學(xué)院，武漢 430074)

公司高管薪酬制度近年來越來越受到各界關(guān)注，尤其是在2008年金融危機(jī)之后，高管薪酬被置于放大鏡下，遭到了猛烈的批評和質(zhì)疑.那么，高管薪酬制度存在哪些方面的問題，高管薪酬與企業(yè)績效、企業(yè)規(guī)模等變量是否顯著相關(guān)，成為大家關(guān)注的問題.創(chuàng)業(yè)板被譽(yù)為我國的“納斯達(dá)克”，是孵化未來領(lǐng)先企業(yè)的搖籃.因此，本文將以創(chuàng)業(yè)板上市公司為例，實(shí)證分析影響高管薪酬的因素，為高管薪酬制度的改進(jìn)提出建議，以促進(jìn)創(chuàng)業(yè)板的健康發(fā)展.

1 文獻(xiàn)回顧

1.1 國外研究綜述

Murphy K(1985)、Hall and Liebman(1998)等認(rèn)為高管薪酬與企業(yè)績效正相關(guān)，而Aggarwal and Samwich (1999)、Tosi (2000)等認(rèn)為二者不存在相關(guān)性.Mueller(1969)、Barro(1990)、Conyon and Schwalbach(1999)等認(rèn)為高管薪酬與企業(yè)規(guī)模呈強(qiáng)正相關(guān)關(guān)系.一些研究在企業(yè)規(guī)模、績效水平的基礎(chǔ)上增加了其他變量進(jìn)行研究，例如企業(yè)治理、社會(huì)因素、政策因素等，并注重選擇控制變量，以提高研究的可信度.

1.2 國內(nèi)研究綜述

國內(nèi)對上市企業(yè)高管薪酬的研究始于1998年，許多學(xué)者的研究都卓有成效.不過不同時(shí)期、不同學(xué)者的研究結(jié)論并不一樣.魏剛(2000)以816家A股上市公司為樣本，對高管激勵(lì)制度進(jìn)行了研究，認(rèn)為高管薪酬和持股數(shù)量與企業(yè)績效不存在顯著正相關(guān)關(guān)系，而企業(yè)規(guī)模與高管薪酬正相關(guān)，行業(yè)因素也會(huì)影響高管薪酬[1]；梁杰等(2010)以2009年我國978家A股上市公司為研究對象，認(rèn)為企業(yè)規(guī)模、上市年限、所有制性質(zhì)以及企業(yè)績效與高管薪酬正相關(guān)，而企業(yè)治理與高管薪酬的相關(guān)性不顯著，認(rèn)為上市公司高管持股比例達(dá)到一定程度時(shí)，與高管薪酬顯著相關(guān)[2]；朱曉妹等(2011)以中小板上市公司2008年數(shù)據(jù)為樣本，研究認(rèn)為高管年齡和學(xué)歷、企業(yè)業(yè)績、規(guī)模、地區(qū)因素與高管薪酬顯著相關(guān)，而企業(yè)治理結(jié)構(gòu)對高管薪酬影響不顯著[3]；柯寶紅(2012)以2009年我國食品飲料行業(yè)上市公司為樣本，認(rèn)為高管薪酬與企業(yè)績效、規(guī)模顯著正相關(guān)，而與高管持股比例負(fù)相關(guān)，并得出我國企業(yè)股權(quán)激勵(lì)效果不明顯的結(jié)論[4].

總之，從1998年我國上市企業(yè)披露高級管理人員持股及年度報(bào)酬起，對上市企業(yè)高管薪酬的研究就成為了學(xué)術(shù)界的熱點(diǎn).眾多學(xué)者關(guān)于高管薪酬與企業(yè)績效關(guān)系的研究結(jié)果差異很大,原因有很多，包括概念理解不同、指標(biāo)選取不同等等.即使是同一人參與的研究，也會(huì)出現(xiàn)完全對立的結(jié)論.劉鳳委、孫諍、李增泉實(shí)證研究表明公司業(yè)績與高管薪酬呈顯著的正相關(guān)關(guān)系[5]，這與李增泉2000年的研究結(jié)論[6]完全相反.目前研究高管薪酬影響因素的文章較多，但我國創(chuàng)業(yè)板市場設(shè)立時(shí)間較短，因此研究我國創(chuàng)業(yè)板上市公司高管薪酬的文獻(xiàn)并不多.鑒于創(chuàng)業(yè)板市場在我國資本市場上所起的作用越來越大，具有我國上市企業(yè)的普遍性和特殊性，本文將以創(chuàng)業(yè)板上市公司高管薪酬的影響因素進(jìn)行研究.

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究假設(shè)

根據(jù)報(bào)酬—契約理論，最優(yōu)的激勵(lì)合同必須滿足激勵(lì)相容約束原則.即委托人與代理人的利益實(shí)現(xiàn)有效“捆綁”[7].也就是說高管薪酬與企業(yè)績效同增同減，呈正相關(guān)關(guān)系.因此，提出本文的第1個(gè)假設(shè)：

假設(shè)1：高管薪酬與企業(yè)績效存在正相關(guān)關(guān)系.

一般認(rèn)為，企業(yè)規(guī)模越大，經(jīng)理人控制的資源就越多，需要處理的問題更加復(fù)雜，對經(jīng)理的能力要求也就越高，高管更有機(jī)會(huì)要求給付高額薪水[8].因此，提出本文的第2個(gè)假設(shè)：

假設(shè)2：高管薪酬與企業(yè)規(guī)模存在正相關(guān)關(guān)系.

部分學(xué)者的研究認(rèn)為，董事會(huì)規(guī)模較大，股東的利益代表性較高，且其知識(shí)可以互補(bǔ)，因此可以改善企業(yè)治理，限制高管權(quán)力，高管薪酬也會(huì)有所降低；還有一部分研究認(rèn)為，董事會(huì)規(guī)模越大，內(nèi)部協(xié)調(diào)的難度也越大，部分董事傾向于“搭便車”，因此規(guī)模較大的董事會(huì)容易被高管控制，從而為其增加薪酬提供便利[9].因此，提出本文的第3個(gè)假設(shè)：

假設(shè)3：高管薪酬與董事會(huì)規(guī)模存在正相關(guān)關(guān)系.

高管持股是一種對高管的激勵(lì)制度，國外的運(yùn)用已經(jīng)相當(dāng)成熟.有的學(xué)者認(rèn)為，高管薪酬與高管持股是一種“互補(bǔ)”的關(guān)系，即高管在獲得股票激勵(lì)后，可以適當(dāng)降低貨幣薪酬的額度，部分高管未獲得股票激勵(lì)，會(huì)向股東提出加薪的要求.因此，二者呈負(fù)相關(guān)關(guān)系.但也有研究認(rèn)為，高管持股越多，其作為企業(yè)“主人”的歸屬感越強(qiáng)，就會(huì)努力工作，提高企業(yè)績效，同時(shí)增加自己的薪酬，即二者呈正相關(guān)關(guān)系[10].因此，提出本文的第4個(gè)假設(shè)：

假設(shè)4：高管薪酬與高管持股比例存在正相關(guān)關(guān)系.

理論上講，國有控股企業(yè)更強(qiáng)調(diào)薪酬結(jié)構(gòu)的公平性，因而會(huì)對高管薪酬進(jìn)行限制.所以，國有股比例越大，其對高管的監(jiān)督和制約就越多，高管薪酬也就越低[11].相關(guān)文獻(xiàn)的研究也大多認(rèn)為我國上市企業(yè)高管薪酬與國有股比例之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系.因此，提出本文的第5個(gè)假設(shè)：

假設(shè)5：高管薪酬與企業(yè)國有股比例存在負(fù)相關(guān)關(guān)系.

2.2 樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文的研究對象為截止到2012年4月31日前公布年報(bào)的創(chuàng)業(yè)板上市公司，剔除其中主營業(yè)務(wù)收入增長率為負(fù)的公司后，共計(jì)259家.數(shù)據(jù)來源包括銳思數(shù)據(jù)庫(www.resset.cn)、金融界網(wǎng)站(www.jrj.com.cn)、和訊網(wǎng)(www.hexun.com)，使用Eviews 6統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行分析.

2.3 變量選取和初步分析

2.3.1 變量的選取

按照相關(guān)研究的慣例，本文選取了11個(gè)變量，見表1.

表1 變量定義

2.3.2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

利用Eviews統(tǒng)計(jì)軟件對上述11個(gè)變量進(jìn)行簡單的描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果見表2.

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

從表2可以看出，除兩職兼任變量(DUAL)中位數(shù)為1，大于均值，說明兩職兼任情況較多外，其他變量都是均值大于中位數(shù)，呈偏右正態(tài)分布.

259個(gè)企業(yè)樣本中只有32家有國有股，國有股比例大于30%的只有5家，這是因?yàn)閯?chuàng)業(yè)板多數(shù)為民營中小企業(yè)，國有控股的較少.這也在一定程度上有利于企業(yè)管理遵從市場經(jīng)濟(jì)規(guī)則運(yùn)作.有高管持股的只有83家，高管總持股數(shù)高于5%的只有27家，高管持股偏少.各企業(yè)的監(jiān)事會(huì)規(guī)模(BS)平均不到4人，大多為3人，僅僅達(dá)到了《公司法》規(guī)定的最低限度，甚至有數(shù)家企業(yè)只有2人.獨(dú)立董事也是如此，其比例(DLB)僅在三分之一左右.樣本中主營業(yè)務(wù)收入增長率(IGR)的均值為34%，最大值為155%，低于5%的企業(yè)只有11家，體現(xiàn)了創(chuàng)業(yè)板公司良好的成長性.

2.3.3 高管薪酬與其影響因素的相關(guān)性分析

對樣本數(shù)據(jù)中高管薪酬與其影響因素進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果見表3.

表3 相關(guān)系數(shù)矩陣

從表3可見，被解釋變量與解釋變量的相關(guān)系數(shù)都較低，其絕對值都在0.4以下，因此可以判定解釋變量之間不存在多重共線性.

3 模型構(gòu)建與回歸結(jié)果分析

3.1 模型構(gòu)建

從以上各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)分析中可以看出：(1)創(chuàng)業(yè)板上市公司獨(dú)立董事比例(DLB)較低，獨(dú)立董事制度很不完善，因此其在監(jiān)督高管薪酬方面所起的作用有限.在相關(guān)性分析中，其與高管薪酬的相關(guān)系數(shù)也較低；(2)在創(chuàng)業(yè)板上市公司中，其監(jiān)事會(huì)規(guī)模(BS)較小，并沒有起到其應(yīng)有的監(jiān)督作用，與高管薪酬的關(guān)系不明顯，其與高管薪酬的相關(guān)系數(shù)也較低；(3)創(chuàng)業(yè)板公司成長性一般都較好，業(yè)務(wù)發(fā)展較迅速，因此高管薪酬與企業(yè)成長性相關(guān)性不強(qiáng)；(4)相對于其他成熟期企業(yè)來說，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)處于成長初期，發(fā)展中面對的不確定性較多，兩職兼任可以使企業(yè)權(quán)力高度集中，保證決策的執(zhí)行效果，提高企業(yè)的競爭力.因此，兩職兼任在某種程度上可以認(rèn)為是企業(yè)成長的需要，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的最高領(lǐng)導(dǎo)人多是創(chuàng)始人，可能較少存在高管濫用權(quán)力，肆意加薪的情況，因此，創(chuàng)業(yè)板上市公司兩職兼任變量(DUAL)與高管薪酬相關(guān)性可能并不如其他研究那樣顯著.再加上其與高管薪酬的相關(guān)系數(shù)僅為-0.03，絕對值較低.

因此，根據(jù)相關(guān)理論和研究成果、創(chuàng)業(yè)板上市公司的特點(diǎn)和研究假設(shè)，本文選取高管薪酬(LNTP)作為因變量，只選擇每股收益EPS、企業(yè)規(guī)模變量LNSIZE、國有股變量LC、董事會(huì)規(guī)模DBS、高管持股比例MSR這5個(gè)影響因素作為自變量，行業(yè)虛擬變量IND作為控制變量，構(gòu)建如下模型：

LNTP=C+β1EPS+β2LNSIZE+β3LC+β4IND+

β5DBS+β6MSR+μ.

其中C為常數(shù)項(xiàng)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng).其他變量在本文中不納入模型檢驗(yàn)分析.

3.2 實(shí)證結(jié)果顯示

利用普通最小二乘法(OLS)對模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表4.

表4 模型回歸結(jié)果

在回歸模型中，R2=0.2625，修正后的R2=0.2449，方程擬合優(yōu)度較好.而F=14.95，p值為0，因此方程的顯著性檢驗(yàn)通過，回歸模型整體上通過了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn).DW=2.02，取值在2附近，說明自變量相互獨(dú)立，不存在自相關(guān).除高管持股比例(MSR)未通過90%置信水平的t檢驗(yàn)外，其他所有自變量和常數(shù)項(xiàng)C都通過了99%置信水平的t檢驗(yàn).

3.3 實(shí)證結(jié)果分析與結(jié)論

根據(jù)上述回歸結(jié)果可知：

(1)企業(yè)績效變量每股收益(EPS)，系數(shù)為0.387299，說明高管薪酬與企業(yè)績效呈正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1得到證實(shí)，其相伴概率為0，具有99%的高顯著性.這說明了創(chuàng)業(yè)板企業(yè)與其他企業(yè)類似，都應(yīng)把企業(yè)績效納入高管薪酬設(shè)計(jì)的范圍，這符合預(yù)期，也體現(xiàn)了創(chuàng)業(yè)板企業(yè)高管薪酬設(shè)計(jì)中合理的一面；

(2) 企業(yè)規(guī)模變量(LNSIZE),系數(shù)為0.241266，說明企業(yè)規(guī)模與高管薪酬呈正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)2得到證實(shí)，其相伴概率為0，具有99%的高顯著性.在很多相關(guān)研究中，企業(yè)規(guī)模是首先進(jìn)入回歸方程的影響因素.此不同之處可能是因?yàn)楸疚难芯康氖莿?chuàng)業(yè)板上市公司，與主板企業(yè)相比規(guī)模普遍偏小，從而出現(xiàn)了不同的研究結(jié)論，但是相關(guān)研究也大多認(rèn)為企業(yè)規(guī)模與高管薪酬呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，在這一點(diǎn)上，與本文是一致的；

(3)董事會(huì)規(guī)模變量(DBS)，其系數(shù)為0.07471，表示高管薪酬與企業(yè)的董事會(huì)規(guī)模正相關(guān)，假設(shè)3得到證實(shí)，其相伴概率為0，具有99%的高顯著性，通過顯著性檢驗(yàn).這說明在創(chuàng)業(yè)板公司中，董事會(huì)規(guī)模越大，高管薪酬越高，證實(shí)了假設(shè)中的觀點(diǎn)，即董事會(huì)規(guī)模較大的企業(yè)較易出現(xiàn)董事會(huì)內(nèi)部溝通不暢的問題，從而降低其工作效率，并削弱對高管的監(jiān)督作用.部分董事在規(guī)模較大的董事會(huì)上可能會(huì)選擇“從眾”，以減少與高管層的摩擦，明哲保身；

(4) 高管持股變量(MSR)，其系數(shù)為0.877957，說明其與高管薪酬呈正相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)4相符，其相伴概率為0.2258，不具有顯著性.這可能與創(chuàng)業(yè)板上市公司高管持股比例偏少，股權(quán)激勵(lì)效果不明顯的特點(diǎn)有關(guān)；

(5) 國有股變量(LC)，其系數(shù)為0.277571，相伴概率為0.0005，具有99%的高顯著性，說明國有股變量與高管薪酬顯著正相關(guān)，與假設(shè)5不符.筆者認(rèn)為這可能跟創(chuàng)業(yè)板上市公司國有股較少的現(xiàn)狀有關(guān).本文選取的259家創(chuàng)業(yè)板上市公司樣本中只有32家有國有股，國有股比例大于30%的只有5家，這種國有股力量的缺位，使得創(chuàng)業(yè)板上市公司管理層受到的監(jiān)督較少，可能會(huì)造成創(chuàng)始人或?qū)嶋H控制人可隨意為自己加薪；

(6) 行業(yè)虛擬變量(IND)作為控制變量，系數(shù)為0.028854，說明行業(yè)與高管薪酬正相關(guān)，并具有99%的高顯著性.說明創(chuàng)業(yè)板企業(yè)作為成立時(shí)間較短的企業(yè)，注重學(xué)習(xí)借鑒同行業(yè)的薪酬制度，以避免與同行業(yè)存在差距，造成人力競爭上的劣勢.

4 結(jié)論與建議

總體上說，創(chuàng)業(yè)板上市公司企業(yè)績效、企業(yè)規(guī)模、董事會(huì)規(guī)模、國有股變量與高管薪酬顯著正相關(guān)，高管持股比例與高管薪酬正相關(guān)，但不顯著.結(jié)果還表明我國創(chuàng)業(yè)板上市公司中存在高管持股比例偏低、股權(quán)結(jié)構(gòu)不合理、股權(quán)激勵(lì)沒有起到應(yīng)有的激勵(lì)作用等問題.根據(jù)以上的理論分析和實(shí)證研究結(jié)果，針對我國創(chuàng)業(yè)板上市公司高管薪酬制度的特點(diǎn)與存在的問題，筆者提出優(yōu)化和改進(jìn)建議：(1)逐步改善股權(quán)結(jié)構(gòu)，以提高高管薪酬制度的效用；(2)減少兩職兼任，提高獨(dú)立董事比例，改善企業(yè)治理；(3)加大股權(quán)激勵(lì)力度，并不斷完善制度設(shè)計(jì)；(4)注重團(tuán)隊(duì)和諧的同時(shí)也要合理利用薪酬差距對企業(yè)績效的促進(jìn)作用.

由于本文樣本選取的是2011年度的截面數(shù)據(jù)，沒有連續(xù)性，可能會(huì)因?yàn)槭艿侥甓冉?jīng)濟(jì)形勢、政策因素的影響，而造成研究結(jié)果的不穩(wěn)定.加之本文沒有考慮高管人員的榮譽(yù)、成就、職位等帶來的激勵(lì)作用，也沒有考慮高管人員的延遲報(bào)酬、在職消費(fèi)等隱性因素，這些補(bǔ)充因素的影響，將是我們進(jìn)一步研究的課題內(nèi)容.

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