中国上市公司高管薪酬激励效果研究.pdf

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2011/05总第409期商业研究COMMERCIALRESEARCH文章编号:

1001-148X（2011）05-0072-06中国上市公司高管薪酬激励效果研究宋常,赵懿清（中国人民大学商学院,北京100872）摘要:

已有研究表明薪酬激励与经营绩效、盈余管理均存在正相关关系,本文将这种同向变动的关系称为在薪酬激励的影响下两者具有联动效应。

用Cornetta、Marcusb&Tehranian（2008）的研究方法,对2003-2008年中国上市公司数据进行实证检验,本文探讨在经营绩效和盈余管理联动视角下的高管薪酬激励的效果,研究发现薪酬激励对公司经营业绩的正向影响,全部来自于薪酬契约假设下的盈余管理;管理者年龄越低,越有利于从本质上提升企业经营绩效;审计委员会通过对会计信息质量的监督,间接地影响企业业绩;机构投资者的存在对公司绩效提升具有显著促进作用。

关键词:

高管薪酬激励;经营绩效;盈余管理中图分类号:

F27514文献标识码:

B收稿日期:

2010-12-30作者简介:

宋常（1965-）,男,安徽舒城人,中国人民大学商学院教授,博士生导师,研究方向:

财务理论、审计理论;赵懿清（1982-）,女,山西大同人,中国人民大学商学院博士研究生,研究方向:

盈余管理、高管激励。

一、引言高管激励一直以来都是实务界和学术界关注的焦点。

众所周知,中国股权激励较少,特别是国有控股上市公司高管持股比例普遍偏低甚至/零持股0。

自2008年金融危机以来,中国资本市场走低,已有股权难以行权,使得本已/步履维艰0的股权激励更是/雪上加霜0。

此外,中国上市公司高管人员报酬结构不合理,形式相对单一。

在缺乏长效激励机制背景下,货币激励也存在诸多缺陷,因此探明高管薪酬的激励效果,探索更为合理的高管激励手段和措施对提高上市公司经营绩效具有重要意义。

对高管激励效果的研究可以归纳为两个主要方向:

一是直接验证高管薪酬激励与企业绩效之间的关系从而验证高管薪酬激励的效果（魏刚,2000;杨青、高铭和Besmi,2009）;其二是通过验证高管薪酬与盈余管理的关系间接证实高管薪酬激励的无效性（王克敏和王志超,2007）。

虽然这两方面的研究能够对验证高管薪酬的激励效果提供一定的支持,然而却缺乏对企业绩效与盈余管理的联系的考虑。

根据以往的研究发现:

高管薪酬激励与企业经营绩效存在正相关关系（Mengis-taeeta,l2004;Burns&Kedia,2006）,与盈余管理水平也存在正相关关系（Rajgopaleta,l1999;林钟高,2004）,将高管薪酬激励下的企业绩效和盈余管理同向变化的效应称为企业绩效和盈余管理的联动效应。

而忽略两者的联动效应,片面地强调高管薪酬激励对企业绩效或盈余管理单方面的影响,会使我们产生一些的疑问,例如高管薪酬在企业绩效的激励效果会不会是来自于报酬契约下高管的盈余管理行为?

高管薪酬激励是否对剔除盈余管理之后的企业绩效仍存在影响?

Cornetta、Marcusb&Tehranian（2008）使用美国1994-2003年的S&P100的公司数据,研究了盈余管理与公司经营绩效联动效应下的高管激励效果。

其分别使用原始企业绩效、盈余管理和剔除盈余管理之后的经营绩效作为因变量,通过比较三个模型中薪酬激励的系数,发现薪酬激励对公司绩效的提升完全来自于管理层的盈余管理。

过去在薪酬激励方面的研究的过多地关注于美国公司（Chowdhury&Wang,2009）。

因此,本文对2003-2008年中国上市公司数据进行实证检验,探明在经营绩效和盈余管理联动视角下的高管薪酬激励的效果。

本研究的主要特点及发现有:

（1）对高管薪酬激励效应的验证采用了新的方法,实总第409期宋常:

中国上市公司高管薪酬激励效果研究#73#证结果更为准确。

该方法不仅适用于对高管薪酬的研究,而且还适用于其他可能引起两个变量产生联动效应的因素的研究;

（2）该研究还有利于完善公司绩效方面的相关研究。

在今后对公司绩效的研究中,要使用剔除盈余管理的实际经营绩效作为研究变量,而非直接使用绩效指标;（3）本文还验证了管理者年龄与盈余管理、经营绩效的关系,还间接地验证了审计委员会和机构投资者的治理效应;（4）研究发现中国大部分上市公司公开性高管薪酬激励无效,指出了薪酬激励的问题和缺陷,对制定更为有效的薪酬激励方法,提高监管部门的监管力度和制度设计能力具有重要意义。

二、研究假设与检验模型代理理论（Jensen&Meckling,1976）指出:

由于公司经理与股东之间存在信息不对称,在委托人无法了解代理人努力程度的情况下,为激励代理人努力工作,委托人可根据公司盈余信息,与代理人签订激励契约,来降低经理由于道德风险和逆向选择所导致的代理成本,从而在使自己的财富最大化,增加公司价值。

在报酬契约下,公司经理的报酬将根据公司的经营绩效来决定。

因此,如果公司经理为获得更为优厚的报酬,他们可能会更加努力地工作,以提高经营绩效,从而提高他们报酬。

基于此,提出相应的假设:

假设1:

在剔除了盈余管理效应之前,薪酬激励与公司经营绩效的显著正相关;由于信息不对称和监督成本的存在,使得委托人不可能设计对代理人完全有效的激励约束机制（Grossman&Har,t1986;Hart&Moore,1990）,而只能设计以会计信息为基础的公司高管激励契约,由此代理人领取报酬的多少就取决于公司年末利润水平。

在其他条件相同的情况下,存在报酬契约的公司经理为达到个人利益最大化,更有可能选择操纵盈余的会计政策,以提高其报酬的现值（Watts&Zmimerman,1986）,从而会引致两种倾向:

一方面,容易使高管出于个人利益最大化的动机而进行正向盈余管理;另一方面,容易使高管出于盈余平稳化的动机而进行负向盈余管理（Grudryeta,l1998;王克敏等,2007）。

在有薪酬计划的公司,高管更倾向于操纵会计盈余以使其薪酬最大化（Healy,1985）。

高管薪酬诱发的盈余管理成为高管/经济人0自利行为的必然结果（王克敏等,2007）。

Bebchuketal（2003）提出/经理权利论0强调指出,在内部人控制条件下,经理薪酬契约的决定存在内生性,使得旨在降低代理成本的激励机制变成了代理成本的源泉。

基于此,提出相应的假设:

假设2:

高管薪酬激励与盈余管理水平显著正相关;如果上述两个假设成立,那么高管薪酬激励与经营绩效、盈余管理均存在正相关关系,即在高管薪酬激励下,两者存在联动效应。

如果高管薪酬激励对经营绩效的正效应,全部来自于盈余管理,那么在剔除盈余管理效应之后,剩余的部分应当代表了公司实际经营绩效,将抵消其对公司绩效的影响。

Davisetal（1990,1997）和Eisenhardtetal（1997）的/乘员理论0指出:

高管未必是纯经济人,有可能是有着自我价值实现的乘员,此时纯粹的经济激励措施不仅失效,甚至导致背离行为。

魏刚（2000）指出:

高级管理人员的年度报酬与上市公司的经营业绩并不存在显著的正相关关系。

李增泉（2000）指出我国大部分上市公司管理人的薪酬采用固定工资形式,股票或股票期权的报酬很少,不能发挥激励作用。

Cornettaetal（2008）指出在剔除了盈余管理之后的公司实际经营绩效与高管薪酬的相关系数变得不显著。

高管薪酬的激励效应实际上是盈余管理粉饰出的假象。

基于此,提出相应的假设:

假设3:

在剔除了盈余管理效应之后,高管薪酬激励与提出盈余管理的公司经营绩效不存在显著相关性;为检验上述假设,设计了三个步骤对其进行检验:

第一步,验证上述因素对公司绩效的影响是显著的,这即是薪酬的激励效果的验证;第二步,验证上述因素对盈余管理的影响是显著的,这即是薪酬契约的盈余管理动机的验证;第三步,验证上述因素对剔除盈余管理的公司绩效的影响是否发生了变化,对薪酬激励的效果的验证。

构建的三个回归模型,如下:

ROA=A1salary+A2magcha+A3goven+A4size+A5levi+A6indi

（1）DAC=A1salary+A2magcha+A3goven+A4size+A5levi+A6indi

（2）ROADC=A1salary+A2magcha+A3goven+A4size+A5levi+A6indi（3）其中ROA为总资产收益率,表示公司经营绩效。

DAC表示盈余管理的程度。

目前对该变量的测定多使用非经常性损益项目和操纵性应计利润。

非经常性损益（UNprf）使用非经常性损益比资产总额。

就操纵性应计利润而言,Dechowetal（1995）和夏立军（2003）分别对美国和中国市场的盈余管理计量模型进行检验,结果表明,基于行业分类的横截面修正Jones（1991）模型（如公式4所示）能够较好地估计公司盈余管理。

TACj,t/Aj,t-1=B01/Aj,t-1+B1（$REVj,t-#74#商业研究2011/05$ARj,t）/Aj,t-1+B2PPEj,t/Aj,t-1（4）其中TACj,t=（$CAj,t-$Cashj,t）-（$CLj,t-$STSj,t）-Depj,t,它是企业j第t年的总应计利润;$CAj,t为企业j第t年流动资产的增加额;$CLj,t为企业j第t年的流动负债增加额;$Cashj,t为企业j第t年的现金及现金等价物增加额;$STSj,t为企业j第t年的将于一年内到期的长期负债增加额;Depj,t为企业j第t年的折旧和摊销成本;Aj,t-1为企业j第t-1年的总资产;$REVj,t为企业j第t年的主营业务收入增加额;$ARj,t为企业j第t年的应收账款增加额;PPEj,t为企业j第t年的固定资产。

运用模型（5）,可以得到每个公司每年的非操控性应计利润（NDAC）:

NDAC=B01/Aj,t-1+B1（$REVj,t-$ARj,t）/Aj,t-1+B2PPEj,t/Aj,t-1（5）其中B0、B1、B2分别为模型

（1）中B0、B1、B2的估计值。

这样,运用模型即可得到公司盈余管理的替代指标操控性应计利润（DAC）:

DACj,t=TACj,t/Aj,t-NDACj,t（6）salary表示高管的薪酬激励。

国外对高管激励的研究多是基于股权激励的,但是中国上市公司高管持股比例普遍偏低甚至/零持股0（顾斌和周立烨,2007）,而且高管持股大多并非源于实施股权激励而获得的,实施股权激励公司的高管可能并未真正持股,只是将股票等类似权益工具作为奖金的中介（程钟鸣,2009）。

本文研究高管薪酬激励,因此选择上市公司前三大高管的薪酬与总资产的比率作为高管薪酬激励的代理变量。

magcha表示高管特征变量,这里使用的改观特征主要是年龄（age）,性别（gender）和管理层规模（magno）。

近年来高管特征方面的研究又重新得到学界的重视。

研究发现:

高管年龄越大,对企业或者行业更为了解,因此在他们的管理之下,会有更好的企业绩效,因此没有必要进行盈余管理（Alderfer,1986）。

Adams和Ferreira（2009）研究了女性董事的监管力量更大,因此与绩效正相关。

管理层规模越小,盈余管理水平越高,公司绩效越好。

goven表示公司治理变量,主要使用的治理变量有:

机构投资者持股比例（insr）、是否设立审计委员会（audit）、第一大股东持股比例（first）、董事会规模（dsize）、独立董事比例（direct）、董事长与总经理两职合一（duality）。

机构投资者持股比例越高,公司盈余管理水平越低（Koh,2007;吴联生,2009）。

设立审计委员会有利于降低盈余管理的可能性（周兰、朱翠华和朱利,2009）。

第一大股东持股比例越高,越有利于降低盈余管理的动机（Fan&Wong,2002）,和盈余管理的空间（Leuz,2003）。

Jensen（1993）小规模的董事会在监管CEO行为方面更为有效。

Yermack（1996）指出小规模的董事会比大规模董事会监管