劉保良

(內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070)

一、引言

企業(yè)是一系列契約關(guān)系的結(jié)合(Jensen and Meckling，1976)，這其中包括針對(duì)管理層的報(bào)酬——激勵(lì)契約。由于委托方(股東)和代理方(治理層和經(jīng)理層，本文鑒于研究目的，將治理層董事會(huì)和管理層經(jīng)理統(tǒng)稱為管理層，繼而，將董事長(zhǎng)和經(jīng)理統(tǒng)稱為核心高管，下同)的目標(biāo)函數(shù)不同，就產(chǎn)生了逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)。為了減少契約雙方的目標(biāo)差異，現(xiàn)代企業(yè)機(jī)制設(shè)計(jì)出允許職業(yè)經(jīng)理人擁有一定的剩余索取權(quán)的模式，從而產(chǎn)生了公司業(yè)績(jī)與核心高管薪酬的相關(guān)性問(wèn)題。

國(guó)外關(guān)于薪酬契約對(duì)職業(yè)經(jīng)理人的影響研究始于1920年代，最早的研究由 Taussings＆Baker(1925)開(kāi)創(chuàng)。他們發(fā)現(xiàn)企業(yè)經(jīng)理報(bào)酬與企業(yè)業(yè)績(jī)之間的相關(guān)性很小。此后的80多年里，該話題引起了許多學(xué)者的關(guān)注，從1980年代起，該領(lǐng)域的研究蔚然成風(fēng)。Murphy(1984)在認(rèn)定公司業(yè)績(jī)信賴于管理人員的努力，并且他在這一努力無(wú)法被直接觀測(cè)的情況下，檢查了最為理想的薪酬計(jì)劃。Baker，jesen和Murphy(1988)進(jìn)一步指出高管當(dāng)局的薪酬對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的敏感性過(guò)低以至于不能提供有效的管理激勵(lì)，政治力量也會(huì)削弱核心高管薪酬與公司績(jī)效的關(guān)系。Figler和Lutz(1991)及Madura，Martin和Jessel(1996)也發(fā)現(xiàn)，管理薪酬的變化與資產(chǎn)回報(bào)的變化在統(tǒng)計(jì)上不存在顯著的關(guān)系。Kostink(1990)發(fā)現(xiàn)CEO薪酬與公司規(guī)模相關(guān)。Gibbons和 Murphy(1990)發(fā)現(xiàn)，職業(yè)經(jīng)理人在臨近退休時(shí)，往往需要更多的現(xiàn)金激勵(lì)。

國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究要晚于西方學(xué)者，魏剛(2000)的研究結(jié)果表明，高級(jí)管理人員的持股數(shù)量與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效也并不存在“區(qū)間效應(yīng)”，高級(jí)管理人員的報(bào)酬水平與企業(yè)規(guī)模存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，與其所持股份存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，并受所處行業(yè)景氣度的影響。劉存緒等(2011)發(fā)現(xiàn)，上市公司終極所有權(quán)結(jié)構(gòu)與股權(quán)激勵(lì)績(jī)效存在一定的關(guān)系，杜興強(qiáng)等(2007)以市場(chǎng)指標(biāo)(Tobin＇q)以及股東財(cái)富指標(biāo)(OF)構(gòu)建模型，研究了現(xiàn)金薪酬與公司業(yè)績(jī)的相關(guān)性并發(fā)現(xiàn)高層管理當(dāng)局薪酬與公司以及股東財(cái)富前后兩期的變化，均呈正相關(guān)關(guān)系，薪酬委員會(huì)在決定高層管理當(dāng)局薪酬時(shí)青睞于會(huì)計(jì)盈余指標(biāo)的變化更甚于信任股東財(cái)富指標(biāo)。張俊瑞等(2003)指出，管理當(dāng)局薪酬的自然對(duì)數(shù)與EPS、持股比例、國(guó)有控股比例呈多元線性關(guān)系。顧斌等(2007)發(fā)現(xiàn)，上市公司高管人員股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)不明顯，并且不同的行業(yè)和不同的激勵(lì)模式具有不同的激勵(lì)效應(yīng)。上述文獻(xiàn)多以整個(gè)高管層為研究對(duì)象來(lái)考察現(xiàn)金報(bào)酬與公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間的關(guān)系，沒(méi)有注意到在整個(gè)高管層中，只有董事長(zhǎng)和(或)總經(jīng)理對(duì)會(huì)計(jì)政策、經(jīng)營(yíng)政策和財(cái)務(wù)政策起到關(guān)鍵性影響，將整個(gè)高管層作為研究對(duì)象，容易忽略基于話語(yǔ)權(quán)的花瓶高管(如獨(dú)立董事、任職卻不完全從任職單位領(lǐng)薪的其他高管等)對(duì)研究結(jié)論的影響，基于此，本文選取房地產(chǎn)行業(yè)核心高管為考察對(duì)象，來(lái)研究其現(xiàn)金報(bào)酬與公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間的關(guān)系(本文所指核心高管，即董事長(zhǎng)和(或)總經(jīng)理，有時(shí)以職業(yè)經(jīng)理人代替，本文所指現(xiàn)金報(bào)酬，即年度貨幣性薪酬，不作區(qū)分，下同)。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本選擇

本文按中國(guó)證監(jiān)會(huì)行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)(2002)選取滬深兩市2008－2010年房地產(chǎn)公司的年報(bào)數(shù)據(jù)，在篩選樣本時(shí)，考慮到極端值的影響，作了如下處理:

1.剔除了核心高管薪酬為零的公司，即“零報(bào)酬”公司，這些公司的核心高管可能在母公司或集團(tuán)內(nèi)其他關(guān)聯(lián)方領(lǐng)取報(bào)酬，或由國(guó)家有關(guān)主管部門任命，并不從公司領(lǐng)薪，不屬于我們的研究范圍;

2.剔除了凈資產(chǎn)收益率為零的公司;

按照以上原則，本文選取的樣本公司數(shù)量為2008年54家，2009年56家，2010年56家。數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)。

需要說(shuō)明的是，有少數(shù)上市房地產(chǎn)公司極個(gè)別核心高級(jí)管理人員領(lǐng)取收入的時(shí)間不足一年，還有極少數(shù)上市房地產(chǎn)公司對(duì)董事長(zhǎng)和(或)總經(jīng)理實(shí)行固定年薪制，由于對(duì)董事長(zhǎng)和總經(jīng)理實(shí)行年薪制，因此報(bào)告中顯示的只是他們的年度基本工資，而年度工資結(jié)算要待公司內(nèi)有關(guān)部門批準(zhǔn)后再核定。因此我們所獲得的這些公司董事長(zhǎng)和總經(jīng)理的年度貨幣收入數(shù)據(jù)并不是其真實(shí)的報(bào)酬，不過(guò)由于這些公司數(shù)量很少，我們認(rèn)為，并不影響總體結(jié)論的真實(shí)性，所以并沒(méi)有剔除掉這些樣本。

(二)理論分析與研究假設(shè)

本文著重運(yùn)用線性回歸方法及模型影響評(píng)價(jià)理論，來(lái)研究上市房地產(chǎn)公司核心高管激勵(lì)與公司績(jī)效、公司規(guī)模、核心高管年齡之間的關(guān)系。

根據(jù)委托——代理理論，當(dāng)委托人與代理人之間在公司信息方面存在不對(duì)稱時(shí)，委托人與代理人之間會(huì)簽訂報(bào)酬——績(jī)效契約，以減少道德風(fēng)險(xiǎn)與信息不完全形成的代理成本。在契約的約束下，核心高管的年度總貨幣性薪酬在一定程度上將由經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)決定(為什么說(shuō)“在一定程度上”呢?這是因?yàn)榭紤]到核心高管的報(bào)酬可能會(huì)由與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)無(wú)關(guān)的“底薪”和與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)相關(guān)的“提成”構(gòu)成)，因而，預(yù)期核心高管勢(shì)必努力提高經(jīng)營(yíng)績(jī)效以提高年度總貨幣性薪酬，來(lái)滿足于自身的目標(biāo)函數(shù)。故預(yù)期核心高管年度總貨幣性薪酬與公司業(yè)績(jī)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，基于上述分析，提出假說(shuō)1:

H1:核心高管年度總貨幣性薪酬與公司業(yè)績(jī)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

在企業(yè)組織中，能力較強(qiáng)的職業(yè)經(jīng)理人通常要求在生產(chǎn)中控制較多的公司資源，以擴(kuò)大企業(yè)的產(chǎn)出，公司價(jià)值會(huì)因此隨規(guī)模的擴(kuò)大和核心高管能力的增長(zhǎng)而提高。與此相適應(yīng)，職業(yè)經(jīng)理人就會(huì)要求更高的薪酬作為能力上升的補(bǔ)償。相反，如果企業(yè)經(jīng)理要求控制更多資源的條件得不到滿足，公司價(jià)值的提高將會(huì)受到影響，那么很可能使能力相同的經(jīng)理在規(guī)模不同的企業(yè)中所得到的報(bào)酬也不同。在一定程度上，可以說(shuō)，在規(guī)模大的公司擔(dān)任核心高管，是能力的象征，職業(yè)經(jīng)理人市場(chǎng)中地位的標(biāo)志，在一定程度上可以與其報(bào)酬劃等號(hào)。此外，已有的國(guó)內(nèi)外大量實(shí)證文獻(xiàn)表明，公司規(guī)模大的公司，其核心高管的年度總貨幣性報(bào)酬也要高一些。一個(gè)形象的例子就是路邊掌控?zé)緮偂袄习濉迸c大公司“老板”的努力程度一樣、收益率一樣、收益分成一樣(持股比例)，但他們的報(bào)酬卻相差甚遠(yuǎn)?？紤]到公司規(guī)模相差懸殊，我們用期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)來(lái)度量公司規(guī)模并預(yù)期核心高管年度總貨幣性薪酬與公司規(guī)模之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即b2為正值，并提出假說(shuō)2:

H2:核心高管年度總貨幣性薪酬與公司規(guī)模之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

核心高管的目標(biāo)函數(shù)是追求自身利益最大化，從風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避角度來(lái)看，應(yīng)是風(fēng)險(xiǎn)回避型的，而股東是風(fēng)險(xiǎn)中性的。當(dāng)核心高管對(duì)公司沒(méi)有剩余索取權(quán)(基于持股的現(xiàn)金流量權(quán))時(shí)，他們就會(huì)回避風(fēng)險(xiǎn)較高而收益較高的項(xiàng)目，而選擇風(fēng)險(xiǎn)較小收益較低的項(xiàng)目。當(dāng)核心高管擁有公司剩余索取權(quán)時(shí)，他們就愿意投資收益較高的項(xiàng)目，從而提高自身利益。因此，當(dāng)公司高級(jí)管理人員持有公司股份時(shí)，就如給他們戴上了“金手銬”(魏剛，2000)，使得公司利益與個(gè)人利益緊緊地捆綁在一起。所以，我們預(yù)期公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效與核心高級(jí)管理人員持股比例存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，基于上述分析，提出假說(shuō)3:

H3:核心高管年度總貨幣性薪酬與其持股比例存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

從政壇某些官員落馬的案例得到的啟示之一是，隨著退休年齡的逼近，部分領(lǐng)導(dǎo)人員行為準(zhǔn)則發(fā)生了變化，即從“公”到“私”的考慮增加了，即所謂的“58歲現(xiàn)象”。若是在企業(yè)中，情況又是怎樣呢?站在經(jīng)濟(jì)人的角度，我們認(rèn)為可能的情形是:年齡大于或等于敏感時(shí)刻的核心高管報(bào)酬要高于年齡小于敏感時(shí)刻期間。隨著核心高管的臨近退休，其會(huì)從注重中長(zhǎng)期效益轉(zhuǎn)向短期業(yè)績(jī)，如減少研發(fā)支出等，來(lái)提高公司的短期會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)，具體而言，通過(guò)與會(huì)計(jì)盈余掛鉤的薪酬——績(jī)效契約來(lái)為職業(yè)生涯目標(biāo)作最后的“拼搏”。為考察年齡臨近退休時(shí)核心高管的行為準(zhǔn)則、目標(biāo)函數(shù)是否對(duì)其現(xiàn)金報(bào)酬有影響，我們提出假說(shuō)4:

H4:核心高管年度現(xiàn)金收入與其年齡是否大于或等于“敏感時(shí)刻”存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

(三)變量與模型

對(duì)于假說(shuō)1，我們構(gòu)造線性模型1來(lái)檢驗(yàn)核心高管與公司業(yè)績(jī)之間的相關(guān)性:

模型1:roe=a0+a1lntotalreward+z

其中，z表示殘差項(xiàng)。

對(duì)于假說(shuō)2、3、4，本文基于影響因素上市公司核心高管年度貨幣性報(bào)酬的綜合因素的考慮，設(shè)計(jì)模型2來(lái)檢驗(yàn)核心高管與公司業(yè)績(jī)的相關(guān)性:

模型2:lntotalreward=b0+b1roe+b2size+b3msr+b4age+e

其中，b0為截距項(xiàng)，bi(i=2，3，4)為各變量的系數(shù)，e表示殘差項(xiàng)。在回歸分析中，我們用coefficient表示各變量系數(shù)，各變量含義及其取值說(shuō)明見(jiàn)主要變量定義表(表1)。

對(duì)于上述多元線性回歸模型2，我們通過(guò)Eviews采用加權(quán)最小二乘法(wls)分別對(duì)董事長(zhǎng)和總經(jīng)理進(jìn)行回歸發(fā)現(xiàn)，2008－2010年各年的初步回歸結(jié)果存在著顯著的差異，我們對(duì)不同年份采用了不同的處理方式。針對(duì)2008年的情形，我們采用了普通最小二乘法進(jìn)行了回歸;針對(duì)2009年的情形，我們?cè)谛拚?去掉了不顯著的因素age、截距項(xiàng)b0)模型2后，采用了加權(quán)(權(quán)數(shù)為殘差resid)后的加權(quán)最小二乘法進(jìn)行了回歸來(lái)克服隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)可能存在的異方差性并進(jìn)行了回歸;對(duì)于2010年情況，我們對(duì)模型2加權(quán)后(權(quán)數(shù)為殘差項(xiàng)的平方倒數(shù)1/e2)進(jìn)行了回歸。

表1 主要變量定義表

三、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

從表2中可以發(fā)現(xiàn)，核心高管的年度貨幣性報(bào)酬呈偏右態(tài)尖峰分布，2008、2009、2010年的董事長(zhǎng)年報(bào)酬偏態(tài)系數(shù)(coefficeint of skewness)分別為3.882685、3.0919、2.981412，經(jīng)理年報(bào)酬的偏態(tài)系數(shù)分別為 3.1657、2.800609、3.547846;而峰度均遠(yuǎn)超過(guò)了0(以正態(tài)分布為基準(zhǔn))，在度量平均水平方面，我們給出了中位數(shù)和均值，董事長(zhǎng)的年薪酬略高于經(jīng)理(只有2010年兩者的中位數(shù)相等，均為516000元，但均值卻相差超過(guò)10倍)，這些數(shù)據(jù)說(shuō)明上市房地產(chǎn)公司核心高管的年報(bào)酬差異很大，最高年薪和最低年薪均相差數(shù)百倍。核心會(huì)計(jì)盈余指標(biāo)凈資產(chǎn)收益率也表現(xiàn)出了非對(duì)稱分布，其中，2010年均值與中位數(shù)較接近，表明趨于對(duì)稱分布;核心高管持股比例普遍偏低，只有小部分公司的高管持股比例要高一些。從對(duì)2008－2010年我國(guó)上市公司管理層持股情況的統(tǒng)計(jì)來(lái)看，多數(shù)公司的管理層持股不超過(guò)總股本5%，持股比例過(guò)低無(wú)法從根本上把管理層利益與公司股東利益緊緊地捆綁在一起。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)表

鑒于偏右態(tài)分布的薪酬，我們對(duì)不同上市房地產(chǎn)公司的核心高管的現(xiàn)金報(bào)酬取自然對(duì)數(shù)以使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)。

(二)回歸結(jié)果及分析

模型1 回歸表

模型2 對(duì)董事長(zhǎng)的回歸表

模型2 對(duì)總經(jīng)理的回歸表

從模型1的回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，2008、2009年對(duì)董事長(zhǎng)年度現(xiàn)金報(bào)酬回歸結(jié)果的t統(tǒng)計(jì)量分別為1.307138、0.032410。同樣，這兩年對(duì)總經(jīng)理年度現(xiàn)金報(bào)酬的回歸結(jié)果的t統(tǒng)計(jì)量分別為1.919362、0.817573，但2010年對(duì)董事長(zhǎng)和總經(jīng)理年度現(xiàn)金報(bào)酬回歸結(jié)果的t統(tǒng)計(jì)量分別為4.015410、13.80741，通過(guò)了檢驗(yàn)，這說(shuō)明2008、2009年核心高管的報(bào)酬與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)沒(méi)有表現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系。2010年的t統(tǒng)計(jì)量雖然大，但回歸系數(shù)卻很小。2010年對(duì)董事長(zhǎng)和總經(jīng)理年度現(xiàn)金報(bào)酬的回歸系數(shù)分別為0.025042、0.017707，表明雖然公司的業(yè)績(jī)與核心高管的現(xiàn)金報(bào)酬之間存在著正相關(guān)關(guān)系，但是回歸系數(shù)偏小，說(shuō)明公司核心高級(jí)管理人員的年度貨幣性薪酬與其經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間正相關(guān)關(guān)系不是十分顯著，對(duì)董事長(zhǎng)的激勵(lì)效果要好于對(duì)總經(jīng)理的激勵(lì)效果。年度現(xiàn)金報(bào)酬在2008、2009兩年沒(méi)有對(duì)核心高管人員產(chǎn)生積極的激勵(lì)作用，但卻在2010年起到了一些激勵(lì)作用，2008、2009兩年的結(jié)果否定了假說(shuō)1，在2010年假說(shuō)1得到部分支持。

當(dāng)把影響核心高管年度現(xiàn)金報(bào)酬的其他關(guān)鍵因素加入模型后，檢驗(yàn)(模型2回歸結(jié)果表)表明，2008、2009兩年的檢驗(yàn)結(jié)果與單獨(dú)檢驗(yàn)情況類似，即公司核心高級(jí)管理人員的年度貨幣性薪酬與其經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間并不存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，年度現(xiàn)金報(bào)酬沒(méi)有對(duì)核心高管人員產(chǎn)生積極的激勵(lì)作用。但2010年的情況略有變化，在對(duì)董事長(zhǎng)年度報(bào)酬回歸結(jié)果表中，變量roe的系數(shù)達(dá)到3.255122，t統(tǒng)計(jì)量為1.885284，p值為0.0650，調(diào)整后的可決系數(shù)為0.622106，在10%的水平下顯著。而對(duì)總經(jīng)理的回歸中，變量roe的系數(shù)達(dá)到0.760358，t統(tǒng)計(jì)量為0.388291，p值為0.6988，調(diào)整后的可決系數(shù)為0.992117，沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)。這說(shuō)明在2010年，現(xiàn)金報(bào)酬對(duì)核心高管的激勵(lì)起到了一些作用，尤其是對(duì)董事長(zhǎng)的激勵(lì)機(jī)制上起到了顯著的作用(在1%的水平下顯著)，對(duì)總經(jīng)理的激勵(lì)作用則沒(méi)有表現(xiàn)出來(lái)，這些模型1的單變量檢驗(yàn)結(jié)果類似，同樣說(shuō)明2008、2009兩年的結(jié)果否定假說(shuō)1，在2010年假說(shuō)1得到部分支持。

從模型2的回歸結(jié)果中還可以發(fā)現(xiàn)，核心高管的年度現(xiàn)金報(bào)酬與其持股比例表現(xiàn)了顯著的正相關(guān)性，無(wú)論是對(duì)董事長(zhǎng)持股的回歸還是總經(jīng)理持股的回歸，t統(tǒng)計(jì)量均超過(guò)了5.669956，相關(guān)系數(shù)也很大，這表明股權(quán)激勵(lì)機(jī)制近三年來(lái)在房地產(chǎn)公司中表現(xiàn)出了良好的激勵(lì)效果;同時(shí)，當(dāng)我們?cè)谀Ｐ?中加入控制變量age后，發(fā)現(xiàn)其在2008、2009兩年中均沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，但在2010年情況卻出現(xiàn)了極大的不同，對(duì)董事長(zhǎng)年齡的回歸沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，而對(duì)總經(jīng)理年齡的回歸中卻通過(guò)了檢驗(yàn)，且在1%的水平上顯著(p值為0.0069);相似的是，在對(duì)控制變量公司規(guī)模size的回歸中，2008、2009兩年均通過(guò)了檢驗(yàn)，但在2010年對(duì)總經(jīng)理的回歸中，p值卻達(dá)到了0.1338，未能通過(guò)10%的顯著性水平檢驗(yàn)。這些研究結(jié)論表明，假說(shuō)3得到了積極的支持，而假說(shuō)2和假說(shuō)4只得到了部分支持。

(三)進(jìn)一步的分析

出現(xiàn)核心高管年度現(xiàn)金報(bào)酬與其經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)不對(duì)稱這種情況的可能原因之一是核心高管的總收入中，非現(xiàn)金收益所占比重很大，而現(xiàn)金報(bào)酬只是其中很小的一部分，從而使得很多核心高管并不注重現(xiàn)金激勵(lì)，相比之下，核心高級(jí)管理人員更注重非現(xiàn)金收益，非現(xiàn)金收益才是激勵(lì)他們努力經(jīng)營(yíng)的關(guān)鍵動(dòng)力。這些非現(xiàn)金因素表現(xiàn)為誘人的在職消費(fèi)、掌控企業(yè)資源的權(quán)力、地位等，這些可能會(huì)給他們更加巨大的隱性收益。但2010年表現(xiàn)出來(lái)的弱相關(guān)性，可能是因?yàn)榉康禺a(chǎn)市場(chǎng)行情更加景氣的原因造成的。

核心高管持股比例與其年度現(xiàn)金報(bào)酬表現(xiàn)出顯著的正相關(guān)性，這與前期(尤其是早期2000年前后)的研究成果存在差異，這應(yīng)該歸功于我國(guó)上市公司的激勵(lì)機(jī)制，尤其是股權(quán)激勵(lì)機(jī)制正在逐漸地起到作用。股權(quán)激勵(lì)不再是一種福利制度，委托人給代理人戴的“金手銬”正慢慢地約束住了職業(yè)經(jīng)理人的道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇，正在有效地減小代理成本，要求持股可能也是影響現(xiàn)金報(bào)酬變成核心高管層努力程度的非關(guān)鍵因素的重要驅(qū)動(dòng)力。

核心高管現(xiàn)金收入之所以沒(méi)有因“58歲現(xiàn)象”而增加，這可能是因?yàn)槲覈?guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制、公司治理機(jī)制、企業(yè)內(nèi)部控制制度日趨完善，核心高管并沒(méi)有太多的空間來(lái)進(jìn)行賬面上的盈余管理(通過(guò)在會(huì)計(jì)政策上做文章而耍會(huì)計(jì)盈余的數(shù)字游戲)。但是2010年表現(xiàn)的總經(jīng)理們的“58歲現(xiàn)象”，可能是因?yàn)樵诜康禺a(chǎn)市場(chǎng)中，房地產(chǎn)市場(chǎng)行情急劇高漲，董事長(zhǎng)的地位、權(quán)力、剩余索取權(quán)都要大于總經(jīng)理很多，從而使得相形之下，經(jīng)理們的危機(jī)感、“個(gè)人感”(持股比例低、與企業(yè)分離程度大)更強(qiáng)一些，從而出現(xiàn)了“能撈一把則撈一把、再不撈沒(méi)機(jī)會(huì)”的局面。同樣，2010年房地產(chǎn)行業(yè)的爆炸式發(fā)展，使得公司規(guī)模對(duì)核心高管人員的現(xiàn)金報(bào)酬的影響的顯著程度低于2008和2009兩年。這說(shuō)明行業(yè)景氣程度會(huì)對(duì)核心高級(jí)管理人員的現(xiàn)金報(bào)酬有一定影響作用。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在模型1、2中，我們先后用扣除非經(jīng)常性損益后的凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)報(bào)酬率roa、每股收益eps來(lái)替代加權(quán)凈資產(chǎn)收益率，重新做了檢驗(yàn)，得出了相似的結(jié)論，限于篇幅，不再列出回歸結(jié)果。

四、結(jié)論、建議與局限

來(lái)自我國(guó)滬深兩市房地產(chǎn)行業(yè)上市公司2008－2010年截面數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，我國(guó)上市房地產(chǎn)公司核心高管的現(xiàn)金報(bào)酬呈偏(右)態(tài)尖峰分布，即多數(shù)高管的現(xiàn)金報(bào)酬偏高，且相差懸殊，公司業(yè)績(jī)與核心高管報(bào)酬之間并不存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，提高核心高管的現(xiàn)金報(bào)酬并不能帶來(lái)會(huì)計(jì)盈余的增加，經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提高也沒(méi)有明顯增加經(jīng)理人的貨幣性薪酬。但2010年行業(yè)景氣程度變得更好使得核心高管現(xiàn)金報(bào)酬與其經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間的關(guān)系呈現(xiàn)出微弱的正相關(guān)變化。

核心高管的年齡特征在2008和2009兩年沒(méi)有表現(xiàn)出與其報(bào)酬的顯著關(guān)系，即無(wú)論年齡是否大于“敏感時(shí)刻”，核心高管的現(xiàn)金收入都沒(méi)有發(fā)生顯著變化，但在2010年年齡特征卻成為影響經(jīng)理報(bào)酬的一個(gè)因素;高管薪酬結(jié)構(gòu)日趨合理，管理層持股起到了應(yīng)有的激勵(lì)作用并相應(yīng)減小了代理成本，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，提高了公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效(回歸的相關(guān)系數(shù)逐年變大)，這一結(jié)論與顧斌等(2007)的結(jié)論相似，而和魏剛(2000)的結(jié)論不同;公司規(guī)模與核心高管的現(xiàn)金報(bào)酬在2008和2009兩年表現(xiàn)出非常明顯的正相關(guān)，但在2010年總經(jīng)理的現(xiàn)金年度報(bào)酬與公司規(guī)模的相關(guān)性略低一些，這一結(jié)論與相關(guān)領(lǐng)域的其他學(xué)者的研究結(jié)論是相似的。

筆者建議，委托人在與職業(yè)經(jīng)理人訂立績(jī)效——報(bào)酬契約時(shí)，應(yīng)考慮改變核心高管的薪酬結(jié)構(gòu)，加大現(xiàn)金激勵(lì)力度，弱化非現(xiàn)金激勵(lì)，同時(shí)，適當(dāng)增加職業(yè)經(jīng)理人持股比例，以減小代理成本。

本文的局限性表現(xiàn)為:首先，影響核心高管年度現(xiàn)金報(bào)酬的因素除了凈資產(chǎn)收益率、公司規(guī)模、管理層持股等因素外，可能還與行業(yè)景氣程度、職業(yè)經(jīng)理人間的競(jìng)爭(zhēng)、交叉持股相關(guān)，基于這些因素的度量困難，本文未把它們放入模型中一起進(jìn)行回歸進(jìn)行基本面分析;其次，選取的度量公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的指標(biāo)是凈資產(chǎn)收益率roe和總資產(chǎn)收益率roa，但這些都是賬面指標(biāo)，存在著不公允的可能性，本文未嘗試用反映市場(chǎng)業(yè)績(jī)的Tobin＇q值、股東財(cái)富指標(biāo)OF進(jìn)行長(zhǎng)期度量;第三，本文選取的行業(yè)是近幾年來(lái)發(fā)展經(jīng)歷起伏的房地產(chǎn)行業(yè)，對(duì)整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的反映不具有代表性。因此，我們的研究結(jié)論可能具有片面性。

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