上市公司高管在自定薪酬嗎

上市公司高管在自定薪酬嗎？——來自我國兩職兼任公司的初步證據(jù)【摘要】西方近年的研究表明，薪酬激勵并不必然是解決代理問題的有效機制，管理層權力有可能使得薪酬決定機制也成為代理問題之一部分。根據(jù)本文的理論分析，我國的制度背景也給上市公司高管自定薪酬提供了溫床。本文以董事長總經(jīng)理兩職兼任的公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)這類企業(yè)相對于其他上市公司具有以下顯著特征：高管的底薪更大，薪酬業(yè)績要么不相關要么敏感度更高，在職消費更多；而且盈余管理嚴重的公司相對于盈余管理較輕的公司，薪酬業(yè)績相關性和敏感度都更高。這些都說明，兩職兼任公司高管在利用其權力影響甚至決定自己的薪酬。雖然目前我國上市公司高管的薪酬有待提高，但必須依賴程序的完善，自我激勵將是對公司治理的踐踏，不利于企業(yè)的健康長遠發(fā)展?！娟P鍵詞】管理層權力薪酬激勵公司治理兩職兼任一、引言（一）研究背景與問題的提出在西方，管理層的薪酬激勵在薪酬契約中，管理層激勵的基本方式主要包括貨幣薪酬（包括基薪和績效獎金）、福利（含在職消費）以及股權激勵（管理層持股、業(yè)績股票和股票期權等）。由于福利多與職位相關，與業(yè)績的相關性較弱，國外研究貨幣薪酬（cashpay）以及包含貨幣薪酬和股權激勵在在薪酬契約中，管理層激勵的基本方式主要包括貨幣薪酬（包括基薪和績效獎金）、福利（含在職消費）以及股權激勵（管理層持股、業(yè)績股票和股票期權等）。由于福利多與職位相關，與業(yè)績的相關性較弱，國外研究貨幣薪酬（cashpay）以及包含貨幣薪酬和股權激勵在內(nèi)的總薪酬（totalpay）的激勵效應的文獻較多。在我國，正式實施股權激勵的公司較少，在職消費的數(shù)據(jù)不易取得。因此，本文在分析薪酬結構時，以貨幣薪酬為主，適當兼顧在職消費和管理層持股。1979）。但是，近年來許多文獻發(fā)現(xiàn)，公司高管在很大程度上影響甚至決定自己的薪酬。高管影響甚至決定自己的薪酬，是近年內(nèi)部人控制以及該領域研究的新進展。這種現(xiàn)象被一些學者披露以后，立即引起了財務、法學界的興趣和社會的廣泛關注，成為近年國外管理層激勵領域研究的一個新的熱點。正有越來越多的文獻在分析這一現(xiàn)象，并探討相應的治理完善措施。較早發(fā)現(xiàn)這一現(xiàn)象的是Main（1993），他發(fā)現(xiàn)一些CEO牢牢掌握著董事的提名過程。Hallock(1997)進一步發(fā)現(xiàn)一些公司通過與其他公司互派董事結成關系網(wǎng)，造成高管報酬決定不獨立、不公正。Conyon（1997）根據(jù)薪酬委員會的設置與高管報酬負相關的現(xiàn)象分析得出，公司薪酬委員會不起作用,而且40％的公司薪酬委員會中端坐著CEO或其他執(zhí)行董事，說明薪酬委員會并不獨立，仍受高管的影響。Yermack（1997）發(fā)現(xiàn)CEO總是在公司的好消息公布之前不久獲得股票期權，作者經(jīng)過分析排除了內(nèi)部交易和操控信息公布日期等解釋，由此得出公司經(jīng)理能夠影響自身薪酬條款的結論。學者們由此開始關注管理層權力（managerialpower）對管理層利益的影響。Coreetal.（1999）發(fā)現(xiàn)當董事會規(guī)模較大且很多外部董事由CEO來任命時，CEO的薪酬往往很高。ShivadasaniandYermack（1999）發(fā)現(xiàn)了CEO參與新的董事會成員選舉從而減少自身所受監(jiān)管壓力的證據(jù)。Bebchuketal.（2002）和BebchukandFried（2003）進一步提出了決定經(jīng)理人員薪酬契約的兩種理論：最優(yōu)契約理論和管理層權力理論。前者認為股東能夠控制董事會，并能夠按照股東價值最大化原則設計管理層薪酬安排，這種理論適合解釋股權集中的公司；后者則強調(diào)董事會不能完全控制管理層薪酬契約的設計，管理層有能力影響自己的薪酬，并運用權力尋租（rentextraction），這種理論適合解釋股權分散、存在內(nèi)部人控制的公司由于由于董事會、外部市場以及股東權力本身的局限性，最優(yōu)契約假說并不能解釋現(xiàn)實中管理層激勵的各種現(xiàn)象。Bebchuketal.（2002）提出的“管理層權力假說”（managerialpowerapproach）并不是以推翻“最優(yōu)契約論”（optimalcontractingapproach）為目的，而是希望成為最優(yōu)契約論的很好補充。其基本觀點是，管理層可以利用其權力影響自身薪酬從而獲取租金。但是，管理層不可能無限制的侵害股東利益，否則必然會遭到替換。因此，只要在一定的范圍內(nèi)不激怒（outrage）股東，通過一定的隱藏（camouflage），管理層還是可以實現(xiàn)內(nèi)部控制、影響薪酬契約進而實現(xiàn)自身利益最大化。Bebchuketal.的研究傳遞的信息是：管理層薪酬激勵并不必然是解決代理問題的工具，它自身也可能成為代理問題的一部分。他們的文獻成為該領域的經(jīng)典文獻，引發(fā)了對該問題的熱烈討論（Murphy，2002；MurphyandZabojnik，2004），并促成該領域研究的進一步繁榮。Dorff（2005）采取實驗模型證明了管理層權力理論的存在，即高管能夠運用對于董事的權力來獲取超額報酬，并提出完善董事選舉機制以降低高管的影響力。近年研究管理層權力對薪酬契約影響的文獻主要是圍繞管理層利益壕溝（managerialentrenchment）問題展開。管理層利益壕溝的基本含義是指許多公司的高管能夠通過其權力影響董事會或薪酬委員會，獲取有利的薪酬契約條款，從而即使是在業(yè)績連年下滑甚至虧損的情況下仍能繼續(xù)維持其職位或建立起一旦被迫取消職位將取得巨額利益補償?shù)男匠陾l款。具體表現(xiàn)在，一些學者發(fā)現(xiàn)：高管能夠影響薪酬委員會建立反收購條款，而且這些高管往往獲得更高的薪金、更多的期權，更可能獲得“金色降落傘”安排（Borokhovichetal.,1997）；高管能夠在股價下滑且股票期權到期無法行權的情況下，要求董事會對期權重新確定行權價（optionrepricing）(CarterandLynch,2001；Chanceetal.,2002；Chen,2004)；高管通過影響力能夠建立起有利于自己的各種期權激勵條款，比如，不過濾市場或行業(yè)等非管理層業(yè)績因素的影響，直接根據(jù)股價上升給予高管激勵；平價期權的大量采用平價期權，即at-the-moneyoption，是指期權的行權價被定為授予期權平價期權，即at-the-moneyoption，是指期權的行權價被定為授予期權時的當時股票市價。一般來說，行權價應該按照高于授予期權時當時股價的一定百分比確定。平價期權顯然有利于管理層。這種情況下，高管有可能利用私人信息，事先了解股價的漲跌動向，從而獲取租金。期權重裝是指在高管行使股票期權后馬上再按當時市價重新授予他新的期權。這種情況下，高管可能利用股價的波動而獲利。（Benchuk,2002）。Cheng（2005）進一步分析了存在管理層利益壕溝的企業(yè)，發(fā)現(xiàn)這些公司的管理層薪酬對于盈利和虧損業(yè)績存在更為明顯的非對稱性，即薪酬與盈利業(yè)績的敏感度更高，而與虧損業(yè)績敏感度更低?？梢?，研究管理層權力對管理層薪酬契約及其相關問題的影響正成為近年來國外管理層激勵領域?qū)嵶C會計研究的主流話題，管理層權力假說已成為西方學術界對高管薪酬以及薪酬業(yè)績相關性和敏感度的重要解釋依據(jù)。這些研究對于我國開展高管激勵的相關問題研究具有重要的參考意義。具體而言，在我國，管理層權力是否影響管理層的薪酬水平、薪酬結構以及薪酬業(yè)績相關性？管理層運用權力影響自身薪酬的途徑和手段如何？如何改進？這些問題有待于國內(nèi)學者開展相關研究。（二）本文的研究目的和內(nèi)容本文試圖研究我國高管權力對薪酬契約和薪酬業(yè)績相關性的影響，并嘗試對管理層影響自身薪酬的途徑進行分析與檢驗，從而為我國企業(yè)激勵機制的完善提供相關證據(jù)。為此，本文首先結合國內(nèi)制度背景上市公司的控制權狀況以及高管自定薪酬的可能性進行了分析，在此基礎上發(fā)展出相關假設。并以董事長總經(jīng)理兩職兼任公司作為研究對象，對這類企業(yè)的薪酬特征進行了分析，實證結果基本證實了我們的假設。文章后面的結構安排具體如下：第二部分是對國內(nèi)制度背景的分析和文獻回顧；第三部分是理論分析與研究假設；第四部分是數(shù)據(jù)來源與實證檢驗；第五部分是研究結論和建議。二、國內(nèi)制度背景和文獻回顧（一）國內(nèi)制度背景分析自20世紀80年代以來，我國以放權讓利為核心的改革模式逐步強化了對國有企業(yè)經(jīng)營者的激勵程度，90年代以來管理層激勵的方式日趨多樣化，管理層的薪酬和企業(yè)的績效都取得了顯著的提高。但是，90年代后期以來，高管薪酬逐漸成為社會關注的話題，如“59歲現(xiàn)象”、“窮廟富方丈”等。與此同時，許多學者發(fā)現(xiàn)，我國管理層薪酬與企業(yè)績效不相關或相關性很低（魏剛，1999；諶新民、劉善敏，2003等）。大多數(shù)學者認同的觀點是管理層薪酬過低，管理層持股的比例過低。對于該問題，學術界至今仍處于熱度討論中。筆者認為，造成管理層薪酬業(yè)績相關性低的可能原因有很多。首先，管理層薪酬本身受很多因素影響，行業(yè)、規(guī)模、所處地域等都會直接影響管理層薪酬的大小。因此，模型中不嚴格地納入控制變量，必然會影響回歸方程中薪酬業(yè)績回歸系數(shù)的顯著性；其次，管理層薪酬不能完全代表管理層激勵，比如國有企業(yè)管理層的在職消費可能遠大于貨幣薪酬，此外還有其他隱性收益等，對這些因素不加以考慮，勢必影響結論的準確性；第三，會計業(yè)績指標存在噪音，比如存在盈余管理，也會或多或少影響薪酬業(yè)績的相關性；第四，管理層激勵制度本身的確存在不合理，比如國有企業(yè)的薪酬限制、一些企業(yè)業(yè)績評價制度缺乏等，都會直接降低薪酬業(yè)績的相關性。值得注意的是，隨著輿論的壓力、觀念的提升以及企業(yè)與市場制度的完善，近年來逐漸增多的研究表明，上市公司管理層薪酬與績效已經(jīng)呈現(xiàn)出一定的相關性，如陳志廣（2002）、吳淑琨（2002）、劉斌等（2003）、張俊瑞等（2003）、魏明海等（2004a、2004b）以及杜勝利等（2005）等。筆者認為，國外關于管理層運用權力影響甚至決定自己薪酬的研究給我們以巨大啟示。深入分析管理層對自身薪酬契約的影響力問題，有助于我們從新的角度理解我國管理層薪酬以及薪酬業(yè)績相關性、敏感度等問題，也有助于進一步細致審視我國企業(yè)的公司治理現(xiàn)狀，得出新的治理建議。事實上，在我國，上市公司高管影響自身薪酬是完全有可能的。首先，我國上市公司最主要的所有權特征表現(xiàn)為“一股獨大”。雖然按照Bebchuketal.的研究，股權集中的公司易出現(xiàn)最優(yōu)契約，即股東設計高管薪酬契約。但是，我國國有控股的主體地位，帶來的是公司所有者缺位和控制權轉(zhuǎn)移到內(nèi)部人或管理層。具體來說，國家作為股東只能通過政府機構或國有資產(chǎn)經(jīng)營公司來代為行使其權力，而這些機構的官員、管理者雖然在很大程度上享有對企業(yè)的控制權，但并不承擔經(jīng)營風險，因為他們并不是實際的剩余索取者，權力與責任的不對稱導致控制權成為一種“廉價投票權”，即擁有投票權的人并不對投票的后果承擔責任（張維迎，1999）?！傲畠r投票權”的后果是，一些并不具有經(jīng)營才能但偏好于“控制權”的人可以通過賄賂擁有投票權的人來取得經(jīng)營者崗位。只要經(jīng)理不過分貪婪，保持好自己與上級的關系，經(jīng)理就成為事實上的企業(yè)控制權擁有者。大量研究表明，國有企業(yè)存在嚴重的內(nèi)部人控制（青木昌彥、錢穎一，1995；張曙光，1996；楊瑞龍等，1998）。這種內(nèi)部人控制極有可能發(fā)展到高管直接影響自身的薪酬契約。其次，目前我國大多數(shù)國有企業(yè)負責人薪酬采取企業(yè)自報、國資委審核備案的方式，存在與經(jīng)濟效益脫節(jié)的情況。據(jù)《中國企業(yè)家》雜志獲得的一項權威調(diào)查結果顯示，大部分中央企業(yè)負責人的平均薪酬水平比員工高出10倍左右，地產(chǎn)行業(yè)央企負責人與員工的收入差距最大達到27.6倍。國資委的前任和現(xiàn)任領導多次強調(diào)央企負責人與員工的薪酬差距不能再擴大。2004年6月，國資委在繼2003年底頒布《中央企業(yè)負責人業(yè)績考核暫行辦法》之后，又出臺了《中央企業(yè)負責人薪酬管理暫行辦法》。辦法規(guī)定了中央企業(yè)負責人的薪酬由基薪、績效薪金和中長期激勵單元構成，提出了對企業(yè)負責人薪酬規(guī)范管理和與業(yè)績掛鉤的具體措施。隨后，全國許多省份的國資委相繼出臺各自的省屬企業(yè)負責人薪酬管理辦法。這些辦法出臺的共同宗旨之一就是杜絕企業(yè)老總自定薪酬。高管影響甚至決定自身薪酬并不是一個遙遠的話題。例如，亞泰集團（600881）在2000年業(yè)績較上年提高了41.41％，董事會適時提出了針對包括董事、監(jiān)事在內(nèi)的高管人員的認股權激勵方案，決定由國有股東、公司以及高管自身三方共同出資購入本公司流通股，然后按貢獻獎勵給相關高管人員。在當年中小股東對此方案是心悅誠服的?？墒?，到了2001年，公司業(yè)績比2000年下滑35.82%，公司董事會再度提出提取認股權獎勵基金，中小股東立即強烈反對。亞泰集團的股權激勵變成了高管具有福利性質(zhì)的自我獎勵，這種股權激勵方案顯然已經(jīng)走調(diào)。與亞泰集團的高管相比，曾經(jīng)是“優(yōu)秀企業(yè)家”的深南電（000037）的董事長勞德容就不那么幸運了，她因為在推行股權激勵計劃過程中被涉嫌利用職權為自己謀取私利而于2002年11月被中國證監(jiān)會立案調(diào)查繼而被“雙規(guī)”具體資料可參考上海榮正投資咨詢公司，中國企業(yè)家價值報告（2003），百家出版社，2003，6：240－244。。又比如，2005年廣州沙東公司董事長楊錦興自定并提取點子獎2000萬元/年的消息公布以后，一時輿論嘩然。再如，科龍電器股份公司（000921）2000年和2001年每股虧損為0.68元和1.48元，其管理層薪酬卻連年位居我國上市公司榜首。2003年該公司本有利潤2億多，2004年一下又虧損6833萬元，股東每股虧損0.065元，而董事長顧雛軍依然領取高達600萬元的年薪，仍位居上市公司榜首。朱奕錕（2005）認為上市公司經(jīng)營者薪酬颶升的速度和幅度與公司績效具體資料可參考上海榮正投資咨詢公司，中國企業(yè)家價值報告（2003），百家出版社，2003，6：240－244。國內(nèi)文獻回顧國內(nèi)學者對于這一問題還未引起足夠重視。根據(jù)魏明海、盧銳（2005）的統(tǒng)計，李增泉等（2005）是迄今國內(nèi)唯一一篇直接研究薪酬契約是由股東控制還是經(jīng)理人控制的文獻。他認為，在股東控制論下，經(jīng)理人員的貨幣薪酬與非貨幣薪酬應該負相關，而在經(jīng)理控制論下，經(jīng)理人員的貨幣薪酬與非貨幣薪酬應該正相關。并由此進行實證檢驗，樣本數(shù)據(jù)結果最后支持股東控制論。但是，他們的研究存在缺陷。首先，他們提出的假說本身的合理性仍然有待證實，也就是說貨幣薪酬與非貨幣薪酬的相關性是否直接或完全受到股東或經(jīng)理控制的影響。其次，他們只是從總體上檢驗經(jīng)理人員是否決定或控制自身的薪酬，而沒有深入到結構內(nèi)部分析管理層對自身薪酬的影響力。換言之，直接研究管理層是否在總體上決定自身薪酬未免操之過急，在目前中國學術界，管理層是否以及如何影響自身薪酬仍是一個未解或者有待證實之謎。此外，周建波、孫菊生（2003）在研究經(jīng)營者股權激勵效應時得出的部分結論是，董事長與總經(jīng)理兼任的公司，經(jīng)營者因股權激勵增加的持股數(shù)顯著高于兩職分離的公司，而且，內(nèi)部治理機制弱化的公司，經(jīng)營者存在利用股權激勵機制為自己謀利掠奪股東利益的行為。還有一些學者（如杜勝利等，2005）在研究管理層薪酬決定因素時，發(fā)現(xiàn)了公司治理變量與薪酬的相關性，但他們并沒有從管理層權力角度對其加以剖析和引申?？梢?，尋找我國高管影響自身薪酬契約的具體證據(jù)進而分析其經(jīng)濟后果和治理途徑，仍然是一片學術的處女地，有待開展更多研究。理論分析與研究假設（一）影響管理層薪酬的基本因素業(yè)績從薪酬的功能來看，它應該與業(yè)績具有天然的相關性。如果管理層報酬與企業(yè)績效之間存在直接相關關系，那么報酬契約便能懲罰對委托人有害的行為而激勵合意的行為。但是，最優(yōu)報酬契約安排往往既要考慮管理層報酬與企業(yè)績效的相關性，又要考慮企業(yè)所處環(huán)境、發(fā)展階段和管理層愿意承受的風險水平。如果管理層是風險中性的，那么就需要讓其報酬模式由代表保險因素的固定收入和代表激勵功能的業(yè)績收入組成。事實上，大多數(shù)管理層都是風險中性的。因此，從國際上看，管理層的貨幣薪酬一般都由基薪和基于業(yè)績的獎金兩部分構成。其中，固定基薪一般分為若干級，它是根據(jù)管理層和企業(yè)過去的業(yè)績表現(xiàn)采取“計分制”來確定。不同企業(yè)間基薪的差別可能反映了企業(yè)經(jīng)營規(guī)模、經(jīng)營管理難度、行業(yè)平均薪酬、地區(qū)收入水平以及管理層風險厭惡程度等方面的差異。關于業(yè)績獎金部分，業(yè)績衡量基礎的確定是關鍵，常用的業(yè)績衡量基礎有兩種：一是會計業(yè)績基礎，如凈利潤、權益凈利率等，反映短期激勵；而是市場業(yè)績基礎，如股價、股票回報率等，反映長期激勵。目前，雖然關于固定收入與風險收入的比重以及關于會計業(yè)績和市場業(yè)績各自決定的報酬占總報酬的比重的爭論仍在繼續(xù)（即關于相對獎勵權數(shù)的討論），但至少現(xiàn)代企業(yè)管理層薪酬計劃的基本結構已經(jīng)確定（Bushman&Indjejikan;Jim&Suh,1993）。然而，我國的具體情況較為特殊。由于股份并非“全流通”，導致大股東并不關心市場上的流通股價。比較少有企業(yè)直接以股票市場回報率來衡量高管的業(yè)績，并進而確定其獎金。而且，我國股市由于各種體制性原因，股價的波動較大，莊家操控等非理性因素較多，股價并不能公正反映管理層的經(jīng)營業(yè)績，這就進一步降低了市場業(yè)績在管理層薪酬中運用的理由。因此，國內(nèi)外在衡量管理層業(yè)績是主要是會計業(yè)績，最常用的指標是ROE。資產(chǎn)規(guī)模實證研究結果大多發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模與管理層報酬之間具有顯著的正相關關系。但是，對這一現(xiàn)象的解釋卻存在著爭議。例如，F(xiàn)inkelstein和Hambrick（1988）認為大公司傾向于向經(jīng)營者支付更多報酬的原因不在于大公司有更大的支付能力，而在于大公司的經(jīng)營者支配和監(jiān)督更多的資源。White（1996）認為，大公司股權更分散，因此協(xié)調(diào)成本更高，經(jīng)營者與所有者之間的信息不對稱更嚴重；而且經(jīng)營者持有更低比例的股份，降低了股權的相對激勵效果，對股利政策更難直接監(jiān)控，所以傾向于更大強度地激勵經(jīng)營者。另外，企業(yè)規(guī)模也影響管理層的薪酬結構。一般來說，大公司更偏愛使用獎金和股票期權計劃。國外的研究發(fā)現(xiàn)，管理層往往通過構造公司帝國（empirebuilding）來實現(xiàn)控制權和薪酬利益的最大化。我國的管理層也存在著利用過度投資尋租的傾向。（張媛，2003）行業(yè)Ely（1991）指出，自選擇（selfselection）理論和委托代理理論都是對績效報酬的合理描述。這兩種理論都假設邊際生產(chǎn)和風險影響績效報酬，而它們又都依賴于生產(chǎn)環(huán)境，因此報酬也依賴于生產(chǎn)環(huán)境即環(huán)境同時影響了邊際生產(chǎn)和風險。不同的公司具備不同的生產(chǎn)環(huán)境；但是同一行業(yè)的公司的生產(chǎn)環(huán)境具有很高的相關性。而體制理論(institutionaltheory)也認為，公司為了獲得合法性和外界的認可，可能會放棄對經(jīng)濟效率的追求而效仿其他公司的報酬計劃。因為采用行業(yè)或國內(nèi)的做法可能更可靠（Gomez-MejiaandWiseman，1997）。西方的實證研究基本支持了行業(yè)對經(jīng)營者報酬設計的影響參考杜勝利、翟艷玲，總經(jīng)理報酬決參考杜勝利、翟艷玲，總經(jīng)理報酬決定因素的實證分析，管理世界，2005，8：114－120。地區(qū)我國的市場取向改革是伴隨著思想觀念的轉(zhuǎn)變而展開的。鄧小平同志“發(fā)展就是硬道理”的務實思想引導著我國從改革初期開始就有意識地鼓勵地方政府發(fā)展當?shù)亟?jīng)濟。當?shù)亟?jīng)濟增長的快慢成為地方干部獲得晉升的主要標準。由于實行分權制，地方政府在設計和實施當?shù)卣叻矫婢哂泻艽蟮淖灾鳈啵瑥亩С至舜龠M經(jīng)濟發(fā)展的各種激勵政策。很多地方政府官員發(fā)揮著經(jīng)濟發(fā)展“助手”的作用，直接卷入經(jīng)濟活動當中。而且，我國開發(fā)出一種強調(diào)在地方和部門層面逐步試驗的改革途徑。一項改革措施從開始在一個省份試驗到被中央政府批準開始在全國推行或開始被其他省份所仿效，往往需要幾年的時間。改革的另一個特點是在一個部門內(nèi)部進行部分改革，即著名的雙軌制。新的市場制度是在舊制度尚未被淘汰的情況下引入的，新舊制度的并存一直是我國制度轉(zhuǎn)變過程中的一個顯著特征。在這種政府分權、試點改革以及雙軌制普遍的制度背景下，我國地方之間的經(jīng)濟發(fā)展極不平衡、市場化進程也不一致、包括管理層激勵制度在內(nèi)的企業(yè)改革進程也不一致。在經(jīng)濟發(fā)展快、市場化建設程度高、企業(yè)制度改革較為快速的地方，管理層的薪酬數(shù)額較高，薪酬結構更趨合理?？傊?，國內(nèi)外許多研究都發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)的管理層薪酬具有顯著的差異。（二）我國管理層權力對薪酬影響的理論分析正如前文所述，國外研究發(fā)現(xiàn)公司治理相關因素特別是管理層權力會影響管理層薪酬。那么，我國的情況如何呢？1、我國的公司治理現(xiàn)狀及其對高管薪酬激勵的制約董事會或其薪酬委員會失效。2001年8月，中國證監(jiān)會發(fā)布《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》，在境內(nèi)上市公司全面引進獨立董事制度。并要求2002年6月30日前，董事會成員中至少應當包括2名獨立董事，在2003年6月30日前，上市公司董事會成員中至少應當包括三分之一的獨立董事。然而，在這種強制性制度變更的過程中，獨立董事制度并未表現(xiàn)出它預想的優(yōu)越性。譚勁松（2003）總結獨立董事制度的缺陷為存在“天災”與“人禍”。唐清泉（2005）在研究我國實施獨立董事制度的動機過程中也對我國知識型花瓶式具有一定威懾作用的獨立董事發(fā)揮作用的局限性進行了分析。朱奕錕（2005）認為大量灰色董事充斥于獨立董事隊伍是影響薪酬委員會獨立性的主要原因，而且董事會的潛規(guī)則也對獨立董事客觀評議管理層薪酬產(chǎn)生影響。我國上市公司董事會及其薪酬委員會失效的具體原因可能有：CEO影響董事會成員的任命和再任命；董事會的文化氛圍往往是倡導禮貌、恭敬和服從，導致董事支持而非監(jiān)督CEO；獨立董事降低CEO薪酬的激勵不足，包括收益不高、成本很高以及獨立董事市場“僧多粥少”；董事和CEO的信息不對稱，造成CEO可能利用預算編制和聘請薪酬顧問獲取對自己有利的薪酬方案。嚴重的大股東控制和失效的股東大會制度。相對于美、英等國家，我國的股權集中度非常高。大股東控制，董事長、總經(jīng)理兼任等行為，導致以董事長、總經(jīng)理為代表的管理層權力膨脹。絕大多數(shù)企業(yè)股東大會沒有實行累計投票制度，股東大會由大股東操縱，淪為形式。大股東可以不需要顧及中小股東的利益，管理層只需要考慮大股東以及自身的利益需要。因此，正如許多研究所發(fā)現(xiàn)的，一方面，大股東“掏空”上市公司的現(xiàn)象頻頻發(fā)生；另一方面，高管能夠獲得天價的薪酬。大股東控制，是造成我國公司治理失效的根本原因。監(jiān)事會失效。我國《公司法》沒有專門規(guī)定監(jiān)事會中股東代表與職工代表的比例。在幾乎所有的上市公司中，黨委書記通常被任命為監(jiān)事會主席或副主席。工會代表在監(jiān)事會中并不占有很大比例。監(jiān)事的平均薪水比董事略低，監(jiān)事會召開會議的次數(shù)比董事會少，監(jiān)事會會議出席的情況也不好。監(jiān)事會更多地起到“裝飾”作用。監(jiān)事的低水平和較少的職業(yè)經(jīng)歷使得監(jiān)事事實上沒有能力監(jiān)督董事和經(jīng)理層。此外，監(jiān)事會沒有成立那些在工業(yè)化國家中非常普遍的財務與審計委員會。《公司法》沒有規(guī)定董事會和經(jīng)理層必須定期向監(jiān)事會報告，而且，監(jiān)事們既沒有參與對董事和經(jīng)理層的選任，也沒有對他們進行約束的手段。（坦尼夫、張春霖、白瑞福特，2002）外部治理環(huán)境失效。由于國有股、法人股不能自由流通，導致公司控制權市場給經(jīng)理人員帶來的解雇威脅和風險降低，使得高管提高薪酬的相關成本大大減少。破產(chǎn)法實施不得力，也是經(jīng)理人員的權力濫用風險降到極低水平。公司法以及相關行政規(guī)范中關于薪酬訴訟制度限制了股東對管理層薪酬的監(jiān)督權。2、我國管理層權力影響薪酬的理論預期我國的上市公司仍是以國有控股類公司為主體的。這類企業(yè)以所有者主體缺位和內(nèi)部人控制為代表代理問題較為嚴重。國有控股企業(yè)的高管大多屬于官員型企業(yè)家。這些高管往往具有政府官員背景，業(yè)績并非考核評聘高管的唯一指標，造成高管長期在位，管理層權力極大。薪酬的確定過程中往往是CEO自報金額，薪酬委員會中包括獨立董事在內(nèi)的委員獨立性不高，上級主管部門同樣處于代理鏈中的一環(huán)缺乏監(jiān)督動力，造成薪酬方案審批名存實亡，高管在很大程度上決定著自己的薪酬。長期以來管理層薪酬與行政級別掛鉤，因此，高管在觀念上仍希望維持過去穩(wěn)定的收入，而不希望更多的薪酬于暴露于風險之中。此外，即使是非國有控股類企業(yè)，在管理層權力較大的情況下，他們也同樣傾向于施加影響甚至直接利用權力提高自身的固定薪酬。由此，我們提出假設1。假設1：其他條件相同情況下，管理層權力支配型企業(yè)管理層的底薪較大。國外在研究管理層薪酬業(yè)績的相關性時，主要是圍繞薪酬業(yè)績敏感度（payperformancesensitivity）問題展開。薪酬業(yè)績敏感度實際上就是構建以薪酬為因變量的回歸方程時，業(yè)績自變量對應的回歸系數(shù)，它表示業(yè)績提高所對應的薪酬提高程度。如果薪酬業(yè)績敏感度高，說明激勵和約束力度大；反之，則表示激勵與約束力度小。但是，一般來說，薪酬與盈利和虧損業(yè)績具有非對稱的敏感系數(shù)。也就是說，薪酬對盈利業(yè)績的敏感度更高，薪酬對虧損業(yè)績的敏感度更低。這也是符合薪酬設計中的保?。钤瓌t的。但是，在管理層權力支配型企業(yè)中，管理層完全可能利用影響力致使董事會通過對自己更為有利的獎勵方案。Cheng（2005）發(fā)現(xiàn)在美國市場上，管理層薪酬與盈利業(yè)績的敏感度更高，而與虧損業(yè)績的敏感度更低。我國研究薪酬業(yè)績敏感度的文獻還非常少過去的文獻多在爭論薪酬業(yè)績是否顯著相關。近期的文獻較多發(fā)現(xiàn)薪酬業(yè)績是顯著相關的。這時才開始探討薪酬業(yè)績敏感度及其高低問題，例如張必武、石金濤（2005）。，是否存在此種情況還是一個有待檢驗的假設。從目前的管理層權利配置情況來看，這種狀況是有可能的。值得考慮的是，管理層薪酬與業(yè)績相關性問題是在20世紀90年代成為我國社會關注的問題，雖然證監(jiān)會在《上市公司治理準則》中建議管理層的薪酬與業(yè)績相掛鉤，但許多企業(yè)仍然沒有明確的業(yè)績考評制度，特別是一些積重難返業(yè)績長期低迷的企業(yè)。本文認為，在這種情況下，管理層權力支配型企業(yè)極有可能在管理層權力的影響下通過一些薪酬與業(yè)績不相關或弱相關的薪酬方案。因此，本文在提出下面假設2的同時，嘗試提出三個具有一定競爭性的子假設：假設2a、假設2b和假設2c。其中，假設2a和假設2b主要適過去的文獻多在爭論薪酬業(yè)績是否顯著相關。近期的文獻較多發(fā)現(xiàn)薪酬業(yè)績是顯著相關的。這時才開始探討薪酬業(yè)績敏感度及其高低問題，例如張必武、石金濤（2005）。通過這三個假設的檢驗也可以反映我國管理層風險報酬有效性的現(xiàn)狀。具體來說，假設2：與其他企業(yè)相比，管理層權力支配型企業(yè)會采取對管理層較為有利的獎金方案。假設2a：與其他企業(yè)相比，管理層權力支配型企業(yè)管理層薪酬與業(yè)績的敏感度更高。假設2b:與其他企業(yè)相比，管理層權力支配型企業(yè)管理層薪酬與盈利虧損業(yè)績具有更為明顯的非對稱性，即管理層薪酬與盈利業(yè)績敏感度更高，與虧損業(yè)績敏感度更低。假設2c：與其他企業(yè)相比，管理層權力支配型企業(yè)管理層薪酬與業(yè)績不相關或弱相關，以使管理層避免受到業(yè)績約束影響薪酬。Jensen和Meckling（1976）認為，當公司管理者不是擁有100％的股權時，就會出現(xiàn)代理問題。如果公司全由一個人所擁有及管理，這個所有者兼管理者的管理目標全是為了增加個人的財富。但是，如果這個所有者兼管理者將一部分股權出讓給其他投資者，就會出現(xiàn)利益沖突。他可能不像以前那樣努力工作來增加股東的財富，因為其中部分財富已經(jīng)不再屬于他自己。而且他會要求領取較高的薪酬、補貼或職務消費(perquisiteconsumption，因)為其他股東會分擔一部分的成本?，F(xiàn)代企業(yè)中，管理層的持股比例往往很低，此時代理問題會更加嚴重。因此，當企業(yè)管理層的權力較大時，管理層會盡力攫取各種福利包括在職消費。在我國，由于長期以來薪酬體制沒有放開，企業(yè)管理層的薪酬與行政工資級別掛鉤，或者是以不超過職工平均工資的多少倍加以約束。而且，“為富不仁”、“劫富濟貧”、“不患寡，而患不均”等傳統(tǒng)“仇富”思想導致管理層不愿意自己的顯性報酬過高，而往往追求隱形收益。國有企業(yè)的所有者主體缺位，給內(nèi)部人控制以及大量攫取在職消費打開了方便之門。陳冬華、陳信元等（2005）發(fā)現(xiàn)我國國有企業(yè)由于薪酬管制的存在，在職消費成為國有企業(yè)管理人員的替代性選擇。本文認為，在管理層權力支配型企業(yè)中，管理層同樣有提高在職消費的動機。因此，提出假設3。假設3：其他條件相同情況下，管理層權力支配型企業(yè)管理層的在職消費較大。由于管理層報酬與會計業(yè)績掛鉤，會計業(yè)績在一定程度上又受會計行為影響。因此，管理層有可能利用盈余管理來實現(xiàn)自身效用最大化。Watts&Zimmerman（1978）的研究表明，在采用盈余為基礎的報酬契約企業(yè)中，經(jīng)理有動機采取使其薪酬最大化的會計政策。Healy（1985）的研究發(fā)現(xiàn)，在存在上下限的經(jīng)理獎金計劃中，若當期盈利高于上限，則經(jīng)理有動機降低當期盈余，以避免永久喪失這部分紅利；若當期盈利低于下限，則管理層有可能采取洗大澡（bigbathe）的行為；只有在當期盈利目標介于上下限之間時，經(jīng)理才有激勵增加盈利以使其剛好等于上限。可見，隨著管理層報酬和會計業(yè)績關聯(lián)度的增加，管理層對盈余管理的利用會增加，操控性應計或線下項目利潤將與管理層報酬正相關。我國自1997年實施年薪制以來，上市公司便確立了“經(jīng)營者收入與企業(yè)績效掛鉤”的激勵性報酬制度。2001年《上市公司治理準則》出臺以后，管理層報酬與會計業(yè)績的關聯(lián)度迅速增加，大部分企業(yè)建立起了業(yè)績評價與薪酬獎勵制度。與此同時，我國證券市場的盈余管理甚至會計舞弊行為愈益嚴重。目前，學者們主要發(fā)現(xiàn)了上市公司在首次公開發(fā)行（IPO）、配股（rightoffer）以及避免連續(xù)三年虧損摘牌而實施的盈余管理行為。筆者認為，基于目前中國的現(xiàn)實，管理層激勵可能成為盈余管理的又一重要動因。盈余管理一方面可以直接增加管理層在任期內(nèi)的契約薪酬，另一方面，這種業(yè)績的提高可能給管理層帶來職位晉升以及更大的控制權收益從而彌補現(xiàn)有的顯性薪酬激勵不足。雷光勇等（2005）也得出管理層激勵會導致會計行為異化的理論判斷。因此，本文提出假設4。假設4：與其他企業(yè)相比，管理層權力支配型企業(yè)利用盈余管理行為提高自身薪酬。四、數(shù)據(jù)來源與實證檢驗樣本與數(shù)據(jù)來源本文主要選取2001－2003年的深滬兩市上市公司為樣本。這些樣本要求具備模型分析所需的數(shù)據(jù)資料，此外，還對這些樣本進行了以下處理：1、剔除了金融類上市公司。2、剔除了極端值樣本。3、對數(shù)據(jù)庫提取的樣本數(shù)據(jù)進行了手工檢驗，對發(fā)現(xiàn)的錯漏進行了更正。研究中所需的主要數(shù)據(jù)取自深圳國泰安公司與香港理工大學聯(lián)合開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫以及北京色若芬公司與北京大學中國經(jīng)濟研究中心聯(lián)合開發(fā)的CCER數(shù)據(jù)庫，部分數(shù)據(jù)通過查詢金融街網(wǎng)站（）和巨潮資訊網(wǎng)站（）上公布的上市公司年報取得。研究中主要使用了SPSS11.5和Eviews、Excel等統(tǒng)計軟件。變量的選取對于管理層權力指征的選擇，國外文獻使用的方法主要有：HuandKumar（2004）以CEO的任期和服務年數(shù)、董事會獨立性（以外部董事比例表示）、CEO是否兼任董事長、CEO是否兩年內(nèi)退休、是否存在大股東等指標綜合反映管理層權力；Cheng(2005)以連續(xù)五年業(yè)績都位于同行業(yè)最后25％區(qū)間但CEO在第六年仍然在位的企業(yè)作為研究樣本，這類企業(yè)往往高管的權力較大。Bebchuketal.（2002）則認為管理層權力較大的企業(yè)主要存在于股權較為分散的公司。Bebchuketal.（2002）的方法在中國也可能存在問題，因為中國恰恰是在股權集中的情況下更可能出現(xiàn)管理層的利益侵占。當然，在股權分散的情況下，管理層也可能實施利益侵占。但在未作證實之前，我們無法用股權集中度的高低來判斷管理層權力的大小。Cheng（2005）中行業(yè)業(yè)績排名約束管理層任職的做法也有待檢驗。因此，筆者擬借鑒HuandKumar（2004）的部分指標，但是考慮到CEO退休的時間不確定、CEO任期數(shù)據(jù)不易取得以及獨立董事制度的效果有待驗證等原因，本文最終考慮以董事長、總經(jīng)理兩職兼任作為管理層權力的代表一般認一般認為，兩職兼任是管理層權力的充分非必要條件。筆者將在后續(xù)研究中探討管理層權力的其他充分或必要條件。關于公司高管的范圍，國外研究一般只限定為CEO。但是，由于我國年報中并未要求單獨披露CEO（或總經(jīng)理、總裁）的薪酬，我們只能考慮總經(jīng)理、副總經(jīng)理等高級管理人員團隊。我們利用年報披露的“金額最高的前三名高級管理人員薪酬總額”，取其平均值的對數(shù)作為管理層薪酬的變量值。這種做法雖然可能因為高管團隊內(nèi)部薪酬差距而影響薪酬指標的差異性，但這是在現(xiàn)有數(shù)據(jù)情況下的唯一辦法。此外，考慮到董事長、其他常務董事也可能在企業(yè)內(nèi)領薪，一旦領薪，他們也往往成為企業(yè)內(nèi)部的高管人員，同樣與CEO一樣具有利益侵占的傾向。因此，作為一種可靠性分析，我們又利用年報披露的“金額最高的前三名董事的薪酬總額”，同樣采取計算平均值取對數(shù)作為管理層薪酬變量的另一種賦值方法。研究中所用到的變量、含義及其預期符號見表1。表1變量的說明與預期符號變量代碼 含義 說明 預期符號PAY1 第一種管理層薪酬前三名高管薪酬總額的平均值取對數(shù) PAY2 第二種管理層薪酬前三名董事薪酬總額的平均值取對數(shù) POWER 兩職兼任企業(yè) 若董事長、總經(jīng)理兩職合一，取1；否則，＋ 取0。 ROE 凈資產(chǎn)收益率 凈利潤/平均凈資產(chǎn) ＋ASS 資產(chǎn)規(guī)模 期末總資產(chǎn)的對數(shù) ＋SOE 國有控股 若屬于國有控股企業(yè)，取1；否則，取0。－Ind_M 綜合類企業(yè) 若屬于綜合類企業(yè)，取1；否則，取0。 ＋Ind_L 傳播與文化類企業(yè)若屬于傳播文化類企業(yè)，取1；否則，取0。＋Ind_K 社會服務類企業(yè) 若屬于社會服務企業(yè)，取1；否則，取0。＋Ind_J 房地產(chǎn)類企業(yè) 若屬于房地產(chǎn)企業(yè)，取1；否則，取0。 ＋Ind_H 批發(fā)和零售類企業(yè)若屬于批發(fā)零售企業(yè)，取1；否則，取0。＋Ind_G 信息技術類企業(yè) 若屬于信息技術企業(yè)，取1；否則，取0。＋Ind_F 運輸、倉儲類企業(yè)若屬于運輸倉儲企業(yè)，取1；否則，取0。＋Ind_E 建筑類企業(yè) 若屬于建筑企業(yè)，取1；否則，取0。 ＋Ind_D 電、煤、水類企業(yè)若屬于電、煤、水企業(yè)，取1；否則，取0。＋Ind_C 制造類企業(yè) 若屬于制造類企業(yè)，取1；否則，取0。 ＋Ind_B 采掘類企業(yè) 若屬于采掘類企業(yè)，取1；否則，取0。 ＋D1 第一類地區(qū) 若公司所在地屬于上海、北京、天津、廣東、＋ 浙江，取1；否則，取0。 D2 第二類地區(qū) 若公司所在地屬于福建、江蘇、山東、遼寧，＋ 取1；否則，取0。 D3 第三類地區(qū) 若公司所在地屬于黑龍江、吉林、新疆、海＋ 南、湖北、河北，取1；否則，取0。 D4第四類地區(qū)若公司所在地屬于安徽、四川、廣西、重慶、＋湖南、江西、內(nèi)蒙、河南、山西、云南、西藏，取1；否則，取0。PC1第一種在職消費管理費用/主營業(yè)務收入PC2第二種在職消費（管理費用＋營業(yè)費用）/主營業(yè)務收入DA主觀應計項目按照修正的瓊斯模型計算的主觀應計項目BB巨額沖銷當ROE<－10％時，取1；否則，取0。－CL扭虧當ROE處于[0,1％]，取1；否則，取0。＋RO配股當ROE處于[6%,7%]，取1；否則，取0。－注：本文中的行業(yè)分類依據(jù)是中國證監(jiān)會2001年4月頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》，扣除金融行業(yè)后全樣本分為11個行業(yè)，因此設置10個行業(yè)虛擬變量；地區(qū)分類依據(jù)主要是考慮各地區(qū)的人均GDP和人均收入等經(jīng)濟狀況指標，并參考李增泉（2000）以及劉斌等（2003）的做法區(qū)分了5類地區(qū)，因此設置了4個地區(qū)虛擬變量。（三）實證檢驗假設1的檢驗為檢驗假設1，我們建立模型1。具體回歸結果見表2。模型1PAY=α+αPOWER+αROE+αASS+αSOE+Ind_i+D+εi 0 1 i2 i 3 i4 i i ii ii1 i1表2假設1（即模型1）的回歸結果 預期符號PAY1 PAY2 預期符號PAY1 PAY2 5.8964.648 .029 .005 截距 Ind_F (17.366)(11.910) (1.174)(.184) .0481.040 .026 .031 POWER Ind_E (3.1132)(2.295) (1.295)(1.398) .075.053 .035 -.002 ROE Ind_D (4.793)(3.035) (1.434)(-.070) .257.309 .007 .041 ASS Ind_C (15.690)(16.799) (.155)(.757) -.087-.084 .006 .007 SOE － Ind_B (-5.474)(-4.648) (.308)(.302) .068.092 .396.334 Ind_M D1 (2.392)(2.889) (12.089)(9.405) .041 .035 .148.166 Ind_L D2 (2.317)(1.745) (5.239)(5.276) .072.067 .016 .013 Ind_K D3 (3.086)(2.603) (.599)(.430) .055.067 .056.090 Ind_J D4 (2.496)(2.783) (1.880)(2.719) .052 .073 Ind_H F 59.66041.002(1.711)(2.103).126.106 Ind_G Adj-R2 .262 .229(4.800)(3.693) N 3133 2559注：（1）、、分別表示在1％、5％和10％水平上顯著。下同。（2）1表示標準回歸系數(shù)；2表示回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量。下同。（3）回歸過程中都檢驗了系數(shù)VIF值和模型的DW值，排除了多重共線性和自相關的影響。下同。表2中POWER的系數(shù)說明，兩職兼任企業(yè)的管理層薪酬顯著為正，假設1得到證實。假設2的檢驗為檢驗假設2a和假設2b，我們建立了模型2。具體回歸結果見表3。模型2PAY=α+αPOWER+αROE+αPOWER×ROE+αASS+αSOEi 0 1 i2 i 3 i i 4 i5 i11 4+bInd_i+cD+ε i ii ii1 i1由于檢驗假設2b時需要區(qū)分盈利業(yè)績和虧損業(yè)績各自的薪酬業(yè)績敏感度，本文沒有采用Cheng（2005）的做法，即在一個回歸方程中再加入虧損業(yè)績變量和虧損業(yè)績與管理層權力啞變量的交叉項，因為這會帶來嚴重的多重共線性。本文采用將盈利樣本和虧損樣本分開來分別檢驗其薪酬業(yè)績敏感度的做法，因此分別被稱為假設2b（即薪酬與盈利業(yè)績的敏感1度更高）和假設2b（即薪酬與虧損業(yè)績的敏感度更低）。為了節(jié)約篇幅，我們不再列出控2制變量的具體結果，下同。表3假設2a和假設2b（即模型2）的回歸結果 預期 PAY1 PAY2符號假設2a假設2b假設2b假設2a假設2b假設2b2 1 25.7406.2985.7654.6635.1444.627截距 (16.964)(17.861)(5.486)(11.939)(12.577)(4.054) .047.069 .078 .041 .057 .023POWER (3.040)(3.023)(1.588)(2.328)(2.139) (.408) .018 .144 -.057 .049.166 -.097ROE (1.152)(7.927)(-1.216)(2.698)(8.204)(-1.494)POWER× .028 -.036 .098 .018 -.019 .126－ROE (1.781)(-1.479)(1.840)(1.015)(-.669)(1.778) .265.232.271.309.277 .364ASS (16.230)(13.433)(5.672)(16.789)(14.323)(6.398) -.086-.070-.158-.085-.069 -.111SOE －(-5.355)(-4.108)(-3.293)(-4.677)(-3.637)(-1.961)IND 行業(yè)控制行業(yè)控制行業(yè)控制行業(yè)控制行業(yè)控制行業(yè)控制 D 地區(qū)控制地區(qū)控制地區(qū)控制地區(qū)控制地區(qū)控制地區(qū)控制 F 55.528 50.690 8.713 39.004 37.109 6.076Adj-R2 .258 .263 .305 .229 .241 .265 N 3133 2782 351 2559 2275 284注：假設2a是全樣本，假設2b是盈利業(yè)績樣本，假設2b是虧損業(yè)績樣本。 1 2由表3中POWER和ROE的交叉項的回歸系數(shù)來看，假設2a基本成立，假設2b不成立。也就是說，兩職兼任企業(yè)的薪酬業(yè)績敏感度相對于其他企業(yè)更高（其中，PAY1顯著，PAY2不顯著）。但尚未有顯著證據(jù)顯示，管理層能夠使自己盈利業(yè)績的薪酬敏感度更高，虧損業(yè)績的薪酬敏感度更低。而且，我們發(fā)現(xiàn)一個不合理的現(xiàn)象，在虧損業(yè)績情況下，所有上市公司薪酬業(yè)績回歸系數(shù)都為負，說明我國企業(yè)還沒有建立起業(yè)績薪酬的懲罰約束機制。為了檢驗假設2c，本文構建了模型3。并分別區(qū)分兩職兼任樣本和非兩職兼任樣本進行檢驗。具體回歸結果見表4。模型3PAY=α+αROE+αASS+αSOE+Ind_i+D+εi 0 1 i 2 i3 i i ii ii1 i1表4假設2c（即模型3）的回歸結果 PAY1 PAY2 預期符號非兼任樣本兼任樣本非兼任樣本兼任樣本5.8127.0284.6914.408截距 +(16.148)(6.509)(11.436)(2.967) .070 .105 .050 .056ROE + (4.268) (1.918) (2.710) (.935) .259 .228 .310 .309ASS +(14.924)(4.285)(15.906)(5.252) -.081 -.135 -.070-.177SOE -(-4.854)(-2.442)(-3.686)(-2.911)IND 行業(yè)控制行業(yè)控制行業(yè)控制行業(yè)控制D 地區(qū)控制地區(qū)控制地區(qū)控制地區(qū)控制F 58.643 5.007 39.277 4.422Adj.R2 .270 .180 .232 .183N 2804 329 2283 276從表4可見，按照前三名高管薪酬總額（即PAY1），非兩職兼任樣本的薪酬與業(yè)績敏感性很顯著（1％），而兩職兼任樣本的薪酬業(yè)績敏感性只在10％水平顯著。而且，我們發(fā)現(xiàn)，兩職兼任樣本與非兩職兼任樣本相比，底薪（即截距）大(7.0285.812)，薪酬業(yè)績敏感度更高（.105.070）。按照前三名董事薪酬總額，非兩職兼任樣本的薪酬與業(yè)績敏感性仍然很顯著（1％），而兩職兼任樣本的薪酬業(yè)績敏感性不顯著。這說明，兩職兼任樣本的高管薪酬仍受到業(yè)績約束，但其董事薪酬已經(jīng)避開業(yè)績的約束。表4顯著支持假設2c，也在一定程度上佐證了假設2a。本文的證據(jù)也說明，管理層權力是阻礙薪酬業(yè)績相關性的一股逆流，值得監(jiān)管部門和投資者關注。3、假設3的檢驗為了檢驗假設3，本文構建了模型4。具體回歸結果見表5。模型4PC=α+αPOWER+αPAY+αASS+αSOE+αROE＋εi 0 1 i 2 i 3 i 4 i 5 i i其中，PC是指在職消費（PerquisiteConsumption）。計算在職消費有兩種做法：第一種：李增泉等（2005）采用管理費用占主營收入的比重即管理費用率來反映在職消費的程度。第二種：考慮到一些研究發(fā)現(xiàn)高管還可能利用營業(yè)費用特別是銷售費用隱匿職務消費，本文還采用營業(yè)費用與管理費用之和占主營業(yè)務收入的比重來反映在職消費的程度。表5假設3（即模型4）的回歸結果 預期符號 PC1 PC1 PC2 PC28.3067.6538.8708.209 截距 (4.476)(3.619)(4.528)(3.678).068.059.070.059 POWER (3.871)(2.997)(3.880)(2.973)-.043 -.040 PAY1 － (-2.100) (-1.957) -.019 -.017 PAY2 － (-.872) (-.747)-.054-.056-.058-.059 ASS －(-2.824)(-2.596)(-2.967)(-2.728)-.058-.048-.058-.048 SOE －(-3.180)(-2.350)(-3.136)(-2.321)-.168-.166-.168-.166 ROE －(-9.565)(-8.482)(-9.402