高层管理当局薪酬与上市公司业绩的相关性实证研究.doc

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1、高层管理当局薪酬与上市 * 公司业绩的相关性实证研究杜兴强 王丽华 (厦门大学会计系 361005) 摘要 本文 在对国内外文献进行综评的基础上 , 立足于中国资本市场的特殊制度背景 , 分别选择会计绩效指 标 ( ROA、 ROE )、 市场指标 ( T obin q ) 以及股东财富指标 ( OF ) 构建模型 , 对 我国上市 公司高层管 理当局的薪 酬 激励 、 特别是现金薪酬 与上市 公司业绩之间的相关性进行 了经验 研究 , 并减 弱了相 关的多 重共线 性现象 。 我 们 发现 , 高层管理当局薪酬与公司 以及股东财富前后两期的变化 , 均 成正相关关 系 ; 而与本期 T ob

2、 in q 的变化成 负 相关关系 , 与上期 T obin q 的变化成正相关关系 。 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 。 关键词 高层管理当局 ( 现金 ) 薪酬变动 上市公司业绩变动 相关性 一 、 文献回顾 人员的努力 , 并且他在这一努力无 法被直接观 测的情况 下 , 企业是一系 列 契约 关 系的 结 合 ( Jensen and M eckling, 检查 了 最 为 理 想 的 薪 酬 计 划。 Baker Jensen 和 M urphy 1976), 同合约 更具体的体现为一个人力资本和财 务资

3、本缔 结的共 (周其仁 , 1996)。由于委托方和代理方的目 标函数 ( 1988) 进一步指出高层管理当局的薪酬对企业业绩 的敏感 不尽一致 , 所以代理 方 (管理 当局 ) 以牺 牲委托 方的 利益 性过低以至于不 能提供 有效 的管理 激励 , 政 治力 量也 会减 为代价追求个人 私利的 现象 时有发 生。为 了实现 人力 资本 弱了 CEO 薪酬与企业 绩效之间的 关系。 K ostiuk ( 1990) 的 和财务资本的精 诚合作 , 现 代企 业设 计了 一系列 的激 励措 研究 表 明 CEO 薪酬 与 公司 的 规 模有 关。 Jensen 和 M urphy ( 199

4、0a) 总结得出股东的变化与 CEO 财富之间 的关系 是微 施 , 希望能够实现剩余索取权和控制权的匹配 ( m atching) , 小的且在下降的。此外 , 最佳的 CEO业 绩激励 是让他 们持 促使企业管理当局的 目标 函数能 够尽 量与 股东的 目标 函数 趋同。其中最典型的 机制 就是允 许管 理当 局拥有 一定 的剩 有公司的股份 , 但是 这一 所有权 比例 也不高 且在 不断 下降 余索取权 , 从而 产生 了公 司业 绩与 高层 管理 当局 ! 薪酬 的 中。 Jensen 和 M urphy ( 1990b) 的研究表明 , 管理薪酬的变 相关性问题。 化对公司业绩 的

5、变化 并不敏 感。 G ibbons 和 M urphy ( 1990) 从 20 世纪 70 年代 起 , 越来 越多 的学 者致 力于 研究 薪 发现在经 理人 员接 近 退休 时 , 往 往需 要 更 多 的现 金 激 励 , 酬合 同 对 于 经 理 人 市 场 的 影 响 , 早 期 的 研 究 包 括 R oss 同时经理人员的收 入还 要受 同行业 平均 收益的 影响。 M eh ran ( 1995) 检查了随机 选择的 1979 1980 年间制造行业中 ( 1973) 等。 Jensen 和 M eck ling ( 1976) 指 出 所有 权 结 构、 的 153 家公

6、司的薪 酬结 构 , 指出 薪酬 的形 式、而非 其水 平 管理者薪酬结构和董 事会 薪酬的 决定 还受 到了公 司业 务性 质 (如企业风险、实资 产的 到期、现 金流 量的模 式和 公司 更能激励经理增 加公司 价值 , 公 司业 绩与基 于权 益的 管理 规模 ) 影响。 M urphy ( 1984) 在认定 公司 业绩依 赖于 管理 薪酬的百分 比及 经理 所持 有权 益的 百分 比 是相 关的。 H a ll * 本文为国家自然科学基金 ( 70302012) 及教育部新世纪优秀人才计划 ( NCET 04 0596 ) 的阶段性 成果。感 谢匿名审稿人提 出的若干 具有建设性的意

7、见 , 当然文责自负。 ! 国外针对高层管理人员薪酬的研究集中于对 CEO 薪酬的研究 , 本文将研究对象定义为公司的董事长和 总经理 , 以下将两 者统称为 高层管理当局。 58 和 L iebm an ( 1998) 则强调 , 即便当薪酬敏感度减小时 , 股 薪酬与公司业绩 (以会计指标衡量 )、高层管理当 局的薪酬 东收益适度的变 化也可 以导 致管理 者财 富较 大的波 动。当 与公司财富 (代表市 场指标 ) 之间的 相关性进 行验 证。由 然 , 另一些研 究 则认 为薪 酬 与业 绩之 间 不存 在确 切 联 系 , 于管理当局持股 及享有 股票 期权现 象并 不十分 普遍 ,

8、 因此 如 M urphy 和 Sa lter ( 1975) , F ig ler 和 L utz ( 1991) 及 M adu 本文在考察高层管理 当局 薪酬时 将就 其现金 薪酬 加以 讨论 ra, M artin 和 Jessel ( 1996) 发 现在管 理薪 酬的变 化与 资产 (以下简称 为 # 薪酬 )。 为了检 验高 层管 理当 局薪 酬与 企 回报的变化在统计上不存在显著的关 系。 在国内学者的研究方面 , 李增泉 ( 2000. 1) 就 资产规 业业绩之间的相关性 , 我 们构造出以下模型 : 模、竞争因素、股权 结构 及区域 因素 对经理 人员 年度报 酬 的影响

9、进行了检验。魏刚 ( 2000. 3) 建议改变上市 公司高 业绩 高管 人员现金薪酬 t 1 + t = b 0 + b1 公司业绩 t + b2 公司 级管理人员的薪 酬结构 , 将以会 计盈 余为 基础的 短期 激励 考虑到管理当局 薪酬分 布可能 的 对其取自然对数 , 以 EARN IN G 表示。 # 偏移 性质 , 本文 与以市场价值为 基础的 长期 激励相 结合 , 并逐步 推广 股票 针对企业业绩 , 我们 选择 了三 种指 标 : ROA、 ROE 与 期权计划。杨瑞龙、刘江 ( 2002. 1) 从高 度竞争的 家电行 Tob in q, 其中 : 业选取样本 , 发 现

10、企业 的经 营绩效 与股 权结 构无关 , 经 理 ROA = 净收入 总资产账面价值 ; ROE = 净收入 权益的账面价值 ; 报酬则与这两者均无关。陈志广 ( 2002. 9) 则发现 沪市上 权益的市场价值 市公司可能已经将企 业绩 效作为 决定 高层 管理当 局报 酬的 主要因素 , 企业 规模、行 业差 别 、地区 差异均 会对 高层 管 T ob in q = 总资产的账面价值 理当局报酬产生影 响。张 俊瑞、赵 进文 和张 建 ( 2003. 9) T ob in q (以下用 TQ 代表 ) 的计算中 , 权益的 市场价值 指 出 , 高级管理 人员的 薪酬 的对数 与每 股

11、收 益、国有股 控 有两部分构成 , 一是股 权的 市场价 值 , 由于 在我 国的证 券 股比例、高级管理层 持股 比例等 因素 的回 归呈多 元线 性关 市场上存 在着 非流 通 股 , 其 市场 价值 是 无法 直接 获 得 的 , 系。本文的研究 , 将进行如下可能的尝试性拓展 : 我们以流 通 股的 市 场 价 值与 非 流 通 股的 账 面 价 值加 以 替 代 % ; 二是债权 的市 场 价 值 , 但是 由 于 该 指 标 无 法 取 得 , 第一 , 以往研究 往往采 纳特 定行业 的数 据进行 经验 研 我们以债权的账面价值加以替代。 究 , 从而研究结 论带有 一定 的行

12、业 特征。本 文将 在模型 中 由于管理当局 努力 程度的 难以 观测性 , 所以在 会计 指 融入行业的虚拟 变量 , 与业绩之的分析之中。 力 求将行 业因 素纳 入管理 当局 薪酬 标作为企业业绩 的替代 之外 , 还 应该 关注股 东财 富和 高层 第二 , 本文不仅 考虑当 期业 绩的变 化对 高层管 理当 局 管理当局财富 相联 系的薪 酬政 策。因此 , 我 们在 上文考 察 薪酬的影响 , 还将分析前一期业 绩变化的 影响。原因在 于 : 了高层管理当局薪酬与以会计指标作为变量的公司业绩之间 的关系后 , 还将考察高层管理当局薪酬与股东财富之间的关 ( 1) 公司当期的业绩不

13、一定能 体现出高 层管理 当局在 当期 系 , 其中股东财富 ( OF ) 本文中采取年末市场价值计量。 的努力程度 如 企业当 期业 绩虽然 业绩 较低 , 但 却可 能 此外 , 本文的研 究中 还加入 了若 干控 制变 量 : 公司 规 是以牺牲短期利益追求长期利益 (如投入大 量的 R& D 研究 模 ( SIZE, LnS IZE )、高层管理 当 局年 龄 ( AGE )、董事 长 费用等 ; ( 2) 高层管理 当局当期 的薪酬很可 能在公司 当期 与总经理两职 是否 合二为 一 ( PO ST )、企 业最 终 控 制人 的 利润产生之前就被 决定了 ; ( 3) 在公司中 ,

14、 往 往存在 延迟 性质 ( NO ) 以及行 业虚 拟变 量 ( IND )。具 体 设置 控制 变 薪酬的现象和 或有 条款。所 以 , 本文 采用前 后两 年的公 司 量的理由如下 : 业绩变化来考察其与公司业绩变化的 关系。 第三 , 本文选择 较长 时窗的 数据 进行 研究 , 来 弥合 只 ( 1) 公司 规模 ( SIZE )。国 内外 的研 究大 多都 证实 高 对一个会计期间进行研究结论的偏差 。 层管理当局的 薪酬 与公司 的规 模存 在联系 , 因 此 , 我们 首 第四 , 本文并不 计划对 高层 管理当 局薪 酬的总 额与 公 先加入公司规模 这一控 制变 量 , 以

15、公 司总资 产的 自然 对数 司的业绩进行回 归 , 原因 在于在 我国 高层 管理当 局的 薪酬 ( ln SIZE ) 来计量。 中有相当一部分 是比较 固 定 的。这意 味着 即使公 司当 年亏 损 , 他们也会得 到一定 金额 的报酬 , 这样对 薪酬 总额与 公 ( 2) 高层 管 理 当 局 年 龄 ( AGE ) 。考 虑 到 # 59 岁 现 司业绩进行回归意义并不十分突出。 象 , 随着高层管理 当局退休时间的逼近 , 其行为目 标和行 为准则可能会发生 较大 的 变化 , 可 能采取 各种 手段 ( 如减 二 、 研究设计 少研发支出等 ) 提 高公司 的短 期业绩 , 增

16、加现 金收 入。因 1. 模型 构建 此本文增加了 高层管 理当 局年龄 这一 解释变 量 虚拟 变 本文中 , 我们拟 分别对 我国 上市公 司高 层管理 当局 的 量 AGE: % 根据王鹏、秦宛顺的观点 , 该做法的结果与将非流通股价值按流通股市值 20% 、 30% 折价所产生的结 果之间不存在显 著差异。参 见王鹏、秦宛顺 , 2006: &控股股东类型与公司绩效 基于中国上市公司的证据 , &统计研究 第 7 期 。 59 AGE = 1, 0, 高层管理人员的年龄超过 58 岁 高层管理人员的年龄未超过 58 岁 ( 2) (3) 资产负债率大于 1 的样本 ; 营业收入净额为负

17、的样本 ; ( 3) 董事长与总经 理两 职是 否合 二为 一 ( POST )。董 ( 4) 金融类 企业 ; 事长与总经理 两职 合二为 一 , 所承 担责 任大 了、在公司 决 ( 5) 由于本文主要通 过一阶 差分的 方式 , 探 求公 司高 策中的话语权应 该有所 增加 , 更 能影 响董 事会等 机构 的决 层管理当局薪酬 变化与 企业 业绩变 化之 间的相 关性 , 要求 定 , 因此报酬可 能更 高。但是 也可能 存在 如下 的情 况 , 即 对于特定上市公司 的特定 职位 ( (董事 长或总 经理 ) 要 求有 当两职合一时 , 其对公司的 控制力 明显 增强 , 所 获得的

18、 其 至少连续三年以上 的数据 , 因此删 除不连 续的薪 酬数 据 , 他在职消费等比 较隐性 的收 入势必 增加 , 在职消 费及 其他 本文样本的具体分布如下表所示 : 权利的增 加可 能 会使 其对 现 金报 酬的 敏 感性 降低 。因 此 , 为了检验两职合 一因素 对高 层管理 当局 薪酬 的影响 , 我们 表 1 样本分布年度表 ) 加入虚拟变量 POST 作为控制变量。 0, 董事长和总经理未由一人兼任 ( 4) 企业最终控制 人的性 质 ( NO )。 国有企 业是 我国 的特殊制度 背景 下 的产 物 , 因 此本 文 将国 家是 否 持股 NO 作为另一个控 制变 量。但

19、是 , 我 们在 样本中 发现 有些公 司 的最 终控股人为国家 , 但是其却 没有国家 股 , 而有法人 股。 考虑到这些公司 实际上 仍具 有很多 国有 企业 的特点 , 因此 我们将这些公司的 N O 也设定为 1。 0, 不包含国有股且最终控制人为非国有性质 ( 5) 行业控制变量 ( IN D )。考虑到行 业因素对 高层管 类型 99- 00 99- 01 99- 02 99- 03 00- 01 00- 02 00- 03 01- 02 01- 03 02- 03 总计 频数 146 31 8 17 25 6 3 9 8 6 259 年数 2 3 4 5 2 3 4 2 3 2

20、样本量 292 93 32 85 50 18 12 18 24 12 636 做差后剩余样本 146 62 24 68 25 12 9 9 16 6 377 理当局薪酬带有 较大影 响 , 本文 将其 作为 控制变 量纳 入研 三 、 描述性统计结果 有关变量的描述性统计如下 : 究。本文 对不 同 行 业 进 行了 具 体 划 分 , ( IND 1)、纺织 服装 业 ( IND 2)、 造纸 业 包 括食 品 加 工 业 ( IND 3)、 化工 业 描述性统计揭 示 , 我国 上市 公司的 高层 管理当 局薪 酬 ( IND 4)、矿产 加工 业 ( IND 5)、 设备 制造 业 (

21、IN D6) 、医 差距非常 大 最 高 薪酬 有 97 万 之巨 , 而最 低 薪 酬 只 有 药制 造 业 ( IN D7 )、 能 源 产 业 ( IND8 )、 运 输 仓 储 业 2840 元。值得说明的是 , 为 了确保 数据 的质量 , 我们 检验 ( IND 9)、房地产业 ( IN D10)、 零售业 ( IND11) 以及 综合 了上述各个变量 的正 态性。我们 采用 Shap iro _ W ilk 法 , 检 行业 ( IND12)。 验各个变量是 否服 从正态 分布。检 验结 果表明 , 绝大部 分 此外 , 我们还将 在模 型中考 虑风 险因 素的 影响。本 为 变

22、量的 P 值都小于 0 001, 因此拒绝原假设 , 即各变量都不 将经营风险划分为商 业风险 ( business risk, BR ) 和财 务风 服从正态分布。对变 量的 这一检 验结 果有可 能影 响到 最小 二乘法参数估计的无偏性 , 因此本 文以下的经 验检验部 分 , 险 ( financia l risk, FR ) 两大类 , 采纳公司当年 各季度 销售 将 采用非参数回归进行一系列的检验。 收入净额的标准 离差率 来度 量商业 风险 , 采纳公 司当 年年 四 、 研究结果 末的资产负债率来度量财务 风险。由于我 国在 2002 年 以前 没有强制要求上市公司披露季报 ,

23、因此对 于 1999 年到 2001 1. 相关性分 析 年 , 我们采取了 替代措 施 , 用上 下半 年销售 收入 净额的 标 由相关性分析 可知 , 高 层管 理当局 当期 薪酬的 变化 与 准离差率来度量 BR。 2. 数据 来源与样本 本文选择 1999 2003 年上市公司公 布的年 报数据 为研 究对象 , 数据取自 于 中 国证 券 市场 会 计 研究 数 据库 ( CS M AR ) 及万德资讯 (W ind), 并剔除如下异常值 : ( 1) 薪酬为 0 的样本 ; ROA、 RO E、企业规模 以及 上市 公司 是否 具有 国有 性质 成 明显的正相关 性 , 而与 高层

24、 管理当 局是 否两职 合一、公 司 的商业风险以及 财务风 险成 负相关 性 , 以下 我们 那将 对这 些指标分别进行回归。 2. 高层管理 当局 薪酬与 公司 ROE、 ROA 及 T obin q 之 间的关系 ( ) 详细情况请见表 1 中的样本分布说明。 模型中的差值 , 是相邻两年数据做差产生的。例如某公司拥有 1999 至 2001 年三年的数据 , 那么差值就是 2000 减去 1999 以及 2001 减去 2000 所产生的结果 , 而不包括 2001 减去 1999 的结果。 60 1, 董事长和总经理由一人兼任 POST= 1, 包含国有股或最终控制人为国有性质 NO

25、 = 61 62 本为对回归方程采用加 权最小 二乘法 (W LS ), 权数为 项 , 这也是本文的改进 之处。在 去除了这一变量以 后 , Con 各个变量回归残 差的标准 差。使用 W L S 可在 避免异 方差的 dition Index 降为 11 35, 已经有效地减轻了多重共线性。 前提下取得优于最小二乘法 ( OLS) 的结果。本文还对回归 为了规避因变量不服从正态分 布造成无效 的参数估 计 , 方程的自变量进行 共线 性检 验 , 发现 同时 包含 有截 距与 ln 我们对因变 量使 用 rank 方法 进 行排 序 , 得到 其 序列 变 量 , SIZE 两个变量的回归

26、方程存在着较严重的共线性 ( Cond ition 代入方程中作为 新的因 变量。因 此我 们在对 变量 进行 检验 Index = 94 71 ), 由于我们选 用的 ln SIZE 变 量具有 很强的 的基础上得到不 含截距、 使用因 变量 的序列 数作 为新 的因 经济含义 , 较截距项来说更加重要 , 因此我们选择去除截距 变量的加权最小二乘法 , 有关结果如表 4 所示 : 表 4 高层管理当局薪酬与公司 RO E、 ROA 及 Tob in q 的回归结果 Variab le ROA t ROA t- 1 lnSIZE AGE POST BR FR NO IND1 IND2 IND

27、3 IND4 IND5 IND6 IND7 IND8 E sti ate 0 1029 0 1435 0 0896 - 0 0145 - 0 0620 0 0618 - 0 1303 0 2904 - 0 1106 - 0 0581 0 0818 0 0556 0 1696 0 0602 0 1115 0 0431 T_ value ( P_ value) 2 0045 ( 0 0458) 2 7479 ( 0 0063) 1 5714 ( 0 1170) - 0 1448 ( 0 8850) - 0 6266 ( 0 5313) 1 2062 ( 0 2285) - 2 3942 ( 0 0

28、172) 3 1012 ( 0 0021) - 1 0032 ( 0 3164) - 0 4350 ( 0 6638) 0 5421 ( 0 5881) 0 6172 ( 0 5375) 1 6123 ( 0 1078) 0 7098 ( 0 4783) 0 7943 ( 0 4275) 0 3263 ( 0 7444) Variab le ROE t ROE t- 1 ln S IZE AGE POST BR FR NO IND1 IND2 IND3 IND4 IND5 IND6 IND7 IND8 Esti ate 0 1485 0 1375 0 0893 - 0 0138 - 0 077

29、8 0 0685 - 0 1383 0 3139 - 0 1266 - 0 0582 0 0892 0 0507 0 1782 0 0655 0 0702 0 0201 T_ value ( P_ value) 2 9324 ( 0 0036) 2 7123 ( 0 0070) 1 5752 ( 0 1161) - 0 1383 ( 0 8901) - 0 7918 ( 0 4290) 1 3427 ( 0 1802) - 2 5639 ( 0 0108) 3 3642 ( 0 0009) - 1 1564 ( 0 2483) - 0 4393 ( 0 6607) 0 5953 ( 0 552

30、0) 0 5661 ( 0 5717) 1 7182 ( 0 0866) 0 7775 ( 0 4373) 0 5075 ( 0 6121) 0 1528 ( 0 8787) Variab le TQ t TQ t- 1 ln S IZE AGE POST BR FR NO IND1 IND2 IND3 IND4 IND5 IND6 IND7 IND8 Es ti ate - 0 0385 0 0448 0 1000 - 0 0258 - 0 0689 0 0586 - 0 1453 0 2896 - 0 1409 - 0 0400 0 1083 0 0779 0 2362 0 0786 0

31、1172 0 0820 T _ valu e ( P_ valu e) - 0 7134 ( 0 4761) 0 8459 ( 0 3982) 1 7047 ( 0 0891) - 0 2540 ( 0 7996) - 0 6857 ( 0 4933) 1 1142 ( 0 2659) - 2 6437 ( 0 0086) 2 9885 ( 0 0030) - 1 2513 ( 0 2116) - 0 2964 ( 0 7671) 0 7093 ( 0 4786) 0 8561 ( 0 3925) 2 2500 ( 0 0251) 0 9136 ( 0 3615) 0 8261 ( 0 409

32、3) 0 6159 ( 0 5384) C ond ition Index 超过 10 说明可能存在多重共线性 , 超过 30 说明存在着极为严重的多重共线性。 63 续表 Variab le IND9 IND10 IND11 E sti ate 0 1996 - 0 0266 - 0 0090 T_ value ( P_ value) 1 1691 ( 0 2431) - 0 2344 ( 0 8148) - 0 0649 ( 0 9483) Variab le IND9 IND10 IND11 Esti ate 0 2040 - 0 0255 0 0032 T_ value ( P_ va

33、lue) 1 2022 ( 0 2301) - 0 2271 ( 0 8205) 0 0233 ( 0 9814) Variab le IND9 IND10 IND11 Es ti ate 0 2412 - 0 0099 0 0332 T _ valu e ( P_ valu e) 1 4007 ( 0 1622) - 0 0853 ( 0 9321) 0 2353 ( 0 8141) F_ value P_ value Ad j_ R2 W h ite_ tes t P rob 2 D W + N 2 2880 0 0027 0 0532 144 6843 0 1634 1 8646 377

34、 F_ va lue P_ va lue Ad j_ R 2 W h ite_ test P rob 2 D W N 2 5598 0 0007 0 0641 146 2608 0 1420 1 8613 377 F_ value P_ value Ad j_ R 2 W h ite_ test Prob 2 D W N 1 6725 0 0455 0 0274 168 4369 0 0112 1 8493 377 从上述经验数据可以看出 , 高层管理当局薪酬随着公司 在上述回归中 , 行业的影 响并不 显 著 , 我们 认为 这可 能与 本期 ROE 及 ROA 和前 期 ROE 及 ROA

35、 的 增长而增长 , 前期 某些行业的样本数较少 有关 , 但 是从回 归系数 上来 看 , 不 T obin q 的增长 会 带 来 高 层 管 理 当 局 的 薪 酬 的 增 长 , 本 期 同行业对于高层管理当局薪酬的影响是有所不同 的。 3. 高层管理当局薪酬与公司股东财富 OF 之间的关系 T obin q 的增长却会使高层管理 当局的薪酬有所降低。本文认 为 , T obin q 指标回归结果与其他两个指标回归结果的差异以 及其较低 的拟合程 度 , 很 可能源 自于 该指 标计量 结果 的偏 差 在我国的资本市场上存 在着大量非流通股 , 而非流通 股的计价始终存在争议。目前研究

36、者往往采纳账面价值作为替 代 , 可能会造成对股东价 值的扭曲。在以上的 结 果中 , ROE 指标变化对于高层管理当局薪酬的影响最为显著 ( P 0 05), 前后两期 ROE 的变化能够解释 29% 的高层管理当局薪酬的当 期变化。 ROA 回归结 果的大 体与 ROE 相同 , 仅 是显著 性稍 差。 ROE 模型的拟和程度最高 , 且所有模型的 F 检验都显著。 从以上经验研究结 果中可 以观察 出 , 对高 层管 理当 局 薪酬有显著影响的指标 包括 FR (财务 风险 ) 与 NO (是 否 具有国有性质 ) 。财务 风 险的 增大 会 显著 降 低高 层管 理 当 局的 薪酬 ,

37、 而具有国 有性质的 上市公 司 , 其高 层管 理当 局 的薪酬会有所增 加。此外 , 随 着公司 规模 的增大 , 高层 管 理当局的 (现金 ) 薪酬呈递增 趋势。如果 高层管 理当局 的 年龄超过 58 岁 , 他们的现金薪 酬并没有像我们预测的那 样 有所增加 , 我 们将年 龄又 降为 57、 56 直至 55 岁 , 结果 仍 然如此。我们认为 # 59 岁现象 在我国可 能确实存在 , 但 是并不具有普遍性。 另外 , 两职 合一的 检验结 果虽 不显 著 (也可 能是由于两职 合 一的 样本 比例 仅为 9 55% 造成的 ), 但是其检验符号却 在各个模 型中保 持一致 ,

38、 即 两职 合一 会 造成高层管理当局 的薪酬的 减少 , 这 与我们认 为同 时担 任 两大要职的高 层管 理当 局想 减 轻自 身压 力的 猜想 相一 致。 表 5 Variable OF t OF t- 1 ln S IZE AGE POST BR FR NO IND1 IND2 IND3 IND4 IND5 IND6 IND7 IND8 IND9 IND10 IND11 F_ value P_ value 高层管理当局薪酬与公司 股东财富 OF 的回归结果 E sti ate T _ valu e 0 0052 0 0983 0 0770 1 4705 0 0858 1 4551 -

39、0 0285 - 0 2803 - 0 0751 - 0 7481 0 0675 1 2873 - 0 1370 - 2 4617 0 2752 2 8718 - 0 1435 - 1 2795 - 0 0460 - 0 3417 0 1001 0 6555 0 0822 0 9054 0 2327 2 2231 0 0736 0 8584 0 0805 0 5664 0 0908 0 6835 0 2452 1 4275 - 0 0121 - 0 1058 0 0249 0 1773 1 7258 0 0363 P_ value 0 9217 0 1423 0 1465 0 7794 0 4

40、549 0 1988 0 0143 0 0043 0 2015 0 7327 0 5126 0 3659 0 0268 0 3912 0 5715 0 4947 0 1543 0 9158 0 8593 + D W 值在 2 左右时 , 模型不存在一阶自相关 , 0 D W 值 2, 有正的自相关性 , 2 D W 值 4, 有负的自相关性。 64 续 表 行为 高层管理当局为了自身的利益 , 往往倾向于想方设 Variab le 2 Esti ate T_ value P_ valu e 法地提高公司的短期业绩 , 而牺牲公司的长远发展。 Ad j_ R 0 0297 本文还采用 # 现金红

41、利再投资的年个股回报率 作为股 W h ite_ tes t P rob 2 D W 149 1463 0 1084 1 8528 东财富的替代变量进行了稳定性测试 , 五 、 结论及 进一步的研究方向 结果没有显著差异。 N 377 本文的研究结果表明 , 我 国董事 会或薪 酬委 员制 定高 层管理当局薪酬时往往 只对会计 盈余指 标有所 关注 , 而并 从表 5 中可以看出 , 股 东财富 的增 加会使 高层 管理 当 不强调股东财富的变化 , 这 导致董 事会或 薪酬委 员会 在决 局的薪酬有所增加。 但是 , 高层 管理当 局薪酬 与股 东财 富 定高层管理当局 薪酬 时的 具体 标

42、准 并不 十分 明 确和 科 学 , 且容易导致高层管理当局经营 行为的 短期 化。此外 , 我国 的相关性较 之与 会计 盈余 指标 的 相关 性而 言 更弱。可 见 , 我国上市公司的董事 会或薪 酬 委员 会是对市 场的反 应度 不 甚 # 灵敏 、或对市场 的 反应 不甚 信 任 , 这 可能 与我 国 证 券市场的效率不无 关系。在 我国 的证券 市场 上 , 存在着 大 量非流通股 , 这导致股东财富的计 量具有很大 程度的误差。 在该模型中 , 其他指标的回归结果与上文模型回归结果之间 不存在本质差异。上述分析表明 , 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

43、盈余指标的变化更 甚于信任股东财富指标 , 这很容易造成高层管理当局的短期 上市公司高层管理当局薪 酬对于 股东财 富的敏 感性明 显低 于国外学者对美国上市公司 CEO 薪酬与股 东财富之 间相关 性 , 这 恰恰说明了我国的高 层管理 当局薪 酬激励 体制 尚不 完善。我们认为 , 目前我国的 薪酬激 励现状 无法 使得 高层 管理当局和股东的利益 尽量趋于 一致 , 从 而无法 控制 高层 管理当局以损害股东的利 益为代 价来追 求个人 私利的 行为 及其产生的代理问题。为 此 , 我们认 为进一 步关 注高 层管 理当局的权力 ( powers) 与薪酬 之间 的相关 性是 未来 该领 域内的研究方向。 主要参考文献 陈志广 . 2002. 高级管理人员报酬的实证研究 . 当代经济科学 , 5 李增泉 . 2000. 激励机制与企业绩效 一项基于上市公司的实证研究 . 会计研究 , 11。 魏刚 . 2000. 高级管理层激励与上市公司经营业绩 . 经济研究 , 3。 杨瑞龙 , 刘江 . 2002. 经理报酬、企业绩效与股权结构的实证研究 . 江苏行政学院学报 , 1。 张俊