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)
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。
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。
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)。
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
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
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
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。