企业间相对业绩评价的存在情况研究

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摘要：薪酬激励契约的实施效果在很大程度上取决于业绩评价的合理与公正程度，本文设计了本文验证相对业绩评价的数理模型，分别在上市公司的财务业绩和市场业绩两个不同的薪酬合约假定上进行实证检验，得出在这两个领域的相对业绩评价是否存在的经验证据，并且进一步验证我国上市公司中相对业绩评价是强势有效还是弱式有效，本文研究发现无论是以财务业绩（ROE）或者市场业绩（RET）哪个指标为业绩指标，我国上市公司高级管理人员的现金薪酬和自身业绩都高度正相关。在我国的上市公司中，基于财务业绩指标（ROE）没有发现相对业绩评价存在的有力证据。

关键词：企业间相对业绩评价 高管薪酬 公司业绩 行业平均业绩

一、引言

长期以来，世界各地的许多经济学家以及管理学家都一直关注公司治理机制中的薪酬问题，试图通过设计有效的薪酬计划来消除因产权分离而带来的委托问题，而薪酬激励契约的实施效果，在很大程度上取决于业绩评价的合理与公正程度。因此在我国无论是学者还是政府部门都对业绩评价给予了极大的重视，如近几年来我国学者从国外引入了经济增加值（EVA）和平衡计分卡等新的业绩评价方法，财政部等国家部门仅从1992年至1999年，就先后制定了五套评价指标体系。然而，在上述各种具体的业绩评价方法中都没有考虑一个问题，那就是企业的经营业绩除了受其经营者的努力程度影响外，还受到某些外部因素的影响，例如行业的经营周期、国家的宏观调控政策等，在进行对人的业绩评价时如果不扣除这些“噪音”的影响，就很难恰当地对他们进行评价，依此设计的薪酬合约的激励效果就不好，会造成激励不足或者薪酬过高等问题。

二、文献综述

（一）国外文献 Laser and Rosen（1981）、霍尔姆斯特姆（1982）通过分析，都认为几个人之间的产出相关时，引入“锦标赛制度”可以剔除更多的不确定性因素从而使得委托人对人判断更为准确，强化激励效果。Antle and Smith（1986）最早对公司管理层相对业绩评价理论进行了实证检验，结果发现用 ROA 指标对经理人进行业绩评价已充分过滤了行业风险的影响，即存在相对业绩评价的经验证据，但是用 RET（股东回报率）不能为相对业绩评价提供经验证据。Gibbons and Murphy（1990）通过设计数理模型，选用更多的公司样本进行实证分析，他们得出的结论为薪酬概念为现金报酬的情况下，相对业绩评价存在的强有力的证据。Grevald.T.Garvey 和 Todd.T.Milbourn（2001）实证分析发现：在年长的 CEO 群体中不存在相对业绩评价的证据；年轻的 CEO 群体中存在相对业绩评价的证据，对年轻的CEO 实施相对业绩评价，这样会更好地评价他们的业绩；对于年轻 CEO，市场风险因素与股权为基础的薪酬负相关。

（二）国内文献 国内许多学者在分析委托问题时或者在进行公司治理机制的研究时，对在企业业绩评价中的噪音也都给予了探讨，同样认为相对业绩评价理论可以解决人业绩评价中的噪音问题。刘燕（2002）在评点业绩考核指标时，谈到利用相对业绩指标和绝对指标的区别，强调了相对业绩指标能够剔除不可控因素对评价结果的影响，过滤掉业绩指标中包含的噪音，降低评价误差，使经理的努力程度与评价结果更相关，从而使基于其上的报酬激励或约束更有效。谢德仁（2004）对相对业绩问题进行了理论分析，并肯定了相对业绩评价理论以及利用它来分析的方法。冯英浚、李成红（1995），程大友（2004），王鲁捷、钟磊（2004）等提出了基于数据包络分析方法（DEA）的二次相对评价方法，对相对业绩评价进行了演绎。

三、研究设计

（一）研究假设 引入相对业绩评价让管理层的薪酬应该建立在相对于市场或行业的业绩之上，这样可以过滤掉全行业或者全市场范围内管理者无法控制的风险，更准确合理的评价管理层的业绩。因此本文提出假设：

假设1：当引入超额业绩时上市公司的高管薪酬和同行业的业绩均值不再相关

在薪酬计划中引入与同行业比较的“相对业绩”概念，过滤掉业绩指标中包含的噪音，降低评价误差， 使经理的努力程度与评价结果更相关，从而使基于其上的报酬激励或约束更有效。因此本文提出假设：

假设2：上市公司的高管薪酬和自身相对同行业的超额业绩正相关

（二）样本选取和数据来源 本文选用沪、深两市 2010年以前上市的公司的从2010年至2012年的数据为初选样本。三年的样本公司都相同，这样增加了本文时间序列上的可比性，也就是说选用相同的样本公司的在2010年至2012年三年的数据作为研究的样本。上市公司的初始数据全部来自北大色诺芬数据库，本文删除了类似的个别指标过高或者过低的上市公司。经过筛选的将要进行行业业绩加权的上市公司为 2001 年前上市的 924 家，从 2010 年至 2012共 2772 个样本数据。依据色诺芬的行业代码本文将924个初选样本公司划分进入13个一级行业，33个二级行业，75个三级行业中。在以后的业绩指标加权平均数据整理时，公司的行业划分就依据上述的划分，即依据北大色诺芬数据库给出的上市公司的行业代码的第一、第二和第三位代码不同划分。在对初选样本进行按三类不同细分行业进行加权平均后，本文对这924家初选公司考察了其年薪情况，本文在初选样本中选取2010年到2012年间每年都披露其年薪情况的上市公司为进一步研究的再选样本，在删除了部分年薪过高或者过低的公司后余下了821家公司三年共2463个样本数据。本文数据主要来自CCER中国证券市场数据库、巨灵证券信息系统以及中国证监会网站。本研究所使用的统计以及数据处理软件为SPSS和Excel。其中，基本数据处理使用了Excel软件，变量回归分析等使用了SPSS统计软件。

（三）模型建立和变量定义 本文的研究借鉴国外的研究思路，在模型的设置上首先也采用薪酬是业绩的线性函数的思想，同时考虑我国上市公司的实际情况，结合我国其他学者关于薪酬业绩关系得的研究结论，引入其他控制变量得出。经典的经济学都认为，为了消除因委托而产生的成本，必须把给企业的管理者的薪酬和企业的业绩联系起来，使得管理者和企业的所有者之间的利益趋向一致，通过合理的激励制度使二者的利益最大化，达到薪酬合约的帕累托最优。但是在我国来讲，这些理论不一定完全适用，因为在我国的上市公司中有很多的国有企业，这些企业的经营目的并非是企业价值最大化，而是社会福利最大化 。也就是说国有企业的激励模式与非国有企业的是大不相同的，它表现为现情况为国有企业的高管的年薪并非完全与其业绩相关，或者说它们相关的程度不如非国有企业高。除此以外国有企业在我国表现出来了特点还有，高层的隐性收入和隐利较多，有时甚至超出了他的显性收入，考虑到这一点，本文在研究过程中把企业的性质考虑进去，而对于高层持股比例和所在地区等影响薪酬合约的因素本文经验证在模型中不太显著故舍弃，最后得出本文验证相对业绩评价存在情况的主体模型如下：Ct=？琢0+？琢1ROEt+？琢2RETt+？琢3DTt+？着。

其中：？琢0为常数项，表示为高管年薪中的固定部分，该部分与业绩无关，？着为随机干扰项。模型中的变量见表（1）。

四、实证检验分析

（一）描述性统计 本部分选取的样本公司与上文相同，但仅仅是考虑这821家上市公司在2012年的数据，也就是说本次研究的样本量为按照第一位行业分类为821家，按照第二位和第三位分别为815和806家。这三种不同行业分类情况下的各个变量的情况大部分在以前的研究中有所描述，但是公司扣除同行业共同风险后的超额收益没有分析过，在此本文对它进行了描述，结果如表（2），从该表中我们可以看到，随着行业代码由第一位到第三位，超额市场回报的最小值越来越小，最大值越来越大，各组变量的均值和中位数都在增大，这些说明原来上市公司中个别公司的市场回报特别低，拉低了按照第一位行业代码分类的行业均值。分析完样本公司的相对同行业的超额市场回报的情况后，本文将研究一下高管薪酬、同行业业绩均值、相对行业的超额市场回报之间的关系，结果见表（3）。从中可以看到，高管薪酬和三种不同的行业分类计算的行业均值都显著负相关，和三种情况下的相对同行业的超额市场回报显著正相关，同行业的市场回报均值与相对同行业的超额市场回报显著负相关。按照三种不同行业代码计算的行业均值之间高度显著正相关，相对同行业超额市场回报之间也高度正相关。

（二）回归分析 前述研究显示，高管薪酬和各种情况下的行业均值显著负相关，和各种情况下的相对行业均值的超额市场回报显著正相关，那么将行业均值和相对行业均值的超额市场回报同时代入研究模型后，它们的相关关系会怎么样？把三种按照不同行业代码分类计算整理的样本进行回归，回归结果见表（4）所示。可以看到，三种不同的行业代码分类计算整理的样本的回归方程的P值都为0，即三个方程都高度显著，模型的拟合优度分别为0.072、0.08和0.065都不是很高，但是不影响本文研究的结论。在本次的回归中考察了回归的残差分布图，没有发现异方差问题。根据三个回归方程的各个变量的VIF值的大小情况，也可以判断三个方程都不存在多重共线性问题，所以可以说这三个回归方程都高度显著，且不存在使回归的检验参数失效的问题。在按照第一位行业代码区分行业的回归方程中发现，公司相对行业的超额市场回报的系数为正数且在0.001以上的显著水平上显著，因此接受原假设2即上市公司的高管薪酬和它相对同行业的超额业绩正相关。但是同时也可以看到在以第一位行业代码分类的回归结果中，同行业的业绩均值的系数回归结果为负数并且还在0.1的显著水平上显著，这个结果拒绝了原假设1，即高管薪酬在按照第一位行业代码区分的情况下与同行业的业绩均值显著负相关。在按照第二位和第三位行业代码计算的样本数据的回归结果中，可以发现公司相对它同行业的超额业绩的系数也为正数，同样在0.001以上的显著水平上显著，所以可以断定在以第二位和第三位行业代码为区分行业的情况下，接受原假设2即此时上市公司的高管薪酬和它相对同行业的超额业绩正相关。再观察第二位和第三位行业代码区分的两个回归方程，可以看到同行业的业绩均值系数的回归结果为负数，但是与以第一位行业代码区分行业的回归结果不同的是，这两个回归系数的P值都在0.4左右，说明回归系数不显著。也就是说在以第二位和第三位行业代码区分行业的回归结果中，接受原假设1即上市公司的高管薪酬与同行业业绩均值无关。总结上述的研究结论，即在通过对821家在2010年以前上市的公司，用2012年的市场回报为公司的业绩指标进行的相对业绩评价强弱研究，发现了按照第一位行业代码区分行业的情况下，为弱势相对业绩评价找到了证据。而按照第二位行业代码和第三位行业代码区分业绩的情况下，即让样本公司的同行业的企业数目减少，假设竞争的范围相对缩小的情况下，都为强势相对业绩评价找到了强有力的证据。

五、结论与建议

本文选取沪深两市 2010年以前上市的公司的从2010-2012年数据为样本，研究了企业间相对业绩评价。结果发现：（1）无论是以财务业绩（ROE）或者市场业绩（RET）哪个指标为业绩指标，我国上市公司高级管理人员的现金薪酬和自身业绩都高度正相关。（2）在我国的上市公司中，基于财务业绩指标（ROE）没有发现相对业绩评价存在的有力证据，但是本文却发现随着年份的推进相对业绩评价存在的证据有增强的趋势；而基于市场业绩（RET）的研究中发现了相对业绩评价存在的证据，这些证据同样随着时间的推进逐渐增强，并且在2012年找到强有力的证据。（3）在2012年中，相对业绩评价在以市场业绩（RET）为业绩指标时，按照第一位行业代码区分行业的情况下相对业绩评价为弱势，按照第二位和第三位行业代码进行行业分类的情况下，都找到了相对业绩评价强势的证据。

本文提出如下建议：（1）我国上市公司应该详细披露其高级管理人员的报酬情况，具体到某个职务现金薪酬和其他形式的薪酬多少等等。这样做的好处为，不仅遵守了证监会的规定，而且客观地公开对高管的激励情况，无形中督促他们更努力地经营企业，同时也对其他公司的高级管理人员以参考依据，有利于高级人才流动实现人力资源的有效利用，另外也为相对业绩评价提供了信息平台。（2）我国上市公司应该大胆尝试相对业绩评价方法，在薪酬计划中引入与同行业比较的“相对业绩”概念，过滤掉业绩指标中包含的噪音，降低评价误差，使经理的努力程度与评价结果更相关，从而使基于其上的报酬激励或约束更有效。如上文研究结论所述，其实在我国上市公司中相对业绩评价已经自然地存在，只不过没有对它进行规范，如果上市公司系统地建立相对业绩评价体系，作者认为这会极大地改进该公司的高管激励效率。（3）在我国的上市公司中实施相对业绩评价不应该一蹴而就，而应该循序渐进地进行。本文认为上市公司实施相对业绩评价的合理步骤如下：首先确定实施的对象，然后对他们进行相对业绩评价知识的培训，接下来是在和他们的探讨中制定具体的评价方法和薪酬合约，最后客观公正地去实施这一评价及激励机制，当然随后也要根据实施的效果进行方案的修改，最终形成一个完善有效的评价体系。

参考文献：

[1]耿明斋：《高管薪酬与公司业绩关系的实证分析与对策思考》，《经济体制改革》2004年第12期。

[2]程大友：《企业经营者绩效的二次相对效益评价》，《商业经济与管理》2004年第6期。

[3]陈守东、刘英华：《基于业绩评估的高级经理层激励控制模型》，《数量经济技术经济研究》2003年第5期。

[4]冯英浚、李成红：《二次相对效益-衡量企业经济效益的一种新指标》，《中国软科学》1995年第9期。

[5]宁超：《关于经营者业绩评价的思考》，《会计研究》2000年第6期。

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[9]Gibbons and Murphy，Margarethe F Wiersema. A resource-based approach to the multi business firm： empirical analysis of portfolio interrelationships and corporate financial performance. Strategic Management Journal . 1990

[10]Rajesh Aggarwal and Anelrew Samwick. Industrial market structure and economic performance； market power and economic welfare. Southern Economic Journal . 1971.