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1、会计研究200319高级管理层激励与上市公司经营绩效相关性的实证分析张俊瑞赵进文张建(西安交通大学会计学院710061东北财经大学统计系116025)【摘要】、持股等激,健分析的缺陷LnAP关于解释变量每股收益、国有股控股比例、。(2)LnAP与公司经营绩效变量EPS及公司规模变量LnSIZE之间呈现较显著的、稳定的正相关关系。(3)LnAP与高管持股比例变量MSR之间虽然呈现正相关关系,但这种正相关关系的显著性对异常值较为敏感,容易受强影响点及高杠杆点等的影响,表现出不稳定性。(4)LnAP与国有股控股比例变量FST之间存在较弱的负相关关系,并且这种负相关性对异常值更加敏感,更易受强影响点的
2、影响。这些结果与国外相关的计量分析结果基本一致,与国内相关研究结论有一定差异。【关键词】上市公司高级管理层激励经营绩效影响评价一、研究背景自1978年以来,我国在个人收入分配制度上先后进行了一系列的改革。在传统的计划经济体制下,我国实行的是单一的按劳分配制度。由于思想意识和制度安排上的偏差,造成了分配制度上的平均主义模式,挫伤了劳动者的积极性、主动性以及创造性,降低了经济效率。随着改革开放的不断深入,我国逐步放弃了单一的按劳分配制度,探索适合市场经济转轨环境下的新的分配制度,并正在将收入分配制度与激励制度、绩效评估制度相融合,以构建最有经济效率的分配制度模式。但是,由于政策环境、经济环境、社会
3、文化、公司治理结构和企业内部条件等诸多因素的影响,我国企业高级管理层的报酬在数量、结构和方式上都存在很多问题,特别是缺乏有效的长期激励机制,从而出现了严重的“内部人控制”、“59岁现象”等问题。这表明我国企业管理层的激励制度普遍存在着激励严重不足和约束疲软乏力的问题。建立和完善“产权明晰、权责分明、政企分开、管理科学”的现代企业制度,需要从多方面入手,设计适合我国国情的最优激励制度,以充分调动企业管理层的积极性就是其中的关键之一。我国上市公司从1998年年度报告开始披露高级管理人员的持股情况及年度报酬等信息。于是,对公司管理层的激励与报酬制度问题成为社会关注的一个热点,并产生了一些有价值的研究
4、成果,对解决我国企业激励不足问题以及建立最优的报酬绩效契约做出了有益的贡献。本文在前人研究的基础上,利用近年我国A股上市公司年度报告提供的企业绩效以及管理人员报酬等相关信息,借鉴现代模型影响与诊断分析技术,对我国上市公司激励问题进行建模实证分析,提取共同特征,识别个体差异,提出相应的管理对策与建议。本文是教育部人文社科基金项目“基于应计制与现金制相融合的企业分析与评价研究”(批准号:02JA790045)及国家社会科学基金项目“复杂数据的统计诊断方法及其应用”(批准号:02BTJ002)的阶段性研究成果。29会计研究200319二、相关文献综述对高级管理层的激励报酬问题,西方学术界已经做过较多
5、的实证研究。最早的研究由托辛斯和巴克尔(Taussings&Baker,1925)完成。他们发现企业经理报酬与企业业绩之间的相关性很小。其后的70多年中,对管理者尤其是高层管理者报酬的研究引起了经济学家、心理学家、人力资源管理专家和企业战略规划者的广泛关注。从上个世纪六十年代开始,迈克盖尔、岂尤和艾尔宾(Mcguire,Chiu&Elbeing,1962),马森(R.Massnl,1971),赖威伦和哈茨曼(W.Lewellen&B.Huntsman,1970),西塞尔和卡罗尔(Ciscell&Carroll,1986),詹森和墨菲(Jenson&Murghy,1990)等都利用各自不同时期的
6、数据研究了经理报酬和企业业绩之间的关系。墨菲(Murghy,1985),高夫兰和斯米德(Coughlan&Schmidt,1985),约斯考、罗斯和谢帕德(Joscow,Rose&Shepard,1993)等还研究了高管持股与企业绩效之间的关系,并证明了经理报酬和企业业绩之间存在正相关性。西方学者还对经理人报酬与其他决定因素之间的关系进行了研究。科什(Kersh,1974),罗森(Rosen,1982),科斯图克(Kerstuke,1983),巴罗(Barro,1990),约斯考、罗斯和谢帕德(1993),肯约和斯沃巴兹(Conyon&Schwalbach,1999)等人研究了经理报酬和企业规
7、模之间的关系。研究结果表明,经理报酬和企业规模之间存在强烈的正相关关系。墨菲(Murphy,1986),巴罗(Barro,1990),吉布斯和墨菲(Gibbons&Murphy,1990),约斯考(1993)等人用经理人的年龄、任职期间、。发现不论CEO在早先的职位上,还是在企业内的任职期间内,在企业留任多年时,随着其年龄的增加,柯尔和柯罗恩KK),(,研究了经理薪酬和股票期权与产业收益、经理报酬结构、索取权与企业绩效的关系等。从国外的计量分析结果来看,企业规模、业绩、经理个人特征对经理报酬产生的影响为正;政府管制对经理报酬产生的影响为负;经理的持股比例与其现金报酬负相关或正相关;不同治理模式
8、对经理报酬似乎没有显著影响。我国国内关于经理报酬的计量研究近几年刚刚兴起。魏刚(2000)、李增泉(2000)、杨瑞龙和刘江(2002)等利用我国上市公司的年报数据,研究了上市公司高级管理层的激励状况、高级管理层激励与企业业绩之间的敏感性、高级管理层报酬与企业规模、国有股股权比例之间的相关关系。结果显示,近年来我国上市公司高级管理层激励效果不显著,经理报酬和企业业绩不存在显著的正相关关系,与高级管理人员持股比例不存在显著的负相关关系,与企业规模存在显著的正相关关系,国有股比例对高管报酬存在一定的负面影响等。而陈志广(2002)的计量分析结果显示,在我国2000年沪市的上市公司中,高管薪金报酬与
9、企业绩效存在显著的正相关关系。除此以外,其他的结论与以上几位学者的结论相类似。本文基于2001年年度样本数据,拟采用对数变换后的线性模型及现代模型影响评价理论,对我国沪深两市上市公司高级管理层激励与经营绩效的相关问题进行建模、分析与评价。三、研究设计1.数据来源与样本根据分析的需要,我们以2001年上市公司公布的年报数据为主要分析对象。由于我国上市公司截至目前已达1200余家,因此对样本的选取以抽样的方式进行,抽样的具体原则如下:(1)考虑到极端值对统计结果的不利影响,首先剔除了业绩过差的ST和PT公司以及被注册会计师出具过保留意见、拒绝表示意见、否定意见等审计意见的上市公司。(2)由于国内投
10、资者主要关注的还是A股上市公司,而且B股和H股对A股的信息披露有所影响,所以我们剔除了同时发行B股或H股的A股上市公司。(3)考虑到新上市公司的业绩容易出现非正常性的波动,而且公司内部各方面的运行机制还不够健全和完善,所以新上市公司也未包含在样本中。(4)在进行了以上剔除后,我们按照上市公司所属的十六个大类,以随机方式在每一大类中按10%的比例抽取样本数据,但是由于金融和公用事业两个大类的样本过少,为了减少统计分析的偏差以及扩大样本数据的涵盖面,我们选取了符合前三点要求的全部金融和公用事业的公司样本。按照以上原则,我们总共选择了127家上市公司2001年的年报数据作为样本,具体数据见附表(略)
11、。2.研究假设30会计研究200319本文着重运用线性回归分析方法及模型影响评价理论,来研究上市公司高级管理层激励与公司经营绩效、公司规模、持股比例、国有控股比例等之间的相关关系。在下文所述的激励概念仅指高管报酬和持股比例等易观察的可量化因素。对于其他的激励形式,诸如职位升迁、社会地位、荣誉、个人成就感等不易观察的非量化因素,本文将不纳入考察范围。为此,我们提出以下四个假设,尔后通过建模加以验证。假设1:高级管理人员年度薪金报酬(对数形式,下同)与公司经营绩效(每股收益,下同)存在显著的正相关关系。根据代理理论,当公司经理与股东之间存在信息不对称的时候,股东会与经理签订报酬绩效契约,以减少经理
12、由于道德风险和信息不完全所带来的代理成本。在报酬绩效契约下,经理的报酬将由企业的经营业绩来决定。因而,公司经理势必会通过提高企业经营业绩来提高自己的报酬。可见,高级管理人员年度薪金报酬与公司经营绩效应存在显著的正相关关系。假设2:高级管理人员年度薪金报酬与国有股股权比例之间存在显著的负相关关系。我国上市公司治理机构中普遍存在股权结构畸形,国有股大都具有绝对控股地位,而国有资本主体一直处于缺位状态,这对于激励机制的效用发挥无疑具有抑制作用。因此,假设高级管理人员年度薪金报酬与公司股本中国有股所占比例的大小存在显著的负相关关系似乎更加合理。假设3:,当他们持有企业的股票越多时,从而获得更高的薪金报
13、酬补偿。假设4:(对数形式)呈显著的正相关关系。在企业组织中,能力较强的经,以扩大企业的产出,企业的利润因此随规模的扩大和经理能力的增长而提高。与此相适应,企业经理就会要求更高的薪酬作为能力上升的补偿。相反,如果企业经理要求控制更多资源的条件得不到满足,企业的利润无法提高,那么很可能使能力相同的经理在规模不同的企业中所得到的报酬也不同。因此,假设高级管理人员的年度薪金报酬与公司的规模呈显著的正相关关系。3.变量与模型我们采用每股收益(EPS)作为公司经营绩效变量,用高级管理人员的人均年度薪金报酬(AP)作为报酬变量,用高级管理层的总体持股数量占公司总股本(SIZE)的比例(MSR)作为高级管理
14、人员的持股变量,用公司总股本(SIZE)作为公司规模的变量,用上市公司在财务报告中披露的年末公司国有股控股股份占公司总股份的比例(FST)表示国有股控股变量。为对假设1、假设2、假设3及假设4的真伪性做出检验,我们构建如下对数变换形式的线性模型:(1)LnAP=1EPS+2FST+3MSR+4LnSIZE+其中,未包含截距项的原因主要来自对附加变量图的统计分析。对此模型的参数,我们采用权威的统计分析软件STA2TISTICA及SPSS进行估计与检验。四、回归估计、检验及异常值敏感性分析对于模型1,线性最小二乘回归的详细结果见表1。对应的回归方程如下(括号中数据为回归系数的标准误差):LnAP=
15、01587242EPS-01376040FST+01709087MSR+01181959LnSIZE(2)(01192211)(01208847)(01391409)(01009502)R2=0190138,Adj-R2=0189817,标准误差=0164622,F(4,123)=281105,p水平值010000。从而可认为响应变量LnAP(高级管理人员的人均年度薪金报酬(AP)的对数)与解释变量EPS(每股收益),FST(国有控股比例),MSR(高级管理层总体持股比例)及LnSIZE(公司总股本的对数)之间存在多元线性回归关系。我们指出,此模型的解释变量之间不存在复共线性。事实上,解释变量
16、EPS,FST,MSR及LnSIZE对应的相关系数矩阵为:1100-010401010104-0104110001020120010101021100-111001040120-01101100,它的顺序特征值分别为1=11220919,2=11024445,3=11002994,4=01751642,从31会计研究200319而,条件数k=11624335788,可见,不存在复共线性关系。此外,此模型对应的Durbin-Watson统计量值为11982199,序列相关系数为-01014300,表明无序列相关存在。由该回归模型下对应的残差正态概率图、半正态概率图与趋势正态概率图(由于篇幅限制,在此从略)可以看出,回归模型整体拟合效果良好,基本上满足方差
