业绩指标、业绩风险与高管人员报酬的敏感性，本文主要内容关键词为：业绩论文,敏感性论文,报酬论文,高管人员论文,指标论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、问题提出
准确评价高管人员工作努力程度，提高高管人员努力目标与股东利益的一致性，是解决公司股东与高管人员之间委托——代理矛盾的一个关键。高管人员付出的努力e会在公司业绩Y上反映出来。因此，可以通过对公司业绩的评价来确定高管人员报酬。高管人员报酬方程表示如下：
其中，
是高管人员固定报酬；b*Y是变动报酬；b是高管人员报酬与公司业绩的紧密程度，在制定高管人员报酬契约时确定。高管人员业绩考核方程表示如下：
其中，Y是公司考核业绩，
是业绩风险，它是指除高管人员努力之外，其他因素造成高管人员“表现业绩”与“实际努力业绩”之间的差异。
通常认为降低固定报酬比例，增加变动报酬比例，即提高高管人员报酬与业绩的紧密程度b，有利于激励高管人员。但是，这种观点并不正确。虽然提高紧密程度b会使股东利益与高管人员报酬更为一致，但同时也会倍增高管人员报酬的不确定性，促使高管人员采取一些相机抉择的行为来应对。因此，通过提高紧密程度b来增加业绩，取决于业绩指标f选择和业绩风险
大小两种因素的影响。主要原因如下：
（一）不同高管人员拥有的信息和权利不同，承担的责任不同，努力的目标也会不同，因此，用不同业绩评价指标f所得到的评价结果会不相同。选择能够准确评价高管人员努力程度的指标f，使高管人员的真实努力与评价出来的“表现业绩”在最大程度上吻合，有利于促使高管人员自愿付出更大努力，在最大化个人利益的同时，最大化股东财富。
（二）业绩风险是指除了高管人员努力之外，其他因素导致的“表现业绩”与“实际努力业绩”之间的差异。当业绩风险程度很低，即“表现业绩”与“实际努力业绩”差异很小时，高管人员的高努力会带来公司好的“表现业绩”，那么，提高高管人员报酬与业绩的紧密程度b有助于激励高管人员更加努力工作；相反，当业绩风险程度较高，即高管人员的高努力不一定会带来公司好的“表现业绩”时，提高高管人员报酬与业绩的紧密程度b，就不一定会增加股东的财富。McConaughy,Daniel,Mishra和Chandra(1996)研究发现，当公司已经承担了很大的风险，再增加报酬——业绩敏感性会降低未来公司业绩。
高管人员可以通过两种行为选择来应对高管人员报酬——业绩的紧密程度b：其一，在制定报酬契约时，高管人员就业绩指标f选择和业绩风险大小直接与股东谈判，要求或高或低的报酬——业绩紧密程度b；其二，在报酬契约制定后，短期内不能改变报酬——业绩紧密程度b的情况下，高管人员可以在工作中进行管理行为选择。由于高管人员是风险厌恶者，当他认为自身的风险很大时，他就会采取某些管理行为，如选择风险较小和投资期限较短的投资项目，来降低自身的业绩风险，而不管这些行为是否会损害股东利益。
由此可见，如果想通过增加高管人员业绩——报酬紧密程度b来提高公司未来业绩，有两个至关重要的决定性因素必须考虑：业绩指标f的选择和业绩风险的大小。只有当业绩指标f选择恰当和业绩风险相对较小时，增加紧密程度b，才能起到良好的作用。
如果业绩指标的选择和业绩风险的大小是影响高管报酬——业绩敏感性最为重要的两个因素，那么，在我国上市公司高管报酬契约中，这两种因素与报酬——业绩敏感性之间的关系如何？即对不同业绩指标的报酬——业绩敏感性的选择是否有效率？业绩风险是否会在高管报酬契约中予以体现？这是本文要研究的问题。
二、文献述评
（一）相关文献综述
对高管人员报酬变动与股东财富变动的紧密程度，即报酬——业绩敏感性(pay-performance sensitivity)有两种研究方法，一种是求报酬微分变动率与业绩微分变动率的比值(dw/w)/(dy/y)=b(Murphy,1985)；另一种是研究股东财富变动每一千美元所引起高管人员报酬变动的数量(Jenson和Murphy,1990)，本文采用前一种方法进行研究。
当前关于报酬——业绩敏感性的相关研究，主要有以下两个方面：
1.对报酬——业绩敏感性变化趋势和原因的相关研究。
Murphy(1985)对美国最大72家制造企业，在1964-1970年期间连续5年以上披露的461位经理报酬进行研究发现，股东股票回报率达到10%时，总经理的全部报酬将增加2.125%，工资增加0.0653%，奖金增加14.29%。Jenson和Murphy(1990)利用《福布斯》发布的1974-1986年2213位CEO报酬的调研报告估计得出，股东财富每一千美元的变化只引起CEO个人财富3.25美元的变化，CEO报酬变化与股东财富变化的相关性很弱。Murphy(1999)、Core，Gway和Larcker(2002)、Hall和Murphy(2003)研究发现，报酬——业绩敏感性在1990年以后有了较大的增加，其中很大一部分增加要归属于股票期权在报酬中的作用。
2.报酬——业绩敏感性影响因素的相关研究。
(1)业绩指标选择与报酬——业绩敏感性关系的相关研究。Bushman,Injejikian和Smith(1995)对246个样本进行研究发现，CEO与部门经理的红利和长期激励依赖于对CEO和部门经理业绩的不同评价。Aggrawal和Samwick(2003)使用标准普尔高管报酬数据库1993-1997年的33607个高管报酬年度值，对公司CEO、全面负责经理和部门经理的报酬与业绩之间的关系进行研究发现，对高管人员激励随其责任目标的不同会有所不同。CEO的报酬与股价之间的敏感性最大，其次是全面负责经理，部门经理的敏感性最小；但部门经理报酬与部门的业绩敏感性显著为正，并随部门业绩评价准确度的上升而上升。
(2)业绩风险大小与报酬——业绩敏感性关系的相关研究。Mishra,McConaughy和Gebeli(2000)对高管人员报酬——业绩敏感性与公司经营风险和股价波动风险进行研究后得出，公司业绩与风险呈负相关关系，这种负相关关系在报酬——业绩敏感性较高的公司比在报酬——业绩敏感性较低的公司中绝对值更大。Aggrawal和Samwick(1999)对美国1500家最大的上市公司高管人员报酬进行研究发现，不论是CEO的报酬—业绩敏感性，还是其他高管人员的报酬—业绩敏感性，都随公司股票回报的方差增加而递减，即方差大的公司，其报酬——业绩敏感性较小。业绩方差是对高管人员报酬—业绩敏感性进行回归的重要变量，缺少该变量会导致求出的报酬—业绩敏感性值偏小，出现向下偏差。Kraft,Kornelius,Niederprum和Antonia(1999)研究显示，较大的利润方差会降低高管人员的报酬——业绩敏感性。
(3)公司特征与报酬——业绩敏感性关系的相关研究。Schaefer(1998)对1991-1995年美国最大公司的高管人员报酬研究得出，CEO的报酬——业绩敏感性与公司总资产的平方根存在负相关关系。Hartzell和Starks(2003)使用标准普尔高管报酬数据库1992-1997年1914家公司数据，对公司所有权集中度与高管人员报酬—业绩敏感性的关系进行研究发现，在控制住公司规模、行业、投资机会和公司业绩后，公司的所有权集中度与高管人员的报酬——业绩敏感性之间呈现正相关关系，有着较高所有权集中度的公司会有更高的报酬—业绩敏感性。Lippert和Moore(1994)按照Jenson和Murphy(1990)的方法计算出每家公司CEO的报酬—业绩敏感性，并将其作为因变量，用公司特征、治理结构和高管人员个人特征作为自变量进行研究发现，公司年度销售额对数与CEO的报酬——业绩敏感性之间存在显著负相关关系；用公司的R&D支出来表示公司的成长性，发现公司成长性与CEO的报酬——业绩敏感性也存在显著负相关关系。
国内对高管人员报酬——业绩的敏感性研究还刚刚开始，相关研究较少。肖继辉、彭文平(2002)发现，我国上市公司高管人员报酬与会计业绩度量之间不存在敏感性，高管人员总报酬及总报酬的变化额与股东财富业绩度量之间存在业绩敏感性。肖继辉、彭文平(2004)研究发现，当公司业绩变好时报酬业绩敏感性增加，当公司业绩下滑时报酬业绩敏感性减小，而总经理双重身份和其在董事会中任期这两个经理自利特征使报酬业绩敏感性进一步降低。周嘉南、黄登仕(2006)将风险调节系数与业绩的乘积项作为解释变量，并研究发现了风险与报酬业绩敏感度之间存在显著性较弱的负相关关系。
（二）本文立意
在高管人员报酬契约中，与高管人员自身关系最为密切的是业绩评价指标的选择和业绩风险的大小。国外已有的实证研究从不同角度得出，业绩评价指标的选择和业绩风险的大小对公司高管人员报酬—业绩敏感性有影响。同时，已有研究也发现公司特征与高管报酬—业绩敏感性之间存在相关关系。因此，本文拟将公司特征作为模型的控制变量，研究我国上市公司业绩指标的选择、业绩风险的大小与高管人员报酬—业绩敏感性之间的关系。
本文采用Murphy(1985)的研究方法，通过对报酬对数和业绩对数的求导，来研究高管人员报酬变动与业绩变动之间的关系。即对公式
两边求导就可以得到报酬——业绩敏感性(dw/w)/(dy/y)=b。
三、研究设计
（一）样本选择
本文在研究中以公司业绩的变异系数表示业绩风险，需要样本公司的2000--2004年度连续五年的业绩指标数据。由于2000年新上市公司在当年上市时间不足一个完整年度，因此，本文选择在1999年底之前上市的公司作为样本。在剔除没有详细披露公司高管人员报酬数据的公司和剔除金融行业的公司后，还剩743家公司作为研究样本。数据处理利用计量经济学软件Eviews，数据来源于中国证监会网站、中国证券报和CSMAR国泰安数据库。
（二）研究假设
1.单个考察指标都存在一定的缺陷和适用性，多个指标可以结合在一起使用，实现互补作用。因此，对高管人员业绩进行评价，不可能仅仅只用一个指标，必须用一个包含着多个考察指标的评价体系。这些考察指标都可以归纳为短期业绩考核指标和长期业绩考核指标，短期业绩考核指标通常是用每股收益、净资产收益率、年度利润等会计指标来表示，长期业绩考核指标是对公司长期发展能力、经营发展战略等方面来进行评价，可以用公司市场业绩指标来反映(Scott,2000、张鸣、陈震，2006)。国外大量针对高管报酬的实证研究也是同时使用会计业绩指标和市场业绩指标来实现(Holmstrom,1979、Sloan,1993)。
对于不同高管人员，指标束中会计业绩指标和市场业绩指标的权重会不一样。核心高管人员的主要职责是对公司全面管理，并对全体股东负责，对其考核不但要考虑到公司的短期业绩，更要考虑到公司的长期发展。非核心高管人员的主要职责是管理相关具体工作，对核心高管人员负责，其职责和目标较为具体，对他们的考核应偏重于使用短期业绩指标。相对而言，考察核心高管人员努力程度应该更多依赖于市场业绩指标，考察非核心高管人员努力程度应该更多依赖于会计收益指标；那么，公司就会在更相关的业绩指标上面，赋予相对较大的报酬——业绩敏感性。Aggrawal和Samwick(2003)的研究也得出，CEO报酬与公司股价相关性更大，部门经理与部门的业绩相关性更大的结论。因此，本文给出以下假设：
假设1-1：相对于非核心高管人员，核心高管人员报酬有较大的市场业绩敏感性；
假设1-2：相对于核心高管人员，非核心高管人员报酬有较大的会计业绩敏感性。
2.由高管报酬方程
和业绩考核方程
可以看出，当公司业绩受业绩风险影响较小时，可以通过提高报酬——业绩敏感性b，来激励高管人员努力工作。当公司业绩受到业绩风险影响较大时，不能够较为准确地反映高管人员的努力程度e，增加报酬——业绩敏感性将会倍增高管人员的报酬风险。此时，高管人员不愿意再提高报酬——业绩敏感性b，进一步增加个人报酬的不确定性，而是希望能够降低报酬——业绩敏感性b，来降低报酬风险。
Mishra,McConaughy和Gebeli(2000)和Aggrawal和Samwick(1999)研究发现，CEO报酬与业绩的敏感性随公司股票回报方差的增加而递减，即市场业绩风险较大公司的报酬——市场业绩敏感性较小。Kraft,Komelius,Niederprum和Antonia(1999)研究显示，较大的利润方差会降低高管人员的报酬——会计业绩敏感性，即会计业绩风险较大公司的报酬——会计业绩敏感程度较小。因此，本文给出以下假设：
假设2-1：相对于市场业绩风险较小的公司，市场业绩风险较大的公司有较小的报酬——业绩敏感性；
假设2-2：相对于会计业绩风险较小的公司，会计业绩风险较大的公司有较小的报酬——业绩敏感性。
（三）模型与变量
对于假设，本文构造的模型是：
本文通过分别考察测试变量Dummy*LnY和Risk*LnY交互项系数b2和b3的正负号和显著性进行研究。已有研究发现，公司规模(Schaefer,1998、Lippert和Moore,1994)、公司股权集中度(Hartzell和Starks,2003)和公司成长性(Lippert和Moore,1994)与公司高管的业绩——报酬敏感性存在显著相关关系，因此，本文分别加入这三个公司特征变量，及其与公司业绩对数的交互项作为模型的控制变量。
针对于假设1-1，用市场业绩指标考察高管人员业绩，在控制住其他因素对报酬——业绩敏感性的影响后，如果b2显著为正，则核心高管人员的报酬——市场业绩敏感性b1+b2要比非核心高管人员的报酬——市场业绩敏感性b1高出b2，假设1-1成立。其他假设的检验方法与之相同。
1.因变量。LnW是高管年度报酬对数，它包括核心高管报酬对数和非核心高管报酬对数。我国上市公司高管人员报酬主要是以年薪报酬为主，年度报酬包括基本工资、各项奖金、福利、补贴、住房津贴及其他津贴等收入。胡铭(2003)和周建波、孙菊生(2003)的研究发现，高管人员持股和公司授予高管股权本质上不是为了激励高管人员，而更有一种“福利”的性质。因此，本文研究的报酬仅仅限定为上市公司年度报表中披露的年度报酬。
Hart(1995)认为，董事会成员一般并非企业的股东，它通常由在职经理来挑选，所以没有必要在经理人和董事会成员之间进行区分。这种情况在我国更加明显，我国上市公司的总经理同时又是董事会成员，以及董事会成员和监事会成员在公司中担任一定职务的的现象十分普遍。中国证监会2005年12月27日发布的《上市公司高级管理人员培训工作指引》的第三条明确指出，本指引适用于中国证监会组织实施的上市公司高级管理人员的岗位培训。培训对象包括：上市公司董事长、董事、监事、独立董事、总经理、财务总监、董事会秘书。因此，本文研究的高管人员包括高层管理人员、董事和监事。
通常公司核心高管人员包括公司总经理、董事长，高管人员的职位越高，工作越重要，其相应的年度报酬就会越高。因此，本文将年报披露的当年最高三个高管报酬平均数作为核心高管报酬；以全部高管报酬减去前三个最高报酬后的平均值作为非核心高管报酬。
2.测试变量。测试变量为Dummy*LnY和Risk*LnY。其中，Dummy*LnY是虚拟变量Dummy与公司业绩对数LnY的交互项；Risk*LnY是业绩风险Risk与公司业绩对数LnY的交互项。
Dummy是虚拟变量。当被解释变量取核心高管人员的报酬时，Dummy取1；当被解释变量取非核心高管人员的报酬时，Dummy取0。
Risk是公司业绩风险，包括公司市场业绩风险RiskP和会计业绩风险RiskEps、RiskRoe。取全部样本公司2000年—2004年连续五个年度收盘价的标准差变异系数来表示公司的市场业绩风险RiskP；取样本公司2000年—2004年连续五个年度每股收益和净资产收益率的标准差变异系数表示公司的会计业绩风险，分别用RiskEps和RiskRoe来表示。
公司业绩Y分别用是公司的会计收益Eps、Roe和市场业绩P来表示。会计收益用公司年度报表中披露的公司当年每股收益Eps和净资产收益率Roe来表示。公司市场绩效变动和公司市场绩效水平都能够解释高管人员报酬，公司绩效变动指标用市场回报率来表示，公司绩效水平是用公司市场股价来表示。陈震(2006)研究发现，与公司绩效变动相比，绩效水平能够更好地解释我国高管报酬问题。因此，本文用公司年度期末股价作为公司市场业绩指标。
3.控制变量。Size是公司规模变量。公司规模指标可以分为两类，一类是纯规模指标，如公司总资产、公司总股本、股东权益等；另一类是与经营业绩相关的公司规模，如主营业务收入、利润总额、净利润等，这类指标同时受到公司经营业绩与纯公司规模的影响。本文分别选取一种来进行研究，用公司当年期末资产负债表上的总资产Asset表示纯规模指标；用公司当年的主营业务收入Income表示与经营业绩相关的公司规模。H5是Heffindahl指数，描述公司股权集中度，是公司第一大股东至第五大股东持股比例的平方和。Grow是公司成长性指标，本文用公司前三年主营业务收入的平均增长率作为公司的成长性指标。
四、样本相关性分析
从表1相关系数的Pearson检验可以看出，高管人员报酬对数LnW与交互项Dummy*LnP有很强的正相关性，并且在0.01水平上显著。这表明与非核心高管人员相比，核心高管人员报酬与公司市场业绩之间有较高的报酬——业绩敏感性，Pearson检验结果支持假设1-1成立。高管人员报酬对数LnW与交互项Dummy*LnEps、Dummy*LnRoe之间有很强的负相关性，并且在0.01水平上显著。这表明与非核心高管人员相比，核心高管人员报酬与公司会计业绩之间有较低的报酬——业绩敏感性，Pearson检验结果支持假设1-2成立。
高管人员报酬对数LnW分别与交互项RiskP*LnP,Risk Eps* EPs和RiskRoe*Roe的相关系数全部为正，符号与假设所预计的符号相反，都没有通过显著性检验，Pearson检验结果不支持假设2-1和2-2成立。
五、回归结果和结果分析
（一）模型回归结果
用公司市场业绩指标作回归的结果显示，Dummy*LnP的系数为0.7679，与预计符号相符，并且在0.01水平上显著。这表明在用公司年度股价作为业绩考核指标时，核心高管人员的报酬——业绩敏感性b1+0.7679要比非核心高管人员的报酬——业绩敏感性b1显著高出0.7679，假设1-1成立。
用公司年度每股收益作为业绩指标的回归结果显示，Dummy*LnEps的系数为-0.4593，与预计符号相符，并且在0.01水平上显著。这表明在用公司年度每股收益作为业绩考核指标时，核心高管人员的报酬——业绩敏感性要比非核心高管人员显著低0.4593。用公司年度净资产收益率作为业绩指标的回归结果显示，Dummy*LnRoe的系数为-0.3762，与预计符号相符，并且在0.01水平上显著。这表明在用公司年度净资产收益率作为业绩考核指标时，核心高管人员的报酬——业绩敏感性要比非核心高管人员显著低0.3762，假设1-2成立。
用公司市场业绩变异系数作为业绩风险指标的回归结果显示，Risk*LnY的系数b3为正，与预计符号相反。分别用每股收益和净资产收益率的变异系数作为业绩指标，Risk * LnY的系数b3有正有负，并且都不能够通过显著性检验。这表明假设2-1和假设2-2均不成立。
同时，回归结果还显示，控制变量Size*LnY的系数全部为负，并且用会计业绩作为公司业绩指标进行研究时，Size * LnY的系数能够通过显著性检验。这表明公司规模与高管人员的报酬——业绩敏感性之间存在负相关关系，这与Lippert和Moore(1994)和Schaefer(1998)所得结论基本一致。控制变量Grow*LnY的回归系数全部为负，与Lippert和Moore(1994)的研究结果相同，这表明公司成长性与高管人员的报酬——业绩敏感性之间存在负相关关系，但回归结果没有通过显著性检验。
（二）稳健性分析
1.不论是用市场业绩作为公司业绩，用会计业绩方差的变异系数作为业绩风险；还是用会计业绩作为公司业绩，用市场业绩方差的变异系数作为业绩风险进行回归，都能够得出与上面相同的回归结果。
2.将公司规模指标换成公司当年主营业务收入，将公司成长性指标换成公司当年市盈率，也能够支持上述结论。同时，考虑到公司年末最后一天的收盘价容易受到二级市场人为操纵的影响，本文用公司最后一个月的平均价格作为市场业绩指标进行回归，回归结果支持以上的研究结论。
3.用连续五年的年度业绩来计算年度业绩的变异系数，所得到的业绩风险有可能会出现偏差。因此，本文又用1994年——2004年连续十一个年度的业绩值来计算方差，这样样本量减少到283家，回归结果仍支持上述结论。
4.最后，考虑到样本指标的异常值会对回归结果产生影响，需要对异常值进行敏感性分析。本文分别对高管人员报酬、公司业绩和业绩风险的最大和最小的1%观察值进行缩尾调整(Winsorize)处理，回归结果仍然支持上述结论。
六、基本结论和思考
本文首先论述了增加高管人员报酬——业绩敏感性来激励高管人员努力工作，要依赖于业绩指标的选择和业绩风险的大小。只有选择恰当的业绩指标，降低业绩风险，才能通过提高报酬——业绩敏感性，激励高管人员去努力工作，提升公司业绩。然后，本文利用我国上市公司数据，运用实证研究方法，来研究业绩指标的选择和业绩风险的大小与公司高管报酬——业绩敏感性的关系。不论是用Pearson相关系数检验，还是用多元线性回归都可以得出，相对于非核心高管人员来说，核心高管人员报酬有着更大的市场业绩敏感性；相对于核心高管人员来说，非核心高管人员报酬有着更大的会计业绩敏感性。实证检验结果与事先假设相一致。这表明，我国上市公司能够依据高管人员的职位和工作任务不同，赋予不同业绩指标较为合适和有效率的报酬——业绩敏感性。
同时，研究还发现，公司规模与高管人员的报酬——业绩敏感性之间存在负相关关系，这种负相关关系在统计上显著；公司成长性与高管人员的报酬——业绩敏感性之间存在负相关关系，但在统计上没有通过显著性检验。
但是，不论是用Pearson相关系数检验，还是用多元线性回归，都没有发现业绩风险会对高管报酬——业绩敏感性产生显著影响的证据。出现这种情况可能有以下三个的原因：
其一、本文使用上市公司2000年——2004年连续五个年度的标准差变异系数来表示公司业绩风险，这可能存在计量不准确的问题。我国绝大多数上市公司是从2000年后才公开披露高管报酬数据，这就使得对公司高管报酬的研究只能够从2000年开始。但仅用2000年后的年度数据来计算业绩风险，有样本过小的嫌疑。虽然，也可以像Aggrawal和Samwick(1999)一样，用上市公司月市场回报率的方差表示业绩风险来增加样本量，但月度数据的使用会使得受季节影响较大的公司，其业绩风险虚增。
其二、本文假设公司高管人员会将业绩风险大小与报酬——业绩敏感性合理搭配，当业绩风险较大时，会要求较小的报酬——业绩敏感性。但在现实中，高管报酬契约具有一定的稳定性，通常它在确定后的一段时间内保持不变，那么，高管人员报酬——业绩敏感性与业绩风险之间就很难达到及时调整和匹配。
最后，还有一种原因是，我国上市公司高管人员的风险意识还十分薄弱，没有意识到风险对公司价值和高管人员自身报酬的影响。这时，强化高管的业绩风险意识，使之认识到业绩风险的重要作用，这对完善公司治理有一定的意义。当然，强化风险意识具有一定的两面性。它既会使高管人员致力于公司内部治理的完善，来谋求业绩风险的降低；也会使高管人员通过管理行为选择来降低业绩风险，从而损害股东利益。因此，在强化公司高管风险意识的同时，应对其管理行为进行必要的引导和监管。