经营者薪酬与企业绩效相关性研究

西安理工大学学报JournalofXi.anUniversityofTechnology(2009)Vo.l25No.1

文章编号:100624710(2009)0120120206

经营者薪酬与企业绩效相关性研究

杨水利,党兴华,王辉,吕瑞

(西安理工大学工商管理学院,陕西西安710054)

摘要:经营者薪酬与企业绩效相关性问题的研究是构建科学合理的经营者薪酬制度的理论依据。以制造业国有企业2005~2007年数据为样本,对我国上市公司经营者薪酬与企业绩效相关性进行实证研究。运用多元回归分析方法,引入年度虚拟变量,构建企业规模、地区为控制变量的经营者薪酬与企业绩效回归分析模型。研究表明:制造业国有企业经营者薪酬与企业绩效存在正相关关系,年度虚拟变量与经营者薪酬指标无显著相关关系,大型企业的经营者薪酬对企业绩效有显著性影响,经营者薪酬与企业绩效的相关性与企业所在地区的经济发达程度正相关。关键词:经营者薪酬;企业绩效;相关性研究中图分类号:F276 文献标识码:A

ResearchontheCorrelationbetweenManagerRemunerationand

EnterprisePerformance

YANGShui2l,iDANGXing2hua,WANGHu,iLVRui

(FacultyofBusinessAdministration,Xi.anUniversityofTechnology,Xi.an710054,China)

Abstract:Researchontheissueofcorrelationbetweenmanagerremunerationandenterpriseperformance

isthetheorybasisofestablishingscientificremunerationsystemformanager.Withdataofstate2ownedenterprises(SOE)inmanufacturingfromyear2005to2007,thecorrelationbetweenthemanagerremu2nerationandperformanceofthelistingSOEwasanalyzedbyempiricalstudy.Theapplicationofmulti2variableregressionanalysisandtheintroductionofannualdummyvariablesestablishtheregressionanaly2sismodelforthemanagerremunerationandenterpriseperformanceswiththeenterprisescalesandregionsasthecontrolvariables.TheresearchresultsindicatethatthereexistsapositivecorrelativerelationshipbetweenthemanagerremunerationofSOEinmanufacturingandtheenterpriseperformances,andthatthereisnosignificantcorrelativerelationshipbetweentheannualdummyvariablesandthemanagerremu2nerationindexes,butthemanagerremunerationoflarge2scaleenterprisecanhaveasignificanteffectup2ontheenterpriseperformances.Accordingly,thecorrelativerelationbetweenthemanagerremunerationandenterpriseperformancesisinpositivecorrelationwiththeeconomicdevelopmentdegreesinthere2gionswheretheenterprisesarelocated.Keywords:managerremuneration;enterpriseperformance;correlationstudy 无论是国泰君安员工所谓的/人均百万年薪0,还是中国平安马明哲自2007年的6616万元的天价薪酬到2009年的零薪酬,以及理财一周报记者对发布2008年年报的102家公司进行调查,发现其中49家公司业绩出现下滑,而这49家公司中有32家公司2008年经营者薪酬有所增加,这些热点问题越来越引起了人们对我国高管薪酬制度的质疑。关于经营者薪酬及其与绩效的相关性问题,国内外许多学

者对此进行了相关实证研究。国外学者对经营者薪酬与绩效相关性问题的研究其主流观点是公司经营绩效是股权的函数,经营者薪酬对企业绩效有一定的正面相关性但不显著。国内学者主要研究高管薪酬与高管持股比例、国有股比例、企业规模、企业业绩关系并进行建模、分析与评价。其研究结论也有所差异:一方面认为经营者年度薪酬与企业绩

[629]

效并不存在显著正相关;另一方面研究认为经营

[125]

收稿日期:2008210216

基金项目:国家社会科学基金资助项目(05XJY013)。

作者简介:杨水利(19632),男,陕西礼泉人,教授,研究方向为企业管理。E2mai:lslyangxaut@126.com。

杨水利等:经营者薪酬与企业绩效相关性研究

121

因此大型企业中经营者能力所产生的租金要远远高于小型企业,其激励也就相应地更多。这在一定程度上解释了为什么大多数公司的经营者热衷于扩大公司的规模。故假设:

H2:国有企业资产规模越大,经营者报酬与企业绩效相关性越高。

国有企业经营者报酬与企业绩效的相关性受所在地区的影响。由于产业、基础设施以及产业链协作网络等经济条件不同,会对企业经营者报酬与企业绩效的相关性产生一定影响。一般来说,经者年度薪酬与企业绩效显著相关,并且相关性逐渐增强。从国内外研究来看,由于所选取的样本、变量和方法不同,研究结论有所差异。在样本选取上,国内现有研究是不分企业性质,或选取了某一类型企业但没有区分行业进行研究,本文主要以国有制造业沪深两市上市公司为样本数据;在企业绩效指标的选用上,国内研究或者从盈利性方面进行衡量,或者仅从成长性方面进行衡量,本文从企业盈利性和成长性两方面研究制造业国有企业(主要指国有控股公司)经营者报酬与企业绩效相关性,并[10,11]

引入地区、企业规模等控制变量和年度虚拟变量。

1 理论研究与假设

日前,财政部宣布正在制订中国版/限薪令0,规定国有金融企业负责人最高年薪为280万元。而目前部分上市公司经营者薪酬制度的主要问题表现在:其一经营者收入没有与企业绩效挂钩。一些企业效益逐年下滑,但经营者收入却节节攀升;其二只有奖励机制,缺乏监督约束机制。有些上市公司即使企业当年未能完成预定任务,经营者也不须承担任何责任或遭受物质惩罚。而根据委托代理理论,当企业经营者与股东之间存在信息不对称时,理论上委托代理模型的最优解是委托人领取固定报酬,代理人领取所有的风险报酬。虽然实际中这种最优解不能实现,但股东可以将经营者报酬与企业绩效挂钩,使经营者有足够的动力来尽可能地提高企业的盈利水平,从而增加股东的收益。本文认为随着上市公司治理结构、经营者监督约束机制的不断完善,多数上市公司开始越来越注重经营者的长期激励与短期激励的结合,并且效果较为明显。故假设:H1:国有企业经营者报酬与企业绩效存在正相关关系,企业绩效越好,经营者报酬越高。

罗森构造了一个理论模型来解释为什么应该将企业收入的分配向经理层倾斜,他将企业看做一个层级组织,企业的产出和利润随着经理能力的增长

而增加,但增长幅度更快于经理能力的增加[12]

。罗森理论暗示了经营者的报酬水平和企业规模之间存在相关性,企业规模越大,经营者控制的资源越多,涉及的经营管理问题越复杂,因而对经营者的能力要求就越高。与小企业相比,大企业组织结构维数更多,企业经营者面临的经营风险和压力更大,所以大企业需要在市场上聘请能力水平高和经验丰富的经营者。在更大规模的公司经营管理者会获得更高的报酬作为回报,当然大规模企业为了吸引、保留高能力经营者通常也会为他们支付更高的报酬水平。

济越发达的地区,企业的外部经营环境就越好,企业的经营业绩有可能更好。因此企业所有者在支付给经营者报酬时应依据企业所处行业的经营者报酬水平以及企业所在地区的经济发展水平。也有一些学者对此做出相关实证研究,李增泉研究认为我国上市公司经理人员的年度报酬表现出明显的地区差异[7]

;阴长霖以2002年数据为样本,研究认为经营

者年薪呈现出明显的行业、地域特征[13]

。本文认为,由于所处地区经济发展状况不同,企业间竞争强度不同,这将在很大程度上影响企业经营者报酬与企业绩效的相关性。故假设:

H3:国有企业所处地区不同,经营者报酬与企业绩效的相关性也有所不同。

2 研究设计

2.1 数据来源

本文以2005~2007年我国沪深两市制造业国有

上市公司公布的年报数据为主要分析对象,样本选取原则如下:¹考虑到极端值对统计结果的不利影响,剔除业绩过差的ST和PT公司以及年报被注册会计师出具的带强调事项段的保留意见、拒绝表示意见、否定意见等审计意见的上市公司;º所选择的样本公司为2005年以前发行上市的公司,剔除在考察期间发行上市的公司;»由于B股和H股对A股的信息披露有所影响,所以剔除同时发行B股或H股的A股上市公司;¼样本公司3年内财务数据完整。依据上述筛选原则,本文共选择了170家上市公司为样本公司,其中沪市92家,深市78家。数据主要来自CCER(色诺芬)中国证券市场数据库、中国证券网和各国有上市公司2005~2007年度年报。2.2 变量定义与说明

本文的研究变量主要包括经营者报酬变量、企业业绩变量、其它控制变量和年度虚拟变量。控制变量主要包括企业规模和所处地区。

(1)经营者报酬变量。由于某些企业的年度报

122

表中经营者报酬数据缺乏,为了使样本数据取得前后一致,取上市公司总收入前三名的高级管理人员的收入平均值作为经营者报酬(MR)的变量值,这项指标值在所有公司年报中均有反映。

(2)企业业绩变量。关于企业业绩变量的研究主要集中在选取市场绩效指标还是会计指标。目前研究中广泛采用会计指标,因此本文主要借鉴国有资产监督委员会设计的定量财务绩效评价指标

西安理工大学学报(2009)第25卷第1期

的研究,并考虑各会计指标之间的相关性,运用主成分分析法最终选取净资产收益率(ROE)和每股收益(EPS)反映企业盈利能力,主营业务收入增长率(IROS)和资本积累率(IROE)反映企业成长能力。

(3)其它控制变量和年度虚拟变量。企业规模用企业总资产(ASS)表示;依据中国经济区域划分标准,将全国划分为3大地区;Yj(j=1,2)是年度虚拟变量。所有变量定义如表1所示。

表1 变量定义

Tab.1 Variabledefinition

变量组经营者报酬变量

变量名称经营者报酬净资产收益率每股收益

企业业绩变量P

主营业务收入

增长率资本积累率企业总资产

其它控制变量

年度虚拟变量

变量代码MRROEEPSIROSIROEASSYj

(j=1,2)

变量说明

总收入前三名的高管人员的收入之和/3净资产收益率=净利润/净资产@100%每股收益=利润/总股数

主营业务收入增长率=(本期主营业务收入-上期主营业务收入)/上期主营业务收入@100%资本积累率=本年所有者权益增长额/年初所有者权益@100%

ASS<0.4亿元为小型公司,0.4亿元[ASS<4亿元为中型公司,ASS\\4亿元为大型公司。

设Y1代表2006年,Y2代表2007年。以2005年的样本为基准,当样本为2006年时,Y1=1,否则Y1=0;当样本为2007年时,Y,否则Y2=02=1

通过SPSS对选择的指标EPS、ROE、IROS和

IROE进行主成分法因子分析,发现与预期一样,赢利性指标ROE、EPS为一组用P1作为其公共因子,成长性指标IROS、IROE为一组用P2作为其公共因子,再以每个因子的方差贡献率作为权数对各个因子的得分进行加权以构造综合得分函数P。通过分析得出:

2005年:P1=0.550EPS+0.557ROE-0.052IROS-0.033IROEP2=-0.066EPS+0.002ROE+0.731IROS+0.634IROE

P=43.153%P1+19.74%P2

2006年:P1=0.571EPS+0.531ROE-0.199IROS-0.003IROE

P2=-0.167EPS+0.015ROE+0.756IROS+0.499IROE

P=50.082%P1+20.132%P2

2007年:P1=0.582EPS+0.501ROE-0.210IROS-0.001IROE

P2=-0.086EPS+0.010ROE+0.775IROS+0.521IROE

P=58.154%P1+23.19%P2

2.3 模型建立

本文主要从企业绩效对经营者报酬的影响及经营者报酬对企业绩效的影响两方面来考虑,因此建立如下数学模型:

2

模型1:MR=A0+A1P+模型2:P=B0+B1MR+

ELY+

j=12

k

j

E(1)(2)

E

j=1

LkYj+E

模型1考察企业绩效对经营者报酬的影响,即将经营者报酬作为被解释变量,分析企业绩效对经营者报酬影响力的大小。模型2考察经营者报酬对企业绩效的影响,即将企业绩效作为被解释变量。在模型中P表示企业绩效的计量指标;MR表示经营者的年度报酬,E为残差项;A0、B0为常数项;A1、B1、Lk(k=1,2)为相应解释变量的回归参数。研究方法:首先,采用主成分分析法构造上市公司绩效的衡量标准;其次,使用常用的普通最小二乘估计(OLS)对多元线性回归方程进行参数估计;再次,检验方程的拟合优度、方程的显著性、回归系数的显著性、残差的性、残差的方差齐性、自变量间是否存在共线性,以此来判断模型的实用性;最后,使用逐步回归的方法进行回归分析。

杨水利等:经营者薪酬与企业绩效相关性研究

123

东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南等11个省市;中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8省;西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、、广西、内蒙古等12个省市、自治区。本文用SPSS11.5做描述性统计分析,结果如表2所示。

3 数据分析与结果

3.1 描述性统计分析

按照制造业国有上市公司的注册所在地对其进行分类,并依据中国经济区域划分的三大地区,将样本公司分别归入东部地区、中部地区和西部地区,各地区的上市公司数量分别为74、45和51家。其中,

表2 样本的描述性统计分析

Tab.2 Descriptionstatisticstablesofsample

变量名每股收益

/(元/股)

年份2005年2006年2007年2005年2006年2007年2005年2006年2007年

资本积累率/%

2005年2006年2007年2005年

年度报酬

2006年2007年

均值0.2053320.17460.1388396.88246.38255.508130.1227.3825.1212.6310.239.82175768.8170005.3166792.5

最小值-0.2465

-0.9125-2.4634-19.55-35.77-27.4222.1121.7916.455.4.323.0326333.3310266.6716533.33

最大值1.4292.361.323341.9734.8728.6228.4830.1219.43-19.41-17.76-16.65853333.315066671150000

方差0.057820.1019560.1352570.51620.70340.586856.48569.6071.3039.4343.5947.1.79E+104.35E+102.85E+10

标准差0.2404570.3193060.3677737.1858.38667.66030.71520.870.780.56720.87540.6548133963.5208458.9168753.8

净资产收益率

/%主营业务收入增长率/%

表2中数据表明,2005~2007年样本公司整体营运水平较低,且各绩效指标逐年有所下降。从制造业国有上市公司绩效上看,各公司绩效指标差异悬殊。样本公司三年的财务数据中,每股收益平均为0.18元/股,最低为-0.25元/股,最高为2.37元/股;净资产收益率平均为6.26%,最低为-35.77%,最高为41.97%;主营业务收入增长率平均为20.11%,最低为16.45%,最高为30.12%。说明各公司之间经营状况差异很大。2005年每股收益平均为0.20元/股,低于我国上市公司整体水平0.24元/股;净资产收益率平均为6.88%,同样低于我国上市公司整体水平7.18%。说明制造业国有上市公司整体营运水平较低,同时经营者人均年度报酬不高,各公司差异显著。

3.2 回归结果分析

(1)样本总体的回归分析。将绩效指标代入模型,产生回归方程。样本总体的回归方程通过了方程的显著性检验,残差性检验的D2W统计量都非常接近2,通过性检验。回归方程通过了回归系数95%的显著性检验。自变量间的共线性通过共线性水平的容忍度(Tolerance)和方差膨胀因子(VIF)检验,Tolerance和VIF互为倒数,一般认为VIF>10时,自变量间存在严重的共线性。模型1的回归方程自变量间不存在共线性。再采用SPSS软件中的/逐步回归0的功能进行回归分析,在显著性检验水平0.00下常数A.76。企业0的t值为-4业绩变量P的有关参数如表3所示。

表3 回归系数

Tab.3 Regressioncoefficient

模型1P

标准化回

归系数B0.119

T值2.050

显著性

检验0.04

相关

零阶相关

0.22

偏相关0.12

部分相关0.11

共线性统计容忍度0.884

方差膨胀因子

1.131

注:因变量是经营者报酬MR

124

从表3可以看出,样本总体的回归方程只有企业绩效指标进入了回归方程,且P值都小于0.05,其他变量被软件自动排除,方程通过回归系数95%的显著性检验。经营者报酬与企业绩效的相关系数为0.119,说明制造业国有企业经营者报酬与企业绩效存在正相关关系,验证了假设H1。年度虚拟变量与经营者报酬指标无显著相关关系。

(2)在企业规模因素影响下的分组回归分析。从表4可以看出,按企业规模不同对样本进行分组回归分析得出,大型制造业国有企业的经营者年度报酬总额与企业绩效显著正相关,存在线性关系,即经营者报酬总额越高企业绩效越好。但是中小型制

西安理工大学学报(2009)第25卷第1期

造业国有企业的经营者年度报酬总额与企业绩效并不存在显著相关关系,说明了只有大型国有上市公司,经营者年度报酬对企业绩效具有显著性影响。假设H2只有部分成立。

(3)在企业所在地区因素影响下的分组回归分析。如表5所示,按地区经济竞争强度不同对样本进行分组回归。可以得出,东部地区的制造业国有企业经营者报酬与企业绩效在0.05的水平上具有相关性。其它地区制造业国有企业经营者报酬与企业绩效并不具有显著的相关关系。假设H3只有部分成立。

表4 企业规模因素影响下的分组回归表

Tab.4 Accordingtothescaleregressionanalysistablesofenterprise

规模大

型企业

模型1常量A0经营者报酬MR

Y1Y2

常量A0经营者报酬MR

Y1

Y2常量A0经营者报酬MR

Y1Y2

未标准化回归系数B-0.282.1E-08-0.007-0.017-0.2432.5E-08-0.007-0.017-0.0062.8E-05-0.3050.204

标准化回

标准误差归系数B

0.08-0.000.010.010.090.000.010.010.110.210.710.31

0.083-0.041-0.102-0.065-0.431-0.752-0.0540.0870.081

T值-4.742.13

-0.61-1.97-3.201.39-0.-1.56-4.300.65-1.990.53

t值显著性检验0.000.030.540.040.000.160.520.110.000.510.050.59

F值10.035.480.600.3211.926.530.480.473.482.180.230.47

F值显著性检验

0.000.020.430.530.43a0.a0.220.300.110.070.180.38

R平方0.0820.0840.0040.0020.1400.0380.0160.0230.1000.1210.1320.154

调整后R平方

0.0700.0630.0030.0300.1290.0990.1980.2710.2870.3120.1240.231

中型企业

小型企业

表5 企业所在地区因素影响下的分组回归表

Tab.5 Accordingtothegeographicalregressionanalysistablesofenterprise

地区东

部地区

模型1常量A0

经营者报酬MR

Y1Y2

常量A0

经营者报酬MR

Y1Y2

常量A0

经营者报酬MR

Y1

Y2

未标准化回归系数B标准误差-3.0E+067.6E+05-0.011-0.013-2.7E+053.9E+04-0.009-0.0171.9E+056.7E+04-0.1170.212

7.2E+05

1.1E+050.010.011.7E+053.4E+040.010.013.4E+057.9E+040.690.42

标准化回归系数B-0.060-0.049-0.101-0.183-0.411-0.552-0.1600.0780.069

t值-1.6515.872-0.73-1.71-1.5591.133-0.69-1.360.50.854-1.900.54

显著性检验0.0040.0000.040.710.1280.2650.790.090.5760.4000.050.49

共线性统计容忍度方差膨胀因子-0.9330.700.49-0.8430.480.51-0.8450.320.56

-1.0721.4282.04-1.1862.0831.96-1.1833.1251.785

中部地区

西部地区

注:因变量是经营者报酬MR

杨水利等:经营者薪酬与企业绩效相关性研究

nomics,2000,9(1):1213.

125

4 结 语

本文选择170家制造业国有上市公司作为样本公司,对国有企业经营者报酬与企业绩效的相关性进行实证分析得出以下结论:¹制造业国有企业经营者报酬与企业绩效存在正相关关系,经营者报酬

越高,企业绩效越好。年度虚拟变量与经营者报酬指标无显著相关关系。这与魏刚、李增泉的研究结论相反。分析主要原因是样本数据不同。本文以[3]PerryT,ZennerM.Payforperformanceofgovernmentreg2

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(责任编辑 杨小丽)