吴 亭 李 霞

（安徽财经大学，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

薪酬契约是委托代理理论的核心内容（Holmstorm,1979）。高管薪酬激励被视为公司治理的重要问题，一直是学术界研究的热点。究竟哪些因素影响企业薪酬契约的制定，依然是学者们探讨的话题。因此大量文献关注薪酬契约的影响因素，如：政治环境与企业产权性质（刘慧龙、张敏等，2010；马连福等，2013）；企业特征，如：税收（王娜等，2013）、家族上市公司内部关联交易（潘红波等，2014）、债务水平（江伟，2008）、企业风险（陈震，2013）、社会责任（王新等，2015）；公司治理，如：股权集中度（Core、Holthausen、Larcker，1999；Cyert、Kang and Kumar，2002）、 管理层权力（卢锐，2008）、资本结构（顾劲尔，2009）、公司治理结构（朱梦舒，2013）；银行关联（张敏等，2012）等。然而，随着我国公司治理不断完善，企业薪酬契约的制定不仅要考虑企业自身的特征、政治及产权等方面的因素，还要考虑企业战略这个外在因素。企业战略是一种行为模式（明茨伯格，1998），其通过影响高管行为，进而对企业具体的经营管理产生深远影响。薪酬契约是激励和约束高管行为的有效手段，因此，企业战略会通过影响薪酬契约，影响高管行为。

但是现有文献并未直接研究企业战略对薪酬契约的影响，换言之，他们均未检验企业战略是否会影响薪酬契约。面对日益激烈的市场竞争，战略管理能有效促进企业更加主动、积极应对风险，提高企业绩效。企业战略是企业内外部优势和劣势之间多次匹配后的结果。一般来讲企业战略越激进，绩效越高。但是企业战略若过度激进，可能会导致企业绩效的下降。提高薪酬业绩敏感性，能有效防止高管滥用激进型战略，降低代理成本，缓解高管机会主义动机。薪酬契约越是与企业战略匹配，越能保证战略实施（陈娜，2012）。错误的战略决策会给企业带来严重后果，战略评价对于企业正常运营非常重要，与企业战略相匹配的薪酬激励方案会提高高管对战略评价的及时性和准确度，为企业有效开展战略评价提供保障。薪酬水平的高低与企业战略相关（Miles,Snow,1984），薪酬契约与企业战略的匹配贯穿于战略管理全过程。企业战略是薪酬激励方案的影响因素，也是薪酬契约制定的依据。

我们运用中国上市公司数据，实证检验了企业战略与薪酬契约的上述关系。研究结果显示，企业实施激进型战略，显著存在薪酬业绩敏感性；实施进攻型战略的企业，薪酬粘性存在更明显；而且，战略越激进的企业，越有可能授予股权激励。这一结果表明企业战略对薪酬契约产生显著影响，是薪酬契约制定依据。

本文研究贡献体现在以下几个方面：本文研究了企业战略是薪酬契约的影响因素和制定依据，丰富了现有文献的研究成果。现有文献主要从企业特征、公司治理、政治环境等方面对薪酬契约进行了研究，研究成果颇丰。但是，现有研究忽略了企业战略是薪酬契约的一个重要影响因素。从本文的研究结果看，企业战略对薪酬契约产生显著影响，是影响薪酬契约的重要因素。因此，本文丰富并拓展了现有的研究成果，具有重要的理论意义。

二、理论基础与研究假设

企业越是采取激进型战略，薪酬业绩敏感性存在就会越明显。激进型战略会在一定程度上提高薪酬业绩敏感性。高管薪酬越高，企业绩效也越高。企业战略越是激进，高管越是会加大对新产品或新技术的投资力度，提高产品的市场占有率和覆盖率，从而提高企业绩效，并获得较高的薪酬。

较高的薪酬业绩敏感性会有效降低高管滥用激进型战略的可能型，减少代理成本，缓解高管机会主义动机。因为，激进型战略往往伴随着过度投资，过度创新投资会给高管获取高额报酬提供途径（卢锐，2014）。因此高管有动机滥用激进型战略，进行过度开发新产品或新技术，获取高额薪酬。薪酬业绩敏感性是降低代理成本，提升业绩的有效手段（卢锐，2014）。当薪酬业绩敏感性较强时，高管会认真权衡是否采取激进型战略，缓解高管机会主义动机。

因此，公司股东鼓励高管采取激进型战略的同时，为尽可能降低委托代理成本，会更重视薪酬业绩敏感性。据此，本文提出第一个假设：

H1：企业战略越激进，薪酬业绩敏感性存在越明显。

随着我国市场化进程的不断推进，企业面临更大的经营风险。当业绩出现下滑时，企业为了夺回自己的市场份额和竞争优势，高管会选择进攻型战略。我们认为，企业实施进攻型战略时，薪酬粘性会更明显。

管理学家赫兹伯格认为，货币薪酬在得到满足时，高管薪酬并不存在激励效应。高管极有可能产生懒惰或懈怠情绪，造成薪酬业绩敏感性下降或不存在。为了继续激励高管，保障战略实施，当业绩出现下滑时，企业会尽量减少高管薪酬下降的幅度。业绩上升时，薪酬上升幅度明显高于业绩下降时，薪酬下降的幅度，体现薪酬粘性特征。

从经理人市场角度，高管薪酬的降低会直接影响经理人市场价值（Jensen&Murphy,1990），高管通常不愿降低自身的薪酬(孙铮 、刘浩,2004)。因此，企业业绩下滑时，实施进攻型战略，薪酬粘性特征非常明显。据此，我们提出第二个假设：

H2：企业业绩出现下滑时，实施进攻型战略，明显存在高管薪酬粘性。

股权激励作为一种长期激励方式，是薪酬契约的一个重要组成部分。企业战略越激进，面临的风险相对较高，高管短期行为会越明显，为了实现企业长远利益，企业更愿意对高管授予股权激励。因为，股权激励能有效降低高管和股东之间代理成本。为了减少高管短期行为，降低代理成本，获取公司的长期收益，高管有动机将战略类型与股权激励相匹配。据此，我们提出第三个假设：

H3：企业战略越激进，上市公司越存在股权激励偏好。

三、研究设计与样本选择

（一）模型构建

为了检验假设1，我们建立如下的回归模型：

其中，被解释变量performance代表企业绩效，企业绩效的衡量指标有很多，大体上有总资产主营业务收益率（APMO）； 每股收益（EPS）； 资产回报率（ROA）；净资产收益率（ROE）等。本文首先选用第一种指标衡量企业绩效，在对实证检验结果进行稳健性检验时，再使用净资产收益率（ROE）指标。解释变量PAY,表示公司高管薪酬，由于高管薪酬结构中现金薪酬比重较大（Lambert and Larcker，1987)，而且高管持股比例普遍较低，零持股现象也很普遍（李增泉，2000；魏刚，2000），借鉴现有文献做法（张俊瑞，2003；方军雄，2011），我们主要考察现金薪酬，以高管人均年度现金薪酬的自然对数来衡量高管薪酬。

解释变量CS1，表示企业战略类型中激进型战略。战略类型是激进型战略的取值1，否则取值0。PAY*CS1是高管薪酬与企业战略的交互项，根据假设1，该变量的系数应该显著为正。根据SPACE矩阵法，激进型战略进一步划分为进攻型战略和竞争型战略；防守型战略细分为保守型战略和防御型战略。解释变量CS2_1代表进攻型战略，解释变量CS2_2表示保守型战略，另一种防守型战略，我们称之为防御型战略，用CS2_3表示。以竞争型战略为基准变量，当战略类型为进攻型时，取值为1，否则取值为0；当战略类型为保守型时，取值为1，否则取值为0；当战略类型为防御型时，取值为1，否则取值为0。

借鉴张俊瑞（2003）、卢锐（2011,2014）、方军雄（2011）等的做法，我们还设置了如下一些控制变量：LEV为资产负债率，反映企业风险水平，用期末负债总额除以期末资产总额表示；ATR为资产周转率，反映企业营运效率，它等于营业收入除以平均总资产；SIZE为企业规模，用年末企业总资产的自然对数衡量；APMS代表高管年末持股水平，用高管年末持股比例均值来衡量。此外，我们还控制了反映公司治理的变量：董事会独立性（ID）和董事长与总经理两职兼任（IR），两职兼任时，IR取值为1，否则取值为0。YEAR和IND分别表示年度哑变量和行业哑变量，用来控制年度效应和行业效应。

为了检验假设2，我们运行如下回归模型：

PAY*CS2_1代表高管薪酬与进攻型战略的交互项，该变量的系数表示进攻型战略下，薪酬业绩敏感系数；D*PAY*CS2_1代表在业绩出现下滑时，实施进攻型战略，薪酬业绩敏感系数。根据假设2，前者估计系数应显著为正，后者估计系数应该显著为负。模型中其他变量的定义及衡量方式与假设1中完全一致。

为了验证假设3，本文借鉴现有文献（吕长江等，2009；吕长江等，2011；肖淑芳等，2016），运行了如下模型：

其中，被解释变量为OPTION，代表是否授予股权激励。以通过股权激励草案的公告日判断是否授予股权激励。有明确股权激励草案公告日的，取值为1，否则取值为0。在稳健性检验中，我们用股权激励方案实施或股东大会通过或国资委批准来判断是否授予股权激励，回归结果未发生改变。

（二）样本选择

本文研究需要上市公司战略信息数据，而能够得到的战略信息始于1999年。因此本文研究的范围是1999年至2015年。由于战略信息需要对年报中董事会报告关于战略信息披露部分进行分析判断，本文对1999—2015年的所有上市公司年报中关于战略的信息进行手工收集，并进行归纳、分类和整理。初始样本为25912个，在此基础上，我们还对样本做了以下处理：（1）删除金融行业数据，这类公司业务特殊，适用的会计准则与其他行业不同，本文遵从研究惯例，予以剔除（2）删除重复值和缺失值（3）对样本中的连续变量进行了异常值处理（Winsorize），最终得到有效样本10151个。本文研究所运用的公司战略类型的数据来自手工收集，其他数据均来自于国泰安CSMAR数据库和WIND数据库。

四、回归结果与稳健性检验

（一）描述性统计

表1 描述性统计

表1报告了模型中各变量描述性统计结果。企业绩效（APMO）的均值为0.1331，最小值和最大值分别为-0.018,6和0.454,4，说明不同企业绩效水平差距很大；中位数为0.115,0，说明过半数的企业绩效较好。OPTION的均值为0.053,7，说明观测值中有5.37%的上市公司存在股权激励偏好。CS1和CS2_1的均值分别为0.886,8和0.712,8，说明有超过80%的公司采取了激进型战略，且过半数的公司倾向选择进攻型战略；CS2_2和CS2_3的均值分别为0.104,0和0.007,1，中位数均为0，表明观测值中采取保守和防御战略的公司相对较少。

表2报告了模型中变量之间的相关系数。左下角和右上角分别是Spearman相关系数和Pearson相关系数。企业绩效(APMO)与高管薪酬（PAY）之间的相关系数显著为正，说明高管薪酬越高，企业越是获得较高的绩效；企业绩效 (APMO)与资产负债率（LEV）显著负相关，与企业成长性（GROW）显著正相关，说明企业风险较低的企业和成长性较好的企业，越是可以获得较高的绩效。

表2 相关系数

（二）回归结果

表3报告了企业战略与薪酬业绩敏感性回归结果。结果显示，PAY*CS1的回归系数显著为正，表明企业战略越是激进，薪酬业绩敏感性存在越明显，验证假设1。这一结果说明在我国，激进型战略下，薪酬契约保障战略实施，提高企业绩效，降低代理成本。

表3 薪酬业绩敏感性回归结果

从控制变量的回归结果来看，LEV与SIZE的回归系数显著为负，表明企业风险越高，规模越大，企业绩效越低。APMS的回归系数显著为正，表明管理层持股比例越高，企业绩效越高。

表4 薪酬粘性回归结果

表4报告了企业战略与薪酬粘性的回归结果。结果同样显示PAY*CS1的回归系数显著为正，说明激进型战略下，薪酬业绩敏感性显著存在。但是D*PAY*CS1的回归系数不显著。

PAY*CS2_1的回归系数显著为正（T1=0.0081），表明进攻型战略下，薪酬业绩敏感性存在显著，同时D*PAY*CS2_1的回归系数显著为负（T2=-0.0112），表明，当业绩出现下滑时，实施进攻型战略，薪酬业绩敏感系数小于正常情况下的薪酬业绩敏感性，薪酬业绩敏感性存在不对称性。

根据陈修德等（2014）年关于薪酬粘性存在性的验证模型，T1+T2＜T1表明高管薪酬业绩敏感系数在企业业绩提升的情形下显著更大，说明高管薪酬粘性显著存在。换言之，在业绩出现下滑时，实施进攻型战略，高管薪酬存在粘性，验证假设2。这一结果表明，实施进攻型战略，当出现业绩下滑时，高管并不愿意降低报酬，业绩上升时薪酬边际增加幅度显著高于业绩下降时薪酬的边际减少幅度，具有显著的粘性特征。模型中其他控制变量的回归结果与之前的各模型回归结果基本一致。

表5 股权激励偏好逻辑回归结果

表5报告了企业战略与股权激励偏好的逻辑回归结果。结果显示，激进型战略（CS1）的回归系数显著为正，说明采取激进型战略的公司显著存在股权激励偏好，验证假设3。这一结果表明，在我国，实施激进型战略，企业会更愿意通过对高管实施股权激励，规避高管短期行为，实现长期激励。

（三）稳健性检验

为了确保本文结论的可靠性，我们更换了被解释变量Performance的衡量方法，用净资产收益率（ROE）对假设1的模型进行重新运行，发现PAY*CS1的系数显著为负，主要是因为ROE指标中净利润不仅包括主营业务利润，还包括其他业务利润和营业务收支净额的缘故。说明，激进型战略在一定程度上是存在薪酬业绩敏感性。

用ROE对假设2的模型进行重新运行，回归结果基本一致。PAY*CS2_1的回归系数为0.01193在10%的水平上显著为正，D*PAY*CS2_1的回归系数为-0.027,73在1%的水平上显著为负，支持假设2。

用股权激励方案实施或股东大会通过或国资委批准来判断是否授予股权激励，并从WIND数据库下载数据对假设3模型进行稳健性检验，回归结果基本一致。CS1的回归系数为0.645,5，在1%的水平上显著，支持假设3。

本文研究结果表明：战略越激进，薪酬业绩敏感性越强；企业实施进攻型战略，薪酬粘性更加明显；而且，激进型战略显著存在股权激励偏好，战略越激进，越有可能对高管授予股权激励。通过更换被解释变量的衡量方法进行稳健性检验，得到的结论基本一致。本文研究结论丰富了薪酬激励实证研究，揭示了企业战略是薪酬激励的一个重要影响因素，为完善薪酬契约理论、提高公司治理水平具有一定的参考价值。