資本市場(chǎng)逐步開(kāi)放會(huì)影響高管薪酬契約的有效性

李諾

摘 要：本文研究第一次探索了滬港通后續(xù)政策實(shí)施的微觀(guān)效應(yīng)，有效填補(bǔ)了現(xiàn)有“宏微結(jié)合”理論文獻(xiàn)的研究空缺，積極拓展了薪酬契約領(lǐng)域的橫向研究范圍，對(duì)于全球其他國(guó)家或地區(qū)資本市場(chǎng)開(kāi)放與國(guó)內(nèi)剛剛頒布的“滬倫通”開(kāi)放制度的研究具有重要啟示意義。

關(guān)鍵詞：資本市場(chǎng)開(kāi)放 ?薪酬業(yè)績(jī)敏感性 ?雙重差分傾向得分匹配

一、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2011～2018年上證A股上市公司作為研究樣本，未納入深證A股上市公司是因?yàn)樯罡弁ㄒ延?016年12月5日開(kāi)通，影響了控制樣本組受到政策影響的狀態(tài)，不滿(mǎn)足自然實(shí)驗(yàn)要求;未納入A+H股上市公司與AB股上市公司是因?yàn)檫@類(lèi)上市公司股票已對(duì)境外投資者開(kāi)放，滬港通交易制度的實(shí)施對(duì)這類(lèi)上市公司沖擊程度可能較低。在樣本篩選過(guò)程中，剔除了金融行業(yè)上市公司、特別處理ST公司、數(shù)據(jù)缺失上市公司。為控制極端值對(duì)回歸結(jié)果造成的潛在影響，對(duì)所有連續(xù)變量在1%（99%）分位上進(jìn)行了winsorize縮尾處理。原始數(shù)據(jù)來(lái)自于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)與同花順數(shù)據(jù)庫(kù)。數(shù)據(jù)處理工具為excel 2016與stata 15.1。

（二）實(shí)證步驟

以往對(duì)于滬港通機(jī)制的研究，大多使用了PSM-DID模型（譚小芬等，2017; 鐘覃琳和陸正飛，2018; 連立帥等，2019）。本文同樣采用PSM-DID識(shí)別策略，檢驗(yàn)資本市場(chǎng)對(duì)外開(kāi)放之于薪酬激勵(lì)體系的影響，其中PSM用于將隱藏于觀(guān)測(cè)數(shù)據(jù)中的隨機(jī)化實(shí)驗(yàn)樣本找尋出來(lái)，并保證滬港通開(kāi)通之前處理組和控制組共同趨勢(shì)的存在（譚小芬等，2017）;DID用于估計(jì)滬港通開(kāi)通對(duì)于薪酬激勵(lì)的因果效應(yīng)，并解決不隨時(shí)間變化的未觀(guān)測(cè)混雜因素影響。

（三）實(shí)證模型

傳統(tǒng)回歸模型可能面臨遺漏變量、反向因果、測(cè)量誤差三種內(nèi)生問(wèn)題的干擾，易導(dǎo)致OLS參數(shù)估計(jì)值的不一致且有偏。運(yùn)用PSM-DID策略將克服上述三大內(nèi)生性問(wèn)題：（1）緩解遺漏變量問(wèn)題：股票流動(dòng)性同時(shí)與薪酬業(yè)績(jī)敏感性、資本市場(chǎng)開(kāi)放相關(guān)（蘇冬蔚和熊家財(cái)，2013; Bai和Chow，2017），可能造成遺漏變量與自我選擇偏誤等問(wèn)題，PSM-DID策略則可以有效排除未觀(guān)測(cè)因素對(duì)模型估計(jì)的影響;（2）緩解反向因果問(wèn)題：Chen等（2009）研究發(fā)現(xiàn)自由現(xiàn)金流水平過(guò)高將導(dǎo)致代理成本上升，治理機(jī)制失效，資本市場(chǎng)開(kāi)放的價(jià)值增加效應(yīng)減弱。但“滬港通”開(kāi)通對(duì)于資本市場(chǎng)開(kāi)放的外生性沖擊，基本排除了“公司治理影響資本市場(chǎng)開(kāi)放效應(yīng)”這一反向因果關(guān)系存在的可能性;（3）緩解測(cè)量誤差問(wèn)題：滬港通試點(diǎn)機(jī)制天然地區(qū)分了實(shí)驗(yàn)組（標(biāo)的股）和控制組（非標(biāo)的股），因此規(guī)避了資本市場(chǎng)開(kāi)放水平的測(cè)量誤差（鐘覃琳和陸正飛，2018）。

1、PSM模型

傾向得分匹配選取協(xié)變量的原則有：第一，與處理變量和結(jié)果變量有關(guān)的變量都應(yīng)包含在傾向得分計(jì)算模型中;第二，與處理變量無(wú)關(guān)與結(jié)果變量有關(guān)的變量應(yīng)加入模型;第三，與處理變量有關(guān)與結(jié)果變量無(wú)關(guān)的變量不應(yīng)包含在模型中。根據(jù)上述三條原則，參考相關(guān)文獻(xiàn)（DeFond等，2015; 鐘覃琳和陸正飛，2018; Cohen等，2019），本次計(jì)算傾向得分的logit模型選用模型中的控制變量作為協(xié)變量，包括年度與行業(yè)固定效應(yīng)。

計(jì)算傾向得分后，自2011年至2018年，分年度為滬港通標(biāo)的股上市公司匹配一個(gè)非滬港通標(biāo)的股上市公司，匹配規(guī)則為：不放回、降序、最近鄰、一對(duì)一匹配。分年度匹配前后的樣本公司分布情況列示如表1：

對(duì)樣本進(jìn)行匹配后，保留配對(duì)成功樣本，使用DID模型，檢驗(yàn)假說(shuō)H1-H3。假說(shuō)H1的檢驗(yàn)使用2013-2015年子樣本、假說(shuō)H2的檢驗(yàn)使用2015-2017年子樣本、假說(shuō)H3的檢驗(yàn)使用2017-2018年子樣本;為保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，需使用2011-2014年樣本檢驗(yàn)干預(yù)實(shí)施前平行趨勢(shì)的存在性。

2、DID模型

已知高管薪酬-業(yè)績(jī)敏感性度量了高管薪酬激勵(lì)制度的有效性，度量了高管（代理人）自身利益與股東（委托人）利益的一致性程度（Jensen和Murphy，1990a），故實(shí)證檢驗(yàn)以高管薪酬-業(yè)績(jī)敏感性模型作為基礎(chǔ)。

模型中，高管薪酬的代理變量選擇LNPAY，即前三名董事、監(jiān)事與高級(jí)管理人員貨幣性薪酬總額的對(duì)數(shù)（謝德仁等，2012）;經(jīng)營(yíng)績(jī)效的代理變量選擇ROA與EBIT（模型中以PERFORMANCE表示），分別為總資產(chǎn)報(bào)酬率與EBIT總資產(chǎn)比率（吳育輝和吳世農(nóng)，2010; Wang和Xiao，2011; 晏艷陽(yáng)等，2015）。Firth等（2006）、吳育輝和吳世農(nóng)（2010）曾使用股票收益率衡量公司業(yè)績(jī)，本文為何棄用股票年回報(bào)率呢？資本市場(chǎng)對(duì)外開(kāi)放會(huì)增加上市公司股票流動(dòng)性與股票價(jià)值，例如：Miller（2003）和Doidge等（2004）發(fā)現(xiàn)在美交叉上市會(huì)造成公司托賓Q值升高;Miller（1999）發(fā)現(xiàn)在美跨境上市會(huì)使投資者獲得股票超額收益;胡振華和劉佩瑤（2018）發(fā)現(xiàn)陸港通建立了資本出入的通道，在一定程度上打破了A股的閉環(huán)，進(jìn)入陸港通名單內(nèi)的股票將會(huì)迎來(lái)估值的回升，故滬港通開(kāi)通引起股價(jià)上升與高管貢獻(xiàn)無(wú)關(guān)，使用股票年報(bào)酬率會(huì)自動(dòng)降低高管薪酬與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的關(guān)聯(lián)性，扭曲實(shí)證結(jié)果。

TREAT代表處理組與控制組的劃分，對(duì)于滬股通標(biāo)的股票，TREAT取1，對(duì)于配對(duì)的控制組證券，TREAT取0。POST代表資本市場(chǎng)雙向開(kāi)放的時(shí)間，樣本公司處于資本市場(chǎng)開(kāi)放舉措落實(shí)后，則POST取1，開(kāi)放舉措落實(shí)前，POST取0。由于陸市與港市雙向互聯(lián)互通的程度逐步加深，我國(guó)資本市場(chǎng)對(duì)外開(kāi)放的格局逐步擴(kuò)大，故每一個(gè)推進(jìn)資本市場(chǎng)開(kāi)放水平的節(jié)點(diǎn)均是具有研究?jī)r(jià)值的。因此，定義POST1變量為滬港通正式開(kāi)通（2014年11月17日）時(shí)間指示變量，開(kāi)通后POST1取值為1，否則為0;定義POST2為取消滬港通總額度限制（2016年8月16日）時(shí)間指示變量;定義POST3為擴(kuò)大互聯(lián)互通每日額度（2018年5月1日）時(shí)間指示變量。

二、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)系數(shù)矩陣

為經(jīng)過(guò)PSM匹配后的各個(gè)變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，可以看到樣本的時(shí)間跨度為2011年至2018年。研究樣本中，董事、監(jiān)事及高管前三名薪酬總額的平均數(shù)為186.73萬(wàn)（e^14.44），歸屬于母公司股東的凈利潤(rùn)占總資產(chǎn)的比重約為3%，息稅前利潤(rùn)占總資產(chǎn)的比重約為6%，因公司資本結(jié)構(gòu)中，債務(wù)資本約占50%，故息稅前利潤(rùn)約是歸母凈利潤(rùn)的2倍。

（二）假說(shuō)一的檢驗(yàn)：滬港通啟動(dòng)時(shí)點(diǎn)

首先，（1）和（2）列中報(bào)告了以ROA作為業(yè)績(jī)衡量指標(biāo)的回歸結(jié)果。TREAT×POST1×ROA三次交互項(xiàng)在1%（第1列）與5%（第二列）的水平下顯著為正，且三次交互項(xiàng)系數(shù)（4.239）與ROA系數(shù)（4.071）較為接近，說(shuō)明股票市場(chǎng)開(kāi)放提升標(biāo)的上市公司薪酬業(yè)績(jī)敏感性近一倍，強(qiáng)化了公司內(nèi)部治理作用，增強(qiáng)了股東與經(jīng)理人利益的協(xié)同一致性;其次，（3）和（4）列中列示了改變業(yè)績(jī)指標(biāo)后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，三次交乘項(xiàng)的系數(shù)依然顯著為正，即在控制樣本不隨時(shí)間變化的因素差異后，這一部分薪酬業(yè)績(jī)敏感度的增加是由滬港通啟動(dòng)這一外生沖擊導(dǎo)致的。實(shí)證結(jié)果表明：在統(tǒng)計(jì)與經(jīng)濟(jì)意義上，滬港通開(kāi)通改善了上市公司薪酬契約有效性，假設(shè)H1成立。

[表2 資本市場(chǎng)開(kāi)放與薪酬業(yè)績(jī)敏感度 （1） （2） （3） （4） VARIABLES LNPAY LNPAY LNPAY LNPAY TREAT×POST1×ROA 4.239*** 3.033** （1.610） （1.449） TREAT×POST1×EBIT 3.410** 2.417* （1.406） （1.267） ROA 4.071*** 4.005*** （0.901） （0.820） EBIT 3.450*** 3.156*** （0.757） （0.687） TREAT 0.356*** 0.181*** 0.379*** 0.199** （0.075） （0.069） （0.089） （0.082） POST1 0.085* -0.005 0.110* 0.016 （0.049） （0.051） （0.056） （0.057） POST1×ROA -1.859* -1.740* （1.037） （0.932） POST1×EBIT -1.491* -1.480* （0.887） （0.799） TREAT×ROA -2.950** -2.179* （1.401） （1.281） TREAT×EBIT -2.184* -1.556 （1.214） （1.111） TREAT×POST1 0.003 -0.024 -0.044 -0.054 （0.087） （0.078） （0.103） （0.093） Constant 14.037*** 5.404*** 13.979*** 5.391*** （0.041） （0.677） （0.048） （0.680） CONTROLS NO YES NO YES YEAR NO YES NO YES INDUSTRY NO YES NO YES Observations 1，698 1，698 1，698 1，698 R-squared 0.149 0.352 0.149 0.349 Prob > F 0.000 0.000 0.000 0.000 ]

（三）假說(shuō)二和三的檢驗(yàn)：開(kāi)放程度加深

表3是滬港通總額度放開(kāi)與薪酬業(yè)績(jī)敏感性的回歸結(jié)果。三次交互項(xiàng)TREAT×POST2×ROA與TREAT×POST2×EBIT系數(shù)并不顯著，即滬港通總額限制放開(kāi)后，受政策沖擊的企業(yè)并沒(méi)有表現(xiàn)出薪酬業(yè)績(jī)敏感度的提升，假設(shè)H2不成立。

[表3 總額限制放開(kāi)與薪酬業(yè)績(jī)敏感度 （1） （2） （3） （4） VARIABLES LNPAY LNPAY LNPAY LNPAY TREAT×POST2×ROA -0.534 -1.256 （1.688） （1.446） TREAT×POST2×EBIT -1.204 -1.888 （1.488） （1.280） ROA 1.299 2.160*** （0.906） （0.814） EBIT 0.680 0.902 （0.802） （0.716） TREAT 0.310*** 0.118* 0.252*** 0.073 （0.079） （0.069） （0.093） （0.081） POST2 0.183*** 0.059 0.152** 0.028 （0.062） （0.059） （0.070） （0.066） POST2×ROA 0.692 1.565 （1.127） （0.979） POST2×EBIT 1.144 1.883** （0.996） （0.869） TREAT×ROA 0.529 0.616 （1.360） （1.174） TREAT×EBIT 1.365 1.465 （1.208） （1.048） TREAT×POST2 -0.089 -0.052 -0.047 -0.000 （0.100） （0.085） （0.116） （0.099） Constant 14.349*** 4.866*** 14.351*** 5.018*** （0.048） （0.769） （0.055） （0.774） CONTROLS NO YES NO YES YEAR NO YES NO YES INDUSTRY NO YES NO YES Observations 1，436 1，436 1，436 1，436 R-squared 0.071 0.371 0.074 0.366 Prob > F 0.000 0.000 0.000 0.000 ]

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*** p<0.01， ** p<0.05， * p<0.1

滬港通自開(kāi)通后直至2018年12月31日這一期間內(nèi)，每個(gè)交易日的成交金額情況與每日額度情況。每日（總）額度代表的并不是每日（累計(jì)）流入資金的上限，而是每日（累計(jì)）買(mǎi)賣(mài)之差的上限，即每日（累計(jì)）買(mǎi)盤(pán)總額減去賣(mài)盤(pán)總額的凈額度。

圖中顯示，2014年11月17日滬港通啟動(dòng)當(dāng)天，成交金額達(dá)130億，達(dá)到每日額度上限，后續(xù)每日買(mǎi)盤(pán)均大于每日賣(mài)盤(pán)，資金持續(xù)凈流入，直到同年12月30日，才第一次出現(xiàn)資金凈流出。

2016年8月16日與2018年5月1日是資本市場(chǎng)進(jìn)一步開(kāi)放的兩個(gè)關(guān)鍵時(shí)點(diǎn)，即滬港通總額限制取消與滬港通每日額度擴(kuò)大4倍。滬港通額度雙向調(diào)整的舉措，將更好地滿(mǎn)足境外長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者對(duì)上證A股的投資需求，維護(hù)境內(nèi)外市場(chǎng)安全平穩(wěn)運(yùn)行，達(dá)到完善兩地資本市場(chǎng)的目的，對(duì)于A股納入MSCI指數(shù)起到積極影響。但是圖中標(biāo)示出的政策頒布日處，并未看到明顯的成交金額變動(dòng)，即深化開(kāi)放在短時(shí)間內(nèi)并未起到促進(jìn)境外資金流入、改善境內(nèi)資本市場(chǎng)與上市公司的作用。

綜上，滬港通每日交易情況很好地解釋了為什么滬港通啟動(dòng)能達(dá)到改善上市公司內(nèi)部治理，而額度調(diào)整并未發(fā)揮作用這一現(xiàn)象。因滬港通啟動(dòng)帶來(lái)了境外資本大量流入，吸引了境外機(jī)構(gòu)大規(guī)模的進(jìn)入內(nèi)地資本市場(chǎng)，故假說(shuō)H1成立;但是滬港通總額度與每日額度放寬政策在短時(shí)間內(nèi)并未引起“北向”資金的激增，故假說(shuō)H2與H3不成立。但是，總額度放開(kāi)必將在長(zhǎng)期內(nèi)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)作用，吸引資金源源不斷北向流入境內(nèi)，但這一政策尚需經(jīng)過(guò)時(shí)間的檢驗(yàn)。

圖1 滬股通每日成交情況

（四）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)與匹配效果分析

運(yùn)用雙重差分模型識(shí)別因果效應(yīng)的一個(gè)必要條件是保證平行趨勢(shì)假定的成立。因此，我們采用畫(huà)圖與安慰劑實(shí)驗(yàn)雙重方法檢驗(yàn)平行趨勢(shì)的存在性。

首先，畫(huà)圖法。將樣本劃分為處理組與控制組，對(duì)處理組樣本分年度進(jìn)行回歸，因變量LNPAY，自變量ROA，保留ROA回歸系數(shù)，即薪酬業(yè)績(jī)敏感度，對(duì)控制組做同樣的處理。將保留下來(lái)的薪酬業(yè)績(jī)敏感度作于圖上，由圖可知，在滬港通開(kāi)通前，處理組與控制組薪酬業(yè)績(jī)敏感性基本趨同，薪酬業(yè)績(jī)敏感性在2014年出現(xiàn)顯著差異可推斷為滬港通機(jī)制的凈效應(yīng)。

圖2 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

其次，回歸法。將樣本區(qū)間年份設(shè)定在2011年-2013年，并假定滬港通于2012年成功實(shí)施。檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示，三次交互項(xiàng)TREAT×POST×ROA與TREAT×POST×EBIT的系數(shù)并不顯著，這與表5實(shí)證結(jié)果形成鮮明對(duì)比，充分說(shuō)明了平行趨勢(shì)假定已得到滿(mǎn)足，滬港通開(kāi)通前不存在其他政策效應(yīng)的沖擊。

[表8 平行趨勢(shì)安慰劑實(shí)驗(yàn) （1） （2） （3） （4） VARIABLES LNPAY LNPAY LNPAY LNPAY TREAT×POST×ROA -1.306 -0.985 （1.500） （1.339） TREAT×POST×EBIT -0.566 -0.323 （1.281） （1.147） ROA 2.791*** 3.279*** （0.805） （0.750） EBIT 2.616*** 2.836*** （0.691） （0.643） TREAT 0.311*** 0.178*** 0.336*** 0.209*** （0.074） （0.066） （0.086） （0.077） POST 0.122** 0.066 0.123** 0.067 （0.052） （0.050） （0.060） （0.057） POST×ROA 0.415 0.265 （0.978） （0.869） POST×EBIT 0.168 0.074 （0.840） （0.748） TREAT×ROA -0.350 -0.427 （1.203） （1.075） TREAT×EBIT -0.643 -0.762 （1.016） （0.910） TREAT×POST 0.030 -0.016 0.019 -0.030 （0.089） （0.079） （0.104） （0.093） Constant 13.893*** 5.493*** 13.840*** 5.504*** （0.044） （0.680） （0.051） （0.681） CONTROLS NO YES NO YES YEAR NO YES NO YES INDUSTRY NO YES NO YES Observations 1，634 1，634 1，634 1，634 R-squared 0.114 0.341 0.116 0.341 Prob > F 0.000 0.000 0.000 0.000 ]

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*** p<0.01， ** p<0.05， * p<0.1

表9列示了logit模型回歸結(jié)果，第（1）、（2）、（3）列分別報(bào)告了滬港通啟動(dòng)、取消總額限制、擴(kuò)大每日額度的傾向得分估計(jì)模型。模型中的自變量全部來(lái)自DID控制變量，三模型中除管理層持股變量（MANAGER）存在不顯著的情況，其余變量均至少在5%顯著水平上顯著，這說(shuō)明自變量均對(duì)“滬股通”標(biāo)的股票虛擬變量TREAT具有較強(qiáng)解釋力，傾向得分（ps）預(yù)測(cè)值可信度較高。

[表9 傾向得分估計(jì)模型 （1） （2） （3） VARIABLES TREAT TREAT TREAT SIZE 1.628*** 1.595*** 1.491*** （0.052） （0.052） （0.048） LEV -3.108*** -3.023*** -2.253*** （0.222） （0.237） （0.207） GROWTH 0.153*** 0.220*** 0.323*** （0.033） （0.034） （0.030） AGE 0.332** 0.574*** 0.472*** （0.144） （0.150） （0.138） BOARD 0.806*** 0.959*** 0.411** （0.204） （0.209） （0.193） LARGEST -1.948*** -2.105*** -0.645*** （0.258） （0.274） （0.243） INSTI 1.412*** 1.337*** 0.687*** （0.207） （0.218） （0.194） MANAGER -0.940*** -0.380 0.215 （0.330） （0.350） （0.289） REGION 0.395*** 0.452*** 0.288*** （0.088） （0.091） （0.084） Constant -41.257*** -42.933*** -37.784*** （1.564） （1.621） （1.473） YEAR YES YES YES INDUSTRY YES YES YES Observations 6，174 6，128 6，174 Pseudo R2 0.335 0.325 0.272 ]

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表10顯示了傾向得分匹配前后處理組（“滬股通”標(biāo)的股）與控制組（非“滬股通”標(biāo)的股）變量均值差異變化情況，均值差異的變化體現(xiàn)了PSM匹配效果的優(yōu)劣。一對(duì)一最鄰近無(wú)放回降序匹配前后，處理組與控制組大部分變量的均值差異絕對(duì)值出現(xiàn)縮小，例如：SIZE均值差異由1.240降低為0.723，LEV均值差異由0.031降低為0.018，GROWTH均值差異由-0.561變?yōu)?0.258，BOARD均值差異由0.069降低為0.042，LARGEST均值差異由0.019降低為0.012，INSTI均值差異由0.112降低為0.059，MANAGER均值差異由-0.047變?yōu)?0.013，ps（傾向得分）均值差異由0.394降低為0.262，這表明PSM在一定程度上減小了“滬股通”標(biāo)的股與非標(biāo)的股之間的系統(tǒng)性差異。

六、研究結(jié)論

滬港通交易制度的實(shí)施對(duì)中國(guó)A股上市公司具有重要的意義，從微觀(guān)宏觀(guān)相結(jié)合的角度來(lái)看，滬港通機(jī)制如何影響中國(guó)A股上市公司薪酬契約有效性成為政策制定者、學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界人士廣泛關(guān)注的話(huà)題。本文借助有效的PSM-DID內(nèi)生性克服辦法，考察了滬港通交易制度與高管薪酬業(yè)績(jī)敏感度的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：滬港通交易制度提升了境內(nèi)上市公司薪酬激勵(lì)制度的有效性，特別是滬港通啟動(dòng)初期，薪酬契約有效性得到近一倍的提升，但是隨著資本市場(chǎng)開(kāi)放的進(jìn)一步深化，滬港通總額限制的放松與每日額度的擴(kuò)張?jiān)诙唐趦?nèi)并未明顯改善公司內(nèi)部治理效果，這與互聯(lián)互通深化后境外資本理智性流入內(nèi)地市場(chǎng)存在重大因果關(guān)系。

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