邱巧紅 姜兆軍

摘 要：管理層激勵與企業(yè)績效的相關性是管理學界研究的焦點，上市公司管理層的激勵問題更是一個全球性的熱點。本文利用SPSS統(tǒng)計軟件得到的實證結果表明，管理層貨幣薪酬和管理層持股比例對企業(yè)績效均具有顯著的正向影響，因此企業(yè)應重視對管理層的激勵，以便對企業(yè)績效產(chǎn)生積極作用。

關鍵詞：管理層貨幣薪酬;管理層持股比例;企業(yè)績效

一、前言

中小企業(yè)是推動國民經(jīng)濟發(fā)展的重要力量。席卷全球的金融危機發(fā)生后，眾多中小企業(yè)紛紛破產(chǎn)倒閉，中小企業(yè)成長再次成為理論界和實務界共同關注的焦點。中小企業(yè)在公司治理方面存在諸多問題，這已經(jīng)成為影響我國中小企業(yè)快速成長的重要障礙[1]。

近年來，以降低代理成本為目的的管理層激勵與企業(yè)績效的關系一直是學術界研究的熱點，但現(xiàn)有的研究結論未達成共識。究其原因，一是企業(yè)績效的評價指標不同，二是界定的管理層激勵的范圍不同。本文進行了如下改進：首先，應用因子分析法構建企業(yè)績效的評價指標體系，彌補了單一指標無法合理地度量企業(yè)績效的缺陷;其次，本文界定的管理層的范圍為董事、監(jiān)事及高管，將管理層激勵分為管理層貨幣薪酬、持股比例兩個維度。

二、文獻綜述

1.國外文獻回顧

（1）管理層貨幣薪酬與企業(yè)績效的關系研究。西方學術界對這一課題的最早研究要追溯到1925年，Taussings and Baker的研究結果顯示，管理層貨幣薪酬與企業(yè)績效的相關性較小。Hall and Liebman （1998）對美國近百家商業(yè)公司年報和數(shù)據(jù)的分析研究、維利亞斯（1999）對1986至1990年間美國47家制藥公司的考察以及Giorgio and Arman （2008）的研究，均認為管理層薪酬與企業(yè)績效之間存在顯著的正相關關系。

（2）管理層持股比例與企業(yè)績效的關系研究。Hermalin和Weisback（1991）分析了142家紐約交易所上市公司，發(fā)現(xiàn)持股比例為1%-5%時，托賓Q值與持股比例負相關，在5%-20%時是正相關，超過20%時又變成負相關; Palia（2001）通過面板數(shù)據(jù)和工具變量解決了內(nèi)生性問題，他的實證結果發(fā)現(xiàn)管理者持股水平和公司價值也呈正相關關系。

2.國內(nèi)文獻回顧

（1）管理層貨幣薪酬與企業(yè)績效的關系研究。魏剛（2000）對上市公司1998年年報數(shù)據(jù)的分析表明，上市公司管理層薪酬與其績效并沒有顯著的正相關關系，但與公司規(guī)模存在顯著的正相關關系。王旭升（2010）發(fā)現(xiàn)我國上市公司已經(jīng)逐漸認識到薪酬對績效所發(fā)揮的正面激勵作用，將高管人員薪酬與公司業(yè)績聯(lián)系起來，可以更好地促使管理者提高工作的積極性和主動性。

（2）管理層持股比例與企業(yè)績效的關系研究。以 2006- 2009 年實施股權激勵的我國國有上市公司為研究對象，用實證方法分析高管持股與公司績效之間的關系，研究結果表明，雖然我國國有上市公司高管平均持股比例很低，但持股仍對高管人員有重要的激勵作用（周曉鋒，2010）。

三、研究假設與研究設計

1.研究假設。由前述文獻綜述可以看出，管理層激勵與公司績效之間的關系不確定，但總的來看，越來越多的學者認為二者存在相關性，再看一下實務界對這一問題的關注。各國公司治理實務的發(fā)展， 使得投資者、政府監(jiān)管部門、上市公司自身都關注公司的理狀況。對于投資者來講， 他們十分關注擬投資對象的潛在價值， 而公司治理是公司潛在價值的源泉;對于政府監(jiān)管來講，需要把握公司治理的狀況，從而實施有效監(jiān)管;對于上市公司而言，改善其治理質(zhì)量能提升公司績效[2]。

在對理論界和實務界探究的基礎上，本文提出兩個基本假設，H1：管理層貨幣薪酬對企業(yè)績效產(chǎn)生顯著的正向作用;H2：管理層持股比例對企業(yè)績效產(chǎn)生顯著的正向作用。

2.研究設計

（1）樣本選取和數(shù)據(jù)來源。本文以中小企業(yè)板塊非ST上市公司為研究樣本，從Wind、CCER、CSMAR數(shù)據(jù)庫、上市公司年報及相關統(tǒng)計文獻上搜集到了所需樣本數(shù)據(jù)。接下來，對數(shù)據(jù)進行整理，用管理層貨幣薪酬除以管理層領取薪酬的人數(shù)得到管理層單位貨幣薪酬，用管理層持股數(shù)量除以公司股本總數(shù)的數(shù)值得到管理層持股比例，最終得到了699個樣本數(shù)據(jù)。

（2）變量選擇與模型設計。

①基于因子分析的企業(yè)績效評價指標體系。有關實證文獻的一個共同點就是， 在對企業(yè)業(yè)績度量中，直接使用了簡單的市場價格指標或會計利潤指標。單獨的市場價值指標對信息的充分反應依賴于市場的有效程度， 而且股價還受到社會經(jīng)濟等因素影響;另一方面， 單獨的會計利潤指標所反映的各種因素容易為經(jīng)營者所控制。這迫使我們建立一套客觀的、平衡的業(yè)績指標體系，基于這一體系得到的綜合業(yè)績指數(shù)， 可能是進行業(yè)績評價的更好的度量指標[3]。

為此，本文共選取10個指標構成因子分析指標體系， 他們分別是ROE、資產(chǎn)報酬率、每股收益、每股凈資產(chǎn)、每股公積金、每股未分配利潤、總資產(chǎn)周轉率、流動比率、速動比率、資產(chǎn)負債率。對資產(chǎn)負債率取倒數(shù)并對669個樣本進行標準化后，進行因子分析。運用KMO檢驗模型與巴特利特球度檢驗對數(shù)據(jù)進行檢驗， 均表明10個指標具有相關性。本文采用的旋轉方法為最大方差法，在構建出四類公共因子后，計算出相應的主因子得分，以每個主因子的方差貢獻率占四個主因子累積總方差貢獻率的比重[4]作為權數(shù)進行加權計算綜合得分，由此得到企業(yè)績效這一指標的數(shù)值。

②變量設計與模型構建。本文的變量包括解釋變量、被解釋變量和控制變量三個部分。最終構建的模型為Perfor=β0+β1Ln（AMC）+β2Srm+β3Ln（TA） +β4Indusi（i=1，2，3，……，11）+ε。

四、實證分析

1.初步回歸并剔除異常值。對669個樣本進行初步的回歸分析，發(fā)現(xiàn)Ln（AMC）的系數(shù)的P值為0.000，非常顯著;而Srm的系數(shù)的P值為0.108，不是很顯著。查找原因發(fā)現(xiàn)樣本中存在異常值，根據(jù)學生化殘差（絕對值小于3）、庫克距離（小于0.5）、中心化杠桿值（小于ch均值的2倍）應滿足的條件，剔除異常值，剩余662個樣本。

2.描述性統(tǒng)計分析。由于本文涉及12個行業(yè)，筆者決定對樣本分行業(yè)進行描述性統(tǒng)計分析。由于制造業(yè)和信息技術業(yè)樣本比較多，所以得到的結果能有一定的代表性，可以看出，信息技術業(yè)的管理層激勵水平是較高的，這與現(xiàn)有研究一致[5]。

3.回歸分析。對剩余樣本進行回歸分析，模型擬合優(yōu)度很理想。由此可以看出，回歸模型中，Ln（AMC）的標準系數(shù)為0.254，P值為0.000，Srm的標準系數(shù)為0.113，P值為0.003;所以在1%的顯著性水平下，兩者的系數(shù)均是顯著的。而且，管理層貨幣薪酬對企業(yè)績效的正向影響程度達到25.4%，管理層持股比例對企業(yè)績效的正向影響程度達到11.3%。

4.檢驗模型是否符合OLS基本假設。由回歸結果知，D.W值為2.014，說明模型不存在自相關性;同時，解釋變量和控制變量的VIF均遠小于10[6]，證明模型不存在多重共線性。接下來，運用等級相關系數(shù)法檢驗模型是否存在異方差。首先計算出殘差的絕對值用E表示，然后進行相關分析，選擇spearman方法。由此可以看出，E與解釋變量和控制變量的P值，在10%的顯著性水平下均不顯著，所以E與解釋變量和控制變量不相關，所以模型不存在異方差。

五、結論與建議

本文運用中小企業(yè)板塊上市公司的數(shù)據(jù)，有力地證明了管理層貨幣薪酬、持股比例對企業(yè)績效的正向作用。我國上市公司應為實施管理層激勵創(chuàng)造良好空間和機遇，及時構建起管理層激勵機制，充分調(diào)動管理層的積極性和主動性，使他們不再有動機去損害公司的利益、增加自己的在職消費、獲取額外的個人好處、甚至將公司的財產(chǎn)和收益據(jù)為己有，促進企業(yè)長遠健康的發(fā)展。

注釋：

[1]歐陽峣.2006.中小企業(yè)公司治理的中國路徑.經(jīng)濟管理.

[2]南開大學公司治理研究中心公司治理評價課題組.2006.中國上市公司治理指數(shù)與公司績效的實證分析——基于中國1149家上市公司的研究.管理世界.

[3]周宏，張巍. 2010.中國上市公司經(jīng)理人薪酬的比較效應——基于相對業(yè)績評價的實證研究.會計研究.

[4]各個主因子的方差貢獻率分別為29.850%、27.999%、24.070%、9.971%， 四個主因子累積總方差貢獻率為91.890%.

[5]鄒 越.2010.股權激勵對公司業(yè)績影響的實證研究.企業(yè)導報.

[6]按照模型中解釋變量和控制變量的順序，VIF依次為1.230、1.108、1.531、1.021、1.014、1.034、1.052、1.006、1.058、1.055、1.107、1.160、1.040、1.017.

參考文獻：

[1] 魏剛.2000.高級管理層激勵與上市公司經(jīng)營績效.經(jīng)濟研究.

[2] 張俊瑞，趙進文，張建.2003.高級管理層激勵與上市公司經(jīng)營績效相關性的實證分析.會計研究.

[3] 李維安，張國萍.2005. 經(jīng)理層治理評價指數(shù)與相關績效的實證研究——基于中國上市公司治理評價的研究.經(jīng)濟研究.

[4] 南開大學公司治理研究中心公司治理評價課題組.2006.中國上市公司治理指數(shù)與公司績效的實證分析——基于中國1149家上市公司的研究.管理世界.

[5] 周宏，張巍.2010.中國上市公司經(jīng)理人薪酬的比較效應——基于相對業(yè)績評價的實證研究.會計研究.

[6] 鄒 越.2010.股權激勵對公司業(yè)績影響的實證研究.企業(yè)導報.

[7]陳德萍，陳永圣.2011.股權集中度、股權制衡度與公司績效關系研究—2007～2009年中小企業(yè)板塊的實證檢驗.會計研究 .

[8] Janakiram an， S. N.， R. A. Lambert， D. Larcker. 1992. An empirical investigation of the relative performance evaluation hypo thesis. Journal of Accounting Research.

[9] King， A. W. & Zeithaml， C. P. 2003. Measuring Organizational Knowledge： A Conceptual and Methodological Framework.Strategic Management Journal.

[10] Albuquerque， Ana. 2005. Who are your peers？ A study of relative performance evaluation Sim on School of Business， University of Rochester. Working Paper.