高管内部薪酬差距管理层权力与业绩波动Word格式文档下载.docx

1、（一）薪酬差距与企业业绩波动根据相关激励理论分析可知，不论是锦标赛还是行为理论都认为管理层内部间薪酬差距会影响企业业绩水平。锦标赛理论将企业中高管晋升和获取更高薪酬水平视为一场锦标赛，而管理层则为比赛中的参赛者，不同层级间的薪酬差距则视为奖赏在赛事中取得胜利的管理人员的额外报酬。如果高管想获得更高的职位和薪酬，就必须互相竞争并且赢得比赛才能晋升，从而导致高管人员就有动力去努力工作，进一步提高公司的业绩。薪酬差距越大，意味着职位晋升的竞争越激烈，此时管理人员也更有动力去调动自己工作的积极性。为了在竞争中取胜，高管不仅会提高自己的工作效率，同时也会有动机去监督其他管理层的决策行为，进而减少搭便车现

2、象，降低代理成本，提高公司价值。我国学者也从不同角度证实了薪酬差距的加大有利于公司绩效的提升，如林浚清等（2003），俞震与冯巧根（2010），周权雄与朱卫平（2010），李绍龙等（2012）等学者的研究成果都认为不同管理层间的薪酬差距符合锦标赛理论的预期。但是企业的价值不仅仅反映在企业的财务绩效数量上，还应表现在企业财务绩效的质量上，而企业业绩波动在一定程度上反映了企业财务业绩质量和面临的经营风险大小。根据锦标赛理论，管理层要想获得职位晋升及更高的薪酬激励，必须努力工作来获取竞赛中的胜利。Goel & Thakor（2008）基于锦标赛理论的激励因素，认为高管人员出于为提升业绩而获得晋升的考

3、虑，会做出风险更高的决策，因此，出于晋升的考虑，高管会更倾向于采用高风险的项目或策略来提高自己业绩水平，这将导致企业所面临经营风险的增加，加剧企业业绩波动幅度。另外，Omesh & Ryan（2012）通过对1994-2009年美国上市企业的相关数据资料证明，得出CEO与非CEO高管间薪酬差距越大，公司现金流量和股票收益率波动越大，进一步证实了锦标赛理论中的薪酬差距扩大会增加公司的经营风险。因此，高管人员出于对职位晋升和获取高额报酬的考虑，更有动机去做出较具风险的决策，继而加剧企业业绩波动幅度。据此，本文提出：H1：高管内部薪酬差距越大，公司业绩波动性越大。（二）管理层权力对薪酬差距与公司业绩

4、波动的影响管理层权力假说认为高管人员可能会通过自身的权力使董事会或薪酬委员会设定的薪酬激励处于无效或失效的状态。Bebchuk & Fried（2002，2004）指出董事会与管理者之间一样存在代理问题，董事会不能完全控制管理层薪酬的定制，管理层在利用权力影响其薪资设定的同时也可能进行权力寻租，权力越大，相应的利用其来操纵薪酬制定的可能性则越大。国内学者权小锋等（2010）以国企高管制度改革为背景，结果显示管理层权力与其所获得的私利正相关，且更倾向于利用其拥有的权力来操纵企业盈余业绩以获取更高的薪资水平。其他学者如卢锐（2007）、方军雄（2011）、高文亮（2011）等也都证明管理层权力会影

5、响企业的薪酬制定。Adam et.al.（2005）从CEO权力角度通过研究发现，管理人员只有拥有足够的权力并能对公司重大决定产生影响时，才会影响公司的业绩波动。因此，管理层权力是薪酬差距激励的重要影响因素，在研究薪酬差距与企业业绩波两者关系时，必须考虑管理层权力对其两者关系的调节作用。1、董事长和总经理二职合一对高管薪酬差距与公司业绩波动的影响当上市公司董事长和总经理为同一人时，总经理（或董事长）可能会利用其拥有的权力来提名支持他的董事成员，随着时间的推移，其在公司拥有的权力和声望也将更大，在公司日常经营管理中根据其偏好做出决策的可能性也就更大。当决策符合公司发展方向时，公司业绩将提升，相应

6、地，当其决策失误时，公司绩效将大幅下降，因此，当总经理根据其偏好做出公司决策时，企业业绩波动将变大。同时，董事长和总经理两职合一时，公司监事会的监督制约作用往往难以发挥作用，由于监督机制的缺失，管理层利用其权力干预董事会制定企业薪资水平的可能性也更大，从而加大不同层级管理人员间的薪酬差距，随着高管间薪酬差距的扩大，管理层为了获取高额的薪酬激励将会采取更具风险的决策，进而导致公司业绩波动加剧。H2-1：相较于非两职合一的公司，董事长和总经理两职合一将加剧高管内部薪酬差距与公司业绩波动之间的正相关关系。2、股权集中度对高管薪酬差距与公司业绩波动的影响上市公司的股权结构往往会影响股东对企业管理层的监

7、督力度。当上市公司股权较为集中时，股东在公司中所占有的利益更大，此时，股东为了维护自身的利益，将更有动力去监督管理层的行为，加强与管理层的交流和沟通，在股东与管理层不断沟通交流的过程中，管理层做出极端决策的可能性也更低，公司业绩风险也更小，同时减少管理层利用其拥有的权力制定有利于自身利益薪酬激励的可能性，使管理层利益和股东利益趋于一致，从而降低公司业绩波动的幅度。此外，随着股东与管理层的进一步沟通，股东对公司的经营状况更加了解，获得的公司内部信息将更加准确，进而使股东大会做出的会议决策将更科学，减少企业业绩波动水平。相反地，上市公司股权较为分散时，此时公司往往存在多个大股东，单个股东对管理层的

8、监督作用将变弱，其意见和观念也越容易受到其他股东的影响，股东间存在搭便车的可能性较高，从而导致对管理层的监督力度下降，管理层拥有的权力将间接性提高，其利用权力拉大高管内部薪酬差距的可能性将更大，进而加剧公司业绩波动。H2-2：相较于股权较为分散的公司，股权集中将削弱高管内部薪酬差距与公司业绩波动之间的正相关关系。3、IPO后高管长期在职对高管薪酬差距与公司业绩波动的影响董事长或总经理自公司IPO起一直在公司就职，意味着这类高管在公司就职的时间较长，其在公司拥有的权力和声望也更大，在公司日常决策中所起的作用也将更大，进而利用其权力做出有利于自身利益的决策的可能性也将更高，从而影响公司业绩稳定性。

9、此外，当高管在公司IPO起就担任总经理或董事长等职位，预示着其能够获得较为充分的企业内部信息，这一优势将有利于增强他与其他高管和股东的议价能力，从而在制定薪酬激励制度时，总经理（或董事长）利用其权力拉大高管内部薪酬差距的可能性更高。随着薪酬差距的扩大，其他管理层做出更具风险行动的可能性也随之增大，从而进一步加剧企业面临的经营风险。H2-3：相较于自IPO后高管非连续任职的公司，高管长期在职将加剧高管内部薪酬差距与公司业绩波动之间的正相关关系。三、研究设计（一）样本选取由于中小企业的高管一般较少通过行政命令予以委任，且中小企业的成长与发展一直是国家关注的重点，因此，本文选取了2014-2017年

10、中小板上市企业作为研究样本。2014年底，中小板共有728家上市企业，为了使研究结果更具可靠性和准确性，本文首先剔除了6家ST公司，其次在剩余企业中删除了部分数据缺失的样本企业，并在此基础上，对部分异常值进行了处理，以使多元回归结果更具代表性。全文所有数据资料主要从国泰安CSMAR数据库获取而来，后续的数据处理主要使用了STATA和EXCEL分析工具。根据前文相关分析，本文以上市公司连续3年的托宾Q值的标准差作为因变量。因此剔除相关数据不全的样本后，两个年度区间共得到1154个样本观测值，其中2014-2017年度的观测值为556个，2015-2017年度则为598个；按照行业划分，研究样本多

11、集中于制造业，占比为76.52%，且大多分布在我国东部地区，出现这种状况的原因主要在于我国东部经济相较于非东部而言，其经济更加发达。（二）变量定义1、因变量现有研究中，学者们主要采用公司总资产收益率（ROA）和托宾Q值作为衡量公司业绩的指标，本文则将选取托宾Q值来度量企业业绩水平的大小。总资产收益率反映的主要是公司内部因素对财务业绩的影响，受人为因素影响较多，主观性和可操作性较大，而托宾Q值为资产的市场价值与其重置成本的比值，在一定程度上反映了市场因素的影响，将它作为度量企业绩效水平的指标更符合实际。而对于业绩波动的衡量，现有学者将业绩波动区分为业绩横向离散度和业绩纵向波动性，如李琳（2009

12、）、权小锋（2010）、张瑞君和李小荣（2012）等在其研究中都采用了此划分方法。业绩横向离散程度反映了企业业绩偏离其正常预测水平的幅度，而业绩纵向离散度则反映企业业绩在不同年度区间的稳定性和连续性。考虑到上市公司的纵向业绩波动更能直观反映企业的经营稳定性，因此，本文参照牛建波（2009）、Cheng（2008）等的做法，选取业绩的纵向波动性作为因变量，并以公司连续三年托宾Q值的标准差（Sdtq）来表示和衡量，该指标数值越大，表明公司业绩波动越大，企业日常经营的稳定性和持续性越差。该企业业绩波动模型是以单个公司作为研究对象，将公司业绩指标在连续年度内求出标准差，以此衡量公司业绩波动的大小，而其

13、他变量则取其连续年度内的平均值，这样一个公司在一个连续年度内将得到一个观测值。此外，由于业绩横向离散度的实质是异方差检验，因此本文将用业绩的横向离散性模型作稳健性检验。2、自变量本文中的薪酬差距主要为高管内部薪酬差距，现有学者如卢锐（2007）、张正堂（2008）、夏宁和董艳（2014）等，将薪酬差距细分为相对和绝对薪酬差距两种类别。考虑到绝对薪酬差距更能直观反映薪酬激励的效果，因此本文将其作为回归模型中的自变量。其相关计算公式如下： （3.1）其中， （3.2）3、调节变量关于管理层权力大小的度量方式，学术界还未取得统一的标准，一些学者（权小锋，2010；肖东生，2014等）采用多个影响因素

14、进行主成分分析获取一个综合指标，部分学者则选用多个单一指标来衡量。考虑到单个指标更能直观的反映其对薪酬差距与公司业绩波动两者关系的调节作用，因此，本文借鉴卢锐（2008）、吕长江等（2008）、高文亮等（2011）、杨志强和王华（2014）等学者的相关做法，选取以下三个单一指标来衡量其大小：董事长与总经理两职合一（Dual）。当两职合一时，董事长自身既控制了董事会又同时控制了管理层，此时管理层权力则越大，取值为1；否则取0。股权集中度（Ecr）。若第一大股东持股比例除以第二至十大股东持股比例之和大于1，相应的企业股权则越集中，取1；高管长期在位（Long）。管理层若长期在职，则其在管理层中的威

15、望更高，掌握更多的信息，进而议价能力更强，权力更大。若董事长或总经理在IPO之前开始在企业任职且至今仍然在职，其权力相应的更大，则取1；4、控制变量根据已有的相关文献，本文所涉及的控制变量包括：公司规模（Lnsize）、公司成长性（Growth）、资产负债率（Lev）、董事会规模（Board）、独立董事比例（Inbdpro）、区域（Area）、行业（Indus）和年份（Year）等八个控制变量。各变量的定义及说明如表1所示。表1 各变量定义及描述变量类型变量名称变量符号变量说明因变量业绩波动性Sdtq样本年限内连续3年公司托宾Q值的标准差自变量高管内部薪酬差距GapLn（金额最高的前三名高管平

16、均年薪-高管平均年薪）调节变量管理层权力两职合一Dual当董事长、总经理二职合一时，取1；否则取0股权集中度Ecr第一大股东持股比例除以第二至第十大股东持股比例之和，若该比值大于1，则取1；IPO后高管长期在职Long当董事长或总经理在IPO之前或IPO当年任职至今，则取1；否则为0控制变量公司规模Lnsize公司当年期末总资产的自然对数成长性Growth公司当年营业收入增长率，即本年收入增长额/上年收入总额资产负债率Lev期末负债总额/期末资产总额董事会规模Board董事会人数独立董事比例Inbdpro独立董事人数/董事会人数地区Area属于东部地区取1；行业Indus制造业取1；其他行业取

17、0年份Year以年度哑变量表示（三）模型设计根据上述的理论基础和研究假设，本文建立了四个回归模型，分别检验对应的四个假设，各模型的具体情况如下：模型一： （3.3）上述模型中，1的预期符号为正，即企业业绩波动幅度随着高管内部薪酬差距的拉大而加剧。2的预期符号为负，当企业的资产规模较大时，能够在一定程度上稳定企业业绩。3和4的预期符号为正，公司的营业收入增长率越大，资产负债率越高时，其业绩波动幅度也将越大。5和6的预期符号为负，公司的董事会规模越大且独立董事比例较高，则其对管理层的监督能力越强，此时高管人员采取更具风险活动的可能性也更低，进而降低公司经营风险，减少企业业绩波动幅度。模型二： （3

18、.4）该模型为检验董事长与总经理两职合一时，模型一中两者的关系是否会发生变化。根据H2-1假设，3的符号显著为正，即当企业的总经理和董事长为同一人时，会加剧高管内部薪酬差距与公司业绩波动之间的正相关关系。各控制变量的符号与模型一中的预期相同。模型三： （3.5）依据H2-2假设，模型中3的符号显著为负，当上市公司的股权更为集中时，有利于减少股东搭便车的现象，此时对管理层的监督将更严格有效，进而降低因薪酬差距扩大而导致的加剧企业业绩波动幅度，即股权集中将有利于削弱高管内部薪酬差距与企业业绩波动之间的正相关关系。其他控制变量的符号与模型一中的预期方向相同。模型四： （3.6）模型中3的符号预期显著

19、为正，当董事长或总经理从IPO当年一直任职至今，则其在公司的声望与权力也将更大，与股东和董事会的议价能力更强，进而更容易做出对自己有利的决策，增加公司的业绩波动性，即高管长期在职将加剧高管内部薪酬差距与上市企业业绩波动之间的正相关关系。其他控制变量的符号与模型一中的预期相同。四、实证检验与结果分析（一）描述性统计本文实证研究所涉及的各相关变量的描述性统计如表2所示。表2 描述性统计变量样本量均值最大值最小值中位数标准差1154 0.478 5.090 0.014 0.312 0.532 12.470 14.770 9.527 12.440 0.678 0.347 1.000 0.000 0.4

20、42 0.667 0.471 0.903 0.296 21.570 26.850 18.680 21.480 0.832 0.264 3.991 -0.398 0.104 0.605 0.360 0.946 0.019 0.339 0.186 8.584 17.670 4.667 9.000 1.373 0.371 0.635 0.306 0.047 从表2中可以看出：首先，所选取的中小板上市公司连续三年托宾Q值的波动较为明显，最大值是5.090，而最小值则为0.014，表明有些企业经营较为稳定，有些企业的财务绩效稳定性则较差，而Sdtq的均值为0.478，中位数为0.312，表明在所选样本中

21、，大部分中小企业的财务业绩较为稳定。高管内部薪酬差距均值为12.470，中位数为12.440，两者相差不大，其最大和最小值则分别为14.770与9.527，说明不同的中小上市企业，其高管内部薪酬差距也存在一定的差异性。其次，从各调节变量来看，董事长与总经理两职合一的均值为0.347，中位数为0.000，说明所选样本中大部分企业的两个职位不是由一人兼任；股权集中度其均值是0.667，而中位数则为1.000，表明所选中小板上市企业中较为普遍存在股权集中的现象；高管长期在职其均值是0.903，中位数则为1.000，反映了绝大多数中小板上市企业的董事长或总经理自企业IPO起一直任职。（二）多元线性回归

22、结果分析 1、高管内部薪酬差距对公司业绩波动的影响为了验证H1假设，本文运用模型一对相关数据进行多元回归，相关结果如表3所示。表3 模型一回归结果变量简称0.105*（4.28）-0.197*（-8.33）营业收入增长率0.0715*（2.84）-0.431*（-4.47）0.0036（0.28）Inbpro0.674*（1.88）-0.138*（-3.80）-0.0221（-0.63）-0.109*（-3.79）常数项Cons3.441*（7.46）N1154R20.1658调整后的R2A-R20.1593F值F25.27*注：*，*，*分别代表1%，5%，10%的显著性水平，括号内为t值。

23、根据表3分析可知，模型一的F值为25.27，且在1%水平上显著，表明模型的建立较为合理；R2及调整后的R2的数值水平表明该线性模型的拟合程度能够接受。高管内部薪酬差距与上市企业托宾Q值的标准差的回归系数为0.105，符号为正，并且在1%的水平上显著，说明在中小板上市企业中的高管内部薪酬差距水平越大，企业业绩波动越明显，两者为正相关关系，与模型一的假设预期结果一致，验证了H1假设。当上市公司高管内部薪酬差距越大时，管理层为了获得更高水平的报酬以及职位的晋升，一方面会努力提高自己的工作能力和效率，促进公司业绩的发展，同时，也会激发管理层去监督其他高管的决策行为，进而减少在企业决策过程中的搭便车行为

24、，提升企业绩效。另一方面，为了快速实现公司业绩的提升，管理层可能会做出更具风险的决策，在高收益伴随高风险的情况下，会增加企业面临的经营风险，加剧企业业绩波动幅度。因此，在这两种作用的推动下，高管内部薪酬差距越大，企业业绩波动幅度越大。在各控制变量中，公司规模和营业收入增长率符号与预期结果相同，并且在1%水平上显著。表明上市公司的规模越大，企业业绩波动越小，两者负相关，公司规模大小一定程度上有利于抑制企业业绩的波动幅度。当公司的营业收入增长率越大时，其本身就反映公司业绩波动越大，但这种收入增长有利于提高公司业绩。通过回归结果显示，公司资产负债率、董事会规模及独立董事的比例与模型中预期的符号相反，

25、且资产负债率在1%水平上与企业业绩波动显著负相关，董事会规模则与其相关关系不显著，独立董事比例则在10%水平上显著。按照常规结论，当上市公司的资产负债率越高时，表明企业内部的财务风险越大，进而加剧公司业绩波动。而此回归结果表明当公司资产负债率越高时，公司业绩波动越小，本文认为出现这种结果一方面可能是由样本差异所导致，另一方面，当中小上市公司资产负债率达到较高水平时，投资者可能会在资金的使用上对上市企业做出相应限制，进而减少企业面临的经营风险，降低企业业绩波动的幅度。董事会规模及独立董事比例与业绩波动关系和预期相反可能是所选样本企业公司治理不完善所导致的结果。此外，现有研究也表明当董事会规模大于7或8人时，董事们的监督作用可能难以发挥。另外，通过对行业和地区划分的控制分析可知，非制造业公司的高管内部