高管激励与企业业绩的U形关系

高管激励与企业业绩的U形关系

——基于边际递减效应和过度激励的研究*

左晶晶* 唐跃军*

（复旦大学管理学院，上海 200433）

The U-shape Relationship between Top Management Incentive and Corporate Performance: Research based on Marginal Diminishing Effect and Excessive Incentive

Jingjing ZUO Yuejun TANG

（School of Management, Fudan University, Shanghai 200433）

* 本文受到国家自然科学基金项目（70802015）、“211工程”三期重点学科建设项目（211xk06）资助；感谢香港理工大学会计及金融学院吴东辉博士所提供的修改建议；感谢复旦大学管理学院企业管理系研究生宋渊洋、章小任和赵武阳所提供的帮助与建议。文责自负。 * 左晶晶（1981-），女，河南沈丘人，复旦大学管理学院博士研究生，研究方向人力资源开发、公司治理。 Email: 081025035@fudan.edu.cn TEL: (86)21-25011148(O) M.P.: (86)13817949608 ADD: 上海市国顺路670号复旦大学管理学院（200433） * 唐跃军（1978-），通讯作者，男，湖南武冈人，管理学博士，复旦大学管理学院讲师，研究方向公司治理、战略管理。

Email: yjtang@fudan.edu.cn TEL: (86)21-25011148(O) M.P.: (86)13817947178 ADD: 上海市国顺路670号复旦大学管理学院（200433）

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高管激励与企业业绩的U形关系

——基于边际递减效应和过度激励的研究

摘 要：在“第二类代理问题”占据主导和隐性激励大量存在的中国市场，上市公司高管看起来显著较低的薪酬和持股比例亦可能导致较为严重的过度激励。有鉴于此，本文首先基于边际递减效应构建理论模型分析高管激励与企业业绩之间的作用逻辑，而后选择2001-2006年中国上市公司的经验证据，具体讨论高管薪酬和股权激励对企业业绩的影响。有别于先前多数有关高管激励的研究文献，本文不仅清晰展现了高管薪酬和股权激励存在的滞后效应；而且进一步在理论分析和实证研究中发现并证实高管薪酬和股权激励存在显著的边际递减效应和过度激励，即高管薪酬激励和股权激励与企业业绩之间在表现为线性正相关关系的同时呈现出左低右高的倒“U”形关系，薪酬和持股比例过低不利于激发高管努力工作改善企业业绩，但薪酬和持股比例过高亦可能导致高管过度激励，同样会对企业业绩造成损害。

关键词：高管激励 边际递减效应 过度激励 薪酬激励 股权激励 隐性激励

The U-shape Relationship between Top Management Incentive and Corporate Performance: Research based on Marginal Diminishing Effect and Excessive Incentive

Abstract: In Chinese market with dominance of “the Second Agency Problem” and large existence of implicit incentive, apparently few compensation and shareholdings of top management may still lead to severe excessive incentive. Firstly, the paper, based on marginal diminishing effect, constructs a theoretical model to analyze the relationship between top management incentive and corporate performance, then with evidences from Chinese listed companies from 2001 to 2006, discusses the impacts of compensation incentive and ownership incentive for top management on corporate performance. Different from most of other former researches, the paper not only clearly shows delayed effect of compensation incentive and ownership incentive for top management, but also finds significant marginal diminishing effect and excessive incentive of compensation incentive and ownership incentive for top management in theoretical and empirical analyses which results in an inverted U-shape relationship with a lower left wing and higher right wing between compensation incentive and ownership incentive for top management and corporate performance. That is to say, not only insufficient incentive because of too low top management compensation and shareholding proportion but also excessive incentive because of too high top management compensation and shareholding proportion impair corporate performance.

Key Words: Top Management Incentive, Marginal Diminishing Effect, Excessive Incentive, Compensation Incentive, Ownership Incentive, Implicit Incentive

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一、引言

高层管理团队在战略决策与执行过程中的作用至为重要，如何激励高层管理团队成员努力工作提高企业业绩是现代公司经营的核心问题之一。在西方，众多研究者对高层管理团队激励与企业业绩之间的关系表现出浓厚的兴趣，相关研究文献（Sethi and Namiki, 1987; Norburn and Birley, 1988; Carpenter and Sanders, 2002; O'Byrne and Young, 2005; Certo et al., 2006; Kroll et al., 2007）从薪酬激励、任期激励、股权激励等多个角度探讨了高管激励对企业业绩的影响。遵循与此类似的研究思路，中国国内学者亦开始逐步探索高管薪酬激励（汪金龙和李创霏, 2007; 徐向艺等, 2007; 高雷和宋顺林, 2007b; 李燕萍和孙红, 2008）、股权激励（李维安和李汉军, 2006; 徐向艺等, 2007; 高雷和宋顺林, 2007a; 李燕萍和孙红, 2008; 夏宁, 2008）对于企业业绩的影响。不过，现有关于高管激励与企业业绩的研究并未形成一致意见1。同时，最为重要的是，多数研究者忽略或者未能有效刻画高管激励存在的边际递减效应（Marginal Diminishing Effect），即高管激励最初可能主要表现为激励效应（Incentive Effect），而随着激励成本的不断投入可能导致过度激励（Excessive Incentive），使得堑壕效应（Entrenchment Effect）（Morck et al., 1988）和隧道效应（Tunneling）（Johnson et al., 2000）逐渐占据主导，进而损害企业业绩。

有鉴于此，本文在相关研究的基础上，首先基于边际递减效应构建理论模型分析高管激励与企业业绩之间的作用逻辑，而后选择2001-2006年中国上市公司的经验证据，具体讨论高管薪酬和股权激励对企业业绩的影响。有别于先前多数有关高管激励的实证研究文献，本文对被解释变量分别作滞后一期和滞后两期处理，以期清晰展现高管薪酬和股权激励可能存在的滞后效应；同时，构建相应解释变量的二次项，进一步考察高管薪酬和股权激励可能存在的边际递减效应以及过度激励。本文的主要贡献在于通过理论分析和实证检验证实在“第二类代理问题”占据主导和隐性激励大量存在的中国市场，上市公司高管看起来显著较低的薪酬和持股比例却导致了较为严重的过度激励，进而损害公司业绩，即在边际递减效应和过度激励的作用下，高管激励与企业业绩之间在表现为线性正相关关系的同时呈现出左低右高的倒“U”形关系。在引言之后，论文的第二部分为理论分析与研究假设；第三部分为研究模型、变量与数据；第四部分为实证研究结果；第五部分为结论与建议。

二、理论分析与研究假设

（一）理论分析

虽然存在不同的声音2，但是多数研究者（Murphy, 1985; 周业安，2000；于东智、谷立日，2001；吴淑琨，2002；刘斌等，2003；徐向艺等，2007；高雷和宋顺林，2007a，2007b）倾向于认为提高高管在薪酬、股权等方面的激励水平，有助于提升企业业绩。不过，相关领域的研究者在一定程度上忽略了薪酬和股权激励可能存在的较为长期的滞后效应，采用当期企业业绩指标进行分析，存在较为严重的内生性问题；同时，先前的文献多数依赖一次线性多元回归模型（甚至是简单的相关分析）进行研究，未能注意到高管激励与企业业绩之间关系的复杂性，特别是高管薪酬和股权激励等对高管努力程度的影响存在较为显著的边际递减效应，同时，高管努力程度对企业业绩的影响也存在边际递减效应，进而可能使得高管薪酬和股权激励与企业 1 部分学者认为高管激励对企业业绩具有正面影响，而另一部分学者则认为高管激励对企业业绩没有显著的正面影响（甚至存在负面影响）。造成目前相关研究结论大相径庭的原因可能在于，部分研究者采用的研究方法有待改进，未能有效控制高管激励之外的其它因素对企业业绩的影响（比如，刘斌等, 2003; 李锡元和倪艳, 2007等），同时研究样本选取范围和年份各不相同亦可能导致研究结论不同。

2 魏刚（2000）、李增泉（2000）等基于中国上市公司的研究均未发现经理报酬与企业业绩存在显著的正相关关系。于东智和谷立日（2001）对1999年中国上市公司的研究虽然发现经营者持股比例与公司经营绩效正相关，但是在统计上并不显著。此外，目前研究者对于高管激励与企业业绩之间具体影响形式的看法，更是林林总总，相关研究结论还远未统一。

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业绩之间在表现为线性正相关关系的同时呈现出左低右高的倒“U”形关系3（参见图1）。在此，可以借助如下理论模型分析其中的作用逻辑。

1. 模型的基本假定

假定1：为使高管获得某一激励水平（IN）所需投入的成本为C，IN与C的关系符合：

IN?f(C,A) （1） 其中A是影响高管激励水平的其它因素（在本模型中是外生的），由于激励存在边际效应递减（

?IN?C??f?C是减函数），即满足：

?IN?C22??f?C22???0 （2） ?f11假定2：高管激励水平IN对企业业绩（CP）的影响满足如下关系：

CP?g(IN,B)?C （3）

其中B是影响企业业绩的其他因素（在本模型中是外生的），g(IN,B)反映了高管激励水平（IN）和其他因素（B）对企业业绩的影响。高管激励水平的提高有助于提高企业业绩，即g(IN,B)满足：

?g(IN,B)?IN??IN?g(IN,B)?IN?g1??0 （4）

高管激励水平对企业业绩的影响亦存在边际递减效应（g1?是减函数），即：

()???IN???0 （5） (g1?)?g112. 高管激励与企业业绩

根据先前的基本假定，当企业为激励高管而投入成本为C时，对企业业绩的影响如下：

?CP?C?CP?C22??g(IN,B)?C?CP?C?1??g?IN??IN?C?1?g1??f1??1 （6）

由（6）式尚难以判定高管激励成本投入对企业业绩的影响，进一步计算二次偏导数可得：

???C()???C??f1??1)?g11???(f1?)2?g1??f11?? （7） (g1?CP?C22??0，g11???0，g1???0，即由（2）、（4）、（5）式可知f11?0，这表明高管激励

成本（C）与企业业绩（CP）之间表现为倒“U”形关系（参见图1）。

如图1所示，从点A到点D激励成本一直在增加，而边际激励成本（?C）所取得的企业业绩提高（?CP）却一直在递减，即?CPA??CPB??CPC??CPD。在高管激励成本投入适量的情况下（图1中C点的左侧），增加激励成本投入有助于提高企业业绩（?CP?0）。此时，高管所获边际激励对企业业绩的贡献（边际激励贡献g1?）大于边际激励所需的成本（边际激励成本

1f1?）（g1??1f1?），即企业继续提高高管激励成本投入对企业业绩有促进作用。在到达C

1f1?点时，公司对于高管的激励达到最佳状态，此时?CP?0，g1??（

?CP?C22，即边际?0）

激励贡献等于边际激励成本。越过C点之后，激励成本继续增加，但是边际激励成本（?C） 3 吴淑琨（2002）基于1997-2000年中国上市公司的研究发现，高管持股比例与企业业绩呈显著的倒“U”形关

系。不过，吴淑琨（2002）仅限于讨论高管持股，且未在文中说明倒“U”形关系的具体状态。

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并不能使企业业绩变得更好，反而可能会损害企业业绩（?CP?0，g1??的过度激励。

企业业绩（）1f1?），导致对高管

C ?CP?CP?0 ?CCP ?CP ?C B ?CD ?CP?0 堑壕效应 隧道效应 A ?C激励效应 高管激励成本（C） 图1 高管激励与企业业绩

在此，需要特别说明的是，先前研究文献多数倾向于潜在地假定或认为中国上市公司高管激励不足，因为上市公司披露的高级管理层薪酬激励和股权激励水平都显著低于西方成熟市场（参见后文表2相关描述性统计），单就显性激励而言，表面上似乎并不足以导致过度激励。但是实际上，由于中国上市公司高管隐性激励（陈冬华等，2005；张鸣和陈震, 2006a, 2006b; 屠巧平, 2006）广泛而且大量的存在（类似于冰山隐藏在水下的部分），因而即便是看起来较低水平的显性激励（薪酬激励和股权激励），也很有可能导致普遍而且显著的过度激励。

（二）研究假设

基于上述理论模型分析和相关研究文献，我们可以提出本文研究假设：

假设H：在同等条件下，高管激励与企业业绩之间在表现为线性正相关关系的同时呈现出左低右高的倒“U”形关系。

同时，本文将高管激励进一步区分为高管薪酬激励和股权激励，具体提出如下研究假设，讨论高管激励与企业业绩的关系。

（1）高管薪酬激励

Murphy（1985）所作的实证研究显示，经营者报酬与企业业绩显著正相关4。首先，从契约的角度来看，薪酬是股东与高管人员订立的契约的重要部分（汪金龙和李创霏，2007）。薪酬契约的订立往往与企业业绩挂钩，并且将来的薪酬契约会与当前的经营业绩挂钩

（Gunasekargea and Wilkinson, 2002）。薪酬高的高管往往有更高的业绩要求，为达到相应的业绩要求，薪酬高的高管比薪酬低的高管会付出更多的努力；同时，薪酬高的高管为保证自己在将来的契约订立过程中处于更好的位置，即提高自己将来的议价能力，也需要比薪酬低的高 4 虽然周业安（2000）认为国有企业低效率的重要原因之一是经理人员的合同收入太低，因而有必要通过年薪制、股权奖励等提高经理的合同收入水平，改进经理激励机制，使其努力程度与企业绩效之间的相关性增强，但是基于中国市场较为早期的研究（魏刚，2000；李增泉，2000等）并不支持这一看法。不过，随后的研究（张俊瑞等，2003；刘斌等，2003；徐向艺等，2007；高雷和宋顺林，2007a，2007b）开始逐步给出一些正面的证据。

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管付出更多的努力。其次，提高薪酬激励将加大公司高管职位的潜在竞争强度，而潜在竞争强度的提高一方面能有效激励现任的高管努力工作，以免被外部求职者替代；另一方面，当公司要更换高管时，较高的薪酬激励亦有助于公司聘请到人力资本存量较高、管理能力较强的高管，而这有助于更好地应对复杂变化的竞争环境，提高企业决策的正确性和执行的效率。

显然，以上分析表明提高高管薪酬激励可能有助于企业业绩的提升。但是，在中国上市公司高管隐性激励（陈冬华等，2005；张鸣和陈震, 2006a, 2006b; 屠巧平, 2006）广泛而且大量的存在的情况下，薪酬激励的作用是有限的，随着薪酬的不断提高其边际激励作用可能会下降并进而导致过度激励。根据期望理论，薪酬激励的有效性很大程度上取决于高管感知到的薪酬的吸引力。当高管的个人财富较低时，薪酬往往具有较大的吸引力，能发挥较好的激励作用。而随着高管所获薪酬的攀升，薪酬将由激励因素转变为保健因素，薪酬的激励作用会开始下降。甚至随着薪酬的继续升高，薪酬的收入效应强度开始超过替代效应5，高管会更多地选择闲暇，即降低努力程度，这可能对于企业业绩有伤害。因此，注意到高管薪酬激励可能存在的边际递减效应以及过度的薪酬激励可能对企业业绩造成的损害，高管薪酬激励与企业业绩之间可能表现为图1所示的倒“U”形关系。因而，可以假设：

假设H1：在同等条件下，高管薪酬与企业业绩之间在表现为线性正相关关系的同时呈现出左低右高的倒“U”形关系。 （2）高管股权激励6

委托-代理理论认为，高管持股有助于减少股东与高管之间潜在的目标冲突。因为在所有权与经营权分离的现代公司中，所有者与经营者的目标不一致以及信息不对称，可能导致作为代理人的公司高管以牺牲股东利益为代价寻求自身利益的最大化（Jensen and Meckling, 1976）

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，而高管持股有助于减少高管与股东的目标不一致，使高管选择有利于股东利益的战略决策，

致力于提高企业业绩。同时，高管持股还有助于激励高管努力工作，作为企业控制权的所有者之一，高管持股使其在一定程度上享有企业的剩余索取权。这有助于高管发挥拥有控制权的优势，从自己利益最大化的角度出发努力工作，最大化企业业绩。因此，从上述两方面的影响来看，高管持股能激励高管充分发挥所拥有企业控制权的优势，提高企业业绩。

不过，高管股权激励的边际递减效应可能同样存在，Morck et al.（1988）研究发现，在0-5%的范围内，董事持股与托宾Q值（Tobin’s Q）正相关；在5-25%的范围内，董事持股与托宾Q值负相关，超过25%，二者可能进一步负相关8。McConnell and Servaes（1990）亦发现经理人员持股与托宾Q值之间存在倒“U”形关系，拐点位于持股比例40-50%之间。这意味着，高管股权激励可能存在边际递减效应，在管理者持股超过一定的合理范围之后，激励效应可能转为堑壕效应（Morck et al., 1988）和隧道效应（Johnson et al., 2000）。随着所有权要求的减少，管理者勇于进行管理创新的动力就会减少，从而导致公司价值的下降（Jensen and Meckling, 1976）。持有公司股份的管理者采取背离公司价值最大化的行为时，也会使自身股权的价值受到影响。因此，管理者可能倾向于在行使在职消费和最大化公司价值之间寻求某种均衡。 5 在经济学中这就是“向后弯折的劳动供给曲线”，即当工资上升的一定程度后，工资带来的收入效应开始超过替代效应，此时工资继续上升而劳动供给却会下降。

6 目前，基于中国市场的研究尚未得出较为一致的结论。李增泉（2000）发现，当经理人员持有公司股票达到一定数量后，持股比例的高低将对企业绩效具有显著影响；夏宁（2008）指出，市值规模大的企业更能表现出高管股权激励的效应；而徐向艺等（2007）则发现，中国上市公司高管持股水平极低，整体上与公司治理绩效不存在显著相关性，股权性激励尚未与公司治理绩效有效挂钩。

7 Jensen and Murphy（1990）的研究发现，全部财富对CEO产出的激励效果中，有约77%源自股权。这意味着，让公司高管拥有一定量的股权，使之成为剩余索取者，是降低代理成本的有效途径。

8 Hermalin and Weisbach（1991）研究发现，董事持股比例与托宾Q值在1-5%时负相关，在5-20%时正相关，超过20%时则又变成负相关。

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而且需要特别注意的是，多数中国上市公司拥有股权高度集中的公司治理模式9，控股股东左右了上市公司治理与管理的主要方面（唐跃军，2006，2008；唐跃军、谢仍明，2006；唐跃军等，2006，2008；Tang et al., 2007），管理层往往直接代表控股股东的利益。虽然高管持股比例在表面上看起来微乎其微，但是其所从属的控股股东利益集团却大多处于“一股独大”的状态。这使得其持股虽少，却完全可能依赖控股股东攫取大量如在职消费等在内的隐性激励，形成所谓的过度激励，导致高管持股与企业业绩之间亦可能表现为图1所示的倒“U”形关系。故而，可以假设：

假设H2：在同等条件下，高管持股比例与企业业绩之间在表现为线性正相关关系的同时呈现出左低右高的倒“U”形关系。

三、模型、变量与数据

（一）模型与变量

本文计划采用如下多元线性回归分析模型检验2个研究假设：

NMDEP=B0 +?BiEVi?i?1?Bj?1jCVj??，其中，DEP为被解释变量，EV代表实验变量及其

二次项，CV代表控制变量，ε为残差项。 表1 研究变量一览表

变量代码 变量含义及说明

MTC 上市公司t期高级管理人员年度报酬总额 MAC 上市公司t期领薪高级管理人员平均薪酬 薪酬激励

(EVn) T3DC 上市公司t期金额最高的前三名董事的报酬总额

T3MC 上市公司t期金额最高的前三名高级管理人员的报酬总额 实验

变量 MSH 上市公司t期高级管理人员持股比例

BODSH 上市公司t期董事会持股比例 股权激励

(EVm) BODCSH 上市公司t期董事长持股比例

解释

CEOSH 上市公司t期总经理持股比例

变量

所属年份 Yi 哑变量，1表示上市公司t期隶属该年份，0表示其它(其中i=1, 2…, 5) 所属行业 Indusj 哑变量，1表示上市公司t期隶属该行业，0表示其它(其中j=1, 2…, 20) 上市时间 Year 上市公司t期上市时间，以年为单位

控制

第一大股东持股 Sh1 上市公司t期第一大股东持股比例 变量

实际控制人类型 Private 哑变量，1表示上市公司t期实际控制人为民营控股，0表示其它

财务杠杆 Dta 上市公司t期资产负债率 公司规模 Lnta 上市公司t期总资产的自然对数

GPR 上市公司t+1 / t+2期销售毛利率 被解释

企业业绩

变量 ROE 上市公司t+1 / t+2期扣除非经常损益的平均净资产收益率 变量类型

变量名称

模型被解释变量为企业业绩，分别采用上市公司销售毛利率（GPR）和扣除非经常损益的平均净资产收益率（ROE）度量10，考虑到高管激励的滞后效应同时避免内生性问题的影响，本文对企业业绩指标分别做滞后一期（t+1年）和滞后两期（t+2年）处理11。模型所涉及的实 9 La Porta et al. (1999)认为，在股权高度集中的上市公司中，公司治理的主要方面是控股股东与中小股东之间的问题，即第二类代理问题。这意味着原来主要受到“第一类代理问题”影响的管理层激励与公司业绩在中国市场上可能更多地打上了“第二类代理问题”的烙印。

10之所以采用较难以操纵的销售毛利率和扣除非经常损益的平均净资产收益率作为企业业绩变量，主要是为了尽量消除上市公司盈余管理可能带来的影响。同时，两组模型还可以互为稳健性测试，有助于提高研究结论的可靠程度。 11一般而言，内生性主要由如下原因导致：（1）遗漏变量（Omitted variables），（2）测量误差（Measurement error），（3）因变量与自变量互为因果（Simultaneous Causality或Simultaneity）。在本文中，内生性问题可能主要由第3类原因导致，即高管激励与公司业绩表现在一定程度上是互为因果的（Simultaneous Causality）。在处理这一类内生性问题时，对变量进行滞后处理是经常被用到的做法（如Fields, 1979; 朱诗娥, 杨汝岱, 2009; 薄仙慧, 吴联生, 2009等）。

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验变量主要度量高管薪酬和股权激励，其中：（1）高管薪酬激励分别以来自上市公司年报“董事会及管理层信息”中披露的董事、监事和高级管理人员年度报酬总额，领薪高级管理人员平均薪酬12，金额最高的前三名董事的报酬总额，金额最高的前三名高级管理人员的报酬总额度量，意在检验假设H1；（2）高管股权激励则分别用上市公司年报中披露高层管理人员，董事会，董事长和总经理所持公司股份比例衡量，用以检验假设H2。

此外，基于已有相关研究文献，本文选取所属年份、所属行业、上市时间、财务杠杆、企业规模等作为控制变量。首先，设置哑变量Yi表示研究样本所属年份，以此控制可能存在的年度差异；其次，以Indusj表示行业归属（按证监会的行业分类标准剔除金融保险业，同时将制造业分为9个二级行业，共包括20个哑变量）控制行业差异的影响；再次，设置变量Year衡量上市公司的上市时间，我国很多上市公司随着上市年限的增长，经营状况反而变得越来越糟糕（Chen et al., 2001）；第四、有研究表明，第一大股东持股比例高在一定程度上有利于公司经营（孙永祥和黄祖辉, 1999），改善企业业绩，因此引入第一大股东持股比例作为控制变量；第五，考虑到中国民营企业和其他类型的企业（特别是国有企业）可能存在显著差异，因而以哑变量Private区分实际控制人为民营控股的上市公司；第六，Dta是上市公司财务杠杆，即资产负债率，考察上市公司资本结构对企业业绩影响；最后，以总资产的自然对数（LNTA）控制公司规模差异对企业业绩潜在的作用。

（二）研究数据

本文选用2001-2006年在深交所和上交所上市的上市公司作为研究样本。相关数据来自：（1）Wind资讯中国金融数据库；（2）CCERTM中国资本市场数据库。为减少研究误差，我们对初始样本做如下处理：（1）剔除研究期间缺乏数据的样本，（2）剔除被停牌的上市公司，（3）考虑到行业的特殊性，剔除属于金融保险业的样本。最后得到2001年703家、2002年876家、2003年943家、2004年1156家、2005年1189家、2006年1272家上市公司作为研究样本，在滞后一期和滞后两期的回归模型中分别包括6139个（2001-2006年）和4867个（2001-2005年）研究样本13。此外，我们对数据进行了抽样核对，以保证数据的可靠性。

四、实证分析结果

在回归分析前，首先考察模型中主要变量的Pearson相关系数。如表2所示，分别衡量高管薪酬激励和股权激励的解释变量之间的Pearson相关系数在1%的显著性水平上均超过0.5，因此，为了减小解释变量之间严重的多重共线性（Multiconllinearity）问题，本文选择逐一引入相关解释变量以及经过中心化（Centralling）处理（Cohen et al., 2003; 陈晓萍等, 2008）14之后构建的相应解释变量的二次项进行回归，主要的实证分析结果15如表3和表4所列。

以销售毛利率作为被解释变量的模型显示，在10%的显著性水平上，回归结果支持假设H1和假设H2。据此可以认为，同等条件下，上市公司董事、监事和高级管理人员年度报酬总额，领薪高级管理人员平均薪酬，金额最高的前三名董事的报酬总额，金额最高的前三名高级管理人员的报酬总额越高；高层管理人员，董事会，董事长和总经理持股比例越高，滞后一期 12由于上市公司及高管团队的规模差异，用报酬总额度量高管薪酬激励可能不如采用平均薪酬有效，因此在随后的实证分析中将主要考察领薪高级管理人员平均薪酬的回归结果是否支持研究假设。 13在文后的回归分析中，为了消除异常值对模型的不利影响，我们剔除了学生化删除残差（Studentized deleted residuals）绝对值大于3和库克距离（Cook’s distances）大于0.5的异常样本。

14进行中心化处理在相关研究中颇为常见，Cohen et al.（2003）和陈晓萍等（2008）均认为，中心化处理能较为有效地控制多重共线性且不失变量解释的一般性，是一种良好的模型优化方法。

15表3和表4所列模型中主要解释变量的VIF值均在2.5以下，代表高管股权激励的解释变量及其二次项的VIF值亦小于临界值10，这表明本文所构建的回归模型较好地控制了解释变量之间的多重共线性问题，计量结果的可信程度较高。

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和滞后两期的销售毛利率越高。这意味着，加强高管薪酬和股权激励有助于企业业绩提升，薪酬和股权对高管的激励具有显著的滞后效应。同时，上市公司董事、监事和高级管理人员年度报酬总额，领薪高级管理人员平均薪酬，金额最高的前三名董事的报酬总额，金额最高的前三名高级管理人员的报酬总额与滞后一期和滞后两期的销售毛利率呈左低右高的倒“U”形关系，存在显著的边际递减效应和和过度激励，并表现出显著的滞后效应；高层管理人员和董事长持股比例与滞后一期的销售毛利率呈左低右高的倒“U”形关系，存在显著的边际递减效应，不过董事会和总经理持股比例与滞后一期的销售毛利率未呈现出显著左低右高的倒“U”形关系，即股权激励尚未对公司董事会和总经理形成明显的过度激励；高层管理人员，董事会和董事长持股比例与滞后两期的销售毛利率呈左低右高的倒“U”形关系，高层管理人员，董事会和董事长股权激励不仅存在显著的边际递减效应和过度激励，而且表现出显著的滞后效应（董事会股权激励的滞后效应似乎更明显），不过，总经理持股比例与滞后两期的销售毛利率未呈现出显著左低右高的倒“U”形关系，股权激励尚未对公司总经理形成明显的过度激励。其中原因可能是由于中国上市公司总经理持股比例普遍较低，股权激励的堑壕效应和隧道效应尚不严重所致。由此看来，现阶段适当加强上市公司总经理股权激励比片面强调薪酬激励可能更为有利于提升企业业绩16；但是，在激励其他高管的过程中则有必要寻求合适的均衡，防止在边际递减效应的作用下，薪酬和持股比例过高导致高管过度激励。 表2 主要连续变量的相关系数表 变量 1. MTC 2. MAC 3. T3DC 4. T3MC 5. MSH 6. BODSH 7. BODCSH 8. CEOSH 9. Year 10. Sh1 11. Dta 12. Lnta Means S.D. 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 146.4039 153.53142 12.6903 12.89804 .829*** 51.9518 61.37667 .878*** .792*** 1.1119 .9983 .5049 .2053 6.5369 48.2587 53.61603 .842*** .786*** .798*** 6.54794 .066*** .046*** .078*** .041*** 3.47886 .041*** .026** .059*** 1.67530 .037*** .024 .043*** .021 .023 6.07328 .066*** .046*** .077*** .041*** .992*** .875*** .880*** .709*** .701*** .501*** 3.48463 .046*** .047*** .041*** .044*** -.235*** -.229*** -.205*** -.170*** -.024 -.021 -.016 -.025** -.029** -.028** -.022 41.3230 16.60321 -.052*** -.032** -.079*** -.054*** -.145*** -.141*** -.105*** -.131*** -.213*** 53.9144 86.77874 21.1787 .98170 -.027** .124*** -.051*** .397*** .322*** .316*** .313*** -.093*** -.090*** -.070*** -.088*** .079*** .202*** -.117*** 注：***p<0.01, **p<0.05, 2-tailed。 以扣除非经常损益的平均净资产收益率作为被解释变量的模型17回归结果显示，在10%的显著性水平上，回归结果亦支持假设H1和假设H2，这显示本文构建的回归模型具有良好的稳健性。据此可以认为，同等条件下，上市公司董事、监事和高级管理人员年度报酬总额，领薪高级管理人员平均薪酬，金额最高的前三名董事的报酬总额，金额最高的前三名高级管理人员的报酬总额越高；高层管理人员，董事会，董事长和总经理持股比例越高，滞后一期和滞后两期的净资产收益率越高。类似的，这意味着，加强高管薪酬和股权激励有助于企业业绩提升，薪酬和股权对高管的激励具有显著的滞后效应。同时，上市公司董事、监事和高级管理人员年度报酬总额，领薪高级管理人员平均薪酬，金额最高的前三名董事的报酬总额，金额最高的前三名高级管理人员的报酬总额与滞后一期和滞后两期的净资产收益率呈左低右高的倒“U”形关系；高层管理人员，董事会和总经理持股比例与滞后一期的净资产收益率呈左低右高的倒 16从相应实验变量的回归系数大小及其显著性程度（在以扣除非经常损益的平均净资产收益率作为被解释变量的回归模型中更为明显）可以看出，目前上市公司高管薪酬激励的边际递减效应和过度激励状况均比股权激励更为严重，盲目加强高管的薪酬激励只会损害公司业绩。

17模型中包含的研究样本比以销售毛利率作为被解释变量的模型进一步减少，主要是因为部分上市公司扣除非经常损益的平均净资产收益率数据缺失所致。

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“U”形关系18；高层管理人员，董事会，董事长和总经理持股比例与滞后两期的净资产收益率呈左低右高的倒“U”形关系。这表明高管薪酬和股权激励均具有显著的边际递减效应，已经在一定程度上形成过度激励，且存在显著的滞后效应（董事长股权激励的滞后效应似乎更明显）。 表3 回归模型分析结果 GPRt+1 Model 1 Beta t EVn .131*** 7.605 EVm .090*** 2.590 2EVn -.048*** -3.115 2EVm -.055* -1.665 Yi Yes Indusj Yes Year -.034*** -2.617 Sh1 .002 .169 Private .075*** 6.126 Dta -.078*** -6.952 Lnta -.110*** -8.279 2R .296 2Adjusted R .293 F-statistic 74.483*** N 6044 变量 Model 2 Beta t .135*** 8.232 .062* 1.857 -.072*** -4.716 -.028 -.876 Yes Yes -.040*** -3.049 -.003 -.266 .072*** 5.901 -.078*** -6.927 -.102*** -7.944 .296 .292 74.396*** 6044 Model 3 Beta t .134*** 8.477 .142*** 4.450 -.069*** -4.757 -.134*** -4.324 Yes Yes -.038*** -2.896 .003 .246 .069*** 5.681 -.078*** -6.921 -.103*** -8.018 .298 .294 75.032*** 6044 Model 4 Beta t .086*** 5.678 .081** 2.550 -.041*** -2.985 -.021 -.670 Yes Yes -.041*** -3.163 .000 .030 .075*** 6.227 -.077*** -6.863 -.088*** -6.838 .294 .290 73.591*** 6044 Model 5 Beta t .102*** 5.241 .136*** 3.377 -.031* -1.798 -.097** -2.506 Yes Yes -.018 -1.223 -.002 -.152 .049*** 3.569 -.048*** -3.723 -.109*** -7.272 .279 .274 55.860*** 4794 GPRt+2 Model 6 Beta t .117*** 6.052 .112*** 2.854 -.059*** -3.267 -.074* -1.954 Yes Yes -.022 -1.480 -.006 -.430 .047*** 3.360 -.048*** -3.719 -.104*** -7.220 .279 .274 55.895*** 4794 Model 7 Beta t .118*** 6.459 .169*** 4.633 -.060*** -3.567 -.156*** -4.412 Yes Yes -.022 -1.488 .000 -.015 .046*** 3.311 -.047*** -3.693 -.107*** -7.352 .281 .276 56.448*** 4794 Model 8 Beta t .069*** 3.884 .098*** 2.651 -.028* -1.735 -.037 -1.017 Yes Yes -.023 -1.626 -.003 -.244 .050*** 3.625 -.047*** -3.635 -.091*** -6.321 .277 .272 55.341*** 4794 注：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1，2-tailed；EVn分别依次表示MTC，MAC，T3DC，T3MC；EVn2分别依次表示MTC2，MAC2，T3DC2，T3MC2；EVm分别依次表示MSH，BODSH，BODCSH，CEOSH；EVm2分别依次表示MSH2，BODSH2，BODCSH2，CEOSH2。

表4 回归模型分析结果 ROEt+1 Model 9 Beta t EVn .180*** 9.146 EVm .100** 2.551 2EVn -.094*** -5.327 2EVm -.064* -1.711 Yi Yes Indusj Yes Year -.082*** -5.513 Sh1 .060*** 4.296 Private -.005 -.366 Dta -.219*** -16.199 Lnta .104*** 6.782 2R .119 2Adjusted R .114 F-statistic 23.545*** N 5946 变量 Model 10 Beta t .171*** 9.522 .104*** 2.754 -.110*** -6.703 -.067* -1.864 Yes Yes -.086*** -5.809 .055*** 3.932 -.010 -.724 -.218*** -16.128 .115*** 7.749 .120 .115 23.670*** 5946 Model 11 Beta t .156*** 8.869 .080** 2.211 -.083*** -5.174 -.043 -1.226 Yes Yes -.085*** -5.828 .057*** 4.095 -.014 -1.028 -.220*** -16.266 .115*** 7.761 .118 .113 23.212*** 5946 Model 12 Beta t .132*** 7.737 .106*** 2.923 -.071*** -4.577 -.086** -2.445 Yes Yes -.094*** -6.473 .056*** 3.970 -.001 -.042 -.223*** -16.402 .125*** 8.468 .114 .109 22.472*** 5946 Model 13 Beta t .177*** 8.101 .111** 2.434 -.084*** -4.312 -.082* -1.851 Yes Yes -.077*** -4.605 .065*** 4.061 -.015 -.950 -.138*** -9.010 .039** 2.259 .088 .081 13.608*** 4691 ROEt+2 Model 14 Beta t .169*** 8.013 .123*** 2.746 -.097*** -4.998 -.092** -2.129 Yes Yes -.080*** -4.802 .059*** 3.744 -.020 -1.289 -.138*** -8.988 .052*** 3.137 .087 .081 13.481*** 4691 Model 15 Beta t .157*** 7.856 .101** 2.438 -.081*** -4.434 -.071* -1.767 Yes Yes -.079*** -4.813 .063*** 3.971 -.023 -1.446 -.138*** -9.002 .051*** 3.030 .086 .080 13.353*** 4691 Model 16 Beta t .152*** 7.515 .120*** 2.823 -.083*** -4.472 -.101** -2.429 Yes Yes -.085*** -5.199 .062*** 3.915 -.014 -.905 -.140*** -9.137 .056*** 3.362 .085 .079 13.135*** 4691 注：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1，2-tailed；EVn分别依次表示MTC，MAC，T3DC，T3MC；EVn2分别依次表示MTC2，MAC2，T3DC2，T3MC2；EVm分别依次表示MSH，BODSH，BODCSH，CEOSH；EVm2分别依次表示MSH2，BODSH2，BODCSH2，CEOSH2。

对控制变量的回归显示，在10%的显著性水平上，上市公司上市时间越久，滞后一期的销售毛利率以及滞后一期和滞后两期的净资产收益率越低；第一大股东持股比例越高，上市公司滞后一期和滞后两期的净资产收益率越高；实际控制人为民营控股的上市公司滞后一期和滞后两期的销售毛利率越高；财务杠杆越高，滞后一期和滞后两期的销售毛利率和净资产收益率越低；公司规模越大，滞后一期和滞后两期的销售毛利率越低，但滞后一期和滞后两期的净资产收益率越高。

18仅有董事长持股比例与滞后一期的净资产收益率未呈现出显著左低右高的倒“U”形关系。从滞后一期的模型回归结果判断，股权激励似乎尚未对公司董事长形成明显的过度激励。

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五、结论及建议

在“第二类代理问题”占据主导和隐性激励大量存在的中国市场，上市公司高管看起来显著较低的薪酬和持股比例亦可能导致较为严重的过度激励。有鉴于此，本文首先基于边际递减效应构建理论模型分析高管激励与企业业绩之间的作用逻辑，而后选择2001-2006年中国上市公司的经验证据，具体讨论高管薪酬和股权激励对企业业绩的影响。有别于先前多数有关高管激励的研究文献，本文不仅清晰展现了高管薪酬和股权激励存在的滞后效应；而且进一步在理论分析和实证研究中发现并证实高管薪酬和股权激励存在显著的边际递减效应和过度激励，即高管薪酬激励和股权激励与企业业绩之间在表现为线性正相关关系的同时呈现出左低右高的倒“U”形关系，薪酬和持股比例过低不利于激发高管努力工作改善企业业绩，但薪酬和持股比例过高亦可能导致高管过度激励，同样会对企业业绩造成损害。

基于上述研究结论，本文建议，首先，现阶段已经不宜片面强调薪酬激励，而应适当加强上市公司高管股权激励，促使公司高管着眼于企业的长远，有效降低代理成本，持续提升企业业绩；其次，在对高管进行薪酬和股权激励的同时，有必要充分注意到薪酬和股权激励的边际递减效应，在激励高管的过程中寻求合适的均衡，防止在边际递减效应的作用下，薪酬和持股比例过高导致有损企业业绩的过度激励。

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