管理權(quán)力、公司業(yè)績與高管薪酬

宋少平+孫養(yǎng)學(xué)

【摘 要】 文章以2007—2012年滬深兩市A股農(nóng)業(yè)上市公司為樣本，運用多元回歸等方法基于管理權(quán)力的視角實證分析了公司業(yè)績、管理權(quán)力與高管薪酬之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，在我國農(nóng)業(yè)上市公司中公司業(yè)績與高管薪酬顯著正相關(guān)，同時，管理權(quán)力越大，高管薪酬越高，而薪酬業(yè)績敏感性則越低。說明我國農(nóng)業(yè)上市公司正逐步建立起基于公司業(yè)績的薪酬制度，但是高管人員會利用其職權(quán)影響薪酬契約以牟取自身利益。

【關(guān)鍵詞】 管理權(quán)力； 高管薪酬； 公司業(yè)績； 薪酬業(yè)績敏感性

一、引言

2013年，國務(wù)院批轉(zhuǎn)了發(fā)改委、財政部、人力資源和社會保障部聯(lián)合制定的《關(guān)于深化收入分配制度改革的若干意見》，文件中明確提出加強國有企業(yè)高管薪酬管理，應(yīng)綜合考慮當期業(yè)績與持續(xù)發(fā)展，建立健全根據(jù)經(jīng)營管理績效、風險和責任確定薪酬的制度，對非國有金融企業(yè)和上市公司高管薪酬，通過完善公司治理結(jié)構(gòu)，增強董事會、薪酬委員會和股東大會在抑制畸高薪酬方面的作用。那么，管理權(quán)力是否會維系上市公司高管薪酬水平而弱化當期業(yè)績；管理權(quán)力是否會使管理層通過非理性行為進行以權(quán)謀私、浮夸業(yè)績、信息屏蔽、財務(wù)造假等違法經(jīng)營活動，這是本文關(guān)注的焦點之一。

隨著現(xiàn)代公司所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)的分離，委托人擁有剩余索取權(quán)欲追求利潤最大化，卻處于公司的外部，而控制公司經(jīng)營決策權(quán)的代理人卻追求自身的薪酬最大化，由此導(dǎo)致雙方信息不對稱、責任不對稱、激勵不相容的代理問題。高管薪酬制度通常被視為是緩解此問題的有效機制，有關(guān)高管薪酬的研究也一直是焦點，其核心在于高管薪酬與公司的業(yè)績是否匹配，對此學(xué)術(shù)界爭議較大，同時也有文獻發(fā)現(xiàn)高管薪酬存在嚴重的粘性，即公司業(yè)績上升時的邊際增加量大于業(yè)績下滑時的邊際減少量（Jackson et al.，2008；方軍雄，2009）。在我國，薪酬激勵的研究大都基于最優(yōu)薪酬契約論，很少涉及管理權(quán)力論，近年來有研究發(fā)現(xiàn)公司管理層在一定程度上影響甚至決定自己的薪酬水平，董事會不可能完全控制高管的薪酬設(shè)計，管理層有動機也有能力調(diào)整自己的薪酬體系，并且運用權(quán)力尋租使得董事會未按公司業(yè)績發(fā)放薪酬，從而進一步影響薪酬業(yè)績敏感性。

為了深入探討以上問題，本文選取我國農(nóng)業(yè)類上市公司為樣本從管理權(quán)力視角出發(fā)探究公司業(yè)績、管理權(quán)力與高管薪酬之間的關(guān)系以及管理權(quán)力對薪酬業(yè)績敏感性的影響。農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)，農(nóng)業(yè)上市公司是農(nóng)業(yè)先進生產(chǎn)力的代表，其治理水平和發(fā)展質(zhì)量關(guān)乎我國農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展問題，而高管薪酬與公司業(yè)績的敏感性是衡量其委托代理矛盾的重要指標。并且，目前只有王清剛等（2012）從董事長與總經(jīng)理兩職狀態(tài)、董事會人數(shù)以及股權(quán)制衡度出發(fā)，分別用某一變量衡量管理權(quán)力的大小來研究農(nóng)業(yè)上市公司高管薪酬的問題，本文構(gòu)建管理權(quán)力綜合測度指標并以此為依據(jù)將研究樣本劃分為權(quán)力大小兩組，通過兩組樣本的相互對照研究我國農(nóng)業(yè)上市公司的管理權(quán)力與高管薪酬問題。

二、文獻述評與假設(shè)提出

（一）高管薪酬與公司業(yè)績

根據(jù)委托代理理論模型，在委托人與代理人信息不對稱、目標不一致的情況下，雙方通過簽訂薪酬業(yè)績契約以減少代理成本，從而保障股東的利益最大化。在此契約條件下，高管的薪酬應(yīng)由公司的經(jīng)營業(yè)績所決定，而且呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。最優(yōu)薪酬契約論也主張股東大會應(yīng)該通過董事會選聘管理層，并根據(jù)公司的經(jīng)營業(yè)績設(shè)計激勵相容的薪酬體系以防范管理層的道德風險。

高管薪酬與公司業(yè)績的掛鉤確實是解決委托代理矛盾的方法，李增泉（2000）利用748家上市公司的財務(wù)報表數(shù)據(jù)分析后認為高管薪酬與公司業(yè)績不存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，耿明齋（2004）對200余家上市公司業(yè)績與高管薪酬的關(guān)系進行客觀描述與深入分析之后認為二者沒有顯著的因果關(guān)系；但是后期的研究（杜勝利等，2005；杜興強等，2007；辛清泉等，2009；周仁俊等，2010）發(fā)現(xiàn)高管的薪酬水平與上市公司的經(jīng)營業(yè)績是顯著正相關(guān)的，表明我國上市公司正逐步建立基于業(yè)績的薪酬制度，按此趨勢的發(fā)展，本文提出：

假設(shè)1：我國農(nóng)業(yè)上市公司高管薪酬與公司業(yè)績是正相關(guān)關(guān)系。

（二）高管薪酬與管理權(quán)力

委托代理理論闡述了股東與管理層之間的關(guān)系，至于如何降低代理成本則形成了兩種意見：最優(yōu)薪酬契約論與管理權(quán)力論。管理權(quán)力即管理層按照自身意愿決策公司事務(wù)的能力，這種能力的形成一般是在公司內(nèi)部治理出現(xiàn)漏洞、外部缺乏相應(yīng)的制度約束時，管理層表現(xiàn)出超過其特定控制權(quán)范圍的影響力。管理權(quán)力更加側(cè)重于代理問題與高管薪酬之間的關(guān)系，也逐步成為解釋高管薪酬、薪酬業(yè)績敏感性、股權(quán)激勵以及薪酬結(jié)構(gòu)的重要變量。

Crystal較早提出管理層會利用自身的權(quán)力優(yōu)勢與股東討價還價使得自己的薪酬最大化的觀點，Otten（2008）以17個國家451個公司的薪酬合約為樣本，表明管理層會利用手中權(quán)力通過各種途徑提高自己的薪酬水平，二者呈顯著的正相關(guān)關(guān)系；熊風華和彭玨（2012）研究了管理權(quán)力與薪酬激勵之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)管理權(quán)力越大薪酬水平越高，呂長江等（2008）、權(quán)小鋒等（2010）也得出類似結(jié)論；盧銳（2008）研究了管理權(quán)力對薪酬業(yè)績敏感性的影響，表明管理權(quán)力與高管薪酬正相關(guān)，并且高管薪酬與盈利業(yè)績敏感度高，與虧損業(yè)績敏感度低。同時也有研究指出高管薪酬水平更多是取決于經(jīng)理人的外部聘任與個人能力，管理權(quán)力只是個人能力的外在表現(xiàn)（Murphy，2002），為驗證我國農(nóng)業(yè)上市公司管理權(quán)力對高管薪酬的具體影響，本文提出：

假設(shè)2：我國農(nóng)業(yè)上市公司高管薪酬與管理權(quán)力是正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)3：我國農(nóng)業(yè)上市公司管理權(quán)力越大，薪酬業(yè)績敏感性越低。

綜合以上三種假設(shè)，高管薪酬是以公司業(yè)績?yōu)榛A(chǔ)，管理權(quán)力會提高管理人員的薪酬水平降低薪酬業(yè)績敏感性，具體關(guān)系如圖1所示。

其中，“+”表示正向影響，“-”表示負向影響，薪酬業(yè)績敏感性表示高管薪酬與公司業(yè)績之間的相關(guān)性強弱。

三、研究設(shè)計

（一）樣本與數(shù)據(jù)

本文選取2007—2012年滬深兩市A股農(nóng)業(yè)上市公司為研究對象，在此基礎(chǔ)之上剔除相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失的公司，有效樣本共計177個。本文所指農(nóng)業(yè)是按證監(jiān)會的行業(yè)標準劃定，包含農(nóng)林牧漁業(yè)，所用數(shù)據(jù)主要來自Wind數(shù)據(jù)庫以及部分財經(jīng)網(wǎng)站（巨潮資訊、網(wǎng)易財經(jīng)財報大全）。

（二）變量選擇

1.高管薪酬

在薪酬契約中，管理層的薪酬一般包括貨幣薪酬、股權(quán)激勵以及以在職消費為主的福利，考慮到我國股權(quán)激勵實施較晚且樣本較少以及在職消費的隱性，因此本文只研究貨幣薪酬，并以年報中披露的“金額最高的前三名高管人員薪酬總額”的自然對數(shù)為高管薪酬變量值。

2.管理權(quán)力

Finkelstein（1992）根據(jù)管理權(quán)力的來源將其分為所有權(quán)權(quán)力、組織權(quán)力、專家權(quán)力以及聲望權(quán)力。前兩種權(quán)力的影響更為直接，數(shù)據(jù)更易獲取，并參考高文亮等（2012）關(guān)于衡量高管權(quán)力的綜述，所有權(quán)權(quán)力用組織形式和股權(quán)集中度來衡量，組織權(quán)力則用董事長與總經(jīng)理兩職狀態(tài)、董事會規(guī)模、獨立董事比例以及監(jiān)事會規(guī)模來反映。

3.公司業(yè)績

本文參考其他學(xué)者（熊風華、彭玨，2012；高文亮、陳鏡宇，2012）的做法，用凈資產(chǎn)收益率衡量公司業(yè)績，凈資產(chǎn)收益率是反映股東權(quán)益的收益水平，用以衡量公司運用自有資本的效率。其他變量主要是已有文獻公認的影響薪酬的控制變量，比如資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、地區(qū)、年度等，詳細說明見表1。

（三）模型設(shè)計

本文構(gòu)建模型（1）以檢驗假設(shè)1和假設(shè)2，通過此模型分析公司業(yè)績（凈資產(chǎn)收益率ROE）對高管薪酬的影響以及組織形式、股權(quán)集中度、兩職狀態(tài)、董事會規(guī)模、獨立董事比例、監(jiān)事會規(guī)模這些反應(yīng)權(quán)力的變量對高管薪酬的影響。

LnPAY=？茁0+？茁1ZZ + ？茁2GQ+？茁3LZ +？茁4DSH+？茁5DLDS

+ ？茁6JSH + ？茁7ROE + ？茁8LnSIZE + ？茁9LEV + ？茁10AREA

+？茁11YEAR+？著 （1）

構(gòu)建模型（2）對假設(shè)3進行檢驗，以高管薪酬的自然對數(shù)為被解釋變量，控制變量為解釋變量分析不同權(quán)力下薪酬業(yè)績的敏感性。

LnPAY=？茁0+ ？茁1ROE+ ？茁2LnSIZE + ？茁3LEV + ？茁4AREA

+？茁5YEAR+？著 （2）

其中，？茁0為常數(shù)項，βi（i=1，2，…，11）為各個變量的系數(shù)，？著為隨機干擾項。

四、實證檢驗

（一）描述性統(tǒng)計分析

如表2所示，我國農(nóng)業(yè)上市公司高管薪酬的最大值為634.68萬元，最小為12.2萬元，相差52倍左右，表明不同公司之間高管薪酬差異很大，且上市公司居中東部較多，同時上市公司的凈資產(chǎn)收益率最小為0.44%，最大為71%，表明不同公司的經(jīng)營績效差距也非常大。上市公司中國有企業(yè)比例為46%，股權(quán)集中度平均值為0.7，表明“一股獨大”現(xiàn)象仍然普遍存在，但是董事長和總經(jīng)理兼任的公司占比不大，僅為25%。董事會規(guī)模多至15人，少至5人，中位數(shù)為9，平均值為9.12，表明董事會規(guī)模比較穩(wěn)定，其中獨立董事比例平均為37.18%。

（二）實證結(jié)果分析

1.公司業(yè)績、管理權(quán)力與高管薪酬

本文運用SPSS17.0對模型（1）進行回歸，以高管薪酬的自然對數(shù)為被解釋變量，反映管理權(quán)力的指標為解釋變量，凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)規(guī)模以及資產(chǎn)負債率為控制變量，回歸結(jié)果如表3所示。

如表3所示，高管薪酬與公司的資產(chǎn)規(guī)模在1%水平上顯著正相關(guān)，說明公司的資產(chǎn)規(guī)模顯著影響高管薪酬，也間接印證了李增泉（2000）的觀點。結(jié)果還顯示高管薪酬與衡量公司業(yè)績的指標凈資產(chǎn)收益率是正相關(guān)關(guān)系，并且在5%的水平上顯著，說明農(nóng)業(yè)類上市公司正逐步建立起基于公司業(yè)績的薪酬制度，從而證實了假設(shè)1的成立。

在反映管理權(quán)力的變量中，監(jiān)事會規(guī)模和獨立董事比例對高管薪酬沒有顯著影響，這可能與我國的董事會制度相關(guān)，獨立董事是由大股東經(jīng)過股東大會提名確認，由公司統(tǒng)一發(fā)放薪水，并且許多上市公司設(shè)置獨立董事只是為了滿足監(jiān)管要求，如此使得獨立董事流于形式，并沒有發(fā)揮獨立董事真正的職責。而組織形式在5%水平上與高管薪酬顯著負相關(guān)，說明民營企業(yè)面臨更少的約束，高管具有更大的權(quán)力；股權(quán)集中度在1%水平上與高管薪酬顯著負相關(guān)，說明股權(quán)集中的公司股東對高管的監(jiān)管更為嚴密，而分散的股權(quán)賦予高管更大的權(quán)力；董事會規(guī)模和兩職狀態(tài)則在5%水平上對高管薪酬顯著正相關(guān)，且以上變量對薪酬的影響與預(yù)期結(jié)果一致，當組織形式為民營企業(yè)、股權(quán)集中度較低、董事長與總經(jīng)理兼任、董事會規(guī)模越大，管理權(quán)力就越大，對應(yīng)的薪酬水平則越高。由此可見，管理權(quán)力越大，高管薪酬水平越高，假設(shè)2成立，同時發(fā)現(xiàn)，在管理權(quán)力的來源分類中，所有權(quán)權(quán)力對高管薪酬的影響強于組織權(quán)力。

2.管理權(quán)力與薪酬業(yè)績敏感性

為了驗證假設(shè)3的成立與否，本文需要構(gòu)建管理權(quán)力大小兩組以相互對照，已知反應(yīng)管理權(quán)力的諸多變量中，組織形式、兩職狀態(tài)、股權(quán)集中度以及董事會規(guī)模對高管薪酬有顯著的影響，設(shè)管理權(quán)力綜合測度指標Power=ZZ+LZ+GQ+DSH。在此考慮到組織形式和股權(quán)集中度對高管薪酬的負相關(guān)關(guān)系，特將董事長與總經(jīng)理兼任時設(shè)置為0，不兼任時取值為1；另董事會規(guī)模大于平均值設(shè)置為0，小于平均值時取值為1，如此保障各個變量對高管薪酬的影響同方向變化。

但是每個變量對高管薪酬的影響力大小不一，為了計算它們的影響力大小以完善管理權(quán)力綜合測度指標中各個變量的權(quán)重，本文特意對高管薪酬進行逐步回歸，依次進入方程的是組織形式、兩職狀態(tài)、股權(quán)集中度和董事會規(guī)模。

如表4所示，模型一為組織形式單一變量回歸，其調(diào)整R2為0.14，即組織形式這個變量可以解釋高管薪酬變異程度的14%，根據(jù)模型二、模型三以及模型四，同理可得兩職狀態(tài)、股權(quán)集中度和董事會規(guī)模分別可以解釋高管薪酬變異性的7%、4%和2%，因此本文按照以上四種變量14：7：4：2的權(quán)重構(gòu)建管理權(quán)力綜合測度指標Power：

Power=ZZ*14%+LZ*7%+GQ*4%+DSH*2%

因此，可以計算出每個樣本的Power值大小，并以Power值大于平均值的樣本為權(quán)力大的一組，Power小于平均值的樣本為權(quán)力小的一組。運用模型（2）分別對兩組樣本進行回歸以分析不同權(quán)力下高管薪酬與公司業(yè)績的關(guān)系，回歸結(jié)果如表5所示。

如表5所示，經(jīng)過權(quán)力大小兩組的對比可以看出，管理權(quán)力大時公司業(yè)績與高管薪酬在10%的水平上顯著，其系數(shù)為0.14；管理權(quán)力小時公司業(yè)績與高管薪酬在1%的水平上顯著，其系數(shù)為0.52。如假設(shè)1所述，公司業(yè)績顯著影響高管的薪酬水平，但是對于管理權(quán)力大的公司而言，其薪酬業(yè)績敏感性和數(shù)值均低于管理權(quán)力小的公司，表明上市公司的高管人員確實利用手中職權(quán)影響自己的薪酬水平從而降低了薪酬業(yè)績敏感性，并且權(quán)力越大薪酬業(yè)績敏感性越低，與假設(shè)3相符。

五、研究結(jié)論及對策

本文選取農(nóng)業(yè)2007—2012年滬深兩市A股上市公司177個研究樣本，基于管理權(quán)力的視角實證分析了公司業(yè)績、管理權(quán)力與高管薪酬的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬與公司業(yè)績顯著正相關(guān)，表明我國農(nóng)業(yè)上市公司正逐步建立起基于公司業(yè)績的薪酬制度。同時發(fā)現(xiàn)，組織形式和股權(quán)集中度對高管薪酬顯著負相關(guān)，董事長總經(jīng)理兩職狀態(tài)和董事會規(guī)模對高管薪酬顯著正相關(guān)，并且高管人員會利用其特權(quán)影響薪酬契約，使得權(quán)力大的高管不僅獲取較高的貨幣薪酬還降低了薪酬業(yè)績敏感性，形成了代理沖突。

上市公司高管人員通過其權(quán)力影響薪酬契約，如此薪酬激勵本身也成為代理問題的一部分。因此本文提出以下對策：（1）建立嚴格的與業(yè)績掛鉤的薪酬管理體系以實現(xiàn)薪酬業(yè)績的合理匹配，業(yè)績考核指標既應(yīng)該包含凈資產(chǎn)收益率、凈利潤等會計指標，還可以引進股票市場收益率、每股收益等市場業(yè)績指標或公司內(nèi)部一些非財務(wù)指標，比如存貨周轉(zhuǎn)率等。（2）完善公司內(nèi)部治理機制，提高薪酬委員會的獨立性，總經(jīng)理不能兼任薪酬委員，董事長與總經(jīng)理不得兼任，董事會和監(jiān)事會應(yīng)提高對高管人員的監(jiān)督和約束能力，從而規(guī)范管理權(quán)力（權(quán)小鋒等，2010）。（3）加強新聞媒體、社會公眾、市場中介對高管薪酬體系的監(jiān)督，提高信息披露的透明度，加大高管薪酬操縱的難度，從而達到薪酬激勵預(yù)期的目標。

【參考文獻】

[1] 國務(wù)院批轉(zhuǎn)發(fā)展改革委等部門關(guān)于深化收入分配制度改革若干意見的通知[S].2013.

[2] Jackson S.， Lopez T. and Reitenga A. Accounting Fundamental and CEO Bonus Compensation [J]. Journal of Accounting and Public Policy，2008（27）：373-393.

[3] 方軍雄. 我國上市公司高管的薪酬存在粘性嗎？[J].經(jīng)濟研究，2009（3）： 110-124.

[4] 李增泉.激勵機制與企業(yè)績效：一項基于上市公司的實證研究[J].會計研究，2000（1）：24-30.

[5] 耿明齋.高管薪酬與公司業(yè)績關(guān)系的實證分析與對策思考[J]. 經(jīng)濟體制改革， 2004（1）：109-112.

[6] 杜勝利，翟艷玲.總經(jīng)理年度報酬決定因素的實證分析[J]. 管理世界，2005 （8）：115-120.

[7] 杜興強，王麗華.高層管理當局薪酬與上市公司業(yè)績的相關(guān)性實證研究[J].會計研究，2007（1）：58-65.

[8] 辛清泉，譚偉強.市場化改革、企業(yè)業(yè)績與國有企業(yè)經(jīng)理薪酬[J].經(jīng)濟研究，2009（11）：68-81.

[9] 周仁俊，楊戰(zhàn)兵，李禮.管理層激勵與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的相關(guān)性：國有與非國有控股上市公司的比較[J].會計研究，2010（12）：69-75.

[10] 熊風華，彭玨.高管權(quán)力對高管薪酬的影響研究[J].財經(jīng)問題研究，2012（10）：123-128.

[11] 呂長江，趙宇恒.國有企業(yè)管理者激勵效應(yīng)研究：基于管理者權(quán)力的解釋[J]. 管理世界，2008（11）：99-109.

[12] 權(quán)小鋒，吳世農(nóng)，文芳.管理層權(quán)力、私有收益與薪酬操縱[J]. 經(jīng)濟研究，2010（11）：73-87.

[13] 盧銳.管理層權(quán)力、薪酬與業(yè)績敏感性分析：來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 當代財經(jīng)，2008（7）：107-112.

[14] Finkelstein， S. Power in Top Management Teams： Dimensions，Measurement and Validation [J]. Academy of Management Journal，1992，35（8）：505-538.

[15] 高文亮，陳鏡宇.管理層權(quán)力理論研究最新進展[J]. 財會通訊，2012（7）：101-104.

如表4所示，模型一為組織形式單一變量回歸，其調(diào)整R2為0.14，即組織形式這個變量可以解釋高管薪酬變異程度的14%，根據(jù)模型二、模型三以及模型四，同理可得兩職狀態(tài)、股權(quán)集中度和董事會規(guī)模分別可以解釋高管薪酬變異性的7%、4%和2%，因此本文按照以上四種變量14：7：4：2的權(quán)重構(gòu)建管理權(quán)力綜合測度指標Power：

Power=ZZ*14%+LZ*7%+GQ*4%+DSH*2%

因此，可以計算出每個樣本的Power值大小，并以Power值大于平均值的樣本為權(quán)力大的一組，Power小于平均值的樣本為權(quán)力小的一組。運用模型（2）分別對兩組樣本進行回歸以分析不同權(quán)力下高管薪酬與公司業(yè)績的關(guān)系，回歸結(jié)果如表5所示。

如表5所示，經(jīng)過權(quán)力大小兩組的對比可以看出，管理權(quán)力大時公司業(yè)績與高管薪酬在10%的水平上顯著，其系數(shù)為0.14；管理權(quán)力小時公司業(yè)績與高管薪酬在1%的水平上顯著，其系數(shù)為0.52。如假設(shè)1所述，公司業(yè)績顯著影響高管的薪酬水平，但是對于管理權(quán)力大的公司而言，其薪酬業(yè)績敏感性和數(shù)值均低于管理權(quán)力小的公司，表明上市公司的高管人員確實利用手中職權(quán)影響自己的薪酬水平從而降低了薪酬業(yè)績敏感性，并且權(quán)力越大薪酬業(yè)績敏感性越低，與假設(shè)3相符。

五、研究結(jié)論及對策

本文選取農(nóng)業(yè)2007—2012年滬深兩市A股上市公司177個研究樣本，基于管理權(quán)力的視角實證分析了公司業(yè)績、管理權(quán)力與高管薪酬的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬與公司業(yè)績顯著正相關(guān)，表明我國農(nóng)業(yè)上市公司正逐步建立起基于公司業(yè)績的薪酬制度。同時發(fā)現(xiàn)，組織形式和股權(quán)集中度對高管薪酬顯著負相關(guān)，董事長總經(jīng)理兩職狀態(tài)和董事會規(guī)模對高管薪酬顯著正相關(guān)，并且高管人員會利用其特權(quán)影響薪酬契約，使得權(quán)力大的高管不僅獲取較高的貨幣薪酬還降低了薪酬業(yè)績敏感性，形成了代理沖突。

上市公司高管人員通過其權(quán)力影響薪酬契約，如此薪酬激勵本身也成為代理問題的一部分。因此本文提出以下對策：（1）建立嚴格的與業(yè)績掛鉤的薪酬管理體系以實現(xiàn)薪酬業(yè)績的合理匹配，業(yè)績考核指標既應(yīng)該包含凈資產(chǎn)收益率、凈利潤等會計指標，還可以引進股票市場收益率、每股收益等市場業(yè)績指標或公司內(nèi)部一些非財務(wù)指標，比如存貨周轉(zhuǎn)率等。（2）完善公司內(nèi)部治理機制，提高薪酬委員會的獨立性，總經(jīng)理不能兼任薪酬委員，董事長與總經(jīng)理不得兼任，董事會和監(jiān)事會應(yīng)提高對高管人員的監(jiān)督和約束能力，從而規(guī)范管理權(quán)力（權(quán)小鋒等，2010）。（3）加強新聞媒體、社會公眾、市場中介對高管薪酬體系的監(jiān)督，提高信息披露的透明度，加大高管薪酬操縱的難度，從而達到薪酬激勵預(yù)期的目標。

【參考文獻】

[1] 國務(wù)院批轉(zhuǎn)發(fā)展改革委等部門關(guān)于深化收入分配制度改革若干意見的通知[S].2013.

[2] Jackson S.， Lopez T. and Reitenga A. Accounting Fundamental and CEO Bonus Compensation [J]. Journal of Accounting and Public Policy，2008（27）：373-393.

[3] 方軍雄. 我國上市公司高管的薪酬存在粘性嗎？[J].經(jīng)濟研究，2009（3）： 110-124.

[4] 李增泉.激勵機制與企業(yè)績效：一項基于上市公司的實證研究[J].會計研究，2000（1）：24-30.

[5] 耿明齋.高管薪酬與公司業(yè)績關(guān)系的實證分析與對策思考[J]. 經(jīng)濟體制改革， 2004（1）：109-112.

[6] 杜勝利，翟艷玲.總經(jīng)理年度報酬決定因素的實證分析[J]. 管理世界，2005 （8）：115-120.

[7] 杜興強，王麗華.高層管理當局薪酬與上市公司業(yè)績的相關(guān)性實證研究[J].會計研究，2007（1）：58-65.

[8] 辛清泉，譚偉強.市場化改革、企業(yè)業(yè)績與國有企業(yè)經(jīng)理薪酬[J].經(jīng)濟研究，2009（11）：68-81.

[9] 周仁俊，楊戰(zhàn)兵，李禮.管理層激勵與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的相關(guān)性：國有與非國有控股上市公司的比較[J].會計研究，2010（12）：69-75.

[10] 熊風華，彭玨.高管權(quán)力對高管薪酬的影響研究[J].財經(jīng)問題研究，2012（10）：123-128.

[11] 呂長江，趙宇恒.國有企業(yè)管理者激勵效應(yīng)研究：基于管理者權(quán)力的解釋[J]. 管理世界，2008（11）：99-109.

[12] 權(quán)小鋒，吳世農(nóng)，文芳.管理層權(quán)力、私有收益與薪酬操縱[J]. 經(jīng)濟研究，2010（11）：73-87.

[13] 盧銳.管理層權(quán)力、薪酬與業(yè)績敏感性分析：來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 當代財經(jīng)，2008（7）：107-112.

[14] Finkelstein， S. Power in Top Management Teams： Dimensions，Measurement and Validation [J]. Academy of Management Journal，1992，35（8）：505-538.

[15] 高文亮，陳鏡宇.管理層權(quán)力理論研究最新進展[J]. 財會通訊，2012（7）：101-104.

如表4所示，模型一為組織形式單一變量回歸，其調(diào)整R2為0.14，即組織形式這個變量可以解釋高管薪酬變異程度的14%，根據(jù)模型二、模型三以及模型四，同理可得兩職狀態(tài)、股權(quán)集中度和董事會規(guī)模分別可以解釋高管薪酬變異性的7%、4%和2%，因此本文按照以上四種變量14：7：4：2的權(quán)重構(gòu)建管理權(quán)力綜合測度指標Power：

Power=ZZ*14%+LZ*7%+GQ*4%+DSH*2%

因此，可以計算出每個樣本的Power值大小，并以Power值大于平均值的樣本為權(quán)力大的一組，Power小于平均值的樣本為權(quán)力小的一組。運用模型（2）分別對兩組樣本進行回歸以分析不同權(quán)力下高管薪酬與公司業(yè)績的關(guān)系，回歸結(jié)果如表5所示。

如表5所示，經(jīng)過權(quán)力大小兩組的對比可以看出，管理權(quán)力大時公司業(yè)績與高管薪酬在10%的水平上顯著，其系數(shù)為0.14；管理權(quán)力小時公司業(yè)績與高管薪酬在1%的水平上顯著，其系數(shù)為0.52。如假設(shè)1所述，公司業(yè)績顯著影響高管的薪酬水平，但是對于管理權(quán)力大的公司而言，其薪酬業(yè)績敏感性和數(shù)值均低于管理權(quán)力小的公司，表明上市公司的高管人員確實利用手中職權(quán)影響自己的薪酬水平從而降低了薪酬業(yè)績敏感性，并且權(quán)力越大薪酬業(yè)績敏感性越低，與假設(shè)3相符。

五、研究結(jié)論及對策

本文選取農(nóng)業(yè)2007—2012年滬深兩市A股上市公司177個研究樣本，基于管理權(quán)力的視角實證分析了公司業(yè)績、管理權(quán)力與高管薪酬的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬與公司業(yè)績顯著正相關(guān)，表明我國農(nóng)業(yè)上市公司正逐步建立起基于公司業(yè)績的薪酬制度。同時發(fā)現(xiàn)，組織形式和股權(quán)集中度對高管薪酬顯著負相關(guān)，董事長總經(jīng)理兩職狀態(tài)和董事會規(guī)模對高管薪酬顯著正相關(guān)，并且高管人員會利用其特權(quán)影響薪酬契約，使得權(quán)力大的高管不僅獲取較高的貨幣薪酬還降低了薪酬業(yè)績敏感性，形成了代理沖突。

上市公司高管人員通過其權(quán)力影響薪酬契約，如此薪酬激勵本身也成為代理問題的一部分。因此本文提出以下對策：（1）建立嚴格的與業(yè)績掛鉤的薪酬管理體系以實現(xiàn)薪酬業(yè)績的合理匹配，業(yè)績考核指標既應(yīng)該包含凈資產(chǎn)收益率、凈利潤等會計指標，還可以引進股票市場收益率、每股收益等市場業(yè)績指標或公司內(nèi)部一些非財務(wù)指標，比如存貨周轉(zhuǎn)率等。（2）完善公司內(nèi)部治理機制，提高薪酬委員會的獨立性，總經(jīng)理不能兼任薪酬委員，董事長與總經(jīng)理不得兼任，董事會和監(jiān)事會應(yīng)提高對高管人員的監(jiān)督和約束能力，從而規(guī)范管理權(quán)力（權(quán)小鋒等，2010）。（3）加強新聞媒體、社會公眾、市場中介對高管薪酬體系的監(jiān)督，提高信息披露的透明度，加大高管薪酬操縱的難度，從而達到薪酬激勵預(yù)期的目標。

【參考文獻】

[1] 國務(wù)院批轉(zhuǎn)發(fā)展改革委等部門關(guān)于深化收入分配制度改革若干意見的通知[S].2013.

[2] Jackson S.， Lopez T. and Reitenga A. Accounting Fundamental and CEO Bonus Compensation [J]. Journal of Accounting and Public Policy，2008（27）：373-393.

[3] 方軍雄. 我國上市公司高管的薪酬存在粘性嗎？[J].經(jīng)濟研究，2009（3）： 110-124.

[4] 李增泉.激勵機制與企業(yè)績效：一項基于上市公司的實證研究[J].會計研究，2000（1）：24-30.

[5] 耿明齋.高管薪酬與公司業(yè)績關(guān)系的實證分析與對策思考[J]. 經(jīng)濟體制改革， 2004（1）：109-112.

[6] 杜勝利，翟艷玲.總經(jīng)理年度報酬決定因素的實證分析[J]. 管理世界，2005 （8）：115-120.

[7] 杜興強，王麗華.高層管理當局薪酬與上市公司業(yè)績的相關(guān)性實證研究[J].會計研究，2007（1）：58-65.

[8] 辛清泉，譚偉強.市場化改革、企業(yè)業(yè)績與國有企業(yè)經(jīng)理薪酬[J].經(jīng)濟研究，2009（11）：68-81.

[9] 周仁俊，楊戰(zhàn)兵，李禮.管理層激勵與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的相關(guān)性：國有與非國有控股上市公司的比較[J].會計研究，2010（12）：69-75.

[10] 熊風華，彭玨.高管權(quán)力對高管薪酬的影響研究[J].財經(jīng)問題研究，2012（10）：123-128.

[11] 呂長江，趙宇恒.國有企業(yè)管理者激勵效應(yīng)研究：基于管理者權(quán)力的解釋[J]. 管理世界，2008（11）：99-109.

[12] 權(quán)小鋒，吳世農(nóng)，文芳.管理層權(quán)力、私有收益與薪酬操縱[J]. 經(jīng)濟研究，2010（11）：73-87.

[13] 盧銳.管理層權(quán)力、薪酬與業(yè)績敏感性分析：來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 當代財經(jīng)，2008（7）：107-112.

[14] Finkelstein， S. Power in Top Management Teams： Dimensions，Measurement and Validation [J]. Academy of Management Journal，1992，35（8）：505-538.

[15] 高文亮，陳鏡宇.管理層權(quán)力理論研究最新進展[J]. 財會通訊，2012（7）：101-104.