高管报酬隐性激励的实证研究

第３２卷第３期

２００６年３月财经研究ＪｏｕｍａｌｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓＶ０１．３２Ｎｏ．３Ｍａｒ．２００６

高管报酬隐性激励的实证研究

张鸣，陈震

（上海财经大学会计学院，上海２００４３３）

摘要：文章运用虚拟变量改变业绩评价指标斜率的方法，考察了成长性不同的两类上市公司的高管年度报酬与会计收益和市场股价这两个业绩指标的关系。研究后发现，年度报酬包含着隐性长期激励的报酬形式。与稳定成长公司相比，高成长公司会在市场股价指标上赋予较大权重，在会计收益指标上赋予较小权重；同时，高成长公司会给予高管较大的保底报酬。

关键词：高管人员；年度报酬；会计指标；股价指标；隐性激励

中图分类号：Ｆ０６Ｉ．５文献标识码：Ａ文章编号：１００卜９９５２（２００６）０３—００５６－０８

一、引言

现代西方高管报酬一般由年度报酬、长期激励收入、福利这几部分组成，其中，长期激励收入占全部收入的比例较高，其形式主要有长期持股、股票期权等。当前我国高管报酬激励形式还不完善，股票期权几乎还没有，高管普遍持股较低，零持股现象严重（魏刚，２０００）；报酬结构中长中短期激励失衡（谌新民等，２００３）。因此，在我国上市公司中，类似于西方高管的长期持股、股票期权等显性长期激励形式几乎没有。本文将报酬契约中对高管实现公司长期目标的考核在当期年薪中予以反映的这种激励形式界定为隐性长期激励①，通过对这种隐性长期激励的存在性和有效性进行考察，来研究报酬契约中的长期激励问题。

二、文献述评

（一）相关文献综述

１．国外关于高管报酬的实证研究。Ｈｏｌｍｓｔｒｏｍ（１９７９，１９８２）运用标准代理模型分析了公司业绩在高管报酬契约中的作用和报酬契约中业绩度量的权重。Ｓｌｏａｎ（１９９３）对会计收益在报酬契约中的作用进行了理论和实证分析，他收稿日期：２００５一０９—２３

作者简介：张鸣（１９５８一），男，上海人，上海财经大学会计学院教授，博士生导师；

陈震（１９７２一），男，安徽蚌埠人，上海财经大学会计学院博士生。

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张鸣、陈震：高管报酬隐性激励的实证研究

发现会计收益指标可以减少契约中仅采纳市场指标所产生的噪音，改善报酬契约的有效性。Ｋｉｍ和Ｓｕｈ（１９９３）认为会计指标能减少道德风险，但也削弱了市场指标风险收益共享机制的作用。Ｊｅｎｓｅｎ和Ｍｕｒｐｈｙ（１９９０）的实证研究表明：高管报酬与会计指标和市场指标的业绩度量之间存在适度的相关性。Ａｇｒａｗａｌ与Ｗａｌｋｉｎｇ（１９９４）提出了高管报酬的决定因素有公司规模、成长性和公司业绩。

２．国内关于高管报酬的实证研究。魏刚（２０００）、李增泉（２０００）研究发现高管年度报酬与公司业绩并不存在显著的正相关关系，而与公司规模和地区差异存在显著相关关系。陈志广（２００２）发现高管年度报酬与企业绩效、规模和法人股比例等存在显著正相关，以及行业、地区对报酬有影响。谌新民等（２００３）发现资产规模、行业特性、区域范围和股权结构对经营者年薪有深刻影响。

（二）对相关文献的思考

当前在我国已有的实证研究中，只讨论了公司外部特征和会计收益指标对高管年薪的影响，没有考虑市场股价指标在年度报酬中的作用；也没有对两种业绩评价指标权重的选择进行比较分析。

本文试图运用虚拟变量改变评价指标斜率的方法，对不同的两类公司进行比较，来研究两类公司之间存在的微妙关系，以达到以下两个研究目的：其一，通过比较分析来考察在我国高管年度报酬中市场指标是否在起作用，这也就是考察在我国高管年薪中是否包含隐性长期激励的成分；其二，两类公司在确定高管报酬时，对两种业绩评价指标的权重选择和保底报酬的确定是否存在显著差异，这种差异的存在是否有效率。

三、研究设计

（一）样本选择

本文选择了２００２年度在上海、深圳两个交易所交易的信息技术业Ｇ和医药、生物制品Ｃ８共１３０家Ａ股上市公司（下面简称为高成长公司）和金属、非金属Ｃ６共１１３家Ａ股上市公司（下面简称为稳定成长公司），作为样本进行研究②。剔除了没有公布高管报酬具体数据的７家公司和净资产为负的１０家公司后，高成长公司还有１１９家，稳定成长公司还有１０７家。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、巨潮网和ＣＳＭＡＲ数据库。

（二）研究假设

公司由于所处的行业和具体环境不同，对战略目标及风险规避的要求也会不同。因此，公司股东在制定高管报酬契约时，会针对公司所处行业和具体环境的不同，对两个业绩评价指标采用不同的权重。

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财经研究２００６年第３期

１．生物医药和信息技术行业的公司通常更侧重于长远发展的目标，这类公司会在市场指标上赋予较大的权重。如果公司在收益指标上赋予较大的权重，就会导致高管减少研究开发、广告及资本性支出，这对公司的长远发展很不利。而对于金属、非金属公司，一般会把降低生产成本作为高管考核的重要目标，这样会计收益指标就会被赋予较大的权重。

假设１：与稳定成长公司相比，高成长公司在市场指标上会赋予更大的权重；与高成长公司相比，稳定成长公司在会计指标上会赋予更大的权重。

２．与金属、非金属公司相比，生物医药和信息技术行业公司无论是在未来现金流的变化上，还是在公司股价的波动上，都会有更大的不确定性，这意味着这类公司具有着更大的风险③。因此，这类高成长公司会给予高管更大的保底报酬，来作为风险补偿。

假设２：与稳定成长公司相比，高成长公司会给予高管较大的保底报酬。

（三）模型与变量

从国内已有的相关研究可以得知，公司规模、公司所处地区、公司股权结构与高管报酬之间可能存在显著相关关系。因此，本文在模型中加入这些变量作为研究模型的控制变量。

（１）对于第一个假设，本文构造的模型是：

Ｃｏｍｐ－－－－ｂｏ＋（ｂ１＋Ｄｕ ｂ２） Ａｃｃ＋（ｂ３＋Ｄｕ ｂ４） Ｐｒｉｃｅ＋ｂ５ Ｓｉｚｅ＋ｂ６ Ｚｏｎｅ＋ｂ７ Ｒａｔｅ＋￡。（１）其中：Ｃｏｍｐ是高管的年度报酬指标。因为在我国上市公司中，对重要决策起决定作用的可能是总经理也可能是董事长，本文强调公司核心层的合力作用，因此取公司前三个最高报酬和的对数作为Ｃｏｍｐ。Ｄｕ为虚拟变量，对于高成长公司，Ｄｕ取１；否则，Ｄｕ取０。Ａｃｃ是公司的会计收益指标，用公司当年的净资产收益率来表示。ｂ。是两类公司会计收益指标Ａｃｃ系数的差值。Ｐｒｉｃｅ是公司的市场股价指标，用公司当年期末的市场股票价格来表示。ｂｔ是两类公司市场股价指标Ｐｒｉｃｅ系数的差值。Ｓｉｚｅ是公司规模指标，用公司当年期末资产负债表上的总资产来表示。Ｚｏｎｅ是公司所处地区指标，为虚拟变量，当公司处在直辖市和东南四省（广东、福建、浙江和江苏）这些相对发达地区时，Ｚｏｎｅ取ｌ，其余取０。Ｒａｔｅ是公司股权结构指标，用流通股比例表示。

（２）对于第二个假设，本文构造的模型是：

Ｃｏｍｐ＝（ｂｏ＋Ｄｕ ｂ１）＋ｂ２ Ａｃｃ＋ｂ３ Ｐｒｉｃｅ＋ｂ４ Ｓｉｚｅ＋ｂ５ Ｚｏｎｅ＋ｂ６ Ｒａｔｅ＋ｅ（２）

其中：Ｄｕ为虚拟变量，对于高成长公司，Ｄｕ取１；否则，Ｄｕ取０。ｂｌ是两类公司保底报酬的差值。其他变量取值同模型（１）。

四、样本总体描述和相关性分析

（一）样本总体描述

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张鸣、陈震：高管报酬隐性激励的实证研究

表１

Ｃｏｍｐ高成长公司和稳定成长公司的描述性统计Ａｃｃ

０．０２３１３０

０．０３７４３６

０．０６１１４４

０．０５２６２６

０．６２３９１６

０．１２８３９６Ｐｒｉｃｅ１１．２５２５２７．７４７７５７１０．１９０００６．９７００００ＳｉｚｅＺｏｎｅ０．５３７８１５０．２３３６４５１．０００００００．００００００Ｒａｔｅ４３．９９８１５４０．３０５１４３９．８５０００３９．２４０００均值中位数最大值

最小值

标准差１．６６９２９３１．３８９９８５１．６８１２４１１．３５０２４８２．４０１４０１２．２０４１２００．８９２０９５０．４６８３４７０．３２９８８２

０．３８３１９５１．８５Ｅ＋０９３．３４Ｅ＋０９１．３０Ｅ＋０９１．４９Ｅ＋０９１．２４Ｅ＋１０６．１５Ｅ＋１０１．４６Ｅ＋０８１．３９Ｅ＋０８１．８１Ｅ＋０９６．４３Ｅ＋０９３１．４６０００２２．５９０００３．６０００００３．０２００００１．００００００１．０００００００．０００００００．００００００１００．００００７９．７５０００１８．７９０００１４．１７０００１６．８２６１４１２．４１８７４——１．３４７６４５一Ｏ．４３２６８４０．２２５６５７０．０８２８１３４．５８３１３９３．５７３２４４０．５００６７６０．４２５１４０

注：上一行为高成长公司，下一行为稳定成长公司。

高成长公司的Ｃｏｍｐ无论是在最大值、最小值、平均值还是在中位数上，都远远大于稳定成长公司；高成长公司Ｃｏｍｐ的标准差明显小于稳定成长公司，表明高成长公司高管报酬较为集中，而稳定成长公司较为分散。高成长公司Ａｃｃ的标准差几乎是稳定成长公司的两倍，这表明高成长公司总体的经营风险明显大于稳定成长公司；高成长公司Ｐｒｉｃｅ的标准差明显大于稳定成长公司，这表明高成长公司的市场风险要大于稳定成长公司。

（二）样本相关性分析

表２高成长公司和稳定成长公司的相关矩阵

Ｃｏｍｐ

Ｃｏｍｐ

Ａｃｃ

Ｐｒｉｃｅ

Ｓｉｚｅ１０．３３１８＋’ＡＣＣ０．２２１２”’Ｐｒｉｃｅ０．１２６９’’Ｓｉｚｅ０．３６８９。。０．３１４４’’Ｚｏｎｅ０．３８４４。。Ｒａｔｅ一Ｏ．１０２８＊——０．００８３０．０７２４０．３０３３’＋１０．１５７４’’Ｏ．１９３８。。０．０２４３０．３３６２’’０．２１９４’。—０．２３３１一Ｏ．１７２７’’０．１８８９。。１一Ｏ．０４４１０．０９４４＊一Ｏ．２３６３—１０．０６２９０．２４７６’。一Ｏ．３３３７一一０．０９８５＊一Ｏ．０３８２

０．２６３４’。Ｏ．１２６４’。

１Ｚｏｎｅ

Ｒａｔｅ一Ｏ．０８４６一Ｏ．１２７７一１

注：’表示在０．０５水平上显著（双尾检验），”表示在０．０１水平上显著（双尾检验）；上一行为高成长公司，下～行为稳定成长公司。

报酬Ｃｏｍｐ与会计收益Ａｃｃ、规模Ｓｉｚｅ、地区Ｚｏｎｅ都存在明显正相关性，并且，高成长公司Ｃｏｍｐ与Ｐｒｉｃｅ的相关性０．１２６９要大于稳定成长公司的０．０７２４，稳定成长公司Ｃｏｍｐ与Ａｃｅ的相关性０．３３１８要大于高成长公司的０．２２１２。这表明稳定成长公司的会计收益对报酬的影响要大于高成长公司，高成长公司的股价对报酬的影响要大于稳定成长公司。

五、回归结果和结果分析

（一）假设１的回归结果

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表３假设的回归结果

ｂ０ｂ１ｂ２ｂ３ｂ４ｂｓｂ６ｂ７

系数１．１８５…１．２９２…—１．１７２…——０．０００Ｏ．０２１…０．０００…０．２５５…０．００２Ｔ值１２．７３５４３．３０９９一２．８４１１——０．５０３４．１１７５３．２６３６５．５２４８１．５４７

Ｒｚ—Ｏ．３３２４４４Ａｄｉ—Ｒ２一Ｏ．３１１００８Ｄ－Ｗｓｔａｔ一１．９８４５５８Ｆ－ｓｔａｔ一１５．５０９１７

注：’表示０．１水平上显著，一表示０．０５水平上显著，…表示０．０１水平上显著。对模型（１）的回归结果显示ｂ。一１．２９２２，ｂ。一一１．１７１９，都在１％下显著。这表明高成长公司在会计收益上赋予的权重是ｂ。＋ｂｚ一０．１２０３，稳定成长公司在会计收益上赋予的权重是ｂ。一１．２９２２。这就是说，相对于高成长公司，稳定成长公司在会计收益上赋予的权重较高。回归结果显示ｂｔ一０．０２１，在１％下显著。这表明相对于稳定成长公司而言，高成长公司在市场股价指标上赋予更大权重，假设１成立。ｂ。一－－０．０００４，不显著。这与我国证券市场发展还不成熟，股价波动较大有密切关系。本模型是考察ｂ。的正负号和显著性，ｂ。不显著不会影响假设的成立。同时，回归结果表明了长期激励的确存在于高管的年度报酬中，只不过这种长期激励不是以股票期权、长期持股等形式存在，而是以在报酬契约中加入对高管实现公司长期发展目标的考核、考核结果是以在当年年度报酬中反映的一种隐性长期激励形式存在的。

（二）假设２的回归结果

表４假设２的回归结果

ｂ２ｂ３ｂ６

系数１．１２４…ｂ００．２０９…ｂｌ

０．２０６。。０．００８０．０００…ｂ４０．２２７…ｂ５０．００２

Ｔ值１２．５３３２４．２５３６２．４８２５１．５４９５４．３０３９４．８９９７１．１９６３壁三Ｑ：ｉ；！ｉ！！垒鱼ｉ：壁三Ｑ：！！！Ｑ！！堡婴！塑！三；：Ｑ！！墨ｉ！里：！！坐三！垒：塑！！墨注：。表示０．１水平上显著，～表示０．０５水平上显著，…表示０．０１水平上显著。对模型（２）的回归结果显示ｂｏ一１．１２４１，ｂ，一０．２０９０，都在１％下显著为正。这表明高成长公司高管报酬契约的回归线的截距是ｂ。＋ｂ。一１．３３３１，稳定成长公司高管报酬契约的回归线的截距是ｂｏ一１．１２４１。这也就是说，在控制了会计收益、市场收益、公司规模、公司所处行业、地区和流通股比例这些变量之后，高成长公司比稳定成长公司在给予高管的保底报酬上，要显著地高出１８．６％，假设２成立。

从表１发现，高成长公司高管报酬的均值和中值分别是１．６６９２９３和１．６８１２４１，比稳定成长公司高管报酬的均值１．３８９９８５和中值１．３５０２４８分别高出０．２７９３０８和０．３３０９９３。其中，固定的保底报酬差距对全部报酬差距起到重要作用，对均值差异的贡献率为７４．８３％，对中值差异的贡献率为６３．１４％。这在一定程度上表明，不同成长性的两类公司，其高管报酬差距主要来自于公司风险补偿的固定报酬，而业绩、规模和地区等因素对报酬差距的贡献不大，风险是公司在制定高管报酬契约时重点考虑的因素。

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