市场化改革.企业业绩与国有企业经理薪酬

辛清泉、谭伟强:市场化改革、企业业绩与国有企业经理薪酬

市场化改革、企业业绩与国有企业经理薪酬

辛清泉　谭伟强

＊

　　内容提要:本文结合国有企业市场化改革的制度背景,就市场化改革对国有企业经理薪酬契约的影响进行了理论分析和实证检验。研究发现,市场化进程增强了国有企业经理薪酬之于企业业绩的敏感性,同时,相对于会计业绩而言,市场业绩在薪酬契约中的作用有逐渐增加的迹象。进一步研究表明,行业保护和政府控制级别影响了市场力量塑造国有企业经理薪酬契约的能力。研究还发现,市场化改革可能降低了国有企业的在职消费水平。本文为市场力量推动国有企业治理结构的动态变迁这一假说提供了经验证据。

关键词:市场化改革　国有企业　企业业绩　经理薪酬

一、引　言

近年来,新兴市场国家中的公司治理问题及其同发达国家公司治理的制度差异受到了学术界的重点关注,相关的经验研究文献日益丰富。然而,正如ClaessensandFan(2002)所指出的,目前学术界对新兴市场国家中公司治理实践与效果的决定因素的理解依然相当有限。特别地,在转型经济国家里,公司治理结构本身又在不断发生着改变(DjankovandMurrell,2002)。那么,转型国家中公司治理变革后面的驱动力量是什么?它们又是如何塑造公司治理模式的呢?

在这一问题上,现有文献提供了两条线索。第一,来自美国的证据表明,放松管制带来的市场力量将导致公司治理结构的动态调整。比如,KoleandLehn(1999)发现,在1978年美国航空业放松管制后,由于竞争加剧,航空公司的股权变得更为集中,董事会规模变得更小,同时经理激励机制得到了更多的强调;HubbardandPalia(1995)和Crawfordetal.(1995)以美国银行业为研究对象,发现在放松管制后,银行经理的薪酬水平上升,同时薪酬对业绩的敏感性有所增强;Bryanetal.(2005)则以美国电力行业为例,同样发现在放松管制后,经理薪酬契约中的激励强度有所增加。

第二,针对转型国家的经验文献指出,即使在产权没有私有化的情况下,市场化取向的经济改革也可能对国有企业的经营效率产生正面影响。比如,Pintoetal.(1993)发现,随着价格管制的放开、企业竞争的加剧以及预算约束的硬化,波兰国有企业的经营业绩得到了显著改善;Li(1997)以中国1980—1989年272家国有企业为例,发现随着中国经济改革的导入,国有企业的全要素生产率(TFP)有显著改善。

上述两条线索表明,由经济改革带来的市场力量应该是推动国有企业治理结构自发调整的因素之一。但是,在经济转型时期,当政府控制各种资源的力量依然十分强大的情形下,市场力量到底能够在多大程度上重塑国有企业的治理结构,依然存在争议。有学者认为,国有企业由于其所有者过于分散、严重的政府干预以及面临预算软约束等问题,导致其治理效率相比于民营企业存在天

＊　辛清泉,重庆大学经济与工商管理学院,邮政编码:40030,电子信箱:[email protected];谭伟强,香港城市大学经济与金融系,电子信箱:[email protected]。本文受国家自然科学基金项目(70802067、70802062)资助。作者特别感谢两位匿名审稿人提出的批评和建议。我们也感谢KeBin、MichaelFirth、LinBing-xuan、徐莉萍、刘斌、卢锐、罗党论、郝颖以及在中山大学、重庆大学、2009年中国国际金融年会参与者的批评和建议。作者文责自负。

2009年第11期

然的劣势,因此,产权制度是公司治理的基石,如果不对产权进行实质性的改造,单纯的市场化改革对改进国有企业治理结构和绩效的作用有限。比如,ShirleyandXu(1998)以6个发展中国家的12家国有垄断企业为例,发现业绩契约的导入甚至降低了企业绩效。以中国背景的研究为例,Zhang(2006)认为,国有企业改革尽管解决了经理的短期激励问题,但并没有解决经理的长期激励以及经理的选拔问题。上述争议的存在,意味着在市场化改革与公司治理变革这一研究领域,学术界有必要提供更丰富的经验证据和理论解释。

本文的目的是以经理薪酬契约为例,实证考察中国经济的市场化改革对国有企业治理结构的潜在影响。之所以选择经理薪酬契约这一角度展开研究,是基于以下两点考虑:(1)作为缓解代理问题的一种重要治理机制,薪酬契约在中国还有待深入研究。以中国上市公司为例,在经理薪酬和企业业绩的关系上,经验研究并无一致结论。近年来,尽管有研究开始关注薪酬契约的决定因素,

①

但从转型经济中公司治理结构本身具有动态变化这一特征去理解薪酬契约的研究还相当少见。(2)经济转型过程中,市场化改革的一个重要成果应该是催生和发展一个响应市场力量的管理资源配置系统(Grovesetal.,1995)。由于分析市场力量对经理薪酬契约的影响类似于检验经理才能和努力是否在市场化环境下得到了合适的奖赏(HubbardandPalia,1995),因此,本文能够为考察我国管理资源配置系统的有效性提供一个重要视角。

本文以国有上市公司2000—2005年的数据为样本,利用分年度检验和樊纲、王小鲁(2007)的市场化指数,就市场化改革对国有企业经理薪酬契约的影响进行了经验分析。研究发现,随着时间推移,国有企业经理薪酬同企业业绩的敏感性逐渐增强。同时,相对于会计业绩而言,市场业绩在薪酬契约中的作用有逐渐增加的迹象。证据还表明,在市场化程度更为发达的地区,国有企业经理薪酬对市场业绩的敏感性更强。

如果市场化改革带来的竞争的确是导致国有企业经理薪酬契约变迁的一种驱动力量,那么,对于处在保护性行业内的企业而言,由于存在着价格管制和进入管制,部分地屏蔽掉了竞争等市场力量的影响,这样,市场化进程对保护性行业内的企业薪酬契约的推进作用应当更为有限。为检验这一推论,我们将样本划分为竞争性行业和保护性行业,分别检验了两类企业的薪酬契约变化情况。结果表明,相比于竞争性行业而言,市场化进程对保护性行业经理薪酬契约的影响更弱,这和市场力量推动企业治理结构的情形是一致的。

其次,我们也检验了国有企业的行政控制级别是否影响了经理薪酬契约朝市场化方向演进的步伐。根据Baietal.(2006)和BaiandXu(2005)提出的国有企业改革的多任务理论,在转型经济体中,国有企业经常需要承担着维持社会稳定在内的多重任务。在多任务背景下,经理的激励强度应该要降低(HolmstromandMilgrom,1994)。随着国有企业隶属政府级别的提高,其多任务特征应该更为明显(Caoetal.,1999;Baietal.,2006)。为检验这一观点,我们将样本划分为中央政府控制和地方政府控制两类,分别考察了市场化进程对这两类企业经理薪酬契约的影响。研究表明,市场化进程对中央国企经理薪酬—业绩敏感性的影响更不明显,这同国有企业改革的多任务理论是相符的。

最后,我们也考察了市场化进程对国有企业在职消费的影响。作为一种隐性的经理补偿形式,国有企业经理的在职消费内生于国有企业面临的薪酬管制约束(陈冬华等,2005)。随着市场化改革的推进,在职消费这种替代性的补偿制度便可能让位于正式的、市场化的经理薪酬契约。为此,

①

Firthetal.(2006)从产权视角考察了经理薪酬对企业业绩的敏感性;刘凤委、孙铮和李增泉(2007)从政府干预、行业竞争角

度检验了国有企业经理薪酬与会计业绩的关系。陈冬华、陈信元和万华林(2005)对国有企业薪酬管制的原因进行了分析。方军雄(2009)、吕长江和赵宇恒(2008)分别从薪酬粘性和管理者权力理论角度考察了上市公司的经理薪酬。这些研究虽然识别了决定薪酬契约的部分重要因素,但并未考虑推动薪酬契约变迁后面的市场力量。此外,Zhengetal.(2008)从投资者法律保护视角对中国国有企业经理薪酬上升趋势提出了有趣的解释。

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按照陈冬华等(2005)的设计,我们手工收集了2000—2005年国有企业的在职消费数据,然后检验了市场化进程对在职消费的影响。我们发现,市场化进程可能减少了国有企业的在职消费水平。证据还表明,只有在竞争性行业和地方国企中,市场力量才显著降低了在职消费水平。

本研究对现有文献构成了以下几点发展:第一,目前学术界在公司治理动态变迁领域所积累的知识非常有限,究其原因,可能是难于找到丰富的场景去检验公司治理的动态变迁。我们认为,中国市场化取向的渐进式改革以及中国各地区市场经济发展的不平衡为检验公司治理的动态变迁提供了良好的研究场景,从而有助于丰富这一领域的研究;第二,尽管现有文献已经指出市场力量会促进经理激励机制的强化(e.g.,KoleandLehn,1999),但少有研究去分析和检验市场力量在塑造经理激励机制方面可能遭遇的约束因素。我们从行业保护和政府控制级别两个角度讨论和检验了国有企业薪酬激励机制朝市场化方向演进的速度,从而加深了对国有企业经理薪酬契约背后的驱动力量和约束条件的认识。第三,在评价经理能力和努力方面,会计业绩指标和市场业绩指标备受关注。有大量的研究讨论了这两类指标的信息含量特征及其权重取舍。本文的证据表明,随着市场化改革的推进,市场业绩指标的重要性有显著上升趋势,这为该领域的研究增添了补充证据。

二、制度背景和理论分析

(一)中国国有企业改革:市场力量的导入及其维持机制

不同于东欧国家“大爆炸”(bigbang)式的激进改革策略,中国的国有企业改革采取的是渐进式策略。从现在的视角回顾过去,国有企业改革虽然具有“摸着石头过河”的探索特征,但总体说来,市场化取向的改革得到了一贯的坚持。在20世纪80年代,国有企业改革采取的是放权让利和经营承包制,国有企业的盈利性目标逐渐得到强调,同时,政府开始推动新的经济组织(比如集体企业、私营企业和外资企业等)的发展,并允许其与国有企业展开竞争。竞争和价格机制的引入,使得市场力量对国有企业经营决策的影响逐渐增加。

但是,从理论上讲,引入价格和竞争机制并不必然导致国有企业按照市场化的决策程序进行运作。这首先是因为,在经济转型过程中,国有企业容易遭受信息、承诺和预算软约束问题的困扰(罗兰,2002),当这些问题没有解决时,国有企业的市场化改革难于实质性地推进。根据QianandWeingast(1997)以及QianandRoland(1998)的分析,中国经济的分权化改革所体现的联邦制特色硬化了国有企业的预算约束,促进和维护了不可逆转的市场机制的发展。在他们的分析框架中,政府在做出是否救助无效率企业的决策时,需要面临着政治利益和经济损失的权衡。在财政分权和货

①

币集权的条件下,地方政府救助无效率企业的机会成本增加,从而硬化了预算约束。特别地,随

着20世纪90年代后期的中国银行业系统的集权化和市场化改革的推行,地方政府面临的预算约束进一步硬化。

其次,国有企业的多任务特征也可能阻碍了市场机制的有效运行。Baietal.(2006)和BaiandXu(2005)认为,在转型时期,由于维持社会稳定的基础制度尚不发达,作为一种次优安排,政府需要保持一定的国有企业数量,以维持社会稳定,比如雇佣更多的员工,保持金融体系安全等。尽管这从社会整体利益角度而言具有一定的合理性,但就国有企业本身而言,多任务的存在使得国有企业成为一个行政和市场的混合体,并常常导致经理选拔的行政化。不过,从近年来经济改革实践看,随着支撑市场经济的基础制度的建设和推进,国有企业承担的政策性负担开始逐渐得到剥离,多任务特征有所淡化。首先,随着支撑社会稳定的相关基础设施体系的建立和改善(如社会保障体系、

需要指出的是,学术界对于保护市场的联邦主义理论也有一些争议。关于联邦主义的总结和批判可参考杨其静和聂辉华(2008)。

①

2009年第11期

下岗职工再就业工程等),国有企业的冗员问题有了一定程度的缓解,这有利于国有企业盈利目标的纯化;其次,自2003年国有资产监督管理委员会成立后,长期悬而未决的国有资产管理体制开始纳入改革轨道,各级国资委的成立,有利于国家股东行为的商业化,为进一步在国有企业中建立现代公司治理机制提供了一个良好的开端(张春霖,2003);第三,随着近年来中国金融体系配套改革的推进,中国商业银行的资本充足率有显著增加,不良贷款率也得到了较为有效的控制,更为稳定的金融体系也为国有企业从多任务向单任务过渡创造了条件。此外,国有企业改制上市使得其需要面临来自资本市场的压力,这也推动了国有企业按市场化模式进行运转。

(二)市场化进程和国有企业经理薪酬—业绩敏感性

随着市场化改革的推进,国有企业开始从多任务向单任务过渡,其面临的预算约束也开始变硬,国有企业被逐渐推向市场,不得不真正直面来自外资企业、民营企业以及其他国有企业的竞争。在竞争环境下,为保持企业生存所需要的市场份额和改善企业业绩,要求企业经理在控制成本和挖掘新的投资机会两个方面努力工作。根据最优契约理论,市场化改革应该增强国有企业经理薪酬对企业业绩的敏感性。由于经理的才能和努力之于企业业绩的边际作用在竞争环境下增加了,因此,企业应该尽可能激励经理付出更多的努力。但是,更多的努力对经理自身而言构成了一种私人成本,在代理框架下,如果这些私人成本无法获得补偿,则经理便更可能卸责,由此损害了股东利益,因而,为满足激励相容条件,企业就需要对经理采取更高能的激励(HubbardandPalia,1995;

①Raith,2003)。在经验证据方面,研究也表明竞争总体上增强了经理激励的强度(HubbardandPalia,1995;Karuna,2007)。

在信息不对称情况下,由于经理行动无法直接观察,企业业绩经常成为评价经理的才能和努力的一个重要指标。由于竞争的市场提供了关于企业外部环境的更多信息,这减少了企业业绩在反映经理努力程度方面的噪音(HolmstromandTirole,1989)。换言之,在竞争市场里,企业业绩在提供经理行动方面的“信息量”更为丰富和准确了。因此,当竞争更为激烈时,经理薪酬与企业业绩之间的关系应该更为紧密。

另外,加强业绩—薪酬的敏感性也有助于解决经理的选择问题,这对于国有企业市场化改革的成败是非常重要的。Jensen和Murphy(1990)认为,“更高的薪酬—业绩敏感性将导致有才能的经理自我选择地脱颖而出”(P.44)。原因在于,更强的薪酬—业绩敏感性意味着经理将承担更大的风险,那些对自己才能有信心的经理更可能接受以业绩为基础的薪酬契约,而低能力和风险厌恶的经理则更可能趋向于接受忽视业绩的官僚式的薪酬契约。

政府对国有企业放松控制以及企业经理自主权的扩大也凸显了激励机制的重要性。标准的委托代理理论认为,如果委托人能够观察到代理人行动,最优的薪酬契约是应该支付给代理人固定的薪水,同时对代理人的次优行动给予惩罚。但是,当委托人无法有效观察到代理人行动时,最优的契约应该是让代理人分享一部分由其行动产生的收益(Holmstrom,1979)。经验研究表明,当针对企业经理的监督机制乏力导致经理的自主权空间扩大时,激励机制将会得到更多的强调(SmithandWatts,1992;Mehran,1995)。

(三)会计业绩和市场业绩

①

市场化改革带来的竞争和预算约束的硬化也可能改变了国有企业经理的保留效应,为满足参与约束这一前提条件,国有

企业也可能不得不对经理提供有竞争力的薪酬契约,以吸引或留住优秀的人才。换言之,企业界对优秀人才的追逐可能推动国有企业经理薪酬水平的上升。特别地,当经理的外部选择机会较多时,企业便更可能对其提供具有诱惑力的薪酬。然而,我们认为,尽管经理保留效应的增加将推动薪酬水平的上升,但也许并不必然增强薪酬之于企业业绩的敏感性。在后文的敏感性分析中,为尽可能排除经理人外部选择机会的影响,我们也在模型中加入了国有企业经理的特征变量(年龄、政治背景、海外背景和专业背景),研究结论并未发生实质性变化。感谢匿名审稿人对这一问题所提出的建议。

辛清泉、谭伟强:市场化改革、企业业绩与国有企业经理薪酬

在企业业绩的计量方面,以盈余为基础的会计业绩和以股票回报为基础的市场业绩是两种主要的备选指标。文献指出,会计盈余为基础的薪酬契约更有利于体现经理对在位资产的受托责任,提高在位资产经营效率(Natarajan,1996),而股票为基础的薪酬契约则更有利于鼓励经理去挖掘新的投资机会,增加对风险项目的投资(Bryanetal.,2000)。这是因为,会计盈余为基础的业绩指标需要符合公认会计原则(如可验证性、配比和稳健性等)的要求,这不可避免地导致许多与价值相关的信息无法及时进入会计系统,这样,盈余为基础的业绩指标在评价经理才能和努力方面常常不够精确而且具有滞后性(AmirandLev,1996)。相反,股票为基础的业绩指标更能够及时地整合关于经

①

理行动的信息,从而能够更迅速地对经理行动做出评价。

但是,以市场业绩作为经理行动的评价基础,对股票市场的有效性有较高要求。当股票市场低效甚至无效时,市场业绩在刻画经理行动上将充斥噪音,此时,市场业绩指标的作用就会降低甚至可能被完全抛弃。从中国的实践看,中国股票市场从产生到发展,其有效性经历了一个逐渐增强的过程(张兵、李晓明,2003)。市场有效性的增强,意味着市场业绩包含了有关经理行动的更准确的信息,这将潜在地增强市场业绩在薪酬契约中的作用。结合前文的分析,我们认为,随着市场化改革的推进,经理薪酬与市场业绩的关系会更紧密。

三、研究设计

本文使用中国沪深股票市场2000年至2005年共6年的所有A股国有上市公司为检验样本

②(剔除金融行业)。本文所使用的数据主要来自CSMAR数据库。另外,本文后续检验中使用的国有企业隶属政府级别、在职消费、经理背景等数据系手工收集整理而成。

本文采用如下基本模型来检验经理薪酬和企业业绩的关系:

ln(COMPit)=α1+a2PERFit+a3Sizeit+εit

(1)

　　在模型(1)中,COMP表示经理薪酬,本文使用公司年度报告中所披露的“金额最高的前三名高级管理人员的报酬总额”作为经理薪酬的代理变量。在企业业绩(PERF)的度量上,我们分别使用基于盈余的会计业绩和基于股票回报的市场业绩两个业绩指标。其中,会计业绩采用资产报酬率,用ROA表示,其值等于营业利润除于平均总资产;市场业绩采用经市场调整的股票回报率,用RET

12t=1

12t=1

表示,其值等于(∏(1+Rit)-∏(1+Mt)),这里,R为考虑现金红利再投资的月个股回报率,M指月度市场回报率,计算期间从当年1月至当年12月。Sizeit代表t年的公司规模,等于公司年末总资产的自然对数。

为检验市场化改革对国有企业经理薪酬契约的影响,首先采取分年度回归的方法,以考察经理薪酬—业绩的敏感性在各年度的变化趋势。我们预测,随着时间推移,国有企业经理薪酬对业绩的敏感性应该逐渐增强。其次,采用了樊纲、王小鲁(2007)编制的各年度各地区的市场化程度指数,用M-Index表示,M-Index值越大,市场化程度越高。通过在模型(1)中引入M-Index以及M-Index同企业业绩的交互项,以检验市场化程度对国有企业经理薪酬—业绩敏感性的影响。

①特别需要指出的是,采用股票为基础的业绩指标来评价经理能力和努力,并不意味着经理薪酬契约中一定会明确纳入股

价表现条款。换言之,即使在经理薪酬契约中未明确包含公司股价表现情况,也并不意味着市场业绩在评价经理上就无用处。这是因为,如果股票市场有效,关于经理行动的信息将会传导到股票价格上来。比如,公司获得了一笔大的订单,这一事项无法及时进入会计系统,但却能整合到公司股票价格中去。

我们从上市公司的最终控制人性质来判断上市公司是否为国有企业。如果上市公司的最终控制人为各级政府,则认为其为国有企业。另外,剔除了最终控制人为高校的上市公司。

②

2009年第11期

四、经验结果及分析

(一)描述性统计

表1汇报了主要变量的描述性统计结果。从中可以看到,从2000年到2005年,我国国有上市公司经理薪酬水平持续上升,经理薪酬的均值(中位数)从2000年的14.32(9.47)万元上升到2005年的62.78(48.50)万元,增幅明显。表1的C栏报告的是变量之间的相关系数。容易发现,国有企业经理薪酬同企业业绩、规模、市场化程度均显著正相关。同时,国有企业规模越大,其会计业绩和市场业绩均更好。最后,从相关系数看,市场化进程同企业业绩变量并不显著,意味着市场化进程对国有企业业绩的影响可能是相当复杂的。

表1

COMP均值中位数标准差N变量ROARETSizeM-Index

200014.329.4712.07237

均值0.02720.000321.22636.6178

200128.5120.5626.59753

变量的描述性统计

A栏:2000—2005年国有企业前三名高管的现金薪酬总和(COMP,万元)

200237.4728.8031.94835中位数0.0291-0.034821.14676.5900

C栏:相关系数

200349.1138.0044.12832

200460.7546.2962.04862标准差0.07130.25150.90751.9980

200562.7848.5057.86906

N[**************]5M-Index

＊＊

0.522＊

2000—200546.6134.0348.384425

B栏:其他主要变量的描述性统计

变量Ln(COMP)ROARETSizeM

-Index

Ln(COMP)ROA

＊＊

0.229＊

RET

＊＊

0.045＊＊＊0.353＊

Size

＊＊

0.348＊＊＊0.215＊＊＊0.129＊

＊＊

0.256＊＊＊0.044＊＊＊0.364＊＊＊0.514＊

＊＊

0.333＊＊＊0.284＊

-0.017-0.004

＊＊

0.206＊

＊＊

0.130＊

0.0170.001

＊＊

0.206＊

＊＊＊＊

　　注:C栏的下三角为Pearson相关系数,上三角为Spearman相关系数;、＊、＊分别表示显著性水平0.01、0.05、0.10(下同)。

(二)市场化改革与国有企业经理薪酬—业绩敏感性

我们首先分年度考察了国有企业经理薪酬对业绩的敏感性,结果报告于表2。其中,A栏报告的是经理薪酬同会计业绩ROA的回归结果,B栏报告的是经理薪酬同市场业绩RET的回归结果。容易发现,经理薪酬同ROA的关系在各年均显著为正,但从2000—2003年,ROA的系数不断增加,在2004年和2005年,则有轻微下降的趋势。从B栏结果看,在2000—2001年,经理薪酬同RET的关系并不显著,然而,从2003年开始,RET的系数变得显著为正。表2的证据初步表明,尽管国有企业经理薪酬最初更可能同会计业绩挂钩,随着时间推移,市场业绩也逐步开始同国有企业经理薪酬挂钩。

为进一步检验市场力量对国有企业经理薪酬契约的影响,我们在模型(1)中引入了市场化指数以及市场化指数和企业业绩的交互项。由于我们的样本是2000—2005年的非平衡面板数据,为此,我们同时采用了混合回归(控制年度和行业效应)和固定效应回归(控制企业和年度固定效应),

辛清泉、谭伟强:市场化改革、企业业绩与国有企业经理薪酬

表　2

年度ROASizeInterceptNAdj-R2F-Statistics

20001.536

＊＊

(2.58)0.223

＊＊＊

(4.46)7.019

＊＊＊

(6.76)2370.357

＊＊8.68＊

国有企业经理薪酬与企业业绩:分年度回归结果

A栏:PERF=ROA

20011.869

＊＊＊

(4.24)0.277

＊＊＊

(8.33)6.249

＊＊＊

(8.94)7530.279

＊＊17.11＊

20022.720

＊＊＊

(5.29)0.234

＊＊＊

(7.25)7.299

＊＊＊

(10.7)8350.282

＊＊16.82＊

20033.523

＊＊＊

(9.30)0.217

＊＊＊

(6.90)7.904

＊＊＊

(11.8)8320.298

＊＊20.34＊

20043.200

＊＊＊

(7.69)0.242

＊＊＊

(8.29)7.267

＊＊＊

(11.4)8620.293

＊＊19.36＊

20053.026

＊＊＊

(8.06)0.274

＊＊＊

(10.9)6.740

＊＊＊

(8.06)9060.328

＊＊20.90＊

B栏:PERF=RET

年度RETSizeInterceptNAdj-R2F-Statistics

20000.025

(0.22)0.261

＊＊＊

(7.87)6.275

＊＊＊

(6.31)2370.342

＊＊7.87＊

20010.073

(0.41)0.302

＊＊＊

(9.08)5.800

＊＊＊

(8.29)7530.260

＊＊16.07＊

20020.337

＊＊

(2.15)0.275

＊＊＊

(8.84)6.551

＊＊＊

(9.92)8350.243

＊＊15.03＊

20030.258

＊＊

(2.08)0.262

＊＊＊

(7.29)7.079

＊＊＊

(9.18)8320.222

＊＊14.35＊

20040.566

＊＊＊

(5.33)0.293

＊＊＊

(10.31)6.222

＊＊＊

(10.00)

8620.254

＊＊16.97＊

20050.250

＊＊＊

(2.73)0.327

＊＊＊

(13.49)5.625

＊＊＊

(10.54)

9060.263

＊＊17.17＊

　　注:回归因变量为t年的经理薪酬的自然对数(ln(COMP));表中数据为各自变量的回归系数,括号内的数值为T值(下同)。T值已经过whited(1980)异方差稳健性修正;为消除极端值的影响,对回归中使用到的主要连续变量按1%进行了winsorize处理(下同)。回归方程中已控制行业效应。

表3

变量ROARETM-IndexROA×M-IndexRET×M-Index

SizeInterceptNo.ofObs.

No.ofFirms.Adj-R2F-Statistics

市场化进程、企业业绩与国有企业经理薪酬

混合回归

(1)

＊＊＊

4.118(7.32)

固定效应回归

(2)

(3)

＊＊＊

1.984(4.36)

(4)-0.147(-1.48)

-0.036(-0.25)

＊＊＊

0.138(22.15)＊＊-0.205(-2.43)

＊＊＊

0.134(21.81)

-0.001(-0.01)-0.061(-0.91)

0.0156(0.55)0.0232(1.72)＊

0.0343(1.76)＊

＊＊＊

0.204(16.14)＊＊＊6.443(24.22)

＊＊＊

0.249(20.07)＊＊＊5.624(21.51)

＊＊＊

0.266(9.13)＊＊＊6.109(9.73)

＊＊＊

0.304(10.49)＊＊＊5.316(8.53)

44250.479

＊＊

167.42＊

44250.440

＊＊

150.23＊

4425

10630.303

＊＊357.50＊

4425

10630.296

＊＊331.74＊

　　注:回归因变量为t年的经理薪酬的自然对数(ln(COMP))。在混合回归估计中,控制了年度效应和行业效应,且T值经whited(1980)异方差稳健性修正。在固定效应回归中,控制了年度和企业层面上的固定效应。

2009年第11期

回归结果报告于表3之中。从混合回归结果看,M-Index和ROA的交叉项系数显著为负,说明市场化进程可能降低了经理薪酬对会计业绩的敏感性。同时,M-Index和RET的交叉项系数显著为正,意味着经理薪酬对市场业绩的敏感性随市场化进程的提高得到了强化。从固定效应回归结果看,M-Index和ROA的交叉项符号依然为负,但不再显著,而M-Index和RET的交叉项系数依然显著为正。表3的证据表明,随着市场化改革的推进,经理薪酬对市场业绩的敏感性显著加强,而对会计业绩的敏感性有下降的迹象。

(三)敏感性检验

为检验上述结论的稳健性,我们执行了如下敏感性检验:(1)国有企业经理自身的特征也可能影响其薪酬契约。为控制住这一因素的影响,我们手工收集了国有企业经理的背景情况,包括经理

①年龄、政治背景、海外背景和专业背景情况。然后,将其作为控制变量进行回归。(2)为消除样本

期间内产权性质变更对研究结论的影响,我们将样本限制为2000—2005年间产权性质从来没有发

②

生过变更的国有企业样本,然后进行回归。(3)分别使用净资产收益率和销售利润率作为会计业绩指标,同时使用行业调整的股票回报率和规模调整的股票回报率作为市场业绩的衡量指标。(4)由于本年度的经理薪酬可能部分体现了上年度的企业业绩情况,为此,我们采用滞后一期的企业业绩变量(会计业绩和市场业绩)代替本年度的业绩变量进行回归。上述回归结果与前文研究结论没有实质性差异。基于上述敏感性分析,我们认为,前文的结论是比较稳健的。

五、拓展性检验

尽管前文的证据表明市场化进程对国有企业经理薪酬—业绩敏感性有促进作用,但我们所观察到的现象可能是遗漏变量和测量误差所致,或者也可能存在其他竞争性的理论解释。因此,我们有必要沿着市场化改革促进经理激励机制这一故事后面的逻辑,进行更深入的分析和检验。

理论上讲,只有在满足一定的约束条件下,市场力量才能对国有企业薪酬契约变迁产生实质性影响。当市场力量发挥作用的前提条件不成立时,诸如竞争等外部市场力量可能并无法诱导出市场化的薪酬契约。据此,我们可以推测,某些类型的企业,由于其自身特征限制了市场力量作用的发挥,从而导致市场化进程对该类企业经理薪酬契约的影响更为有限。

(一)保护性行业的经理薪酬契约

一般认为,保护性行业的激励机制同竞争性行业是存在着差异的。经验研究发现,保护性行业的经理薪酬对企业业绩的敏感性要更弱(Joskowetal.,1993,1996)。这首先是因为,受价格管制和进入管制的影响,保护性行业内的公司面临着更为确定的环境,这一方面降低了经理工作的复杂性,另一方面也限制了经理才能之于企业业绩的边际作用,这将潜在地削弱薪酬—业绩敏感性;其次,在保护性行业,政治约束也可能直接对经理薪酬契约产生影响,导致薪酬管制现象(Joskowetal.,1996),薪酬管制的存在也将削弱薪酬—业绩敏感性。

尽管中国的市场化改革改变了大部分企业所处的经营环境,但是,保护性行业由于其价格管制和进入管制等特征,可以部分地屏蔽掉诸如竞争等市场力量的影响。因此,如果市场化改革强化了经理激励机制这一假说,则由此可以推论,相对于竞争性行业而言,市场化改革对保护性行业薪酬契约的影响程度应该要更轻。

①

具体说来,在政治背景方面,如果总经理是现任或前任政府官员,则认为其具有政治背景;海外背景方面,如果经理有海

外教育背景或海外工作经历,则认为其有海外背景;如果经理有工科技术、金融、会计或法律方面的专业背景,则认为其有专业背景。

②

这里的产权性质变更,是指企业的最终控制人从政府变成私有产权主体,或者从私有产权主体变成政府控制。

辛清泉、谭伟强:市场化改革、企业业绩与国有企业经理薪酬

参照Aharonyetal.(2000)的研究,我们将样本按其行业属性归类为竞争性行业和保护性行业。

①其中,保护性行业包括石油化工、能源和原材料,其余为竞争性行业。表4的A栏报告了两类企

业分年度回归的结果。容易发现,对于保护性行业而言,直到2003年,国有企业经理薪酬才开始同ROA显著正相关。而从RET的回归结果看,直到2005年,RET的回归系数才显著为正,这意味着保护性行业的经理薪酬契约朝市场化方向的演进速度的确要慢于竞争性行业。

②

表4的B栏报告了市场化指数对经理薪酬—业绩敏感性的固定效应回归结果。从中可以看

到,在保护性行业组中,M-Index同两个企业业绩变量交叉项的回归系数均不显著,表明市场化改革并未对该类企业的薪酬契约产生实质性影响。而在竞争性行业这一组中,回归结果总体上支持了市场化改革增强了薪酬—业绩敏感性这一假说。上述证据表明,市场化进程对两类国有企业经理薪酬契约的影响存在差别,与我们事前的预期一致。表4

年份保护性行业(N)PERF=ROAPERF=RET竞争性行业(N)PERF=ROAPERF=RET

200043-0.413

(-0.32)0.177(0.80)1941.803

＊＊＊

(2.69)-0.003(-0.02)

市场化进程、行业保护与国有企业经理薪酬

A栏:分年度回归结果(仅报告业绩变量的回归系数和T值)

2001991.637

(1.28)0.855(1.47)6541.972

＊＊＊

(4.19)-0.021(-0.12)

20021116.257

＊＊＊

(3.57)0.378(0.76)7242.502

＊＊＊

(4.74)0.348

＊＊

(2.08)

20031164.723

＊＊＊

(4.33)0.209(0.76)7163.515

＊＊＊

(8.67)0.382

＊＊＊

(2.79)

20041253.328

＊＊＊

(2.85)0.298(0.75)7373.345

＊＊＊

(7.43)0.584

＊＊＊

(5.30)竞争性行业

＊＊＊

2.201(4.55)

20051353.457

＊＊＊

(3.91)0.486＊(1.76)7713.021

＊＊＊

(7.27)0.204

＊＊

(2.11)

B栏:固定效应回归结果

变量ROARETM-IndexROA×M-IndexRET×M-Index

SizeInterceptNo.ofObs.No.ofFirms.Adj-R2F-Statistics

＊＊

0.171(2.02)＊＊＊7.616(4.05)

保护性行业

1.910(1.39)

-0.167(-0.71)

0.052(0.55)-0.020(-0.10)

0.029(0.84)

＊＊

0.217(2.54)＊＊＊6.639(3.52)

-0.118(-1.14)

-0.005(-0.17)-0.103(-1.43)

0.025(1.76)＊

＊＊＊

0.267(8.55)＊＊＊6.160(9.23)

＊＊

0.296＊(9.52)＊＊5.562＊(8.39)

0.082(0.89)0.010(0.34)

6291470.372

＊＊

68.46＊

6291470.362

＊＊

64.80＊

37969160.316

＊＊

289.91＊

37969160.304

＊＊

268.30＊

　　注:回归因变量为t年的经理薪酬的自然对数(ln(COMP))。在A栏中,回归方程同表2,但我们只报告了两个业绩指标的回归结果。在B栏中,控制了年度和企业层面上的固定效应。

①具体而言,我们根据证监会的二级分类标准确定如下行业为保护性行业:B-采掘业、C41-石油加工及炼焦业、C65-黑色金

属冶炼及压延加工业、C67-有色金属冶炼及压延加工业、D-电力、煤气及水的生产和供应业。

②在表4的B栏和后文表5的B栏中,我们也使用了混合回归(结果未报告),结论没有实质性改变。

2009年第11期

(二)政府控制级别和国有企业薪酬契约

文献指出,在国有企业承担多任务情况下,强调业绩导向的激励机制可能并不契合政府效用的最大化。这是因为,在多任务条件下,经理在其他非财务目标方面的努力并不能通过财务业绩得到体现,当业绩并不充分反映经理努力时,激励强度应该要降低。相反,适应于国有企业的多任务特征,其他的一些替代性的激励手段,如政治晋升、在职消费等,将应运而生(陈冬华等,2005)。因此,在国有企业内生性地存在多重目标情况下,片面强调基于财务业绩的高能激励经常并不合适。

现有的文献指出,随着国有企业隶属政府级别的提高,其多任务特征应该更为明显(Caoetal.,1999;Baietal.,2006)。如此,市场力量对高级别政府控制的国有企业薪酬契约的影响就可能更为有限。为检验这一推论,我们手工收集了2000—2005年上市公司最终控制人性质,将样本划分为中央政府控制和地方政府控制。在4425个国有企业总样本中,1000个为中央政府控制,3266个为地方政府控制,另有159个样本政府控制级别无法确定。

表5的A栏是两类企业的分年度回归结果。容易发现,对于中央国企而言,自2001年以来,经理薪酬同会计业绩存在显著的正相关关系,但是,只有在2004年,市场业绩RET对经理薪酬的影响才是显著的。表5的B栏报告了市场化指数对两类企业经理薪酬—业绩敏感性的固定效应回归结表5

年份中央国企(N)PERF=ROAPERF=RET地方国企(N)PERF=ROAPERF=RET

市场化进程、政府控制级别与国有企业经理薪酬

A栏:分年度回归结果(仅报告业绩变量的回归系数和T值)2000460.936

(0.56)-0.050(-0.15)1841.425

＊＊

(2.23)0.071(0.54)

20011572.281

＊＊

(2.31)0.256(0.58)5701.817

＊＊＊

(3.65)0.102(0.50)中央国企

＊＊＊

3.582(3.77)

20021782.283

＊＊＊

(2.63)-0.437(-1.62)6272.904

＊＊＊

(5.00)0.635

＊＊＊

(3.43)

20031883.541

＊＊＊

(4.35)0.095(0.48)6133.653

＊＊＊

(8.58)0.301(1.87)＊

20042072.873

＊＊＊

(3.03)0.309(1.90)＊

6233.463

＊＊＊

(7.36)0.655

＊＊＊

(4.82)地方国企

20052242.517

＊＊＊

(4.18)-0.225(-0.15)6493.212

＊＊＊

(6.90)0.397

＊＊＊

(3.49)

B栏:固定效应回归结果

变量ROARETM-IndexROA×M-IndexRET×M-Index

SizeInterceptNo.ofObs.No.ofFirms.Adj-R2F-Statistics

＊＊＊

0.303(5.22)＊＊＊6.100(4.77)

＊＊＊

1.709(

3.18)

0.058(0.29)

-0.011(-0.14)-0.072(-0.90)

-0.016(-0.60)

＊＊＊

0.345(5.88)＊＊＊5.239(4.06)

＊＊＊

0.232(6.59)＊＊＊6.549(8.68)

-0.169(-1.56)

0.041(1.27)-0.024(-0.29)

＊＊

0.032(2.02)＊＊＊0.269(7.76)＊＊＊5.797(7.78)

-0.017(-0.57)0.049(1.51)

10002530.124

＊＊

89.07＊

10002530.136

＊＊

80.81＊

32668120.364

＊＊

252.27＊

32668120.341

＊＊

235.79＊

　　注:回归因变量为t年的经理薪酬的自然对数(ln(COMP))。在A栏中,回归方程同表2,但我们只报告了两个业绩指标的回归结果。在B栏中,控制了年度和企业层面上的固定效应。

辛清泉、谭伟强:市场化改革、企业业绩与国有企业经理薪酬

果。容易发现,在中央政府控制的企业组中,ROA×M-Index和RET×M-Index的系数都不显著,而在地方政府控制的企业中,RET×M-Index的系数显著为正。表5的证据表明,市场力量对中央国企的经理薪酬契约的影响可能更为有限。

(三)市场化进程与国有企业在职消费

文献指出,在经理的薪酬契约结构中,除正式(显性)的货币薪酬之外,还有相当一部分以隐性的形式出现,在职消费便是其中一种。围绕着在职消费的起因,学术界主要形成了两种观点:一是在职消费是代理成本的一种体现,其将损害股东利益;二是在职消费在一定程度上也能够产生激励

①作用,提升经理工作效率。Grinsteinetal.(2008)的大样本研究支持了在职消费的代理观。

基于我国的制度背景,陈冬华等(2005)认为,内生于国有资产的管理体制和政府的行政干预,实施业绩为基础的薪酬契约在国有企业中并不可行,如此,整齐划一的薪酬管理体制成为一种次优选择。在薪酬管制背景下,在职消费成为一种替代性的经理补偿方式。按照这一逻辑,当国有企业经理薪酬契约逐渐响应市场力量而出现向市场化方向过渡的趋势时,在职消费这种隐性的、替代性的制度安排的重要程度便可能下降。同时,竞争和预算约束硬化等市场力量也可能在一定程度上迫使企业不得不降低经营成本,由此导致在职消费水平的下降。为检验这一问题,我们按照陈冬华等(2005)的设计,从年报中手工收集了2000—2005年的在职消费数据。由于上市公司数据披露问题,我们最终得到1677个国有企业样本。然后,借鉴陈冬华等(2005)和Grinsteinetal.(2008)等文献,我们让在职消费(经当年度销售收入平减)对市场化指数进行回归,同时控制公司雇员数(Ln-employee)、公司上市年龄(Age)、销售毛利率(Salemarge)、上年度销售收入增长率(Salesgrowth)、期初的Tobinsq以及年度和行业效应。回归结果汇总于表6之中。表6

变量M-IndexLn-employee

AgeSalemargeSalegrowthTobinsqInterceptNAdj-R2F-Statistics

市场化进程与国有企业在职消费的多元回归结果

全样本

＊

-0.0009＊(-2.07)＊＊-0.0031＊(-4.96)

保护性行业0.0008

(0.80)-0.0023(-1.56)0.0005(1.00)0.0264＊(1.72)-0.0022(-0.79)0.0071(1.29)0.0016(0.08)2280.267

＊＊2.42＊

竞争性行业

＊

-0.0012＊(-2.45)＊＊-0.0033＊(-4.46)

中央国企-0.0007

(-0.54)

＊-0.0033＊(-2.20)

地方国企

＊

-0.0011＊(-2.47)＊＊-0.0026＊(-3.94)

0.0001

(0.56)

＊＊0.0256＊(3.57)＊＊-0.0035＊(-2.62)

0.0002

(0.51)

＊＊0.0247＊(3.15)＊＊-0.0036＊(-2.50)

-0.0004

(-0.59)

＊0.0284＊(2.14)

0.0002

(0.80)

＊0.0164＊(2.04)＊＊-0.0040＊(-5.19)＊0.0033＊(2.04)＊＊0.0316＊(4.33)

0.0026

(0.56)0.0010(0.31)0.0285＊(1.91)3610.219

＊＊5.18＊

0.0035

(1.55)

＊＊0.0311＊(4.05)

0.0033

(1.36)

＊＊0.0335＊(4.06)

16770.193

＊＊

6.47＊

14490.176

＊＊

5.44＊

12660.201

＊＊

5.88＊

　　注:回归因变量为t年的在职消费同销售收入的比率。T值已经过Whited(1980)异方差稳健性修正。回归方程中已控制行业效应和年度效应。

①关于在职消费的更多理论解释,可参见RanjanandWulf(2006)。

2009年第11期

从表6的全样本回归结果看,市场化指数M-Index的系数显著为负,表明在市场化程度更为发达的地区,国有企业在职消费程度更低。进一步的分组回归表明,在保护性行业和中央国企控制的上市公司中,M-Index的系数并不显著,而在竞争性行业和地方国企样本组中,M-Index的系数才显著为负。这同我们前面的预期也是一致的。

六、结　论

本文通过考察市场化改革对国有企业经理薪酬契约的影响,为理解公司治理结构如何根据制度环境进行动态调整提供了线索。本文的证据表明,市场化改革促进了国有企业经理薪酬之于企业业绩的敏感性,同时,相对于会计业绩而言,市场业绩在薪酬契约中的权重有逐渐增加的迹象。此外,我们也对市场力量推动国有企业薪酬契约变迁可能遭遇到的约束条件进行了分析。我们发现,行业保护可能限制了市场力量的发挥。同时,与国有企业改革的多任务理论预期相符,市场化进程没有对中央政府控制企业的薪酬—业绩敏感性产生显著影响。研究还发现,在市场化程度更高的地区,国有企业在职消费水平更低,表明市场力量在推动国有企业经理薪酬契约朝市场化方向演进的同时,在职消费这一替代性的制度安排的重要性可能下降了。

在经济转型过程中,上述结果有着极其重要的理论和政策含义。很多学者认为,将国有企业民营化是转型时期微观层面上最重要的改革机制之一(DjankovandMurrell,2002),但民营化本身需要经历一个艰难、长期的过程,而且其后果并不总是正面的(魏伯乐等,2006)。在国有企业被民营化之前,寻找推进国有企业治理结构改革的其他途径和力量,有着极其重要的战略意义。本文的一个政策启示是,通过市场力量改进国有企业治理结构是可能的。但是,如果希冀市场力量能够切实改进国有企业治理结构,政府首先应该是解除对国有企业的行政干预和保护,让国有企业真正成为能够和民营企业平等竞争的主体,否则,国有企业公司治理改革难免流于形式。

本文的研究可能存在以下两点不足:一是关于市场力量和经理薪酬的指标问题。尽管我们使用分年度检验和地区市场化指数两条途径衡量市场力量的影响,但它们是否准确度量了企业所面临的市场压力,我们并没有充分的把握。在经理薪酬上,由于数据限制,我们只能取前三名高管薪酬之和作为经理薪酬的替代变量,且我们研究经理薪酬主要是货币性薪酬,这可能也降低了本文结论的政策含义。其次,尽管我们从行业保护、政府控制级别和在职消费角度做了拓展性检验,但国有企业经理薪酬—业绩敏感性变化的背后也可能存在其他故事。未来的研究可以从一些特定的背景(如交叉上市)出发,考察公司治理机制的变迁,相信亦有助于在公司治理动态变化这一领域积累新的知识。

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XinQingquanandTanWeiqiang

(SchoolofEconomicsandBusinessAdministration,ChongqingUnivesity;DepartmentofEconomicsandFinance,CityUniversityofHongKong)

Abstract:Basedontheinstitutionalsettingsofrecentmarket-orientedreformofChinesestate-ownedenterprises(SOEs),thispaperanalysestheimpactofmarketforceonthechoiceofexecutivecompensationinSOEs.Usingthedataonstated-ownedlistedfirms,wefindthatmarket-orientedreformincreasesthesensitivityofexecutivecompensationtoperformance.Comparedtotheaccountingperformance,ourevidenceshowsthatstockreturnsplayanincreasingimportantroleinexecutiveincentivecontracts.OurfindingsalsoshowthatgovernmentprotectionandgovernmentcontrollevelofSOEsinfluencetheabilityofmarketforcestoshapetheincentivecontractsinSOEs.Moreover,SOEslocatedintheprovinceswithhighdegreeofregionalmarketizationhavefewerperks.Theseresultssuggestthatmarketforceinducestheadaptationofgovernancestructure.KeyWords:Market-orientedReform;SOEs;FirmPerformance;ExecutiveCompensationJELClassification:G320,G380,J310

(责任编辑:郑　健)(校对:晓　鸥)

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AStudyontheEffectivenessofChineseSecurityAnalysts

EarningsForecastingBehavior

GuoJieandHongJieying

(RenminUniversityofChina;UniversitéToulouse1)

Abstract:WhenChinesesecurityanalystsmakeearningsforecasts,istheirforecastingbehaviorefficient?Ifnot,why?Utilizinga

sampleof5522earningsforecastsmadeby856domesticanalystsfor1005Chineselistedcompaniesduring2005—2007andfollowingtheresearchmethodproposedbyChenandJiang(2006),weansweredabovetwoquestionsinthispaper.First,regardlessofanalystsmakingmoreoptimisticorpessimisticpersonalearningsforecaststhanmarketconsensus,theirearningsforecastingbehaviorisinefficientwhichshowsapatternofoverweightingprivateinformation.Second,thereasonsbehindthisoverweightingbehaviorincludeanalystsincentivestogainhigherperceivedforecastingabilityandpoorqualityofinformationdisclosurebyChineselistedcompanies,whileneitheroverconfidencepsychologicalbiasnorincentivestogethightradingcommissionshasinsignificantexplanatorypower.Ourfindingsprovideimportantpolicyimplicationsforinvestorstouseanalystsearningsforecastsasreferenceandrelatedpartiestotakepropermeasurestoimproveanalystsforecastingbehavior.KeyWords:SecurityAnalyst;EarningsForecastingBehaviour;EfficiencyJELClassification:G11,G23,Z19

(责任编辑:尤　玄)(校对:晓　鸥)