[摘要] 本文以高管人員薪酬水平為被解釋變量，以股權(quán)集中度，管理層持股比例、獨(dú)立董事薪酬水平、國(guó)有股比例、未流通股比例為解釋變量，運(yùn)用SPSS統(tǒng)計(jì)分析軟件，對(duì)兩者之間的關(guān)系進(jìn)行回歸分析，最后得出結(jié)論：前三個(gè)變量與被解釋變量呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，后兩個(gè)變量與其呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。

[關(guān)鍵詞] 高管人員薪酬水平回歸分析

在薪酬制度的諸多要素中，高管人員的薪酬水平是最受關(guān)注，也是最直觀的一個(gè)數(shù)量指標(biāo)。本文以高管人員薪酬水平為被解釋變量，以股權(quán)集中度，管理層持股比例、國(guó)有股比例、未流通股比例和獨(dú)立董事薪酬水平為解釋變量，運(yùn)用SPSS統(tǒng)計(jì)分析軟件，對(duì)兩者之間關(guān)系進(jìn)行回歸分析。

一、樣本說明

本文選取遼寧證監(jiān)局下轄的32家上市公司，再加上大連證監(jiān)局下轄的18家上市公司作為樣本，總量是50個(gè)，由于000167沈陽(yáng)新開沒有在2005年年報(bào)中披露獨(dú)立董事薪酬，故該樣本無效，剔除無效樣本，最終研究的樣本容量是49個(gè)。

二、研究設(shè)計(jì)

本文的原始數(shù)據(jù)來自巨潮資訊上披露的上市公司2005年報(bào)，其中高管人員平均薪酬AMP為被解釋變量，高管人員指上市公司年報(bào)中披露的包括公司董事會(huì)成員、總經(jīng)理、總裁、副總經(jīng)理、副總裁、財(cái)務(wù)總監(jiān)、等成員，平均薪酬的計(jì)算方法是用年度薪酬總額除以高管人員數(shù)量。

解釋變量共有5個(gè)，股權(quán)集中度A5，指公司前5位大股東所持股份之和占公司總股份的比例；管理層持股比例MSO：指管理層總體持股數(shù)量占公司總股本的比例；獨(dú)立董事薪酬DM；國(guó)有股比例NSO：即國(guó)有股數(shù)量與公司總股本的比值；未流通股比例USO：即未流通股數(shù)量與公司總股本的比值。

本文采用多元線性回歸的分析方法，構(gòu)造多元線性模型如下：

AMP=α0+α1A5+α2MSO+α3DM+α4NSO+α5USO+ε

通過該回歸方程，利用SPSS11.5軟件，采用普通最小二乘法對(duì)高管人員薪酬水平與各解釋變量進(jìn)行回歸擬合，并采用標(biāo)準(zhǔn)參數(shù)檢驗(yàn)來確定其相關(guān)顯著性。

三、變量的描述性統(tǒng)計(jì)

1.被解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)。2005年高管人員平均薪酬水平最低值是11036元/年，最高值是329000元/年，中位數(shù)是86068元/年，極差值是317964元/年，可見，企業(yè)間的差距是比較大的。高管人員平均薪酬均值是104962，標(biāo)準(zhǔn)差是69524，峰度系數(shù)和偏度系數(shù)分別為1.146和1.06，以上數(shù)據(jù)說明：遼寧上市公司高管人員薪酬水平離散程度很大，平均值的代表性較差。

2.解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)。股權(quán)集中度最大值是80.92，最小值26.84，平均值58.48，標(biāo)準(zhǔn)差為11.49，其離散程度明顯小于被解釋變量；國(guó)有股比例最大值73.53%，平均值29.47%，偏度系數(shù)是-1.641，小于均值的變量分布較為分散；未流通股比例最小值33.43%，最大值76.92%，均值57.18%，說明股票的流動(dòng)性不高；由于我國(guó)上市公司的未流通股主要包括國(guó)有股、法人股和內(nèi)部職工股，法人股中還包括國(guó)有法人股，所以未流通股的主體仍然是由國(guó)有股構(gòu)成，這樣我們就不難得出結(jié)論：遼寧上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)仍然是國(guó)有股“一股獨(dú)大”，國(guó)有股減持的政策效用沒有在遼寧資本市場(chǎng)上發(fā)揮顯著效果；管理層持股比例的平均值是0.27‰，最大值是3.22‰，在所調(diào)查的49個(gè)樣本中，有34家使用了管理層持股的激勵(lì)手段，普及率達(dá)到了69.39%，可見，遼寧上市公司普遍使用了管理層持股的長(zhǎng)期激勵(lì)手段，但問題是管理層持股的比例偏小，平均值僅為0.27‰，這種方法的使用尚在初步探索和嘗試階段；獨(dú)立董事的平均薪酬是31762.9元/年，最小值是10000元/年，最大值是60000元/年，其離散程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于高管人員平均薪酬。

四、回歸結(jié)果分析

復(fù)相關(guān)系數(shù)R0.702，表明所有自變量從總體上與因變量之間高度線性相關(guān)；復(fù)可決系數(shù)R2 0.518，說明自變量對(duì)因變量的解釋能力較好，樣本回歸方程對(duì)樣本擬合較好，Durbin-Watson統(tǒng)計(jì)量是2.405，在顯著性水平α=0.01，查表可知：dl=1.16，du=1.59，則du

SR=114401139987，SE=117615027730，ST=232016167717，自由度分別為5、43、48，MSR=22880227997，MSE=2735233203，F(xiàn)=8.365，查表得：F0.01(5，43)=3.51，F(xiàn)=8.365>3.51，顯著性概率P=0.000<0.01，在顯著性水平為0.01的情況下，回歸方程通過F檢驗(yàn)，線性回歸效果顯著。

回歸方程為:AMP=0.201A5+0.169 MSO +0.497 DM-0.292 NSO-0.061 USO +ε

五、結(jié)論

1.與高管人員薪酬水平呈正相關(guān)關(guān)系的變量有股權(quán)集中度、管理層持股比例和獨(dú)立董事薪酬水平，說明股權(quán)收益已經(jīng)是高管人員薪酬的主要組成部分，管理層持股是一種行之有效的長(zhǎng)期激勵(lì)手段，對(duì)其加以科學(xué)利用是提高高管人員薪酬水平合理性的有效途經(jīng)；呈負(fù)相關(guān)關(guān)系的變量是國(guó)有股比例和未流通股比例，說明國(guó)有股減持有利于提高公司績(jī)效，從而增加高管人員薪酬水平。

2.影響高管人員薪酬水平的主要變量是獨(dú)立董事的薪酬水平，即獨(dú)立董事薪酬水平每提高1%，高管人員薪酬水平就會(huì)提高0.497%，兩者之間的互惠效應(yīng)非常明顯。由于上市公司獨(dú)立董事的薪酬水平的確定缺乏市場(chǎng)價(jià)格的指導(dǎo)，缺乏業(yè)績(jī)基礎(chǔ)，具有較強(qiáng)的隨意性，所以，高管人員薪酬水平與獨(dú)立董事薪酬水平之間的這種互惠關(guān)系間接說明了高管人員薪酬水平的確定也缺乏市場(chǎng)基礎(chǔ)和業(yè)績(jī)基礎(chǔ)，遼寧的經(jīng)理人市場(chǎng)機(jī)制急需發(fā)展。

3.股權(quán)集中度是影響高管人員薪酬水平的主要治理因素。從回歸方程可知：股權(quán)集中度每提高1%，高管人員薪酬水平就會(huì)提高0.201%，說明股權(quán)集中度與高管人員薪酬水平呈明顯正相關(guān)，遼寧上市公司市場(chǎng)化程度還很低，國(guó)有控股狀態(tài)依然沒有明顯改善。

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