企業(yè)戰(zhàn)略對薪酬契約影響的實證研究

吳 亭 李 霞

（安徽財經(jīng)大學，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

薪酬契約是委托代理理論的核心內容（Holmstorm,1979）。高管薪酬激勵被視為公司治理的重要問題，一直是學術界研究的熱點。究竟哪些因素影響企業(yè)薪酬契約的制定，依然是學者們探討的話題。因此大量文獻關注薪酬契約的影響因素，如：政治環(huán)境與企業(yè)產(chǎn)權性質（劉慧龍、張敏等，2010；馬連福等，2013）；企業(yè)特征，如：稅收（王娜等，2013）、家族上市公司內部關聯(lián)交易（潘紅波等，2014）、債務水平（江偉，2008）、企業(yè)風險（陳震，2013）、社會責任（王新等，2015）；公司治理，如：股權集中度（Core、Holthausen、Larcker，1999；Cyert、Kang and Kumar，2002）、 管理層權力（盧銳，2008）、資本結構（顧勁爾，2009）、公司治理結構（朱夢舒，2013）；銀行關聯(lián)（張敏等，2012）等。然而，隨著我國公司治理不斷完善，企業(yè)薪酬契約的制定不僅要考慮企業(yè)自身的特征、政治及產(chǎn)權等方面的因素，還要考慮企業(yè)戰(zhàn)略這個外在因素。企業(yè)戰(zhàn)略是一種行為模式（明茨伯格，1998），其通過影響高管行為，進而對企業(yè)具體的經(jīng)營管理產(chǎn)生深遠影響。薪酬契約是激勵和約束高管行為的有效手段，因此，企業(yè)戰(zhàn)略會通過影響薪酬契約，影響高管行為。

但是現(xiàn)有文獻并未直接研究企業(yè)戰(zhàn)略對薪酬契約的影響，換言之，他們均未檢驗企業(yè)戰(zhàn)略是否會影響薪酬契約。面對日益激烈的市場競爭，戰(zhàn)略管理能有效促進企業(yè)更加主動、積極應對風險，提高企業(yè)績效。企業(yè)戰(zhàn)略是企業(yè)內外部優(yōu)勢和劣勢之間多次匹配后的結果。一般來講企業(yè)戰(zhàn)略越激進，績效越高。但是企業(yè)戰(zhàn)略若過度激進，可能會導致企業(yè)績效的下降。提高薪酬業(yè)績敏感性，能有效防止高管濫用激進型戰(zhàn)略，降低代理成本，緩解高管機會主義動機。薪酬契約越是與企業(yè)戰(zhàn)略匹配，越能保證戰(zhàn)略實施（陳娜，2012）。錯誤的戰(zhàn)略決策會給企業(yè)帶來嚴重后果，戰(zhàn)略評價對于企業(yè)正常運營非常重要，與企業(yè)戰(zhàn)略相匹配的薪酬激勵方案會提高高管對戰(zhàn)略評價的及時性和準確度，為企業(yè)有效開展戰(zhàn)略評價提供保障。薪酬水平的高低與企業(yè)戰(zhàn)略相關（Miles,Snow,1984），薪酬契約與企業(yè)戰(zhàn)略的匹配貫穿于戰(zhàn)略管理全過程。企業(yè)戰(zhàn)略是薪酬激勵方案的影響因素，也是薪酬契約制定的依據(jù)。

我們運用中國上市公司數(shù)據(jù)，實證檢驗了企業(yè)戰(zhàn)略與薪酬契約的上述關系。研究結果顯示，企業(yè)實施激進型戰(zhàn)略，顯著存在薪酬業(yè)績敏感性；實施進攻型戰(zhàn)略的企業(yè)，薪酬粘性存在更明顯；而且，戰(zhàn)略越激進的企業(yè)，越有可能授予股權激勵。這一結果表明企業(yè)戰(zhàn)略對薪酬契約產(chǎn)生顯著影響，是薪酬契約制定依據(jù)。

本文研究貢獻體現(xiàn)在以下幾個方面：本文研究了企業(yè)戰(zhàn)略是薪酬契約的影響因素和制定依據(jù)，豐富了現(xiàn)有文獻的研究成果。現(xiàn)有文獻主要從企業(yè)特征、公司治理、政治環(huán)境等方面對薪酬契約進行了研究，研究成果頗豐。但是，現(xiàn)有研究忽略了企業(yè)戰(zhàn)略是薪酬契約的一個重要影響因素。從本文的研究結果看，企業(yè)戰(zhàn)略對薪酬契約產(chǎn)生顯著影響，是影響薪酬契約的重要因素。因此，本文豐富并拓展了現(xiàn)有的研究成果，具有重要的理論意義。

二、理論基礎與研究假設

企業(yè)越是采取激進型戰(zhàn)略，薪酬業(yè)績敏感性存在就會越明顯。激進型戰(zhàn)略會在一定程度上提高薪酬業(yè)績敏感性。高管薪酬越高，企業(yè)績效也越高。企業(yè)戰(zhàn)略越是激進，高管越是會加大對新產(chǎn)品或新技術的投資力度，提高產(chǎn)品的市場占有率和覆蓋率，從而提高企業(yè)績效，并獲得較高的薪酬。

較高的薪酬業(yè)績敏感性會有效降低高管濫用激進型戰(zhàn)略的可能型，減少代理成本，緩解高管機會主義動機。因為，激進型戰(zhàn)略往往伴隨著過度投資，過度創(chuàng)新投資會給高管獲取高額報酬提供途徑（盧銳，2014）。因此高管有動機濫用激進型戰(zhàn)略，進行過度開發(fā)新產(chǎn)品或新技術，獲取高額薪酬。薪酬業(yè)績敏感性是降低代理成本，提升業(yè)績的有效手段（盧銳，2014）。當薪酬業(yè)績敏感性較強時，高管會認真權衡是否采取激進型戰(zhàn)略，緩解高管機會主義動機。

因此，公司股東鼓勵高管采取激進型戰(zhàn)略的同時，為盡可能降低委托代理成本，會更重視薪酬業(yè)績敏感性。據(jù)此，本文提出第一個假設：

H1：企業(yè)戰(zhàn)略越激進，薪酬業(yè)績敏感性存在越明顯。

隨著我國市場化進程的不斷推進，企業(yè)面臨更大的經(jīng)營風險。當業(yè)績出現(xiàn)下滑時，企業(yè)為了奪回自己的市場份額和競爭優(yōu)勢，高管會選擇進攻型戰(zhàn)略。我們認為，企業(yè)實施進攻型戰(zhàn)略時，薪酬粘性會更明顯。

管理學家赫茲伯格認為，貨幣薪酬在得到滿足時，高管薪酬并不存在激勵效應。高管極有可能產(chǎn)生懶惰或懈怠情緒，造成薪酬業(yè)績敏感性下降或不存在。為了繼續(xù)激勵高管，保障戰(zhàn)略實施，當業(yè)績出現(xiàn)下滑時，企業(yè)會盡量減少高管薪酬下降的幅度。業(yè)績上升時，薪酬上升幅度明顯高于業(yè)績下降時，薪酬下降的幅度，體現(xiàn)薪酬粘性特征。

從經(jīng)理人市場角度，高管薪酬的降低會直接影響經(jīng)理人市場價值（Jensen&Murphy,1990），高管通常不愿降低自身的薪酬(孫錚 、劉浩,2004)。因此，企業(yè)業(yè)績下滑時，實施進攻型戰(zhàn)略，薪酬粘性特征非常明顯。據(jù)此，我們提出第二個假設：

H2：企業(yè)業(yè)績出現(xiàn)下滑時，實施進攻型戰(zhàn)略，明顯存在高管薪酬粘性。

股權激勵作為一種長期激勵方式，是薪酬契約的一個重要組成部分。企業(yè)戰(zhàn)略越激進，面臨的風險相對較高，高管短期行為會越明顯，為了實現(xiàn)企業(yè)長遠利益，企業(yè)更愿意對高管授予股權激勵。因為，股權激勵能有效降低高管和股東之間代理成本。為了減少高管短期行為，降低代理成本，獲取公司的長期收益，高管有動機將戰(zhàn)略類型與股權激勵相匹配。據(jù)此，我們提出第三個假設：

H3：企業(yè)戰(zhàn)略越激進，上市公司越存在股權激勵偏好。

三、研究設計與樣本選擇

（一）模型構建

為了檢驗假設1，我們建立如下的回歸模型：

其中，被解釋變量performance代表企業(yè)績效，企業(yè)績效的衡量指標有很多，大體上有總資產(chǎn)主營業(yè)務收益率（APMO）； 每股收益（EPS）； 資產(chǎn)回報率（ROA）；凈資產(chǎn)收益率（ROE）等。本文首先選用第一種指標衡量企業(yè)績效，在對實證檢驗結果進行穩(wěn)健性檢驗時，再使用凈資產(chǎn)收益率（ROE）指標。解釋變量PAY,表示公司高管薪酬，由于高管薪酬結構中現(xiàn)金薪酬比重較大（Lambert and Larcker，1987)，而且高管持股比例普遍較低，零持股現(xiàn)象也很普遍（李增泉，2000；魏剛，2000），借鑒現(xiàn)有文獻做法（張俊瑞，2003；方軍雄，2011），我們主要考察現(xiàn)金薪酬，以高管人均年度現(xiàn)金薪酬的自然對數(shù)來衡量高管薪酬。

解釋變量CS1，表示企業(yè)戰(zhàn)略類型中激進型戰(zhàn)略。戰(zhàn)略類型是激進型戰(zhàn)略的取值1，否則取值0。PAY*CS1是高管薪酬與企業(yè)戰(zhàn)略的交互項，根據(jù)假設1，該變量的系數(shù)應該顯著為正。根據(jù)SPACE矩陣法，激進型戰(zhàn)略進一步劃分為進攻型戰(zhàn)略和競爭型戰(zhàn)略；防守型戰(zhàn)略細分為保守型戰(zhàn)略和防御型戰(zhàn)略。解釋變量CS2_1代表進攻型戰(zhàn)略，解釋變量CS2_2表示保守型戰(zhàn)略，另一種防守型戰(zhàn)略，我們稱之為防御型戰(zhàn)略，用CS2_3表示。以競爭型戰(zhàn)略為基準變量，當戰(zhàn)略類型為進攻型時，取值為1，否則取值為0；當戰(zhàn)略類型為保守型時，取值為1，否則取值為0；當戰(zhàn)略類型為防御型時，取值為1，否則取值為0。

借鑒張俊瑞（2003）、盧銳（2011,2014）、方軍雄（2011）等的做法，我們還設置了如下一些控制變量：LEV為資產(chǎn)負債率，反映企業(yè)風險水平，用期末負債總額除以期末資產(chǎn)總額表示；ATR為資產(chǎn)周轉率，反映企業(yè)營運效率，它等于營業(yè)收入除以平均總資產(chǎn)；SIZE為企業(yè)規(guī)模，用年末企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；APMS代表高管年末持股水平，用高管年末持股比例均值來衡量。此外，我們還控制了反映公司治理的變量：董事會獨立性（ID）和董事長與總經(jīng)理兩職兼任（IR），兩職兼任時，IR取值為1，否則取值為0。YEAR和IND分別表示年度啞變量和行業(yè)啞變量，用來控制年度效應和行業(yè)效應。

為了檢驗假設2，我們運行如下回歸模型：

PAY*CS2_1代表高管薪酬與進攻型戰(zhàn)略的交互項，該變量的系數(shù)表示進攻型戰(zhàn)略下，薪酬業(yè)績敏感系數(shù)；D*PAY*CS2_1代表在業(yè)績出現(xiàn)下滑時，實施進攻型戰(zhàn)略，薪酬業(yè)績敏感系數(shù)。根據(jù)假設2，前者估計系數(shù)應顯著為正，后者估計系數(shù)應該顯著為負。模型中其他變量的定義及衡量方式與假設1中完全一致。

為了驗證假設3，本文借鑒現(xiàn)有文獻（呂長江等，2009；呂長江等，2011；肖淑芳等，2016），運行了如下模型：

其中，被解釋變量為OPTION，代表是否授予股權激勵。以通過股權激勵草案的公告日判斷是否授予股權激勵。有明確股權激勵草案公告日的，取值為1，否則取值為0。在穩(wěn)健性檢驗中，我們用股權激勵方案實施或股東大會通過或國資委批準來判斷是否授予股權激勵，回歸結果未發(fā)生改變。

（二）樣本選擇

本文研究需要上市公司戰(zhàn)略信息數(shù)據(jù)，而能夠得到的戰(zhàn)略信息始于1999年。因此本文研究的范圍是1999年至2015年。由于戰(zhàn)略信息需要對年報中董事會報告關于戰(zhàn)略信息披露部分進行分析判斷，本文對1999—2015年的所有上市公司年報中關于戰(zhàn)略的信息進行手工收集，并進行歸納、分類和整理。初始樣本為25912個，在此基礎上，我們還對樣本做了以下處理：（1）刪除金融行業(yè)數(shù)據(jù)，這類公司業(yè)務特殊，適用的會計準則與其他行業(yè)不同，本文遵從研究慣例，予以剔除（2）刪除重復值和缺失值（3）對樣本中的連續(xù)變量進行了異常值處理（Winsorize），最終得到有效樣本10151個。本文研究所運用的公司戰(zhàn)略類型的數(shù)據(jù)來自手工收集，其他數(shù)據(jù)均來自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫。

四、回歸結果與穩(wěn)健性檢驗

（一）描述性統(tǒng)計

表1 描述性統(tǒng)計

表1報告了模型中各變量描述性統(tǒng)計結果。企業(yè)績效（APMO）的均值為0.1331，最小值和最大值分別為-0.018,6和0.454,4，說明不同企業(yè)績效水平差距很大；中位數(shù)為0.115,0，說明過半數(shù)的企業(yè)績效較好。OPTION的均值為0.053,7，說明觀測值中有5.37%的上市公司存在股權激勵偏好。CS1和CS2_1的均值分別為0.886,8和0.712,8，說明有超過80%的公司采取了激進型戰(zhàn)略，且過半數(shù)的公司傾向選擇進攻型戰(zhàn)略；CS2_2和CS2_3的均值分別為0.104,0和0.007,1，中位數(shù)均為0，表明觀測值中采取保守和防御戰(zhàn)略的公司相對較少。

表2報告了模型中變量之間的相關系數(shù)。左下角和右上角分別是Spearman相關系數(shù)和Pearson相關系數(shù)。企業(yè)績效(APMO)與高管薪酬（PAY）之間的相關系數(shù)顯著為正，說明高管薪酬越高，企業(yè)越是獲得較高的績效；企業(yè)績效 (APMO)與資產(chǎn)負債率（LEV）顯著負相關，與企業(yè)成長性（GROW）顯著正相關，說明企業(yè)風險較低的企業(yè)和成長性較好的企業(yè)，越是可以獲得較高的績效。

表2 相關系數(shù)

（二）回歸結果

表3報告了企業(yè)戰(zhàn)略與薪酬業(yè)績敏感性回歸結果。結果顯示，PAY*CS1的回歸系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)戰(zhàn)略越是激進，薪酬業(yè)績敏感性存在越明顯，驗證假設1。這一結果說明在我國，激進型戰(zhàn)略下，薪酬契約保障戰(zhàn)略實施，提高企業(yè)績效，降低代理成本。

表3 薪酬業(yè)績敏感性回歸結果

從控制變量的回歸結果來看，LEV與SIZE的回歸系數(shù)顯著為負，表明企業(yè)風險越高，規(guī)模越大，企業(yè)績效越低。APMS的回歸系數(shù)顯著為正，表明管理層持股比例越高，企業(yè)績效越高。

表4 薪酬粘性回歸結果

表4報告了企業(yè)戰(zhàn)略與薪酬粘性的回歸結果。結果同樣顯示PAY*CS1的回歸系數(shù)顯著為正，說明激進型戰(zhàn)略下，薪酬業(yè)績敏感性顯著存在。但是D*PAY*CS1的回歸系數(shù)不顯著。

PAY*CS2_1的回歸系數(shù)顯著為正（T1=0.0081），表明進攻型戰(zhàn)略下，薪酬業(yè)績敏感性存在顯著，同時D*PAY*CS2_1的回歸系數(shù)顯著為負（T2=-0.0112），表明，當業(yè)績出現(xiàn)下滑時，實施進攻型戰(zhàn)略，薪酬業(yè)績敏感系數(shù)小于正常情況下的薪酬業(yè)績敏感性，薪酬業(yè)績敏感性存在不對稱性。

根據(jù)陳修德等（2014）年關于薪酬粘性存在性的驗證模型，T1+T2＜T1表明高管薪酬業(yè)績敏感系數(shù)在企業(yè)業(yè)績提升的情形下顯著更大，說明高管薪酬粘性顯著存在。換言之，在業(yè)績出現(xiàn)下滑時，實施進攻型戰(zhàn)略，高管薪酬存在粘性，驗證假設2。這一結果表明，實施進攻型戰(zhàn)略，當出現(xiàn)業(yè)績下滑時，高管并不愿意降低報酬，業(yè)績上升時薪酬邊際增加幅度顯著高于業(yè)績下降時薪酬的邊際減少幅度，具有顯著的粘性特征。模型中其他控制變量的回歸結果與之前的各模型回歸結果基本一致。

表5 股權激勵偏好邏輯回歸結果

表5報告了企業(yè)戰(zhàn)略與股權激勵偏好的邏輯回歸結果。結果顯示，激進型戰(zhàn)略（CS1）的回歸系數(shù)顯著為正，說明采取激進型戰(zhàn)略的公司顯著存在股權激勵偏好，驗證假設3。這一結果表明，在我國，實施激進型戰(zhàn)略，企業(yè)會更愿意通過對高管實施股權激勵，規(guī)避高管短期行為，實現(xiàn)長期激勵。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了確保本文結論的可靠性，我們更換了被解釋變量Performance的衡量方法，用凈資產(chǎn)收益率（ROE）對假設1的模型進行重新運行，發(fā)現(xiàn)PAY*CS1的系數(shù)顯著為負，主要是因為ROE指標中凈利潤不僅包括主營業(yè)務利潤，還包括其他業(yè)務利潤和營業(yè)務收支凈額的緣故。說明，激進型戰(zhàn)略在一定程度上是存在薪酬業(yè)績敏感性。

用ROE對假設2的模型進行重新運行，回歸結果基本一致。PAY*CS2_1的回歸系數(shù)為0.01193在10%的水平上顯著為正，D*PAY*CS2_1的回歸系數(shù)為-0.027,73在1%的水平上顯著為負，支持假設2。

用股權激勵方案實施或股東大會通過或國資委批準來判斷是否授予股權激勵，并從WIND數(shù)據(jù)庫下載數(shù)據(jù)對假設3模型進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結果基本一致。CS1的回歸系數(shù)為0.645,5，在1%的水平上顯著，支持假設3。

本文研究結果表明：戰(zhàn)略越激進，薪酬業(yè)績敏感性越強；企業(yè)實施進攻型戰(zhàn)略，薪酬粘性更加明顯；而且，激進型戰(zhàn)略顯著存在股權激勵偏好，戰(zhàn)略越激進，越有可能對高管授予股權激勵。通過更換被解釋變量的衡量方法進行穩(wěn)健性檢驗，得到的結論基本一致。本文研究結論豐富了薪酬激勵實證研究，揭示了企業(yè)戰(zhàn)略是薪酬激勵的一個重要影響因素，為完善薪酬契約理論、提高公司治理水平具有一定的參考價值。