大股东掏空与CEO薪酬契约，本文主要内容关键词为：大股东论文,契约论文,薪酬论文,CEO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
所有权与经营权两权分离，引发现代公司的委托代理问题。Jensen and Meckling(1976)以及Jensen and Murphy(1990)的理论与实证研究表明，建立CEO报酬与公司价值相挂钩的业绩型薪酬有助于规范高管寻租、缓解过度投资、优化公司治理、降低代理成本并提高公司价值。西方国家已较早建立起业绩型薪酬，大量文献也表明上市公司CEO薪酬与公司业绩存在显著的正相关关系(Core et al.,1999; Jackson et al.,2008)。
目前，有关我国上市公司CEO薪酬业绩敏感性的研究，国内已有成果主要集中在分析股权结构、公司治理、政府干预和产品市场竞争四方面因素对高管薪酬业绩敏感性的影响，如李增泉(2000)发现高管薪酬与企业业绩无关；Firth等(2007)发现，董事会独立性和CEO两职分离均有助于提高CEO薪酬业绩敏感性；刘凤委等(2007)发现，政府对企业干预越多，会计业绩的度量评价作用就越小，而且公司外部竞争程度越低，会计业绩与经营者奖惩之间的关联度就越弱，表明制度环境影响CEO薪酬结构；方军雄(2009)发现2001年至2007年间高管薪酬业绩敏感性呈上升趋势，表明我国上市公司已建立起业绩型薪酬；辛清泉和谭伟强(2009)发现，市场化改革提高了国企经理人薪酬的业绩敏感性，但保护性行业经理人薪酬契约的市场化演进速度显著慢于竞争性行业，而且市场力量对央企经理人薪酬契约的影响显著小于地方国企。
徐莉萍等(2006)发现，我国上市公司大股东合计持股比例的均值和中位数分别高达54％和56％，其中外部大股东的持股比例仅为8.61％，表明我国上市公司股权高度集中且股权制衡机制较弱。Cheung et al.(2006)以及Jiang et al.(2010)发现，大股东经常通过关联交易和资金占用等方式转移上市公司资源并侵占中小股东利益。鉴于国内已有文献较少从大股东掏空的角度研究CEO薪酬契约，因此本文以2005年至2011年间非金融类上市公司为样本，采用其他应收款衡量大股东掏空，研究大股东掏空对CEO薪酬业绩敏感性、在职消费和CEO变更业绩敏感性的影响。
本文的贡献和创新主要体现在以下两方面：一是首次构建一个包含两类代理成本的委托代理模型，深入考察大股东与管理层之间的博弈对公司治理和公司财务行为的影响，在此基础上提出大股东掏空影响CEO薪酬契约的理论命题；二是系统考察大股东掏空对CEO薪酬业绩敏感性、CEO变更业绩敏感性以及CEO在职消费三方面的影响，发现大股东掏空不仅直接侵害中小股东利益，而且破坏公司治理并增加代理成本，为研究大股东掏空的经济后果提供了较全面的经验证据。
本文其余部分结构如下：第二部分构建理论假设和计量模型；第三部分描述变量和数据；第四部分提供实证检验结果；第五部分提供稳健性分析；最后部分总结全文。
二、理论假设与计量模型
本文在Holmstrom(1979)的基础上，通过构建一个扩展的委托代理模型考察大股东掏空对CEO薪酬契约的影响。模型的基本假设如下：
(3)上市公司存在两类委托人：持股比例为m的大股东和无实际控制权的小股东。鉴于掌握公司实际控制权的大股东直接决定高管的聘任、薪酬和升迁，因此本文将CEO薪酬契约的委托人设定为大股东，并假设大股东呈风险中性。大股东可通过掏空上市公司获取收益tun，但可能面临法律制裁或其他成本。根据La Porta et al.(2002)，本文将掏空的成本函数设定为
，其中k为投资者受法律保护程度，f为CEO薪酬契约中利润分成的比例。
如果CEO薪酬业绩敏感性f增加，那么CEO薪酬水平与公司业绩的相关性上升，表明公司业绩对CEO薪酬的影响程度较大，此时CEO将更加关注公司绩效，同时，更有动力避免业绩下滑(张敏等，2012)。鉴于大股东掏空可能损害公司业绩(Cheung et al.,2006; Jiang et al.,2010)，因此薪酬业绩敏感性较高的CEO更有动力抵制大股东的掏空行为，表明大股东掏空成本与CEO薪酬业绩敏感性呈正相关关系。
大股东掏空对上市公司不仅造成直接损失tun，而且可能增加业绩的噪音成分，此时业绩可表述为
。另外，如果大股东采用关联交易等方式掏空上市公司，那么公司会计核算的准确性必然下降，而且会计信息的可靠性也相应减弱，导致委托人和代理人之间信息不对称增加。佟岩和王化成(2007)发现大股东追求私利的关联交易导致公司的盈余质量显著降低。
给定掏空水平和CEO薪酬契约，如果委托人属于风险中性，那么其期望效用等于期望收入：
假设CEO拥有负指数效用函数，CEO实际收入的确定性等价值为：
进一步假设经理人市场属于完全竞争市场，CEO的保留工资为0，而且委托人具有绝对议价权。此时，大股东的优化问题可以表述为：
其中，(IR)为参与约束条件，即CEO获得的确定性等价收入大于其保留工资；(IC)为激励相容条件，保证CEO愿意努力工作，即CEO付出最优努力时所获得的确定性等价收入达到最高。
利用IC的一阶导数进行替换求解，可得CEO的最优努力水平和最优激励契约：
由此推导出以下两个命题：
命题1：
，表明大股东掏空导致CEO薪酬业绩敏感性下降。
命题2：
，表明CEO薪酬业绩敏感性与业绩噪音水平呈负相关关系。换言之，大股东掏空可以引起企业业绩的度量精确性下降，从而导致CEO薪酬业绩敏感性减小。综合以上两个命题，本文提出假设一：
假设一：大股东掏空导致CEO薪酬业绩敏感性下降。
根据方军雄(2009)，本文设置以下面板数据计量模型检验假设一：
鉴于薪酬业绩敏感性减弱后，CEO薪酬可能呈现出显著的粘性特征，而且与公司业绩之间的相关性降低，导致CEO不愿为优化股东利益付出最大努力，因此，大股东可能通过提供政治晋升或在职消费等激励措施提高CEO的工作积极性。另外，大股东也可能以增加在职消费的形式拉拢CEO，为掏空企业创造便利条件。Chen et al.(2010)发现，在职消费已成为我国上市公司高管重要的隐性收入渠道。张敏等(2012)进一步发现，商业银行的大股东为获取关联贷款，故意降低高管的薪酬业绩敏感性，然后以在职消费的形式补偿高管。根据以上分析，本文提出假设二：
假设二：大股东掏空导致在职消费上升。
根据陈冬华等(2005)，本文设置以下面板数据模型检验假设二：
其中，
为年度t公司iCEO的在职消费水平；
为员工平均薪酬与高管平均薪酬之比；
为每股自由现金流。假设二要求
的系数估计值显著大于0。
Jensen and Warner(1988)认为，公司治理较好的企业对经理人的监督与激励机制也较完善，可以通过识别并替换业绩不佳的高管提升企业业绩、减少代理成本并增加股东财富，因此高管变更有助于约束经理人，也是衡量公司治理的重要指标。Weisbach(1988)、朱红军(2004)等均发现高管变更与企业业绩负相关，表明经营业绩下滑是导致高管变更的重要原因。
叶康涛(2011)认为，业绩指标作为高管变更的主要依据，应准确反映公司基本面信息和经理人行为，但大股东掏空可能模糊会计主体边界，降低会计核算准确性和可靠性，进而加剧委托人和代理人之间的信息不对称。王化成和张伟华(2010)发现，其他应收款和其他应付款两类关联交易制约了会计信息的缔约功能，导致高管变更与企业业绩之间的相关性下降。Cheung et al.(2006)和Jiang et al.(2010)发现，大股东掏空降低公司业绩。建立在公司业绩基础上的高管变更对经理人不公平，容易引发高管与大股东之间的冲突，给定大股东追逐私利，降低高管变更和业绩之间的敏感性成为解决高管与大股东冲突的重要手段。根据上述分析，本文提出第三个假设并构建相应的面板数据Logit模型：
假设三：大股东掏空导致CEO强制变更与业绩之间的敏感性下降。
三、变量与数据
1.CEO薪酬
根据林大庞和苏冬蔚(2011)，本文通过以下公式计算CEO总薪酬：
2.公司业绩
根据Firth et al.(2007)和辛清泉和谭伟强(2009)，本文分别采用会计指标和市场指标衡量公司业绩，会计指标为总资产收益率(ROA)，市场指标为考虑分红的股票收益率(RET)，此外，使用营业利润率(OI)和净资产收益率(ROE)进行稳健性分析。
3.掏空
根据Jiang et al.(2010)以及Wang and Xiao(2011)，本文使用其他应收款余额与总资产之比衡量大股东掏空(ORECTA)。鉴于大股东掏空和CEO薪酬业绩敏感性可能同时受到某些变量的影响，如公司治理不完善导致掏空增加而CEO薪酬业绩敏感性下降，此时掏空和CEO薪酬业绩敏感性之间呈现伪负相关，另外，公司正常交易也可能引起其他应收款上升，因此本文根据Wang and Xiao(2011)，使用全样本估计以下回归方程：
然后通过回归残差TUNRES(即异常应收款)衡量大股东掏空。
4.在职消费
根据陈冬华等(2005)、Chen et al.(2010)和张敏等(2012)，本文使用上市公司现金流量表中“支付的其他与经营活动有关的现金总额”衡量在职消费水平，然后将该科目总额与高管人数相除，计算出人均在职消费金额并取自然对数(LNPERK)。
姜付秀等(2009)认为，销售管理费用包括管理者薪金、差旅费、广告和营销费用等，这些项目很大程度反映了高管可自由支配的费用，可用于衡量代理成本，特别是管理层可能利用广告和销售费用掩饰在职消费支出，因此本文使用管理费用率(MCOST)衡量在职消费。
5.CEO变更
按离职原因，CEO离职可分为自愿性变更与强制性变更。沿袭这一思路，本文将报表中明确说明CEO离任是因为退休、任期届满、控制权变动、健康原因、完善公司治理结构以及涉案或结束代理确认为公司发生常规性CEO变更，将其它情况归为强制性变更。如果当年出现CEO强制性变更，则令TOVER取值为1，否则取值为0。
6.相对薪酬
根据陈冬华等(2005)，本文采用员工平均薪酬与高管平均薪酬之比衡量相对薪酬(RPAY)，其中，员工平均薪酬通过现金流量表中“支付给职工以及为职工支付的现金流量”与企业员工人数之比衡量，高管平均薪酬为高管薪酬总额与领薪高管人数之比。RPAY取值越大，表明企业薪酬管制越严重。
7.公司层面控制变量
(1)公司规模(SIZE)：公司期末总资产的自然对数；(2)财务杠杆(LEV)：期末总负债与期末总资产之比；(3)成长能力(BM)：资产账面值与市值之比；(4)经营风险(STDROA)：年度t－2至t期间ROA的标准差；(5)每股自由现金流。
8.公司治理变量
(1)第一大股东持股比例(TOP1)；(2)股权制衡度(TOP2－5)：第二至第五大股东持股比例之和；(3)产权性质(STATE)：若公司为国有控股，那么STATE取值为1，否则取值为0；(4)董事会结构：包括董事会人数(BOARD)，独立董事占董事会人数的比率(IND)和总经理是否兼任董事长(DUAL)。
9.高管个人特征
(1)CEO性别(GENDER)：若CEO为男性，则GENDER取值为1，否则取值为0；
(2)CEO年龄(AGE)和在位时间(TENURE)。
10.地区、行业和年度控制变量
本文按研究惯例设置年度虚拟变量以及东部、中部和西部三个地区虚拟变量，并根据中国证监会制订的上市公司行业分类标准设置行业虚拟变量，其中制造业按二级分类构建虚拟变量，另外，从樊纲等(2011)取得2005年至2009年间上市公司所在地的市场化指数(MKT)，然后使用2008和2009年度MKT的平均值作为2010年的估计值，再使用2009年度和2010年度的平均值估计2011年度的MKT。
11.数据
本文选取2005年至2011年间A股非金融类上市公司为样本。从CSMAR提取CEO薪酬、CEO变更和公司财务数据，从CCER数据库提取公司治理数据，并根据上市公司年报对样本期内所有CEO的现金薪酬、持股数量和股票期权持有量进行核实和补遗。此外，对各主要变量的最大和最小1％极端值进行缩尾处理(Winsorize)。表1提供了变量含义与基本统计量。
四、实证结果
(一)大股东掏空与CEO薪酬业绩敏感性
表2提供了2005年至2011年面板数据回归模型(5)的估计结果，被解释变量为CEO总薪酬LNTPAY其中，栏i至iv使用总资产收益率ROA衡量公司业绩，栏v至viii使用股票收益率RET衡量公司业绩；栏i、iii、v和vii仅加入公司绩效水平项，而栏ii、iv、vi和viii则加入大股东掏空TUNRES以及TUNRES与公司业绩的关联项。考虑到公司与CEO之间存在异质性，本文分别使用OLS和固定效应(FE)估计模型。
由表2的结果可见，采用总资产收益率ROA衡量公司业绩时，
的系数估计值均在1％水平上显著为正，表明我国上市公司已建立起业绩型薪酬，这与方军雄(2009)的结论一致。将大股东掏空TUNRES以及TUNRES与公司业绩的关联项加入回归方程时，
的系数估计值分别在1％和10％水平上显著为负，表明大股东掏空越严重，CEO薪酬与公司业绩之间的敏感性越小；大股东掏空每增加1个百分点，CEO薪酬业绩敏感性就下降0.5％(见栏ii)。使用股票收益率RET衡量公司业绩时，
的系数估计值分别在5％和1％水平上显著为负，表明假设一无法被拒绝，大股东掏空导致CEO薪酬业绩敏感性下降。
关于公司层面控制变量对CEO薪酬的影响，本文发现SIZE的系数估计值显著为正而LEV和BM的系数估计值则显著为负，表明规模较大、财务风险高和成长性较好的公司提供更高的CEO薪酬，与Wang and Xiao(2011)的结论相一致；采用OLS进行估计时，STDROA的系数估计值显著为负，表明经营风险较高的公司提供较低的CEO薪酬。
关于股权结构和公司治理等因素对CEO薪酬的影响，本文发现，STATE的系数估计值有四次在1％水平上显著为负，表明国有控股公司的CEO薪酬较低，与Firth et al.(2007)的结论一致；BOARD和DUAL的系数估计值显著为正，表明两职分离和小规模董事会有助于降低CEO薪酬，这与Yermack(1996)的结论一致；AGE和TENURE的系数估计值显著为正，表明年龄更大和任期更长的CEO更容易获得高薪；此外，MKT的系数估计值在5％水平上显著为正，表明公司所在地市场化程度越高，CEO薪酬越高，这与辛清泉和谭伟强(2009)的研究结果一致。
(二)大股东掏空与CEO在职消费
表3提供了2005年至2011年面板数据回归模型(6)的估计结果，其中，栏i至iv使用人均在职消费LNPERK作为因变量，栏v至viii使用管理费用率MCOST衡量在职消费，栏i、iii、v和vii包含CEO总薪酬LNTPAY，而栏ii、iv、vi和viii则使用CEO现金薪酬LNCPAY和股权薪酬LNSPAY。
由表3的结果可见，采用LNPERK衡量在职消费时并使用OLS估计方程时，TUNRES的系数估计值均在1％水平上显著为正，表明大股东掏空越严重，CEO在职消费水平就越高；大股东掏空每上升1个百分点，人均在职消费就增加约1.3％。使用管理费用率MCOST衡量在职消费时，TUNRES的系数估计值也均在1％水平上显著为正，大股东掏空每上升1个百分点，管理费用率就增加0.046至0.064个百分点，表明假设二无法被拒绝，大股东掏空导致在职消费上升。
关于CEO薪酬对在职消费的影响，采用MCOST衡量在职消费时，LNTPAY和LNCPAY的系数估计值均在5％水平上显著为正，表明CEO总薪酬或现金薪酬越高，在职消费越多，原因可能在于薪酬与在职消费反映了高管在组织中的相对地位，因此在职消费与高管薪酬呈正相关关系(Chen et al.,2010)。
关于公司层面控制变量对在职消费的影响，本文发现以下四方面结果：首先，采用LNPERK衡量在职消费时，SIZE的系数估计值在1％水平上显著为正，表明规模较大的公司具有更多的人均在职消费，这与Chen et al.(2010)的结论一致，但是，采用MCOST衡量在职消费时，SIZE的系数估计值却显著为负，表明规模较大的公司具有较低的管理费用率，这与姜付秀等(2009)结论相一致。产生上述结果的原因可能在于人均在职消费为绝对量，而管理费用率则考虑到企业规模的影响，规模大的公司有实力给高管提供更多的人均在职消费，但在职消费占公司规模的比重却可能下降。
其次，使用LNPERK衡量在职消费时，STATE的系数估计值显著为负，表明非国有企业高管享有更多的人均在职消费，而使用MCOST衡量在职消费时，STATE的系数估计值则显著为正，表明国有上市公司具有较高的管理费用率。杨友林(2011)认为，人均在职消费水平没有考虑到公司规模的影响，很难在上市公司之间进行比较，而管理费用率属于相对量指标，更能准确反映在职消费。
再次，LEV的系数估计值均在1％水平显著为正，表明财务杠杆越大，高管人均在职消费和管理费用率均越高，原因可能在于国有银行具有预算软约束，无法充分发挥债务的外部治理效应(陈冬华等，2005)。
(三)大股东掏空与CEO强制性变更
表4提供了面板数据Logit模型(7)的估计结果，其中，栏i和ii使用总资产收益率ROA衡量公司业绩，栏iii和v使用股票收益率RET衡量公司业绩；栏i和iii使用混合Logit估计法，栏ii和iv使用面板数据随机效应Logit估计法。
由表4的结果可见，采用总资产收益率衡量公司业绩时，的系数估计值均在1％水平上显著为负，表明公司业绩下滑将导致CEO强制变更的概率上升。无论使用总资产收益率，还是考虑分红的股票收益率衡量公司业绩，
的系数估计值均显著为正，表明大股东掏空行为越严重，CEO变更与公司业绩之间的敏感性就越低，因此假设三无法被拒绝。
此外，TUNRES的系数估计值均在1％水平上显著为正，表明大股东掏空增加CEO离职的概率，原因可能在于大股东掏空损害公司业绩(Cheung et al.,2006)，而CEO强制变更与公司业绩呈显著的负相关关系，导致掏空与CEO变更呈正相关关系。
关于股权结构和公司治理等因素对CEO强制变更的影响，本文发现TOP1的系数估计值均显著为正，原因可能在于持股比例大的控股股东所受股权制衡程度低，容易进行掏空(Cheung et al.,2006)，进而导致公司业绩下滑和CEO出现强制变更。LEV的系数估计值在1％水平上显著为负，表明财务风险高的公司具有较高的CEO离职率，这与朱红军(2004)结论相一致。
关于个人特征对CEO变更的影响，本文发现TENURE的系数估计值均在1％水平上显著为负，表明任职期限越长，CEO发生强制变更的可能性就越低。此外，MKT的系数估计值均显著为负，表明上市公司所在地市场化程度越高，CEO发生强制性变更的概率就越小。
五、稳健性分析
关于大股东掏空与CEO薪酬业绩敏感性，本文从以下六方面进行稳健性分析：一是使用营业利润率OI衡量公司业绩，然后重新估计回归方程(5)；二是使用经行业均值调整的ROA衡量公司业绩；三是使用两个指标衡量CEO薪酬：CEO股票和期权薪酬(LNSPAY)以及总薪酬位列前三名的高管的平均薪酬(LNT3PAY)；四是使用两个指标衡量大股东掏空：其他应收款与总资产之比(ORECTA)以及大股东占用上市公司的资金额(TUNNEL)；五是使用Heckman模型纠正样本自选择问题。样本选择方程的因变量为大股东掏空水平的虚拟变量，当TUNRES大于样本均值时，取值为1，否则取值为0；六是使用工具变量和2SLS处理内生性，如选取世界银行(2006)公布的中国各省市总体投资环境INVEST和市场化指数MKT作为大股东掏空TUNRES的工具变量。根据世行报告，中国总体投资环境较好的是东南地区(包括江苏、上海、浙江、广东和福建)和环渤海地区(包括北京、天津、河北和山东)。如果公司注册地属于这两个地区，本文令投资环境变量，INVEST取值为1，否则为0。
本文发现掏空与公司业绩关联项的系数估计值均显著为负，表明大股东掏空导致CEO薪酬业绩敏感性下降，假设一无法被拒绝。上述结论与表2的结果基本一致。①
关于大股东掏空与CEO在职消费，本文从以下四方面进行稳健性分析：一是沿袭Firth et al.(2006)和方军雄(2009)的方法，将在职消费LNPERK作为因变量，公司规模、股权结构、公司治理、地区、行业和年度等作为自变量进行回归，通过回归残差衡量异常在职消费(PERKRES)，然后重新估计回归方程(6)；二是使用其他应收款与总资产之比(ORECTA)以及大股东占用上市公司资金(TUNNEL)衡量大股东掏空；三是使用Heckman模型纠正样本自选择问题；四是使用投资环境变量INVEST和市场化指数MKT作为大股东掏空TUNRES的工具变量，然后通过工具变量法与2SLS处理内生性。
本文发现大股东掏空的系数估计值均显著为正，表明大股东掏空导致CEO在职消费上升，假设二无法被拒绝。上述结论与表3的结果基本一致。
关于大股东掏空与CEO强制变更，本文也从以下四方面进行稳健性分析：一是使用经行业均值调整的ROA衡量公司业绩，重新估计回归模型(7)；二是使用其他应收款与总资产之比ORECTA衡量大股东掏空；三是使用允许样本选择的Probit模型纠正样本自选择；四是使用投资环境变量INVEST和市场化指数MKT作为大股东掏空TUNRES的工具变量，然后通过IV－Probit处理内生性。
本文发现大股东掏空与公司业绩关联项的系数估计值均显著为正，表明大股东掏空越严重，CEO强制变更与公司业绩之间的敏感性就越弱，假设三无法被拒绝。上述结论与表4的结果基本一致。
六、总结
建立CEO报酬与公司业绩相挂钩的业绩型薪酬是解决委托代理问题的重要途径。如果CEO薪酬以及CEO任免与公司业绩之间的敏感性均较强，那么CEO将更有动力改善管理方式、增加运营效率并提高公司业绩。
本文以2005年至2011年间A股非金融类上市公司为样本，研究大股东掏空对CEO薪酬契约的影响并发现，我国上市公司已建立起业绩型薪酬，但大股东掏空导致CEO薪酬以及CEO强制性变更与公司业绩之间的敏感性均减弱，同时，CEO在职消费显著上升，表明大股东掏空侵占上市公司资源、破坏公司治理并增加代理成本。
本文的实证结论具有以下两方面的政策含义。第一，上市公司应注重优化股权结构、资本结构和公司治理，并不断完善控股股东与大股东持股的制衡机制，尽量减少大股东掏空，才能设计更加合理有效的CEO薪酬契约，降低代理成本，提高公司价值。第二，监管当局应加大监管力度，不断完善法律法规体系并提高司法效率，强化与规范上市公司信息披露制度，为维护投资者权益和优化CEO薪酬契约营造良好的制度环境。
收稿日期：2013－06－17
注释：
①由于篇幅所限，本文未提供详细的稳健性分析结果。有兴趣的读者可来信索取。