明如成

一、引言

19世紀(jì)30年代，委托-代理理論逐漸產(chǎn)生，通過專業(yè)的分工將企業(yè)內(nèi)部分離出單獨的所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)。但所有者追求企業(yè)價值的最大化，管理者追求自己的工資及休息時間的最大化，這導(dǎo)致所有者與管理者之間的利益沖突。為緩解這樣的沖突，所有者運用激勵手段鼓勵經(jīng)營者為企業(yè)創(chuàng)造更高的價值。但中國平安天價高管薪酬事件引人深思：高管薪酬是否合理，能否促進企業(yè)發(fā)展？本文通過20家食品制造業(yè)公司2015—2019年的數(shù)據(jù)研究高管薪酬激勵與企業(yè)績效的關(guān)系，以期發(fā)現(xiàn)食品制造行業(yè)可能存在的問題、提出建議以促進食品制造行業(yè)更好地發(fā)展。

二、研究設(shè)計

1.理論分析與假設(shè)

在所有權(quán)與管理權(quán)相分離的情況下，由于利益不同，出現(xiàn)了委托代理問題。為減少兩者的目標(biāo)沖突，企業(yè)將所有者利益與高管利益相掛鉤，促進績效的提升。因此，提出假設(shè)：高管薪酬與企業(yè)績效成正比，即高管薪酬越高公司績效也越好。

2.數(shù)據(jù)來源與樣本

本文選取20家食品制造企業(yè)2015—2019中國證券網(wǎng)數(shù)據(jù)，剔除ST公司、年度財務(wù)報表數(shù)據(jù)不完整或者存在異常的公司，結(jié)合Excel 2010以及stata 17.1對上述數(shù)據(jù)進行分析。

3.指標(biāo)選取與模型

本文以食品制造業(yè)的總資產(chǎn)收益率ROA來衡量公司業(yè)績，作為被解釋變量，以高管薪酬EP作為解釋變量衡量高管薪酬。為控制其他因素對公司業(yè)績的影響，本文以總資產(chǎn)、資產(chǎn)負債率、股權(quán)集中度、董事會人數(shù)、高管人數(shù)為控制變量（表1），建立模型：

表1 主要變量說明

三、實證分析

1.描述性統(tǒng)計分析

在運用stata 17.1軟件對上述構(gòu)建的模型進行檢驗之前，首先通過描述性統(tǒng)計，對被解釋變量、解釋變量以及控制變量的最大值、最小值、平均數(shù)（表2）進行分析。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

由統(tǒng)計結(jié)果可以看出，我國食品制造行業(yè)的總資產(chǎn)收益率平均值為5.19，但是行業(yè)內(nèi)差距大，行業(yè)內(nèi)總資產(chǎn)收益率最大值與最小值相差126，其中最小值為負數(shù)，出現(xiàn)虧損。從高管薪酬來看，行業(yè)差距不算太大，高管工資對數(shù)平均值為5.48，但有的高管薪酬為0，極有可能是由于企業(yè)虧損導(dǎo)致。相比高管薪酬激勵，食品制造業(yè)的期末資產(chǎn)差距不大，期末資產(chǎn)總額對數(shù)最大與最小值相差5，平均數(shù)為22.2，說明食品制造行業(yè)內(nèi)資產(chǎn)規(guī)模相當(dāng)。但其資產(chǎn)負債率差異極大，最大值與最小值都與平均值相距甚遠，可以看出食品制造業(yè)內(nèi)部部分企業(yè)保守，不敢大規(guī)模的舉債，但部分企業(yè)敢于運用財務(wù)杠桿擴大資產(chǎn)規(guī)模以獲得更大的收益。同時，食品制造行業(yè)內(nèi)股東持股比例差距也有較大的差異，最大值與最小值相差47%，最小值為2%的公司股權(quán)過于分散，不利于對公司的掌控，最大的為49%幾乎達到半數(shù)之多，如此集中的持股比例也是不利于公司發(fā)展的。同時，董事會的成員數(shù)目與高管人數(shù)相差也很大，其中董事會中最多有18名成員，最少僅僅只有5名成員，有的企業(yè)完全是一言堂，而有的企業(yè)權(quán)力過于分散，這樣的組織設(shè)置都是不利于企業(yè)發(fā)展的。綜上可以發(fā)現(xiàn)，我國食品制造行業(yè)內(nèi)的差距較大兩極分化較為嚴(yán)重。

2.相關(guān)性分析

運用stata 17.1軟件進行相關(guān)性分析（表3），由相關(guān)系數(shù)表可以看出，控制變量與解釋變量呈現(xiàn)相關(guān)關(guān)系的區(qū)間為0.01～0.05。在0.05的顯著性水平下，高管薪酬及期末總資產(chǎn)與總資產(chǎn)負債率呈同向相關(guān)；第一大股東持股比例與資產(chǎn)負債率呈現(xiàn)反向相關(guān)；高管人數(shù)與期末資產(chǎn)及董事會人數(shù)總額呈同向相關(guān)。當(dāng)顯著性水平為0.01時，期末總資產(chǎn)與高管薪酬呈同向相關(guān)；資產(chǎn)負債率與總資產(chǎn)負債率呈負相關(guān)，與期末總資產(chǎn)呈正相關(guān)。董事會人數(shù)與期末資產(chǎn)總額呈現(xiàn)同向相關(guān)，與資產(chǎn)負債率呈同向相關(guān)。

表3 主要變量相關(guān)系數(shù)

3.回歸分析

通過對以上數(shù)據(jù)指標(biāo)進行回歸分析，根據(jù)豪斯曼檢選擇P值為0.0000，此時原假設(shè)不成立，只能選擇Fixed effect model。根據(jù)回歸分析結(jié)果得出高管薪酬與企業(yè)凈資產(chǎn)收益率關(guān)系，將回歸分析的結(jié)果帶入原模型，得到：

根據(jù)以上回歸分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)： R2=0.24，F(xiàn)=2.58，P值為0.000，說明此時的擬合度合適構(gòu)建的上述模型。由表4可知，高管薪酬與總資產(chǎn)收益率在0.05的顯著性水平下呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為0.014，驗證了之前的假設(shè)。食品制造行業(yè)的資產(chǎn)負債率與總資產(chǎn)收益率之間反向關(guān)系表明，我國食品制造行業(yè)中負債程度高的企業(yè)績效反而不好。第一大股東股權(quán)比例與總資產(chǎn)收益率呈現(xiàn)正相關(guān)，這說明一定程度上股權(quán)的集中，給予管理層一定的權(quán)利的確可以促進企業(yè)績效的提高，但是過高的股權(quán)會削弱企業(yè)的活力，成為高管的一言堂。同時，企業(yè)總資產(chǎn)的規(guī)模也與公司績效呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)的績效與資產(chǎn)規(guī)模有關(guān)，資產(chǎn)規(guī)模越大，企業(yè)的績效就會越好。但高管人數(shù)、董事會的人數(shù)，與企業(yè)績效無關(guān)，人數(shù)的多少與高管的能力無關(guān)，也會有一部分高管尸位素餐，渾水摸魚。而且，董事會的人數(shù)并不會影響企業(yè)的績效，以少數(shù)服從多數(shù)的原則進行決策不會影響企業(yè)的決定權(quán)和控制權(quán)。

表4 回歸分析系數(shù)

四、結(jié)語與建議

本文根據(jù)2015—2019年間的中國證券網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，具體分析我國食品制造行業(yè)高級管理層薪酬激勵與公司績效之間的關(guān)系，根據(jù)分析結(jié)果并結(jié)合激勵理論，發(fā)現(xiàn)我國食品制造行業(yè)的高管薪酬與績效呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，高管薪酬越高，企業(yè)績效越好。針對以上的分析結(jié)果，為我國食品制造業(yè)的發(fā)展，提出以下幾點建議。

1.適度提高高級管理層薪酬，激發(fā)高管動力

根據(jù)上述的回歸分析結(jié)果我們可以看出，增加高管薪酬可以促進企業(yè)績效的提升，但并非對高管的薪酬激勵就是越高越好，當(dāng)高管薪酬超過一定水平，就會導(dǎo)致高管產(chǎn)生懈怠心理。高管的薪酬激勵是一個長期的過程，并不能一蹴而就，因此，適當(dāng)?shù)奶嵘吖苄匠赀€是有效的，能通過薪酬的增加激勵高管努力工作，為企業(yè)創(chuàng)造更大的價值。

2.完善高管激勵制度和績效考核體系

制定高管薪酬的標(biāo)準(zhǔn)，定期對高管的績效進行考核。以市場水平作為標(biāo)準(zhǔn)來衡量，公司績效越好，高管所獲得的報酬越高，更好地督促公司高管增大企業(yè)價值。

3.增強高管薪酬的監(jiān)督管理機制

適度的增加股權(quán)集中度可以讓股東對公司的控制權(quán)增大，進而可以提高對高管的監(jiān)督，使高管既不會濫用自己的權(quán)利也不會缺乏對公司的領(lǐng)導(dǎo)與控制權(quán)。