高管薪酬激励与企业绩效
石玉鑫
高管在公司治理中发挥着举重若轻的作用，企业绩效的提升离不开高管的决策，如何利用薪酬激励高管，促使其站在企业的立场，积极主动地为企业创造新的价值，维护企业的利益，从而提升企业运行效率与公司盈利能力，这对公司的发展具有重大意义。此外，股权制衡大小影响着股东在公司权力的大小，制衡度不同，股东对于企业决策的影响力不同，在探究薪酬激励与企业绩效的关系时，势必不能忽视股权制衡度在其中发挥的作用，所以研究股权制衡的调节效应具有现实意义。
一、文献综述
对于薪酬的形式，以往研究主要將薪酬分为货币类、股权类和债务类。Smith和Watts（1982）认为薪酬产生的形式可以是工资类也可以由限制性股票与期权产生，张兴亮（2014）认为除上述两种，还存在债务类薪酬，对于这类薪酬，企业会以支付养老金等的形式，为高管支付薪酬。对于薪酬激励的形式，研究一般认为存在两种主要形式，即给予精神满足的内在形式与货币表现的外在形式。本文主要通过研究外在货币形式的薪酬激励探究其对公司业绩的影响。盛明泉（2016）研究发现高管薪酬与企业业绩存在正相关关系，较高薪酬能敦促管理者站在企业立场，更加积极主动地工作，证实了最优薪酬契约理论。张燕红（2016）通过分析样本数据，得出高管薪酬确实对企业业绩有一定的促进作用，但回归系数小，拟合优度低，不能构成主要影响因素，且激励的效果受到国家管控的制约。而葛广宇（2021）通过回归分析却得出高管薪酬与企业绩效并无显著的关系。相关的研究并未得出一致的结论。综上，本文提出假设H1：在其他条件不变的情况下，高管薪酬激励与公司绩效呈显著正相关，即给予高管越多的薪酬，公司的业绩也会相应提高。
对于股权制衡的研究理论主要有“壕沟效应”与“利益协同效应”。“壕沟效应”指股东股权小，制衡不足，那么控股股东拥有越多股权，越容易谋私，侵害中小股东权益，而“利益协同效应”认为占股较大的股东，其利益与公司保持一致，在极小可能下才会侵害公司利益。严由亮（2018）经过数据分析后发现股权制衡能削弱高管薪酬对公司业绩的正向作用，制衡度越高，股东对高管的支持力越小，越容易阻碍高管的决策。霍晓萍（2019）在研究薪酬差距与企业绩效时发现股权制衡在其中也起到了负向作用，并且在非国有企业效果更加明显，她认为制衡度高越容易出现股东利益相争的问题，危害企业价值。所以本文提出假设H2：在其他条件不变的情况下，股权制衡度对高管薪酬激励与公司绩效之间的关系有负向调节作用，即公司股权制衡程度越大，对薪酬激励对企业绩效起到的正向作用削弱越大。
二、研究设计
（一）变量定义
1.因变量。由于国内外市场体制的不同，结合国内学者的研究，并且考虑到操作的可行性，本文选取每股收益（EPS）来研究公司业绩。
2.自变量。高管薪酬激励（LNPAY）主要分为两种表现形式：一种是得到肯定或达成相应目标，高管会获得内心上的满足，在精神层面得到激励;另一种是通过薪酬或股份，在物质层面激励高管，提升他们的积极性。由于内在的激励以高管的感受来度量，难以量化，本文主要通过取前三名高管总薪酬的对数进行研究。
3.调节变量。股权制衡度（CR）体现公司股东持股比例的相近程度，本文以公司第二至第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值来衡量。
4.控制变量。股权集中度（ECD5），不同学者选取的股东人数不同，本文以前五大股东持股比例来代表集中程度。企业规模（SIZE）的衡量指标有员工人数、产量大小等，本文以企业期末资产自然对数来衡量。资本结构（LEV）反映企业偿债能力，以资产负债率反映。营运能力（CLR）是评价企业正常运转能力的指标，本文以企业主营业务收入/平均流动资产来进行研究。公司成长性（NEG）在于分析企业发展状况，本文以企业营业收入增长率衡量。
（二）样本选择与数据来源
文章通过国泰安数据库，选取了2014-2019年A股上市公司为研究对象，考虑到研究的准确性，在数据整理时剔除了PT、ST、金融行业以及缺失数据的企业样本，最终得到9846个观测值并进行了缩尾处理。
（三）模型设计
结合前文理论分析中提出的假设，文章构建回归模型如下：
模型一：
模型二：
三、实证结果及分析
（一）描述性分析
由表1可知，总体上看，企业财务绩效相差较大且总体收益水平较低，每股收益（EPS）最低仅有-1.64，说明公司出现了严重亏损;高管薪酬激励（LNPAY）离散程度低，平均值为14.5，鉴于取了对数，实际薪酬要更高;股权制衡度（CR）最大值2.7，最小值0.03，各个公司股东权利制衡程度悬殊。另外，对于控制变量，股权集中度（ECD5）最大值为87.9，最小值为19.7，个体水平差距较大，说明上市企业股权集中程度大不相同;上市企业的规模（SIZE）大多集中在22左右，分布集中，说明公司总资产数大致相同;资本结构（LEV）的均值为0.44，最大值高达0.93，可以看出样本公司财务风险差异较大，且总体负债水平高;营运能力（CLR）最大值5.8，最小0.11，经营状况较差，个体波动水平大;公司成长性（NEG）的均值为0.18，总体来说企业发展速度缓慢，分布比较不均匀。
（二）相关性分析与多重共线性检验
由表2可知，每股收益（EPS）与高管薪酬激励（LNPAY）相关系数为0.295，在较大程度上正相关，初步验证了假设一，控制变量与因变量也存在明显的相关性，且除了资产负债率显著为负相关，其他都为正相关，符合经济实际，说明本文控制变量选取的合理性，它们都能对企业绩效产生一定影响。另外控制变量之间相关度均在0.5以下，大多为中低程度相关，由表可知变量的VIF值都较小，远低于10，不存在多重共线性问题。
（三）回归分析
1.高管薪酬激励与企业绩效回归分析。本文运用Stata16.0，探究高管薪酬激励强度对每股收益的影响，通过Huasman检验，结果P值显著为0，拒绝原假设，所以本文选取固定效应回归进行分析。
由表3可知，模型一通过F检验，对因变量解释力较好，且该多元回归模型修正后拟合优度为0.571，表明模型一能解释57.1%的因變量的变化，拟合优度较好。
从多元回归的结果来看，高管薪酬激励强度（LNPAY）对每股收益（EPS）的β系数为0.081，在0.01水平下显著正相关，即前三名高管薪酬总额对数每上升1单位，公司绩效增加0.081，说明薪酬激励能够有效促进企业绩效的增加，原因可能是提升高管薪酬水平意味着高管获得了公司的重视，给他们未来在公司的发展提供了保障，加强了高管与企业相关利益的密切程度，一旦公司的经营状况与自身利益切身相关，就会促使高管站在企业的立场思考，更加积极主动地为公司争取利益最大化，做出对企业更为有利的决策，从而提高企业营业利润，增加企业价值。以上回归结果验证了假设H1的正确。
2.调节效应回归分析。通过Huasman检验，结果P值显著为0，拒绝原假设，模型二选取固定效应回归进行分析。由表3列二可知，模型二F值为114.7，P值显著为0，模型整体有效。加入交乘项后，模型拟合优度上升了0.001，对因变量解释力增强。高管薪酬激励强度（LNPAY）与股权制衡度（CR）的相乘项系数为-0.035，在0.05水平上显著，说明股权制衡度有消极作用，减缓了每股收益的增加，可能是因为股权制衡度强，各个股东对公司的控制力相近，会容易出现争夺利益的现象，对于公司股份的争抢，弱化了企业的利益，使股东执着于自己利益的提高，股东之间相互对抗，不能有效支持高管做出对于企业有利的决策，导致内部治理紊乱，从而危害企业利益。此外，模型二中，高管薪酬激励强度（LNPAY）的影响系数为0.084，依旧显著相关，进一步论证了假设H1的正确。由图1可以更加直观地看出：一方面，高管薪酬越高，对应的每股收益也越多;另一方面，股权制衡度高的直线斜率小，也就是每股收益增长的速度小，说明股权制衡度在一定程度上减少了薪酬激励带来的正向作用，由此论证了股权制衡度的削弱作用，假设H2正确。
3.稳健性检验。为了回归的准确性，本文随后选取以净资产收益率作为研究绩效的指标，依旧利用Huasman检验选取固定效应模型，最后得出的结论与前文一致。如表4所示，模型一的F检验p值为0，拟合优度为0.39，整体上解释力较强，高管薪酬激励的β系数为0.018，在0.01水平上显著，进一步说明了薪酬激励对企业绩效的正向影响。加入交互项后，模型二的拟合优度为0.392，上升了0.002，虽然没有先前回归的显著，但相乘项依旧在0.1水平下显著，说明股权制衡度削弱了高管薪酬的促进作用，也充分验证了假设2的正确。
四、结论
本文选取2014-2019年上市公司样本进行多元回归，研究高管薪酬激励强度对每股收益的影响，并进一步加入股权制衡度的交互项，探究股权制衡度在二者之间的调节作用。通过回归分析我们可以得出结论：
股权制衡度在高管薪酬激励与企业绩效关系中有负向调节作用，公司股东持股比例越相近，制衡度越强，对高管薪酬激励的正向作用削弱效果越强，使公司绩效增长缓慢。由样本数据可以看出，各个企业股权分布情况有较大差异，集中度大不相同。对于股权较为集中的企业来说，拥有较多股份的股东权力大，话语权高，自身的利益来源于公司的经营成果，对于高管做出的有利于企业、有利于自身的决策，股东能够很容易地支持决策的实施，推进企业正常有效运行，产生更多的经济效益。相反，对于权力较为平衡的企业，股东都在为自己争取最大的利益，在一定程度上不能从整体上考虑企业的利益，并且自身权力有限，很容易遭到其他股东的反对，难以支持高管决策，由此很难提高公司效益。
总之，企业应该根据自身情况，制定高管薪酬激励策略，提高高管积极性，促使企业绩效的增加，但也不能忽视股权制衡度在其中的消极作用，企业需要进行科学合理的安排，全面权衡公司情况，由此才能充分发挥薪酬激励的作用。
作者单位：江南大学商学院
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