上市公司高管薪酬与公司业绩关系研究

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[摘 要]近年来中国上市公司管理层薪酬不断上涨，引起了社会的广泛关注。上市公司高管薪酬水平应与上市公司的业绩一致。公司的经营业绩可以用会计业绩衡量也可以用反映公司市场价值的以公开交易股票为计价基础的市场业绩来衡量。本文选取2009-2010年制造业的上市公司数据为研究对象，研究发现：（1）制造业上市公司高管薪酬与本年会计业绩负相关、上年会计业绩正相关，与本年和上年的市场业绩正相关；（2）市场业绩对制造业上市公司高管薪酬水平的影响强度大于会计业绩。

[关键词]高管薪酬；会计业绩；市场业绩

[中图分类号]F276.6 [文献标识码] A [文章编号] 1009 ― 2234（2013）04 ― 0075 ― 05

1 引言

企业是一系列契约的结合，更体现为一个人力资本和财务资本缔结的共同合约。为了实现人力资本和财务资本的精诚合作，实现剩余索取权和控制权的匹配，高管薪酬被认为是解决股东与管理层之间委托问题的关键。

近年来，人们越来越关注上市公司管理层的高额薪酬水平，上市公司高管薪酬水平是否合理的反映了其经营公司的能力？公司的经营业绩可以用会计业绩衡量，也可以用反映公司市场价值的以公开交易股票为计价基础的市场业绩来衡量。那么，企业高管薪酬水平更倾向于用哪个业绩来进行衡量呢？本文从制造业入手，对高管薪酬和上市公司业绩的关系进行研究。制造业是将资源按照市场要求，转化为可供人们使用和利用的工业产品与生活消费品的行业，是我国国民经济的支柱产业。制造业是我国经济增长的主导部门和经济转型的基础；作为经济社会发展的重要依托，制造业是我国城镇就业的主要渠道和国际竞争力的集体体现

2 文献回顾与研究假设

在中国，早期的研究一般认为中国上市公司的公司绩效与高管薪酬水平不相关（魏刚，2000；李增泉，2000）。但方军雄（2009）的研究表明，随着上市公司薪酬制度的改革和薪酬水平的提高越来越多的研究发现，中国上市公司的公司绩效与高管薪酬水平的相关度在逐渐提高。杜兴强，王丽华（2007）研究证实，上市公司的董事会或薪酬委员会在决定高层管理当局薪酬时，青睐于会计盈余指标的变化更甚于信任股东财富指标，说明上市公司在决定管理层薪酬时忽略了企业的最终目标。吴育辉，吴世农（2010）研究发现高管薪酬仅与ROA显著正相关，而与资产获现率和股票收益率都没有显著正相关，表明高管可能存在用“白条利润”换取现金薪酬的行为。说明上市公司管理层薪酬存在自利行为。这个研究结果与杜兴强、王丽华的研究结果是一致的。王志强，张玮婷（2011）通过实证研究发现，随着上市公司财务杠杆的提高，管理层为了维护自身职位，会降低公司的负债水平；同时基于自身承担的风险会尽力提高薪酬水平。

之前研究者得出的结论表明上市公司管理层薪酬确实和企业的业绩存在关系，尤其与会计业绩存在着更为密切的联系。管理层的责任是对股东和债权人负责，因此，管理层薪酬也应与市场业绩存在正相关关系。之前的研究也表明，上市公司管理层更倾向于根据公司的会计业绩而不是市场业绩确定其薪酬，因为公司高管可以利用盈余管理对公司的会计业绩进行人为控制，使其获得更高的薪酬水平。本文是对制造企业的管理层薪酬与公司业绩关系进行研究，制造业是实体产业，相对于服务业、农业、金融业等其他产业具有相对更加稳定的营业能力，风险相对低，资产结构更加符合财务方面的经典假设等特点，这会提高分析的准确定。随着上市公司的不断改革，最近两年上市公司的管理层薪酬机制是否得到进一步完善？据此，提出本文的假设1和假设2：

H1：高层管理者的薪酬与公司会计业绩存在正相关；高层管理者的薪酬与公司的市场业绩存在正相关。

H2：会计业绩对公司高管薪酬水平的影响强度大于市场业绩。

3 研究设计

3.1 模型设计

对我国制造业上市公司的高管薪酬与公司业绩（以会计指标衡量）、高层管理当局的薪酬与市场业绩（以公开交易的股票为计价基础）之间的相关性进行验证，并在模型引入公司资本结构和资产规模这两个变量对高管薪酬的影响。从王志强的研究中可知，资本结构会对高管薪酬产生影响，会造成管理层防御，因此在本文对管理层薪酬的研究中加入企业资本结构这一因素；企业的规模大小会影响高管人员的薪酬水平，一般企业高管人员的薪酬会随着企业规模的增大而提高。在对会计业绩和市场业绩对企业高管薪酬水平影响进行分析时，加入这两个相关因素，可以更好的对其进行拟合。在之前研究者的基础上运用以下模型：

Ln（compensationit）=b0+b1Performanceit+ b2Performanceit-1+b2Lever+b3asset+v

其中：Ln（compensationit）表示第i家上市公司第t年的前三位高管实际薪酬总额的对数

Performanceit和Performanceit-1 分别表示第i家上市公司第t年和第t-1年的公司绩效，分别用ROA（总资产收益率）和Tobin’q表示。

ROA=净收入/总资产账面价值

Tobin’q=权益的市场价值/总资产的账面价值，在本文中，用市净率/权益乘数估计它。

ROA和Tobin’q这两个指标的分母都是总资产的账面价值，用这两个指标进行对比衡量，公司高管薪酬影响因素的可比性增强。

很多公司高管的薪酬水平不仅和本年的企业业绩有关，还和企业上年的业绩相关，所以在回归方程中考虑本年和上年对管理层薪酬的共同影响。

3.2 样本选择

本文从锐思数据库中选取2009年-2010年的制造业正常经营的上市公司数据进行研究。其中，剔除了缺失数据的样本，共收集851份有效样本进行分析，并实证运用Eviews6软件进行研究。

4 实证结果

4.1 描述性统计

从表1来看，前三名高管薪酬2010年的平均值为1347400元，较2009年的1104292提高了22.02%，这符合今年来高管薪酬整体不断提高的社会现状。高管薪酬的最大值由2009年的1104292下降到2010年的10842100，也说明在社会的关注和舆论的压力下，过高的高管薪酬得到抑制，2010年高管薪酬的标准差较2009年明显减小。ROA是从会计角度反映公司的盈利能力。从这两年的均值可以看出，整个制造产业2010年的盈利能力优于2009年的盈利能力，说明在全球的经济危机后，企业的会计盈利能力得到明显的好转，2010年各企业ROA的标准差小于2009年，说明2010年各企业间的总资产收益率的差距有减小的趋势。Tobin’q是从市场价值角度评价企业的盈利能力，从得出的描述性统计数据可以看出，2009年和2010年两年的数据相差不大，尤其是两年的标准差都很小，说明企业间相差不大，中国证券市场的整体形势也对这个情况进行了佐证。产权比率2010年的最大值和最小值都较2009年明显减少，标准差也明显减少，说明2010年企业的负债较净资产比率下降。2010年制造业上市公司的资产规模较2009年增大，说明制造业本投入在不断增加。

4.2 实证结果

4.2.1 对高管薪酬与会计业绩、市场业绩分别进行回归

（1）对高管薪酬与会计业绩、市场业绩分别进行回归

所设定的方程为：

Ln（compensationit）=b0+b1ROAit+ b2ROAit-1+b2Levert+b3asset+v （*）

理论上，由于公司的盈利能力具有持续性，在外部环境没有巨大变化时，公司的净资产收益率不应有巨大变化。因此，公司2009年的ROAit-1可能和2010年的ROAit存在线性相关性，对这两年的ROA进行线性相关性分析。

线性分析的结果证实了2010年和2009年两年的总资产收益率确实存在相关性，因此，以ROAt 和ROAt-1为解释变量的回归方程存在多重共线性。为消除多重共线性的影响，用差量法对方程进行回归分析，会在一定程度上减轻共线性的影响。

从模型分析的结果可以看出，方程的显著性水平为0.1545，对拟合出的模型进行Heteroskedasticity Test： White检验，验证是否存在异方差：

表4 会计业绩White检验结果

Heteroskedasticity Test： White

F-statistic 1.013357 Prob. F（14，833） 0.4372

Obs*R-squared 14.20061 Prob. Chi-Square（14） 0.4349

Scaled explained SS 16.15566 Prob. Chi-Square（14） 0.3040

F统计量的概率为0.4372，远大于0.05的显著性水平，拒绝差分方程具有异方差的假设。

方程的拟合程度较低也可能是由于方程在设定时遗漏了关键的解释变量或是存在设定偏误，因此，对差分方程进行Ramsey Reset检验，检验的结果显示：不论Number of fitted terms取几，概率都显著的大于0.05，方程都不存在遗漏变量或设定偏误问题。因此方程的拟合程度过低可能是由于本研究的样本容量不足。

（2）高管收入与市场业绩回归

所设定的方程为：

宏观市场2009年和2010年的总体形式没有产生巨大变化，因此，从理论上估计两年的Tobin’q值应该存在线性相关性：

从表中相关分析的结果可知，两年的Tobin’q值线性相关程度高，方程存在多重共线性的概率大，因此，为消除回归时解释变量存在的多重共线性，应用差分方法对原模型进行回归。

从回归的结果可以看出变量的显著性比较好，而方程的拟合程度只有0.2。对拟合出的模型进行Heteros-kedasticity Test： White检验，检验其是否存在异方差：

检验结果表明差分方程不存在异方差。那么，方程总体的拟合程度偏低可能是由于方程在设定时遗漏了某一或某几个变量，也可能是模型在设定时存在偏误，因此对模型进行Ramsey Reset检验，检验的结果表明不论Number of fitted terms的值取几，概率都显著的大于0.05，方程都不存在遗漏变量或设定偏误问题。从以上的各项检验可以说明，模型的拟合程度不高可能是由于样本量不足造成的。

综合以上回归分析的结果，得出如下的表（见表8）：

从以上差分方程回归分析的结果可以证明假设1，并且还对假设1进行了补充。D（ROAt）的系数为负数、D（ROAt-1）为正数，说明制造业上市公司的高管薪酬与公司本年的会计业绩负相关，与上年的公司会计业绩正相关；D（TOPIN’Qt）和D（TOPIN’Qt-1）的系数均为正数，说明制造业上市公司的业绩与市场业绩正相关关系，高管薪酬水平受到市场业绩水平的正向影响。

4.2.2 对高管薪酬与会计业绩市场业绩共同进行回归

从上两部分得的相关性分析可知，应该应用差分方程进行回归：

F统计量的概率为0.1719，大于0.05的显著性水平，所以原方程不存在异方差。

对差分回归方程进行遗漏解释变量和模型设定的Ramsey Reset检验，结果拒绝差分方程存在遗漏变量或模型设定偏误的原假设。这肯能使样本量不足造成的。

将上面分析的结果总结如下表：

回归分析的结果证明假设2不成立，D（TOPIN’Qt）和D（TOPIN’Qt-1）前的系数大于D（ROAt）和D（ROAt-1）前的系数，说明市场业绩对薪酬的影响程度大于会计业绩对薪酬的影响程度。

5 研究结论与启示

本文收集的2009-2010年制造业上市公司的数据，考察了高管薪酬与上市公司的会计业绩和市场业绩的关系，研究发现（1）制造业上市公司高管薪酬与本年会计业绩负相关、上年会计业绩正相关，与本年和上年的市场业绩正相关；（2）市场业绩对制造业上市公司高管薪酬水平的影响强度大于会计业绩。

从以上的实证研究结论可以看出，目前，我国上市公司高管的薪酬水平制定更依靠的是市场业绩而不是高管可以进行操纵的会计业绩，这与之前研究者用之前年份的数据拟合的结果不同。这说明，上市公司在社会关注和大众舆论的压力下，高管薪酬水平的制定越来越趋于合理化，这种倾向对于企业的有效经营和投资者利益的保护都是积极的信号，更能规范资本市场，减少成本，提高资本市场的效率。

〔参 考 文 献〕

〔1〕李增泉. 激励机制与企业绩效――一项基于上市公司的实证研究〔J〕.会计研究，2000，（01）.

〔2〕魏刚. 高级管理层激励与上市公司经营绩效〔J〕.经济研究，2000，（03）.

〔3〕方军雄.我国上市公司高管的薪酬存在粘性吗？〔J〕经济研究，2009，（03）.

〔4〕杜兴强，王丽华. 高层管理当局薪酬与上市公司业绩的相关性实证研究〔J〕.会计研究，2007，（01）.

〔5〕吴育辉，吴世农. 高管薪酬：激励还是自利――来自中国上市公司的证据〔J〕.会计研究，2010，（11）.

〔6〕王志强，张玮婷，顾劲尔. 资本结构、管理层防御与上市公司高管薪酬水平〔J〕.会计研究，2011，（02）.