張 梅

一、引言

高管薪酬一直是公眾關注的焦點。從公司層面看，高管薪酬體系反映了上市公司整體治理水平，高管薪酬是否能夠產生有效激勵，對企業(yè)乃至整體經濟具有重大影響;從社會層面看，高管薪酬被視為社會財富分配承上啟下的一個支點，關乎高管與員工收入的利益平衡，甚至關于整個社會分配是否公正公平;從代理角度而言，高管作為公司的代理人，具有利用和公眾股東之間的信息不對稱來以權謀私和獲得巨額回報的動機。為了避免薪酬失常事件的發(fā)生損害投資者的利益，在政府管理機制方面，我國政府有關部門近年來相繼出臺了規(guī)范企業(yè)高管薪酬制度的相關規(guī)定。因此高管薪酬是一個理論界與實務界備受關注的一個重要問題。

2001年8月中國證監(jiān)會發(fā)布了《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》，強制要求所有上市公司建立獨立董事制度。至今，獨立董事制度在我國已經運作多年，其在公司治理方面收到了一些效果，但還存在許多問題。目前，存在學界名人、退休官員、行業(yè)權威等大批兼職獨董，同時，一批著名的高管也出現(xiàn)在獨董隊伍中①。作為一種具有特殊背景的獨董，在公司治理的高管薪酬中扮演何種角色:是抑制抑或合謀?

處在轉型中的中國，不僅是經濟的轉型，也是法治的轉型，法治在轉型過程中的作用也會變得越來越重要。所以考察在逐步優(yōu)化的法治環(huán)境中，關注獨董制度是否更加有效、在具有高管背景的獨董與高管薪酬關系中作用如何具有重要意義。

具有高管背景的獨董是否與高管薪酬有關?隨著法治水平的增強，具有高管背景的獨董是否與高管薪酬關系將會有何變化。為此，我們收集了2007－2010年滬深兩市上市公司的有關數據資料，考察獨董的背景特征對我國企業(yè)高管薪酬的影響。我們發(fā)現(xiàn)具有高管背景的獨董比率與高管薪酬具有顯著的正向關系，表明具有高管背景獨董的監(jiān)督職能并未有效發(fā)揮。進一步將法治水平納入分析后，我們發(fā)現(xiàn)隨著法治水平的提高，具有高管背景的獨董數量與高管薪酬的正相關關系減弱，表明隨著法制的完善，具有高管背景的獨董提高高管薪酬的行為得到有效抑制。本文的貢獻主要體現(xiàn)在如下三個方面:第一，與以往的研究不同，本文首先選擇了獨董背景特征角度來研究高管薪酬問題，探討并發(fā)現(xiàn)了高管背景獨董對高管薪酬的影響，豐富了具有高管背景特征的獨董的經濟后果的研究視野。第二，本文從我國上市公司的基本特征出發(fā)，考慮了市場法治水平對獨董高管背景特征與高管薪酬的影響，為不同法治水平下的公司治理制度研究增添了更進一步的證據。第三，有利于深入了解在轉軌時期實現(xiàn)上市公司高管薪酬公平性的有效途徑，為完善公司治理提供了新的證據和思路。

二、文獻回顧

目前就高管薪酬影響因素的研究主要集中在公司業(yè)績、公司經營特征、公司股權結構以及公司治理機制幾個方面。其中在公司治理方面獨董對高管薪酬影響的文獻不多，有待學術界更多關注。Mehran(1995)發(fā)現(xiàn)獨董越多，高管的激勵薪酬就越多。Hermalin和 Weisbach(2003)發(fā)現(xiàn)獨董的存在能讓高管薪酬更為合理，亦即獨董能促進高管薪酬與業(yè)績之間的敏感性②。周建波、孫菊生(2003)發(fā)現(xiàn)獨董比例的增加有助于提高公司治理效力，促進高管薪酬更為合理③。杜勝利和翟艷玲(2005)在實證分析時發(fā)現(xiàn)，獨董比例與總經理報酬沒有顯著關系。杜興強、王麗華(2007)認為公司的董事會或薪酬委員會在決定高層管理當局薪酬時更看重會計盈余指標的變化。楊蕾和盧銳(2009)認為獨董制度的實施，提高了高管的薪酬水平，但降低了高管薪酬與業(yè)績的敏感性，相對于民營控股樣本，國有控股樣本的上述效應更加顯著④。肖繼輝等(2009)的研究發(fā)現(xiàn)總經理報酬激勵強度與獨董比例存在顯著的正向互動關系。但是也有研究認為獨董與高管薪酬之間沒有必然的聯(lián)系，周應峰等(2005)經研究認為獨董比例和經理報酬的相關性不顯著。趙息(2009)研究也發(fā)現(xiàn)董事會獨立性與高管薪酬不具有統(tǒng)計意義上的顯著性，亦即獨董在抑制高管薪酬方面沒有起到積極作用⑤。

基于此，我國的獨董制度是否能夠完善公司在高管薪酬方面的治理仍然沒有取得一致意見，獨董是否成為提高公司收益，保證“改革”朝向有利于高管方向發(fā)展的工具，公司是否不需要獨董經營管理戰(zhàn)略方面的真知灼見，進而起到改善薪酬治理的作用需要更為深入的研究。因此，本文欲從獨董背景特征出發(fā)驗證具有高管背景特征獨董對高管薪酬的影響，拓展獨董與高管薪酬研究的視角。

三、理論基礎與假說提出

(一)高管背景的獨立董事與高管薪酬

就理論而言，獨董具有的多種動機決定了履行監(jiān)督職責的程度，聲譽機制、實施有效的監(jiān)督而避免法律風險或滿足“在其位謀其政”心理等動機下獨董會有效履行監(jiān)督職責，而維持與被監(jiān)督者之間友好關系的動機則會導致獨董的不作為，因此，獨董的監(jiān)督力度或監(jiān)督效果因其動機不同而不相同。在我國上市公司股權集中度較高，在控股股東控制公司的背景下，公司控股股東或內部人控制了公司獨董席位⑥。那么，避免與公司控股股東或內部人發(fā)生沖突成為獨董的理性選擇，從而獨董無法有效履行其監(jiān)督職責。因此，雖然來自于政府的強制，但上市公司引入獨董具體目的各不相同，而且到目前為止，資本市場上還很少有獨董因為失職的原因遭受法律制裁(李明良，2005)。制度上責任較低給獨董提供了“不作為”的機會。

由社會網絡理論可知，由于具有高管背景的獨董具有管理知識和經驗，從而更清楚現(xiàn)在公司的高管承擔著越來越大的責任，具有高管背景的獨董與公司高管是強聯(lián)結，他們之間往往包含著某種信任與合作，而且較易獲得，能傳遞高質量的、復雜的或隱性的知識，⑦以至具有高管背景的獨董能獲得越多的社會資本，攝取資源的能力越強，提高了其在網絡結構中的地位;其次，高管背景獨董可能與公司高管惺惺相惜從而有意放松對薪酬的限制，也可能與公司高管合謀提高自己作為獨董的薪酬(Mail和Reily，1995);最后，由于現(xiàn)在很多公司薪酬標準直接取決于其他公司的薪酬水⑧，而正在其他公司擔任高管的獨董就會提高本公司高管薪酬，借此提高自身在其他公司作為高管的報酬。基于此，上市公司具有高管背景獨董參與高管薪酬制定時會與其他高管達成默契，從而表現(xiàn)得非?？犊?。因此，本文提出以下假設:

假設1:隨著高管背景獨董數量增多，高管薪酬顯著增加。

(二)法治水平、高管背景的獨立董事與高管薪酬

國家的法律直接影響到企業(yè)的管理政策，企業(yè)必須在既定的法律構架下從事生產和經營。我國企業(yè)雖然在國家層面面臨著大致相同的法制環(huán)境和金融發(fā)展水平，但是由于地區(qū)間資源稟賦、地理位置以及國家政策的不同，導致了各地區(qū)在法治環(huán)境等方面呈現(xiàn)出較大的差異⑨，這就為我們提供更好的機會來研究法治水平因素對具有高管背景的獨董與高管薪酬關系的影響。

法制發(fā)展愈完善，就愈能被納入人們理性決策的約束條件中(North，1981)，法律環(huán)境也是獨董承擔法律責任的基礎。隨著法治水平的提升，獨董法律責任的增強，獨董的不作為就會受到約束，獨董的監(jiān)督作用能更有效地發(fā)揮。同時，隨著法治水平的提高，公司治理環(huán)境也會得到有效的改善，來自于其他方面的壓力以及公司高管的權利都會得到限制，高管操縱薪酬的行為也會得到有效約束。綜上可知，法治水平的提高對獨董與公司高管薪酬都會有影響，法律監(jiān)督作用都會有顯著成果，同時高管背景的獨董間接提高高管薪酬的行為因為法律的監(jiān)督也會得到有效抑制。鑒于此，論文提出如下假設:

假設2:隨著法治水平的提高，高管背景獨董提高高管薪酬行為得到顯著抑制。

四、研究設計

(一)模型設計

在已有文獻研究的基礎上(Jensen和Murphy，1990)，本文在Firth等(2006)以及辛清泉等(2007)⑩的研究基礎上，結合論文假設，構建如下模型:

(二)變量解釋

1．高管薪酬

在高管薪酬中貨幣薪酬仍然是最主要的方式，股票期權等激勵性薪酬占比較低且并不普遍(黃志忠等，2008)。使用貨幣薪酬度量高管薪酬的方法在已有研究文獻中(如Conyon和He，2008)非常常見。本文在已有研究?的基礎上，以公司董事會和監(jiān)事會之下管理層的薪酬最高三位高管薪酬之和取自然對數形式，以衡量公司高管薪酬的高低。

2．法治水平

法治發(fā)展水平資料根據樊綱和王小魯(2010)編制的各地區(qū)市場化進程數據及其子數據構建而成。他們根據大量的統(tǒng)計和調查資料，采用“主因素分析法”編制了中國各地區(qū)1997年至2007年市場化相對進程指標。這一指標共涉及5個方面:政府與市場的關系、非國有經濟的發(fā)展、產品市場的發(fā)展、要素市場的發(fā)展以及市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境。其中，第5個方面與本文所要研究的法治環(huán)境有關，代表法治水平。因此，我們將樊綱和王小魯提供的各地區(qū)以及法律制度環(huán)境得分?作為本文法治水平指數，來衡量各地區(qū)的法治發(fā)展水平，其中，法治水平指數越大代表法治水平越高。

3．控制變量

在已有文獻基礎上，本文還控制了其他變量:(1)董事會獨立性;(2)公司規(guī)模;(3)公司財務杠桿;(4)兩職合一;(5)高管持股比例;(6)公司業(yè)績。此外，本文進一步對終極控制人性質、經營現(xiàn)金凈流量、行業(yè)和年度因素進行了控制。以上所有變量的具體描述和定義見表1。

表1 變量表

(三)數據源及樣本選取

新的《企業(yè)會計準則》從2007年1月1日開始實施，由于法律指數數據的獲取來自于樊綱、王小魯編制《中國市場化指數:各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》(2011)，本文以2007－2010年期間滬深兩市公司數據為樣本，為達到研究目的，首先剔除了數據庫中獨董背景缺失的行業(yè)，然后剔除了金融類公司以及數據缺失的公司，最后，為消除異常值的影響，我們對樣本主要研究變量的0－1%和99－100%進行“截尾處理”(Winsorize)。最后得到的樣本共有4904個觀察值。本文使用的上市公司財務數據來自國泰安CSMAR數據庫查詢系，法治水平數據根據樊綱和王小魯(2010)編制的各地區(qū)市場化進程數據及其子數據構建而成。

五、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了我們回歸中主要變量的描述性統(tǒng)計。由表2可知，在2007－2010年間，中國滬深兩市公司前三名高管薪酬總額最大值為15．54，最小值為11．57，均值為13．62，中位數為 13．64，標準偏差為 0．766。具有高管背景獨董比率(CARO)最大值為0．8，最小值為0，均值為0.758，中位數為0;具有高管背景獨董比率(CARO1)最大值為0．9，最小值為0，均值為0．209，中位數為0?？梢娫谄髽I(yè)中具有高管背景獨董在企業(yè)中占有較大比例。法治水平 Law 最大值為3．74，最小值為 －15．01，均值為 0．19，中位數為0，表明我國各個城市法治水平差異較大。

表2 描述性統(tǒng)計

此外從表3中也可看出樣本分布的均衡情況。從表3中我們可以看出，具有高管背景獨董比例(CARO，CARO1)與高管薪酬(Pay)的相關系數分別為0.0557、0.0495，并且統(tǒng)計上顯著。高管薪酬(Pay)與法治水平(Law)的相關系數為0．269，在統(tǒng)計上顯著。但以上只是對兩兩相關性進行的檢驗，只是一個初步的描述性結果。由于檢驗變量與被檢驗變量的關系還會受到其他因素的影響，這就需要在控制其它因素后，進一步做回歸統(tǒng)計分析，才能分析出檢驗變量與被檢驗變量的關系。此外，控制變量之間的相關系數最大的為0．35，說明我們的回歸中不存在多重共線問題。

(二)多元回歸分析

制度上較小責任給獨董提供了“不作為”的機會，在法治監(jiān)管不力的情況下，由于具有高管背景的獨董具有管理知識和經驗，從而更清楚現(xiàn)在公司的高管承擔著越來越大的責任，對公司高管惺惺相惜，高管有動機、有意放松對高管薪酬提升的監(jiān)管。除此原因外，由于很多上市公司需要名氣、權力來保證、提高公司的收益，保證“改革”朝向有利于高管的方向發(fā)展，而不是自身利益受到約束，此時獨董的監(jiān)督作用難以發(fā)揮，甚至會與公司高管合謀提高自己作為獨董的薪酬(Mail and Reily，1995)。由社會比較理論可知，起監(jiān)督作用的獨董對高管薪酬的監(jiān)督主要是參照自己的經歷且以自己為標準，以致現(xiàn)在很多公司薪酬標準直接取決于其他公司的薪酬水平。這就導致正在其他公司擔任高管獨董會提高本公司高管薪酬，以借此提高自身在其他公司作為高管的報酬?；谝陨先c可知，上市公司許多具有高管背景獨董參與高管薪酬制定時會與其他高管達成默契，從而表現(xiàn)得非常慷慨。表4也證明了本文的推理，具有高管背景的獨董比率CARO 的回歸系數為0．296，t值為 3．143，在 0．01 的水平下顯著，CARO1 系數為 0．114，t值為 3．318，在 0．01 的水平下顯著，可見隨著公司具有高管背景的獨董比率的增加，獨董對高管薪酬的監(jiān)督就會減弱，從而高管薪酬就有增加傾向。

表3 相關系數矩陣

表4 多元回歸結果

隨著法治水平的提高，法治環(huán)境愈加完善，法律合力形成的作用就愈加明顯，法治的約束作用能得到更好的體現(xiàn)，此時對于公司治理中獨董的約束和對公司高管的約束也會更強，在此作用下，公司的獨董能更好去發(fā)揮監(jiān)督作用，而高管對于自身利益的追求也會有所收斂，故而在法治環(huán)境改善的作用下，獨董對高管薪酬的監(jiān)督作用更強。由表4可見，具有高管背景的獨董比率CARO的回歸系數為 0．324，t值為 3．474，在 0．01 的水平下顯著，CARO1 系數為 0．122，t值為 3．567，在 0．01 的水平下顯著，法治水平law的回歸系數為 0．0894，t值為 13．02，在0．01 的水平下顯著，CARO1 系數為0．0883，t值為 12．75，此時公司的法治水平越高，高管薪酬就會越高，這主要是因為隨著經濟的發(fā)展，法治環(huán)境更加完善，此時的薪酬水平也會有整體的上升。CARO*Law的回歸系數為－0．139，t值為 －2．722，在0．01 的水平下顯著，CARO1*Law 的回歸系數為 －0．0461，t值為 －2．42，在 0．01 的水平下顯著。這表明隨著法治水平的提高，獨董間接提高高管薪酬的行為就會逐漸減弱。

(三)穩(wěn)健性測試

前面我們討論的是獨董對高管薪酬的間接作用。為了本文結果的穩(wěn)健性，對獨董作為公司薪酬委員會成員直接決策公司高管薪酬的作用予以檢驗。檢驗發(fā)現(xiàn)薪酬委員會中具有高管背景的獨董比率(CCARO)與高管薪酬(Pay)的相關系數為 0．429，t值為 3．680，在 0．01 的水平下顯著正相關，同時具有高管背景的獨董比率(CCARO1)與高管薪酬(Pay)的相關系數為 0．263，t值為 4．019，在0．01的水平下顯著正相關，表明具有高管背景的獨董具有提高高管薪酬的行為，公司薪酬委員會的薪酬管理機制有待進一步完善?？紤]到公司法治水平因素后檢驗發(fā)現(xiàn)具有高管背景的獨董比率CCARO的回歸系數為0.447，t值為3．847，在0．01 的水平下顯著，CCARO1 系數為0．263，t值為 4．019，在 0．01 的水平下顯著，法治水平law 的回歸系數為0．0872，t值為13．58，在0．01 的水平下顯著，CCARO1 系數為 0．0867，t值為 13．47，此時公司的法治水平越高，高管薪酬就會越高，這主要是因為隨著經濟的發(fā)展，法治環(huán)境更加完善，此時的薪酬水平也會有整體的上升。CCARO*Law的回歸系數為－0．166，t值為－2．736，在0．01 的水平下顯著，CCARO1*Law 的回歸系數為 －0．0914，t值為 －2．584，在0．01 的水平下顯著。這表明隨著法治水平的提高，薪酬委員會中獨董直接提高高管薪酬的行為就會逐漸減弱。

在建立現(xiàn)代企業(yè)制度的過程中，需要律師等法律服務中介組織進入現(xiàn)代企業(yè)，為現(xiàn)代企業(yè)制度的建立和完善，提供高效優(yōu)質的法律服務。因此，論文以市場中介組織的發(fā)育程度為法治水平的替代指標進行測試。檢驗結果顯示具有高管背景的獨董比率CARO的回歸系數為0.305，t值為 3．049，在 0．01 的水平下顯著，CARO1 系數為 0．114，t值為 3．160，在 0．01 的水平下顯著，CCARO 系數為 0．439，t值為 3．541，在 0．01 的水平下顯著，CCARO1系數為0．264，t值為 3．823，在 0．01 的水平下顯著;法治水平MED統(tǒng)計值均在0．01的水平下顯著。這是主要因為隨著經濟的發(fā)展，法治環(huán)境才能更加完善，此時的薪酬水平也會有整體的上升。CARO*MED的回歸系數為－0．0805，t值為 －2．010，在 0．01 的水平下顯著，CARO1*MED 的回歸系數為 －0．0261，t值為 －1．735，在 0．01的水平下顯著。CARO*MED的回歸系數為－0．0879，t值為 －1．750，在0．01 的水平下顯著，CCARO1*MED 的回歸系數為 －0．0480，t值為 －1．659，在0．01 的水平下顯著?？梢娀貧w檢驗結果與論文主要檢驗結果一致，本文結果較為穩(wěn)健。同時對各個回歸進行了共線性檢驗，發(fā)現(xiàn)VIF值均小于3，表明沒有嚴重共線性。

六、結語

已有研究在獨董與高管薪酬關系上見仁見智，未能取得一致意見，但已有研究卻沒有從不同背景的獨董動機不同的角度來進行挖掘，本文研究了高管背景獨董對高管薪酬的影響，以及這種影響在法治水平不同的地區(qū)具有非對稱性。

本文的研究表明，高管背景獨董比例與高管薪酬呈顯著正相關關系，而且這種關系不會隨著公司產權性質變化而變化，同時，隨著薪酬委員會中具有高管背景的獨董比例的增多，高管薪酬會顯著地增加，且二者的關系與公司的性質無關。這一結果說明，高管背景獨董的監(jiān)督動機不強，甚至有與高管合謀的動機或在公司的作用僅為咨詢，且這種現(xiàn)象在國有和非國有企業(yè)中都普遍存在。當進一步考慮法治水平的作用時，結果表明發(fā)現(xiàn)隨著法治水平的提高，具有高管背景的獨董數量與高管薪酬的正相關關系減弱，表明隨著法制的完善，具有高管背景的獨董對薪酬的抑制作用能逐漸發(fā)揮。本文豐富了獨董作用及其對薪酬影響機制的認識，是對獨董作用及其對薪酬影響機制方面文獻的一個重要補充，研究結論具有較強的理論和現(xiàn)實意義。本文為高管薪酬居高不下提供了一種可能解釋，同時也有助于深化對獨董制度的理解，有利于對獨董制度和薪酬委員會制度的設計和運行機制重新進行審視，完善獨董制度，有效保護投資者利益?。

注:

①用友軟件就聘請了聯(lián)想集團老總楊元慶和連邦軟件董事長蘇啟強擔任獨立董事;TCL聘請新網通副總裁田溯寧出任獨立董事;東方通信聘請魯冠球為獨立董事;萬科聘請平安保險常務副總孫建一出任獨立董事;段永基出任健特生物獨立董事。

②Hermalin，Benjamin E．;Weisbach，Michael S．Board of directors as an endogenously determined institution:A survey of the economic literature．Federal Reserve Bank of New York．2003．

③周建波、孫菊生:《經營者股權激勵的治理效應研究——來自中國上市公司的經驗證據》，《經濟研究》2003年第5期。

④楊蕾、盧銳:《獨董與高管薪酬》，《當代財經》2009年第5期。

⑤趙息、杜玉鵬:《公司治理對高管薪酬激勵敏感度的影響》，《軟科學》2009年第11期。

⑥白重恩、劉俏、陸洲、宋敏、張俊喜:《中國上市公司治理結構的實證研究》，《經濟研究》2005年第2期。

⑦Hansen F．Ahead of the Game．Workforce Management(USA)．2009，(5)．

⑧Karen Dillon．The Coming Battle over Executive Pay．Harvard Business Review．2009．

⑨樊綱、王小魯:《中國市場化指數——各地區(qū)市場化相對進程報告》，經濟科學出版社2007年版，第18—34頁。

⑩辛清泉、林斌、王彥超:《政府控制、經理薪酬與資本投資》，《經濟研究》2007年第8期。

?吳育輝、吳世農:《高管薪酬:激勵還是自利?》，《會計研究》2010年第11期。

?該分值采用了4個一級指標來衡量法律制度環(huán)境:市場中介組織的發(fā)育、對生產者合法權益的保護(包括市場秩序與執(zhí)法效率)、知識產權保護、消費者權益保護。

?孫俊奇、張梅:《具有高管背景的獨董與關聯(lián)交易:監(jiān)督抑或協(xié)作?》，《福建論壇》2012年第12期。