上市公司职业经理人薪酬与企业绩效关系的实证研究，本文主要内容关键词为：薪酬论文,职业经理人论文,绩效论文,上市公司论文,实证研究论文，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、引言
国外关于职业经理人薪酬与企业绩效关系的研究已经有八十年的历史，最早的研究是Taussings和Baker在1925年在《经济学季刊》上发表的《美国公司和他们的经理人：一项统计调查》，研究发现企业经营者报酬和企业业绩之间只有很小的相关关系。此后主要是对报酬与业绩敏感性的研究，这些研究都是基于代理理论的。主要关注点是薪酬-绩效敏感系数和弹性系数，经理人薪酬结构与绩效的关系，国别比较，副经理或者管理层薪酬与绩效的关系等方面(Scott K.C.,2003; Takao Kato,Woochan Kim,and Ju Ho Lee,2003)等来进行，并且大都是采用的实证的方法(Ciscel and Carroll,1980; Murphy,1986; Coughlan and Schmidt,1985; Antle and Smith,1986; Abowed,1990; Jesen and Murphy,1990; Sigler and Haley,1995)。国内的实证方面的研究集中出现在2000年以后，主要是利用上市公司数据，研究职业经理人的薪酬水平与企业绩效之间的到底存不存在相关关系，且关系如何(魏刚，2000；李增泉，2000；刘国亮、王加胜，2000；冯根福，王会芳，2002；陈燚，2001；赵睿，2002，李锡元，倪艳，2004)。此外，还有研究薪酬结构性差异问题(谌新民，刘善敏，2003)，职业经理人薪酬变动与绩效的关系(刘斌，刘星，李世新，何顺文，2003)。研究的结果发现，我国经理人薪酬与企业绩效之间的关系正在发生变化，随着时间的推移，从早期研究的不相关，越来越多的研究得出相关的结论，体现了我国职业经理人薪酬体系中激励机制正在发生一系列变化。本文，既是以2002年和2003年的数据来检验职业经理人薪酬与企业业绩的关系，来检验我国企业现行激励约束机制的效果。
二、研究设计与假设
职业经理人薪酬与业绩敏感关系的分析是基于代理理论的。由于职业经理人的利益与企业股东不一致，由于其行为的不易观察的特点，所以存在着损害股东利益以最大化自己利益的可能。于是需要设计一套激励相容的薪酬机制来对职业经理人进行激励和约束。
本文的职业经理人是指可以在职业经理人市场上自由流动，并且以自己的经营企业的能力为生的企业经营管理者，随着我国国企改革的深化，以前企业老总由行政任命为主的情况有所改善，并且他们日益成为可以在经理人市场上流动的人力资本。本文的职业经理人薪酬包括工资、奖金、短期与长期激励的收入。在进行实证分析时，如果总薪酬不可获得，则用总的现金报酬即工资加奖金来代替，如果总薪酬和总现金报酬都不可得，则用工资来代替。国外的实证研究已经论证了现金报酬的简单度量是职业经理人保持总额的一个很好的替代物(张正堂，2003)。上市公司的业绩度量有两种方法，一种是基于股票市场价值，另一种是基于财务的绩效。由于我国的股市是弱相关型，企业无法控制的影响股价变动的因素太多，并不能真实反映企业业绩的变化，所以本文采用财务业绩指标来度量企业业绩。
1、研究假设
为了检验我国上市公司职业经理人薪酬与企业业绩的互动关系，本文提出下面两个基本假设：
因为经理人薪酬反映了其市场价值水平，职业经理人高的绩效必然导致对其人力资本升值的预期，职业经理人上一年的业绩表现会使股东改变对其下一年业绩的预期，从而这种业绩的变化体现在职业经理人下一年的薪酬中。
假设1：职业经理人薪酬变动与上年企业业绩变动相关。
激励薪酬设计的初衷是薪酬的变化和职业经理人对薪酬的预期的变化带来职业经理人积极的行为，导致企业业绩的增长。即本年薪酬的增长正向激励了职业经理人，为了获得更多的薪酬，职业经理人会努力工作，导致企业业绩的增长，而薪酬的下降，则负向激励了职业经理人，职业经理人为避免下年的薪酬下降而努力工作，导致企业业绩的增长。
假设2：企业本年业绩变动与职业经理人本年薪酬的变动呈复杂的关系。
2、模型设计
职业经理人薪酬变动及企业业绩变动的计算公式如下：
职业经理人薪酬变动Y=t期职业经理人薪酬-(t-1)期职业经理人薪酬
企业业绩变动X=t期企业业绩-(t-1)期企业业绩
为了检验职业经理人薪酬的激励机制和激励效果，我们建立如下数学模型：
具体检验时，对样本公司的职业经理人薪酬和企业业绩指标还要进行分组，其中，职业经理人薪酬增加的样本数据检验职业经理人薪酬的激励机制和激励效果；职业经理人薪酬减少或者不变的样本数据检验职业经理人薪酬的制约机制和制约效果。
三、数据收集与分析
1、数据收集
上市公司是我国企业的代表，其管理机制、报酬激励制度相对而言比较健全，而且相关的数据相对公开。所以本文以上市公司样本作为研究对象。本文用于分析的数据全部来自中国证监会网站的上市公司2002年和2003年的年报。总经理薪酬来源于上市公司2002年和2003年的年报，如果未披露总经理的准确薪酬的，取金额最高的前三名高级管理人员报酬总额的平均值；如披露，则为披露的精确数据。我们采取完全随机抽样的方式，同时为了保证数据的连续性和可比性，所抽样本必须满足以下条件：(1)该公司在2001年至2003年未更换总经理；(2)该总经理不兼任董事长；(3)该总经理两年来持股比例没有变化；(4)该公司两年来国有股持股比例没有变化。最后我抽取了深沪两市的上市公司中的60家。
职业经理人薪酬(Compensation，简写为C)取自上市公司披露的的总经理年薪。企业业绩(Performance，简写为P)，本文选取反映公司相对业绩指标的净资产收益率(Return of Equity，简写为ROE)作为企业业绩代理变量。为了对分析进行控制，本文采用了以下控制变量：企业的规模，以上市公司的主营业务收入(Revenue from Main Operations，简写为RMO)为代理变量。国家持股比例，国有股是国家股和国有法人股的统称，国家股是有权代表国家投资的机构或部门向股份公司出资形成的股份，我们将国家持股比例分层，国家股比例为0取1，国家股比例在0和20％之间取2，国家股比例在20％到50％之间取3，国家股比例大于或等于50％取4。经营管理者是否持股，总经理在上市公司中持有股份取1，不拥有股份取0。同时不同的地域，中西部欠发达地区取0，东南沿海发达地区取1。本文采用社会统计软件SPSS11.0进行分析。
2、样本统计性质的描述
表1样本上市公司变量的统计性质
注：1、总经理年薪(C)单位为万元；净资产收益率(ROE)单位为％，主营业务收入(RMO)单位为百万元。
表2样本上市公司分组时样本容量情况如下：
根据样本数据我们得到需要检验的变量：
相关分析：
待检验变量之间的相关系数矩阵如下：
表3样本上市公司变量的相关系数矩阵
* Correlation is significant at the 0.05 level( 2-tailed) .
上图表明，总经理报酬变动与ROE前一年的变动正相关，与ROE当年的变动正相关但是相关性不显著。
3、结果及分析
(1)对模型1的检验
①总体概况：总体的单方程回归模型为：
第一行为t检验值，第二行为伴随概率。该方程通过了显著性水平为0.05的t检验和F检验。说明以上市公司总经理报酬与上一年的企业业绩变化相关，假设1成立。
②分组检验：我们按照ROE变动、ROM、国家股比例、总经理是否持股和地域进行分组。
表4按ROE变动分组情况下职业经理人薪酬变动与企业业绩变动的回归
按2002年的ROE变动分组，ROE增长为第1组，ROE下降或者不变为第2组。按ROE变动分组情况下，方程均没有通过显著性水平为0.05的t检验和F检验。说明按ROE变动分组情况下，样本公司总经理薪酬变动与上一年的企业业绩变动不存在显著线性相关关系。
表5按ROM分组情况下职业经理人薪酬变动与企业业绩变动的回归
我们对规模按中值分为两组，2002年RMO大于5.08亿元的为第1组，RMO小于或等于5.08亿元的为第2组。按规模分组情况下，方程均没有通过显著性水平为0.05的t检验和F检验。说明按规模分组情况下，样本公司总经理报酬变动与上一年的企业业绩变动不存在显著相关关系。
表6 对国家股比例分组情况下职业经理人薪酬变动与企业业绩变动的回归
将国家持股比例分为4组，国家股比例为0的为第1组，有9家，国家股比例在0和20％之间的为第2组，有6家，国家股比例在20％到50％之间的为第3组，有15家，国家股比例大于或等于50％的为第4组，有30家。从上表中可以看出，只有当国家股权处于绝对控股地位时，方程通过显著性水平为0.01的t检验和F检验。说明国有股比重对企业经营管理者薪酬与企业业绩变动的关系有影响。并且回归系数为正，说明我国国家股权处于绝对控股地位时，职业经理人薪酬变动能反映前一期企业业绩变动。
表7 按总经理是否持股分组情况下职业经理人薪酬变动与企业业绩变动的回归
我们按总经理是否持股分为两组，总经理不持股为第1组，持股为第2组。总经理不持股情况下，方程没有通过显著性水平为0.05的t检验和F检验，但是通过显著性水平为0.1的t检验和F检验。说明，总经理不持股情况下，职业经理人薪酬变动能反映前一期企业业绩变动，但是显著性水平不高。而总经理持股情况下，方程没有通过显著性水平为0.1和0.05的t检验和F检验。职业经理人薪酬变动受更多因素的影响。
表8按地域分组情况下职业经理人薪酬变动与企业业绩变动的回归
我们对按地域分为两组，东部发达地区为第1组，中西部欠发达地区为第2组。发现，上市公司处于东部发达地区时，方程通过显著性水平为0.05的t检验和F检验。同时，上市公司处于中西部发达地区时，方程没有通过显著性水平为0.05的t检验和F检验。说明，东部发达地区，职业经理人薪酬变动能反映前一期企业业绩变动。而中西部这一机制不明显。
(2)对模型2的检验
总体的单方程回归模型为：
该方程没有通过显著性水平为0.05的t检验和F检验。说明上市公司业绩变化与职业经理人薪酬变化不相关，假设2不成立。
②分组检验：我们按照ROE变化、ROM、国家股比例、总经理是否持股和地域进行分组。
表9 按职业经理人薪酬变动情况下职业经理人薪酬变动与企业业绩变动的回归
按职业经理人薪酬变动情况分组，职业经理人薪酬下降或者不变为第1组，职业经理人薪酬增长为第2组。上表说明样本数据中，职业经理人薪酬下降或者不变时，方程通过了显著性水平为0.1的t检验和F检验。说明职业经理人薪酬下降或者不变时，导致样本公司业绩的下降。说明薪酬的制约机制没有起到作用。而职业经理人薪酬增长时，方程没有通过显著性水平为0.1和0.05的t检验和F检验，说明薪酬的激励机制也存在一定问题。
表10按ROM分组情况下职业经理人薪酬变动与企业业绩变动的回归
我们对规模按中值分为两组，2003年RMO大于6.95亿元的为第1组，RMO小于或等于6.95亿元的为第2组。按规模分组情况下，方程均没有通过显著性水平为0.05的t检验和F检验。说明分组情况下，样本公司总企业业绩变动与总经理薪酬变动与不存在显著关系。
表11 对国家股比例分组情况下职业经理人薪酬变动与企业业绩变动的回归
从上表中可以看出，方程均没有通过显著性水平为0.05的t检验和F检验。说明国有股比重变化对企业经营管理者薪酬变动与企业业绩变动的关系影响不明显。
表12 按总经理是否持股分组情况下职业经理人薪酬变化与企业业绩变化的回归
我们按总经理是否持股分为两组，总经理不持股为第1组，持股为第2组。发现，方程均没有通过显著性水平为0.05的t检验和F检验。说明国有股比重变化对企业经营管理者薪酬与企业业绩变动的关系影响不明显。
表13按地域分组情况下职业经理人薪酬变化与企业业绩变化的回归
我们对按地域分为两组，东部发达地区为第1组，中西部欠发达地区为第2组。发现，方程均没有通过显著性水平为0.05的t检验和F检验。说明地域差异对企业经营管理者薪酬与企业业绩变动的关系影响不明显。
四、结论与未来研究方向
总结前述实证研究结果的相关数据分析，我们得出如下结论：
(1)通过研究我们发现，职业经理人薪酬变动一定程度上反映了上一期企业业绩的变动，但是不明显。
(2)在经理人不持股情况下，职业经理人薪酬变动一定程度上反映了上一期企业业绩的变动，这种趋势较为明显。
(3)在国有股控股情况下，职业经理人薪酬变动一定程度上反映了上一期企业业绩的变动，这种趋势较为明显。
(4)东部发达地区，职业经理人薪酬变动能反映前一期企业业绩变动。而中西部这一机制不明显。
(5)职业经理人本年薪酬的变动与本年企业业绩变动的关系不明显，说明薪酬激励机制有待完善。而且，职业经理人薪酬下降时导致本年业绩的下降。说明薪酬制约机制也有待建立。
本文的局限和未来研究方向：
(1)由于我国特殊的信息披露的关系，我们仅对部分上市公司进行了研究，并对数据做了一些处理，用年报中披露的报酬代替实际报酬，这显然不准确，这无疑会对本文的实证结果产生一定的影响。
(2)由于时间和精力有限，以及资料收集的困难，本文只收集到2年的数据，在今后的研究中，积累更多资料后，可以做时间序列分析，将不同的年份进行对比。
(3)本文对控制变量多处理为0，1变量，在今后的研究中可以进一步细化，有些可以作为连续变量进行分析，从而使研究更为精确。
(4)未来的研究还应当考虑到上市公司与非上市公司的差别，结合企业的典型案例和我国国有企业的治理结构的现实状况，加强政策研究。
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