CEO薪酬、董事薪酬与公司业绩---合谋还是共同激励？.doc

董事薪酬、CEO薪酬与公司业绩合谋还是共同激励？本文受教育部人文社科（项目批准号：07JC630057）以及上海社科（项目批准号：2008BJB018）资助。本文是第一作者在维也纳大学经济系从事博士后研究工作、英国剑桥和约克大学留学期间的后续研究成果之一。作者感谢英国约克大学Toms教授，匿名评审专家以及复旦大学金融研究院刘庆富、张卫平博士等同行关于年度数据和模型修正的中肯建议；同时感谢上海农商行丁平硕士所提供的数据支持工作，当然文责自负。杨 青1，高 铭2，Besim Burcin Yurtoglu3 (1.复旦大学金融研究院，上海，200433, 中国；2.复旦大学经济学院，上海，200433，中国；3.Department of Economics, University of Vienna, BZW, Brunner Street 72, A-1210 Vienna, Austria)【摘要】本文从中国沪深两市观测到的上市公司中CEO和董事薪酬的趋同现象，综合代理理论和乘员理论等多理论基础，基于薪酬激励和公司治理绩效的关系，考察了董事与CEO之间的合谋、单边激励和共同激励等复杂关系。论文采用2005-2007年度我国上市公司样本池数据，通过混合回归、固定效应回归和敏感性分析等实证检验发现，我国董事与CEO薪酬激励已初步与公司业绩挂钩，但是研究揭示CEO激励走在董事绩效激励前面，董事激励不足问题突出。进一步的研究发现上市公司中CEO薪酬与公司业绩正向相关，董事薪酬对公司业绩没有显著影响；结论认为我国上市公司中董事与CEO关系并非简单合谋或共同激励关系，而是处于CEO选择合适角色或监控得当，董事仍持代理角色，并且其战略指导要弱于监控作用的“单边激励”状况。【关键词】董事薪酬；CEO薪酬；合谋；共同激励；代理理论；乘员理论Board Compensation，CEO Compensation and Firm PerformanceCollusion or Mutual Incentive in Chinese listed companies？Qing YANG1，Ming GAO2，Besim Burcin YURTOGLU3 （1.Institute for Financial Studies, Fudan University, Shanghai, 200433, China；2.School of Economics, Fudan University, Shanghai, 200433, China；3.Department of Economics, University of Vienna, BZW, Brunner Street 72, A-1210 Vienna, Austria)Abstract：Based on the Stewardship theory and Agency theory, the paper analyzes the complex relationships between CEO and directors of board. We hypothesize there exist such three kinds of relationships as collusion, one-side incentive and mutual incentive if only considering the consistent correlation of CEOs compensation and directors compensation. Then, we test those relationships by surveying Chinese listed companies of 2005-2007 on the association between their compensation and firm performance. By using Pooled regress, Fixed-effect regress and sensitivity analysis, the results show CEOs compensation is related positively to firms future performance but directors compensation doesnt take an effect on firm performance though both of them are positively correlated significantly, so there is one-side incentive situation instead of collusion or mutual incentives in Chinese listed companies, which means CEO choose the suitable role while directors play agents roles and lead to boards strategy role weaker than their control roles. The further test finds out CEO incentive compensation is better than directors incentive compensation regardless of CEOs compensation and directors compensation are both related to the firm prophase performance, so boards should take an efficiency incentive mechanism on directors in China.Keywords: directors compensation, CEO compensation, Mutual collusion, Mutual incentive, agency theory, Stewardship theory一、 引言自从1932年Berle&Means提出所有权和经营权分离的问题以来，如何激励经理人实现股东利益最大化就一直是专家和实务界广泛关注的焦点。通常而言，董事会肩负有监督公司高层管理人员的受托责任；他们通过建立高管激励机制并评估战略咨询建议，以此来保护股东利益。从理性经济人假设出发，在近年公司治理实务中，董事会惯于采用CEO薪酬激励与公司业绩挂钩作为重要的治理手段。上世纪90年代以来，以英美为代表的西方国家偏好采用基于权益（主要是股权）激励手段将经理人自身利益与股东利益联系起来。进一步的，1996年美国证券交易委员会颁发法规给予公司更多的自由授予股权，并鼓励对董事实施激励，这使得薪酬方案不再必须获得股东同意，意味着CEO和董事对自身的薪酬制定有了更大的影响力。大量研究对董事会股权激励计划进行了分析，得到的却是矛盾的结论或是激励支付与业绩脱节的证据，甚至质疑董事会在任命CEO时，存在任人唯亲的现象，从而引发了进行董事会控制与经理人激励变革的呼声（Jensen，1993；Murphy，1999；Core et al，2002/2003；Agraw 和Chadha，2005；Brick et al，2006）。尤其是在安然、世通等大公司的丑闻曝光后 仅2001-2002年间，美国就有Enron 、Global Crossing 、WorldCom 、Xerox 、CMS Energy以及其他近20多家上市公司发生公司治理丑闻。，从政界到学界、企业到民众都开始关心董事与CEO之间可能存在共谋的道德风险。Jensen（1993）认为，董事会其固有的文化导致其在潜意识里与CEO合谋，即董事会成员的礼节和谦恭风度使得其在遇到问题时不倾向于控制CEO行为； Brick 等（2006）从Jensen的前提出发，扩展到董事会薪酬上，发现CEO报酬与董事会成员报酬高度相关，而得到丰厚薪酬的董事会并没有足够的动力去监督CEO行为从而损害股东利益，并且内部董事比例越高，这种共谋现象将越明显，因为内部董事会严重影响董事会的独立性；此时，董事会和CEO的薪酬支付也不再公平；Black等（2004）进一步指出董事会成员所得到的报酬远高于其应得的份额；Brick等（2006）又找出证据超额的董事及CEO报酬与不良的公司业绩有关。鉴于我国股权高度集中，虚拟委托代理人等国有企业特殊问题，在我国上市公司治理中，尤其关注控股股东与CEO勾结侵犯中小股东利益的行径，董事会特别是董事会中的控股股东董事是否存在与CEO沆瀣一气的现象让中小投资者忧心忡忡。不少学者指出中国上市公司控股股东的“隧道效应”或“掏空”行为普遍存在，他们通过关联交易、占用上市公司资金或资产、制定有利于控股股东的利益分配政策、过度提高经营者报酬等等途径侵占其他股东利益（Johnson et al，2000；刘俏等，2004；李增泉等，2004）。股权分置改革之后，董事会公司治理、信息披露制度逐渐加强，资本市场的逐步完善，我国上市公司的董事会制度以及经理人薪酬激励将逐渐与国际接轨，股权激励也已于2006年开始实施 2006年1月：证监会颁布上市公司股权激励管理办法（试行）。在管理办法出台后的两年间，先后有54家上市公司推出了各自的激励方案，欲在适当时机推出股权激励的上市公司多达191家。然而，鉴于上市公司激励方案存在大量不规范的地方，自2007年3月至12月，两市停止实施激励计划，证监会集中开展将股权激励方案与公司治理挂钩的专项活动。，无论是政策面还是执行层都需要对董事的激励效用进行分析。并且，近期的乘员理论支持者认为，受托的代理人未必是纯经济人，有可能是有着自我价值实现的乘员，此时纯粹的经济激励措施不仅失效，甚至导致背离行为（Davis et al，1990/1997；Eisenhardt et al，1997）；特别在国有企业占主体的中国市场，改革期间这种现象可能更加突出。如果考虑董事或CEO在乘员和代理角色的不同选择和情感期盼，相互之间的关系将不仅仅局限于简单的合谋，而有可能存在背离、单边激励或是共同激励等多种现象。同时考虑代理理论与乘员理论，我们对沪深两市上市公司的CEO和董事薪酬以及公司业绩关系进行实证检验，在CEO激励薪酬控制中进一步考察董事激励问题，以期分析二者关系的实质。全文安排如下：第二部分分析董事会与CEO合谋还是共同激励的理论基础；第三部分建立模型并设计相关变量；第四部分进行实证分析检验；第五部分是总结与政策建议。二、 董事和CEO关联关系的理论基础、实证分析及研究假设（一）理论基础分析经典的代理理论认为，不拥有公司全部股份的董事或经理并不承担他们管理公司决策的所有后果，为了更好地使董事、经理和股东的利益相一致，他们认为需要建立各种市场和契约机制来激励和监督董事和经理，从而有效地降低代理成本，这也是Jensen和 Mickling将契约理论用于公司治理的重要贡献（Eisenhardt et al，1989/1997）。进一步的，代理理论支持者认为，以内部控制方式来减少代理成本通常有两种途径：一是在不可获得代理人监控行为信息下采取经理补偿计划，如实施管理股权长期激励计划，将其行为与股东利益捆绑在一起；二是公司治理结构，董事会借助审计与业绩评估不断监督自利的经理人。但是，研究发现管理者成为内部股东后，并没有明显有效地改善公司业绩，如管理者固有职位（Entrenchment）假说指出管理者在获得一定份额的股权后，由于地位的稳固性而做出无视其他股东利益的行为（Morck et al，1988）。此时，股东依然通过董事会行使权力。而董事会在行使股东赋予的受托责任时，其董事也处于代理人角色，而依赖独立董事行使监督作用。此时，经理人若要达到分享和转移剩余索取权的目的，要么能规避董事会的监督，要么“收买”部分董事，即出现共合谋现象。然而，上个世纪90年代以来，对人性新的假设模型被用于公司治理理论，如资源依赖理论认为各种内部、外部董事的存在，甚至灰色董事，都是公司需要各种资源的汇总；而乘员理论（Stewardship theory）另辟蹊径，从自我实现的人性假设角度，认为经理人的行为将不完全受金钱激励，而是希望得到同行的认同或实现自我价值，这一理论在一定程度上受到重视。Davis等（1990/1997)是这样反驳代理理论自私自利的机会主义人性假设的：“经理也有通过成功完成挑战性的工作，履行职责和权能，获得同辈或上司的赏识等内在满足感的需要”。尤其是当代理现象与乘员现象同时存在时，Eisenhardt等（1989/1997）指出作为委托人代表的董事和经理人在选择自己的角色定位时，会存在多种博弈情况：一种是外部董事 这里，外部董事指除内部董事（在公司担任高管职位的董事）之外的董事；因此，它包括独立董事和控股股东代表等不在公司任职的其他董事。董事包括了外部董事和内部董事。在纯代理情况下，董事会出现分化，分为内部董事和外部董事，内部董事作为经理人处于被监督状况；而在纯乘员关系下，内部董事与外部董事作为乘员一致行动，形成一个董事会的整体。将自己放在代理人角色，对经理人进行监控实现代理成本的最小化，此时如经理人也将自己放在代理人角色，这是我们熟悉的纯代理关系；但是如若经理层将自己放在乘员位置，则会出现背离均衡的情况；另一种是董事将自己放在乘员的角色，则如果经理人与董事选择一致，这是纯乘员关系的均衡模型，此时外部董事和经理人代表的内部董事将出现目标一致的共同激励现象，使得公司绩效最大化；但是如果此时经理人将自己定位于代理人，则也将会出现背离均衡的状况。在第一种非均衡状况，如我们认为在国有企业更有可能发生的情况是CEO具有乘员意识，富有事业奉献精神，而由于被上级部门或监管当局看作以金钱激励而满足的代理人深感委屈，做出反组织的行为或者更高的外在激励如职位或薪酬等既成事实等非常要求；在第二种非均衡状态中，国有资产管理的代理人有背叛的感觉，董事将感觉愤怒和被出卖，他们对CEO将采取更加严厉的惩罚措施，如解雇职位等。因此，在董事和CEO之间可能存在背叛、委屈、愤怒、合谋或是共同激励等多种不同关系（参见图1）。 CEO的角色选择代理人 乘员背离均衡（2）：董事对公司业绩做出贡献，而CEO出现偷懒行为，董事会因CEO背叛行为而愤怒，加大惩罚力度。纯代理关系：可能出现合谋，如我国上市公司中控股股东与CEO合谋的“隧道效应”背离均衡（1）：CEO富有奉献精神，而受到质疑，委屈而索要额外的报酬。纯乘员关系：可能出现共同激励，如董事与CEO共同努力致力于改善上市公司业绩。 代理人 乘员 董事的角色选择 图1： 基于代理理论和乘员理论的董事和CEO的关系基于上述不同理论基础，我们发现已有研究主要是基于代理理论的研究，强调董事对经理人的监督和考评作用；却忽略了CEO或者董事可能以主人翁或是满足成就感的乘员出现，此时，CEO与董事的关系会出现平等性要求，参与意识增强，这将导致在分析原因时不能进行更加细致的区分，从而难以找到解决问题的合适途径，本文将综合考虑这两种不同理论对人性假设的前提条件下，用中国这一细分市场进行实证检验，为了解我国公司治理的结症提供事实支持。（二）董事与CEO关系的实证分析国际上的实证研究主要从纯代理角度质疑董事会与CEO的关系，怀疑董事会存在任人为亲行为，研究结论基本上是要求通过各种途径增强董事会的独立性。一组研究是从董事会特征与独立性方面分析二者的关系。Hermlin 和 Weisbach(1998)用数学模型证明董事会治理效果是其独立性的函数，并且，治理效果也是现有董事会与CEO谈判协调后的函数。Zahac和Westphal（1996）认为，董事会除了履行控制职能之外，他们与经理团队之间还是合作关系，甚至是“共谋”关系。Adams(2000)考察了董事参加会议和薪酬之间的关系， Perry(2000)指出，董事的持股比例越高，越有可能更换业绩变现不好的CEO。Ryan和Wiggins III (2004)发现独立董事给予董事更多的激励薪酬，并实证检验了董事薪酬和董事会独立性的关系，当独立董事相对于CEO有议价优势时，薪酬与股东的目标相一致；当CEO权力高于董事会时，薪酬对于监管的激励效应就弱化了。Becher 等（2006）研究了银行业独立董事的薪酬，发现给予董事更多的基于权益的薪酬，对董事有正向的激励作用。另一组观点则从薪酬激励与公司业绩的关系论证CEO和董事的关系。如Yermack(2004)发现仅在业绩优良的公司存在显著的激励作用，此时董事会成员的能力与公司业绩也仅有有限的相关性；Berry 等(2006)指出，如果董事付出的努力可以替代CEO的努力，那么董事薪酬将和CEO薪酬负相关。若是公司规模较大且较复杂，那么这种复杂性需要董事和CEO有较高的技能且在工作中付出较大努力，这就使得董事薪酬和CEO薪酬正相关。但正向关系也可能反映的是董事和CEO间存在共谋现象，就是说管理者和CEO将他们自身的利益放在了股东利益之前。Brick 等(2006)进一步指出若公司需要董事会和CEO高水平的专业技能，董事会和CEO超常薪酬和公司业绩呈弱的正相关性；若存在董事会任人唯亲现象，董事会和CEO超常薪酬和公司业绩负相关，并且其实证研究结果支持董事会存在任人唯亲现象。国内这方面的研究结论大多是CEO激励不足、虚拟委托代理人问题、或是经理人与控股股东勾结的“隧道”效应等等公司治理不力现象（胡一帆等，2005；李维安等，2005；叶康涛等，2007；冀县卿，2007）。如Firth等(2006)认为中国企业普遍存在激励不足的问题，尤其是那些以国家或当地政府为大股东的国有企业上市公司明显不偏好与公司绩效相关的薪酬支付。其研究发现在我国国有控股公司中，由国资委主管的上市公司明显呈现出与公司业绩不相关的CEO薪酬支付机制；而中央直接控股或是地方直接控股的公司与企业经营绩效有相关性；只有私营公司或外资公司的CEO薪酬支付与股东财富变化直接联系。有关经理人股权激励方面，郑志刚（2006）发现除了最优合约理论所指出的经理人持股股票或股票期权的激励作用外,经理人事先持股具有降低经理人掠夺投资者利益的承诺价值。特别地, 当法律对投资者利益保护较弱时, 外部投资者应该允许的经理人最优持股比例更高；据此，该研究为股权激励的负面效应应通过其他相关政策的完善而加以缓解, 而不是简单地取消和废止提供了有力证据。自从Johnson 等（2000）首次提出“隧道效应”，指出控股股东与高管勾结，利用金字塔式股权结构，将底层公司资金通过证券回购、资产转移、利用转移定价进行内部交易等方式转移到自己手中，从而侵害底层公司小股东利益。李增泉、孙铮、王志伟（2004）从资金占用的角度对上市公司控股股东的“掏空”行为与股权结构的关系进行了实证分析，发现控股股东占用的上市公司资金与持股比例具有先上升后下降低的非线性关系，而与其他股东的持股比例具有严格的负相关关系。刘俏和陆洲（2004）指出，隧道问题在具有下列特点的公司里更为突出：一个强有力控股东股东，公司的CEO们对公司具有强烈的私人利益，董事会不是那么独立等。唐跃军和谢仍明（2006）指出，我国上市公司的非流通股股东和流通股股东之间存在严重的利益冲突，非流通股股东偏好因“同股同权不同价”的股权分置现象而导致现金股利的“隧道效应”，但内部职工对持有大量非流通股的控股股东存在一定的监督和制衡作用，可抵制现金股利的“隧道效应”。郑志刚等（2007）认为在我国上市公司现存的公司治理机制中,控股股东之外的积极股东的存在成为现阶段较为有效的公司治理机制。叶康涛，陆正飞和张志华（2007）研究表明，在控制独立董事内生性的情况下，独立董事能够抑制大股东掏空行为。可以看出，当前研究主要集中在从公司性质、股权特性等方面分析董事会、股东和CEO的关系，对董事的激励不当是否会降低其代表股东监督经理人的意愿研究较少。（三）本文研究假设理论上讲，董事作为股东的代理人，其监控经理人行为和制定公司发展战略，董事的薪酬也应该与公司业绩和对董事的考核结果挂钩，只有董事的报酬能够充分补偿董事的劳动，对董事起到激励作用，才能避免董事在其位而不谋其政的现象出现；同时考虑到部分国有企业董事和CEO曾被作为具有行政级别的国家干部，肩负为人民大众利益服务的宗旨，则应比私营企业更有与CEO共同奋斗改善公司业绩的乘员精神，但是长期以来国有企业文化中所强调的与乘员理论一致的主人翁精神是否已经荡然无存，或是由于激励不当造成的集体背离使得董事会监管失效，需要我们更深入的分析王跃堂、赵子夜、魏晓雁（2007）从董事会的独立性方面分析了乘员理论，认为在中国公司中更支持代理理论。考虑到现实情况的复杂性，我们质疑代理理论观点中董事与CEO之间的简单合谋关系论断。由此，我们的研究将主要针对有关董事与CEO利益驱同的倾向，将公司业绩作为董事会控制与CEO激励的关联变量，基于他们与公司业绩的关系，进一步分析作为委托人代表的董事和代理人的高管在考虑乘员角色之后，二者究竟是合谋，单边激励还是共同激励。因此，基于代理理论与乘员思想以及上述实证分析结论，我们提出如下研究命题：第一种情况（H1）：如果对董事进行薪酬激励有效，那么当董事有较高的超常收益时，会对公司战略发展和监控公司高管人员更加尽职尽责。此种情况下，排除董事的努力程度可以取代CEO产生的“替代效应”（此时，董事和CEO薪酬负相关而与公司业绩正相关，我们分析的是二者利益趋同现象），那么公司的发展需要两个团体共同努力，则董事会通过加强对CEO薪酬激励，使得公司业绩进一步提升，我们称“共同激励”。第二种情况（H2）：如果薪酬激励只是对董事或CEO一方有效，即董事和CEO各自选择了代理人或是乘员不同角色，此时只有董事薪酬激励对公司业绩有改善作用，或是只有CEO薪酬产生激励作用，我们称之为“单边激励”的中间状态。第三种情况（H3）：如果激励无效，则董事有较高的收益，却没有改变公司治理现状的意愿，往往不能提出有益于公司发展的建议，甚至造成经理人背离损害公司利益；但鉴于CEO薪酬与董事薪酬趋同，如同时由于公司治理不利而使公司业绩下滑，我们称此种现象为“合谋”。简单地说，董事与CEO薪酬都与公司业绩正相关，则称“共同激励”。如果只有经理人与公司业绩正相关则可能是董事会将重心放在CEO监控上，激励CEO得当，而忽略了公司战略，或是CEO本身富有乘员精神；如果只有董事与公司业绩正相关，则董事具有战略指导作用或具有乘员精神；此两种情况为“单边激励”。而如果两者与业绩相反或无关且薪酬相关度高，则存在“合谋”现象。三、数据来源与研究模型（一）样本选择与数据来源本文从2005-2007年所有沪深上市公司选取样本，使用数据包括公司治理数据和财务数据，剔除异常数据和缺失样本点，共获得有效样本3754个。其来源主要包括：财务数据来源于万德（Wind）数据库，并且CEO薪酬通过编程对关键字段“总裁或总经理+薪酬”获得，获得的CEO薪酬只有由现金和奖金构成的年薪，并无分开的公开披露信息；公司治理主要数据来源于北大色诺芬（SINFO）以及国泰安CSMAR数据库。（二）研究模型基于上述研究假设，建立研究模型进一步分析检验在复杂的经营环境和特定公司治理条件下，我国董事薪酬、CEO薪酬与公司业绩的关系。我们分别以CEO薪酬和最高前三名董事薪酬的对数值，公司业绩值作为因变量，以前期公司业绩、组合变量董事会特征、CEO特征、公司特征等作为解释变量或控制变量建立如下回归模型。模型1：模型2：模型3： 需要说明的是，在以CEO薪酬为因变量的模型1中，我们分为两组，一组当为1时，包括董事超额收益；另一组为0，不包括董事超额收益，旨在考察公司业绩对CEO薪酬影响的同时检测董事薪酬激励与CEO薪酬的关系。模型2分析公司治理绩效对董事薪酬决定机制的影响；模型3进一步分析董事和CEO薪酬激励对公司业绩的贡献程度我们用Durbin-Wu-Hausman设定检验了模型的联立性偏误(2SLS工具变量回归法)。对此，在模型1和模型2中按照激励合约框架采用了滞后的内生变量公司业绩Performancet-1作为代理变量分析其对CEO薪酬的影响,而在模型3中采用下一年度公司绩效的超额收益（Tobins Q_excesst+1）作为Performancet1的代理变量来降低估计偏误。其中、和等为影响系数；下标t为时间变量；i，j，k，m等为变量数目。并且，上述各变量为：（1）薪酬：CEO薪酬（Ceosal）；董事前三名薪酬（Top3dir）；剔除CEO薪酬的董事薪酬（Direc）；董事的超常收益(Direc_excess)：公司董事的人均薪酬超过本年度所有公司平均董事薪酬的部分。由于各公司的薪酬差距较大，在实证分析中，我们采用薪酬的对数形式，以消除异方差性。 （2）公司特征（Companycharacter）：公司规模以其公司总资产（Asset）的对数值来测度；股权集中度(HHI5)，采用前五大股东持股比例平方和的平均数。（3）公司绩效（Performance）：本文选取息税后总资产报酬率（ROA）、Tobins Q作为衡量公司经营绩效指标， 鉴于Q值与公司最近的权益收益直接相关，并且Q值代表了对公司未来发展业绩的预期和持续的运营能力（Brick，2006），因此本文选取Tobins Q的超额收益作为公司业绩因变量的度量。（4）董事会特征（Boardcharacter）：董事会规模(boardsize)，即董事会人数；董事的平均年龄(Agedm)；董事会会议次数(Meet)，董事会每年召开会议的次数；独董比例(Indepr)，独立董事占董事总人数比率。（5）CEO特征(CEOcharacter)：二职合一(duality)，当CEO与董事长为一人时，设置虚拟变量为1，否则为0；CEO的年龄(CEOage)；CEO任期(CEOtenure)，CEO在同一公司的任职期限；CEO更换(CEOturnover)，为虚拟变量，CEO被更换为1，否则为0。（6）控制变量(Control)。我们选用行业、区域以及上市公司控股股东性质作为控制变量。行业虚拟变量(Industry)采用Firth(2006)建议的五分法：混合及其他行业，工业与制造业，商业部门，公用事业部门，地产和金融；同时，按公司所在区域(Area)划分为：上海和深圳地区，东部沿海发达地区，中部地区，西北部欠发达地区五类； 最后，我们按公司控股股东性质（Contrel）分为两大类：国有控股公司和私营控股公司。（三）研究方法说明为了区分面板数据（Panel data）中潜在的不可观测效应的影响作用，我们将同时采用混合回归（Pooled regress）与固定效应(Fixed-effect regress)两种方法进行分析 Breush-Pagan(B-P检验)测试并发现了异方差问题，因此我们在表格46中系数后的括号内报告了与White异方差性一致的t值（当残差平方只对单一一个自变量做回归时，则异方差检验恰好是该变量的t统计量）；并且三个模型混合样本的Hausman检验P值都为零，拒绝随机效应（random effect）模型。混合回归分析消除跨时间的影响，可以有效地解释不同年度和不同公司特征状况下的差异，而借助固定效应分析可消除不随时间和公司变化而变化的因素影响，可以有效解释在控制了公司特定影响因素下的跨时间的差异。例如，某个特定的公司（如金融行业公司）要求特定的管理技巧（对金融业务的特定知识技能要求），则在固定效应回归分析中有关公司特点的截距将捕获需要雇佣具有这种技能的CEO所需的额外的薪酬，而混合回归只能解释不同年度下不同公司CEO薪酬的差异。如果同时采用这两种方法，可以更加清晰地看出如果同时考虑时间变化和不同公司特质之后的变量之间的关系（Wooldridge，2002/2007）。四 实证检验（一） 描述性统计首先，我们给出主要研究变量的特征。表1显示我国上市公司未分类的CEO的薪酬均值约为30.4万元；高管前三名薪酬之和的均值约为78.5万元，人均为26.2万元，低于CEO薪酬；董事会前三名薪酬之和的均值约为71.5万元，人均为23.83万元，低于高管的平均薪酬。均值方差显示不同公司的高管董事薪酬差距较大，尤其是CEO薪酬；对此，分类比较后，在后续的分析中我们引入行业、公司规模和企业性质等控制变量。董事会规模最小由3人组成，最大由23人组成，平均董事会规模约为10人；董事会每年召开会议次数从136次不等，平均为8.04次；独董比例约为1/3左右，且离差最小，反映出大部分公司独立董事设立满足监管要求，差异不大。另外，公司CEO任期平均为6年，这可能是由于公司战略稳定发展的需要，因此即使公司业绩不佳、经营不利，以轮换CEO作为惩罚存在难度，即替换CEO有一定的刚性。 表1 主要变量的描述性统计结果（薪酬单位：万元)变量名样本数（N）最小值最大值中位数平均值标准差薪酬CEO薪酬31231963.12230.4359238.47279高管前三名薪酬37061.08305855.06578.47798104.9668董事前三名薪酬37101.981100.644771.51373100.8194公司特征ROA3736103.734278.21493.170252.8414259.360972总资产37432.72e+071.31e+121.64e+097.01e+094.97e+10Tobins Q37430.111117142.571991.4955911.8182731.524687股权集中度HHI537540.00305970.97744630.15264120.18578750.1262493董事会特征董事会规模375432399.6121472.211281董事会会议次数375413678.0356953.436967独立董事比例37540.08333330.750.33333330.35400010.0527919董事平均年龄374632584646.24643.275331CEO特征CEO任期312212255.8696352.970535CEO年龄306829754747.981756.528236 注：表1-6中的所有变量与第三部分的指标选取变量标识一致。（二）分组比较同时，我们将有可能影响CEO、高管和董事薪酬的关键变量分组观察薪酬的变化。从表2可以看出，小董事会的CEO、高管和董事薪酬显著低于对比组大董事会，表明董事会规模在监管管理层方面可能更加透明有效；外部董事会中CEO和高管薪酬与对比组内部董事会虽然没有显著差异，但是CEO薪酬和高管薪酬反而略微偏高，如外部董事会组的CEO薪酬均值约为31万，而内部董事组其薪酬约30万，显示外部董事会中增加的独立董事比例可能只是为了满足合规要求，监督作用不显著，或是内部董事会中CEO具有乘员精神，甘愿奉献；CEO任期长的三者的薪酬均显著高于其对比组，这可能是由于管理者职位固化，更多的追求自身利益，抑或是管理层要求受董事会控制所压，要求更多回报的一种反组织行为。私营控股公司中高管的薪酬显著低于国有控股企业，可能的原因之一是私营控股公司中他们具有更高的股权或期权激励，而在本研究中由于数据缺失没有揭示；另一种可能是近两年部分国有控股企业高管薪酬改革力度较大，已经超越了私营公司，是否存在矫枉过正值得关注；而私营公司的董事薪酬却显著高于国有控股公司，人均接近26万元，高于国有公司近3万元，说明私营公司在董事激励方面已经走在国企前面；CEO二职合一分组中，除独立CEO组的高管层薪酬显著高于对比组外，其他薪酬组间比较均不显著，也就是说CEO兼任董事长的董事会与二职分离的状况下没有很大差异。表2 CEO、高管和董事薪酬分组比较（薪酬单位：万元）大董事会内部董事会任期短二职合一国有控股样本数量N1307231115907742465Ceosal35.3233929.9852526.9656529.0703131.0559Top3manager96.8560977.403372.1407470.4338980.82192Top3dir90.8785972.0382661.4444567.4174368.68217小董事会外部董事会任期长独立CEO 私营控股样本数量N24061399212029361246Ceosal27.79327*31.1975333.63498*30.8153229.13317Top3manager68.548*80.2522183.23466*80.59456*73.85031*Top3dir60.98112*70.6472779.06569*72.5936177.11998*注：董事会规模，董事会性质和CEO任期据表1中的均值进行分组：董事会规模大于均值9.62为大董事会，否则为小董事会；独董比例大于平均值0.354则该董事会是外部董事占主导的董事会，反之为内部董事会；当CEO任期超过平均值5.87年为长任期组，反之为短任期组；二职合一和企业性质按虚拟变量分组。双尾检验：*表示在0.01的水平下显著；*表示在0.05的水平下显著；*表示在0.1的水平下显著。（三）相关性分析 Pearson相关分析（表3）显示CEO薪酬、管理者和董事薪酬的变量两两之间显著相关，且高度相关在0.9左右或以上，从某种意义上说三者变化趋势一致，可能存在利益趋同现象；同时，考虑到可能出现的共线性情况，我们将在模型3的回归分析中采用剔除了CEO薪酬的董事薪酬（direc）作为工具变量表征董事薪酬，该变量与前三董事薪酬相关度高达0.94，而与CEO薪酬相关度降低为0.63，则它既能有效地代表董事薪酬，又可降低多重共线性问题；公司业绩等与其他变量的相关度不高，在后面的回归分析中可以用多种业绩指标来代表公司业绩。 表3 主要变量的Pearson相关性分析Ceosaltop3managertop3dirdirecDir_excessRoaAssetQCeosal1.0000top3manager0.9357*1.0000top3dir0.8706*0.9033*1.0000direc0.6340*0.7262*0.9342*1.0000Dir_excess0.5870*0.6737*0.8863*0.9621*1.0000Roa0.1853*0.1674*0.1558*0.1631*0.1123*1.0000Asset0.5170*0.5096*0.4720*0.4151*0.39999*0.00851.0000Tobins-0.0250-0.0260-0.0289-0.0459*-0.0426*0.0323*-0.0479*1.0000 注：变量参见第三部分指标说明，*表示在0.01的水平下显著；*表示在0.05的水平下显著；*表示在0.1的水平下显著。 （四）模型分析先对我国上市公司CEO薪酬激励影响因素进行分析（模型1，参见表4）。混合回归分析为了检测模型变量间是否有不随时间而变化的因素存在，我们同时采用混合回归和固定效应回归分析模型1和模型2。并且，为了避免多重共线性，我们采用方差VIF膨胀系数检验了三个模型自变量之间的关系，测试结果均小于多重共线性标准值5，说明不存在严重的多重共线性问题。的公司前一期公司业绩无论是否包含董事超额薪酬均与CEO薪酬在1%水平显著正相关；但考虑了公司特质的固定效应分析中前期的公司总资产收益率（ROAt-1）与CEO薪酬关系并不显著。这揭示在区分不同年度条件下，我国上市公司的CEO薪酬-绩效激励机制已开始初步具备并发挥作用，但是考虑各上市公司特质影响因素后，这种激励机制并不明显，显示上市公司CEO薪酬激励改革进度不一，存在一定差异。进一步的，在控制了其他影响变量后，无论混合回归还是固定效应分析，董事超额薪酬与CEO薪酬在1%水平显著正相关（见表4），董事超常收益的系数在混合回归中约为0.0063，固定效应回归中约为0.0016。鉴于薪酬取对数值，这里可解释为半弹性系数，即控制公司特质后，董事超额薪酬增加一个单位，CEO薪酬上升约0.2%，这表明董事薪酬对CEO薪酬有较强的解释力度与关联性，二者的确存在利益趋同现象。董事薪酬影响因子与决定机制分析（模型2，见表5）显示，混合回归中，公司前期业绩、董事会议、董事会规模和CEO任期等重要公司治理特征对董事薪酬有显著正向促进作用；而公司控股性质及股权集中度等与董事薪酬显著负相关；在固定效应分析中，即控制不同公司特质后，除公司前期总资产回报率外，这些因素仍对董事薪酬存在显著影响；这在一定程度上说明董事薪酬激励受公司治理因素影响显著，尤其是董事薪酬在跨年度上与业绩激励相关，但在控制公司特质影响后相关度弱化。我们也注意到公司性质虚拟控制变量与董事薪酬在1%水平显著负相关，即国有控股公司董事薪酬要显著低于非国有控股上市公司，而模型1在考虑了董事超额影响后的混合回归中，国有上市公司的CEO薪酬要显著高于非国有公司样本；这说明我国国有上市公司董事薪酬激励与CEO激励存在不平衡状况，CEO薪酬激励机制已启动，CEO激励不足问题已有所缓解；然而董事激励不足的问题仍较突出。表4：以CEO薪酬为因变量（模型1）的混合回归和固定效应回归分析Logceosal 混合回归 固定效应回归Direc_excess不包括0.0062512(22.52)*不包括0.0016287(3.96)*logassett-10.2548724(15.61)*0.1370373(8.60)*0.4493359(7.98)*0.4637096(8.20)*ROAt-10.0101275(8.01)*0.0083728(7.16)*0.0000243(0.02)0.0004703(0.29)Qt-10.0728356(6.50)*0.0502203(4.78)*0.0691864(5.07)*0.0700438(5.11)*Boardsize0.0295962(4.54)*0.0102907(1.69)*0.0117236(1.18)0.0090224(0.91)Meet0.0127938(3.14)*0.0111629(2.98)*0.0202887(4.62)*0.020753(4.72)*Hhi5-0.5521294(-4.67)*-0.3853938(-3.53)*-1.151103(-5.79)*-1.297837(-6.39)*Indepr0.0774548(0.30)0.0876615(0.37)0.7218888(2.33)*0.8490247(2.72)*Duality0.0082961(0.25)-0.0076509(-0.25)-0.0388603(-0.85)-0.044964(-0.99)Ceotenure0.0431014*(8.56)0.0328877(7.04)*-0.0293866(-3.73)*-0.0304008(-3.87)*Ceoage0.0050595(2.29)*0.0051436(2.52)*0.0134936(3.52)*0.0143456(3.76)*Ceoturnover-0.068385(-2.25)*-0.127258(-4.52)*-0.159519(-5.79)*-0.1645304(-5.97)*Contrel-0.0202484(-0.64)0.0647634(2.20)*不包括Area包括不包括Industry包括不包括Yeardummy包括不包括_Cons-3.178912(-9.05)*-0.3236794(-0.93)-7.360534(-6.06)*-7.643508(-6.72)*样本点（N）2817280828172808R20.32320.42760