業(yè)績期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用
——基于不同期望參照標(biāo)準(zhǔn)的檢驗(yàn)

邵劍兵，曹占飛

(遼寧大學(xué) 商學(xué)院，沈陽 110036)

內(nèi)容提要：本文以2009-2017年的數(shù)據(jù)探究業(yè)績期望落差對(duì)高管超額薪酬的影響，研究表明，業(yè)績期望落差對(duì)高管超額薪酬具有抑制作用，其中：行業(yè)和歷史兩種參照標(biāo)準(zhǔn)下的期望落差對(duì)超額薪酬的抑制強(qiáng)度有所不同，前者強(qiáng)于后者；行業(yè)參照標(biāo)準(zhǔn)下的行業(yè)期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用不因高管權(quán)力大小而改變，歷史參照標(biāo)準(zhǔn)下的歷史期望落差在高管權(quán)力較大時(shí)對(duì)高管超額薪酬的抑制作用不再顯著。以上結(jié)果在考慮期望落差的持續(xù)性和范圍性之后仍然成立。由于行業(yè)參照標(biāo)準(zhǔn)下的行業(yè)期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用強(qiáng)度更強(qiáng)，且受高管權(quán)力大小的影響不明顯，故制定高管薪酬時(shí)優(yōu)先考慮行業(yè)業(yè)績期望更能滿足利益相關(guān)者的要求。

在有效契約理論背景下[1]，企業(yè)為減小委托代理成本逐漸形成了基于業(yè)績的高管薪酬體系，諸如股票期權(quán)授予等用于激勵(lì)高管的各類薪酬形式逐一登場，高管薪酬呈現(xiàn)出大幅度上升態(tài)勢，并出現(xiàn)了升易降難的局面。居高不下的高管薪酬激起了學(xué)者們的廣泛爭論，管理者權(quán)力理論[2]應(yīng)勢而生。該理論認(rèn)為，高管會(huì)通過尋租行為獲得超額薪酬，但是尋租行為的實(shí)施取決于高管尋租動(dòng)機(jī)以及尋租能力兩個(gè)方面。當(dāng)企業(yè)經(jīng)營不善出現(xiàn)期望落差時(shí)，若高管仍然獲得超額薪酬就會(huì)產(chǎn)生較高的“激怒成本”[2]。期望落差是指實(shí)際業(yè)績低于期望業(yè)績的狀態(tài)，也是企業(yè)經(jīng)營不善的表征[3]。期望落差出現(xiàn)時(shí)，即使當(dāng)期績效水平較于上一期有所上升，利益相關(guān)者仍然認(rèn)為實(shí)際績效是令人不滿的，此時(shí)“激怒成本”也較高。對(duì)高管來說，激怒成本包括聲譽(yù)的毀損、利益相關(guān)者支持的減少等；對(duì)董事會(huì)來說，激怒成本包括社會(huì)輿論的壓力、債權(quán)人治理機(jī)制的激發(fā)、股東的質(zhì)問等。激怒成本較高時(shí)，高管尋租動(dòng)機(jī)減弱，董事會(huì)也會(huì)加強(qiáng)對(duì)高管薪酬的監(jiān)管，從而減小高管權(quán)力，降低高管尋租能力。因此，期望落差會(huì)減少高管的尋租行為，從而抑制高管超額薪酬。但是，激怒成本并不能完全阻止高管進(jìn)行尋租行為，權(quán)力較大的高管仍然能夠獲得超額薪酬。

由于激怒成本的存在，在期望落差狀態(tài)下獲得超額薪酬的高管為加強(qiáng)自身薪酬的合法性會(huì)進(jìn)行辯護(hù)[4]。高權(quán)力高管會(huì)將企業(yè)的不良業(yè)績歸咎于競爭加劇、成本上升、外部環(huán)境惡化等情況，從而避免自身薪酬的降低[5]。高權(quán)力高管對(duì)董事會(huì)任免、董事會(huì)薪酬也有影響力，董事會(huì)為了自身利益通常會(huì)避免侵害高管利益。相反，權(quán)力較低的高管在公司的話語權(quán)較低，對(duì)董事會(huì)的影響較小，故而進(jìn)行辯護(hù)的能力較小，難以有效避免自身薪酬的降低。高管權(quán)力大小不同，期望落差對(duì)高管超額薪酬產(chǎn)生的抑制作用可能會(huì)有差異。另外，高權(quán)力高管進(jìn)行辯護(hù)的借口大多從行業(yè)因素出發(fā)，因此以行業(yè)業(yè)績?yōu)閰⒄盏男袠I(yè)期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用較之于以企業(yè)歷史業(yè)績?yōu)閰⒄盏臍v史期望落差也可能有所差別。

一、研究假設(shè)的提出

(一)期望落差與高管超額薪酬

業(yè)績優(yōu)劣的判定取決于實(shí)際績效與目標(biāo)期望的相對(duì)大小。早期心理學(xué)家認(rèn)為，目標(biāo)期望是決策者對(duì)自身正常能力的估計(jì)與其可接受的某一績效水平之間的值[6]。當(dāng)代心理學(xué)理論將目標(biāo)期望水平描述為能夠給決策者帶來滿意的最小產(chǎn)出[7]。當(dāng)實(shí)際績效低于目標(biāo)期望時(shí)，也即出現(xiàn)期望落差時(shí)，即使當(dāng)期績效水平較于上一期有所上升，決策者仍然認(rèn)為實(shí)際績效是不盡如人意的。早期大量文獻(xiàn)證實(shí)高管薪酬與業(yè)績之間存在異象，即使企業(yè)業(yè)績不理想，高管薪酬也不會(huì)受到影響[2],這可能正是由于沒有考慮業(yè)績目標(biāo)期望所致的。處于期望落差狀態(tài)的企業(yè)將面臨一系列問題，如股東、債權(quán)人、員工等利益相關(guān)者的滿意度降低，組織生存的合法性受到質(zhì)疑，媒體和公共機(jī)構(gòu)的關(guān)注力度和監(jiān)督力度進(jìn)一步強(qiáng)化，甚至觸發(fā)債權(quán)人治理機(jī)制，等等。損失規(guī)避假說認(rèn)為[3]，在評(píng)價(jià)公司價(jià)值時(shí)，利益相關(guān)者更關(guān)心實(shí)際經(jīng)營狀況，經(jīng)營不善遠(yuǎn)比經(jīng)營良好更能夠獲得利益相關(guān)者的關(guān)注。因此，管理者在公司處于期望落差時(shí)將面臨很大的外部干預(yù)壓力，股東、債權(quán)人等利益相關(guān)者將對(duì)公司的運(yùn)作進(jìn)行干涉，也會(huì)對(duì)管理者進(jìn)行施壓，尤其是銀行與財(cái)務(wù)投資者等利益相關(guān)者將更加嚴(yán)格地監(jiān)督那些經(jīng)營不善的企業(yè)。因此，處于期望落差狀態(tài)下的公司管理者會(huì)從利益相關(guān)者那里感受到巨大的壓力。

管理者權(quán)力理論認(rèn)為高管會(huì)通過尋租行為獲得超額薪酬，但是薪酬決定的過程實(shí)際受到管理者權(quán)力與尋租動(dòng)機(jī)兩個(gè)方面影響。在企業(yè)經(jīng)營不善時(shí)，企業(yè)面臨的上述種種問題會(huì)成為高管與董事會(huì)必須面對(duì)的壓力，若高管仍然獲得超額薪酬，就會(huì)產(chǎn)生較高的“激怒成本”[2]。對(duì)高管與董事會(huì)來說，激怒成本會(huì)造成名譽(yù)損失、利益相關(guān)者支持的減少、股東責(zé)問、社會(huì)輿論壓力等一系列的不良后果。因此企業(yè)處于期望落差狀態(tài)時(shí)，高管獲得超額薪酬所產(chǎn)生的激怒成本更大，高管在提出超額薪酬方案時(shí)更猶豫，尋租動(dòng)機(jī)更小，董事會(huì)也更不愿通過超額薪酬方案，反而還會(huì)加大對(duì)薪酬方案的審核力度，加強(qiáng)對(duì)高管薪酬的監(jiān)管，高管權(quán)力因此受到削弱。故而在高管尋租動(dòng)機(jī)減小及高管權(quán)力受到削弱兩方面的作用下，高管尋租行為受到限制。

綜合上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H1：期望落差對(duì)高管超額薪酬具有抑制作用。

(二)行業(yè)期望落差與歷史期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用對(duì)比

相對(duì)業(yè)績優(yōu)劣取決于實(shí)際績效與目標(biāo)期望兩個(gè)維度，評(píng)估目標(biāo)期望時(shí)有不同的角度，有學(xué)者認(rèn)為過去的績效水平會(huì)通過內(nèi)部作用影響組織的行為，因此績效成功或者失敗的判斷是基于組織自己的參照點(diǎn)進(jìn)行的[8]。同樣，行業(yè)績效水平也會(huì)對(duì)企業(yè)行為產(chǎn)生多方面的影響，因此績效成功與否的判斷也需要考慮組織所處行業(yè)的績效水平[9]。因此在決定目標(biāo)期望時(shí)有兩個(gè)參照標(biāo)準(zhǔn)，一是行業(yè)業(yè)績期望，二是企業(yè)本身的歷史業(yè)績期望[10]。行業(yè)業(yè)績期望是企業(yè)所處行業(yè)的業(yè)績水平寫照，也能一定程度反映行業(yè)競爭程度及發(fā)展?fàn)顩r，大多數(shù)企業(yè)會(huì)將自身業(yè)績同行業(yè)業(yè)績水平進(jìn)行比較，此為行業(yè)業(yè)績參照。企業(yè)本身的歷史業(yè)績期望是與企業(yè)規(guī)模、高管能力、公司實(shí)力等相掛鉤的企業(yè)以往經(jīng)營狀態(tài)的寫照，此為歷史業(yè)績參照。

高管作為公司經(jīng)營權(quán)所有者，對(duì)公司內(nèi)部信息掌握更加全面，對(duì)企業(yè)操縱能力也較強(qiáng)，高權(quán)力高管會(huì)通過盈余管理獲得績效薪酬[11]，因此高管對(duì)于往期經(jīng)營業(yè)績具有一定的影響力，所以企業(yè)本身的歷史業(yè)績期望可能會(huì)受到高管權(quán)力的影響。而行業(yè)業(yè)績期望是整個(gè)行業(yè)盈利水平的寫照，受到單個(gè)公司高管的影響較小，信息更為可靠。因此行業(yè)期望落差往往能夠更加真實(shí)地表征企業(yè)經(jīng)營不善的狀態(tài)，利益相關(guān)者往往更加關(guān)注行業(yè)期望落差。

綜合上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H2：行業(yè)期望落差比歷史期望落差更能抑制高管超額薪酬。

(三)高管權(quán)力對(duì)期望落差作用的影響

激怒成本能夠抑制但不能阻止高管的尋租行為，尋租動(dòng)機(jī)較大且尋租能力較強(qiáng)的高管仍然能夠獲得超額薪酬。企業(yè)處于歷史期望落差狀態(tài)時(shí)，面對(duì)激怒成本的威脅，獲得超額薪酬的高管會(huì)進(jìn)行辯護(hù)，以加強(qiáng)自身薪酬的合法性，從而減小激怒成本帶來的不利影響。高權(quán)力高管會(huì)將經(jīng)營不善的情況歸咎于競爭加劇、成本上升、外部環(huán)境惡化等情況，且由于高管掌握著充足的企業(yè)內(nèi)部信息，因此對(duì)于歷史期望落差能夠依據(jù)企業(yè)內(nèi)部的實(shí)際情況結(jié)合往期業(yè)績表現(xiàn)做出更加綜合巧妙的解釋，進(jìn)而為超額薪酬合法性進(jìn)行辯護(hù)[5]。另外高權(quán)力高管對(duì)董事會(huì)任免、董事會(huì)薪酬也有影響，因此董事會(huì)為了自身利益通常會(huì)避免侵害高管利益[12]，加之由于高管對(duì)歷史業(yè)績存在很大影響，導(dǎo)致利益相關(guān)者對(duì)歷史期望落差的重視程度較小，因此董事會(huì)對(duì)高管的監(jiān)管力度較小。相反權(quán)力較低的高管在公司的話語權(quán)較低，對(duì)董事會(huì)的影響較小，故而進(jìn)行辯護(hù)的能力較小，難以有效使自身超額薪酬合法化。因此高管權(quán)力大小不同時(shí)，歷史期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用會(huì)有明顯差異。

企業(yè)處于行業(yè)期望落差狀態(tài)時(shí)，由于行業(yè)業(yè)績期望是整個(gè)行業(yè)盈利水平的寫照，受到單個(gè)公司高管的影響較小，信息更為可靠，因此利益相關(guān)者實(shí)際對(duì)于行業(yè)期望落差更為重視。另外高權(quán)力高管進(jìn)行超額薪酬辯護(hù)時(shí)大多從行業(yè)因素出發(fā)，然而行業(yè)業(yè)績期望實(shí)際是在相同行業(yè)因素下企業(yè)應(yīng)該實(shí)現(xiàn)的平均業(yè)績水平，因此行業(yè)因素對(duì)于行業(yè)期望落差狀態(tài)下高管獲得超額薪酬的辯護(hù)作用大大減弱。另外董事會(huì)由于利益相關(guān)者對(duì)行業(yè)期望落差的重視程度更大也會(huì)面臨相對(duì)更大的壓力，因此對(duì)高管的監(jiān)管力度相對(duì)較強(qiáng)。更大的激怒成本及更缺乏力度的辯護(hù)借口對(duì)高管尋租動(dòng)機(jī)及尋租能力產(chǎn)生了更強(qiáng)的約束，因此，不同于以歷史業(yè)績?yōu)閰⒄盏臍v史期望落差，以行業(yè)業(yè)績?yōu)閰⒄盏男袠I(yè)期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用可能并不受高管權(quán)力大小的影響。

綜合上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H3a：高管權(quán)力較大時(shí)，歷史期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用不顯著，高管權(quán)力較小時(shí)，歷史期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用仍然顯著。

H3b：無論高管權(quán)力大小，行業(yè)期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用均顯著。

二、研究設(shè)計(jì)的設(shè)定

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009-2017年滬深所有A股上市公司作為研究對(duì)象。由于計(jì)算業(yè)績期望需要前三期的業(yè)績數(shù)據(jù),進(jìn)一步討論部分的業(yè)績期望落差持續(xù)性數(shù)據(jù)需要用到三年的期望差距數(shù)據(jù)，因此我們計(jì)算業(yè)績期望所用的數(shù)據(jù)年度為2004-2017年。數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，剔除了ST特殊處理及研究期間內(nèi)數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的企業(yè)，并剔除了金融行業(yè)，為了確保公司業(yè)績期望對(duì)高管薪酬產(chǎn)生的影響，剔除了高管在企業(yè)內(nèi)累計(jì)任職小于三年的樣本。高管是指企業(yè)高層管理者中的CEO，但由于并非所有企業(yè)都使用CEO這一職位名稱，因此按照相同職級(jí)進(jìn)行了相關(guān)篩選，具體職位名稱有總經(jīng)理、總裁、首席執(zhí)行官、CEO四類。參照已有文獻(xiàn)的做法，采用貨幣薪酬對(duì)高管超額薪酬進(jìn)行了計(jì)算[13]。最終得到2327家上市公司，12924個(gè)有效觀測值。使用的數(shù)據(jù)處理軟件是Stata13.1和MicrosoftExcel2016版。

(二)變量定義

1．被解釋變量：高管超額薪酬

本文借鑒Core等(1999)[12]的研究與方軍雄(2012)[13]的模型對(duì)超額薪酬進(jìn)行了計(jì)算。

高管的薪酬決定模型如下：

COM=α0+α1X+∑REGION+∑IND+∑TIME+ε

(1)

高管的超額薪酬計(jì)算公式如下：

OC=COM-EXCOM

(2)

式(1)中，COM為公司高管貨幣薪酬的自然對(duì)數(shù)。X代表會(huì)對(duì)高管薪酬產(chǎn)生影響的因素，其中包括：ASSET為資產(chǎn)規(guī)模的自然對(duì)數(shù)；REVENUE為公司主營業(yè)務(wù)收入的自然對(duì)數(shù)；ROA為總資產(chǎn)收益率，代表公司業(yè)績；ROA-1為公司上一年的總資產(chǎn)收益率；RET為公司的股票回報(bào)率；RET-1為公司上一年的股票回報(bào)率；BH為公司是否同時(shí)發(fā)行BH股,同時(shí)發(fā)行時(shí)取值為1，否則為0；HIS為公司上市歷史；GDP為省GDP的自然對(duì)數(shù)；REGION為公司注冊(cè)地，屬于東部時(shí)取值為1，否則取0；IND和TIME分別代表行業(yè)和年份。

式(2)中變量OC為由高管實(shí)際薪酬COM減去利用薪酬決定模型估計(jì)出的高管正常薪酬EXCOM計(jì)算得出的超額薪酬。最終我們得出高管超額薪酬值為負(fù)的觀測值共6412個(gè)，高管超額薪酬值為正的觀測值共6512個(gè)。

2.解釋變量

期望水平可以參照歷史業(yè)績或行業(yè)業(yè)績或綜合二者獲得。本文使用前兩類計(jì)算方法，計(jì)算業(yè)績時(shí)均采用ROA為計(jì)算指標(biāo)[10]。計(jì)算方法如下：

第一類，歷史期望落差PHIS。PHIS在企業(yè)當(dāng)期實(shí)際業(yè)績Pi,t減去企業(yè)當(dāng)期歷史業(yè)績期望Ai,t所得值為正時(shí)取值為0，為負(fù)時(shí)取值為1。

企業(yè)當(dāng)期歷史業(yè)績期望由企業(yè)過去的業(yè)績數(shù)據(jù)計(jì)算得出，計(jì)算公式見式(3)，其中Ai,t代表企業(yè)i第t期的歷史業(yè)績期望，是企業(yè)i在t-1期的歷史業(yè)績期望值A(chǔ)i,t-1與企業(yè)i在t-1期的實(shí)際業(yè)績Pi,t-1(權(quán)重為α)的加權(quán)求合。

Ai,t=(1-α)Ai,t-1+αPi,t-1

(3)

可是以此類推，所用最早一期的業(yè)績期望就無法計(jì)算。據(jù)此，我們?cè)O(shè)置公式(4)計(jì)算Ai,t-1：

Ai,t-1=(1-α)Pi,t-3+αPi,t-2

(4)

第二類，行業(yè)期望落差PIND。行業(yè)期望水平有兩種測量方式：一是除焦點(diǎn)企業(yè)外行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)第t年績效的均值[14]，二是行業(yè)中所有企業(yè)第t年績效的中位值[10,15-17]，第二種方式使用較多，故采用第二種測量方式放入主要回歸，采用第一種測量方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；陬愃朴?jì)算歷史期望落差的方法，PIND在企業(yè)當(dāng)期實(shí)際業(yè)績Pi,t減去企業(yè)當(dāng)期行業(yè)業(yè)績期望IAi,t所得值為正時(shí)取值為0，為負(fù)時(shí)取值為1。

企業(yè)當(dāng)期行業(yè)業(yè)績期望由過去的行業(yè)業(yè)績數(shù)據(jù)計(jì)算得出，計(jì)算公式見式(5)，其中IAi,t代表企業(yè)i第t期的行業(yè)業(yè)績期望，是企業(yè)i在t-1期的行業(yè)業(yè)績期望值IAi,t-1與企業(yè)i在t-1期的行業(yè)業(yè)績中位值IPi,t-1(權(quán)重為α)的加權(quán)求和。具體計(jì)算公式如下：

IAi,t=(1-α)IAi,t-1+αIPi,t-1

(5)

同樣地以此類推，最早一期的行業(yè)業(yè)績期望就無法計(jì)算，據(jù)此，我們?cè)O(shè)置公式(6)計(jì)算IAi,t-1：

IAi,t-1=(1-α)IPi,t-3+αIPi,t-2

(6)

另外，本文以行業(yè)期望差距與歷史期望差距的相對(duì)差值衡量企業(yè)的業(yè)績期望參照點(diǎn)選擇狀況,設(shè)置虛擬變量DA，當(dāng)企業(yè)行業(yè)期望差距小于歷史期望差距時(shí)DA 為 1，否則為 0[18]。

本文實(shí)證分析結(jié)果為上述公式中α取0.4的情況。

3.調(diào)節(jié)變量

高管權(quán)力大小的衡量方式多種多樣，現(xiàn)有文獻(xiàn)中衡量管理者權(quán)力的指標(biāo)主要有高管持股、高管任職年限、兩職兼任、股權(quán)分散程度、獨(dú)立董事比例、董事會(huì)規(guī)模、高管學(xué)歷水平、國企金字塔控制鏈條的深度等[11,19]。借鑒謝佩洪和汪春霞(2017)[19]的研究，我們選擇以下指標(biāo)代表管理層權(quán)力。(1)管理層持股P1：經(jīng)理若是企業(yè)前十大股東之一取值為 1，否則取值為 0。高管持股比例處于前十有助于降低其他機(jī)構(gòu)對(duì)管理者行為的監(jiān)督約束，高管對(duì)企業(yè)的決策行為有更強(qiáng)的自主性。(2)兩職兼任P2：總經(jīng)理和董事長由同一人擔(dān)任時(shí)取值為1，否則為0。總經(jīng)理兼任董事長將會(huì)導(dǎo)致董事會(huì)對(duì)高管的監(jiān)督力度減弱，高管權(quán)力更大[12]。(3)CEO任職年限P3：CEO任期超過樣本均值時(shí)取值為1，否則為0。高管任職時(shí)間越長，資源掌握程度越大，對(duì)公司的影響力也越大。

4．控制變量

我們控制了高管個(gè)人特征、公司層面特征及行業(yè)的影響。在控制行業(yè)變量時(shí)依據(jù)的是證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類2012年版，具體變量定義見表1。

表1 變量定義

(三)模型構(gòu)建

模型構(gòu)建如式(7)，其中OCi,t是企業(yè)i第t期的高管超額薪酬，PHISi,t是企業(yè)i第t期的歷史業(yè)績期望落差，PINDi,t是企業(yè)i第t期的行業(yè)業(yè)績期望落差，Controls是表1中所列舉的控制變量。

OCi,t=α1+α2PHISi,t/PINDi,t+α3Controls+ε

(7)

本文采用的檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)的方法為分組檢驗(yàn)方法，即分別檢驗(yàn)在不同高管權(quán)力水平下期望落差與高管超額薪酬的關(guān)系變化情況。

三、實(shí)證分析過程

(一)描述性和相關(guān)性分析

表2是主要研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)，從中可以看出處于歷史期望落差狀態(tài)的企業(yè)數(shù)超過一半，處于行業(yè)期望落差狀態(tài)的企業(yè)數(shù)也超過了一半，經(jīng)理是企業(yè)前十大股東之一的樣本所占比重較小，CEO同時(shí)擔(dān)任董事長的樣本所占比重較小，高管任期超過均值49個(gè)月的樣本所占比重過半，男性高管所占比重超過90%，超50%的高管均在本公司以外有兼任職務(wù)。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

本文對(duì)各變量進(jìn)行pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)后證明各變量之間不存在多重共線性問題。

(二)回歸分析

3為本文中兩類期望落差對(duì)高管超額薪酬抑制作用的檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果顯示，歷史期望落差與高管超額薪酬在p<0.05水平上呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，行業(yè)期望落差與高管超額薪酬在p<0.01水平上呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1得到驗(yàn)證，即期望落差對(duì)高管超額薪酬具有抑制作用。

表3 期望落差與高管超額薪酬間關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果

注：*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01，括號(hào)內(nèi)為t值(下同)。

表4 歷史期望落差與行業(yè)期望落差對(duì)高管超額薪酬的回歸結(jié)果

表4 (續(xù))

由表4可以看到歷史期望落差與行業(yè)期望落差相對(duì)狀況對(duì)高管超額薪酬的回歸結(jié)果。DA對(duì)超額薪酬的影響為負(fù)，在 p<0.01水平上顯著，表明當(dāng)行業(yè)期望落差程度大于歷史期望落差程度時(shí)，超額薪酬受到的抑制作用更大；再從彈性系數(shù)上來看，歷史期望落差對(duì)超額薪酬的彈性系數(shù)分別為0.028和0.022，明顯低于行業(yè)期望落差的彈性系數(shù)0.167和0.180，表示超額薪酬對(duì)行業(yè)期望落差具有更高的敏感性，假設(shè) H2 得到驗(yàn)證。

由表5可以看到基于公司歷史業(yè)績計(jì)算得出的歷史期望落差，在不同高管權(quán)力水平下對(duì)高管超額薪酬的回歸結(jié)果。當(dāng)高管持股比例位于前十時(shí)，兩者沒有顯著關(guān)系，當(dāng)高管持股比例位于前十之后時(shí)，歷史期望落差與超額薪酬關(guān)系在p<0.05水平上負(fù)向顯著；當(dāng)高管兼任公司董事長時(shí)，兩者沒有顯著關(guān)系，當(dāng)高管未兼任公司董事長時(shí)，歷史期望落差與超額薪酬關(guān)系在p<0.05水平上負(fù)向顯著；當(dāng)高管任職年限較長時(shí)，兩者沒有顯著關(guān)系，當(dāng)高管任職年限較短時(shí)，歷史期望落差與超額薪酬關(guān)系在p<0.01水平上負(fù)向顯著，說明了高管權(quán)力對(duì)基于公司歷史業(yè)績計(jì)算得出的歷史期望落差對(duì)高管超額薪酬抑制作用的調(diào)節(jié)作用。假設(shè) H3a得到驗(yàn)證。

表5 歷史期望落差在不同高管權(quán)力水平下對(duì)高管超額薪酬的回歸結(jié)果

由表6可以看到基于公司所處行業(yè)業(yè)績計(jì)算得出的行業(yè)期望落差與高管超額薪酬在不同的權(quán)力水平下的回歸情況，結(jié)果均顯示行業(yè)期望落差與高管超額薪酬關(guān)系在p<0.01水平上負(fù)向顯著。假設(shè) H3b得到驗(yàn)證。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃徒Y(jié)論的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了以下考慮：

1.回歸穩(wěn)健性。為避免異方差影響，采用Robust異方差方法進(jìn)行了OLS回歸，結(jié)果支持各項(xiàng)假設(shè)。為增加回歸結(jié)果穩(wěn)健性，進(jìn)行了公司層面的聚類回歸，結(jié)果支持各項(xiàng)假設(shè)。

表6 行業(yè)期望落差在不同高管權(quán)力水平下對(duì)高管超額薪酬的回歸結(jié)果

2.期望落差代理變量的替換。為了確保業(yè)績期望落差衡量方式的可靠性，對(duì)歷史業(yè)績期望按照以下方式利用ROA重新進(jìn)行了計(jì)算，Ai,t代表企業(yè)i第t期的歷史業(yè)績期望，是企業(yè)i在t-1的實(shí)際業(yè)績Pi,t-1與企業(yè)i在t-2期的實(shí)際業(yè)績Pi,t-2的加權(quán)求和。具體見公式(8)：

Ai,t=(1-α)pi,t-2+αPi,t-1

(8)

對(duì)行業(yè)業(yè)績期望按照以下方式重新進(jìn)行了計(jì)算，IAi,t代表企業(yè)i第t期的行業(yè)業(yè)績期望，是企業(yè)i在t-1期的行業(yè)業(yè)績中位(均)值IPi,t-1與企業(yè)i在t-2期的行業(yè)業(yè)績中位(均)值IPi,t-2的加權(quán)求和。具體見公式(9)：

IAi,t=(1-α)IPi,t-2+αIPi,t-1

(9)

穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果支持本文的各項(xiàng)假設(shè)。

由于業(yè)績期望的計(jì)算涉及所取比例不同可能導(dǎo)致研究結(jié)果不同的問題，因此本文按照從0.1-0.9的比例分別對(duì)兩類業(yè)績期望落差進(jìn)行了計(jì)算，各項(xiàng)回歸結(jié)果見表7。

由表7可知不同于Wei-RuChen(2008)、張遠(yuǎn)飛等(2013)、賀小剛等(2016)[10,16-17]等學(xué)者的研究結(jié)果，本文不同比例計(jì)算所得的業(yè)績期望落差與高管超額薪酬的回歸結(jié)果有所區(qū)別，在計(jì)算歷史期望落差時(shí)，當(dāng)對(duì)實(shí)際業(yè)績所取比例較小(0.1-0.4)、對(duì)歷史業(yè)績期望所取比例較大時(shí)，回歸結(jié)果與本文假設(shè)一致。但當(dāng)對(duì)實(shí)際業(yè)績所取比例較大(0.5-0.9)、對(duì)歷史業(yè)績期望所取比例較小時(shí)，歷史期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用不顯著，且受高管權(quán)力影響的情況也各有不同?；诠舅幮袠I(yè)業(yè)績(均值或中位值)計(jì)算得出的行業(yè)期望落差與高管超額薪酬的關(guān)系則不受所取比例不同的影響。

再一次證明了以行業(yè)業(yè)績?yōu)閰⒄諛?biāo)準(zhǔn)計(jì)算所得的行業(yè)期望落差對(duì)高管超額薪酬抑制作用的穩(wěn)定性，既不受到計(jì)算期望落差時(shí)所取比例差異的影響，也不受到高管權(quán)力大小的影響。

表7 不同比例計(jì)算所得的業(yè)績期望落差與高管超額薪酬的回歸結(jié)果

注：表中首行比例為實(shí)際業(yè)績所占比例，正負(fù)號(hào)表示不同類型期望落差對(duì)高管超額薪酬的回歸系數(shù)符號(hào)，1/2/3表示顯著性星號(hào)數(shù)。

另外，選擇托賓 Q 值作為期望落差的計(jì)算依據(jù)，結(jié)果基本支持各項(xiàng)假設(shè)。本文采用除焦點(diǎn)企業(yè)外行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)第t年績效的均值測量行業(yè)期望水平進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果支持本文的各項(xiàng)假設(shè)。將PHIS與企業(yè)當(dāng)期實(shí)際業(yè)績Pi,t減去企業(yè)當(dāng)期歷史業(yè)績期望Ai,t所得值相乘，得到一個(gè)截尾的表示歷史期望落差程度的變量PHISGAP，將PIND與企業(yè)當(dāng)期實(shí)際業(yè)績Pi,t減去企業(yè)當(dāng)期行業(yè)業(yè)績期望IAi,t所得值相乘，得到一個(gè)截尾的表示行業(yè)期望落差程度的變量PINDGAP,檢驗(yàn)結(jié)果顯示歷史期望落差程度對(duì)超額薪酬的抑制作用不顯著；行業(yè)期望落差程度對(duì)超額薪酬的抑制作用顯著，并且當(dāng)CEO是企業(yè)前十大股東之一時(shí)或CEO同時(shí)擔(dān)任董事長時(shí)行業(yè)期望落差程度對(duì)超額薪酬的抑制作用不再顯著，CEO任期較長時(shí)抑制作用顯著性程度更小，證明當(dāng)考慮期望落差程度大小時(shí)，行業(yè)期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用會(huì)受到高管權(quán)力大小的影響。但是行業(yè)期望落差程度對(duì)高管超額薪酬抑制作用強(qiáng)于歷史期望落差程度仍然成立。

四、進(jìn)一步討論

業(yè)績期望落差的衡量方式復(fù)雜多變，最初學(xué)者僅考慮實(shí)際業(yè)績與短期目標(biāo)期望水平之間差距的大小[17]，隨后學(xué)者還考慮了期望落差的多樣化特征，將業(yè)績期望落差的持續(xù)性和范圍性均關(guān)注在內(nèi)[20]。持續(xù)性是指，在一段時(shí)間內(nèi)績效在同一方向保持一致的狀態(tài)。期望落差的持續(xù)性越強(qiáng)，說明企業(yè)在較長周期內(nèi)持續(xù)遭遇期望落差。范圍性是指，在同一年度，多個(gè)目標(biāo)所表示的績效差距保持一致的狀態(tài)。期望落差的范圍性越廣，說明企業(yè)在多個(gè)績效目標(biāo)上大范圍遭遇期望落差。因此，檢驗(yàn)考慮期望落差多樣性特征后研究結(jié)論是否仍然成立。

定義歷史期望落差持續(xù)性PHISD。為測算期望落差的持續(xù)性，本文參考李溪等(2018)[20]的做法，計(jì)算過去 3 年企業(yè)歷史績效分別偏離歷史業(yè)績期望的值，然后求均值。當(dāng)實(shí)際業(yè)績低于此均值時(shí)，PHISD取值為1，否則取值為0。

歷史期望落差范圍性PHISS。為測量期望落差的范圍性，除ROA外，另外選擇反映企業(yè)的整體盈利水平和外部認(rèn)可程度的主營業(yè)務(wù)收入和托賓 Q 值，對(duì)這三個(gè)指標(biāo)分別計(jì)算各自與期望水平之間的偏差值，再除以各自的標(biāo)準(zhǔn)差，將數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化，以消除量綱，之后計(jì)算三者的平均值，以反映多個(gè)績效目標(biāo)上歷史期望落差的范圍性，當(dāng)實(shí)際業(yè)績低于此均值時(shí)，PHISS取值為1，否則取值為0。

行業(yè)期望落差持續(xù)性PINDD。計(jì)算方法與定義同歷史期望落差持續(xù)性。

行業(yè)期望落差范圍性PINDS。計(jì)算方法與定義同歷史期望落差范圍性。

設(shè)置虛擬變量DAD表示行業(yè)期望持續(xù)性差距與歷史期望持續(xù)性差距的相對(duì)差距情況以衡量企業(yè)的業(yè)績期望持續(xù)性參照點(diǎn)選擇狀況，當(dāng)企業(yè)行業(yè)期望差距小于或等于歷史期望差距時(shí)，DAD取值為 1，否則為 0。

設(shè)置虛擬變量DAS表示行業(yè)期望范圍性差距與歷史期望范圍性差距的相對(duì)差距情況以衡量企業(yè)的業(yè)績期望范圍性參照點(diǎn)選擇狀況，當(dāng)企業(yè)行業(yè)期望差距小于或等于歷史期望差距時(shí),取DAS值為 1，否則為 0[18]。

表8為期望落差持續(xù)性和范圍性與高管超額薪酬的回歸結(jié)果，根據(jù)模型一到模型四，歷史期望落差持續(xù)性、歷史期望落差范圍性、行業(yè)期望落差持續(xù)性和行業(yè)期望落差范圍性均與高管超額薪酬關(guān)系在p<0.01水平上負(fù)向顯著，研究結(jié)果支持了本文的假設(shè)H1。模型五為歷史期望落差持續(xù)性與行業(yè)期望落差持續(xù)性相對(duì)狀況對(duì)高管超額薪酬的回歸結(jié)果，DAD對(duì)超額薪酬的影響為負(fù)，在 p<0.01水平上顯著，表明當(dāng)行業(yè)期望落差持續(xù)性程度大于歷史期望落差持續(xù)性程度時(shí)，超額薪酬受到的抑制作用更大；再從彈性系數(shù)上來看，歷史期望落差持續(xù)性對(duì)超額薪酬的彈性系數(shù)為0.035，明顯低于行業(yè)期望落差的彈性系數(shù)0.185，表示超額薪酬對(duì)行業(yè)期望落差持續(xù)性具有更高的敏感性。模型六為歷史期望落差范圍性與行業(yè)期望落差范圍性相對(duì)狀況對(duì)高管超額薪酬的回歸結(jié)果，DAS對(duì)超額薪酬的影響為負(fù)，在 p<0.01水平上顯著，表明當(dāng)行業(yè)期望落差范圍性程度大于歷史期望落差范圍性程度時(shí)，超額薪酬受到的抑制作用更大；再從彈性系數(shù)上來看，歷史期望落差范圍性對(duì)超額薪酬的彈性系數(shù)為0.027，明顯低于行業(yè)期望落差的彈性系數(shù)0.162，表示超額薪酬對(duì)行業(yè)期望落差范圍性具有更高的敏感性。因此假設(shè) H2獲得支持。

表8 期望落差持續(xù)性和范圍性與高管超額薪酬的回歸結(jié)果

由表9可以看到基于公司歷史業(yè)績計(jì)算得出的歷史期望落差持續(xù)性在不同高管權(quán)力水平下對(duì)高管超額薪酬的回歸結(jié)果。當(dāng)高管持股比例位于前十時(shí)，兩者沒有顯著關(guān)系，當(dāng)高管持股比例位于前十之后時(shí)，歷史期望落差持續(xù)性與超額薪酬關(guān)系在p<0.01水平上負(fù)向顯著；當(dāng)高管兼任公司董事長時(shí)，兩者沒有顯著關(guān)系，當(dāng)高管未兼任公司董事長時(shí)，歷史期望落差持續(xù)性與超額薪酬關(guān)系在p<0.01水平上負(fù)向顯著；當(dāng)高管任職期限較長時(shí)，兩者沒有顯著關(guān)系，當(dāng)高管任職期限較短時(shí)，歷史期望落差持續(xù)性與超額薪酬關(guān)系在p<0.01水平上負(fù)向顯著，說明了高管權(quán)力對(duì)基于公司歷史業(yè)績計(jì)算得出的歷史期望落差持續(xù)性對(duì)高管超額薪酬抑制作用的調(diào)節(jié)作用。因此對(duì)于歷史期望落差持續(xù)性來說，假設(shè) H3a得到驗(yàn)證。

表9 歷史期望落差持續(xù)性在不同高管權(quán)力水平下對(duì)高管超額薪酬的回歸結(jié)果

由表10可以看到基于公司所處歷史業(yè)績計(jì)算得出的歷史期望落差范圍性與高管超額薪酬在不同的權(quán)力水平下的回歸情況，當(dāng)高管持股比例位于前十時(shí)，兩者沒有顯著關(guān)系，當(dāng)高管持股比例位于前十之后時(shí)，歷史期望落差范圍性與超額薪酬關(guān)系在p<0.01水平上負(fù)向顯著；當(dāng)高管兼任公司董事長時(shí)，兩者沒有顯著關(guān)系，當(dāng)高管未兼任公司董事長時(shí)，歷史期望落差范圍性與超額薪酬關(guān)系在p<0.01水平上負(fù)向顯著；當(dāng)高管任職年限較長時(shí)，歷史期望落差范圍性與超額薪酬關(guān)系在p<0.05水平上負(fù)向顯著，當(dāng)高管任職年限較短時(shí)，兩者關(guān)系在p<0.01水平上負(fù)向顯著，說明高管任職期限所代表的高管權(quán)力對(duì)于歷史期望落差范圍性對(duì)高管超額薪酬抑制作用的影響不明顯。因此對(duì)于歷史期望落差范圍性來說，假設(shè)H3a部分得到驗(yàn)證。

行業(yè)期望落差持續(xù)性與行業(yè)期望落差范圍性對(duì)高管超額薪酬的抑制作用不受到高管權(quán)力大小的影響，兩者關(guān)系均為在p<0.01水平上負(fù)向顯著(表未列出，可索要)，假設(shè)H3b得到驗(yàn)證。因此，在考慮期望落差多樣性特征后，也基本能夠支持本文的研究結(jié)論。

表10 歷史期望落差范圍性在不同高管權(quán)力水平下對(duì)高管超額薪酬的回歸結(jié)果

五、結(jié)論

本文以2009-2017年的數(shù)據(jù)，探究了不同參照標(biāo)準(zhǔn)下的業(yè)績期望落差與高管超額薪酬的關(guān)系，同時(shí)考慮了高管權(quán)力大小對(duì)兩者關(guān)系的影響情況。結(jié)果顯示：作為企業(yè)經(jīng)營不善表征的期望落差對(duì)高管超額薪酬具有抑制作用，其中：由于行業(yè)業(yè)績受到單個(gè)企業(yè)的高管操控程度較小，企業(yè)歷史業(yè)績受到單個(gè)企業(yè)的高管操控程度較大，因此利益相關(guān)者對(duì)行業(yè)業(yè)績更為看重，故而行業(yè)和歷史兩種參照標(biāo)準(zhǔn)下的期望落差對(duì)超額薪酬的影響強(qiáng)度存在差別，前者強(qiáng)于后者；且由于作為高管超額薪酬辯護(hù)借口的行業(yè)因素受限，行業(yè)參照標(biāo)準(zhǔn)下的行業(yè)期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用不因高管權(quán)力大小改變，而歷史參照標(biāo)準(zhǔn)下的歷史期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用則受高管權(quán)力大小影響，在高管權(quán)力較大時(shí)其抑制作用不再顯著，在高管權(quán)力較小時(shí)其抑制作用仍然顯著。在進(jìn)一步考慮了期望落差的持續(xù)性和范圍性特征后，上述結(jié)論依然成立。

另外，在確定業(yè)績期望時(shí)，當(dāng)對(duì)實(shí)際業(yè)績權(quán)重較大(0.5-0.9)、對(duì)業(yè)績期望權(quán)重較小時(shí)，歷史期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用不再顯著，受到高管權(quán)力的影響情況也發(fā)生了變化，而基于公司所處行業(yè)業(yè)績計(jì)算得出的行業(yè)期望落差對(duì)高管超額薪酬的抑制作用則不受權(quán)重差別的影響。由于行業(yè)期望落差對(duì)于高管超額薪酬的抑制作用強(qiáng)于歷史期望落差，且不受到高管權(quán)力大小的影響，也不受到對(duì)實(shí)際業(yè)績和業(yè)績期望所取權(quán)重差別的影響，因此公司董事會(huì)在決定高管薪酬時(shí)參考行業(yè)業(yè)績期望能夠更加有效地減少高管尋租行為，也能夠有效降低利益相關(guān)者對(duì)高管薪酬合法性的質(zhì)疑。