金融關(guān)聯(lián)與高管薪酬業(yè)績敏感性
——基于我國民營企業(yè)的實(shí)證研究

鄧建平 陳愛華 饒 妙

(1.廈門國家會(huì)計(jì)學(xué)院，福建 廈門 361005； 2.集美大學(xué)，福建 廈門 361021)

一、引言

公司治理理論認(rèn)為可以通過薪酬機(jī)制設(shè)計(jì)來解決股東與管理層存在的委托代理問題，有效的薪酬契約應(yīng)該將高管報(bào)酬與公司業(yè)績緊密聯(lián)系在一起，業(yè)績與薪酬的相關(guān)性越強(qiáng)，說明公司的代理問題越輕。因此，薪酬業(yè)績敏感性(Pay for Performance Sensitivity)是衡量薪酬契約有效性的重要標(biāo)志之一(Jensen et al.，1990；王會(huì)娟 等，2012)。

目前，不少學(xué)者發(fā)現(xiàn)我國很多民營企業(yè)會(huì)通過聘請具有金融機(jī)構(gòu)工作背景(如銀行、證券)的人員擔(dān)任上市公司高管，從而形成金融關(guān)聯(lián)(鄧建平 等，2011a)。我們認(rèn)為金融關(guān)聯(lián)對于薪酬業(yè)績敏感性的影響可能來自于兩個(gè)方面的綜合作用：一是，基于有效薪酬理論的預(yù)期。諸多研究發(fā)現(xiàn)，金融關(guān)聯(lián)有助于民營企業(yè)緩解融資約束，降低資本成本，改善資本結(jié)構(gòu)(鄧建平 等，2011a，2011b；唐建新 等，2011；羅正英 等，2011；劉浩 等，2012)。因此，金融關(guān)聯(lián)可能會(huì)通過改善公司業(yè)績來提升高管整體的薪酬水平，從而進(jìn)一步提高高管薪酬業(yè)績敏感性。二是，基于管理層權(quán)力理論與錨定效應(yīng)理論的預(yù)期。眾所周知，金融從業(yè)人員的高薪酬是一種普遍現(xiàn)象。當(dāng)相對高薪的金融高管加入公司后，會(huì)在公司中形成一個(gè)高的薪酬參照點(diǎn)，而管理層權(quán)力又將促使高管整體薪酬水漲船高，這種效應(yīng)可能導(dǎo)致高管薪酬業(yè)績敏感性的降低?；谏鲜龇治觯疚膶⒅攸c(diǎn)關(guān)注金融關(guān)聯(lián)與薪酬業(yè)績敏感性之間的關(guān)系，并通過選取我國2007—2012年1638個(gè)A股民營上市公司的樣本數(shù)據(jù)開展實(shí)證分析。

本文的主要貢獻(xiàn)可能在于：(1)拓展了金融關(guān)聯(lián)經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)文獻(xiàn)。現(xiàn)有研究主要從債務(wù)融資、融資約束、融資成本等角度探討金融關(guān)聯(lián)的經(jīng)濟(jì)后果(Burak et al.，2008；Byrd et al.，2005；劉浩 等，2012；鄧建平 等，2011a，2011b；唐建新 等，2011；羅正英 等，2011)，尚未對金融關(guān)聯(lián)與薪酬業(yè)績敏感性的關(guān)系作出系統(tǒng)研究。而本文基于金融關(guān)聯(lián)的視角考察了其對于薪酬業(yè)績敏感性的影響，結(jié)論進(jìn)一步豐富了轉(zhuǎn)型國家中有關(guān)非正式制度的研究。(2)本文結(jié)論對于民營企業(yè)權(quán)衡金融關(guān)聯(lián)的利弊，合理制定薪酬契約和安排股權(quán)結(jié)構(gòu)具有重要的實(shí)踐指導(dǎo)意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)基于有效薪酬理論的分析

有效薪酬契約認(rèn)為應(yīng)該將高管報(bào)酬與公司業(yè)績緊密關(guān)聯(lián)，通過將高管個(gè)人利益與企業(yè)業(yè)績和價(jià)值增長聯(lián)系在一起，解決公司的委托代理問題。因此，經(jīng)理人報(bào)酬業(yè)績敏感程度的提升意味著經(jīng)理人激勵(lì)契約有效性的提高(謝德仁 等，2012)。這種薪酬契約的有效性體現(xiàn)在：管理層通過努力改善公司業(yè)績，業(yè)績改善促進(jìn)管理層報(bào)酬的提升，而報(bào)酬的增加又會(huì)激勵(lì)管理層更加努力工作，從而進(jìn)一步提高公司的經(jīng)營業(yè)績，總體呈現(xiàn)出一種良性循環(huán)。

在過去30多年的改革中，我國逐步形成了以國有銀行為主導(dǎo)的金融體系，這種金融體系必然是以國有大中型企業(yè)為主要服務(wù)對象，國有企業(yè)由此獲得了大量的金融資源，致使民營企業(yè)普遍存在融資困難的問題(林毅夫 等，2001)。盧峰等(2004)認(rèn)為，金融壓抑與低效率的國有銀行壟斷導(dǎo)致銀行業(yè)存在嚴(yán)重的信貸歧視，民營企業(yè)深陷融資困境。為緩解融資約束，民營企業(yè)一般需通過一些非正式制度安排予以化解。鄧建平等(2011a)指出，在民營企業(yè)普遍遭遇融資約束的情況下，金融關(guān)聯(lián)所提供的關(guān)系資源，能夠?yàn)槊駹I企業(yè)爭取到更多的金融資源，同時(shí)，金融關(guān)聯(lián)還可以增強(qiáng)民營企業(yè)的聲譽(yù)機(jī)制，并為其提供潛在的隱性擔(dān)保機(jī)制，這在一定程度上有助于解決金融機(jī)構(gòu)與企業(yè)之間存在的信息不對稱問題；另外，存在金融關(guān)聯(lián)的高管還可以為企業(yè)提供財(cái)務(wù)咨詢，這同樣有利于改善企業(yè)的財(cái)務(wù)困境。劉浩等(2012)也發(fā)現(xiàn)，具有銀行背景的獨(dú)立董事能夠更好地發(fā)揮財(cái)務(wù)咨詢的作用，特別是在金融市場不發(fā)達(dá)的地區(qū)和銀根緊縮時(shí)期，這種功效可以幫助上市公司獲取更多的信貸資金支持。

綜上，本文認(rèn)為金融關(guān)聯(lián)有助于緩解民營企業(yè)融資約束，并為企業(yè)提供各種有益的咨詢服務(wù)和幫助，這些都可能帶來企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的提升。因此，在有效契約理論的框架下，存在金融關(guān)聯(lián)的高管有助于改善公司的經(jīng)營業(yè)績，而業(yè)績的提升又會(huì)促使公司給予高管更高的薪酬，進(jìn)而帶來高管業(yè)績薪酬敏感性的提高。

(二)基于管理者權(quán)力理論與錨定效應(yīng)的分析

管理層權(quán)力理論強(qiáng)調(diào)，由于公司治理內(nèi)部與外部權(quán)力運(yùn)作過程中存在難以克服的缺陷，在實(shí)際操作中，管理層的權(quán)力會(huì)影響其薪酬契約，導(dǎo)致管理層薪酬激勵(lì)受到一定程度的扭曲(盧銳，2007；呂長江 等，2008；權(quán)小鋒 等，2010)。Bebchuk et al.(2002)、權(quán)小鋒等(2010)認(rèn)為，代表股東利益的董事會(huì)與股東之間本身也存在代理問題，股東不能完全控制管理層薪酬契約的設(shè)計(jì)，管理層有能力影響自己的薪酬并運(yùn)用權(quán)力尋租，權(quán)力越大，操縱自身薪酬的能力越強(qiáng)。呂長江等(2008)也有類似的發(fā)現(xiàn)。吳育輝等(2010)的實(shí)證研究顯示，高管的控制權(quán)越強(qiáng)，其薪酬水平越高。方軍雄(2009)的研究表明，管理者權(quán)力使得我國上市公司高管薪酬存在粘性特征，即業(yè)績上升時(shí)薪酬的增加幅度顯著高于業(yè)績下降時(shí)薪酬的減少幅度。本文認(rèn)為，存在金融關(guān)聯(lián)的高管本身帶有一些資源和人脈關(guān)系，因此他們的加入必然會(huì)提升管理層權(quán)力，使得管理層自定薪酬的可能性增加，而趨利性導(dǎo)向也將引致企業(yè)高管薪酬整體水平的提高。鑒于這種薪酬水平的提高并非是通過業(yè)績改善帶來的，因此，其可能會(huì)傷及公司薪酬業(yè)績敏感性。

另外，當(dāng)存在金融關(guān)聯(lián)的高管加入公司后，其相對較高的薪酬水平，會(huì)在公司內(nèi)部形成新的“參照點(diǎn)”，進(jìn)而為管理層提高薪酬提供一個(gè)重要契機(jī)?，F(xiàn)有研究表明，上市公司高管薪酬的決定存在明顯的“錨定效應(yīng)”，而公司高管薪酬的“參照點(diǎn)”通常來自于公司同行業(yè)的競爭對手(Hart et al.，2008；李維安 等，2010)。Bizjak et al.(2011)、Ezzamel et al.(1998)、Brookman et al.(2013)以美國和英國上市公司為樣本的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬水平與同行業(yè)薪酬存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。黃再勝(2015)基于我國2007—2011年A股上市公司數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，公司高管薪酬增長與同行業(yè)企業(yè)高管的薪酬水平存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即我國上市公司高管薪酬的決定存在明顯的錨定效應(yīng)。Diprete et al.(2010)認(rèn)為，公司高管在薪酬決策中具有較強(qiáng)的影響力，比如，在參照對象的選擇以及所參照企業(yè)薪酬分布標(biāo)準(zhǔn)的選取上，公司高管擁有較大的自主權(quán)。因此，基于薪酬辯護(hù)的目的，高管會(huì)將公司薪酬的標(biāo)準(zhǔn)錨定位于規(guī)模較大、薪酬標(biāo)準(zhǔn)更高的企業(yè)，從而為提升公司高管薪酬提供有利辯護(hù)。

因此，當(dāng)存在金融關(guān)聯(lián)的高管加入后，在公司中會(huì)形成一個(gè)新的、相對高的“薪酬參照點(diǎn)”，從而誘發(fā)高管薪酬的水漲船高。這種薪酬的改變同樣不是通過改善公司業(yè)績引致的，而可能是基于錨定效應(yīng)的一種結(jié)果，所以也將導(dǎo)致公司薪酬業(yè)績敏感性的下降。

基于以上分析，本文認(rèn)為：

首先，不管是基于有效薪酬理論的預(yù)期，還是管理者權(quán)力理論和錨定效應(yīng)理論的預(yù)期，存在金融關(guān)聯(lián)的公司高管薪酬水平都要高于不存在金融關(guān)聯(lián)的公司。因此，提出：

假設(shè)1：與不存在金融關(guān)聯(lián)的公司相比，存在金融關(guān)聯(lián)的公司高管薪酬水平更高，同時(shí)，存在金融關(guān)聯(lián)公司的高管更有可能獲得超額薪酬。

其次，基于有效薪酬理論的預(yù)期，提出：

假設(shè)2：與不存在金融關(guān)聯(lián)的公司相比，存在金融關(guān)聯(lián)的公司薪酬業(yè)績敏感性更強(qiáng)。

最后，基于管理者權(quán)力理論和錨定效應(yīng)理論的預(yù)期，提出：

假設(shè)3：與不存在金融關(guān)聯(lián)的公司相比，存在金融關(guān)聯(lián)的公司薪酬業(yè)績敏感性更弱。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2007—2012年所有在深滬兩地上市的民營企業(yè)作為研究對象。由于企業(yè)高管薪酬的調(diào)整通常需經(jīng)過一段時(shí)間才能體現(xiàn)，為確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性，我們僅選擇2007—2012年連續(xù)六年均存在金融關(guān)聯(lián)的公司和連續(xù)六年均不存在金融關(guān)聯(lián)的公司作為研究樣本。同時(shí)，對初始樣本進(jìn)行了以下剔除：(1)金融、保險(xiǎn)類公司；(2)涉及金融業(yè)務(wù)的公司；(3)ST特別處理及相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的公司。最終，我們獲得273家民營企業(yè)，總計(jì)1638個(gè)樣本觀測值。本文所使用的金融關(guān)聯(lián)和政治關(guān)聯(lián)數(shù)據(jù)均來自于對上市公司年報(bào)的手工整理；制度環(huán)境數(shù)據(jù)來自于樊綱等(2010)編制的市場化指數(shù)體系；財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)與公司治理數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和色諾芬CCER金融數(shù)據(jù)庫。所有連續(xù)變量在1%水平上進(jìn)行了Winsorize處理。

(二)主要變量說明

(1)高管薪酬。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)(謝德仁 等，2012)的做法，選擇“薪酬最高的前三位董事、監(jiān)事及高管的薪酬總額”的自然對數(shù)作為高管薪酬的衡量指標(biāo)。

(2)金融關(guān)聯(lián)。與鄧建平等(2011a)的定義類似，金融關(guān)聯(lián)是指公司聘用擁有金融機(jī)構(gòu)任職背景的人員擔(dān)任高管。

(3)公司績效。與王會(huì)娟等(2012)的研究類似，我們分別采用ROE(凈利潤/股東權(quán)益)、ROA(營業(yè)利潤/總資產(chǎn))來度量公司的經(jīng)營績效。

(三)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

1.金融關(guān)聯(lián)與高管薪酬水平的關(guān)系

為檢驗(yàn)假設(shè)1，本文借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)(Leone et al.，2006；方軍雄，2009；馬連福 等，2013)的做法，構(gòu)建如下模型：

COMPEN= α+β1FC+β2LRG+β3INDEP+β4MHOLD+β5CC+β6SIZE+β7LEV+

β8ROE+β9CASHFLOW+β10CASH+β11INV+β12FA+β13GROW+

β14IPO+β15FINANCE+β16ZONE1+β17ZONE2+∑IND+∑YEAR+ε

(1)

其中：COMPEN是高管薪酬；FC是金融關(guān)聯(lián)變量；LRG是第一大股東持股比例；INDEP是獨(dú)立董事比例；MHOLD是管理層持股變量；CC是公司是否設(shè)立薪酬委員會(huì)變量；SIZE是公司規(guī)模；LEV是資產(chǎn)負(fù)債水平；ROE是公司盈利水平；CASHFLOW是公司經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量；CASH是公司的現(xiàn)金余額；INV是公司投資水平；FA是公司的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)；GROW是公司成長性；IPO是公司上市年數(shù)；FINANCE是地區(qū)金融化發(fā)展程度變量；ZONE1和ZONE2是地區(qū)的虛擬變量；YEAR是年度虛擬變量；IND是行業(yè)虛擬變量。各變量具體定義見表1。

表1 變量說明

① 與馬連福等(2013)的研究一致，我們將31個(gè)省市分成三個(gè)地區(qū)：沿海地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)。其中，沿海地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南12個(gè)省市；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、重慶10個(gè)省市；西部地區(qū)包括四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆9個(gè)省市。

雖然高管薪酬水平能直觀反映薪酬契約的基本現(xiàn)狀，但該指標(biāo)是絕對數(shù)量指標(biāo)，僅以此來判定金融關(guān)聯(lián)高管薪酬的高低可能會(huì)忽略一些影響高管薪酬的內(nèi)生決定因素。因此，一些研究利用超額薪酬水平來度量高管薪酬(方軍雄，2012；馬連福 等，2013)。為更加全面地檢驗(yàn)假設(shè)1，本文還考察了金融關(guān)聯(lián)對于高管超額薪酬水平的影響。超額薪酬(OVERCOMPEN)用高管的實(shí)際薪酬與由經(jīng)濟(jì)因素決定的預(yù)期正常薪酬之間的差額表示，定義為，如果某公司/年度高管薪酬在剔除正常貨幣薪酬之后的異常薪酬(殘差項(xiàng))為正，則OVERCOMPEN取值為1，否則為0。關(guān)于高管正常薪酬，我們借鑒相關(guān)研究的做法，使用模型(2)來估計(jì)。

COMPEN= α+β1SIZE+β2LEV+β3ROE+β4CASHFLOW+β5CASH+β6INV+β7FA+

β8GROW+β9IPO+β10FINANCE+β11ZONE1+β12ZONE2+∑IND+∑YEAR+ε

(2)

在此基礎(chǔ)上，設(shè)計(jì)以下模型來考察金融關(guān)聯(lián)對超額薪酬的影響，采用Probit模型進(jìn)行回歸：

Probit(OVERCOMPEN)= α+β1FC+β2LRG+β3INDEP+β4MHOLD+β5CC+β6SIZE+

β7LEV+β8ROE+β9CASHFLOW+β10CASH+β11INV+β12FA+

β13GROW+β14IPO+β15FINANCE+β16ZONE1+β17ZONE2+

∑IND+∑YEAR+ε

(3)

2.金融關(guān)聯(lián)與薪酬業(yè)績敏感性的關(guān)系

為檢驗(yàn)假設(shè)2和假設(shè)3，在參考相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，采用如下模型進(jìn)行分析：

COMPEN= α+β1FC+β2PERFOR+β3FC×PERFOR+β4LRG+β5INDEP+β6MHOLD+β7CC+

β8SIZE+β9LEV+β10CASHFLOW+β11CASH+β12INV+β13FA+β14GROW+

β15IPO+β16FINANCE+β17ZONE1+β18ZONE2+∑IND+∑YEAR+ε

(4)

其中，PERFOR是指公司的經(jīng)營績效，分別取值ROE和ROA。其它變量定義同上。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2為樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從中可見，總樣本的高管薪酬(COMPEN)的均值為13.82，最小值為11.89，最大值為15.68，說明高管的薪酬標(biāo)準(zhǔn)差別很大。金融關(guān)聯(lián)(FC)的均值為0.35，表明樣本中有35%的公司存在金融關(guān)聯(lián)現(xiàn)象。

表2 樣本的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)金融關(guān)聯(lián)與高管薪酬水平的回歸結(jié)果分析

我們通過式(1)來檢驗(yàn)假設(shè)1。表3的模型1中，因變量為高管的薪酬水平(COMPEN)，從中可見，F(xiàn)C的系數(shù)顯著為正，這表明存在金融關(guān)聯(lián)的公司高管薪酬水平顯著高于非金融關(guān)聯(lián)公司，假設(shè)1得到證實(shí)?？刂谱兞恐?，第一大股東持股比例、管理層持股、公司規(guī)模、負(fù)債率、盈利水平、經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量、現(xiàn)金余額、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展程度和地區(qū)因素均會(huì)對高管的薪酬水平產(chǎn)生顯著影響。

表3的模型2中，因變量為超額薪酬變量(OVERCOMPEN)，我們發(fā)現(xiàn)金融關(guān)聯(lián)(FC)的系數(shù)顯著為正，表明存在金融關(guān)聯(lián)的公司高管獲得超額薪酬的概率顯著高于非金融關(guān)聯(lián)公司，進(jìn)一步證實(shí)了假設(shè)1。第一大股東的持股比例與公司高管獲得超額薪酬的概率存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明隨著大股東持股比例的上升，更可能限制高管自定薪酬的現(xiàn)象，從而會(huì)抑制高管超額薪酬的發(fā)生。

表3 金融關(guān)聯(lián)與高管的薪酬水平

注：限于篇幅，表中沒有報(bào)告行業(yè)和年度的虛擬變量的結(jié)果；括號內(nèi)為檢驗(yàn)的Z值和T值；***、**、*分別代表在1%、5%、10%的水平上顯著。

(三)金融關(guān)聯(lián)與薪酬-業(yè)績敏感性關(guān)系的回歸結(jié)果分析

我們通過式(4)來分析金融關(guān)聯(lián)與企業(yè)薪酬業(yè)績敏感性的關(guān)系。表4的因變量為薪酬變量(COMPEN)，PERFOR的系數(shù)表示非金融關(guān)聯(lián)企業(yè)薪酬業(yè)績之間的敏感性，PERFOR的系數(shù)和PERFOR×FC的系數(shù)之和表示金融關(guān)聯(lián)企業(yè)薪酬業(yè)績之間的敏感性。PERFOR×FC的系數(shù)表示金融關(guān)聯(lián)和非金融關(guān)聯(lián)兩類公司的薪酬業(yè)績敏感性的差異。表4中，模型3的公司業(yè)績(PERFOR)為ROE，模型4的公司業(yè)績(PERFOR)為ROA。由模型3和模型4的實(shí)證結(jié)果可知，PERFOR的系數(shù)均顯著為正，說明當(dāng)公司績效提高時(shí)，高管的薪酬水平較高，這與絕大多數(shù)的研究結(jié)論一致。FC×PERFOR的系數(shù)顯著為負(fù)，表明存在金融關(guān)聯(lián)的公司薪酬業(yè)績敏感性顯著低于不存在金融關(guān)聯(lián)的公司，也就是說，金融關(guān)聯(lián)降低了民營企業(yè)薪酬契約的有效性，基于管理者權(quán)力理論和錨定效應(yīng)理論預(yù)期的假設(shè)3得到證實(shí)。

表4 金融關(guān)聯(lián)與薪酬業(yè)績敏感性

注：限于篇幅，表中沒有報(bào)告行業(yè)和年度的虛擬變量的結(jié)果；括號內(nèi)為檢驗(yàn)的T值；***、**、*分別代表在1%、5%、10%的水平上顯著。

由以上實(shí)證分析結(jié)果可知，基于有效薪酬契約理論預(yù)期的假設(shè)2未能得到證實(shí)。原因可能在于，雖然部分研究證實(shí)金融關(guān)聯(lián)有助于改善公司的融資環(huán)境，緩解融資約束(鄧建平 等，2011a，2011b；唐建新 等，2011；羅正英 等，2011；劉浩 等，2012)，但這并不一定會(huì)帶來企業(yè)經(jīng)營績效的改善。比如，鄧建平(2014)的研究就發(fā)現(xiàn)，與不存在銀行關(guān)聯(lián)的企業(yè)相比，存在銀行關(guān)聯(lián)的企業(yè)盈利能力較差，財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較高。很多針對民營企業(yè)政治關(guān)聯(lián)的研究也得出類似結(jié)論，即政治關(guān)聯(lián)可以為民營企業(yè)帶來更多的金融資源，然而，正是因?yàn)橘Y金獲取的難度不大，才容易誘發(fā)管理層的過度自信，進(jìn)而致使企業(yè)出現(xiàn)過度投資或非效率投資等問題，最終降低企業(yè)的經(jīng)營效率(鄧建平 等，2009；梁萊歆 等，2010)。

(四)基于股權(quán)結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步研究與分析

由上文分析可知，金融關(guān)聯(lián)有助于提升公司高管的薪酬水平，但卻會(huì)降低企業(yè)薪酬業(yè)績敏感性，一定程度上證實(shí)了管理者權(quán)力理論的預(yù)期。權(quán)小鋒等(2010)認(rèn)為，管理層權(quán)力在公司治理弱化的情況下會(huì)進(jìn)一步膨脹，這種權(quán)力膨脹的直接指向便是自定薪酬。因此，當(dāng)存在金融關(guān)聯(lián)的高管加入公司后，其相對高的薪酬水平會(huì)為公司其他高管提高自身薪酬提供相對充分的理由和新的參照點(diǎn)，而薪酬的錦標(biāo)賽理論也為高管整體薪酬的提高給出了理論闡釋。但是，正如呂長江等(2008)和權(quán)小鋒(2010)所指出的，管理層會(huì)運(yùn)用權(quán)力尋租，影響甚至操縱自己的薪酬，而這種操縱行為最終會(huì)損害公司價(jià)值。根據(jù)代理理論，股東是企業(yè)的唯一所有者，作為委托人，其既擁有企業(yè)的現(xiàn)金流量權(quán)，又擁有剩余控制權(quán)。當(dāng)管理者通過權(quán)力影響薪酬，并最終對企業(yè)價(jià)值和薪酬契約的有效性產(chǎn)生負(fù)面影響時(shí)，股東必然要對這種行為作出回應(yīng)。與國有企業(yè)“所有者缺位”的產(chǎn)權(quán)特性和真實(shí)股東缺乏行使權(quán)力的基礎(chǔ)不同，民營企業(yè)的產(chǎn)權(quán)相對明晰，而且很多民營企業(yè)大股東均積極參與公司決策，特別是隨著大股東持股比例的上升，股東對于公司的控制力逐步增強(qiáng)，這必然會(huì)削弱管理者的權(quán)力，所以高管操縱薪酬的現(xiàn)象將得到抑制，從而能改善薪酬契約的有效性。比如，由前面的分析可知，隨著第一大股東持股比例的上升，高管獲得超額薪酬的概率將會(huì)降低。此外，隨著大股東持股比例的上升，他們對于公司經(jīng)營績效與價(jià)值增長愈發(fā)關(guān)注，有意愿也有能力通過參與公司決策從而為公司高管制定更為科學(xué)的薪酬體系，最終提升公司的薪酬業(yè)績敏感性。

因此，為進(jìn)一步驗(yàn)證前面基于高管權(quán)力理論所推斷的金融關(guān)聯(lián)會(huì)降低企業(yè)薪酬業(yè)績敏感性的結(jié)論，我們從股權(quán)治理的角度分析第一大股東持股比例對于金融關(guān)聯(lián)與薪酬業(yè)績敏感性關(guān)系的影響。本文預(yù)期，隨著第一大股東持股比例的上升，金融關(guān)聯(lián)對于薪酬業(yè)績敏感性的負(fù)面影響在減弱。通過如下模型進(jìn)行分析：

COMPEN= α+β1FC+β2PERFOR+β3FC×PERFOR+β4LRG×PERFOR+β5LRG×FC×PERFOR+

β6LRG+β7INDEP+β8MHOLD+β9CC+β10SIZE+β11LEV+β12CASHFLOW+β13CASH+

β14INV+β15FA+β16GROW+β17IPO+β18FINANCE+β19ZONE1+β20ZONE2+∑IND+

∑YEAR+ε

(5)

相關(guān)回歸結(jié)果列示于表5。表5中，模型5的PERFOR為ROE，而模型6的PERFOR為ROA。從模型5和模型6可以發(fā)現(xiàn)，PERFOR的系數(shù)顯著為正，F(xiàn)C×PERFOR的系數(shù)顯著為負(fù)，而LRG×FC×PERFOR的系數(shù)顯著為正，說明雖然金融關(guān)聯(lián)降低了企業(yè)的薪酬業(yè)績敏感性，但是第一大股東持股比例的上升有利于減輕金融關(guān)聯(lián)對于薪酬業(yè)績敏感性的影響。這進(jìn)一步佐證了上文有關(guān)管理者權(quán)力理論對于薪酬業(yè)績敏感性的分析。研究結(jié)論表明民營企業(yè)的股權(quán)治理在薪酬契約制定上具有明顯的作用。

表5 股權(quán)結(jié)構(gòu)、金融關(guān)聯(lián)與薪酬業(yè)績敏感性

注：限于篇幅，表中沒有報(bào)告行業(yè)和年度的虛擬變量的結(jié)果；括號內(nèi)為檢驗(yàn)的T值；***、**、*分別代表在1%、5%、10%的水平上顯著。

(五)敏感性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性問題

由于金融關(guān)聯(lián)與企業(yè)特征等因素可能具有內(nèi)生性關(guān)系，本文采用Heckman二階段模型控制內(nèi)生性問題(Fohlin，1998)。第一階段是構(gòu)建影響企業(yè)建立金融關(guān)聯(lián)的回歸模型，設(shè)置如下：

Probit(FC)= α+β1PC+β2FINANCE+β3LRG+β4BOR+β5CMI+β6INDEP+β7EST+

β8SIZE+β9LEV+β10ROE+β11GROW+β12INV+β13CASH+

β14FA+β15ZONE1+β16ZONE2+∑IND+∑YEAR+ε

(6)

其中：FC為公司金融關(guān)聯(lián)的啞變量；PC是政治關(guān)聯(lián)變量，定義為上市公司高管如果曾經(jīng)或當(dāng)前在政府、黨委、人大、政協(xié)任職，取值為1，否則取值為0；BOR為董事會(huì)規(guī)模變量，通過公司董事人數(shù)的自然對數(shù)衡量；CMI為委員會(huì)變量，通過上市公司設(shè)立的委員會(huì)數(shù)量衡量；EST為公司成立的年數(shù)。其它變量定義同前。

參考相關(guān)研究，在第一階段，我們首先運(yùn)用Probit回歸估計(jì)模型(6)，根據(jù)模型中的影響因素估計(jì)公司建立金融關(guān)聯(lián)的概率，然后依據(jù)預(yù)測結(jié)果分別計(jì)算存在金融關(guān)聯(lián)的公司與不存在金融關(guān)聯(lián)的公司的逆米爾斯系數(shù)(IMR)，并在后續(xù)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭屑尤肽婷谞査瓜禂?shù)作為回歸模型內(nèi)生性問題的控制變量，以此克服樣本自選擇和內(nèi)生性問題。

表6列示了兩階段回歸的結(jié)果。模型7為第一階段回歸，因變量是金融關(guān)聯(lián)的啞變量(FC)，從中可見，政治關(guān)聯(lián)、地區(qū)的金融發(fā)展程度、企業(yè)設(shè)立委員會(huì)的數(shù)量、公司規(guī)模等是影響企業(yè)建立金融關(guān)聯(lián)的重要因素。第二階段回歸(模型8)，因變量為COMPEN，依然可以發(fā)現(xiàn)FC的系數(shù)顯著為正，說明存在金融關(guān)聯(lián)的公司高管薪酬水平高于不存在金融關(guān)聯(lián)的公司。模型9中，ROE的系數(shù)顯著為正，F(xiàn)C×ROE的系數(shù)顯著為負(fù)，表明金融關(guān)聯(lián)降低了企業(yè)薪酬業(yè)績的敏感性。模型10中，ROE的系數(shù)顯著為正，F(xiàn)C×ROE的系數(shù)顯著為負(fù)，而LRG×FC×ROE的系數(shù)顯著為正，說明雖然金融關(guān)聯(lián)降低了企業(yè)薪酬業(yè)績的敏感性，但是第一大股東持股比例的上升會(huì)緩解金融關(guān)聯(lián)對于薪酬契約有效性的負(fù)面影響。以上分析表明，在控制內(nèi)生性問題后，結(jié)論依然成立，說明研究結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

表6 金融關(guān)聯(lián)與薪酬契約

(續(xù)表6)

第一階段回歸模型7FC第二階段回歸模型8COMPEN模型9COMPEN模型10COMPENCASH0.82???(2.73)CASH0.32??(2.33)0.31??(2.29)0.34??(2.52)FA0.165(0.53)INV-0.16(-0.52)-0.19(-0.61)-0.19(-0.63)ZONE1-0.29??(-2.42)FA-0.53???(-4.19)-0.55???(-4.3)-0.52???(-4.04)ZONE2-0.153(-1.08)GROW-0.02(-1.07)-0.02(-1.11)-0.02(-1.25)IPO-0.003(-0.87)-0.003(-0.9)-0.003(-0.88)FINANCE0.1??(2.26)0.1??(2.32)0.1??(2.49)ZONE1-0.15???(-2.84)-0.15???(-2.8)-0.15???(-2.77)ZONE2-0.114?(-1.9)-0.11?(-1.76)-0.11?(-1.69)IMR-0.1(-1.27)-0.1(-1.3)-0.1(-1.3)YEAR控制YEAR控制控制控制IND控制IND控制控制控制Pseudo R20.118Adj_R20.4480.4360.438樣本數(shù)1638樣本數(shù)163816381638

注：限于篇幅，表中沒有報(bào)告行業(yè)和年度的虛擬變量的結(jié)果；括號內(nèi)是指檢驗(yàn)的Z值和T值；***、**、*分別代表在1%、5%、10%的水平上顯著。

2.替換高管薪酬的衡量方法

參考方軍雄(2009)等的做法，本文分別采用“薪酬最高的前3名董事的薪酬”和“薪酬最高的前3名高級管理人員的薪酬”取自然對數(shù)作為高管薪酬的衡量指標(biāo)，重新對以上模型進(jìn)行回歸，結(jié)果表明，并不影響本文的主要結(jié)論。

3.分組檢驗(yàn)

我們將樣本分為兩組，即金融關(guān)聯(lián)和非金融關(guān)聯(lián)組，并進(jìn)一步通過分組回歸的方法檢驗(yàn)不同組別的薪酬業(yè)績敏感性。結(jié)果表明，金融關(guān)聯(lián)樣本的薪酬業(yè)績敏感性顯著低于非金融關(guān)聯(lián)樣本，上文的研究結(jié)論得以進(jìn)一步證實(shí)。

五、主要研究結(jié)論和啟示

本文選取我國2007—2012年1638個(gè)A股民營上市公司樣本作為研究對象，實(shí)證檢驗(yàn)了金融關(guān)聯(lián)與民營企業(yè)高管薪酬業(yè)績敏感性的關(guān)系。主要的研究結(jié)論如下：存在金融關(guān)聯(lián)的企業(yè)高管薪酬水平顯著高于不存在金融關(guān)聯(lián)的企業(yè)，而且前者獲得超額薪酬的概率也高于后者；存在金融關(guān)聯(lián)的企業(yè)薪酬業(yè)績敏感性要弱于不存在金融關(guān)聯(lián)的企業(yè)，但是隨著第一大股東持股比例的上升，金融關(guān)聯(lián)對于薪酬業(yè)績敏感性的負(fù)面影響程度在下降。

本研究結(jié)論對于公司制定薪酬契約具有一定的啟示。公司高管薪酬的確定不僅與業(yè)績有關(guān)，而且還取決于管理層的權(quán)力，管理層權(quán)力的加強(qiáng)，會(huì)降低高管薪酬的有效性，而股權(quán)治理特別是第一大股東的介入有助于企業(yè)建立有效的薪酬機(jī)制。因此，首先，應(yīng)在公司層面構(gòu)建更為科學(xué)的薪酬決定機(jī)制，限制高管自定薪酬；其次，要發(fā)揮股東(特別是大股東)在公司治理中的作用，提高股東在制定公司高管薪酬制度方面的參與程度；最后，公司應(yīng)建立科學(xué)的權(quán)力制衡機(jī)制和信息披露制度，確保權(quán)力的運(yùn)作更加透明與公正。

當(dāng)然，本研究也存在一定的局限，主要表現(xiàn)在：(1)在分析金融關(guān)聯(lián)時(shí)僅考慮公司是否建立了金融關(guān)聯(lián)，而沒有區(qū)分金融關(guān)聯(lián)的程度；(2)僅從股權(quán)結(jié)構(gòu)的角度分析了大股東對于金融關(guān)聯(lián)與薪酬業(yè)績敏感性關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，沒有進(jìn)一步從制度環(huán)境以及其它治理機(jī)制等視角研究它們對金融關(guān)聯(lián)與薪酬業(yè)績敏感性關(guān)系的影響。因此，未來的研究可以考慮將以上問題納入分析框架之中。