经理人激励机制实证研究

第六章　我国上市公司激励效应的实证研究

激励效应的实证检验有助于评价激励机制好坏，为激励机制的改进提供反馈。我国上市公司公开披露数据的实证研究发现，上市公司的整体激励效果不太理想。我国现有的相关实证研究之所以没有得到显著的结论，关键是没有考虑薪酬界定、利益相关者治理以及经理人风险等因素对激励合约的影响，并缺乏激励效果的可靠检验方法，因此本研究从薪酬与业绩的相关性入手，在以下三方面深入展开分析:第一，对经理人的控制权收益进行科学计量;第二，考虑薪酬激励中利益相关者带来的影响;第三，考虑利益相关者和经理人的风险分担情况。

一、研究设计

薪酬激励效果的实证研究结果是检验激励机制设计好坏的主要依据。薪酬激励的效果是否显著，薪酬激励是否有足够强度，有没有激励失效问题，这些都是薪酬激励效果评价的主要内容，其目的是验证经理人付出的努力与其得到的回报是否对称。在完全竞争市场上，经理人的价值可以通过其在经理人市场的显性报酬来反映，公司的价值可以通过资本市场来评价。在我国这样的不完全竞争市场上，资本市场的定价功能薄弱，经理人发育滞后，加上企业偏重组织激励而不是市场激励。由于经理人的创造性劳动和管理才能还不能完全通过健全的绩效考核和激励制度加以实现，资本市场等市场评价机制还不能有效传递经理人的业绩信息，激励效应很难科学反映。这就需要对激励合约的关键变量进行计量，并对激励机制设计的效果进行系统的评价。

市场导向的薪酬设计是企业发展的趋势。这需要按照市场定价方式对薪酬合约的成本和价值以及公司的业绩进行计量，然后引入薪酬与业绩敏感度指标PPS来评价激励合约的效果。PPS是公司业绩与经理人报酬之间的相应变动关系，即公司业绩每增长多少，经理人的报酬增长多少。PPS依赖于将经理人努力转化为产出的生产函数、经理人效用函数、经理人风险厌恶程度以及公司业绩风险等因素，仅靠诸如基于业绩的报酬这种单维的计价变量来描述经理人与股东之间的激励相容程度是不够的，直接研究薪酬—业绩敏感性的高低也有难度，可行的是从薪酬的决定因素角度来研究PPS，即通过研究经理人薪酬对公司某些特定决策的影响来寻求其是否具有激励效应的经验证据。当经理人获得某种形式的薪酬时，对公司的特定决策必然会产生影响，进而呈现出正面或者负面的激励效应。市场化改革的推进必然要求激励主体在考虑公司的某些特定决策的基础上，对包括期权在内的各种激励方式的风险和收益进行评价，对经理人持股或股票期权进行市场定价，业绩和薪酬变动的一致性正是源于参与约束和激励相容约束的一个较好的检验标准。

针对现有研究的不足，本书围绕图1－2展开，拟从如下四方面展开实证分析。

(一)对控制权收益进行科学计量

经理人薪酬是经理人未来人力资本价值的贴现，但是人力资本价值需要连续的时间序列数据做支撑，实际运用起来有些困难。根据多数学者和专家的研究，我们将经理人激励划分为货币性收益(工资性报酬)和控制权收益两部分加以计量(张维迎，1998;徐宁等，2003;聂祖荣，2003)。因此，本研究将薪酬用控制权收益来代替，控制权收益包括显性控制权收益和隐性控制权收益(见图6－1)。

图6－1　广义薪酬的构成

(二)对公司价值进行科学计量

在企业价值分享制中，企业价值是其未来现金流的贴现，利益相关者是企业现金流的剩余索取者。在企业的实际经营当中，利益相关者对企业价值的贡献是多方面的，但是最终可以通过价值评价来计量。不同的价值评估方法得到的结果会有所差异。本研究采用多种价值指标来衡量公司价值。

(三)考虑利益相关者对薪酬激励的影响

我国公司经理人激励效果不佳的原因主要来自公司治理不健全，现有相关研究从股东和董事会治理角度考虑较多，从员工、债权人等利益相关者角度研究较少，因此本研究将利益相关者的治理变量纳入激励合约加以检验。

(四)考虑利益相关者和经理人的风险情况

收益与风险的分担是薪酬合约的本质特征。现有相关研究在考虑收益如何分配的同时，忽视了风险的影响，本研究将经理人面临的风险和公司面临的风险纳入激励合约加以检验。

本研究还考虑了激励影响因素的因果关系。按照激励理论中的路径—目标理论，高薪应该是经理人努力带来的公司绩效提升的必然结果，换句话说，良性的激励机制应该是经理人努力带来业绩越好，经理人的薪酬越高;而不是薪酬越高，经理人的业绩越好，这也就是为什么用薪酬作为因变量的原因。激励的因果关系往往成为经理人提高薪酬的借口，因为薪酬与公司规模存在明显正相关关系，所以经理人不顾公司价值而盲目扩大公司规模，来提高自己的薪酬，这真是道德风险和逆向选择的结果。此外，经理人在谈判过程中总是将有利原因归于自己可控的范围，将不利原因归于外部不可控因素，必须对合约内生影响和外部环境的影响加以区分。现有的相关研究主要围绕三条主线展开:①利益相关者绩效与公司价值的相关性研究;②经营者收益与公司价值的相关性研究;③利益相关者对经营者的激励效应研究。可行的研究思路是先研究利益相关者与公司价值的相关性，筛选出与公司价值的相关的利益相关者模式，再检验不同的利益相关者治理模式下经营者收益与公司价值的相关性，但是这种研究的工作量太大，所以我们先研究经营者收益与公司价值的相关性研究，再引入利益相关者的治理变量，通过逐步回归来筛选出与公司价值相关的治理变量，并挖掘影响利益相关者激励的内在决定因素。

二、研究假设

(一)薪酬业绩敏感性的假设

当经理人的受托责任只是利润最大化时，股东会根据会计指标来考核和激励经理人，经理人领取短期薪酬，自然更关心会计业绩;当经理人的受托责任是股东价值最大化时，股东更加关心公司长期价值的增加，因为持股激励是为了引导经理人的长期价值创造行为。而目前，我国的公司治理不健全，上市公司“内部人”现象严重，加上控制权市场发育程度低，经理人的控制权收益而非货币化的薪酬才是经理人的总报酬(赵昌文、庄道军，2004)。一定条件下，控制权收益有利于企业经营目标的实现(周其仁，1997)。但是，并非经理人享受的在职消费越多，股权激励的比例就越高;为使股权激励有效，经理人的固定收入应该尽可能的小(马震，2002)。企业控制权实际上始终构成对企业家努力和贡献的一种回报。当企业家所掌握的控制权达到一定程度时，控制权收益的激励作用将比货币性收益更重要。这种激励的后果不一定与委托人的目标相一致，基于国内外相关研究，可以得出以下假设:

H1:考虑持股的显性薪酬与公司价值不存在相关关系

H2:考虑持股的显性薪酬与公司价值存在弱正相关关系

H3:经理人的全部报酬与公司价值存在较强的正相关关系

(二)内生激励变量的假设

前面的研究没有考虑激励合约的内生因素。这些内生因素是直接影响激励合约的变量。这就需要进一步探求薪酬业绩敏感性与影响激励效果的合约内生变量的关系。委托人和代理人之间的信息不对称和风险偏好的差异使得代理人的风险规避程度不易直接观测，代理人努力的成本系数反映了不同努力程度带来的成本大小的敏感性，主观努力的效果不易衡量，但是努力实现的客观条件如制度环境、公司规模、市场竞争环境、社会责任等在很大程度上间接反映了代理人努力和风险偏好，因为公司的规模越大，所处市场的竞争越激烈，职工总人数越多，领薪与公司业绩联系越紧，经理人需要付出的努力越大，其薪酬相应就比较高，因此薪酬与经理人的经营能力和努力程度对公司绩效的影响正相关。而且，经理人接受委托责任的风险越大，越不情愿与公司业绩挂钩;他们对不同受托任务的风险具有选择偏好，不持股经理人的风险规避态度会导致他们选择风险低、回报率低的投资项目，更看重业绩奖金及年薪收入，更不愿承担资产管理风险;持股经理人希望获得尽可能多的股息和红利，更不愿承担经营风险，但在现行的考核体制下，经理人会在两个方面作风险最小化的权衡。由于经理人对会计业绩具有较大的可控性，他们对经营风险具有更高的敏感性;虽然经理人对股价的影响不强，但是随着股份全流通改革的推进，他们对市场风险具有更高的敏感性。基于以上研究可以得出以下假设:

H4:经理人的风险规避程度与薪酬业绩敏感性负相关

　　经理人的努力成本或企业经营难度与薪酬业绩敏感性正相关

H5:经理人的经营风险与薪酬业绩敏感性负相关

H6:经理人的财务风险与薪酬业绩敏感性负相关

H7:薪酬有关的风险激励与非系统性风险负相关

H8:薪酬有关的风险激励与市场系统性风险正相关

(三)利益相关者治理的假设

转型时期上市公司经理人的激励与公司治理密切相关。与现有相关研究不同，我们侧重从利益相关者的角度来分析经理人的激励效应。如果只有股东绩效变量与企业价值相关时，我们认为是委托代理模式;如果除了股东绩效变量与企业价值相关，还有其他利益相关者也与企业价值相关时，我们认为是利益相关者模式。如第四章所述，利益相关者绩效包含三个财务绩效、参与程度和保护程度指标，这里我们主要取财务绩效指标。经理人的薪酬主要由上级主管部门或代表股东的董事会来制定，股权集中度越高，公司的控制力越强，对经理人的监督约束越有力，否则分散的股权会给经理人定薪提供更大的自主权;同时持股的中小股东或外部董事比例越高，对经理人的约束越强;公司负债比率越高，会迫使经理人提高资产收益或减少薪酬等现金流量的支出，以防止解雇失去控制权或被清算。当公司的成长机会和投资机会越多时，经理人要求的总报酬也会越高。上市公司的股利政策既缺少连续性，又缺乏稳定性，使得股利信号难以作为评价经理人业绩的有效指标，去激励他们改善公司业绩。因此，可作如下假设:

H9:股权集中度、董事长和经理人的两职分离程度、经理人的控制权程度与薪酬业绩敏感性正相关

H10:董事会中外部董事的比例与薪酬业绩敏感性负相关

H11:资产负债率与薪酬业绩敏感性正相关

H12:薪酬倍数与薪酬业绩敏感性正相关

H13:公司成长和投资机会与薪酬业绩敏感性正相关

H14:股利发放与薪酬业绩敏感性不相关

(四)合约控制变量的假设

国内外多数研究发现薪酬业绩敏感性与公司规模正相关。公司规模越大，实现同样的业绩增长幅度的难度也越大，Willam G. Hardin ( 1998)的研究证明，公司规模是决定CEO薪酬的最为关键的因素之一，CEO的报酬与公司规模之间具有正相关性。而且，企业所属的产业特性对薪酬业绩敏感性有较大影响。企业所处的市场竞争环境不同，经理人付出的努力和承担的风险也不同。因此，可作如下假设:

H15:公司规模与薪酬业绩敏感性正相关

H16:公司所在行业的薪酬业绩敏感性有显著差异

(五)风险收益分担的假设

激励效果的好坏不仅取决于经营者的风险规避态度、努力程度等因素，还取决于企业特有风险和外部环境的波动。企业特有风险包括生产经营的不确定性、投资项目的选择、财务杠杆的使用等;外部风险包括宏观经济运行、资本市场的波动、政府相关政策以及投资者的非理性行为等。尤其当经理人持股时，他们未能分散多元化自身投资来分散风险的问题就变得更为突出，这会增大经理人承担的企业特有风险( Smith和Watts，1992; Aggarwal，etc，1999)。如果一项激励计划的实施后，经营者因为薪酬增长而承担更大的风险，反而降低了他们的积极性，这显然不是理想的激励方案。国内相关研究侧重薪酬与业绩的截面回归分析，还没有很好地考虑薪酬激励的风险问题，自然无法反映薪酬激励的真实效果。而且，由于信息不对称程度的差异，在不同时段和不同业绩区间，不同业绩类型经营者的风险收益分担比例会有差异。为了验证风险收益分担对激励效果的影响，我们提出如下假设:

H17:经理人的薪酬与公司无风险收益不相关

H18:经理人的薪酬与公司的风险收益显著性相关

三、数据与方法

(一)样本选择

本书研究数据来自深圳市国泰安公司和巨潮资讯网。^[1]由于1998年以后的薪酬数据披露较为规范，并且为了获得更多薪酬的相关信息，我们选择的总体样本为6年( 1998～2003年)上海和深圳证券交易所挂牌的A股上市公司，并按照如下条件筛选: 2000年1月1日以后公司的市值计算日距离新股发行日必须6个月以上;在市值计算的前后3个月中，公司的第一大股东不发生变化;市值计算日必须有交易的公司;剔除单独发行B股或同时在境外上市的公司;剔除3年暂停上市和终止上市以及新上市公司;剔除收益异常波动的公司;剔除未披露高管人员报酬或报酬为0的公司。经筛选和样本生成，我们得到公开披露经理人(包括公司董事、监事、高级管理人员)年薪和持股的有效样本数。选择制度规范的上市公司的经理人作为研究对象更便于我们发现问题。

(二)样本描述

1.上市公司的业绩纵览

( 1)会计业绩的统计描述。

了解公司的业绩分布是分析薪酬激励效应的前提。在信息不对称条件下，由于投资者无法知道出资者和经理人的责权分工，只能根据信号传递来甄别“好”的经理人和“差”的经理人，来推断并验证信息不对称对当事人风险收益分担状况的影响。根据信号传递理论，公司业绩越好，并不意味着经理人越努力，可能是公司的经营条件或资质较好，也可能是经理人进行盈余管理或财务(股价)操纵的结果。因此，对业绩信号的筛选就成为关键，我们可以考察上市公司的相对会计业绩和相对市场业绩，由于我国会计制度的规范和资本市场，业绩信息披露的要求在不断加强，会计业绩和市场业绩的“显示激励作用”在增强，我们用公司多年业绩来考察不同类型经理人的努力状况。首先，我们用1998～2003年我国A股上市公司的相对净资产收益率AROE来代表会计业绩，这里的行业分类采用中国证监会制定的行业分类，同时我们剔除每年ROE异常波动的公司。“好”的经理人和“差”的经理人的业绩分布是有差异的。样本公司每个会计年度的AROE的中位数都低于均值，样本公司AROE呈尖峰分布，并随着年份增加逐步减少，除了1998年和1999年样本公司AROE是左偏的外，2000年以后呈现右偏趋势，业绩分布的集中趋势在缩小。从多年业绩比较发现，1999年相对1998年公司的AROE均值在下降，2000年AROE均值有所提高，2001年和2002年又有所下降，2003年AROE业绩均值进一步提高，公司相对盈利能力呈现波动趋势(见表6－1)。

表6－1　1998～2003年我国A股上市公司
AROE　统计描述

资料来源: SNF金融数据库;中国证监会网站。

表6－2　1998～2003年我国A股上市公司市场
AR统计描述　　单位:%

续表

资料来源: SNF金融数据库;中国证监会网站。

( 2)市场业绩的统计描述。

我们用1998～2003年我国A股上市公司的个股超额收益率AR来衡量市场业绩。超额收益指股票实际投资收益扣除正常收益后的部分，它能排除上市公司共同面临的宏观经济波动、市场“噪声”等外部因素的影响。Rettm是采取等权平均法、不考虑现金红利再投资的市场指数收益率，上交所和深交所的Rettm分别单独计算，同时我们剔除每年Ret异常波动的公司(见表6－2)，上市公司每个会计年度的AR的中位数都低于均值，市场业绩呈现左偏瘦尾的现象。1998～2001年上市公司AR的均值在逐步下降，2002年开始上市公司AR的均值有所上升。业绩好的年份相对业绩差的年份更加左偏。我们对比表6－1和表6－2发现，公司内在赢利能相对稳定，而市场业绩更容易受到外部市场的冲击。

2.上市公司高管薪酬纵览

我国上市公司经理人的薪酬总体呈现稳步上升趋势，显性控制权收益和隐性控制权收益都在增长。我国上市公司经理人在追求控制权收益最大化的过程中，存在过度自我隐性激励。并且，当显性激励不足，经理人会提高隐性控制权收益在全部收益中的比例，我国上市公司的隐性控制权收益在全部收益中的比例过高，并存在隐性控制权收益显性化的趋势。

( 1)上市公司的显性控制权收益。

上市公司经理人的显性控制权收益水平普遍不高，经理人年薪和持股水平偏低，“零持股”现象比较普遍;上市公司高管薪酬以短期激励为主，大部分都是工资加上奖金，长期激励(期权)占总额很小。虽然绩效工资占工资总额比例有所提高，持股等各种形式的长期激励逐步引入，激励性的长期薪酬计划有所增加。但是，整体而言，上市公司经理人的报酬难以起到显性控制权收益应有的激励作用。薪酬数据主要来自年报，其依据是2001年修订的《年报准则》关于上市公司高管人员报酬信息的披露的要求，见表6－3所示。每个会计年度的年薪中位数都低于均值，年薪分布呈现左偏瘦尾的现象。随着年份的增长，披露经理人年薪的上市公司逐年增加，经理人的年薪均值呈稳步上升趋势。大部分公司经理人的年薪都有所增长，相对“差”经理人的年薪增长幅度，“好”经理人的年薪增长幅度可能更大。这可能是因为越来越多的公司采取年薪与绩效挂钩，也可能是由于年薪制的迅速推广过程中，年薪持续增长的惯性推动的。正如2003年的一份权威调查显示，我国公司经理人认为最有效的激励因素是“与业绩挂钩的高收入”，占所有样本的74. 3%。

表6－3　1998～2003年我国A股上市公司
高管薪酬的统计描述　　单位:万元

注:取每个会计年度前三名高管的年薪总额。

同时，每个会计年度持股市值的中位数大大低于均值，持股市值分布也呈现左偏瘦尾的现象。随着年份的增长，披露经理人持股的上市公司逐年减少，人均持股数却稳步增加。1998～1999年经理人持股均值在增加，同期上市公司整体股价也呈上升趋势，因而经理人持股市值增加; 2000年尽管上市公司整体股价继续上涨，但经理人持股数量保持稳定，经理人持股市值增加;从2001年年初，上市公司整体股价上扬，但是从6月开始，上市公司整体股价持续下跌，但是由于经理人的持股均值上涨幅度较大，所以上市公司经理人持股市值显著增加，如表6－4所示。根据上市公司的年度报告等公开信息披露，截至2005上半年，实行股权激励的上市公司有60余家，包括股票增值权或虚拟股票期权、股票期权、MBO等。但是，最多的还是设立高管股权激励基金，用业绩股票方式奖励高管。2003年晨鸣纸业提取2734万元作为高管股权激励基金; 2003年佛山照明在提取的激励基金额度为2080万元; 2004年光明乳业从二级市场购入股票奖励高管人员，其中897497股流通A股奖给了4位高管。

表6－4　1998～2003年我国A股上市公司
高管持股市值的统计描述　　单位:万元

注:取每个会计年度末前三名高管的持股总数和股票收盘价。

目前，部分公司未按照证监会要求来披露薪酬数据，信息披露的透明性、可比性较差，不利于投资人和股东对高管人员薪酬的监督。信息不对称条件下，薪酬激励效果如何，还必须结合信息披露质量做全面分析。

( 2)上市公司的隐性控制权收益。

隐性控制权收益对激励机制的影响比较大。管理费用从动态来看，上市公司经理人的显性报酬有了很大的提高，隐性报酬呈现同步增长趋势。但是，上市公司经理人的显性报酬远远小于在职消费，平均只有1/9左右(见表6－5)。1998～2003年上市公司高管人员在职消费的统计显示，随着高管薪酬的增加，平均管理费用比率呈下降趋势。以2003年为例，上市公司CEO的人均显性控制权收益在25万～40万元之间。随着上市公司信息披露机制的逐年规范，披露在职消费等隐性控制权收益的公司占全部上市公司的比例在逐年增加。这里的隐性控制权收益根据年报披露的管理费用来计算。在研发费用和各项计提项目金额相似的条件下，管理费用越大，其隐性控制权收益也越大。这里没有考虑非经常性的经营行为带来的隐性控制权收益。事实上，上市公司的高管人员会利用控制权，在各种财务活动中对自己的收益进行补偿。比如发生并购的上市公司在公告前一年( 1998)的平均管理费用涨幅达20%，在公告后( 1999)又恢复到正常水平，上市公司为迎接新的控股股东，会利用最后的机会对自己进行一定程度的补偿，控制权转让越彻底，其管理费用在公告前往往增长越多(聂祖荣，2003)。

此外，隐性控制权收益与公司性质及其所属行业密切相关。相对三资企业、私营企业等非国有企业而言，国有控股、参股企业经理人的隐性控制权收益占其总收益的比重有明显增加;信息技术产业的隐性控制权收益明显高于其他行业。在市场经济发达的美国，上市公司的业绩可以通过发达的资本市场来显示，经理人的显性薪酬基本上反映了经理人人力资本的价值，经理人市场的平均薪酬减去上市公司经理人的显性薪酬的差额，真实反映了经理人的能力或努力状况;而在我国上市公司，组织激励占据主导地位，市场的“显示”功能不强，较低的显性控制权收益，促使控制权收益呈现资本化趋势。

表6－5　1998～2003年我国A股上市公司高管
在职消费的统计描述　　单位:万元

注:取每个会计年度所有高管的在职消费总额。

(三)变量描述

1.薪酬业绩敏感性

薪酬业绩敏感性是股东财富每增加一定金额，经理人薪酬增长多少金额来定义，本书定义为薪酬业绩敏感性Ⅰ;薪酬业绩敏感性也可定义为公司股票价格增长一定幅度，经理人薪酬的增长的金额，本书定义为薪酬业绩敏感性Ⅱ;薪酬业绩敏感性也可定义为经理人薪酬变动比例除以股东财富变动比例，本书定义为薪酬业绩敏感性Ⅲ;薪酬业绩敏感性还可定义为当给定某一股票回报率的变动时经理人薪酬的变动金额，本书将其定义为薪酬业绩敏感性Ⅳ。除非另外说明，本书定义薪酬业绩敏感性为当给定公司价值变动时经理人薪酬的变动金额。

2.经理人的业绩变量(www.xing528.com)

股东财富是指公司价值，可以通过公司的会计业绩和市场业绩来表示(见表6－6)。会计业绩选取净资产收益ROE、主营业务收入利润率ROS、每股经营活动产生的现金流量净额CFO;市场业绩选取和每股MV、托宾Q、每股EVA股票年收益率RET以及会计业绩和市场业绩变量的组合定义为综合业绩。我们选择这些变量是因为它们与股东价值密切相关。国内外研究显示，ROE和托宾Q能提供经理人增值贡献的充分信息，托宾Q考虑非流通股折价因素，可取公司市场价值比其账面价值代替，股票月收益率为Rit= ( Pit－Pit－1)/Pit－1，Pit－1为当年每月首个交易日的收盘价，Pit为当年每月最后一个交易日的收盘价，Retit是采取等权平均法、不考虑现金红利再投资的股票年收益率。上述业绩都是绝对业绩，在研究相对业绩评价时，就需要用到相对业绩。相对业绩等于绝对业绩指标减去与之比较的标杆业绩指标，标杆选取市场或行业的加权平均值。

表6－6　　业绩变量定义和描述

续表

3.经理人的薪酬变量

经理人薪酬是显形控制权收益和隐性控制权收益在内的全部薪酬。显性控制权收益包括年薪和持股市值。由于上市公司年报只披露了金额最高的前三名董事和高级管理人员的报酬总额，未披露高级管理人员的基薪和奖金数据，可定义年薪和持股为激励性报酬。为保持可比性，可选取每个会计年度第i家公司前三名高级管理人员的年薪对数LnACi和持股市值的对数LnSSVi，Pi和SSi是第i家上市公司会计年度最后5日的平均股价和年末持股数，SSVi= Pi×SSi是经理人平均持股市值，隐性控制权收益用在职消费来表示，PER表示在职消费用。该数据可以通过查阅两市年报附注中“支付其他与经营活动有关的现金流量”项目收集。该项目的编报规则要求，企业管理费用中的大额明细项目应予披露，将其中可能与高管人员在职消费有关的费用项目的合计作为高管在职消费的代理变量。它们依次是:办公费、差旅费、业务招待费、通讯费、出国培训费、董事会费、小车费和会议费。每家公司经理人的年薪、持股市值和在职消费总和的对数代表经理人的个人财富，并用不在上市公司领薪(包括只领取津贴)董事占全部高管人员的比例NPD反映薪酬发放来源的影响。具体各个薪酬变量的定义描述见表6－7。

表6－7　　薪酬变量定义和描述

续表

4.经理人的内生激励变量

这些变量内生于激励合约(见表6－8)。总资产或营业收入代表公司规模TA，职工总人数TE代表公司的就业负担;代理人的风险规避程度体现了经理人主观效用，我们无法通过主观测定获得，但是产出的不确定性主要是经营风险和资产管理风险，可用经营杠杆BR来表示公司经营风险，用杠杆比率AR来代表公司的财务风险。公司特有风险δεi来自经营的不确定性、投资项目的选择、财务杠杆的使用等;系统风险Betas来自宏观经济运行、资本市场波动、政府政策以及投资者行为等。

表6－8　　内生激励变量定义和描述

5.公司治理变量

公司治理的指标突出了利益相关者对经理人激励的影响(见表6－9)。Hirfindal指数来反映股权集中度的影响，其中S1是第1大股东的持股比例，Si是第i大股东的持股比例，Hirfindal指数越大表示第1大股东对公司控制力越强;总经理任职和经理人持股比例反映了是经理人的控制权程度。董事会中外部董事的比例用独立董事的比例OUTS或流通股的比例CIRC来表示，代表其他中小股东对经理人的约束; ADR反映了资产负债率，代表债权人对经理人薪酬的影响。经理人的薪酬与员工人均薪酬倍数代表员工对经理人薪酬的影响。由于信息不对称，我们无法获得上市公司的未披露数据，这里选取市场价值对账面价值的比率公司来反映成长机会，表示其他利益相关者对公司发展的预期，如果公司的成长机会表现越好，那么公司将会获得预期的、稳定的现金流，供应商、客户等其他利益相关者会更愿意与公司经理人合作，更有动力激励经理人的业绩创造行为。

表6－9　经理人激励机制设计中的公司治理变量

续表

6.控制变量

控制变量见表6－10。Size代表公司的规模。LV是杠杆比率，代表公司财务风险的大小。GTH是考核年度业绩平均增长率。IND为行业代码SIC，代表公司所属行业的市场竞争状况。

表6－10　　经理人激励机制设计中的控制变量

(四)研究方法

国外大量相关研究采用了实证研究方法( Jensen和Murphy，1990;Aggarwal、Samwick，1999;Milbourn，2002)。这些新方法要求评价对象有具体的数据值，而且以概率论和联立方程为基础的经典计量模型在使用时间序列数据或加总数据时，缺乏坚实的微观基础(王少平等，2000)。近年来，板面数据Panel- data的计量研究迅速发展，为更好地研究评价和激励提供了有利工具( Wooldridege，2001; Baltic、Wiley，2001)，Panel- data模型具有良好的截面分析和动态分析能力。板面数据模型一般分为单因素模型、多因素模型;还可分为固定效应和随机效应模型;还可分为静态模型和动态模型，这就需要根据不同的适用条件来选择不同的模型。为便于分析，先选择多变量回归模型来分析，然后选择考虑多期多变量的变系数模型来分，为了克服异方差与序列相关，所有多变量回归分析均采用GLS法，并利用Eviews5. 0和SAS8. 0统计软件给出回归结果。

四、分析与结论

(一)薪酬业绩敏感性的检验

本书在Jensen和Murphy ( 1990)提出的经验方法基础上，建立截面回归模型( 6. 1)。表6－11的回归结果显示，不考虑持股的显性报酬(年薪) LnAS与上市公司的净资产收益率ROE没有显著相关关系;考虑持股市值的显性报酬SSV与上市公司的Tobin’s Q有显著性正相关关系，这里没有考虑上市公司的市场收益率RET，因为我们的实证研究显示，持股的显性报酬与RET也没有显著相关关系;考虑隐性控制权收益在内的总薪酬LnTS与公司价值MV也呈显著性正相关，并且这相关系数明显大于前面所做的回归分析，用EVA取代MV，我们得到类似的结果，这与假设H1～H3基本一致，说明经理人个人财富和公司财富的相关性来测算薪酬业绩的敏感性，才能真正体现控制权激励的效果。在控制变量当中，代表公司规模的公司总资产的账面值的对数都比较显著，说明公司规模是影响经理人激励的重要因素，而其他控制变量都没有达到10%的显著性水平。这说明经理人年薪的增长随着上市公司总资产规模的增长具有一致性，这种弹性效应证明许多经理人正是通过规模扩张来加快业务增长的经营模式来提高公司业绩，从而能够较大幅度地增加年薪报酬。因此，采用最后一种模型来估计上市公司的薪酬业绩敏感系数是比较科学的，由于既要同一时段不同上市公司的个体差异，又要考虑不同个体随时间变化的动态过程，本书采用了Panel- data变系数模型来对经理人的激励效果进行检验。

由表6－12可知，在1%的显著性水平上，假设H1和假设H2都被拒绝，通过模型系数判定，本书的决定采用Panel- data的变系数模型。其中，i代表不同公司，t为会计年度。回归结果显示(见表6－13和表6－14)，变系数模型的整体显著性较好;回归方程中的截距项代表各样本公司经理人的薪酬激励带来的固定影响，代表上市公司经理人的基薪水平，回归系数βli代表各样本公司的薪酬业绩敏感系数。以下列出了模型( 6. 1)估计的湖北省上市公司的薪酬业绩敏感系数。

表6－11　　经理人薪酬与会计业绩的回归

注: *、＊＊、＊＊＊分别表示在1%、5%、10%水平上变量显著，括号中数值为双侧t检验的p值。

回归结果显示，不考虑其他激励因素的条件下，上市公司的薪酬业绩敏感系数的差异较大，说明不同上市公司经理人的薪酬激励效应是不同的。

表6－12　F统计检验

表6－13　　薪酬与业绩的GLS统计回归检验

(二)内生激励变量的检验

表6－15是经理人薪酬业绩敏感系数与内生激励变量的相关性分析回归的结果。模型( 1)是只不考虑公司风险的回归结果，模型( 2)是考虑只经营风险的回归结果，模型( 3)是考虑经营风险和财务风险的回归结果，模型( 4)是分别只考虑市场风险影响的回归结果，模型( 5)是考虑所有公司风险的回归结果。经理人努力成本LnTA的系数显著性为正;经营难度系数LnET的系数显著性为负，说明公司资产规模越大，经理人的努力成本越高，薪酬业绩敏感性越高;公司员工数越多，公司的经营难度越大，薪酬业绩敏感性越低。这些说明公司资产规模相对公司员工总数具有更高的激励强度。考虑公司风险以后，对比可以发现，回归模型的整体显著性有明显提高，经营风险BR的回归系数不显著，即经营风险对薪酬业绩敏感性的影响不显著，这说明可能是其他风险影响经理人的激励效果。当考虑负债风险以后，模型的整体显著性提高，但是经营风险BR和财务风险AR的影响仍不显著。这与假设H5和H6不符。当进入市场风险Betas以后，不仅模型的整体显著性提高，而且市场风险Betas与薪酬业绩敏感性显著性相关，这说明股市的系统性风险对公司的激励效果有显著影响，结合模型( 5)的回归结果发现，公司的非系统风险的系数δεi在10%的水平上通过了显著性检验，对薪酬业绩敏感性有一定的影响，但是与股市相关联的系统风险相对公司的非系统风险对经理人的薪酬激励效果有更大的影响。这与假设H7和H8基本一致，说明系统风险在激励带来的风险中占有较大的比例。不可分散的风险与公司的个体效应有关，上市公司的大股东或高管层是上市公司的实际控制者，着重公司的长远经营和发展，他们作为单一证券的投资者，应该比那些拥有该证券仅占一部分的极好分散化的证券投资组合的投资者如机构投资者和中小投资者承担了更多的风险。当外部市场的投资机会越多，政府相关部门对市场的监管越弱，风险规避的经理人更有可能利用这种“内部控制”地位进行关联交易来获取私有收益，或者联合其他较大的外部投资者进行股价操纵，以粉饰公司的真实业绩并套取私有收益，而不是通过经营能力的提升来获取私人收益。

(三)利益相关者治理的检验

表6－16是经理人薪酬业绩敏感系数与公司治理变量的相关性分析回归的结果。公司治理体现了不同利益相关者对经理人激励的影响。除了董事长和经理人的两职分离程度CEP、经理人的持股比例SSR，外部董事占全部高管的比例NPD的回归系数为负外，其他系数都为正。股权集中度Hirfindal系数在10%的水平上通过了显著性检验，说明上市公司的股权集中越集中，薪酬业绩敏感性越高，这与国内多数相关研究成果基本一致。董事长和经理人的两职分离程度与薪酬业绩敏感性呈负相关，总经理是否由控股股东担任对经理人的薪酬激励效果有影响，Lipton和Lorsch ( 1992)发现，如果董事长和CEO合一，董事会难以完成其相关职能，提高董事会效率的重要途径在于CEO与董事长的分离，而这有助于提高董事会对CEO的激励效果。1998年上市公司实行“三分开”以后，公司实施两职分离的比例迅速提高，根据信号传递理论的观点，公司实施两职分离时公司向证券发行审核部门传递公司治理结构规范的一个信号，这个信号有利于公司顺利获得发行审核机构批准，提高公司的融资能力。与美国上市公司一样，要想实现两职的完全分离也是不现实的，这说明根据上市公司的具体情况，采取适度分离更有助于提高激励效果。经理人持股比例SSR并不影响薪酬业绩敏感性，经理人持股增加应该提高了控制权收益，但是为什么并没有增加薪酬业绩敏感性，国外和国内的研究一致认为经理人持股并不是好的激励方式，但具体是什么原因还是个谜。外部董事占全部高管的比例NPD的系数为负，在10%的水平上通过了显著性检验，说明外部董事以及独立董事对董事会对经理人的激励起到了一定的监督作用，但是不是太明显。外部董事持股比例均值为9. 22%，而国外以机构投资者为代表的外部董事的比例平均约为15%～20%。

负债比率AD的系数为正，但是不显著，说明债权人很难对经理人起到有效的激励，这与假设H11不符。由于增加的债务会增加破产风险并且限制经理人的酌情处理权，因此负债应该与业绩相连的报酬百分比正相关( Mehran，1992)。

薪酬倍数EER的系数为正，且非常显著，说明上市公司的员工对经理人收入比较敏感，经理人与员工的薪酬倍数越高，经理人的薪酬业绩敏感系数越大，经理人的激励效果越好，但是薪酬倍数越高，可能会挫伤员工的整体积极性，从最后一栏的回归结果可见，薪酬倍数EER的系数反而为负，员工自身可能无法有效地对经理人的薪酬产生约束作用，这可以从经理人、控股股东和员工的博弈来解释，样本公司平均职工人数为2752人，平均职工规模还是比较大的，这些职工可能联合其他利益相关者尤其是作为国有控股股东或政府主管部门来对经理人施加压力，这就导致了国有控股股东或政府主管部门对经理人的薪酬管制，采取了与公司员工平均收入挂钩的管制策略;而理性的经理人为了维持既定的薪酬倍数，借助“内部人控制”地位来主动提高员工的水平，从而提高自己的薪酬水平，这样就会提高企业的运营成本，如果没有稳定的营业收入做支撑，这必然会降低盈利能力。公司的最终控制人或主管部门考虑到社会标准比如就业指标，也会限制经理人的年薪幅度，经理人年薪不可能与员工的工资形成较大的差距。

公司的成长机会的系数为正，但没有通过10%的水平上通过了显著性检验，但是我们不能断定其他利益相关者对经理人没有激励作用，只能说明其他利益相关者对经理人的激励强度不明显，要想获得其他利益相关者对经理人激励的进一步结论，还必须获得其他利益相关者的具体信息。总体回归结果显示，上述治理变量中显著的变量是股权集中度Hirfindal、经理人与员工的薪酬倍数EER，公司控股股东或国有出资者和员工对经理人的薪酬业绩有明显作用。

上述模型中的控制变量的统计结果显示，薪酬业绩敏感性与公司规模呈显著性正相关，公司规模越大，实现同样的业绩增长幅度的难度也越大，与假设H15是符合。除了食品、饮料行业( C0)^[2]和机械、设备、仪表( C7)外，并没有发现行业虚拟变量在统计上的显著性，这与假设H16不同，这种现象很可能是由于样本中所在行业的公司数的增加提高了行业效应的统计显著性。

(四)风险收益分担的检验

我们根据如下激励合约来验证风险收益分担的假设。假设公司的产出函数

模型( 6. 2)得到线性合同。 a1i代表经营者i的无风险努力水平，a2i代表经营者i的风险努力水平，εi～( 0，σ2)代表外生不确定性，为经营者i的业绩。

模型( 6. 3)和( 6. 5)是不考虑业绩风险的情况。模型( 6. 4)和( 6. 6)是考虑业绩风险的情况。业绩变量可分别用模型( 6. 3)和( 6. 4)的自变量为ROEit、AROEit;模型( 6. 5)和( 6. 6)的自变量为RETtm、ARit。

模型( 6. 3)和( 6. 4)的回归结果见表6－17。在考虑会计业绩的样本中，不考虑风险努力水平时，年薪与业绩均不存在显著性的正相关;考虑风险努力水平时，年薪与无风险收益呈负相关关系;但年薪与风险收益多为正相关，随着年份增加，这种正相关趋势明显增加，但不如假设H1所预期的那样显著。这与以1998年为样本(魏刚，2000;李增泉，2000)以及2001年为样本(谌新民等，2003)的研究结论是基本一致的，即上市公司经营者的年薪与公司绩效的相关关系不显著，不同年份年薪激励的效果都不理想。除了截距项以外，各回归方程的回归系数均不显著，但是考虑风险分担时的回归系数显著性均大于不考虑风险分担时的情形，并且考虑风险分担因素后，模型整体显著性均有所提高，这说明出资者和经营者的风险收益分担比例会影响激励效果。随着年份的增长，薪酬与风险收益的正相关趋势增加，但不如假设H17所预期的那样显著。这表明，上市公司出现“盈有功，亏无过”的现象，上市公司中目前还未发现哪家亏损公司决定大幅度扣减高级管理人员的薪酬，或要求他们承担相应的经济责任。经营者的业绩考核更加规范，越来越多的公司采用业绩挂钩的薪酬形式，并将非货币收益越来越多地纳入激励系统，使得公司越来越关注企业风险，风险薪酬激励有所增加。

表6－17　　上市公司会计业绩的激励分析

注: *、＊＊、＊＊＊分别表示在1%、5%、10%水平上变量显著，括号中数值为双侧t检验的p值。

模型( 6. 5)和( 6. 6)的回归结果见表6－18。在考虑市场业绩和股权激励的样本中，在2001年薪酬与业绩呈正相关。在2002年和2003年，不考虑风险努力水平时，薪酬与业绩呈显著性正相关;考虑风险努力水平时，薪酬与无风险收益呈显著性负相关，与风险收益呈显著性正相关。随着年份的增加，回归系数明显增大，考虑风险努力水平后薪酬和业绩的相关性有显著提高，但是模型整体显著性反而下降。我们用会计业绩代替市场业绩进行回归，得到的回归系数和模型整体都是显著的。这与周建波和孙菊生( 2003)对2001年实施经理人股权激励的34家上市公司的实证结果是相近的，即实施股权激励后公司ROE明显增加，并且会计业绩较好的上市公司更倾向于采取股权激励。股权激励确实起到了激励公司经理人努力提高公司经营绩效的作用。前面的理论已经证明，经营者报酬与其承担的风险负相关都会导致激励失衡，这会扭曲经营者的经营行为，而上述回归结果显示，年薪和持股市值都与企业风险收益多为正相关，并不能说明上市公司不存在激励失衡或扭曲，因为本书研究只考虑双方分担企业风险的情况，而经营者个人面临的风险与企业风险是有差异的。由于这些风险的存在，一方面，经营者注重短期激励，而忽视长期激励如股票期权、养老金计划等;另一方面，我国资本市场和经理人市场都不发达，控股股东偏重组织激励而不是市场激励，其结果是，市场力量促使经理人过度消费“控制权回报”，产生过度自我隐性激励。上述结果表明，薪酬与公司业绩的正相关只是激励的必要条件，风险收益的合理分担才是激励的充要条件。

表6－18　　上市公司市场业绩的激励分析

续表

注: *、＊＊、＊＊＊分别表示在1%、5%、10%水平上变量显著，括号中数值为双侧t检验的p值。

我们进一步考察公司整体业绩表现较差的2003年。我们根据首次公开发行和增发配股的条件、会计信息披露的相关规定以及ROE的分布特征对该年ROE先进行分组，^[3]选取样本中薪酬最低和最高的20%的公司和业绩最低和最高的20%的公司，通过交叉数据的卡方检验，发现业绩类型和薪酬类型在1%的水平上显著，即业绩类型对薪酬类型有显著影响。然后，根据上述薪酬类型和业绩类型利用方程( 6. 4)做分组回归分析，回归结果见表6－19。在低薪酬高业绩(Ⅱ)和高薪酬低业绩(Ⅲ)，经营者的薪酬与公司业绩比较显著，但是只有在低薪酬高业绩组，经营者的薪酬与公司业绩负相关;在低薪酬低业绩(Ⅰ)和高薪酬高业绩(Ⅳ)，经营者的薪酬与公司业绩都不显著;低薪酬高业绩(Ⅱ)和高薪酬低业绩的(Ⅲ)的薪酬业绩相关系数比低薪酬低业绩(Ⅰ)和高薪酬高业绩(Ⅳ)的更大，这与实际情况是基本一致。而且，“差”经营者的薪酬都与公司业绩呈正相关，“好”经营者的薪酬与公司业绩呈负相关。此外，LnTA和LEV的系数都不显著，但是分组回归的截距项都比较显著，说明存在影响激励效果的其他因素。

表6－19　2003年上市公司业绩分组的激励分析

续表

注: *、＊＊、＊＊＊分别表示在1%、5%、10%水平上变量显著，括号中数值为双侧t检验的p值。

可见，这种激励效果的区间效应表明，参与人的责权失衡和风险收益的不对称导致了“激励过度”和“激励不足”。一方面，过多的权利和监督缺位容易使经营者夸大业绩，或者增加在职消费，当薪酬与业绩挂钩时，便导致“激励过度”;当信息占优的经营者拥有越大的剩余控制权和剩余索取权，就越倾向于利用委托人的投资品去冒更大的风险，采取扩大规模等高风险经营策略来获取更大的收益。另一方面，对于那些主动承担这种责任的优秀经营者而言，过多的责任使其个人业绩被低估，当薪酬与业绩挂钩时，便导致“激励不足”。信息劣势的出资者掌握越大的剩余控制权和剩余索取权，就越倾向于让经营者承担更大的经营风险，导致经营者个人的福利损失。当出现“激励过度”时，“好”经营者的业绩容易反映所在公司的价值，“差”经营者所在公司的价值则被高估;当出现“激励不足”时，“好”的经营者所在公司的价值被低估，“差”经营者的业绩则更容易反映所在公司的价值。

显然，这两种情况都会导致当事人风险收益的失衡，就会扭曲经营者的行为，降低经营者的积极性，从而降低公司盈利能力和市场竞争力。在整个资本市场上，信息不对称会导致经营者的激励扭曲，使得不同类型经营者的风险分担水平失衡，这给市场和公司带来两种效率损失———“无法达到均衡的过度激励”和“达到均衡的激励不足”，导致市场竞争机制无法做到“奖优罚劣”，阻碍公司的可持续发展。信息不对称降低了资本市场的评价与激励功能，使得市场投资资金和人力资源无法得到有效配置。

因此，作为我国公司治理改革的重要内容，理顺激励机制、建立和谐管理制度是我国企业激励制度改革的当务之急。为了实现资本市场上所有公司的帕累托改进，需要从构建风险收益合理分担的激励机制和构建有利于市场竞争的激励机制两方面入手。企业要创新的风险收益分担机制，健全受托与授权相结合的管控体系，科学地评价董事会和经营者的业绩，建立市场化的薪酬体系。同时，国有资产监管部门或证监会等市场制度的设计者应根据公司业绩类型进行分类指导，加快股权激励、期权激励等金融契约的立法，健全以信息披露制度为核心的法律法规体系等。

【注释】

[1]感谢深圳国泰安公司和北京色诺芬公司提供本书研究的相关数据资料。

[2]参见2001年上市公司行业分类指引。

[3]中国证监会对公开发行股票以及增发配股公司的ROE有明确要求，对上市公司的会计信息披露有明确规定，这些往往成为上市公司盈余管理的动机。