劉平

摘要：本文以2017—2019年的A股制造類上市公司數(shù)據(jù)為樣本，對高管薪酬、高管持有股份比例、公司績效的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證性研究，結(jié)果表明：高管薪酬與公司績效成正相關(guān)關(guān)系，高管持股比例和公司績效成正相關(guān)關(guān)系，高管薪酬激勵和股權(quán)激勵在非國有企業(yè)實(shí)施效果都比國有企業(yè)好。

關(guān)鍵詞：高管薪酬;高管持有股份比例;公司績效

一、引言

由于企業(yè)實(shí)行經(jīng)營權(quán)和所有權(quán)分離的委托代理制度，實(shí)際為公司創(chuàng)造價值的公司管理者，并不是公司績效利益的直接獲得者;而公司所有者才是直接受益人。有鑒于此，最有效果的方法就是進(jìn)行高管激勵，因?yàn)楦呒壒芾碚邔τ诠镜母鞣N項(xiàng)目計劃有最高決策權(quán)，對高管進(jìn)行一定程度的激勵可以激發(fā)其工作熱情度，提高工作效率和工作質(zhì)量，從而提高公司績效。

二、研究假設(shè)和模型

（一）研究假設(shè)

根據(jù)最優(yōu)契約理論，委托—代理理論以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：公司高管的薪酬與公司的績效成正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)2：高管持股比例和公司績效成正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)3a：高管薪酬激勵在非國有企業(yè)實(shí)施效果比國有企業(yè)好。

假設(shè)3b：高管持股比例在非國有企業(yè)實(shí)施效果比國有企業(yè)好。

（二）研究設(shè)計

本文采用2017—2019年中國上市制造企業(yè)A股數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，通過Excel進(jìn)行數(shù)據(jù)分類和整理，采用SPSS 21.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。為確保數(shù)據(jù)有效性和準(zhǔn)確性，本研究對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了二次篩選，剔除了金融保險類數(shù)據(jù)、ST、ST* 類等虧損公司數(shù)據(jù)及樣本數(shù)據(jù)缺失值，總計獲得有效數(shù)據(jù)432個。

被解釋變量：公司的績效。采取ROA值，即會計學(xué)中的資產(chǎn)回報率來反映公司的績效水平。

解釋變量：高管薪酬和高管持股比例，分別用英文PAY（取前三名高管薪酬總額的自然對數(shù)）、HOLD（高管所持股份比例之和）表示。

控制變量：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)OWN（國有企業(yè)為0，非國有企業(yè)為1）、資產(chǎn)負(fù)債率LEV=總負(fù)債/總資產(chǎn)、公司營運(yùn)能力TATO（總資產(chǎn)增長率）、公司規(guī)模SIZE（公司年末總資產(chǎn)取自然對數(shù)）作為控制變量。

（三）模型建立

為檢驗(yàn)假設(shè)1，建立模型1：

為檢驗(yàn)假設(shè)2，建立模型2：

對于假設(shè)3a和3b，將對模型1、模型2分為國企和非國企兩種產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行樣本檢驗(yàn)分析。其中，β0為常量，β1、β2、β3、β4為方程的回歸系數(shù)，ε為模型的殘差。

三、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文采用SPSS 21.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述統(tǒng)計，統(tǒng)計得出不同變量的極大值、極小值、均值和標(biāo)準(zhǔn)差，制作得出表1。

從被解釋變量來看，制造類上市公司總資產(chǎn)收益率均值為5.38%，最大值28.32%，最小值為為-56.15%，兩者差異極大。

從解釋變量來看，高管薪酬均值為6.3，最大值為7.29，最小值為5.48，差異為1.81，相差較小，說明高管薪酬差異不大;高管所持比例均值為13.48%，最大值為75.18%，最小值為0，說明部分制造類上市公司未選擇高管股權(quán)激勵。

從控制變量來看，樣本公司資產(chǎn)負(fù)債率均值為38.45%，最大值為122.94%，最小值為6.28%，財務(wù)杠桿發(fā)揮著重要作用，但資產(chǎn)負(fù)債率差異極大、財務(wù)風(fēng)險差距極大;樣本公司產(chǎn)權(quán)均值為0.87，非國有企業(yè)占樣本的87%;公司總資產(chǎn)增長率均值為16.59%，最大值為211.30%，最小值為-45.97%，不同公司成長能力差距較大;樣本公司規(guī)模均值為9.61，最大值為11.54，最小值為8.63，差值不大，規(guī)模差異較小。

（二）相關(guān)性分析

從表2可以看出，高管薪酬和公司績效的相關(guān)系數(shù)為0.204，二者在1%的水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)，初步得出假設(shè)1成立。高管所持股比例大小和公司績效的相關(guān)系數(shù)為0.105，二者在5%的水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)，初步得出假設(shè)2成立。從控制變量上來看，資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效的相關(guān)系數(shù)為-0.319，說明資產(chǎn)負(fù)債率與績效在1%的水平（雙側(cè)）上顯著負(fù)相關(guān);公司規(guī)模與公司績效之間的相關(guān)系數(shù)為0.087，未有顯著相關(guān)關(guān)系;公司總資產(chǎn)增長率與公司績效之間的相關(guān)系數(shù)為0.175，且在5%水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)。從各控制變量之間相關(guān)系數(shù)來看，兩兩之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，變量之間線性相關(guān)較小，控制變量之間不存在多重共線性問題，不會影響回歸，兩個模型設(shè)置合理。

（三）回歸分析

從表3可知模型1的回歸結(jié)果，高管薪酬與公司績效的回歸系數(shù)為0.121>0，P=0.012<0.05，這說明高管薪酬與公司績效成正相關(guān)，且在5%的置信水平上顯著，假設(shè)1成立。從表4可知模型2的回歸結(jié)果，高管持有公司股份比例與公司績效的回歸系數(shù)為0.119>0，P=0.011<0.05，這說明高管持有公司股份比例與公司績效成正相關(guān)，且在5%的置信水平上顯著，假設(shè)2成立。

根據(jù)表5數(shù)據(jù)可知，高管薪酬與公司績效的回歸系數(shù)為-0.008<0，P=0.952>0.05，說明國企高管薪酬與公司業(yè)績成負(fù)相關(guān)，但不顯著;非國企高管薪酬與公司績效的回歸系數(shù)為0.102>0，P=0.048<0.05，非國企高管薪酬與公司績效成正相關(guān)，且在5%的置信水平上顯著。即高管薪酬激勵在非國企中實(shí)施效果比國企要好，假設(shè)3a成立。

國企高管持股比例與公司績效的回歸系數(shù)為0.002>0，P=0.987>0.05，說明國企高管的持股比例與公司業(yè)績成正相關(guān)，但不顯著;非國企高管的持股比例與公司績效的回歸系數(shù)為0.124>0，P=0.015<0.05，說明非國企高管持股比例與公司績效成正相關(guān)，且在5%的置信水平上顯著，假設(shè)3b成立。說明在國企中實(shí)施提高高管股權(quán)的激勵方案有效，但沒有非國企明顯。

四、結(jié)語

本文通過對2017—2019年的A股制造類上市企業(yè)進(jìn)行了實(shí)證研究，研究了公司高管薪酬、高管所持股權(quán)比例和公司績效之間的關(guān)系，認(rèn)為公司高管的薪酬與公司的績效成正相關(guān)關(guān)系，高管持股比例和公司績效成正相關(guān)關(guān)系，高管薪酬激勵和股權(quán)激勵在非國有企業(yè)實(shí)施效果都比國有企業(yè)好。同時要注意高管激勵過度可能會帶來的內(nèi)部腐敗和獨(dú)裁，完善高管監(jiān)督機(jī)制、注意股權(quán)分配，防止某一高管持有股份比例過高的情況發(fā)生;國有企業(yè)應(yīng)參考非國有企業(yè)，建立更合理的薪酬體系;非國有角度要防止股權(quán)過于集中，適當(dāng)減少家族企業(yè)中家族成員股東的總持股比例，將股權(quán)分散到更多高管的手中。

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作者簡介：劉 平（1970—），女，四川樂至人，副教授，碩士，主要從事財務(wù)與投資研究。