馮璟祎 重慶大學(xué)經(jīng)濟與工商管理學(xué)院

一、引言

農(nóng)業(yè)是發(fā)展之基，經(jīng)濟之本。從2004年至2020年，中央一號文件已連續(xù)17年強調(diào)“三農(nóng)”問題，可見中央高度重視農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，將解決“三農(nóng)”問題放在了首要位置。隨著農(nóng)業(yè)企業(yè)的成長，先進的管理技術(shù)逐漸被引入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，農(nóng)業(yè)上市公司作為領(lǐng)頭羊，有利于農(nóng)業(yè)與市場經(jīng)濟接軌，影響著“三農(nóng)”政策的實施和國民經(jīng)濟的發(fā)展。

隨著現(xiàn)代企業(yè)兩權(quán)分離，股東和高管層產(chǎn)生了委托代理關(guān)系。在信息不對稱的情況下，委托代理問題愈演愈烈，如何使得兩者利益趨同成為上市公司面臨的重大難題之一，高管激勵機制也因此逐漸受到重視，越來越多的學(xué)者開始從上市公司層面研究高管激勵的作用，然而行業(yè)的特征差異對高管激勵與公司經(jīng)營績效之間的關(guān)系有顯著影響，但學(xué)術(shù)界針對農(nóng)業(yè)這一特殊行業(yè)的探討還較少。

由于農(nóng)業(yè)的特殊性，農(nóng)業(yè)上市公司呈現(xiàn)出國有股一股獨大的局面，隨著股權(quán)分置改革的升華，該局面有所緩解，第二類代理矛盾降低，但股東與管理層利益沖突仍很大程度上制約著農(nóng)業(yè)上市公司的發(fā)展。因此，有必要從代理成本的角度對農(nóng)業(yè)上市公司進行分析，而降低代理成本的有效方法之一就是高管激勵。因此本文將農(nóng)業(yè)上市公司作為對象，加入晉升激勵強度指標，研究高管激勵對公司經(jīng)營績效的影響。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）高管貨幣薪酬水平與經(jīng)營績效

根據(jù)Jensen和Meckling委托代理理論，為了降低委托代理成本，薪酬契約由此產(chǎn)生。契約使得高管的薪酬水平與工作業(yè)績掛鉤，從而減少了高管逆向選擇帶來的代理成本。邱茜（2011）從整個上市公司層面分析，發(fā)現(xiàn)當(dāng)高管薪酬較高時其活動更偏好于企業(yè)創(chuàng)新，同時這也有利于改變高管對風(fēng)險的態(tài)度[3]。此外，薪酬與績效的有效結(jié)合，能夠激發(fā)高管更多的工作熱情，減少其偷懶和搭便車的行為。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：高管貨幣薪酬水平與公司績效呈正相關(guān)關(guān)系

（二）高管持股比例與經(jīng)營績效

貨幣薪酬激勵能夠促進高管為公司帶來迅速的收益，但不能完全避免視短行為，而股權(quán)激勵恰能解決這個問題。宗文龍等(2013)發(fā)現(xiàn)在控制經(jīng)營業(yè)績等因素的情況下，實施股權(quán)激勵減少了公司高管更換的概率[4]。利益趨同假說認為管理層持股能夠促使其重視公司長遠發(fā)展，利于管理層與股東目標趨于一致，從而降低委托代理成本。而壕溝防御效應(yīng)表示，當(dāng)管理者持股達到一定程度后，他們作為公司的大股東很可能會濫用職權(quán)，加劇雙重代理沖突，因此部分學(xué)者認為股權(quán)激勵與績效呈倒U型關(guān)系。但以往的研究多是針對A股上市公司或房地產(chǎn)等發(fā)展歷程較久、規(guī)模較大的行業(yè)，而未具體結(jié)合農(nóng)業(yè)的情況。由于農(nóng)業(yè)上市公司起步晚、發(fā)展緩慢，高管持股水平較低，“零持股”現(xiàn)象較嚴重，股權(quán)激勵往往處于正向激勵階段，激勵效果普遍是區(qū)間效應(yīng)。綜上，本文基于利益趨同假說考慮，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：高管持股比例與公司績效呈正相關(guān)關(guān)系

（三）晉升激勵強度與經(jīng)營績效

Gibbons和Murphy（1990）表明為避免高管偷懶和搭便車行為的發(fā)生，企業(yè)可以采用晉升激勵，使高管得到更高職位和薪酬。Lazear和Rosen提出的錦標賽理論認為當(dāng)高管之間的工資增長與晉升相關(guān)時，會提高晉升級別以下的員工積極性。根據(jù)公平理論，合理的晉升帶來公平的薪酬差距，對高管的行為產(chǎn)生正向的影響。晉升帶來的薪酬差距越大，晉升激勵越強，高管的工作積極性越高，那么企業(yè)的業(yè)績也會得到提高。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：晉升激勵強度與公司績效呈正相關(guān)關(guān)系

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)收集

本文以證監(jiān)會2012版行業(yè)分類中屬農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的農(nóng)業(yè)上市公司面板數(shù)據(jù)為研究樣本，通過國泰安數(shù)據(jù)庫、公司財務(wù)報表，對2012-2016年數(shù)據(jù)進行收集，并用Excel、stata進行數(shù)據(jù)處理，研究農(nóng)業(yè)上市公司高管激勵對經(jīng)營績效的影響。為了保證數(shù)據(jù)的有效性和準確性，本文剔除了ST、PT公司以及數(shù)據(jù)不全的公司。所有數(shù)據(jù)均來源于合并財務(wù)報表。

（二）變量設(shè)計

1.被解釋變量

本文選取總資產(chǎn)收益率（ROA）作為經(jīng)營績效衡量指標，因為它能較好地反映全部資產(chǎn)的綜合利用能力和企業(yè)的競爭實力。

2.解釋變量

（1）高管貨幣薪酬水平（LP）。對于貨幣薪酬的衡量，部分學(xué)者采用CEO薪酬或高管薪酬總額作為指標，但由于農(nóng)業(yè)上市公司CEO與其余高管薪酬差距較大，僅選取CEO薪酬不具代表性，此外因為部分公司年報只披露前三名高管的總薪酬，考慮到數(shù)據(jù)的正常性和正態(tài)分布問題，采用前三名高管薪酬總額的自然對數(shù)來衡量。

（2）高管持股比例（MSR）。本文選用高管持股數(shù)比例來衡量股權(quán)激勵的程度。雖然部分學(xué)者選擇股權(quán)激勵計劃里高管的持股量和其公開持有的上市公司股票來衡量股權(quán)激勵水平，但是采取股權(quán)激勵計劃的公司不多，且激勵計劃中股權(quán)有些具有限售期，這會給激勵效果帶來時效性。

（3）晉升激勵強度（PG）。晉升意味著收益的增加，其中最直觀的表現(xiàn)為薪酬貨幣收入。因此，本文參考廖理（2009）、Kato and Long（2011）等人的觀點，用晉升前后兩個層級的高管薪酬差距來衡量晉升激勵強度，這里的層級主要考慮企業(yè)非CEO高管到CEO(即總經(jīng)理)，將總經(jīng)理定義為第一層級，剩下的高管為第二層級，采用總經(jīng)理薪酬與他之外前兩位核心高管的平均薪酬之差的自然對數(shù)來衡量。

3.控制變量

（1）公司規(guī)模（SIZE）。企業(yè)的規(guī)模大小會影響盈利能力。由于農(nóng)業(yè)上市公司屬于勞動密集型企業(yè)，考慮到指標變動情況，本文采用總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量。

（2）股權(quán)集中度（OC5）。股權(quán)越集中的企業(yè)，高管的行為越易受到大股東權(quán)利的限制，從而影響經(jīng)營業(yè)績。本文使用前五大股東持股比例之和表示股權(quán)集中度。

表1 變量選取情況

4.模型設(shè)計

由相關(guān)性結(jié)果，本文建立多元線性回歸方程。設(shè)計出如下模型：

四、實證分析

（一）相關(guān)性分析

高管貨幣薪酬水平的相關(guān)系數(shù)為0.4339，初步得出與總資產(chǎn)報酬率正相關(guān)，與假設(shè)一吻合；高管持股比例相關(guān)系數(shù)為0.1832，表明高管持股比例正向影響總資產(chǎn)報酬率，與假設(shè)二一致；晉升激勵強度相關(guān)系數(shù)為0.4216，與被解釋變量呈正相關(guān)關(guān)系，初步印證了假設(shè)三。以上解釋變量相關(guān)性均較為明顯，但高管貨幣薪酬水平與晉升激勵強度相關(guān)性較高，不排除有多重共線性的可能，因此還需進行回歸分析和相關(guān)檢驗。

表2 變量之間的相關(guān)分析

（二）描述性統(tǒng)計分析

由表3可知，總資產(chǎn)收益率ROA平均值0.02，最小值-0.64，最大值0.30，部分農(nóng)業(yè)上市公司的盈利能力較差，抗風(fēng)險能力弱；高管貨幣薪酬水平均值為14.01，范圍為11.42-16.27，波動較大，不同公司貨幣薪酬政策強度差距較大；高管持股比例最小值0，最大值0.61，平均值0.12，可見高管持股總體水平偏低，“零持股”現(xiàn)象較為嚴重，部分公司未實施股權(quán)激勵政策；高管晉升激勵強度均值為11.10，變動范圍7.06―15.43，不同公司對晉升的重視程度相差較大；總資產(chǎn)對數(shù)的平均值為21.59，最小值19.32，最大值24.45；前五大股東持股比例總和均值為49.3，中位數(shù)50.82，可見農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)相對集中。

表3 描述性統(tǒng)計分析

（三）Hausman檢驗

對模型進行原假設(shè)：采用隨機效應(yīng)模型，備擇假設(shè)：采用固定效應(yīng)模型。

通過Hausman檢驗，可以得出：上述模型的卡方值為27.45，其對應(yīng)的P值為0.0000，遠遠小于0.05，說明模型在5%的顯著性水平下顯著，通過檢驗，故拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型。

表4 Hausman檢驗

（四）F檢驗

為了進一步說明采用固定效應(yīng)更好，本文將對模型進行F檢驗：原假設(shè)為采用混合效應(yīng)模型，備選假設(shè)為采用固定效應(yīng)模型，建立F統(tǒng)計量，并對模型分別作混合效應(yīng)回歸和固定效應(yīng)回歸。經(jīng)過計算，得出F統(tǒng)計量的值為3.79，對應(yīng)P值為0.0000，通過了5%的顯著性水平，因此拒絕原假設(shè)，接受備選假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型。

表5 F檢驗

（五）多重共線性檢驗

方差膨脹因子VIFj值明顯小于10，說明變量之間不存在多重共線性，可以進行下一步的回歸分析。

表8 多重共線性檢驗

（六）多元回歸分析

擬合優(yōu)度檢驗：模型R2為0.3369，調(diào)整后的R2為0.3193，表明該回歸方程能解釋被解釋變量30%以上的變動。

F檢驗：在給定5%的顯著性水平下，自由度為(K-1，N-K)的臨界值F0.05(4，190)=2.419，而回歸分析的F值為19.2 ＞臨界值2.419，此時拒絕原假設(shè)，說明回歸方程顯著。

T 檢驗：在給定顯著性水平α=0.0 5 下，得出臨界值ta/2(n-k)=1.973，由此可知，所有變量對應(yīng)t統(tǒng)計量的絕對值分別為2.00、2.12、4.69、4.07、3.13、6.23，均大于臨界值，變量對應(yīng)的P值均小于0.05，方程顯著。

表9 回歸分析

五、結(jié)論及建議

（一）高管貨幣薪酬激勵

實證結(jié)果表明，高管貨幣薪酬水平會正向影響企業(yè)的經(jīng)營績效，兩者的相關(guān)程度為43.39%。高管薪酬激勵能夠促使高管把自身利益和企業(yè)整體利益結(jié)合起來，努力提高業(yè)績質(zhì)量。目前來看不同農(nóng)業(yè)上市公司之間高管薪酬激勵水平差異較大，仍存在許多薪酬激勵強度不足的公司。農(nóng)業(yè)上市公司有必要優(yōu)化高管薪酬體系，通過加強高管薪酬透明化程度、明確薪酬和績效考核辦法、適當(dāng)調(diào)整薪酬結(jié)構(gòu)，提高績效工資比重、豐富薪酬激勵內(nèi)容等方式建立健全高管激勵機制。

（二）高管股權(quán)激勵

農(nóng)業(yè)上市公司高管持股比例對經(jīng)營績效有著的正向激勵的作用。高管股權(quán)激勵是緩解股東和經(jīng)營者矛盾的重要措施之一。農(nóng)業(yè)上市公司需要將股權(quán)長期激勵與貨幣薪酬短期激勵有效結(jié)合，共同發(fā)揮積極作用。一方面應(yīng)優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)。通過降低股權(quán)集中度，起到股權(quán)制衡的作用，以保障高管股權(quán)激勵實施效果，如向社會公眾增發(fā)股票，提高公眾持股比重；另一方面，應(yīng)完善股權(quán)激勵方案，增加高管持股比例。在設(shè)計激勵方案時，要多考慮將高管利益和公司戰(zhàn)略目標趨于一致，將多種類型的股票相結(jié)合的方式進行激勵。

（三）晉升激勵

農(nóng)業(yè)上市公司高管晉升激勵強度與經(jīng)營績效正相關(guān)。研究結(jié)果表明加大晉升激勵強度，對企業(yè)經(jīng)營績效的提高有促進作用，其中增加高管之間的薪酬差距是加大晉升強度的有效方法，證明了錦標賽理論同樣適用于我國農(nóng)業(yè)上市公司?？梢娭贫ㄍ该鞯臅x升機制十分必要，一方面，應(yīng)當(dāng)合理加大薪酬差距，讓高管感受到職位差異的同時又不失晉升的動力；另一方面，設(shè)計明確、有針對性的晉升考核方案，比如對年輕的高管，提高其晉升機會、采用較高強度的晉升激勵，而針對高齡高管，晉升對他們的吸引力不如薪酬、股權(quán)，晉升激勵比重可以適當(dāng)降低，從而增強晉升激勵的效果。