喻微鋒　陳志建

摘 要：本文采用雙邊隨機邊界模型，對16家中國上市銀行高管薪酬合理性問題進行了研究。實證研究結果表明，銀行高管與董事對上市銀行高管薪酬決定均有重要影響，但銀行高管對高管薪酬決定幾乎有絕對的影響力，最終使得實際支付的銀行高管薪酬比均衡的合理水平高24.20%，并且這種不合理程度每年均存在。銀行高管薪酬不合理程度也存在異質性，平均而言，股份制及城市商業(yè)銀行最終支付的高管薪酬比均衡的合理水平高出25.12%，而國有商業(yè)銀行為22.13%。

關鍵詞：上市銀行；高管薪酬；合理水平；雙邊隨機邊界模型

中圖分類號：F830 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2017）06-0018-08

一、問題的提出

近年來，公眾對壟斷行業(yè)的高收入表現(xiàn)出普遍不滿，尤其是對銀行業(yè)高管薪酬，更是充滿了爭議。據銀行年報顯示，2012年中國16家上市銀行高管薪酬總額達4.6億元，人均111.24萬元，某銀行行長年薪高達795萬元。在我國經濟增速下降、銀行業(yè)績普遍下滑的2014年，上市銀行高管薪酬總體仍然上漲。面對遠高于其他行業(yè)的高管薪酬，許多人認為中國銀行業(yè)高管薪酬不合理，要對其進行限制，國資委、財政部、人社部等部門甚至直接出臺政策，明確提出對金融業(yè)高管人員“限薪”；2014年8月，中央政治局也審議通過了《中央管理企業(yè)負責人薪酬制度改革方案》，以文件的形式對包括金融業(yè)在內的央企負責人薪酬做了規(guī)定。但也有學者認為，直接對銀行高管進行“限薪”并不符合市場經濟的要求，也不利于中國銀行業(yè)長期發(fā)展。相對于其他行業(yè)，銀行業(yè)經營的確有其特殊性，高薪酬是對銀行高管經營才能的一種肯定與回報，因此，高薪酬有一定的合理性。鑒于此，我們有必要厘清以下關鍵問題，中國銀行業(yè)目前的高管薪酬是否高于其均衡的合理水平？如果是，又高多少？只有這樣，才能有的放矢，針對性地出臺相關限薪政策。

盡管銀行業(yè)高管薪酬激勵問題一直以來受到學者普遍關注，但關注的焦點集中在高管薪酬對銀行業(yè)績及風險的影響上。一般觀點認為，由于銀行業(yè)經營的高杠桿及所受監(jiān)管的嚴厲性，銀行高管薪酬對業(yè)績的敏感性要明顯低于其他企業(yè)（Smith和Watts，1992）。John 和 John（1993）更是通過理論模型證明，對于銀行業(yè)為代表的高杠桿公司，由于其本身的風險易轉移性，過高的高管薪酬業(yè)績敏感性會加劇經理的冒險動機。他們的觀點也得到了實證研究的支持，John和Qian（2003）、John等（2010）以美國銀行業(yè)為樣本進行研究后，均發(fā)現(xiàn)銀行高管薪酬業(yè)績敏感性較低。Hubbard和Palia（1995）也得到了類似的結論。而關于銀行高管薪酬與風險之間的關系，理論界主要強調股權類薪酬對銀行風險的影響，對此有兩種相反的解釋：一種觀點認為，銀行高管對銀行進行經營時，就已經把最珍貴的人力資本與銀行風險緊密掛鉤，股權類薪酬實際上使銀行高管的投資組合變得更加集中，為了降低風險，理性的高管會采取穩(wěn)健的銀行投資策略（Smith和Stulz，1985；Demsetz和Lehn，1985）；而另一種觀點卻認為，銀行高管股權類薪酬使得高管與股東的利益趨于一致，由于銀行風險的易轉移性，股東與持股的銀行高管可以把風險轉移給債券持有者與廣大存款人而使自己受益，因此，銀行高管的股權類薪酬加劇了銀行的風險（John 和 John，1993；DeYoung等，2013）。同樣，這兩種觀點也都得到了實證的支持。這二者之間究竟是何種關系，DeYoung等（2013）認為，這主要取決于銀行高管薪酬對業(yè)績的敏感性，當銀行高管薪酬業(yè)績敏感性較高時，由于高管會因銀行經營失敗而產生較大的薪酬損失，所以，銀行高管會變得厭惡風險，從而采取較穩(wěn)健的投資策略。

鑒于數(shù)據的可獲得性，國內僅有少數(shù)學者對中國銀行業(yè)高管薪酬進行了研究，陳學彬（2005）認為，中國銀行業(yè)高管薪酬激勵單一，主要以現(xiàn)金薪酬為主，而缺乏長期激勵手段。蔣海等（2010）認為中國上市銀行已普遍建立起與經營業(yè)績相聯(lián)系的薪酬激勵制度，但是監(jiān)管當局尚未建立起與風險控制相聯(lián)系的正向和負向激勵約束機制。張雪蘭等（2014）的研究揭示，中國上市銀行高管薪酬通過期限錯配渠道對系統(tǒng)性風險產生正向影響。而宋清華和曲良波（2011）的研究則表明，商業(yè)銀行高管薪酬與風險承擔呈倒U形關系，高管薪酬在提升了銀行績效的同時也加大了銀行風險。溫博慧（2015）的研究表明，我國銀行部門薪酬水平總體上促進了銀行系統(tǒng)的穩(wěn)定性。

而由于銀行業(yè)高管薪酬合理性問題較為復雜，目前還沒有文獻對此進行較系統(tǒng)的研究。唯一與我們研究視角相同的是岳希明和蔡萌（2015）的研究，但他們的研究對象是所有的壟斷行業(yè)。忽略了銀行高管薪酬契約相對于其他企業(yè)所表現(xiàn)出的特殊性（John和John，1993；John和Qian，2003）。本文采用雙邊隨機邊界模型，首次以中國上市銀行為樣本，對中國銀行業(yè)高管薪酬的合理性問題進行細致的定量分析。該方法相對于傳統(tǒng)回歸方法的根本優(yōu)勢在于，事前無須假定高管薪酬的合理水平，完全可以通過模型的估計結果得出結論。因此該方法在最近的研究中，被學者廣泛應用于勞動經濟學、薪酬價格決定等相關領域。

二、中國上市銀行高管薪酬的合理性：初步考察

在所有權與經營權分離的情況下，企業(yè)高管與股東存在利益沖突，高管往往會為了自身利益而做出損害股東利益的決策（Morck等，1990），從而產生代理問題。在信息不對稱的情況下，股東可以通過設置與公司業(yè)績緊密聯(lián)系的高管薪酬來避免高管的自利行為，激勵高管為提高公司業(yè)績而努力工作，從而降低代理成本（Hart，1995）。因此，一個較合理的高管薪酬契約應與公司的業(yè)績緊密相關（Conyon和He，2011），應與公司業(yè)績同向變動。但對于銀行業(yè)，由于其本身的高杠桿性，相對于存款人可能遭受的損失，銀行股東的損失顯得微不足道（Shleifer和Vishny，1997；洪正，2006）。另外，由于銀行擠兌與銀行危機傳染所產生的負外部性，使得銀行存款人及整個社會往往成為銀行破產損失的最終受害者，這與一般公司企業(yè)股東是最后風險承擔者有著本質區(qū)別（洪正，2006）。因此，相對于一般企業(yè)高管薪酬設置的目的，在中國銀行業(yè)整體資產質量不高的情況下，銀行高管薪酬還需要考慮其對銀行風險管控的導向作用。與前面相似，一個較合理的銀行高管薪酬契約應與銀行風險密切掛鉤，與銀行風險反向變動。下面，我們從銀行業(yè)績與風險這兩個角度對上市銀行高管薪酬的合理性進行初步考察，按照一般文獻的做法，銀行業(yè)績用資產收益率（roa）表示，銀行風險用不良貸款率（npl）表示，而銀行高管薪酬用前三名高管薪酬總額（cp）表示。endprint

在整個樣本區(qū)間，以資產收益率表示的銀行業(yè)績變化均不大，基本在1%左右。但高管薪酬的變動卻非常明顯，在2008年超過1000萬元，之后逐漸下降，在2012年下降到700萬元，之后又緩慢上升。顯然，銀行高管薪酬沒有像上文預期的那樣：隨銀行業(yè)績提高而上升，隨銀行業(yè)績下降而下降。而從銀行高管薪酬與銀行風險的關系來看，2008—2011年，以不良貸款率表示的上市銀行風險逐漸下降，但與此同時，上市銀行高管薪酬并沒有像上文理論預期那樣，逐漸上升，反而隨風險的下降而下降。而在2011—2014年，上市銀行的不良貸款率逐漸上升，但此階段，銀行業(yè)高管薪酬也不降反升。由此，我們可以得出初步結論：中國上市銀行高管薪酬契約設置并不符合最優(yōu)薪酬理論，上市銀行高管薪酬是不合理的。

三、模型與理論基礎

均衡的、合理的高管薪酬到底是多少？或者說，目前上市銀行高管薪酬是高了還是低了？這就需要更深入、細致地建立計量模型對該問題進行定量分析。

加入WTO以后，隨著中國銀行業(yè)引進現(xiàn)代公司治理制度步伐的加快，銀行高管薪酬開始按照公司治理制度的建設要求，由銀行董事會根據高管的崗位職責、業(yè)績水平來審議。因此，在現(xiàn)代公司治理框架下，銀行高管薪酬可以看成是銀行高管與董事會博弈的結果。

假定在一個典型的銀行高管薪酬決定機制中，高管薪酬是由銀行高管與董事會談判形成的，并且銀行高管與董事會對最終的高管薪酬決定都有一定的影響力。假定董事會愿意支付的最高薪酬為[cp]，高管能接受的最低薪酬為[cp]，高管最終薪酬（[cp]）可以表示為如下形式：

[cp=cp+η（cp-cp）]

其中[η]（[0≤η≤1]）表示銀行高管在薪酬合約形成過程中的影響能力，[η]的大小與銀行高管的權力、對銀行實際經營情況的了解程度等因素有關。[η（cp-cp）]表示銀行高管在薪酬合約形成時所獲取的剩余。

在銀行高管個體特征給定的情況下，設一個“合理”的高管薪酬為[μ（x）] ：[μ（x）=E（θ/x）]，這里[θ]是客觀存在的，但是又無法被我們準確知道，但是[μ（x）]滿足：[cp≤μ（x）≤cp]。因此，[cp-μ（x）]表示在高管薪酬合約達成時董事會的預期剩余，[μ（x）-cp]則表示高管薪酬合約達成時銀行高管的預期剩余?？梢詫ⅲ?）式重新表述為：

[cp=cp+η[cp-μ（x）]-η[cp-μ（x）] =μ（x）+[cp-μ（x）]+η[cp-μ（x）]-η[cp-μ（x）] =μ（x）+η[cp-μ（x）]-（1-η）[μ（x）-cp]] （2）

（2）式說明，銀行高管可以通過獲取部分董事會的預期剩余來提高自己的薪酬，所獲取的剩余值為[η[cp-μ（x）]]；同樣董事會也可以通過獲取一部分高管的剩余來降低高管薪酬，獲取值為[（1-η）[μ（x）-cp]]。

由（2）式可見，銀行高管薪酬實際上由三部分構成，分別是在給定銀行個體特征[x]的情況下客觀存在的“合理”薪酬[μ（x）]①、銀行高管通過議價后獲取的剩余[η[cp-μ（x）]]、董事會獲取的剩余[（1-η）[μ（x）-cp]]。我們定義第二部分與第三部分的差值為凈剩余[NS]，則[NS=η[cp-μ（x）]-（1-η）[μ（x）-cp]]?？梢?，凈剩余[NS]的大小取決于銀行高管與董事會雙方的議價能力，銀行高管的議價能力強，則最終支付的高管薪酬高于均衡的合理薪酬；反之，議價能力較強的董事會則會使得最終的薪酬水平低于均衡的合理值，這表明，雙方的議價能力對高管薪酬形成的影響是雙邊的。借鑒Kumbhakar和Parmeter（2009）的研究思路，我們可以將（2）式進一步地簡寫成如下的形式：

[cpi=μ（xi）+εi]，[εi=wi-ui+vi] （3）

其中，[μ（xi）=x'iα]，[x'i]為銀行樣本的個體特征變量，[α]為需要估計的系數(shù)向量；[εi]為復合誤差項，由[wi]、[ui]與[vi]三部分構成，[wi=η[cp-μ（x）]≥0]，[ui=（1-η）[μ（x）-cp]≥0]，[vi]為一般意義上的隨機干擾項。[wi]、[ui]分別衡量了銀行高管與董事會的議價能力導致高管薪酬在最優(yōu)邊界上的偏離。

對于[vi]，我們假定其服從正態(tài)分布，即[vi～i.i.d.N（0，σ2V）]。根據上面的分析可知，干擾項[wi]與[ui]均具有單邊分布的特征，我們假定它們均服從指數(shù)分布，即[ui～i.i.d.Exp（σu，σ2u）]、[wi～i.i.d.Exp（σw，σ2w）]②。同時，我們假定[vi]、[wi]與[ui]之間相互獨立，且均與個體特征[x'i]相互獨立。于是，我們可以推導出復合干擾項[εi]的概率密度函數(shù)③：

[f（εi）=exp（ai）σu+σwφ（ci）+exp（bi）σu+σw-hi∞?（z）dz =exp（ai）σu+σwφ（ci）+exp（bi）σu+σw?（hi）] （4）

其中[?（?）]與[φ（?）]分別為標準正態(tài)分布的概率密度函數(shù)和累計分布函數(shù)，其他系數(shù)分別為：

[ai=σ2v2σ2u+εiσu]；[bi=σ2v2σ2w-εiσw]；[hi=εiσv-σvσw]；[ci=-εiσv-σvσu]

構建包含n個觀測值的樣本對數(shù)似然函數(shù)：

[lnL（X；θ）=-nln（σu+σw）+i=1nln[eaiφ（ci）+ebiφ（hi）]] （5）

其中，[θ=[α，σv，σu，σw]']。通過對式（5）求偏導，可以求得所有參數(shù)的極大似然估計值。

為了求出銀行高管與董事會在薪酬合約形成時所獲得的剩余，我們需要進一步推導出[ui]與[wi]的條件分布[f（ui/εi）]和[f（wi/εi）]：endprint

[f（ui/εi）=λexp（-λui）φ（ui/σv+hi）φ（hi）+exp（ai-bi）φ（ci）] （6）

[f（wi/εi）=λexp（-λwi）φ（wi/σv+ci）exp（bi-ai）[φ（hi）+exp（ai-bi）φ（ci）]] （7）

其中，[λ=1σu+1σw]。再以（6）、（7）式為基礎，可以得到[ui]與[wi]的條件期望：

[E（1-e-ui/εi）=1-λ1+λ[φ（hi）+exp（ai-bi）exp（σ2v/2-σvci）φ（ci-σv）]φ（hi）+exp（ai-bi）φ（ci）]

（8）

[E（1-e-wi/εi）=1-λ1+λ[φ（ci）+exp（bi-ai）exp（σ2v/2-σvhi）φ（hi-σv）]exp（bi-ai）[φ（hi）+exp（ai-bi）φ（ci）]]

（9）

由此，可以將雙方議價過程中的凈剩余[NS]進一步表示為：

[NS=E（1-e-wi/εi）-E（1-e-ui/εi）=E（e-ui-e-wi/εi）] （10）

在研究方法上，在上述誤差項的假定下，由于（3）式所表示的復合誤差項不滿足正態(tài)性假設，所以最小二乘法估計是有偏的。同時，為了從復合誤差項分離出[wi]與[ui]，我們采用極大似然法對參數(shù)進行估計。綜合（2）與（3）式，就構成了一個典型的雙邊隨機邊界形式的薪酬決定模型。同時，由于參數(shù)[σu]僅出現(xiàn)在[ai]與[ci]中，而[σw]僅出現(xiàn)在[bi]與[di]中，所以二者均達到即可識別的條件。因此，在接下來的實證檢驗中，事前無須假定高管薪酬的合理水平，可完全通過模型的估計結果得出結論，這也正是雙邊隨機邊界模型區(qū)別于其他回歸模型的優(yōu)勢所在。

四、變量選取與數(shù)據來源

（一）變量確定

本文以高管薪酬（cp）作為模型的被解釋變量。在相關文獻中，高管薪酬一般包括高管獲得的現(xiàn)金薪酬、持有的股票及股票期權等金融衍生品的市場價值總額。但對于中國上市銀行，由于還沒有真正意義上對高管實施股權激勵，另外，我國的法律及銀行監(jiān)管部門對銀行高管持有股票也實施較嚴格的限制，從而使得現(xiàn)金薪酬成為我國上市銀行高管薪酬激勵的主要形式。因此，本文借鑒國內其他學者的做法，采用前三名高管薪酬總額的自然對數(shù)（lncp）作為高管薪酬的代理變量。同時，為了求得（2）式中合理的銀行高管薪酬，本文還確定了如下反映中國上市銀行個體特征的變量④：

1. 銀行業(yè)績。Hubbard和Palia（1995）認為銀行業(yè)績是影響高管薪酬的重要因素。合理的高管薪酬應該能激勵高管提高銀行業(yè)績。本文采用資產收益率（roa）來表示銀行業(yè)績，資產收益率=（銀行凈利潤/銀行平均資產總額）*100%。

2. 銀行風險。由于銀行經營的高杠桿性及風險的易轉移性，使得銀行風險成為高管薪酬設置中的一個重要考慮因素（De Young等，2013）。本文借鑒國內學者的做法，以銀行的不良貸款率（npl）表示銀行風險。具體地，以五級貸款分類法下不良貸款額占總貸款的比重表示。

3. 資本充足率。資本充足率是銀行監(jiān)管的核心指標，對于資本充足的銀行，高管會把更多的資產配置在貸款上，從而對銀行業(yè)績及風險產生影響（吳瑋，2011）。因此，資本充足率（car）也是影響銀行高管薪酬的重要因素。

4. 銀行規(guī)模。眾多的研究都表明，銀行規(guī)模是影響銀行高管薪酬的重要因素之一，一般情況下，規(guī)模越大的銀行，高管薪酬越高。本文以銀行資產的自然對數(shù)（lnsize）來表示銀行規(guī)模。

5. 第一大股東持股比例。股權一定程度的集中，可以避免中小股東監(jiān)管過程中的“免費搭車”問題（Morck等，1988），有利于高管薪酬的合理設置；當然，股權的過于集中，也可能使股東與高管形成“合謀”，從而對高管薪酬的合理設置產生不利影響。第一大股東持股比例（share）=銀行第一大股東持股數(shù)占銀行總股本的比例。

6. 銀行性質。不同性質的銀行高管薪酬也有顯著差異，對于國有商業(yè)銀行，由于其高管具有更濃厚的政治行政色彩，薪酬與高管個人的行政級別緊密掛鉤；而對于其他股份制商業(yè)銀行，高管薪酬設置中更多地按照市場化要求進行。一般情況下，國有商業(yè)銀行高管薪酬明顯比股份制商業(yè)銀行低。因此，銀行性質（gov）也是影響高管薪酬的重要變量，具體設置中，把國有商業(yè)銀行取為1，其他銀行取0。各變量的具體定義見表1。

（二）數(shù)據來源

本文選取16家上市銀行為研究對象，其中國有商業(yè)銀行5家，分別為工商銀行、農業(yè)銀行、建設銀行、中國銀行與交通銀行；股份制商業(yè)銀行8家，為中信銀行、光大銀行、華夏銀行、平安銀行、招商銀行、浦發(fā)銀行、興業(yè)銀行與民生銀行；城市商業(yè)銀行3家，南京銀行、北京銀行與寧波銀行。研究時間為2007—2014年。銀行高管薪酬數(shù)據來自于CSMAR數(shù)據庫，其他財務數(shù)據來自bankscope數(shù)據庫與銀行相關年份披露的年度報告。

五、實證過程

（一）描述性統(tǒng)計

表2給出了各變量的描述性統(tǒng)計情況。中國上市銀行高管薪酬絕對數(shù)雖然差異較大，但當我們對其取自然對數(shù)后，差異明顯縮小，最小值為14.443，最大值17.236，均值為15.723。各銀行業(yè)績差異也不大，在樣本區(qū)間內，銀行平均總資產回報率為1.11%，標準差為0.237。銀行不良貸款方面，總體上，上市銀行的不良貸款達到監(jiān)管要求，平均不良貸款率為1.39%，但銀行之間的差異比較明顯，最高的銀行在2007年達到了23.57%，而同時期的寧波銀行卻只有0.36%。同樣，在資本充足率方面，雖然總體上滿足監(jiān)管要求，但最低的銀行2007年資本充足率水平為5.77%，遠低于8%的標準，而南京銀行在2007年卻達到了30.14%。endprint

表2：變量的描述性統(tǒng)計表

[變量名 觀測值 均值 標準差 中位數(shù) 最小值 最大值 lncp 120 15.723 0.645 15.712 14.443 17.236 roa 128 1.110 0.237 1.130 0.100 1.730 npl 128 1.390 2.130 0.995 0.360 23.570 car 127 12.352 2.879 11.940 5.770 30.140 gov 128 0.313 0.465 0.000 0.000 1.000 share 127 32.081 19.398 21.300 5.900 80.000 lnsize 128 9.974 1.319 9.994 6.627 12.236 ]

（二）模型估計及結果分析

基于上文的論述，本部分先構建一組模型對影響中國上市銀行高管薪酬的影響因素進行分析。為了便于檢驗模型效果，我們在表3中還給出了最小二乘模型與極大似然模型估計的結果。從表3的最小二乘估計結果可知，大部分變量對上市銀行高管薪酬有顯著影響，且模型調整后的R2為0.328，說明該模型能在一定程度上對上市銀行高管薪酬進行擬合。而給出極大似然估計模型則是為了得到對數(shù)似然函數(shù)值，以便利用似然比來確定最優(yōu)的擬合模型。從表3的估計結果看，LR值為85.93，在1%的水平上拒絕了“雙邊隨機邊界模型與極大似然估計模型無差異”的原假設，說明雙邊隨機邊界模型有較好的擬合效果，本文后續(xù)的分析主要基于雙邊隨機邊界模型進行。

從模型估計的結果看，銀行不良貸款率對高管薪酬有顯著的正向影響，這可能與中國銀行業(yè)粗放的經營模式有關，在上市銀行利潤主要依靠存貸利差的情況下，高管為了完成業(yè)績考核指標，會想方設法發(fā)放貸款，從而導致不良貸款與薪酬同方向變化。與此相對應的是資本充足率對高管薪酬的影響，相對其他資產而言，信貸資產消耗較高的銀行資本，較高的資本充足率意味著銀行發(fā)放貸款較謹慎，這會對銀行的利潤產生影響，從而影響銀行高管的薪酬。銀行性質對高管薪酬有顯著負面影響，這是因為國有大型商業(yè)銀行高管薪酬更多地體現(xiàn)了高管的行政級別。而第一大股東持股比例對高管薪酬有顯著正向影響。

（三）方差分解：上市銀行高管對高管薪酬的影響能力分析

本文采用方差分解的方法，對（3）式中[ε]所包含的三項隨機誤差項[w]、[u]與[v]的標準差與方差進行估計與分解，以此確定在上市銀行高管薪酬形成過程中，銀行高管與董事會在高管薪酬形成過程中的影響能力，具體估計的結果見表4。從表4可以知道，相對于董事會而言，銀行高管對高管薪酬決定有更強的影響力，[E（w-u）=σw-σu]=0.3439，表明綜合而言，高管與董事會的討價還價使得最終形成的銀行高管薪酬高于合理的基準價格（均衡的合理價格）。lncp無法解釋的總方差中，有52.95%為高管與董事會的議價能力所貢獻。而在雙方議價對高管薪酬形成的總影響中，高管自己幾乎有絕對的影響力，達到了99.35%，而董事會的影響力僅占0.65%。高管之所以對薪酬決定有如此大的影響力，最可能的解釋是，我國上市銀行公司治理制度不完善，銀行董事會未對高管進行真正監(jiān)督，反而在很多方面與高管形成合謀，共同謀取高薪酬（Brick等，2006）。這在國內已經被部分學者注意到，如，黃壽昌等（2011）就發(fā)現(xiàn)董事與高管可以通過超額薪酬方式形成合謀，共享“企業(yè)租金”。朱滔（2015）的研究也發(fā)現(xiàn)，董事薪酬與企業(yè)CEO薪酬的影響因素高度趨同，企業(yè)董事與高管合謀來謀取超額薪酬。

（四）銀行高管剩余與董事會剩余的估計

1. 總體估計結果。在高管薪酬形成過程中，銀行高管與董事會獲得的剩余相對于合理薪酬變動的百分比，也即式（8）與（9）的估計結果見表5。由表5我們發(fā)現(xiàn)，總體上，中國上市銀行高管薪酬確實高于均衡的合理水平，平均而言，高管對薪酬的影響會使得銀行高管薪酬比均衡的合理水平高出27.14%，而董事會的影響力只能使銀行高管薪酬降低2.94%，最終使得實際支付的銀行高管薪酬比均衡的合理水平高24.20%。表5的后三列更細致地列出了在不同分位數(shù)上的銀行高管與董事會獲取的剩余情況，可以發(fā)現(xiàn)，樣本中，所有考察的銀行高管薪酬都高于均衡的合理薪酬水平，有1/4的銀行高管薪酬甚至高于合理水平約30%。這說明確實需要對我國上市銀行高管薪酬進行一定程度的限制，也為出臺的《中央管理企業(yè)負責人薪酬制度改革方案》提供了直接理論依據，根據該方案內容，包括金融行業(yè)在內的絕大部分央企負責人降薪的幅度在20%—30%，這與本文測算的結果比較一致。

表5：銀行高管與董事獲取的剩余

[變量 平均值

（%） 標準差

（%） p25

（%） p50

（%） p75

（%） 高管：[E（1-e-wi/εi）] 27.140 14.956 15.676 23.89 31.743 董事：[E（1-e-ui/εi）] 2.943 1.904 2.801 2.882 3.087 凈剩余：

[E（e-ui-e-wi/εi）] 24.197 15.099 28.944 21.008 12.588 ]

2. 異質性條件下估計的結果。從上文的分析可知，銀行高管與董事對高管薪酬的影響具有異質性。本部分主要從銀行性質角度對該問題進行考察，具體結果見表6。在表6中我們發(fā)現(xiàn)，雖然國有商業(yè)銀行與股份制及城市商業(yè)銀行高管薪酬均不合理，但是程度不一樣?？傮w上，股份制及城市商業(yè)銀行高管獲得的剩余較高，為28.06%，其董事獲得的剩余為2.94%，最終使得股份制及城市商業(yè)銀行實際支付的高管薪酬比均衡的合理水平高出25.12%，而國有商業(yè)銀行為22.13%。這說明在進行限薪的時候，要注意對不同類型的銀行進行區(qū)分，股份制及城市商業(yè)銀行高管限薪的幅度應更大一些，從現(xiàn)實情況看，總體上，每年股份制及城市商業(yè)銀行高管薪酬均明顯高于國有商業(yè)銀行，最高的高管薪酬也均在股份制銀行中產生。endprint

表6：銀行性質對高管與董事獲得剩余的影響

[變量 平均值

（%） 標準差

（%） p25

（%） p50

（%） p75

（%） 國有商業(yè)銀行 高管：[E（1-e-wi/εi）] 25.071 9.975 16.416 24.389 31.188 董事：[E（1-e-ui/εi）] 2.943 0.189 2.804 2.875 3.058 凈剩余：[E（e-ui-e-wi/εi）] 22.128 10.137 28.384 21.515 13.358 股份制及城商行 高管：[E（1-e-wi/εi）] 28.062 16.678 15.470 22.876 32.159 董事：[E（1-e-ui/εi）] 2.944 0.192 2.797 2.898 3.096 凈剩余：[E（e-ui-e-wi/εi）] 25.118 16.821 29.362 19.978 12.375 ]

3. 分年度估計結果。早在2010年，中國銀監(jiān)會就頒布了《商業(yè)銀行穩(wěn)健薪酬監(jiān)管指引》，該文件明確規(guī)定，商業(yè)銀行主要負責人的績效薪酬不得超過基本薪酬的3倍。之后，國資委與人社部在公開場合多次表示應把銀行、保險等金融行業(yè)高管納入“限高”行列，直到2014年8月，中央政治局正式審議通過了《中央管理企業(yè)負責人薪酬制度改革方案》，以文件的形式明確對包括銀行業(yè)在內的央企高管薪酬進行限制。那么，中國上市銀行高管薪酬是否如監(jiān)管層預計的那樣，很長時間都存在薪酬過高的現(xiàn)象？為此，我們分年度統(tǒng)計了銀行高管薪酬凈剩余的分布特征，見表7。由表7可以明顯看出，2007—2014年，中國上市銀行每年支付的高管薪酬均高于均衡的合理水平，除2008年外，其他年份高出的幅度均在25%左右。這也說明上市銀行歷年高管薪酬確實存在不合理的情況，也再一次說明對銀行高管薪酬進行限制的必要性。

表7：銀行高管薪酬不合理程度的年度分布特征

[年份 平均值（%） 標準差（%） p25（%） p50（%） p75（%） 2007 27.205 22.351 26.603 18.265 16.211 2008 18.294 13.141 19.688 14.857 9.803 2009 25.004 13.619 36.675 23.513 15.295 2010 24.733 18.689 30.967 19.642 11.642 2011 23.190 11.929 26.971 23.519 13.590 2012 25.229 16.023 29.292 24.117 11.919 2013 24.846 11.550 30.269 25.884 14.474 2014 24.895 13.200 27.477 24.110 15.785 ]

六、結論與啟示

本文運用雙邊隨機邊界模型，對中國上市銀行高管薪酬不合理程度進行了實證分析，實證結果表明：第一，銀行高管與董事會的議價能力對銀行高管薪酬決定均有重要影響，但銀行高管對最終的高管薪酬形成幾乎有絕對的影響力，使得最終實際支付的高管薪酬高于均衡的合理薪酬水平。第二，總體估計結果表明，平均而言，高管對薪酬的影響會使得銀行高管薪酬比均衡的合理水平高出27.14%，而董事會的影響力只能使銀行高管薪酬降低2.94%，最終使得實際支付的銀行高管薪酬比均衡的合理水平高24.20%。第三，我國銀行高管薪酬不合理程度存在異質性，總體上，股份制及城市商業(yè)銀行最終支付的高管薪酬比均衡的合理水平高出25.12%，而國有商業(yè)銀行為22.13%。第四，在年度分布特征上，分析結果也顯示，2007—2014年，中國上市銀行每年支付的高管薪酬均高于均衡的合理水平25%左右。

高管薪酬是銀行公司治理的重要內容，在我國銀行公司治理制度有待完善的背景下，是否應該對以上市銀行為代表的中國銀行目前的高管薪酬進行限制及限制多少，學界與業(yè)界尚有爭議，本文為該問題提供了思路及答案。本文的研究結果表明，目前中國上市銀行高管薪酬確實高于均衡的合理水平，因此，對銀行高管實行“限薪令”勢在必行。但是在限薪的幅度上不能過大，更不能使銀行高管薪酬下降到央企負責人的平均水平，畢竟銀行經營確實有其特殊性，設置較高薪酬的目的主要是為了激勵高管努力工作，以提高中國銀行業(yè)的綜合實力及國際競爭力。過低的高管薪酬既會導致銀行高管在工作中偷懶及變相腐敗，也不利于中國銀行業(yè)高端人才的穩(wěn)定，更不利于中國銀行業(yè)長期綜合實力的提高。

注：

①基于經濟學的“均衡分析”原理，在本文接下來的實證研究中，我們以均衡的薪酬表示合理的薪酬，也即后面模型中所解出來的基準的薪酬水平。

②ui與wi也可以假定為其他形式的分布，但對最終的估計結果沒有實質性的影響，具體參見Kumbhakar和Lovell（2000） 的研究。

③詳細推導見Kumbhakar和Parmeter（2009）。

④在變量的確定中，董事會規(guī)模與董事長和行長兩職分離變量也是影響高管薪酬的重要因素，但董事會規(guī)模變量與銀行規(guī)模變量存在嚴重的共線性，而所有銀行都出現(xiàn)董事長沒有兼任行長情況，最終導致該變量在回歸的時候被“省略”掉。綜合考慮，我們最終選擇了文中的6個變量。

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Abstract：This paper establishes a Two-tiered Stochastic Frontier Model，estimates and analysis the equitable proportion of executive compensation in china's listed banks.The result shows that：bank executives and directors have important influence on executive compensation decisions，but bank executives almost have absolute influence relative to the director. Eventually，the actual executive compensation pay 24.20% higher than a equilibrium level，and this situation existed every year. Different banks can cause different degree of in equitable proportion. On average，joint-stock commercial bank and city commercial banks is 25.12%，state-owned commercial bank is 22.13%.

Key Words：listed banks，executive compensation，reasonable level，Two-tiered Stochastic Frontier Modelendprint