馬玉霜

（塔里木大學經(jīng)濟與管理學院，新疆 阿拉爾 843300）

0 引言

高管激勵問題一直是企業(yè)管理中的一項難題，近年來，中國市場經(jīng)濟國際化進一步發(fā)展，企業(yè)中的股權持有者也因高管激勵因素逐漸退出企業(yè)管理層，其退出將會導致企業(yè)績效降低。隨著經(jīng)濟的發(fā)展，人均GDP 不斷增加，國民生活質量的需求日益提高，畜牧業(yè)產(chǎn)品的需求量不斷增加。畜牧業(yè)總產(chǎn)值由1978年的209.3 億元提升到2016年的28 956.3億元，占農業(yè)類總產(chǎn)值的比例由15.0%上升為28.3%，這說明畜牧業(yè)的發(fā)展在滿足人們對畜牧產(chǎn)品需求之際也促進了農業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展[1]。但也存在著阻礙畜牧業(yè)上市公司企業(yè)績效發(fā)展的因素，畜牧業(yè)上市公司股權持有者也同樣因高管激勵因素逐漸退出，這必將會導致企業(yè)績效有所降低?；诖?，為更好發(fā)展畜牧業(yè)上市公司的經(jīng)濟效益，研究畜牧業(yè)上市公司的高管激勵與企業(yè)績效之間的相關性勢在必行。對解決畜牧業(yè)上市公司高管激勵對企業(yè)績效的影響具有重要的現(xiàn)實意義。

國外相關學者認為，高層管理激勵和企業(yè)績效之間的相關度低。委托代理理論認為，要使經(jīng)理人和委托人的目標相一致，那就必須在一定程度上給予經(jīng)理人一定的激勵。通過對美國企業(yè)經(jīng)理人的企業(yè)業(yè)績研究可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)經(jīng)理人與企業(yè)業(yè)績之間呈正相關關系[2]。Kevin（2011）選取2006—2009年280家美國上市公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)高管貨幣薪酬對企業(yè)績效影響明顯，并認為公司規(guī)模對高管薪酬水平起著最顯著的作用。Conyon（2011）、Elizabeth（2011）、Krauter（2012）通過研究發(fā)現(xiàn)兩者間存在顯著相關關系[3-4]。國內相關學者通過實證分析認為，中國上市公司高管薪酬和企業(yè)績效之間的相關性不顯著，但高管薪酬與公司規(guī)模之間存在著正相關的關系。畢艷杰（2009）、吳育輝（2010）、畢欣（2011）、劉紹娓、 陳超凡（2012） 利用時間序列數(shù)據(jù)，李繼偉（2013） 從終極產(chǎn)權理論出發(fā)，張瑞君、 李小榮等（2013）將“風險承擔”作為中介等就這兩者之間的關聯(lián)性進行了大量的實證研究，結果證明，貨幣薪酬激勵有助于激發(fā)高管工作積極性，提高其抗風險能力，增加其低效率工作的機會成本，促使其努力提升管理水平，進而對企業(yè)績效產(chǎn)生正向影響[5-8]。

綜上所述，國內外學者在高管激勵和企業(yè)績效之間的相關性研究并沒有得到一致的結論。早期研究表明，高管激勵與企業(yè)績效之間呈不相關，隨著社會經(jīng)濟的不斷發(fā)展，國內薪酬制度的不斷完善，發(fā)現(xiàn)高管激勵與企業(yè)績效之間存在相關性關系。僅因經(jīng)濟發(fā)展不同造成的研究結論截然不同，但在后期得出了相一致的結論。畜牧業(yè)在相關學者所研究的行業(yè)領域中屬于研究較少的行業(yè)，所以本文選擇畜牧行業(yè)作為研究對象，研究其高管激勵和企業(yè)績效之間相關性關系。

1 研究假設

高層管理者在管理企業(yè)時應當注重兩權問題。如果公司高管人員持有該公司的股份，他們不僅是企業(yè)的管理者更是企業(yè)的所有者，既享有經(jīng)營權，又享有所有權，把高管的個人利益與企業(yè)之間的利益緊密聯(lián)合起來，調動企業(yè)管理者的積極性，保證了二者利益的一致性，從而可以更好的實現(xiàn)企業(yè)利益最大化。Jerry Sun、Steven Cahan 和David Emanuel（2009） 都認為高管持有公司適當比例股票期權，可以增加公司未來業(yè)績。Roger 和Schatt（2016）研究發(fā)現(xiàn)，高管持股比例越高，高管對企業(yè)的控制力越強，當監(jiān)督機制不夠完善時，股權激勵可能為高管自利行為提供條件，從而影響企業(yè)發(fā)展[9]。因此，提出如下假設：

假設1： 高管持股比例與企業(yè)績效之間呈正相關關系。

企業(yè)的股東和企業(yè)的經(jīng)營管理者都是理性的經(jīng)濟人，都會追求自身利益最大化，當兩者出現(xiàn)信息不對稱時，股東為了減少道德風險和逆向選擇，顯性代理成本就會增加，顯性代理成本中最主要的就是高管貨幣薪酬。Neslihan Ozkan（2011）選擇1999—2005年390 家英國非金融企業(yè)的數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)高管貨幣薪酬與公司績效相關性微弱。王鑫（2012）、劉繼紅（2013）選取制造業(yè)上市公司作為研究對象，劉紹娓、萬大艷（2013）采用主成分分析方法、李維安等（2014）從薪酬辯護行為角度出發(fā)探究二者之間的關系，均發(fā)現(xiàn)高管貨幣薪酬對企業(yè)績效有積極的促進作[10-13]因此，提出如下假設：

假設2： 高管貨幣性薪酬與企業(yè)績效之間呈正相關關系。

由于兩權分離不僅會使代理人的經(jīng)營積極性降低，還會增加經(jīng)營成本，經(jīng)營成本主要有顯性代理成本和隱性代理成本。顯性代理成本主要是指一些必要開支，顯而易見的成本，主要有管理者工資獎金、住房、辦公設備等成本。隱性代理成本主要是管理者的一些灰色收入、奢侈消費等。所以高管在職消費越多，成本就會增多，企業(yè)績效有可能會下降。因此，提出如下假設：

假設3： 高管在職消費與企業(yè)績效之間呈負相關關系。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取的樣本數(shù)據(jù)來源于滬深兩市2012—2017年A 股畜牧業(yè)上市公司，剔除ST 股、*ST 股以及因上市年度不同所存在的一些缺失值和異常值的公司，經(jīng)過篩選，在畜牧業(yè)上市公司選出了14 家企業(yè)，最終獲得了70 個樣本。其中研究的指標數(shù)據(jù)源自于國泰安金融數(shù)據(jù)庫。運用Excel 軟件對所選的數(shù)據(jù)進行初步整理后，采用SPSS21.0 軟件進行實證分析。

2.2 變量定義

表1 變量選取和說明

企業(yè)績效評價指標中最常用的是凈資產(chǎn)收益率和公司每股收益。每股收益能明顯的反映出一個企業(yè)的收益情況，此外，凈資產(chǎn)收益率能夠完整的反映一個公司的全部資產(chǎn)收益能力，更能反映公司管理層在運營公司資產(chǎn)方面的能力情況。因此，選擇每股收益和凈資產(chǎn)收益率做為衡量公司績效的指標。

解釋變量選用高管持股比例、 高管貨幣薪酬、高管在職消費三個指標?？紤]到一個企業(yè)的公司規(guī)模、行業(yè)特征和它的資本構成結構對公司績效的影響，借鑒了前者相關研究成果的參考文獻，在此基礎上，選用公司規(guī)模和資產(chǎn)負債率這兩個指標做為控制變量。變量選取及說明見表1。

2.3 模型構建

為檢驗畜牧業(yè)上市公司高管薪酬對企業(yè)績效的影響，采用多元線性回歸的方法，設定模型如下：

式中：α為常數(shù)項；βi 為回歸系數(shù)；i=1，2，3…n；ξ為隨機干擾項。

3 數(shù)據(jù)結果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表2 描述性統(tǒng)計分析

由表2 可知： 分析5年畜牧業(yè)上市公司管理層的年度報酬及股權激勵基本情況，高管持股比例極小值為0.000，極大值為3.128，均值為0.192，可知我國畜牧業(yè)上市公司高管持股比例較低； 高管薪酬的高管前三名自然對數(shù)極小值為0.012，極大值為16.013，均值為13.207；企業(yè)績效凈資產(chǎn)收益率極小值為-1.256，低至負數(shù)，表明企業(yè)收益較低，盈利能力弱，極大值為0.410，均值為0.006。

3.2 相關性分析

結合本文研究內容，選取以下相關變量進行相關性檢驗分析，用于檢測所選取的各個變量之間是否存在多重共線性問題，如表3 所示。

由表3 可知，高管在職消費與企業(yè)績效資產(chǎn)凈利率之間存在顯著負相關，與之前提出的假設3 一致，其顯著性系數(shù)為0.928； 高管在職消費與企業(yè)績效每股收益之間在5%的水平上呈顯著負相關，其顯著性系數(shù)為0.501，公司高管前三名自然對數(shù)與每股收益呈顯著負相關，相關性系數(shù)為0.801；總資產(chǎn)自然對數(shù)在5%的水平下，與資產(chǎn)收益率呈不顯著負相關；研究指標變量之間的相關性分析的系數(shù)均在0.95 以下，可知這7 個指標變量之間不存在多重共線性問題。

表3 相關系數(shù)檢驗結果

由表4 可知，容差均≥0.1，膨脹因子＜10，得出各自變量之間不存在某種共線性問題，不會影響后面進行回歸結果分析的準確性。結合相關性關系，檢驗表3 可知各解釋變量之間相關性較強，可以繼續(xù)進行相關性分析。

表4 共線性結果

表5 高管薪酬對凈資產(chǎn)收益率的回歸模型匯總

3.3 多元線性回歸分析

表6 模型方差估計

表7 高管薪酬對凈資產(chǎn)收益率的回歸結果

由表5、表6 可知：模型的R2和調整后的R2分別為0.738 和0.845，sig.的系數(shù)為0.023，R2為0.738，表明擬合效果較好；sig.＜0.05，表明高管薪酬可以有效預測被解釋變量公司資產(chǎn)凈收益的變異，模型的擬合效果處于理想狀態(tài)；F 值為6.445，表明至少有一個解釋變量能夠有效預測被解釋變量。因此，所選取的樣本能夠很好的解釋本文構建的回歸模型。

由表7 可知：高管持股比例相關性系數(shù)為0.009，表明高管薪酬與凈資產(chǎn)收益率呈正相關關系，驗證假設1；高管前三名自然對數(shù)相關性系數(shù)為0.006，表明高管薪酬與凈資產(chǎn)收益率呈正相關關系，與假設1 相符；高管在職消費比例相關性系數(shù)為-0.021，呈負相關，驗證假設3；資產(chǎn)負債率相關性系數(shù)為-0.346，當控制其他變量不變的情況下，資產(chǎn)負債率每增加1，公司的企業(yè)績效將減少0.346，呈現(xiàn)出負相關關系，從負向產(chǎn)生了較為明顯的激勵效應。

表8 高管薪酬對每股收益的回歸模型匯總

表9 模型方差估計

由表8、表9 可知：模型的R2和調整后的R2分別為0.852 和0.745，sig.的系數(shù)為0.002，sig.＜0.05，表明顯著性較強；R2為0.852，表示模型與選取樣本的擬合程度較強；調整后的R2為0.745，表明解釋變量高管薪酬能效預測被解釋變量每股收益的變異，說明模型擬合效果處于理想狀態(tài)；F 值為6.445，表明所設定自變量中至少有一個解釋變量能夠有效預測到模型中的被解釋變量。由此可得，建立的回歸模型非常顯著，符合F 檢驗的標準，可以繼續(xù)以下的研究分析。

表10 高管薪酬對每股收益的回歸結果

由表10 可知，高管在職消費比例相關性系數(shù)為-0.014，表明高管激勵和企業(yè)績效呈負相關；資產(chǎn)負債率系數(shù)為-1.167，表明資產(chǎn)負債率與公司企業(yè)績效之間呈負相關。高管持股比例相關性系數(shù)為0.163，表明高管薪酬與每股收益呈正相關，驗證假設1，高管前三名自然對數(shù)相關性系數(shù)為0.006，呈正向相關關系，表明高管薪酬與每股收益之間呈正相關，驗證假設2。高管在職的消費比例相關性系數(shù)為-0.014，呈負相關，驗證假設3。

4 結論與建議

4.1 結論

（1）我國畜牧業(yè)上市公司高管薪酬、高管持股比例與企業(yè)績效之間存在著明顯的正相關。企業(yè)應建立合理的高管激勵制度，以改善和提升企業(yè)績效。（2） 高管在職消費和企業(yè)績效之間呈負相關且相關程度不顯著，應構建系統(tǒng)的管理監(jiān)督機制，減少高管隱性成本。（3）企業(yè)規(guī)模和企業(yè)績效之間呈正相關，對企業(yè)績效有顯著的正向激勵效應。

4.2 建議

（1）企業(yè)應該構建多元化薪酬激勵機制，我國畜牧業(yè)上市公司僅有部分企業(yè)建立了短期與長期激勵相結合、 隱性與顯性激勵相結合的薪酬激勵管理機制，應該盡快著手完善畜牧業(yè)上市公司高管薪酬制度和結構。（2）建立合理有效的股權激勵制度，發(fā)揮股權激勵方案在實施過程中的正向引導作用。建立良好的股權激勵制度，能夠促使高管從股東角度出發(fā)切實考慮價值利益，對企業(yè)進行行之有效的經(jīng)營管理，并做出科學的經(jīng)營管理決策，從而進一步提高企業(yè)高管在企業(yè)中的職業(yè)績效，實現(xiàn)其價值和利潤最大化。（3）政府應給出相關有效的政策來應對高管在職消費的負向效應，并且要加強規(guī)范我國畜牧業(yè)上市公司的信息披露等一些行為，從而對高管在職消費行為加強監(jiān)督管理，并且要規(guī)范化合理化，以此來增強高管在職消費的透明度，實行在陽光下行走。（4）畜牧業(yè)上市公司還應該去完善公司治理，不斷加強對高層管理人員行為的監(jiān)督力度，做到時刻透明化，適當壓縮高管進行一些相關、不合理的在職消費空間，適度的減少資產(chǎn)負債率比率，減輕企業(yè)資金成本對企業(yè)利潤之間的影響，方便于提高企業(yè)績效。