行業(yè)參照視角下高管薪酬黏性成因研究

張漢南 陳怡秀

（1.東北大學(xué)工商管理學(xué)院，遼寧沈陽110169；2.沈陽工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，遼寧沈陽110870）

一、引言

近年來，上市公司高管“天價(jià)薪酬”問題引發(fā)熱議，部分公司處于行業(yè)和地區(qū)經(jīng)濟(jì)低迷期，績效表現(xiàn)不佳甚至嚴(yán)重虧損的情況下，其高管仍獲穩(wěn)定高薪，這種“重獎(jiǎng)輕罰”的現(xiàn)象備受詬病。隨著我國上市公司治理環(huán)境逐漸優(yōu)化，中央和各部委先后下發(fā)多個(gè)政策文件，逐步建立和強(qiáng)化與公司績效相關(guān)聯(lián)的高管薪酬激勵(lì)機(jī)制，增強(qiáng)績效考核在高管薪酬制定中的重要作用。2009 年人社部、財(cái)政部等多部委下發(fā)的《關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范中央企業(yè)負(fù)責(zé)人薪酬管理的指導(dǎo)意見》要求加強(qiáng)經(jīng)營績效考核，區(qū)分行業(yè)特征和公司生產(chǎn)經(jīng)營特點(diǎn)，設(shè)計(jì)體現(xiàn)經(jīng)營績效與風(fēng)險(xiǎn)控制的考核體系，根據(jù)考核結(jié)果確定高管績效薪酬。證監(jiān)會(huì)于2018 年公布的《上市公司治理準(zhǔn)則》中規(guī)定：“上市公司應(yīng)當(dāng)建立薪酬與公司績效、個(gè)人績效相聯(lián)系的機(jī)制”，“上市公司對高級管理人員的績效評價(jià)應(yīng)當(dāng)作為確定高級管理人員薪酬以及其他激勵(lì)的重要依據(jù)”。公司高管擁有經(jīng)營管理方面的授權(quán)，其行為策略直接決定公司績效產(chǎn)出和發(fā)展前景。由于委托代理雙方信息不對稱，高管與股東之間利益目標(biāo)存在偏差（阮青松等，2018）〔1〕，高管行為決策具有一定程度的自利屬性，產(chǎn)生代理成本。最優(yōu)契約論指出，解決這一問題的有效途徑是構(gòu)建一套績效導(dǎo)向的高管薪酬契約，以激勵(lì)高管為股東利益最大化目標(biāo)不懈努力。雖然以公司績效為導(dǎo)向的薪酬契約是緩解委托代理問題的可行之鑰，但高管薪酬與公司績效難以做到時(shí)時(shí)緊密相關(guān)，“獎(jiǎng)優(yōu)不懲劣”、“窮廟富和尚”的薪酬黏性現(xiàn)象普遍存在，引發(fā)理論界的廣泛關(guān)注（Shaw、Zhang，2010；Lin et al，2013；張漢南等，2019）〔2-4〕。

高管薪酬黏性現(xiàn)象的研究始于西方，部分研究發(fā)現(xiàn)高管薪酬在公司績效上升時(shí)增加，而在績效下降時(shí)卻未削減，Jackson et al（2009）將高管薪酬與公司績效這一非對稱的關(guān)聯(lián)關(guān)系定義為高管薪酬黏性〔5〕。在此基礎(chǔ)上，方軍雄（2009）對高管薪酬黏性概念進(jìn)行了拓展，其研究認(rèn)為高管薪酬黏性具體體現(xiàn)為績效上升時(shí)高管薪酬隨之增加幅度明顯高于績效下降時(shí)薪酬減少幅度〔6〕。現(xiàn)有研究嘗試揭示高管薪酬黏性成因問題，主要形成四種觀點(diǎn)：其一是認(rèn)為薪酬黏性現(xiàn)象源于管理層權(quán)力失控，高管出于對自身利益的保護(hù)利用權(quán)力操縱薪酬，在績效上升時(shí)主動(dòng)提升薪酬水平，而在績效下降時(shí)卻阻礙薪酬下降，從而產(chǎn)生黏性現(xiàn)象。高文亮等（2011）研究發(fā)現(xiàn)，相較于非管理層權(quán)力型企業(yè)來說，管理層權(quán)力型企業(yè)高管薪酬水平更高，且具有更為明顯的黏性特征〔7〕。張華榮、李波（2018）研究指出，管理層權(quán)力與高管薪酬正相關(guān)，且國有企業(yè)管理層權(quán)力對高管薪酬黏性的加劇作用更顯著〔8〕。其二是認(rèn)為董事會(huì)特征會(huì)對高管薪酬黏性產(chǎn)生影響。姚成（2019）研究發(fā)現(xiàn)，薪酬委員會(huì)規(guī)模越大、成員任期越多、成員兼任越少，越能對高管薪酬黏性起到限制作用〔9〕。李洋等（2019）研究指出內(nèi)部董事聯(lián)結(jié)通過擴(kuò)大管理層權(quán)力加劇高管薪酬黏性，而外部董事弱聯(lián)結(jié)對高管薪酬黏性有抑制作用〔10〕。其三是認(rèn)為內(nèi)控質(zhì)量的下降、低質(zhì)量的外部審計(jì)等內(nèi)外部控制和監(jiān)管不善會(huì)促使高管尋租，引發(fā)薪酬黏性。羅莉、胡耀丹（2015）研究認(rèn)為高質(zhì)量的內(nèi)部控制能對高管薪酬黏性起到實(shí)質(zhì)性的抑制作用〔11〕。張向麗、楊瑞杰（2015）研究指出，高質(zhì)量外部審計(jì)可以有效抑制高管薪酬黏性，應(yīng)積極引入高質(zhì)量的外審機(jī)構(gòu)以提升公司內(nèi)部治理水平〔12〕。其四是認(rèn)為薪酬黏性可作為對高管的補(bǔ)償機(jī)制，王修華、谷溪（2020）認(rèn)為客觀存在的成本黏性是高管薪酬黏性的誘因，高管薪酬黏性在一定程度上是對其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的合理補(bǔ)償〔13〕。張燦燦、鞠成曉（2020）研究指出，中小板上市公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力較弱，對短期績效損失的容忍態(tài)度有助于增強(qiáng)高管創(chuàng)新投入動(dòng)力，促進(jìn)公司可持續(xù)盈利能力的提升，從而促使高管薪酬契約形成黏性特征〔14〕。

理論界對高管薪酬黏性現(xiàn)象研究持續(xù)深入，但無論是治理效率較高的西方資本市場還是制度不斷完善的發(fā)展中國家，公司管理實(shí)踐中高管薪酬黏性現(xiàn)象均難以杜絕。雖然隨著時(shí)間推移，中國上市公司的內(nèi)部治理機(jī)制和外部制度環(huán)境得到持續(xù)改善，但薪酬黏性現(xiàn)象并未隨時(shí)間演進(jìn)得到有效緩解，反而表現(xiàn)出愈演愈烈的時(shí)變趨勢（陳修德等，2014）〔15〕。究其原因可能在于現(xiàn)階段對于高管薪酬黏性成因的研究視角尚不全面，現(xiàn)有研究基于管理層權(quán)力、董事會(huì)特征、內(nèi)部控制與外部審計(jì)等視角深入探究了高管薪酬黏性的影響因素，但鮮有在契約制定層面剖析高管薪酬黏性成因的相關(guān)文獻(xiàn)闡釋。黏性作為高管薪酬的特征之一，是契約制定的結(jié)果和產(chǎn)物，高管薪酬契約的制定在績效導(dǎo)向之余，還具有參照特征（梁上坤等，2019；Bizjak et al，2007）〔16-17〕。本文在剖析高管薪酬契約制定兼具績效導(dǎo)向?qū)傩院托袠I(yè)參照特征的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步揭示出績效下降時(shí)，高管薪酬行業(yè)參照特征增強(qiáng)，并且績效導(dǎo)向?qū)傩詼p弱，從而促使薪酬績效敏感性較績效上升時(shí)顯著降低，產(chǎn)生薪酬黏性?；谛袠I(yè)參照視角剖析高管薪酬黏性成因?qū)τ谪S富現(xiàn)有研究結(jié)論、為實(shí)務(wù)界提供管理啟示，具有較為重要的意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

委托代理模型是剖析高管薪酬契約、揭示最優(yōu)激勵(lì)機(jī)制和解決代理問題的有效工具。本文對基礎(chǔ)委托代理模型進(jìn)行擴(kuò)展，引入績效條件和參照效應(yīng)等因素，通過數(shù)理分析探究績效下降對績效導(dǎo)向和行業(yè)參照效應(yīng)的重要影響，并揭示薪酬黏性成因。

現(xiàn)代公司委托代理雙方分別為股東和高管?？冃Мa(chǎn)出是股東收益的主要構(gòu)成部分，也是高管薪酬的重要制定依據(jù)，以π 表示，則有π=ka+ε，其中a為高管努力水平，k為績效產(chǎn)出效率，ε 為外部環(huán)境不確定性產(chǎn)生的績效噪音，且ε 滿足均值為0、方差為σ2的正態(tài)分布?？冃陆禃r(shí)，績效產(chǎn)出為π’=ka-nka+ε，其中n 為績效下降幅度（0＜n＜1）。

高管收益函數(shù)為U=Q+θπ’=θ（ka-nka+ε），其中θ 為績效分享系數(shù)（0＜θ＜1），薪酬契約制定過程中績效導(dǎo)向程度越高，θ 越大。Q 為高管固定薪酬。公司績效產(chǎn)出需高管努力經(jīng)營，需付出一定的努力成本c（a），委托代理模型中一般設(shè)為c（a）=1/2ca2，其中c為努力成本系數(shù)（張光軍等，2018）〔18〕。綜上所述，高管期望收益為：

此外，由于外部環(huán)境具有不確定性或風(fēng)險(xiǎn)，高管需承擔(dān)相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)損失，一般設(shè)為1/2ρθ2σ2，其中ρ 為風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避度（張光軍等，2018）〔19〕。依據(jù)同伴效應(yīng)理論，外部環(huán)境產(chǎn)生噪音較多時(shí)，同伴群體的決策可為公司提供支持和參照。薪酬契約的制定需要市場調(diào)查、崗位價(jià)值評估等多層面信息作為支撐（潘子成、易志高，2018）〔20〕，外部環(huán)境較為模糊時(shí)會(huì)增大契約的不確定性和高管風(fēng)險(xiǎn)損失。此時(shí)以行業(yè)薪酬基準(zhǔn)作為契約制定的參照標(biāo)準(zhǔn)和重要依據(jù)（Bizjaket al，2007；Faulkender、Yang，2010）〔21-22〕，能夠支持契約制定的正當(dāng)性，有效應(yīng)對外部環(huán)境的不確定性（潘子成、易志高，2018）〔23〕，從而在一定程度上緩解高管風(fēng)險(xiǎn)損失。設(shè)行業(yè)參照對外部環(huán)境不確定性和高管風(fēng)險(xiǎn)損失的緩解程度為f（0＜f＜1），行業(yè)參照程度越高則f越大，契約制定具有行業(yè)參照特征下高管風(fēng)險(xiǎn)損失為（1-f）1/2ρθ2σ2。高管確定性等價(jià)收益為：

高管薪酬既是高管收益的表現(xiàn)形式，也是股東需付出的管理人力成本，因此股東期望收益為：

綜上所述，可構(gòu)建引入績效條件和參照效應(yīng)等因素的擴(kuò)展模型：

式（4a）為參與約束，即高管確定性等價(jià)收益不低于其可接受的下限W，否則難以維持委托代理關(guān)系。式（4b）為激勵(lì)相容約束，即高管最優(yōu)努力程度需滿足其自身效用最大化（張光軍等，2018）〔24〕。對式（4）求θ 的最優(yōu)解得：

若績效產(chǎn)出水平有所提高，設(shè)幅度為p，則績效上升時(shí)θ 的最優(yōu)解為：

結(jié)合式（5）、式（6）可以得出，績效下降幅度n越大，績效分享系數(shù)θ 越小，薪酬契約制定過程中績效導(dǎo)向程度越低；績效上升幅度p越大，績效分享系數(shù)θ 越大，薪酬契約制定過程中績效導(dǎo)向程度越高?？冃仙龝r(shí)，高管薪酬具有較強(qiáng)績效導(dǎo)向?qū)傩?，薪酬績效敏感程度較高；績效下降時(shí)，高管薪酬的績效導(dǎo)向?qū)傩詼p弱，薪酬績效敏感程度較績效上升時(shí)明顯降低。

式（5）可轉(zhuǎn)化為：

式（6）可轉(zhuǎn)化為：

由式（7）可以得出，績效下降幅度n越大，行業(yè)參照對外部環(huán)境不確定性和高管風(fēng)險(xiǎn)損失的緩解程度為f越大，反映出行業(yè)參照程度越高。同理，觀察式（8）可以得出，績效上升幅度p越大，反映出行業(yè)參照程度越低。

綜上所述，公司績效上升時(shí)，薪酬績效敏感程度較高，高管薪酬具有較強(qiáng)績效導(dǎo)向?qū)傩?，并且行業(yè)參照特征較弱；公司績效下降時(shí)，薪酬績效敏感程度較低，績效導(dǎo)向?qū)傩詼p弱，且行業(yè)參照特征增強(qiáng)。高管薪酬契約在績效導(dǎo)向之余，還具有參照特征。Bizjak et al（2007）研究指出，同行業(yè)中規(guī)模相似的公司易成為薪酬管理委員會(huì)制定高管薪酬契約時(shí)的參照對象〔25〕。趙穎（2016）的研究表明，高管薪酬存在明顯的同群效應(yīng)，且同群效應(yīng)有助于公司價(jià)值創(chuàng)造和盈利風(fēng)險(xiǎn)控制，與公司發(fā)展屬于共享模式〔26〕。潘子成、易志高（2018）認(rèn)為，參照效應(yīng)促進(jìn)了CEO 薪酬的增長〔27〕。梁上坤等（2019）研究發(fā)現(xiàn)，董事聯(lián)結(jié)的公司群體中，高管薪酬契約制定存在明顯的參照效應(yīng)〔28〕。但高管薪酬契約制定的績效導(dǎo)向?qū)傩院托袠I(yè)參照特征在不同績效條件下產(chǎn)生明顯差異，績效下降時(shí)高管薪酬的行業(yè)參照特征增強(qiáng)、績效導(dǎo)向?qū)傩詼p弱，薪酬績效敏感程度較績效上升時(shí)明顯降低，致使高管薪酬與公司績效產(chǎn)生非對稱的敏感性，即薪酬黏性。由此提出本文的研究假設(shè)：

H1：高管薪酬存在黏性特征。

H2：高管薪酬契約制定兼具績效導(dǎo)向?qū)傩院托袠I(yè)參照特征。

H3：績效下降時(shí)，高管薪酬行業(yè)參照特征增強(qiáng)，同時(shí)績效導(dǎo)向?qū)傩詼p弱，促使薪酬績效敏感性較績效上升時(shí)明顯減弱，產(chǎn)生薪酬黏性。

三、樣本選取與實(shí)證模型建立

本文選取2014—2018 年滬深A(yù) 股上市公司為樣本，剔除了ST 或*ST、金融業(yè)和年份期間數(shù)據(jù)缺失的樣本，獲得了1977 家樣本公司連續(xù)5 年共9885 條有效觀測值組成的平衡面板數(shù)據(jù)，并對連續(xù)變量進(jìn)行了首尾1%的縮尾處理以消除極端值影響。本文數(shù)據(jù)來自國泰安經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)分析軟件為STATA 14.0。為驗(yàn)證本文研究假設(shè)，借鑒方軍雄（2009）〔29〕和陳修德等（2014）〔30〕的研究思路建立回歸模型式（H1）、式（H2）和式（H3）。

其中，Comp為高管薪酬，以薪酬最高前三位高管薪酬總額作為計(jì)量基礎(chǔ)（張俊瑞等，2018）〔31〕，為滿足回歸分析需要，對其取自然對數(shù)進(jìn)行計(jì)量。Roe為凈資產(chǎn)收益率，是公司績效的替代性指標(biāo)（謝獲寶、惠麗麗，2017）〔32〕，以凈利潤與凈資產(chǎn)平均余額的比值計(jì)量。Mc為行業(yè)薪酬基準(zhǔn)，以同行業(yè)規(guī)模相近公司前三位高管薪酬總額均值的自然對數(shù)計(jì)量，行業(yè)參照2012 年證監(jiān)會(huì)行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)并將制造業(yè)細(xì)分，將公司總資產(chǎn)分行業(yè)年度進(jìn)行排序并劃分為“大”“較大”“中”“較小”和“小”五個(gè)規(guī)模區(qū)間，同區(qū)間內(nèi)的公司為“規(guī)模相近”公司，為避免受到內(nèi)生性問題的影響，將Mc滯后一期處理。D為績效下降虛擬變量，若凈資產(chǎn)收益率較上年度下降則取值為1，否則取值為0。為保證回歸質(zhì)量，模型式（H1）、式（H2）和式（H3）還選取了公司治理相關(guān)指標(biāo)作為控制變量，包括兩職兼任（Dual）、董事會(huì)規(guī)模（Bor）、獨(dú)立董事比例（Ddp）、第一大股東持股比例（Fir）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、公司規(guī)模（Size）和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）。此外對年度（Year）和行業(yè)（Ind）進(jìn)行了控制?；貧w模型中a0為常數(shù)項(xiàng)，ai（i=1，2……）為回歸系數(shù)，ε 為殘差項(xiàng)。

四、實(shí)證過程和結(jié)果分析

（一）主要變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析結(jié)果如表1 所示。凈資產(chǎn)收益率（Roe）和行業(yè)薪酬基準(zhǔn)（Mc）與高管薪酬（Comp）pearson 相關(guān)性系數(shù)均在1%水平下顯著為正，初步表明績效水平為高管薪酬的制定依據(jù)，且高管薪酬與行業(yè)基準(zhǔn)相關(guān)，契約制定具有行業(yè)參照特征?？冃陆到M凈資產(chǎn)收益率（Roe）與高管薪酬（Comp）pearson 相關(guān)性系數(shù)小于績效上升組，行業(yè)薪酬基準(zhǔn)（Mc）與高管薪酬（Comp）pearson 相關(guān)性系數(shù)大于績效上升組，初步說明績效下降時(shí)高管薪酬績效導(dǎo)向?qū)傩詼p弱，同時(shí)行業(yè)參照特征增強(qiáng)。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析結(jié)果

（二）多元回歸分析

1.高管薪酬黏性回歸分析

觀察表2 式（H1）列的回歸結(jié)果，凈資產(chǎn)收益率（Roe）回歸系數(shù)顯著為1.7397，交乘項(xiàng)（D×Roe）回歸系數(shù)顯著為-1.0816，表明績效下降時(shí)高管薪酬績效敏感性較績效上升時(shí)明顯減弱，高管薪酬存在黏性，假設(shè)H1 得證。

2.高管薪酬契約制定特征回歸分析

表2 式（H2）列回歸結(jié)果顯示，凈資產(chǎn)收益率（Roe）與行業(yè)薪酬基準(zhǔn)（Mc）回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正（分別為0.8700 和0.4431）。表明高管薪酬與公司績效存在顯著的敏感性，薪酬契約制定具有績效導(dǎo)向?qū)傩?，公司績效越好則高管薪酬水平越高。與此同時(shí)，行業(yè)薪酬基準(zhǔn)也是高管薪酬契約制定的重要依據(jù)，行業(yè)基準(zhǔn)對高管薪酬具有顯著的促進(jìn)作用，表明薪酬契約制定具有行業(yè)參照特征。綜上所述，假設(shè)H2 得證。

3.高管薪酬黏性成因回歸分析

表2 式（H3）列回歸結(jié)果顯示，凈資產(chǎn)收益率（Roe）與行業(yè)薪酬基準(zhǔn)（Mc）回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正（分別為1.7563 和0.3868），再次驗(yàn)證了假設(shè)H2 成立。交乘項(xiàng)（D×Roe）回歸系數(shù)顯著為-1.1034，而交乘項(xiàng)（D×Mc）回歸系數(shù)顯著為0.0827，表明績效下降時(shí)行業(yè)薪酬基準(zhǔn)與高管薪酬敏感性增強(qiáng)，即行業(yè)參照特征增強(qiáng)，同時(shí)凈資產(chǎn)收益率與高管薪酬敏感性降低，即績效導(dǎo)向?qū)傩詼p弱。高管薪酬契約制定的行業(yè)參照特征和績效導(dǎo)向?qū)傩栽诓煌冃l件下產(chǎn)生差異，促使薪酬績效敏感性較績效上升時(shí)明顯減弱，產(chǎn)生薪酬黏性。綜上所述，假設(shè)H3 成立。

表2 多元回歸分析結(jié)果

續(xù)表2

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證本文實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性，此處采用替換主要變量計(jì)量方法的手段進(jìn)行穩(wěn)健性測試。將總資產(chǎn)報(bào)酬率（Roa）作為公司績效的替代變量重新引入回歸模型式（H1）、式（H2）和式（H3）中進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表3 所示。結(jié)果再次較好地驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)，表明本文研究結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

本文通過引入績效條件和參照效應(yīng)等因素的擴(kuò)展委托代理模型進(jìn)性數(shù)理分析，并以2014—2018 年滬深A(yù) 股上市公司為樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬契約制定兼具績效導(dǎo)向?qū)傩院托袠I(yè)參照特征，且績效下降時(shí)高管薪酬行業(yè)參照特征增強(qiáng)、績效導(dǎo)向?qū)傩詼p弱，促使薪酬黏性產(chǎn)生。薪酬黏性現(xiàn)象不應(yīng)只歸咎于管理層權(quán)力失控和董事會(huì)治理效率低下等公司治理失效，本文研究結(jié)果表明薪酬黏性作為高管薪酬特征之一，在一定程度上是契約制定的產(chǎn)物，受行業(yè)參照影響，應(yīng)進(jìn)一步市場化上市公司高管薪酬、增強(qiáng)薪酬信息披露內(nèi)容和質(zhì)量，助力于優(yōu)化高管薪酬激勵(lì)與約束機(jī)制。