○孙蕾

（河南工程学院会计学院 河南 郑州 451191）

经济繁荣是地区稳定的前提，新疆经济工作会议提出加大援疆力度，建立喀什经济特区等，为实现新疆经济的跨越式发展提供了契机，同时也是新疆企业实现跨越式发展的机遇。现代企业管理组织中，公司经营者并不是企业的所有者，两者之间更多是一种委托—代理关系。经理层是公司治理与公司管理的联结点，很大程度上对企业绩效有决定性作用。良好的激励机制可以在信息不对称的情况下，最大限度降低公司治理风险，诱导作为代理人的管理层从股东利益出发，谋取公司价值的最大化，保证公司运营的质量和良好的经营业绩。

一、文献回顾

正如亚当·斯密在《国富论》中所言“作为他人所有的资金的经营者，不要期望他会像自己所有的资金一样获得精心照顾”，Berle和Means拓展了这一思想，认为公司治理的核心问题就是要平衡所有者与经营者之间的利益关系。Ross（1973）从更层次的角度把这个问题称之委托-代理问题。中国学术界关于上市公司的治理主要集中在国有（控股）上市公司，认为国有股权虚置、内部人控制、行政型治理是企业绩效下降的主要原因，并从产权（张维迎，1995；吴敬琏 1998）、竞争（ 林毅夫等，1997）、治理（ 李维安等，2001）等角度提出了相应的解决方案。李维安等对中国上市公司经理层治理状况进行指数化评价发现，我国上市公司经理层治理的激励约束机制平均得分只有33.02，存在较大不足。

企业治理的终极目的就是保持管理者与股东利益的一致性，减少经理层的逆向选择。因此激发经理层动力与约束经理层逆向选择行为，保证所有者利益就显得尤为重要。纪晓丽、黄化（2006）对中国民营上市公司管理层的激励与企业绩效进行回归分析，认为管理层的持股比例与企业经营绩效不存在显著相关关系；武立东（2007）对中国民营上市公司经理层激励约束机制进行实证分析，发现经理层的薪酬与企业绩效呈正相关关系，而总经理持股以5.06%、19.62%为节点，呈“倒S型”非线性相关关系，这一研究结果与韩亮亮、李凯、宋力（2006）从利益趋同效应和壕沟效应研究民营上市公司持股与企业价值之间关系的结论相似。方军雄（2009）实证研究表明我国上市公司高管的薪酬与企业业绩显著正相关，但是业绩上升时薪酬的增加幅度显著高于业绩下降时薪酬的减少幅度。宋增基（2011）认为监督机制与激励机制之间存在替代作用。

以上文献分析表明，已有的经理层激励大都是公司治理研究的一部分，作为一个独立的内容进行全面评价的研究仍显不足，与区域特殊性结合起来的研究更是少之又少。鉴于新疆区域的特殊性，结合我国公司治理的研究现状与未来发展趋势，把经理层激励机制作为一个独立系统进行评价，对推动新疆上市企业发展有及其重要的意义。

二、研究假设与变量选择

1、研究假设

假设1：前三名经理层薪酬均值与企业绩效正相关。大多数企业都是以上一年企业经营状况确立经理层当年薪酬。经理层作为企业的执行者，其努力程度与主观能动性直接影响到企业的绩效，根据激励理论，经理层薪酬是经理层人员努力工作的直接动力。

上市公司对于经理人的激励一般采用薪酬激励，包括货币激励和股权激励，其中货币性激励可以激励经理人在短期内努力为企业创造财富，但也有可能使经理人追求短期的利益，因此经理人的薪酬体系需要加入长期激励的因素。经理人持股是属于长期激励的性质，可以将经理人的利益与公司的利益结合起来，使经理人切实地为股东及公司考虑，为股东和公司创造价值，从一定程度上缓解经理人与股东之间的代理冲突。

假设2：总经理持股比例与与企业绩效正相关。企业所有者与经营者是一个委托—代理的契约关系。根据理性经济人假设，股东与经理人都会追求自身利益最大化的。当经理人与股东利益最大化目标不一致或发生冲突时，经理人可能利用信息优势采取不利于股东利益的行为，进行逆向选择。经理层持股降低了代理成本的同时将经营者利益与公司长期绩效紧密连接，鼓励经营者分担经营风险，分享其工作给股东带来的收益；另一方面减少经营者追求短期利益的选择行为，有利于公司核心竞争力和发展后劲的培育。参照前文李维安等的研究结果，我们提出总经理持股与与企业绩效正相关的假设。

假设3：企业规模与企业绩效负相关。企业规模大小一般代表了企业可利用资源的众寡，当企业可利用资源增多时，企业净利润可能会相应增多。但由于人的精力是有限的及有限理性假设，当资源过多时边际收益会出现递减现象。

假设4：行业对企业绩效存在显著影响。由于市场环境的不确定性，很多时候企业盈利能力并不完全由经理层管理水平所能决定的。企业处在波动的行业环境内，行业盈利能力对企业绩效存在显著的影响。

2、变量定义

研究公司财务状况时，每股收益（EPS）是投资者最关心的变量之一。每股收益=公司的净利润/公司的总股本，反映了公司每一股所具有的当前获利能力。考察每股收益历年的变化，是研究公司经营业绩变化最简单明了的方法。因此，我们以每股收益（EPS）作为被解释变量，体现企业绩效。

根据马斯洛需求层次理论模型，生理需求是被激励者的基本要求，报酬就可以作为激励因素满足被激励者的生理需求，所以在本次研究中我们以前三名经理层最高报酬均值（MR）作为解释变量。但赫兹伯格的双因素理论认为基本工资报酬属于保健因素，不能激发被激励者的内在积极性，只能对经营者的的机会主义行为进行约束。构建多元化的报酬结构成为多数企业的选择，在满足其生理需求的前提下，加大风险收入比例，报酬的激励作用会逐渐凸显。总经理是公司经营的最高执行者，其决策行为对企业绩效有很大的影响。在本文中我们以总经理持股比例（SR）作为解释变量之一。同时也满足了经理层马斯洛需求层次理论中自我实现的需求与赫兹伯格的双因素理论的“激励”需求。

表1 变量符号、变量涵义一览表

除以上解释变量外，影响企业绩效的还有很多其他因素，并且这些因素的影响是不可忽视的，在实证分析中我们用控制变量解释这些因素。由于规模效应的可能对公司绩效存在较大的潜在影响，我们用总资产表示企业规模，但为了保证变量的正态性与计算的简便性，笔者用总资产的自然对数（Lnsize）进行运算。同时不同行业资本结构不同，利润水平也不同，为了提高评价的客观性，在此引入行业控制变量（Hy）。公司利用债权人资金进行经营活动的能力与债权人发放贷款的安全程度对企业绩效的影响不可忽视，我们用资产负债率（LEV）作为最后一个控制变量。

三、经理层激励实证研究

1、模型选择

经理层激励指标只是影响企业绩效的一部分因素，还存在其他诸如三会治理、股东制衡等影响因素，我们将之归为残差项。但董事会与监事会治理与经理层治理存在监督与约束关系，即残差项与解释变量存在着相关关系，从这方面讲我们应该选择固定效应模型。当然我们还需用Hausman检验来判定模型是固定效应还是随机效应。模型假设：

EPS=β0SR+β1MR+β2Hy+β3Lnsize+β4LEV+ε

2、样本选择与数据来源

本文以2009年12月31日之前在上海证券交易所和深圳交易所上市的新疆企业为样本总量，剔除“ST”重点监管及几个信息披露不完全的几个样本公司，以2009年至2012年4年共33家上市企业的面板数据为研究对象。数据主要来源于中国证监会网站发布的上市公司年报与新浪财经网等的综合利用。

3、描述性分析

在此处对新疆上市公司各年数据进行描述性分析，然后对2009—2012数据进行综合性分析。从表2可以看出新疆上市公司历年每股收益均值都为正值，2010年达到峰值，2012年全面下滑，跌入低谷0.1742，其中四年中均值为0.29元，最高值为2.91元，最低为-2元，标准差最大为0.6899，表明新疆上市公司样本公司每股收益存在较大的差异。从总经理持股比例均值可以看出总经理持股比例很低且呈逐渐减少的趋势，偏度十分明显，25%~75%范围阈值很小。同时前三名经理层薪酬均值呈逐年上升的趋势，四年中均值为50.91万元，最大值为361.4万元，最小值仅为4.8万元，标准差最大为73.96，说明不同企业间总经理薪酬差异明显。企业规模自然对数和标准差呈逐年上升趋势，说明企业规模差距在渐渐拉大。一般认为企业资产负债率在40%~60%之间经营状况较好，2009—2012年资产负债率均值为55.82%，最高为93.72%，最低为12%，25%~75%范围内的企业资产负债率为47%~68%，基本符合正态分布，但是各企业之间资产负债率差距也在慢慢扩大。

表2 经理层相关变量描述性统计结果

表3 2009—2012年经理层激励因素描述性统计

表4 企业绩效与经理层解释变量相关系数

4、回归分析

前文中我们假设样本数据适合固定效应模型，但还必须经过计量检验。进行Hausman检验时，出现prob＞chi2=0.0000可以肯定面板数据具有固定效应。通过stata计算得出prob＞chi2=0.0001，基本可以确定2009—2012年的面板数据具有固定效应，因此我们可以确定前面的模型假设是可行的。

据表4可以看出，总经理持股比例、前三名经理层薪酬均值与企业绩效正相关，行业对企业绩效存在一定的影响，在一定程度上验证了我们的假设。各解释变量间相关系数不高，暂不考虑多重共线性的影响。

对于2009—2012年新疆上市公司的截面数据，我们采用广义最小二乘法对异方差进行处理，处理结果如表5所示。

分析实证回归结果可以得出以下模型：

EPS=0.0501251*SR+0.0025235*MR-0.327616*Hy-0.2582591*Lnsize-0.2936095*LEV+5.380745

前三名经理层薪酬均值的回归系数显著性水平为99%，且为正值，通过了显著性检验，再次证明假设1。这是因为我国实行按劳分配为主体，多种分配方式并存的薪酬管理制度，并且也有明确的法律规定，国有企业经营管理者的收入与企业绩效挂钩。这就强化了经理层与企业绩效的关联度，同时也提高了经理层的逆向选择的机会成本，促使经营者与股东利益的一致性，有利于提高经营者的积极主动性。

在相关性分析时，我们得出总经理持股比例与企业绩效呈正相关关系，回归分析发现SR相关系数系数为0.0501251>0，一定程度上支持了我们的假设2，但SR回归系数没有通过显著性检验，我们无法明确给出总经理持股比例对企业绩效的影响程度。可能存在两方面原因：一方面新疆上市企业总经理持股企业相对样本总体来说比例较低，总经理持股企业样本不足；另一方面总经理持股比例较低，对企业绩效影响不是十分明显。

表5 企业绩效与经理层解释变量实证模型回归结果

经过回归分析得出企业规模的自然对数的回归系数为-0.2582591，说明企业规模的自然对数与每股收益在99%的显著性水平下呈负相关关系。再次支持了我们的假设3。经过分析主要由两方面原因：一是由于理性经济人假设，人的精力是有限的，企业规模的扩大对企业经营者的能力要求呈几何倍数增加，资源利用效率会相应降低，会出现边际效益递减；二是文中以企业注册资本作为企业规模以及以每股收益衡量企业绩效，都存在一定的局限性与片面性，因为每股收益=净利润/股份总数，股份总数越大，对每股收益的稀释性越强。

行业控制变量的回归系数显著性水平为90%，说明行业对企业绩效存在显著影响。行业作为企业生存的大环境，行业整体盈利能力很大程度上影响企业经营趋势。经过数据分析可以看出，如农林牧副渔的盈利水平普遍低于制造业，而新兴的金融服务业则一路领先。主要是因为农林牧副渔等传统行业的技术已经标准化，行业利润透明化，企业很难获得超额利润。随着我国经济的快速发展及中央新疆经济工作会议的召开，新疆企业迎来了新一轮的发展机遇，金融业作为企业经营的重要融资渠道，发展速度相对较快，因此企业绩效相对较好。

四、结论

首先，新疆上市公司经理层激励以货币薪酬为主，总经理持股等长期激励尤为不足。近年来，新疆上市公司经理层薪酬均值有逐年上升的趋势，但是薪酬均值的标准差不断增大，说明样本企业经理层薪酬差距正在在拉大。但从总经理持股比例来看，总经理持股企业少、持股比例低的现象并未发生明显的变化，表明经理层的报酬支付方式与激励形式没有根本性的转变，长期激励不足的现象仍将长期存在。同时也可能与我国上市公司企业股权激励计划的目的有关，吕长江等认为我国部分上市公司股权激励方案既存在激励效应又存在福利效应，但由于股权激励的动机是出于福利的目的，股权激励没有作为代理成本的替代却成为代理成本的结果。

其次，新疆上市公司经理层薪酬均值与企业绩效存在显著正相关关系，总经理持股比例与企业绩效关系不明显。前者说明新疆上市企业的薪酬激励是建立在以企业绩效为基础上的，现行的企业经理层薪酬中风险收入的比例逐渐提高，促使经理层提高自身努力程度，保持企业经营者与所有者目标的一致性，有利于企业绩效的提升。但由于经理层报酬以上一年企业经营绩效确定当年薪酬，奖惩出现一定的滞后性，数据分析发现企业当年出现严重亏损，经理层薪酬却大幅上扬。“重奖轻罚”的处理方法对提高薪酬激励制度的有效性是不利的。当高管面临决策时，会权衡潜在的收益与损失，当意识到可能的收益会提高自身的薪酬，可能的损失却不会降低自己的薪酬时，往往会做出冒险的决策。同时，这种情况会导致经理层过分看重短期的经济效益，忽视企业的长期战略规划，经理层更趋向于牺牲企业的长期利益换取显著的短期效益。因此，新疆上市企业应该逐步完善经理层激励机制，短期激励与长期激励相结合，丰富经理层激励方式。在物质激励的基础上，强化经理层的精神激励。

（注：本文受河南工程会计研究中心资助。）

[1]朱晓琴：创业板上市公司非家族管理层激励与绩效相关性的实证分析[J].企业研究，2013（ 10）.

[2]方军雄：我国上市公司高管薪酬存在粘性吗？[J].经济研究，2009（ 3）.

[3]宋增基、郑海健、张宗益：公司治理的监督机制与激励机制见的替代效应——基于中国上市公司EVA的时间研究[J].管理学报，2011（ 6）.

[4]辛金国、王琳燕：董事会监督与总经理激励对绩效的影响——基于我国中小板家族企业研究[J].技术与经济管理研究，2013（ 2）.

[5]周林洁：完善上市公司高管薪酬激励制度的对策[J].经济纵横，2013（ 5）.

[6]武立东：中国民营上市公司治理及其评价研究[M].天津：南开大学出版社，2007.

[7]李维安、张国萍：经理层治理评价指数与相关绩效的实证研究——基于中国上市公司治理评价的研究[J].经济研究，2005（11）.