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零售业上市公司高管薪酬和公司绩效的实证研究

出处:论文网
时间:2015-08-13

零售业上市公司高管薪酬和公司绩效的实证研究

  一、引言

  (一)研究背景。随着股份制公司的发展,股东委托经营者管理企业,为实现股东的目标而努力,但经营者与股东的目标并不完全一致。为了防止经营者背离股东目标,企业建立了与员工的岗位、能力、绩效挂钩的薪酬体系。我国上市公司从1998年开始在年报中披露高级管理人员的薪酬情况,上市公司管理者薪酬问题也成为社会关注的热点,并产生了一些有价值的研究成果。但是,国内外的研究成果很少是针对具体行业进行的。本文选取了零售业上市公司进行研究,以期对这一行业高管薪酬和经营绩效间的关系做出进一步的探索和有益的补充。

  (二)文献综述。

  Jensen和Murphy(1990)用回归分析估计了现金报酬、购股权、内部持股方案和解雇威胁所产生的激励作用,认为高管报酬和公司绩效有微弱的关系。Hall和Liebman通过对经营者报酬对季度业绩的影响的研究,认为经营者报酬和企业绩效强相关,而这种强相关几乎完全是由于所持股票和股票价值的变化所引起的。Mehran(1995)通过对经营者报酬构成内容和经营业绩的研究,认为企业业绩与经理持有股票的比例和经理其他形式的报酬的比例均呈正相关关系,且相关系数分别为2.263和0.521。

  魏刚(2000)通过对我国上市公司经验数据的研究,认为高管的年度薪酬与上市公司的经营业绩并不存在显著的正相关关系,高级管理人员的持股数量和公司绩效并不存在显著的正相关关系。宋增基、张宗益(2002)以1999年度公司的年报为研究窗口,研究了公司绩效与经理人员薪酬的相关性,研究发现:经理人员年薪对公司绩效有显著的正面影响。张俊瑞、赵进文(2003)以2001年上市公司公布的年报数据为主要研究对象,发现高级管理人员年度薪酬与公司绩效及公司规模呈较显著的、稳定的正相关。李平(2005)通过对上市公司激励机制的实证研究发现公司绩效和经理人员薪酬呈正相关关系。

  二、研究设计

  (一)样本选取。2011年1月1日之前在我国深、沪A股上市的零售业公司有96家,考虑到样本的一般代表性,为确保数据的准确性,本文剔除了10家停牌的上市公司,最终选取86家上市公司2011-2013年的财务数据作为研究样本。

  (二)研究假设。

  假设1:零售业上市公司的经营绩效(每股收益)与高管货币性薪酬(对数形式)存在正相关关系。

  假设2:零售业上市公司的经营绩效与高管持股比例存在正相关关系。

  (三)变量选择。

  1.被解释变量(公司绩效)。本文选取会计指标基本每股收益(EPS)来度量。计算方式为:每股收益=净利润/总股数。

  2.解释变量(高管薪酬)。本文选取高管货币性薪酬和高管持股比例两个变量来度量。高管货币性薪酬,本文以金额最高的前三名高级管理人员税前薪酬总额之和除以3的均值作为高管货币性薪酬的代理变量。这里的高级管理人员是狭义的,即剔除纯粹的董事和监事以外的高级管理人员。由于高管货币性薪酬的“偏移”性质,本文对其取自然对数,LnCEOC=ln(金额最高的前三名高级管理人员税前薪酬总额/3)。高管持股比例(CEOP),本文是指企业财务报告中列示的所有高级管理人员年末持股数除以总股本的比例。

  3.控制变量。为了控制其他因素对高管薪酬的影响,本文引入了以下控制变量。(1)资产负债率。通常资产负债率越高,公司对盈余的管理越谨慎,公司的经营业绩较好。资产负债率LR=年末负债总额/年末资产总额。(2)营业收入增长率。正的营业收入增长率代表公司经营较好,负的营业收入增长率代表经营较差。营业收入增长率=(本期营业收入-基期营业收入)/基期营业收入。(3)公司规模。本文采用总资产对数作为公司规模的代理变量。一般情况下,规模较大的公司会给高管较高的报酬。LnSIZE=ln资产总额。(4)董事会规模。高管薪酬由董事会决定,不同的董事会规模对高管薪酬的影响会有所不同。lnDIR=ln(公司中董事会人数)。

  (四)模型构建。本文参考了方谋耶和潘佳佳(2008)、王鑫(2012)提出的有关公司绩效和高管薪酬的实证分析模型,修改代理变量,建立了以下实证分析模型,以相关性分析和回归分析的方式来验证假设。

  EPS=β0+β1lnCEOC+β2CEOP+β3lnSIZE+β4lnDIR+β5GR+β6LR+ε (1)

  三、实证分析

  (一)描述性统计。在进行回归分析之前,我们先进行描述统计分析。从表1可以看出,2011-2013年86家零售业上市公司的基本每股收益(EPS)的均值是0.4796,高管货币性薪酬平均值的自然对数(lnCEOC)的均值是3.99,高管持股比例(CEOP)均值是2.637%,资产负债率(LR)的均值是52.5686%,营业收入增长率(GR)的均值是15.0073%,总资产自然对数(lnSIZE)的均值是22.05,董事会人数自然对数(lnDIR)的均值是2.25。

  (二)相关性分析。本文用SPSS 17.0软件对变量进行Pearson相关性分析,分析结果如表2所示。可以看出:第一,高管货币性薪酬均值的自然对数与高管持股比例的相关系数为0.109,即两个自变量之间弱相关。第二,基本每股收益与高管货币性薪酬均值的自然对数、营业收入增长率、总资产的自然对数、董事会人数的自然对数呈显著的正相关关系。   (三)回归分析。对高管货币性薪酬均值的自然对数和高管持股比例两个变量进行多元线性回归分析,结果如表3所示。可以看出:第一,lnCEOC和EPS在1%的显著水平上呈正相关,Pearson相关系数为0.252,回归系数为0.065;此实证结果支持假设1。第二,CEOP和EPS呈弱的正相关,此实证结果支持假设2。第三,lnCEOC、LR、GR、lnSIZE对EPS的影响是显著的,应进入模型(1)。第四,模型(1)为EPS=0.065lnCEOC-0.007LR+0.004GR+0.18lnSIZE-3.859。

  四、研究结论

  本文的实证结果表明,零售业上市公司的高管货币性薪酬与公司经营绩效呈显著的正相关性,这说明零售业上市公司的高管货币性薪酬越高,越有利于提升经营业绩;零售业上市公司高管持股比例与公司绩效呈弱的正相关性,但在统计上不显著,这说明零售业的薪酬体制中,高管货币性薪酬较高管持股比例更有利于提升公司绩效,因此零售业上市公司在制定高管薪酬政策时,应更关注于高管货币性薪酬。

零售业上市公司高管薪酬和公司绩效的实证研究

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