王清剛，胡亞君

(1.中南財經政法大學會計學院，湖北武漢430073;2.長沙中聯重工科技發(fā)展股份有限公司，湖南長沙，410013)

一、引言

近年來，國內外上市公司高管薪酬不斷飆升，高薪酬低業(yè)績的現象層出不窮，加劇了股東與經理之間的委托—代理沖突，引起全球各地學術界和實務界的高度關注。金融危機的爆發(fā)，再度引發(fā)高薪之爭，使人們對本來就充滿質疑的高薪話題帶來了更多的疑問。從世界范圍看，高管薪酬的增長速度普遍高于企業(yè)業(yè)績的增長速度。以美國為例，2008年度，花旗銀行經營虧損超過200億美元，卻向21名高管支付了高達3.902億美元的薪酬，人均1860萬美元①資料來自2009年10月27日的京華時報。，出現業(yè)績負增長，高管薪酬正增長的倒掛現象。我國也存在類似現象，例如:浙江富潤(600070)2008年度凈利潤同比下降97.76%，但其平均高管薪酬同比增長率高達84.41%;世紀星源(000005)2008年度凈利潤同比下降86.43%，但其平均高管薪酬同比增長率達86.85%。根據財政部發(fā)布的《我國上市公司2008年執(zhí)行企業(yè)會計準則情況分析報告》，我國1597家非金融類上市公司2008年度凈利潤總額同比下降31.48%，但人均高管薪酬卻同比增長了23.95%②根據財政部發(fā)布的《我國上市公司2008年執(zhí)行企業(yè)會計準則情況分析報告》和巨靈數據庫相關數據計算得出。。

針對高管薪酬與經營業(yè)績的倒掛現象，各國采取了相應的限薪政策。2009年7月，美國眾議院下屬的金融服務委員會(Financial Services Committee)通過了金融業(yè)薪酬監(jiān)管法案，授權政府禁止金融機構濫發(fā)巨額薪酬。2009年4月，我國財政部發(fā)布文件《規(guī)范國有金融機構高管人員薪酬分配秩序》。2009年9月，人力資源和社會保障部、財政部、國資委等六部委聯合下發(fā)《關于進一步規(guī)范中央企業(yè)負責人薪酬管理的指導意見》，以建立健全高管薪酬的激勵和約束機制。

許多文獻從管理層權力角度研究企業(yè)高管薪酬節(jié)節(jié)攀升的原因。本文主要探討我國上市公司高管薪酬與經營業(yè)績的脫鉤問題，將公司經營業(yè)績低于行業(yè)均值，但其高管薪酬卻高于行業(yè)均值的情況界定為異常高管薪酬。我們以2003-2009年滬深兩市所有A股上市公司為樣本，研究我國上市公司異常高管薪酬的存在性及其與管理層權力的關系，探尋異常高管薪酬背后的根源，以期在不影響公司績效的前提下，規(guī)范高管薪酬的發(fā)放，減少貧富差距，促進社會和諧。

二、文獻回顧

(一)管理層權力與高管薪酬

20世紀80年代以來，高管薪酬成為學術界和實務界研究的重點。早期研究多圍繞高管薪酬的影響因素、業(yè)績敏感性、高管薪酬與盈余管理等問題展開。近年來，學者們開始關注管理層權力對高管薪酬的影響。所謂管理層權力，是指管理層執(zhí)行自身意愿的能力［1］。早在1991年，Crystal就指出薪酬制度出現被管理層操縱的漏洞，管理層會利用自身優(yōu)勢與股東討價還價獲得較高的薪酬［2］。2004年，Bebchuk和 Fried提出管理層權力理論［3］。Otten(2008)以17個國家2001-2004年間451個公司的1394個薪酬合約為研究樣本，證明該理論在全球范圍內的適用性［4］。很多學者從實證角度驗證了高管薪酬與管理層權力的關系。研究發(fā)現，管理層權力是薪酬契約中的重要因素［5］，管理層會利用手中權力通過各種途徑自定薪酬，來提高自身薪酬［6］。高管薪酬與管理層權力呈現顯著正向關系［7］，權力較大的管理層不會基于薪酬目的進行盈余管理，但可能基于其他目的進行盈余管理;但權力較小的管理層可能為提高自身薪酬而進行盈余管理［8］。但Murphy(2002)針對90年代美國公司高管薪酬上升的狀況，提出基于經理人市場的解釋，對管理層權力理論提出了質疑。他認為，高管薪酬更多地決定于經理人的外部聘任、經理人能力等，不能完全歸因于管理層權力［9］。

我國對高管薪酬與管理層權力的研究較落后，相關文獻很少。張必武等(2005)認為，如果董事會受高管控制，董事會監(jiān)督流于形式，便可能導致高管自定薪酬及高管薪酬與企業(yè)績效背離的現象發(fā)生［10］。少數學者利用經驗數據驗證了管理層權力確實影響高管薪酬，權力較大的管理層可以自己設計激勵組合，在獲取權力收益的同時實現高額薪酬［11］。

(二)異常高管薪酬

國內外文獻較少針對異常高管薪酬進行研究，沒有對異常高管薪酬的界定。臺灣證券交易所確立了不合理董監(jiān)薪酬的認定標準，符合其中任何一條的上市公司將被曝光③資料來自臺灣證券交易所公開信息觀測站網站:newmops.tse.com.tw，2009-11-25:(1)報告盈利的公司，凈利潤低于同行業(yè)平均值，但董監(jiān)薪酬占凈利潤比例卻高于同行業(yè)平均值;(2)發(fā)生虧損的公司，董事及監(jiān)事人均薪酬超過新臺幣100萬元以上;(3)合并損益表報告凈利潤為負數，但納入合并報表范圍內所有公司的平均董監(jiān)事薪酬超過新臺幣200萬元以上。(4)連續(xù)兩年虧損，但董監(jiān)事薪酬總額或董監(jiān)事人均薪酬卻增加。林宛瑩等(2009)認為異常高管薪酬行為是公司發(fā)放的高管薪酬與企業(yè)經營業(yè)績嚴重不對稱，提出四種異常高管薪酬的計量標準:一是凈利潤低于同行業(yè)平均值，董監(jiān)薪酬與凈利潤的比率大于行業(yè)平均值;二是凈利潤低于同行業(yè)平均值，董監(jiān)薪酬大于行業(yè)平均值;三是凈資產收益率低于同行業(yè)平均值，董監(jiān)薪酬與凈利潤的比率大于行業(yè)平均值;四是凈資產收益率低于同行業(yè)平均值，董監(jiān)薪酬大于行業(yè)平均值［12］。

國內外僅有少數學者研究了高管薪酬粘性、非正常薪酬等問題。有研究發(fā)現公司高管薪酬對盈利和虧損存在明顯的非對稱敏感性［13］，高管薪酬在業(yè)績上升時的邊際增加量大于業(yè)績下降時的邊際減少量［14］。雖然我國高管薪酬已呈現顯著的業(yè)績敏感性，但是業(yè)績上升時薪酬增加的幅度與業(yè)績下降時薪酬減少的幅度嚴重不對稱［15］。有些文獻以管理層實際薪酬與由經濟因素決定由回歸模型計算出來的預期正常高管薪酬之間的差額表示非正常高管薪酬［1，16-17］。權小鋒等(2010)發(fā)現非正常高管薪酬與管理層權力呈現正相關關系。

縱覽國內外相關研究，成果豐富，但大多集中在對正常高管薪酬的探討上，較少針對公司經營業(yè)績下降、高管薪酬不降反升的現象進行分析。異常高管薪酬研究的文獻則更少，也缺少對異常高管薪酬認定的權威標準。拾遺補缺，本文運用實證研究方法探討我國異常高管薪酬的存在性及其與管理層權力的關系。

三、理論分析與假設提出

Bebchuk和Fried(2004)提出了決定經理人薪酬的兩種理論:最優(yōu)契約理論和管理層權力理論。前者認為在股東能夠控制董事會時，經理人薪酬設計能按股東價值最大化原則進行;后者強調董事會不能完全控制經理人薪酬的設計時，經理人有能力影響甚至決定自己的薪酬，并可能產生權力尋租問題［3］。最優(yōu)契約理論的實質是承認高管薪酬與業(yè)績掛鉤，將兩者聯系起來，是解決委托代理矛盾的通行做法。Murghy(1985)、Giorgio(2008)、Jackson(2008)等分別采用不同的研究方法和樣本數據發(fā)現高管薪酬與公司業(yè)績有較強的正相關性［14，18-19］。盡管我國早期的研究發(fā)現高管薪酬與公司績效并不相關［20-21］，但是近年的研究多表明我國上市公司正逐步建立起基于業(yè)績的薪酬制度，高管薪酬與公司業(yè)績已呈現相關性［22-24］。

20世紀80年代以來，我國國有企業(yè)進行了一系列改革，伴隨著改革進程，管理層權力不斷膨脹，管理層利用信息不對稱進行尋租的能力大大提高。在國有企業(yè)改革中，政府與管理層的密切合作、對管理層行為的認可和支持等，無形中助長了管理層權力的提升［25］。在國有企業(yè)改制為上市公司的過程中，企業(yè)領導人與政府的密切關系，使高管人員具有與政府討價還價的資本，企業(yè)經營業(yè)績無法對高管人員形成硬性約束［26］。在國有企業(yè)改革過程中，政府給經營者更多的是權力，而不是制約、監(jiān)督和懲罰，這在客觀上造成了管理層權力的不斷提高。民營企業(yè)管理層中包含業(yè)主本身，雖然現在民營企業(yè)從外部聘請職業(yè)經理，由于我國目前還沒有形成有效的職業(yè)經理人市場、家族企業(yè)的“隱私”經營給聘請職業(yè)經理帶來一定風險，因此業(yè)主自身兼任總經理的現象在我國民營企業(yè)中比較常見［27］。當公司存在內部人控制、薪酬委員會形同虛設、公司高管擁有信息優(yōu)勢或通過賄賂控制公司董事會時，管理層的權力就越大，他們越有能力影響董事會制定薪酬，甚至出現自定薪酬現象。

權小鋒等(2010)認為高管權力越大，獲取的私有收益越高。雖然，這篇文章以管理層實際薪酬與由回歸模型計算出來的預期正常高管薪酬之間的差額表示非正常高管薪酬，這與本文界定的異常高管薪酬有差異，但實際上這部分非正常高管薪酬是與企業(yè)業(yè)績脫鉤的薪酬，與本文研究的異常高管薪酬有類似之處［1］。因此，我們可以合理預期，管理層權力越大時，高管獲得的異常薪酬越高。據此，本文提出以下假設:

H1:管理層權力越大，異常高管薪酬越大。

四、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文高管薪酬數據和財務數據主要來自CSMAR數據庫和巨靈數據庫，其他相關信息來自全景網絡中的證券頻道(http://company.p5w.net)，并且對相關數據進行了手工整理。實證分析過程利用STATA10.0軟件和SPSS 16.0軟件完成。

本文初始樣本選取2003-2009年滬深兩市A股上市公司，然后對其執(zhí)行如下的篩選程序:(1)剔除金融類上市公司;(2)剔除數據缺失的公司;(3)剔除凈利潤為極端值的公司;(4)剔除虧損類公司;(5)剔除終極控制人不詳的公司。(6)剔除最終控制人為高校的上市公司。經過上述程序篩選，共得到有效樣本8245個公司的年度觀測值。

根據本文界定的異常高管薪酬認定標準，將樣本分年度分行業(yè)①本文行業(yè)按照證監(jiān)會2001年頒布的分類標準劃分，除了制造業(yè)按照二級明細劃分為小類外，其他行業(yè)均以大類劃分，其中由于木材家具制造業(yè)的樣本較少，本文借鑒方軍雄(2009)，將其劃歸為其他制造業(yè)。劃分為存在異常高管薪酬行為(異常組)和不存在異常高管薪酬行為(非異常組)兩種情況，得到研究樣本分布表(見表1)。對表1資料作初步分析可知，2003-2009年，異常組所占比例均在30%以上，可見我國目前存在著一定程度的異常高管薪酬現象。

表1 研究樣本分布

(二)模型設計與變量定義

本文借鑒臺灣學者林宛瑩等(2009)［12］的研究方法，選用Probit模型進行管理層權力與異常高管薪酬的相關性分析，建立以下模型:

其中φ表示正態(tài)分布的累積密度函數。

模型中，被解釋變量為異常高管薪酬Excess。薪酬主要包括貨幣薪酬與股權激勵兩部分，但是由于我國公司實施股權激勵較晚，數量較少，且很難區(qū)分哪些股票是自購哪些是獎勵的，因此本文只研究貨幣薪酬。借鑒現有文獻［15，25］，我們選取上市公司年報中披露的“前三名高管薪酬之和”的自然對數代替高管薪酬②本文將管理層定義為“職業(yè)經理人”，但由于數據的收集困難，采用“前三名高管薪酬”替代，為了檢驗本文結果穩(wěn)健性，我們還采用“董事、監(jiān)事及高管薪酬”替代，實證結果與本文假設一致。。選取凈利潤(Ni)作為衡量公司會計業(yè)績的指標。分年度分行業(yè)計算異常高管薪酬的取值，當樣本公司Ni低于行業(yè)均值，但前三名高管薪酬自然對數卻高于行業(yè)均值時，Excess=1，否則，Excess=0。

解釋變量為管理層權力Power。國內外關于管理層權力研究的難點是管理層權力的計量，相關文獻對管理層權力的替代指標選取沒有統(tǒng)一，主要有以下幾種:兩職兼任［28，1］、經理人持股［29］、是否 是 創(chuàng) 始 人［29］、總 經 理 任 期［30，11］、學 歷 程度［29］、非執(zhí)行董事比例［4，1］、總經理是否兩年內退休［30］、是否存在大股東［30］、董事會是否有高管成員［4］、董事會中職工代表數量［4］、執(zhí)行董事比例［11］、內部管理層是否升任總經理［28］、股權分散［25］、管理層權力綜合指標［1，25］。本文借鑒現有文獻研究，選取四個指標衡量管理層權力:兩職兼任、股權制衡度、第一大股東持股比例、管理層權力綜合指標。

表2 研究變量定義一覽表

其他變量為控制變量。Jackson(2008)等發(fā)現高管薪酬與公司業(yè)績有較強的正相關性［14］。吳聯生等(2010)認為，資產產負債率是影響高管薪酬的因素之一，但是具體影響方向不確定［17］。李增泉(2000)發(fā)現高管薪酬與公司規(guī)模顯著正相關［21］。方軍雄(2009)認為薪酬委員會的設立大大提高了高管的薪酬水平和增長幅度［15］。Hermalin(2005)認為外部獨立董事的增加，董事會監(jiān)管程度會增加，會影響高管薪酬的發(fā)放［31］。Raheja(2005)發(fā)現，董事會規(guī)模大小會影響董事會獲得信息的能力，從而影響董事會運作的有效性和高管薪酬［32］。方軍雄(2009)認為國有企業(yè)和非國有企業(yè)在內部治理效率和外部治理環(huán)境的不同，導致股權性質影響著高管薪酬［15］。因此，本文控制了公司業(yè)績凈利潤、資產負債率、公司規(guī)模、薪酬委員會、獨立董事比例、董事會規(guī)模、股權性質這七個變量。同時，考慮到監(jiān)事會規(guī)模、行業(yè)、年度會影響高管薪酬，模型中控制了這三類指標。

相關變量的具體含義見表2。

(三)描述性統(tǒng)計

表3反映了樣本的描述性統(tǒng)計結果。從表3可知，高管薪酬的自然對數為13.322，標準差達到0.848，說明各公司之間薪酬差異很大，最小值為9.602(金泰2007)，最大值為17.065(萬科2009)，并且高管薪酬自然對數的年度均值呈逐年上升趨勢，2009年達到13.681，顯著高于1998年首次公布薪酬時的狀況(10.619)(李增泉，2000)，見圖1，說明隨著我國經濟發(fā)展和薪酬制度改革，上市公司高管薪酬有較大增長。公司會計業(yè)績Ni均值為319000000，標準差達到2900000000，最小值為2003年湖南熊貓煙花33262.94，最大值為2007年中國石油143000000000。從高管薪酬與凈利潤自然對數的增長速度方面可知，2004、2005、2008、2009這四年薪酬增長的速度顯著大于凈利潤增長速度，而2006和2007兩年薪酬的增長速度小于凈利潤增長的速度，說明我國高管薪酬與凈利潤的增長速度不一致，存在異常高管薪酬現象，見圖2。公司董事長和總經理兩職兼任的比例為14.2%，第一大股東持股總數小于第二大股東至第十大股東持股總數之和的比例為26.6%，說明管理層權力型企業(yè)所占比重較小，公司治理機制在一定程度上是有效的。

表3 研究變量描述性統(tǒng)計結果

接著，我們做了異常高管薪酬的T值檢驗，將異常組與非異常組之間的差異做了顯著性檢驗。表4結果表明，異常組與非異常組之間的薪酬與凈利潤存在顯著性的差異，異常組的高管薪酬顯著高于非異常組，而異常組的凈利潤顯著低于非異常組，這與我們對異常高管薪酬的界定相同，為我們研究異常高管薪酬相關研究提供了前提條件。在管理層權力指標方面，異常組的兩職兼任、股權制衡度以及兩者的綜合指標均顯著大于非異常組，而非異常組的第一大股東持股比例顯著大于異常組，并且我們知道兩職兼任、股權制衡越大，第一大股東持股比例越小，管理層權力越大。因此，可以得出結論，異常組管理層權力顯著大于非異常組，這為本文假設的驗證提供了初步證據。

表4 異常高管薪酬T值檢驗

五、實證研究結果及分析

(一)相關性結果分析

表5列示了研究變量之間的皮爾遜相關系數。我們發(fā)現，異常高管薪酬變量與管理層權力、公司治理變量顯著相關。董事長與總經理兩職兼任、公司股權越分散、第一大股東持股比例越小，異常高管薪酬越大。公司會計業(yè)績越小，管理層獲得高于與業(yè)績匹配的薪酬越多;公司規(guī)模越大，資產負債率越高，異常高管薪酬越小。薪酬委員會的設立和董事會人數的增加沒有減少異常高管薪酬發(fā)生的可能性，反而增大了這種可能性，但是董事會獨立性的增強，監(jiān)事會監(jiān)管力度的加大，意味著異常高管薪酬的降低。同時，我們發(fā)現，管理層權力指標與其他變量之間存在著顯著的相關關系。因此，我們需要控制表中這些變量以進一步研究管理層權力對異常高管薪酬的影響。

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(二)實證檢驗結果分析

為了檢驗假設，本文對2003-2009年全部樣本進行了管理層權力與異常高管薪酬多元線性回歸，回歸結果如表6所示。從模型1的回歸結果來看，董事長與總經理兩職兼任時，高管獲得異常薪酬可能性越大，并且這種正向關系在5%的水平上顯著。模型2的回歸結果顯示，企業(yè)股權越分散，高管越容易掌握權力，獲得的異常薪酬的概率越大，并且這種關系在1%顯著。模型3的回歸結果顯示，董事長與總經理兩職兼任與股權分散的綜合指標越大，異常高管薪酬發(fā)生的可能性越大。模型4的回歸結果顯示，異常高管薪酬與第一大股東持股比例呈負相關關系，并且在1%水平上顯著。上述四個模型的回歸結果一致，均說明管理層權力越大，高管利用手中職權獲取異常薪酬的可能性越大，驗證了假設。

從表6中還可以看出，異常高管薪酬發(fā)生的概率與會計業(yè)績凈利潤呈顯著的負相關關系。資產負債率越高，異常高管薪酬發(fā)生的可能性越小，這與Harvey和 Shrieves(2001)的研究結論一致［33］。同時，我們還發(fā)現，異常高管薪酬發(fā)生的可能性與董事會規(guī)模正相關，與監(jiān)事會規(guī)模負相關，且均在1%水平上顯著，說明我國董事會規(guī)模不是越大，高管越可能進行權力尋租，監(jiān)督能力較弱，與Core(1999)的研究結論一致［34］。我國監(jiān)事會發(fā)揮了一定的作用，其監(jiān)管能力較強，能夠抑制異常薪酬的發(fā)生。研究還發(fā)現，異常高管薪酬與公司規(guī)模、薪酬委員會的設立、獨立董事比例的關系不顯著。不管公司規(guī)模大小，高管均有獲取高于會計業(yè)績薪酬的動機;我國薪酬委員會與獨立董事制度尚不完善，薪酬委員會成員與獨立董事沒有激勵和能力對管理層薪酬實施公平公正的監(jiān)督作用，保護股東的利益，在一定程度上加大高管獲取異常薪酬的概率，說明我國獨立董事制度有一定的改善空間。

表6 全樣本管理層權力與異常高管薪酬回歸結果

(三)穩(wěn)定性檢驗

為了測試本文實證檢驗結果的穩(wěn)健性，我們做了以下處理:

1.我們選取“前三名高管薪酬之和”的自然對數替代高管薪酬，總資產報酬率(ROA)作為衡量公司會計業(yè)績的指標。分年度分行業(yè)計算異常高管薪酬的取值，當樣本公司總資產報酬率低于行業(yè)均值，但前三名高管薪酬自然對數卻高于行業(yè)均值時，Excess=1，否則，Excess=0。此時，對假設進行重新檢驗，發(fā)現研究結果基本不變。

2.采用“董事、監(jiān)事及高管薪酬”替代高管薪酬，研究結果不變。

3.分年度分行業(yè)采用實際高管薪酬與預期正常高管薪酬之差衡量異常高管薪酬，研究結果基本一致。

六、結論與政策建議

全球金融危機爆發(fā)以來，出現的高管天價薪酬、薪酬與業(yè)績倒掛鉤現象，不斷引起社會各界的廣泛關注，這為本文研究提供了契機。本文以2003-2009年滬深兩市所有A股上市公司為研究樣本，分析了管理層權力對異常高管薪酬的影響。研究發(fā)現，異常高管薪酬與管理層權力顯著正相關，管理層可能利用手中日益膨脹的權力影響董事會和薪酬委員會的獨立性，獲取異常高管薪酬。異常高管薪酬行為的存在，導致了高管報酬與股東利益背離，形成代理沖突，為解決這一問題，我們認為:

1.加強監(jiān)管，重視媒體監(jiān)督作用。監(jiān)管機構僅要求披露高管薪酬信息是不夠的，還應確立標準，定期核查上市公司高管薪酬的發(fā)放情況，判斷其合理性。對不合理的異常高管薪酬，應建立新聞媒體、社會公眾等曝光平臺，采取遏制措施。

2.完善公司治理，制衡管理層權力。雖然上市公司大多設置了薪酬委員會，但大量公司的薪酬委員是執(zhí)行董事，這降低了薪酬委員會的獨立性。我們應提高薪酬委員會的獨立性，總經理不能兼任薪酬委員;董事長與總經理應分任，董事會和監(jiān)事會應提高對高管的監(jiān)督和制約能力。

3.改進績效考核辦法，完善高管薪酬設計。

上市公司應建立以資本回報為核心、強調經濟增加值的高管績效評價體系，把價值創(chuàng)造作為激勵基礎。薪酬設計應發(fā)揮薪酬委員會獨立專家的作用，科學測算和規(guī)劃薪酬的構成及各部分比例，使高管薪酬契約科學合理。

4.完善信息披露，提高高管薪酬透明度。陽光是最好的防腐劑，監(jiān)管部門目前僅要求披露高管個人薪酬，但未要求披露其具體構成、計算依據、考核指標、支付方式等內容。監(jiān)管部門應進一步完善高管信息披露制度，建立統(tǒng)一平臺集中披露高管信息。

5.加強股東對高管薪酬的話語權。股權分散會增加管理層權力，導致高管自定薪酬，股東尤其是中小股東對高管薪酬的話語權較小。如果董事會、監(jiān)事會不能發(fā)揮監(jiān)督和制衡作用，股東有權拒絕不合理的高管薪酬。監(jiān)管部門應監(jiān)督上市公司股東大會的召開和議事情況，切實保護廣大股東權益。

本文局限主要在于對異常高管薪酬的認定缺少權威文獻支撐，也未得到更多監(jiān)管機構的認可。我們將繼續(xù)這方面的研究，爭取形成更多高質量的成果。

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