中国上市公司经理人代理成本和公司治理结构关系的实证研究分析 行政管理专业

中国上市公司经理人代理成本和公司治理结构关系的实证研究基金项目：国家自然科学基金资助项目70602028摘要中国上市公司的实证数据表明，在其他经济变量不变的情况下，公司治理结构和经理人薪酬之间存在横截面的显著关系。而且，公司治理结构变量的系数表明了当公司治理结构不完善时，经理人的薪酬会向上扭曲。由董事会结构和股权结构变量所形成的超额薪酬和公司未来绩效显著负相关。这表明公司治理结构的不合理引起了代理成本的增加。因此，完善治理结构可以有效降低代理成本。关键词：公司治理；经理人薪酬；代理成本0引言现代公司中由于委托代理关系和信息不对称的存在，公司总是要付给经理人一定的代理成本。这种代理成本表现在多种方面：经理人的薪酬、在职消费以及其他损害股东利益的行为。企业一直试图将经理人的薪酬与绩效紧密联系，以降低代理成本。但是，大量的国内外的实证研究表明，经理人薪酬和绩效之间没有明确的正相关关系。这说明经理人的薪酬中普遍存在代理成本。那么，我们究竟怎么衡量经理人薪酬中的代理成本，许多研究并没有给出答案。ohnE.Coreetal.（1999）[1]提出一种用理想薪酬和实际薪酬差距来衡量代理成本的方法。本文试图以此方法来检验中国上市公司经理人薪酬中的代理成本是否存在。要讨论代理成本，必然要研究理想薪酬的决定因素，还要讨论代理成本的起因。从理论上来讲，公司内外部的各种因素如公司规模、公司成长性、公司绩效公司治理因素等都会影响经理人的薪酬水平。根据代理成本理论，理想的薪酬应该和公司的绩效正相关。因此，当某些因素决定的薪酬对公司的绩效产生正的影响时，我们就可以称其为决定经理人薪酬的经济因素，相反，当某些因素决定的薪酬水平对公司的绩效没有正的影响时，我们可以称其为代理成本因素。国内外探讨经理人薪酬影响因素的研究许多，但是结论不尽相同。Lambertetal.(1993)和Boyd(1994)证明CEO薪酬和外部董事比例正相关。JohnE.Coreetal.（1999）证明CEO薪酬受到董事会结构、股权结构以及公司绩效的影响。但是，Finkelstein和Hambrick（1989）发现CEO薪酬与外部董事比例没有关系。Baysinger和Butler(1985)，Hermalin和Weisbach(1991)，Bhagat和Black(1997)[2]也没有发现董事会结构特征和公司绩效之间的关系。我国的公司治理专家们认为提高董事会的独立性和增加外部董事（吴淑琨等，2001[3]；靳云汇等，2002[4]），或者董事长和总经理两职分离可以提高公司的治理效率。但是也有人认为，在中国的上市公司中单纯地提倡董事会的独立性或两职分离都不是解决公司治理问题的有效途径（于东智等，2002[5]；2003[6]）。正是由于经理人薪酬决定因素还没有一致的结论，本文拟在前人的研究基础上，对影响中国上市公司经理人薪酬的各种因素进行分析，寻找决定经理人薪酬的经济因素，探讨经理人薪酬中的代理成本。本文采用多元回归和两步回归的方法，证明了公司治理结构变量对经理人薪酬产生了一定的影响，而且，治理结构的不合理导致了代理成本的增加，影响了公司的绩效。1方法、样本和数据1.1方法本文采取两步法进行多元回归，通过分析公司治理结构变量（董事会结构和股权结构）对经理人薪酬的作用，检验公司治理结构是否是代理成本的成因。第一步，假设治理结构变量对经理人薪酬有着重要的影响，对经理人薪酬和治理结构变量、公司绩效以及其他经济因素进行回归。模型如下：（1）其中，COM表示经理人薪酬，boardshipstructure表示董事会结构变量，βi是这些变量的系数；ownershipstructure表示所有权结构变量，γi是这些变量的系数；economicdeterminates表示影响薪酬水平的一些经济因素（如公司风险，规模，绩效等），λi是这些变量的系数；αi是常数项，εi表示误差项。如果治理结构变量的回归系数不显著，则说明董事会结构和股权结构在公司的治理效率中没有影响。如果它们是显著的，则可能代表两种含义:一，它们代表了治理结构不合理所增加的代理成本（经理人获得的租金）；二，它们是影响薪酬水平的一些经济因素，而非代理成本。为了检验这些变量的含义，我们需要进行第二步的检验。第二步，检验治理结构变量对代理成本的影响。假设在第一步中回归显著的治理结构变量使薪酬总量超过了其标准水平（由公司规模、风险、增长机会、绩效等经济因素决定的水平），这部分薪酬（本文称之为超额薪酬）将会对公司的绩效起到负的影响，并且代表了经理人薪酬中所包含的“租金”。因此，本文首先通过方程（2）计算超额薪酬，然后按照模型（3）将其与公司的未来绩效进行回归，以检验该假设的正确性。（2）（3）其中，excompeni,t表示t期的超额薪酬，Performancei,t+1表示t+1期的公司绩效。如果方程（3）中的超额薪酬系数统计显著为负，则表明该部分薪酬对公司绩效起着负的影响，是代理成本的显性尺度。否则，它代表的是其他含义，而不是代理成本。1.2样本和变量本文的研究样本来自于深市490家有2000年到2003年财务数据的上市公司。采用四组变量，2000到2003年的财务数据，2002年的薪酬数据和相关治理结构变量数据。1）薪酬变量由于中国上市公司披露的薪酬信息比较粗略，所以我们选择前三名高管薪酬总额作为经理人薪酬变量的数据。该变量采用2002年公司年报披露的数据。表1显示了这该变量的描述统计。2）经济因素根据Rosen（1982），Smith和Watts（1992），Core（1997）[7]和Cyertetal.（1997）[8]的研究成果，影响经理人薪酬水平的经济因素包括：公司的增长机会、规模、公司的绩效以及经营风险。因此，本文选择这些变量进入回归分析。本文用资产总额衡量公司规模，采用2002年数据的对数值。用样本公司2000年到2002年Tobin’sQ值的平均值来衡量公司的增长机会。绩效变量分别选择净资产收益率（ROE）和每股收益（EPS）。公司的经营风险也用两个变量表示：2000年到2002年的净资产收益率标准差（STDEVROE）和每股收益标准差（STDEVEPS）。这些经济变量的具体定义和描述统计见表1。3）董事会结构变量研究认为，董事长和总经理二职合一会增加代理成本（如Yermack,1996），而内部董事和灰色董事比例的增加加大了董事会的非独立性，不利于对经理人的监控。研究也表明外部董事年龄越大，他们的效率越低（CoreJ.E.,1999）。董事会的规模也与他们的效率成反比（Jensen,1993；Yermack,1996）。因此，本文选择的董事会结构变量分别为：二职合一，董事会规模，内部董事比例，独立董事比例，取薪董事比例，退休董事比例。二职合一为虚拟变量，如果董事长/总经理二职合一，该变量等于1，否则等于0。董事会规模用董事会人数表示。内部董事指在公司担任管理职务的董事,内部董事比例为内部董事人数在董事会中的比例。取薪董事则指在公司领取薪酬和津贴的董事，由于他们参与利益分配，会对经理人薪酬产生一定的影响，所以本文用其代表灰色董事的替代变量。退休董事比例为60或以上的董事所占的比例。4）股权结构变量关于股权结构对公司治理效率的影响也是争论不一。Grossman和Hart（1980），Blairetal.（1995）认为集中的股权有利于降低监督成本。因此，本文把第一大股东股权和股权大于5％的股东数作为表示股权集中度的控制变量。关于国有股和法人股的作用也存在争论，一般认为，国有股不利于提高董事会的治理效率，而法人治理则是我国学者提倡的。所以本文定义第一大股东股权性质为虚拟变量，当第一大股东股权为国有股时，虚拟变量值为0，否则为1。一些研究表明，内部人股权和公司绩效之间存在倒U型关系，当内部人股权较低时，股权能够弥补薪酬激励的不足，提高公司的效率。本文采用六个内部人股权变量：总经理（CEO/总裁）股权，董事会股权，管理者股权（经理人员股权之和），外部董事股权和外部董事平均股权，分别用他们所持股份占总股本的比例来表示。1.3数据的描述统计上述变量的描述统计如表1所示。表1经理人薪酬和其他变量的描述统计数据A：薪酬数据来自于样本公司2002年的年度报告。最小最大均值标准差经理人薪酬(COM)2.7948037.4640.20数据B：经济决定因素公司规模用2002年资产总额的自然对数表示，成长机会为2002年以前三年的Tobin’sQ的均值，净资产收益率和每股收益都来自于样本公司2002的财务数据；经营风险用ROE和EPS2000到2002年的标准差表示。最小最大均值标准差公司规模(SIZE)16.9725.84210.91成长机会(INVEST)0.2524.762.661.87ROE-1155.5962.39-6.0083.72EPS-11.982.690.040.75STDEVROE0.291.0E+08214534.94660589.08STDEVEPS02.620.170.24数据C：董事会结构数据全部来自2002年的公司年报最小最大均值标准差董事会规模(BSIZE)5199.872.37二职合一(ULEADER)010.100.31内部董事比例(INSD)00.850.230.14独立董事比例(INDD)00.670.240.08退休董事比例(EPSD)00.670.050.09取薪董事比例(SALAD)010.600.28高管规模(MGSIZE)83817.763.87数据D:所有权结构数据来自2002年公司年报最小最大均值标准差第一大股东股权比例（FSH）7.0884.9842.1417.52股权大于5％的股东数(%5N)1.006.001.861.024控股权性质(SHN)0.001.000.58980.49总经理股权比例(CEOSH)0.000.500.00360.02外部董事持股比例(OUTDSH)0.002.380.020.11董事会股权(BDSH)0.002.380.020.12外部董事平均持股(AOUTDSH)0.000.480.000.02管理者股权(INSIDERSH)0.000.500.010.03由表1可以看出，我国上市公司经理人薪酬的差距较大，最大值是最小值的170倍。而普遍水平较低，平均水平为37.46万元。上市公司的规模用资产总额的自然对数表示，数据显示上市公司的规模差距差别不大。成长机会却是显著的不同，最小的只有0.25,最大的却达到了24.76，平均水平较低，只有2.66。2002年的公司绩效都较低，净资产收益率平均为－6%，每股收益平均为0.04元。个别企业由ROE计算的企业风险非常大，而由EPS计算的企业风险差别不大。董事会规模比较符合我国公司法的规定，平均在10个人左右，最小5个人，最大有19个人。二职合一的状况不是很普遍，有10％的公司出现了二职合一。内部董事比例反映了内部人的控制度，最高达85％，平均水平为23％。独立董事比例差距也较大，仍然存在企业没有设独立董事的情况，平均水平为24％。一些企业雇佣了年龄超过60岁的董事，不过这种现象不多，退休董事比例平均为5％。很多企业的董事不在公司取薪，平均只有60％的董事在公司取薪，即使如此，还有相当大比例的非内部董事只拿津贴，不拿工资。上市公司的高管规模普遍较高，平均有18个人。所有权结构中，第一大股东股权比例平均为42.14%,最高达到84.98％，这反映了我国公司大股东控制的普遍现象。大股东（股权大于5％）的数量最多达到6个，平均也有2个。控股权为法人性质的占59％，仍有近半数的企业为国家控股。总经理股权比例非常低，最大只有0.5％，平均为0.0036％。外部董事个人持股比例也较低，最大为2.38%，平均为0.02%。董事会股权持股比例与此相同。外部董事平均持股比例几乎为0。非董事的管理者股权比例也很小，平均为0.01%。2回归分析和结果2.1对经理人薪酬水平和其影响因素的回归经理人薪酬水平和公司绩效、董事会结构、股权结构、公司绩效和风险等因素的横截面多元回归结果如表2所示。表2经理人薪酬水平和公司治理结构及其他经济因素之间的回归因变量经理人薪酬变量系数TSig.常数-459.29-7.810.000董事会规模1.351.2290.220二职合一0.690.1220.903内部董事比例20.681.4810.139独立董事比例53.672.3230.021退休董事比例-3.92-0.2030.839取薪董事比例-8.47-1.2970.195高管规模-0.35-0.5100.610第一大股东股权-0.30-2.5010.013大于5％股权的股东数4.742.2440.025控股权性质3.781.0670.287总经理持股348.611.3720.171外部董事持股199.841.0610.289董事会股权-205.80-1.2740.203外部董事平均持股-23.78-0.0410.967管理者股权158.401.3360.182公司规模22.148.1300.000ROE4.83E-030.2390.811EPS-9.271E-02-0.0280.978增长机会3.903.1320.002STDEVEPS14.451.5550.121STDEVROE1.98E-070.5560.578调整后R217％F5.6420.000表2中，调整后的R2和F值都较大，表明该模型是有效的。可以看出，经理人薪酬和公司规模、增长机会显著正相关，和公司绩效没有关系，独立董事比例和经理人薪酬显著正相关，董事会规模及内部董事比例和经理人薪酬正相关，但不太显著，取薪董事比例和经理人薪酬负相关。这些说明我国的独立董事并不真正独立，仍然受到内部控制人的影响。董事会规模及内部董事比例在经理人薪酬方面的正向作用都说明了董事会的低效率。取薪董事比例的增加对薪酬的负作用说明了董事会在制定经理人薪酬分配方案时会受到自利行为的影响,并对经理人有一定的牵制作用。第一大股东股权和经理人薪酬显著负相关，表明了我国公司第一大股东在公司治理方面的积极作用，可以有效减少代理成本。股权大于5％的股东数量和经理人薪酬正相关的现象表明了股东之间的利益争夺会增加代理成本。控股权性质，总经理股权和管理者股权与经理人薪酬微弱正相关，说明法人股的作用不是很明显，甚至没有起到期望的作用。董事会股权和经理人薪酬微弱负相关，说明董事会股权可以使董事在一定程度上和股东利益保持一致，减少代理成本。2.2超额薪酬和后期绩效的回归上面的回归显示了董事会结构和股权结构对经理人薪酬的影响，这可能说明董事会结构和股权结构在代理成本方面的作用，也可能说明影响薪酬水平因素的复杂性。J.E.coreetal.(1999)曾证明这些因素反映了经理人控制所引起的代理成本。由于中国公司的治理关系有其既定的特殊性，所以本文还需要进一步的证明。我们首先用独立董事比例、第一大股东股权和大于5％股权的股东数三个变量，按照公式（2）计算经理人超额薪酬。然后把超额薪酬和2003年中期的公司绩效变量进行回归。模型分别如下：（4）（5）其中，ROEt+1和EPSt+1分别来自公司2003年中期报告。Qt值为2002年末的市值与总资产的比率，ln(mv)t表示公司2002年末市场价值的对数，其他变量和前面定义的相同。回归结果如表3和表4所示。表3超额薪酬率和2003年中期ROE及相关绩效变量的关系因变量ROE系数标准化后的系数T值Sig.常数-79.423-3.2800.001超额薪酬-2.388-0.075-1.5640.118STDEV(ROE)4.484E-080.0100.2150.830公司规模3.8420.1623.3680.001调整后R23.4％F6.5280.001表4：超额薪酬率和2003年中期EPS及相关绩效变量的关系因变量EPS系数标准化后的系数T值Sig.常数-1.072-8.7340.000超额薪酬7.648E-030.0400.9030.367STDEV(EPS)-2.694E-02－0.051-1.2000.231Q-3.334E-03-0.079-1.8770.061Ln(市值)9.403E-020.4289.5230.000调整后R218.5％F27.3950.000由表3可以看出，经理人超额薪酬和2003年中期的ROE显著（水平为11.8％）负相关，经理人超额薪酬增加10％，ROE会下降0.002。这表明独立董事比例、第一大股东股权、大于5％的股东数这几个变量引起了经理人代理成本的增加。但是从表4可以看出，超额报酬率和2003年中期的EPS关系不显著。这说明公司在资本市场的表现几乎不受经理人报酬的影响。总之，从企业的会计绩效看，公司治理结构的不合理引起了代理成本；而从公司的市场绩效看，我们无法得出这一结论。这主要是因为我国的资本市场和经理人股权激励都还不成熟，市场绩效不是真实绩效的反映，市场也缺乏对企业进行监督的能力。3讨论和结论通过上面的回归可以看出，在经济因素不变的情况下，部分董事会结构变量和股权结构变量对经理人的薪酬起着重要的影响。独立董事的比例与股权大于5％的股东数这两个变量和经理人薪酬显著正相关，第一大股东股权起着显著的负作用。如果放宽显著水平要求，则董事会规模和内部董事比例对经理人薪酬起着一定的正向影响。总经理持股比例和管理者股权比例也对经理人薪酬有一定的正向作用。取薪董事比例、董事会股权都会对经理人薪酬起到一定的抑制作用。而二职合一，控股权性质、外部董事持股、外部董事平均持股都和经理人薪酬没有关系。由影响经理人薪酬的治理结构变量计算的经理人超额薪酬和未来绩效显著负相关。公司治理结构变量的回归系数反映了各种治理结构因素在控制代理成本中的相对效率。这说明，不合理的公司治理结构不能有效控制代理成本，加大了经理人薪酬的正向扭曲幅度。同时也说明，不同的治理结构并不代表对经理人的要求不同，它不是影响经理人薪酬水平的经济因素。虽然我们的结论认为改进治理结构可以提高公司的治理效率，有效降低代理成本。比如，适当控制董事会规模，降低内部董事比例，降低总经理持股比例，提高董事会股权，降低管理者股权等。但是和其他人（如，曹立，2001[9]；高建宁，2001[10]；陈宏辉和贾生华，2002[11]）观点不同的是：（1）本文认为，独立董事比例越大，超额薪酬越高，由此引发的代理成本也越大，这表明在我国目前的情况下，独立董事并没有起到有效的作用。这可能是因为以下几个原因造成的：首先，大股东对公司决策的绝对性影响限制了独立董事权利的发挥，很多公司处于大股东控制下的内部人控制状态，独立董事的意见得不到尊重。其次，独立董事可能受到自身知识背景与精力的限制，不能有效制约经理人。第三，大多公司的独立董事往往由总经理或内部董事聘用，他们受限于内部人，没有真正独立。第四等人认为这是因为我国目前的独立董事制度不合理，没有相应的激励制度使独立董事发挥真正的作用（喻猛国（2001）[12]）。第五，独立董事制度与监事会制度的冲突也限制了其功能的发挥（于东智，2003）。（2）大股东在公司控制中起着积极的作用，可以适当降低代理成本。大股东在经理人激励方面的积极作用显示我国目前大股东控制模式的可取性，在资本市场法律制度还不健全的情况下，股权的分散会增加代理成本。但是，大股东控制可能会引发其他的效率低下，如参与决策、限制外部董事和独立董事的作用、弱化监事会的功能。因此，在考虑发挥大股东的积极作用时，还要考虑到其负面的效应。可以通过适当降低大股东股权来限制他的过度控制。（3）股权大于5％的股东数量和经理人薪酬正相关。这表明大股东数量的增加不利于降低代理成本。这可能是因为，随着大股东数量的增加，股东之间利益的争斗会变得复杂，以至于不能统一地对经理人实行约束，导致了代理成本的增加。（4）二职分离没有对治理效率起到改进作用。这和许多人强调的二职分离观点是矛盾的。事实上，二职分离也具有双重的治理作用，一方面，二职合一可能使经理人获得较大的权力，其以权谋私的动机大于为企业创造价值的动机，从而削弱公司的长期价值。另一方面，二职分离又导致了经理人和董事会沟通的成本，二者之间的信息不对称以及相互的猜测和摩擦可能使公司效率降低。因此，经理人适度参与董事会的决策不会影响公司的治理效率。（5）控股权性质对经理人薪酬没有显著的影响，说明法人股并不一定优于国有股。这和许多人提倡的法人治理结构相矛盾。控股权对经理人的约束作用不因为其性质而改变，这对我国所进行的国有企业私有化改革提出了质疑。总之，我国董事会在制定经理人薪酬方面存在激励扭曲的问题，其原因在于公司治理结构的不合理和内部治理机制的不健全。完善治理结构可以提高治理效率。但要提高我国公司的治理效率，单独强调董事会的独立董事的人数以及二职分离是不够的。关键还在于怎样使这些独立的董事以及大股东加强对经理人的约束。参考文献：JohnE.Core,RobertW.Holthausen,DavidF.Larcker.Corporategovernance,chiefexecutiveofficercompensation,andfirmperformance[J].JournalofFinancialEconomics,1999,51:371–406Bhagat,S.,Black,B..DoIndependentDirectorsMatter?[D]WorkingPaper,UniversityofColorado,Boulder,1997吴淑昆，刘忠明，范建强.非执行董事与公司绩效的实证研究[J].中国工业经济，2001,9:69-76靳云汇，李克成.董事会结构与公司业绩关系的实证研究[J].数量经济技术经济研究，2002,8:79-82于东智，谷立日.公司的领导权结构与经营绩效[J].中国工业经济，2002,2:70-78于东智.董事会、公司治理与绩效[J].中国社会科学，2003,3:29-41Core,J.E..Thedirectors’andofficers’insurancepremium:anoutsideassessmentofthecostofweakcorporategovernance[D].WorkingPaper,TheWhartonSchool,UniversityofPennsylvania,1997Cyert,R.,Kang,S.,Kumar,P.,Shah,A..CorporategovernanceandthelevelofCEOcompensation[D].WorkingPaper,CarnegieMellonUniversity,1997曹立.委托代理关系与独立董事制度设计[J].财经理论与实践，2001，9:48-51高建宁.我国实行独立董事的功能定位制度缺陷及其完善[J].上海交通大学学报，2001，4:71-74陈宏辉，贾生华.信息获取、效率替代与董事会职能的改进[J].中国工业经济，2002，2:79-85喻猛国.独立董事制度缺