2016 年第 3 期 No.3 2016 暨南学报 ( 哲学社会科学版 ) JinanJournal(PhilosophyandSocialSciences) 总第 206 期 SumNo.206 市场化进程 高管薪酬与相对业绩评价 来自沪深 A 股的经验证据 张敦力, 王艳华 ( 中南财经政法大学会计学院, 湖北武汉 430073) [ 摘要 ] 以沪深 A 股 2007 2013 年的上市公司数据为样本, 实证检验相对业绩评价在高管薪酬合约中的实施情况, 以及相对业绩评价的使用是否受市场化进程和企业所有权性质的影响 研究结果表明, 相对业绩评价在我国上市公司高管薪酬合约中得到广泛使用 ; 相对于市场化程度较低的地区, 市场化程度较高地区的企业更倾向于使用相对业绩评价 ; 在此基础上, 进一步研究发现, 非国有企业比国有企业在市场化水平较高的地区实施相对业绩评价的可能性更大 [ 关键词 ] 市场化进程 ; 高管薪酬 ; 相对业绩评价 [ 中图分类号 ] F276.6 [ 文献标识码 ] A [ 文章编号 ] 1000-5072(2016)03-0117-09 一 引 言 上市公司高管薪酬作为公司治理的重要组成部分一直受到社会的诸多关注,2014 年通过的 中央管理企业主要负责人薪酬制度改革方案 再一次让高管薪酬问题成为舆论焦点 国内学者对高管薪酬的实证研究大多是从薪酬 业绩的敏感性角度进行, 而关于企业业绩, 则普遍采用的是企业自身的绝对绩效, 对相对绩效评价 (RPE) 的研究却相对较少 近几年, 我国上市公司开始在薪酬契约中将相对业绩作为评价经理人绩效的重要依据, 如国务院国资委 2008 年发布的文件 中央企业负责人年度经营业绩考核补充规定, 以及 2009 年 2012 年公布的 中央企业负责人经营业绩考核暂行办法 修订文件都规定, 在对企业经理人进行激励时, 应依据 行业对标的原则 参考同行业的平均水平 在西方,Holmstrom 于 1979 提出了 RPE 假说, 该假说认为管理者薪酬的设计应建立在与同市场或同行业代理人绩效的比较之上, 过滤掉代理人所面临的不可控制风险, 据此来评价代理人的努力程度更为客观, 对代理人的激励也更为有效 1 理论分析表明把相对业绩纳入到激励机制中具有必要性和可行性, 然而国内外的实证研究却没有形成一致的结论, 可能的原因是以往研究忽视了外部制度环境对薪酬合约设计的影响 在中国经 [ 收稿日期 ] 2015-11-15 [ 作者简介 ] 张敦力 (1971 ), 男, 安徽庐江人, 中南财经政法大学会计学院教授, 博士生导师, 研究方向 : 财务, 反倾销会计与产权会计 ; 王艳华 (1984 ), 女, 河南周口人, 中南财经政法大学会计学院博士生, 研究方向 : 公司理财 [ 基金项目 ] 财政部全国会计领军人才培养工程特殊支持计划 ; 武汉市黄鹤英才计划 1 HolmstromB., MoralHazardandObservability,TheBelJournalofEconomics,Vol.10,1979,pp.74-91.
118 张敦力, 王艳华 : 市场化进程 高管薪酬与相对业绩评价 2016 年 3 月 济转型时期, 市场化改革是不容忽视的一个重要制度背景, 本文结合市场化改革这一制度背景对相对绩效评价在上市公司高管薪酬合约中的应用情况进行检验, 以期为相对绩效评价的研究提供新的经验证据 二 文献回顾及研究假设 从委托代理理论基础上发展起来的 RPE 假说认为, 把相对绩效考核用于薪酬合约中能够过滤高管所面临的外部风险, 对经营管理人员产生更为有效的激励 但验证相对业绩假说存在情况的实证文献, 并没有形成一致的结论 一些学者的研究表明相对业绩评价在企业高管薪酬合约中得到使用 比如,Antle&Smith 以资产回报率和股票收益率作为公司业绩的衡量指标, 检验高管薪酬与相对业绩之间的关系, 发现相对业绩假说在部分企业中得到使用 1 Gibbons&Murphy 选择 1049 家美国公司, 对 1974 1986 年间的数据进行检验, 发现在采用股票收益率衡量公司业绩时,RPE 在薪酬合约中的实施得到支持 2 Aggarwal&Samwick 在使用高管薪酬数据的静态行业水平值对净资产回报率进行 OLS 回归时, 也发现了 RPE 在薪酬合约中得到了使用的证据 3 Garvey&Milbourn 选择股票收益率作为衡量公司业绩的指标, 并以整个市场作为参照系, 结果在拥有较年轻 个人财富较少的公司高管合约中发现 RPE 使用的证据 4 Albuquerque 的实证研究表明, 在控制企业规模的情况下,RPE 存在 5 Faulkender&Yang 依据 行业 规模 为基准对样本进行分组, 发现相对绩效评价在高管薪酬合约中得到应用, 且在高管薪酬较高的企业中结论更显著 6 在国内方面, 肖继辉以我国上市公司经理为研究对象, 研究发现相对业绩评价假设弱式得到支持 7 高义对相对绩效在中国上市公司高管薪酬合约中的使用情况进行检验, 结果发现在使用会计回报作为业绩指标时, RPE 的使用得到支持, 在采用行业 规模 所有者性质来划分参照组时, 证据更加充分 8 周宏 王海妹 张巍, 周宏 张巍使用主成分分析法建立一个综合绩效评价指数来全面衡量企业绩效, 研究 9 发现 RPE 广泛存在于同一地区的企业间, 而在同产业 同规模的企业间并不存在瑏瑠 胡亚权 周宏利用沪深两市 551 家上市公司 2001 2009 年的数据对相对业绩评价的存在性进行检验, 结果显示在以同行业划分参照组且以资产收益率衡量公司业绩时, 存在支持相对绩效假说的证据, 但相对 绩效评价实施与公司成长性负相关瑏瑡 王艳华研究得出相对业绩评价在房地产行业高管薪酬合约 1 AntleR.,A.Smith, AnEmpiricalInvestigationoftheRelativePerformanceEvaluationofCorporateExecutives,JournalofAcountingRe search,vol.24,1986,pp.1-39. 2 GibbonsR.,K.J.Murphy, RelativePerformanceEvaluationforChiefExecutiveOficers,IndustrialandLaborRelationsReview,Vol.43, 1990,pp.30-51. 3 AggarwalR.,A.Samwick, TheOtherSideoftheTrade of:theimpactofriskonexecutivecompensation,journalofpoliticaleconomy, Vol.107,1999,pp.65-105. 4 GarveyG.,MilbournT., IncentiveCompensationWhenExecutivesCanHedgetheMarket:EvidenceofRelativePerformanceEvaluationin thecrossection,journaloffinance,vol.58,2003,pp.1557-1581. 5 AlbuquerqueA., PeerFirmsinRelativePerformanceEvaluation,JournalofAcountingandEconomics,Vol.48,2009,pp.69-89. 6 FaulkenderM.,YangJ., InsidetheBlackBox:TheRoleandCompositionofCompensationPeerGroups,JournalofFinancialEconomics, Vol.96,2010,pp.257-270. 7 肖继辉 : 上市公司相对业绩评价假设的强式和弱式有效性 来自我国上市公司经理报酬契约的证据, 载 经济管理 2005 年第 14 期 8 高义 : 使用不同参照对象的相对业绩评价检验 来自中国上市公司的证据, 载 山西财经大学学报 2006 年第 2 期 9 周宏 王海妹 张巍 : 相对绩效评价的绩效形式研究, 载 会计研究 2008 年第 6 期 瑏瑠周宏 张巍 : 中国上市公司经理人薪酬的比较效应 基于相对业绩评价的实证研究, 载 会计研究 2010 年第 7 期 瑏瑡胡亚权 周宏 : 高管薪酬 公司成长性水平与相对业绩评价, 载 会计研究 2012 年第 5 期
第 38 卷第 3 期暨南学报 ( 哲学社会科学版 ) 119 中得到广泛使用 1 还有一些学者的研究结果不支持相对业绩评价在企业中得到实施 如 Janakiraman 等选择美国 609 家企业 1970 1988 年间的数据作为研究对象, 检验 CEO 薪酬与业绩之间的关系, 没有发现 RPE 在薪酬合约中使用的证据 2 Sung 将日本市场作为研究对象, 也没有发现相对绩效评价广泛用于日本企业中 3 郭福春以 1999 2002 年间的中国上市公司数据作为样本, 结果也未发现相对绩效得到使用的证据 4 蒲勇健 周莉通过构建多变量模型进行检验, 结果表明相对业绩评价纳入经营者长效激励机制在理论上具有必要性, 而实际联系尚未建立 5 周宏 建蕾等利用 2004 2012 年的数据对中国上市公司实施 RPE 的情况进行检验, 实证结果都表明总体上 RPE 在上市公司中没有得到广泛应用 6 基于以上分析, 本文提出如下两个对立假设 : H1a: 相对绩效评价在中国上市公司的高管薪酬合约中得到广泛实施 H1b: 相对绩效评价在中国上市公司的高管薪酬合约中未得到广泛实施 新制度经济学理论认为, 契约结构内生于交易成本, 不同的契约结构与不同的制度环境相对应 7 在市场化程度较低时, 企业较多受到政府干预, 企业业绩也较多受到政府行为的影响, 公司的绩效并不能很好地反映经理人员的努力程度 在此时期, 高管薪酬受企业业绩影响较小, 企业实施相对业绩评价的成本较高, 且并不能产生很好的激励效果 随着市场化改革的推进, 政府逐渐放松对企业的管制, 企业面临的市场竞争加剧, 企业经营目标不断发生变化, 经营者在企业中的作用越来越突出, 对经理人的激励也越来越重要 伴随着经营者职能的转变, 高管薪酬合约亟须做出相应调整 8 对处于较高市场化水平中的企业, 为更好地激励高管, 使其更加努力地工作, 高管薪酬合约的设计应侧重于以市场为基准, 把相对业绩评价纳入薪酬契约中能够产生较明显的激励效果 且与计划时期相比, 高管薪酬的设计受政府管制较少, 企业实施相对绩效评价的成本更低 基于此分析, 本文提出如下假设 : H2: 在市场化水平较高的地区, 企业更可能实施相对业绩评价 另外, 相对业绩评价的应用情况还可能同时受其他因素的影响 比如,Wang&Xiao 的研究表明, 企业所有权性质是影响企业是否实施相对业绩评价的主要因素, 与国有企业相比, 非国有企业更倾向于把相对绩效评价纳入薪酬合约中 9 周宏等的研究也发现, 在市场竞争较激烈的行业, 非 国有企业应用 RPE 的可能性更高瑏瑠 因此, 我们认为在同一市场化程度下, 相对业绩评价的使用还受企业所有权性质的影响 不同企业性质的公司, 管理者目标不同, 受到的政府干预程度存在差异, 高管激励与约束机制的设计也截然不同 国有企业不仅仅以提升企业业绩为目标, 还要承担更多的社会责任, 较多受到政府管制 同时, 由于国有企业分配制度尚未充分市场化, 薪酬结构也较多受到政府监管 薪酬管制 管理者多目标模式 政府干预等导致企业业绩与管理者努力程度之间 1 王艳华 : 房地产行业高管薪酬激励机制研究 基于相对业绩评价的视角, 载 会计之友 2015 年第 19 期 2 JanakiramanS.,R.Lambert,D.Larcker, AnEmpiricalInvestigationoftheRelativePerformanceEvaluationHypothesis,JournalofAcount ingresearch,vol.30,1992,pp.53-69. 3 SungW.J., StrategicManagerialIncentiveCompensationinJapan:RelativePerformanceEvaluationandProductMarketColusion,Review ofeconomicsandstatistics,vol.81,1999,pp.303-313. 4 郭福春 : 风险 相对业绩与高管薪酬 对中国上市公司委托 代理问题的一项实证检验, 载 浙江社会科学 2006 年第 2 期 5 蒲勇健 周莉 : 纳入相对业绩的经营者激励效果研究, 载 中国管理科学 2006 年第 1 期 6 周宏 建蕾 李国平等 : 不同市场竞争程度与相对绩效评价, 载 会计研究 2014 年第 5 期 7 刘凤委 孙铮 李增泉 : 政府干预 行业竞争与薪酬契约 来自国有上市公司的经验证据, 载 管理世界 2007 年第 9 期 8 陈震 李艳辉 : 市场化进程 企业特征与高管薪酬 业绩敏感性, 载 财贸研究 2011 年第 6 期 9 WangK.,XiaoX., ControlingShareholders TunnelingandExecutiveCompensation:Evidencefrom China,JournalofAcountingand PublicPolicy,Vol.30,2011,pp.89-100. 瑏瑠周宏 建蕾 李国平等 : 不同市场竞争程度与相对绩效评价, 载 会计研究 2014 年第 5 期
120 张敦力, 王艳华 : 市场化进程 高管薪酬与相对业绩评价 2016 年 3 月 的效用函数变得模糊, 国有企业高管薪酬与相对业绩之间的敏感度较低, 高管薪酬合约使用相对绩效评价的可能性较小 相比国有企业, 非国有企业面临更强烈的市场竞争, 政府干预较少, 盈利是企业经营的主要目的, 高管薪酬水平受企业业绩影响较大 为更客观地反映高管的能力并有效激励高管, 企业在设计高管薪酬合约时, 除参考企业自身的效益外, 其他企业的业绩水平也是影响高管薪酬的重要因素, 也即是说非国有企业更渴望在高管薪酬契约中实施相对业绩评价 基于以上分析, 本文在假设 2 的基础上进一步提出如下假设 : H3: 在市场化程度较高的地区, 非国有企业比国有企业更可能实施相对业绩评价 三 研究设计及变量选择 ( 一 ) 样本来源本文使用沪深 A 股主板市场 2007 2013 年间的数据作为检验样本, 剔除了金融行业 ST 企业 实际控制人性质不明和发生变动的公司 异常样本及数据缺失值, 得到 7698 个研究样本 除市 1 场化指数外, 本文其余数据均来自 CSMAR 数据库 为消除离群值的影响, 对主要连续变量进行 1% 分位和 99% 分位 Winsorize 缩尾处理 数据处理使用 EXCEL 和 STATA11.0 软件 ( 二 ) 模型设定 2 本文沿用周宏的做法, 借鉴 Albuquerque 3 的研究思路, 采用如下模型来检验相对绩效在企业中的实施情况 : lnpay it =α 0 +α 1 FirmPerf it +α 2 PerPerf it +α 3 ConVariables it +ε it (1) 在式 (1) 中, 用 lnpay it 表示企业 i 在第 t 年末的高管薪酬 ;FirmPerf it 表示企业 i 在第 t 年末的自身业绩 ;PeerPerf it 表示企业 i 在第 t 年末的相对业绩 ;ConVariables it 表示控制变量,α 1 和 α 2 分别是企业自身业绩和相对业绩的系数 依据 Holmstrom 提出的相对业绩评价理论, 高管薪酬与公司自身业绩正相关, 同时与行业平均业绩负相关 4, 也即自身业绩的系数 α 1 显著大于 0, 同时相对业绩的系数 α 2 显著小于 0 时, 认为 RPE 在高管薪酬合同中得到了应用 ( 三 ) 变量选择及定义 1. 被解释变量对高管的薪酬激励有长期股权激励和短期货币薪酬激励两种, 但是对高管进行股权激励, 在我国上市公司中尚不具有普遍性, 数据的取得存在一定的限制 因此本文对被解释变量高管薪酬的衡量使用短期货币薪酬, 具体指标采用公司年报披露的高管前三名薪酬总额的自然对数 2. 解释变量企业自身业绩 : 对企业业绩的衡量主要有会计业绩和市场业绩指标 但市场业绩指标受外部噪音影响较大, 比较适合在资本市场较为发达的国家采用, 而且高义 5 6, 胡亚权 周宏等的研究结果也显示只有使用会计回报衡量企业业绩时, 才支持市场 RPE, 因此本文企业业绩只选择会计业绩指标进行考量, 具体用总资产收益率 ( 净利润 / 总资产平均余额 ) 净资产收益率 ( 净利润 / 股东权益平均余额 ) 来表示 1 本文市场化指数的选取来自孙晓华 李明珊 (2014) 中计算的各地区市场化指数和樊纲 王小鲁 朱恒鹏所编制的 中国市场化指数 : 各地区市场化相对进程 2011 年报告 2 周宏 建蕾 李国平等 : 不同市场竞争程度与相对绩效评价, 载 会计研究 2014 年第 5 期 3 AlbuquerqueA., PeerFirmsinRelativePerformanceEvaluation,JournalofAcountingandEconomics,Vol.48,2009,pp.69-89. 4 HolmstromB., MoralHazardandObservability,TheBelJournalofEconomics,Vol.10,1979,pp.74-91. 5 高义 : 使用不同参照对象的相对业绩评价检验 来自中国上市公司的证据, 载 山西财经大学学报 2006 年第 2 期 6 胡亚权 周宏 : 高管薪酬 公司成长性水平与相对业绩评价, 载 会计研究 2012 年第 5 期
第 38 卷第 3 期暨南学报 ( 哲学社会科学版 ) 121 企业相对绩效 : 相对绩效指标的计算结果根据参照系选择的不同而存在差别 本文基于同行 业 同年度来划分参照组, 同时采用同行业构造参照组进行稳健性检验 企业的相对绩效等于同 参照组中除自身企业之外的其他企业业绩的平均值 市场化进程 : 市场化进程的衡量沿用大多数学者的做法, 采用市场化指数 本文使用孙晓华 李明珊 1 2 我国市场化进程的地区差异 :2001 2011 年 中计算的各地区市场化指数作为市场化进 程的代理变量 由于市场化指数的数据只计算到 2011 年,2012 年 2013 年的市场化指数沿用 2011 年的数据 本文同时采用樊纲等 (2011) 报告的总体市场化指数进行稳健性检验 该指标值越大, 表示市场化程度越高 3. 控制变量 Albuquerque 3 认为在控制企业规模的条件下, 能够取得相对绩效评价在企业中得到使用的有 效证据 因此本文把企业规模 (Size) 作为控制变量, 用企业期末总资产的自然对数来表示 依据 前人的研究, 股东权力 管理层权力 企业的负债水平都会对高管薪酬产生影响, 且高管薪酬水平因 企业实际控制人性质不同而呈现差异, 因此本文把这些变量作为控制变量, 分别用股权集中度 (Shrcr) 两职兼任 (Dual) 风险水平 (Lev) 和企业性质 (State) 来表示 具体变量设定见表 1 表 1 主要研究变量的说明 变量类型 变量名称 变量代码 变量定义 被解释变量 高管薪酬 lnpay 高管前三名薪酬总额的自然对数 解释变量 企业自身业绩 FirmPerf 分别用总资产收益率 Roa 净资产收益率 Roe 企业相对业绩 PeerPerf 依据同年度 同行业作为参照组, 取同组中除自身企业之外的其他企业业绩的平均值 市场化进程 Mindex 孙晓华 李明珊 我国市场化进程的地区差异 :2001 2011 年 中计算的各地区市场化指数 控制变量 企业规模 Size 企业期末总资产的自然对数 风险水平 Lev 用资产负债率表示, 等于期末公司总负债与总资产的比率 股权集中度 Shrcr 第一大股东持股比例 两职兼任 Dual 用虚拟变量表示, 董事长 总经理同一人取 1, 否则为 0 企业性质 State 依据公司实际控制人性质来划分, 用虚拟变量表示,1 表示国有企业,0 表示其他非国有企业 四 描述性统计及实证结果分析 ( 一 ) 描述性统计表 2 是主要变量的描述性统计结果, 从中可以看出, 高管薪酬的最小值是 11 85, 最大值是 15 78, 平均值为 13 86, 高管薪酬之间具有一定的差异 总资产收益率 Roa 最小值为 -20 3%, 最大值为 26 9%, 净资产收益率 Roe 的最小值为 -7 42%, 最大值为 6 58%, 表明企业业绩的波动非常大 1 孙晓华 李明珊 : 我国市场化进程的地区差异 :2001 2011 年, 载 改革 2014 年第 6 期 2 孙晓华 李明珊 (2014) 计算的市场化指数, 是借鉴樊纲 (2003) 的方法, 通过构建包括政府行为规范化 经济主体自由化 要素资源市场化 产品市场公平化和市场制度完善化五个方面的指标体系计算得出 3 AlbuquerqueA., PeerFirmsinRelativePerformanceEvaluation,JournalofAcountingandEconomics,Vol.48,2009,pp.69-89.
122 张敦力, 王艳华 : 市场化进程 高管薪酬与相对业绩评价 2016 年 3 月 表 2 主要变量描述性统计 变量 Mean Median Min Max Std. N lnpay 13.86 13.88 11.85 15.78 0.785 7698 Roa 0.0400 0.0330-0.203 0.269 0.0650 7698 Roe 0.0790 0.0760-0.742 0.658 0.164 7698 Lev 0.534 0.539 0.0830 1.359 0.215 7698 Shrcr 36.77 34.91 9.107 76.56 15.67 7698 Size 22.04 21.90 18.95 25.99 1.356 7698 Dual 0.127 0 0 1 0.333 7698 State 0.681 1 0 1 0.466 7698 表 3 是 2007 2013 年间我国市场化指数的描述性统计结果, 从中可见, 市场化指数的均值 中 值都呈现明显的增长趋势, 说明我国各地区的市场化进程在逐年加快, 且最小值与最大值之间差异 较大, 可见不同地区之间的市场化程度存在明显差异 表 3 市场化指数分年度描述性统计 Year 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 Total Mean 7.572 7.719 7.731 8.068 8.319 8.323 8.314 8.011 Median 7.610 7.940 8.150 8.410 8.590 8.590 8.590 8.400 Min 4.090 4.280 3.710 3.340 3.530 3.530 3.530 3.340 Max 9.320 9.250 9.200 9.390 9.670 9.670 9.670 9.670 Std. 1.410 1.313 1.278 1.349 1.315 1.311 1.315 1.361 ( 二 ) 相关系数矩阵 表 4 报告的是各主要变量间的皮尔森相关系数 由表 4 提供的结果可知, 高管薪酬与企业自 身业绩在 1% 水平显著正相关 ; 与相对业绩 1% 水平显著负相关 ; 与市场化进程显著正相关 这与 我们预期符号一致, 但并不能因此说明假设成立, 需要作进一步的回归分析来证明 表 4 主要变量相关系数 变量 lnpay Firmperf(Roa) Firmper(Roe) PeerPerf(Roa) PeerPerf(Roe) Mindex lnpay 1 Firmperf(Roa) 0.269 1 Firmperf(Roe) 0.255 0.629 1 PeerPerf(Roa) -0.045 0.030 0.002 1 PeerPerf(Roe) -0.050 0.034-0.086 0.932 1 Mindex 0.360 0.048 0.050-0.026-0.026 1 注 : 表中数据为各变量间的 Pearson 相关系数 ; 分别表示 10% 5% 1% 水平上显著 ( 三 ) 模型参数估计及说明由于本文所选用的样本是 2007 2013 年沪深上市公司的面板数据, 因此, 在进行回归前首先进行了 Hausman 检验, 检验结果表明应采用固定效应回归 表 5 中的内容是对模型 (1) 进行回归的结果 由表 5 提供的结果, 我们发现无论是以总资产收益率 (Roa) 衡量企业业绩, 还是以净资产收益率 (Roe) 作为业绩的衡量指标, 企业自身业绩的回归系数均在 1% 水平上显著为正, 同时, 企业相对业绩的回归系数也都在 1% 水平上显著为负, 满足相对业绩评价假说 这说明相对绩效评价在我国上市公司高管薪酬合约中得到了广泛应用 控制变量风险水平显著为负, 说明资产负债率越高的公司, 高管薪酬相对越低 ; 企业规模系数
第 38 卷第 3 期暨南学报 ( 哲学社会科学版 ) 123 显著为正, 企业规模与高管薪酬正相关, 这与以往的研究结论一致 ; 两职兼任显著为正, 意味着管理 层权力越大, 高管得到报酬越高 ; 股权集中度系数在 1% 水平上显著为负, 表明第一大股东权力越 大, 高管得到的薪酬越低, 这说明高管薪酬水平受公司治理结构的影响 企业所有权性质没有通过 统计性检验, 说明高管薪酬水平的高低受企业性质影响不大 表 5 相对业绩评价在企业中的实施情况 Perf=Roa Perf=Roe 系数 T 值 系数 T 值 C 2.688 (10.77) 2.863 (11.34) FirmPerf 0.816 (9.26) 0.151 (4.99) PeerPerf -4.162 (-7.30) -1.755 (-6.93) Lev -0.322 (-7.61) -0.415 (-10.18) Size 0.533 (54.93) 0.528 (53.79) Dual 0.105 (5.38) 0.106 (5.41) Shrcr -0.784 (-9.25) -0.755 (-8.85) State 0.0109 (0.06) -0.0599 (-0.30) 固定效应 Yes Yes Adj-R 2 0.3433 0.3377 F 487.49 475.61 N 7698 7698 注 : 回归因变量为高管前三薪酬总额的自然对数 (lnpay) 分别表示 10% 5% 1% 水平上显著 ; 括号内为对应 T 值 ; 企业相 对业绩基于同年度 同行业参照组计算 为了检验不同市场化程度中企业相对业绩评价的实施情况, 我们首先按照市场化指数三分位 数把样本分为 3 组,1/3 分位以下为最低组,1/3 分位至 2/3 分位为中间组,2/3 分位以上为最高组, 本文取最低组和最高组分别作为市场化程度较低组和市场化程度较高组 1 然后, 对最低组和最高 组进行分组回归, 回归结果如表 6 所示 表 6 不同市场化程度企业相对业绩评价实施情况 Perf=Roa Perf=Roe 市场化程度较低组 市场化程度较高组 市场化程度较低组 市场化程度较高组 C 3.068 (8.08) 4.132 (9.84) 3.067 (7.98) 4.373 (10.27) FirmPerf 0.596 (3.79) 0.970 (6.75) 0.0139(0.28) 0.252 (4.49) PeerPerf -3.911 (-3.88) -6.709 (-7.19) -1.563 (-3.42) -2.760 (-6.88) 控制变量 控制 控制 控制 控制 固定效应 Yes Yes Yes Yes Adj-R 2 0.3099 0.3153 0.3053 0.3083 F 149.80 143.03 146.53 138.46 N 2558 2736 2558 2736 Chowtest P=0.0000 P=0.0000 注 : 回归因变量为高管前三薪酬总额的自然对数 (lnpay) 分别表示 10% 5% 1% 水平上显著 ; 括号内为对应 T 值 ; 企业相 对业绩基于同年度 同行业参照组计算 市场化指数三分位数作为分组依据,1/3 分位以下为市场化程度较低组,2/3 分位以上为市 场化程度较高组 由表 6 提供的结果可以看出, 当以总资产收益率 (Roa) 衡量企业业绩时, 在市场化程度较低组 和市场化程度较高组中, 企业自身业绩系数均显著为正, 同时企业相对业绩均显著为负, 在两组样 1 根据饶品贵 姜国华 (2008) 和姜付秀 黄继承 (2011) 等的研究, 最高组和最低组更具代表性且更有说服力, 同时也为了节约篇幅, 故本文省略中间组, 仅对最高组和最低组样本进行检验
124 张敦力, 王艳华 : 市场化进程 高管薪酬与相对业绩评价 2016 年 3 月 本企业中都发现相对业绩评价存在的证据 但是两组间回归系数具有较大差异, 从相对业绩 (Peerperf) 的回归系数来看, 市场化程度较高组为 -6 709, 而市场化程度较低组为 -3 911, 且邹检验结果在 1% 水平上显著 这表明在不同市场化水平的企业中, 实施相对业绩评价的可能性存在差异, 在市场化程度较高的地区企业相对业绩对高管薪酬的影响更大, 企业更可能实施相对业绩评价 同时, 从以净资产收益率 (Roe) 来衡量企业业绩时的回归结果中, 我们发现在市场化程度较低组, 企业自身业绩和行业相对业绩的系数不同时显著, 不满足 RPE 假说 而在市场化程度较高组中, 高管薪酬与企业自身业绩在 1% 水平显著正相关, 同时与行业相对业绩在 1% 水平显著负相关, 符合 RPE 假说, 该结论进一步证实了我们提出的假设 2 由于当前我国很多大型国有企业仍然较多受到政府干预, 市场化改革尚不充分 同时, 国有企业和民营企业在高管薪酬设计的许多方面存在差异 国务院国资委对国有企业高管薪酬设置了诸多限制, 而民营企业的薪酬设计则更加市场化 1 因此, 我们有必要在假设 2 的基础上, 对上文提出的假设 3 进行检验 为对同一市场化程度下不同所有权性质的企业实施相对业绩评价的差异性进行分析, 我们在对市场化程度分组的基础上, 进一步按照所有权性质把样本分为国有企业组和非国有企业组, 然后进行分组回归 表 7 报告的是市场化程度较高组国有企业和非国有企业相对业绩评价的实施情况 2 表 7 市场化程度较高组不同企业性质相对业绩评价实施情况 Perf=Roa Perf=Roe 变量国有企业非国有企业国有企业非国有企业 C 3.220 (6.32) 4.718 (6.78) 3.476 (4.22) 4.802 (6.87) FirmPerf 1.261 (6.22) 0.674 (3.07) 0.347 (4.48) 0.1605 (1.86) PeerPerf -4.863 (-4.69) -9.7197 (-5.26) -1.954 (-4.36) -4.0326 (-5.10) 控制变量控制控制控制控制固定效应 Yes Yes Yes Yes Adj-R 2 0.3347 0.3189 0.3266 0.3144 F 119.12 58.13 114.87 56.93 N 1803 933 1803 933 Chowtest P=0.0556 P=0.0000 注 : 回归因变量为高管前三薪酬总额的自然对数 (lnpay) 分别表示 10% 5% 1% 水平上显著 ; 括号内为对应 T 值 ; 企业相对业绩基于同年度 同行业参照组计算 通过表 7 呈现的结果, 我们发现无论是以总资产收益率衡量企业业绩, 还是以净资产收益率衡量企业业绩, 国有企业和非国有企业都满足 RPE 假说 但比较不同产权性质企业相对业绩 (Peer perf) 的回归系数, 可以发现国有企业和非国有企业相对业绩回归系数存在很大差距 在采用总资产收益率和净资产收益率分别衡量企业业绩时, 国有企业组 Peerperf 系数相应为 -4 863-1 954, 非国有企业组 Peerperf 系数相应为 -9 7197-4 0326 显然, 在非国有企业中相对业绩对高管薪酬的影响远大于国有企业 为了证实不同企业性质中各回归系数之间的差异是否具有显著性, 我们进行了邹检验 (Chowtest), 结果显示在市场化程度较高组, 国有企业和非国有企业相对业绩评价的实施情况确实存在显著差异 该结论在一定程度上验证了我们提出的假设 3 1 周宏 建蕾 李国平等 : 不同市场竞争程度与相对绩效评价, 载 会计研究 2014 年第 5 期 2 由于在市场化程度较低组中不同企业性质的回归结果不存在显著差异, 同时为节约篇幅, 本文仅报告市场化程度较高组国有企业和非国有企业的回归结果
第 38 卷第 3 期暨南学报 ( 哲学社会科学版 ) 125 五 稳健性检验 为了检验上述结论的可靠性, 执行了如下稳健性检验 : (1) 关于参照组选择的问题 稳健性检验选择同行业作为参照基准来计算企业相对业绩, 同时调整与相对业绩相关的变量 ;(2) 关于市场化进程衡量的问题 采用樊纲等 (2011) 中的总体市场化指数重新对假设 2 假设 3 进行检验 由于樊纲 (2011) 中的指数仅报告至 2009 年, 因此稳健性检验的样本选择 2006 2011 公司年, 其中 2010 年 2011 年的市场化指数依照以往惯例沿用 2009 年的数据 ;(3) 考虑到面板数据异方差可能带来的影响, 对文中模型进行 White 异方差修正 结果发现主要变量系数符号和显著性水平没有发生实质性改变, 说明文章主要结论是稳健的 为节约篇幅, 回归结果不再赘述 六 结论及局限性 ( 一 ) 研究结论首先, 文章利用 2007 2013 年沪深 A 股的数据对相对绩效评价在中国上市公司高管薪酬合约中的实施情况进行验证, 实证结果表明 RPE 在我国上市公司中得到了广泛使用 其次, 以市场化指数大小将样本分为市场化程度较高组和市场化程度较低组, 分组检验相对业绩评价在市场化程度较高组和市场化程度较低组的实施情况, 发现在市场化程度较高组, 企业更倾向于使用相对业绩评价 ; 然后, 在对市场化程度分组的基础上, 进一步将各子样本按照企业所有权性质分为国有企业与非国有企业, 而后分别进行回归 结果显示在市场化程度较高的地区, 非国有企业比国有企业更可能实施 RPE 本文的结论为上市公司制定高管薪酬契约提供了一定的信息支持, 虽然相对业绩评价作为一种假说在理论上能够对公司高管实现有效的激励, 但在实际中企业是否采用, 要充分考虑地区市场化程度和企业所有权性质的影响 ( 二 ) 研究的局限性本文可能的不足之处主要在于 :(1) 关于市场化指数的选择 尽管采用孙晓华 李明珊 (2014) 计算出的市场化指数, 和樊纲 王小鲁等 (2011) 报告的总体市场化指数两种方式来衡量市场化进程, 但是对于该指标是否能准确度量地区的市场化程度, 我们没有充分的把握 (2) 参照组的划分依据 在计算相对业绩时, 参照对象的选择是关键, 但是对于参照组的划分目前尚未达成一致, 无法说明哪种方式更优 尽管本文采用同行业 同年度 同行业两种依据来划分参照组, 但是不同的划分方式对结论会产生一定的影响, 这可能会降低本文的贡献 [ 责任编辑王治国责任校对王景周 ]