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CEO权力与相对业绩评价——“相对业绩评价之谜”的新证据

 

袁天荣(教授)  王霞

(中南财经政法大学会计学院 湖北武汉 430073

 

【摘要】   文章以2010—2018年我国A股上市公司为样本,实证检验了CEO权力与相对业绩评价之间的关系。研究发现:我国上市公司存在相对业绩评价,且近年来使用相对业绩评价的普遍性有所增加;CEO权力对相对业绩评价产生了抑制作用,即CEO权力越大的上市公司实施相对业绩评价的可能性越低。进一步的研究发现,相对业绩评价在产品市场竞争激烈、机构投资者持股比例较高的上市公司中更加明显,产品市场竞争越激烈,CEO权力对相对业绩评价的负向作用越强,而机构投资者持股能够缓解CEO权力对相对业绩评价的负向作用。研究结论能够为促进上市公司开展相对业绩评价、优化高管薪酬契约、引入外部治理机制、提升公司治理效率提供一定的经验启示。

【关键词】   CEO权力;薪酬契约;相对业绩评价

【中图分类号】   F275   【文献标识码】   A   【文章编号】   1002-5812202009-0009-06

 

一、引言

 基于委托代理关系,Holmstorm1982)提出相对业绩评价(Relative Performance EvaluationRPE)理论。该理论认为管理层报酬契约应纳入相对业绩来消除宏观环境带来的系统性风险,从而更精确地衡量管理层的努力程度,提高业绩评价的客观性。同时,采用相对业绩评价能够缓解委托代理冲突,降低代理成本,提升激励效率(Gongetal2011)。然而,有关实证研究并没有找到行业平均业绩和经营者报酬之间呈显著负相关关系的证据(Janakiramanetal1992;周宏、建蕾等,2014)。这种实证结果与理论假说相背离的现象被称为相对业绩评价之谜

我国国资委出台了一系列文件用以强调高管薪酬制定中相对业绩评价的重要性。2012年发布的《中央企业负责人经营业绩考核暂行办法》重点强调EVA在相对业绩评价中的重要性,2018年发布的《中央企业负责人经营业绩考核办法》突出强调行业对标。在我国特殊的市场环境中,管理者薪酬与企业绩效之间的相关性较弱,巨额薪酬差距普遍存在,会给企业业绩带来不利影响并阻碍我国实体经济的健康发展。因此,分析相对业绩评价的实施情况并探讨其背后的原因,能够在一定程度上打开相对业绩评价实施的黑箱,有利于企业制定合理的薪酬激励机制。

毋庸置疑,根据《公司法》有关规定,董事会对高管的薪酬制定、考核与激励具有决定权,但高管尤其是CEO强权反过来却能影响甚至决定董事会行为。CEO强权既能够通过薪酬契约条款直接影响薪酬结果,又能够通过左右绩效评估过程间接影响薪酬结果(Abernethy et al.2015)。鉴于此,本文探讨了CEO权力对相对业绩评价的影响,并进一步分析了市场竞争程度与机构投资者持股对其关系的影响。本文的研究贡献有以下几点:(1)以往的研究在上市公司是否应用了相对业绩评价的问题上存在分歧,主要原因在于样本数据、参照系确定标准不一。本文认为随着信息透明度的增加,相对业绩评价的难度降低,并以2010—2018年我国A股上市公司为样本,实证检验得出了支持相对业绩评价的证据,同时检验了相对业绩评价的动态发展趋势。(2)本文研究了CEO权力对相对业绩评价的影响,在一定程度上打开了相对业绩评价的黑箱,并探讨了外部市场竞争和机构投资者持股对CEO权力和相对业绩评价之间关系的影响,丰富了CEO权力、治理理论、相对业绩评价方面的文献。(3)本文的研究结论为上市公司薪酬契约制定、业绩评价提供了实证经验和理论支撑,进一步推动了相对业绩评价的使用。

二、理论分析与研究假设

相对业绩评价理论认为消除共同风险的薪酬契约能够产生更强的激励作用,但是,在实证检验中却未得到一致的结论。由于缺乏相对业绩评价使用情况的披露信息,现有实证研究将高管薪酬与企业业绩、选定参照系的相对业绩等变量进行了回归,若参照系相对业绩的回归系数显著为负,那么就认为高管薪酬契约中广泛使用了相对业绩评价。

Garvey and Milboum2003)发现以年轻高管或高管个人财富水平低的公司为研究样本,才能支持相对业绩评价。Albuquerque2009)研究发现控制公司规模时有证据支持RPE的使用。肖继辉(2005)所做研究的基本结论支持RPE假说弱势成立。胡亚权、周宏(2012)利用沪深551家上市公司2001—2009年数据为样本,实证发现以同行业为参照组,用资产收益率指标衡量业绩时支持RPE假说,并指出公司成长性与RPE使用负相关。李留闯(2015)基于董事会联结的信息传递功能,研究得出CEO薪酬与董事联结公司业绩负相关。张敦力、王艳华(2016)研究认为RPE在我国高管薪酬契约中广泛使用,而且市场化程度高的地区更倾向于使用RPE。综合来看,对于管理层薪酬契约中是否广泛使用了RPE,现有研究的结论出现了分歧,主要原因有:参照系选择按市场、行业、地区、规模等进行分类,标准不一;管理层薪酬衡量存在偏误,除了货币薪酬、股权薪酬等显性薪酬,还存在隐性薪酬,难以准确衡量。本文认为,随着我国监管部门不断出台相关规定以及我国资本市场透明度的进一步增强,对标数据获取的难度降低,相对业绩评价的存在更加普遍。为了对此进行检验,本文提出假设1

H1:相对业绩评价得到广泛应用,且应用程度随时间不断增强。

委托代理理论认为管理层与股东存在目标冲突,最优契约理论提出可以通过设计有效薪酬契约将管理层薪酬与股东财富紧密结合,激励管理层按照股东利益最大化作出经营决策(Jensen and Meckling1976)。该理论成立的前提是董事会的有效谈判,然而现实中CEO权力的存在会使董事会受制于管理层,最优报酬契约本身非但没有解决代理问题,反而成为了一种新的代理问题。因此,薪酬契约中相对业绩评价的使用与CEO权力之间必然存在紧密联系。

虽然相对业绩评价能够使被考核者免受市场风险的影响,但是仍然有理由相信CEO会抵制相对业绩评价的实施。对于被评价者来说,更偏好可预期的确定性收入,而不是不确定性收入,相对业绩评价薪酬比绝对业绩评价薪酬缺少了确定性和可预见性。当相对业绩评价不足以激励CEO采取个人成本较高的工作方式时,CEO也会抵制相对业绩评价(Dunn and Schweitzer2004Dikolli et al.2018)。根据管理层权力理论,CEO权力较大形成内部人控制条件下,CEO可以运用手中掌握的权力最大化自身利益。在有效的委托代理关系中,董事会对RPE薪酬契约设计具有绝对的权力,CEO不能影响RPE设计的过程。而在CEO权力假定下,CEO会权衡预期薪酬带来的收益和从薪酬中有效过滤市场风险的成本,此时业绩评价模式必定无法过滤掉所有的市场风险。基于此,本文提出假设2

H2CEO权力与相对业绩评价呈负相关关系,即CEO权力越大,相对业绩评价存在性越弱。

三、样本选择与研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以2010—2018年我国沪深A股上市公司为样本,按照如下标准进行数据处理:剔除金融和保险行业数据,二者的薪酬激励方式、业绩标准等方面与其他行业差距较大,会影响结论;剔除业绩较差的ST*ST公司,避免因其经营状况和财务状况等因素影响研究结论;剔除数据缺失的上市公司,并进行上下1%的缩尾处理。数据来源于CSMAR数据库,共得到10 857个公司-年度样本观测值。

(二)模型设定

本文参照Albuquerque2009)的研究思路,设计了模型1和模型2,分别用来验证假设1和假设2

在模型1中,LnPayit表示i公司第t年管理层薪酬的对数;FirmPerfit表示i公司第t年自身的业绩水平;Peerperfit表示参照组业绩水平;ControlVariablesit表示控制变量;εit表示随机扰动项。Holmstrom1982)将α2α1之比定义为相对业绩评价机制,后来的研究将α2是否显著小于零作为相对业绩评价的判定标准,也就是管理层薪酬与参照组业绩显著负相关。若α1显著大于零且α2显著小于零,则假设1得到验证。

模型2是在模型1的基础上加入参照组业绩水平与CEO权力的交乘项(Peerperfit*Powerit)构建的。若β3显著大于零,那么CEO权力与相对业绩评价负相关,假设2得到验证。

LnPayit01FirmPerfit2Peerperfit+αControlVariablesitit    (模型1

LnPayit01FirmPerfit2Peerperfit3Peerperfit*Powerit+βControlVariablesitit   (模型2

(三)变量及其定义

1.管理层薪酬(LnPay)。Albuquerque2009)选取了CEO年度总薪酬作为管理层薪酬,包括年薪、奖金、股权及其他。考虑到总薪酬计量困难,本文参照周宏等(2014)的研究,采用CSMAR数据库中代理人层面的高管前三名年薪总额的自然对数(LnPay)作为替代被解释变量。

2.企业业绩(FirmPerf)和参照系业绩(PeerPerf)。已有文献通常采用ROAROE指标来衡量企业业绩。但是考虑到ROE指标更容易受到操纵,本文选择ROA来衡量企业业绩,结论会更加稳健。同时,将同年份、同行业的企业作为参照系,行业按照第一位字母标准进行划分,考虑到制造业企业众多,需要进行进一步细分,故采用第一位字母加一位数字为标准对制造业进行划分。使用ROA的行业均值作为参照系业绩的替代变量。样本的行业分布见表1

3.CEO权力(Power)和控制变量。基于本文的理论分析,选取董事长与CEO两职合一作为CEO权力的替代变量。选择公司规模(LnAsset)、风险水平(Lev)、成长性(Growth)、营运能力(Tatr)、股权集中度(Contl)、股权性质(SOE)作为控制变量。公司规模(LnAsset)用资产总额的自然对数来衡量,风险水平(Lev)用资产负债率来衡量,成长性(Growth)用营业收入增长率来衡量,营运能力(Tatr)用总资产周转率来衡量,股权集中度(Contl)用第一大股东的持股比例来衡量,股权性质(SOE)是虚拟变量,国企取1,非国企取0。变量定义具体如表2所示。

四、实证检验结果及分析

(一)描述性统计

对主要变量进行描述性统计,结果如表3所示。LnPay的均值和中位数相差不大,从最大值和最小值来看存在一定的薪酬差距;企业层面FirmPerf的最大值、最小值差距较大,说明样本企业个体层面存在较大的业绩差距;从行业均值PeerPerf来看存在行业业绩差距;CEO权力的均值为0.163,说明全样本中有16.3%的样本企业CEO和董事长两职合一。

(二)相关性检验

各变量之间的相关系数如表4所示。LnPayFirmPerf之间显著正相关,与PeerPerf之间在5%水平上显著负相关,初步验证了样本企业普遍采用了相对业绩评价。交乘项PeerPerf*PowerLnPay之间的系数较小且不显著,需要通过回归模型进行深入研究。各变量之间的相关系数较小,进一步通过方差膨胀因子VIF进行检验,可以排除多重共线性的影响。

(三)回归分析

本文应用模型1和模型2进行OLS回归分析,结果如下页表5所示。第(1)至第(4)列是对模型1的回归结果,其中第(1)列是对全样本进行回归的结果,第(2)至第(4)列是年度分样本回归结果;第(5)列是全样本模型2的回归结果。另外,为了控制潜在的异方差和自相关问题,在所有的回归中对标准误进行企业层面的聚类调整。

由第(1)列可知,FirmPerf的系数为3.221且在1%的水平上显著,PeerPerf的系数为-0.278且在5%的水平上显著,说明业绩评价在我国A股上市公司中具有普遍性。由第(2)至第(4)列可知,FirmPerf的系数均显著为正,且2010—2012年样本组PeerPerf的回归系数为-0.047但不显著,2013—2015年样本组PeerPerf的回归系数为-0.711且在5%水平上显著,2013年样本组PeerPerf的回归系数为 -2.211且在1%水平上显著,即PeerPerf的系数越来越小且显著性水平越来越强,由此可见,随着时间的推移,我国上市公司业绩评价应用得更加广泛。这是由于资本市场信息透明度不断增强,行业数据和标杆企业数据的可获得性增强,降低了相对业绩评价的使用难度。再加上我国出台了《中央企业负责人经营业绩考核办法》系列文件,也推动了相对业绩评价的使用。假设1得到验证。

模型2的回归结果如第(5)列所示。可以看出,加入了交乘项PeerPerf*Power以后,PeerPerf的系数显著为负,FirmPerf的系数显著为正,再次印证了相对业绩评价在我国上市公司薪酬契约中被普遍使用,交乘项PeerPerf*Power系数为0.689且在1%水平上显著为正,说明管理层权力越大,相对绩效PeerPerf对管理层薪酬的负向影响越小,即管理层权力与上市公司相对业绩评价使用呈显著负相关关系,管理层权力越大,上市公司使用相对业绩评价的可能性越低,假设2得到验证。管理层倾向于稳定的、可预见的收入,对相对业绩评价具有一定的抵制态度(Elten2007),被评价者的抵制态度能够稳定解释相对业绩评价(王剑、陈运森,2011)。在委托代理关系中,董事会具有管理层薪酬契约的制定权,但在管理层强权下,董事会谈判机制不再有效,存在董事会受制于管理层的现实,管理层将利用自身权力直接或间接影响薪酬契约设计,权衡预期薪酬带来的收益和从薪酬中有效过滤市场风险的成本。因此,CEO强权条件下,业绩评价模式无法有效过滤市场风险,相对业绩评价使用可能性被降低。

(四)稳健性检验

为验证结论的稳健性,本文采取以下方法:(1)采用ROE作为企业业绩的替代变量。(2)改变参照系划分标准,将所有行业按照字母加一位数字划分,计算行业均值。(3将解释变量和控制变量滞后一期,在一定程度上克服了潜在的内生性问题。通过以上检验,回归结果仍支持原结论。

五、进一步研究

在前文研究的基础上,本文进一步引入外部市场竞争和外部机构投资者治理机制,考察相对业绩评价使用程度、CEO权力和相对业绩评价之间的关系。

(一)市场竞争强度的影响

相对业绩评价对标行业平均绩效,因此行业竞争水平能够在一定程度上对相对业绩评价产生影响。某一行业内,市场竞争强度越大,企业越倾向于使用相对业绩评价来应对激烈的竞争,然而竞争越激烈,CEO面临的不确定性越强,承受的压力越大,为此付出的个人成本越高,因此,CEO权力对相对业绩评价的抑制作用越强,即企业所在行业竞争越激烈,CEO对相对业绩评价的抵触态度越强。

本文使用赫芬达尔指数(HHI)来衡量市场竞争强度。

HHI=SumXi/X2

其中:X=SumXi);Xi为企业i的销售额。

由以上公式可知,赫芬达尔指数反映的是产业集中程度,HHI越小,市场竞争强度越大,反之,市场竞争强度越小。本文以HHI均值为界线将样本企业划分为低市场竞争组和高市场竞争组,为保证结果有效,选取2013—2018年数据进行回归,结果如表6所示。

由表6可知,低市场竞争组的第(1)列和第(2)列中PeerPerfPeerPerf*Power的系数均不显著,而在高市场竞争组的第(3)列和第(4)列中PeerPerf的系数在1%水平上显著为负,PeerPerf*Power的系数在1%水平上显著为正,回归结果表明,市场竞争强度越大,我国上市公司越倾向于使用RPE,同时,市场竞争强度越大,CEO承担的压力也越大,有权力的CEORPE更加抵触。

(二)机构投资者的影响

机构投资者具有较强的信息发现和挖掘能力、具有更多的专业知识,能够作为一种有效的外部治理机制监督管理层。因此,机构投资者的参与能够有效提高企业信息获取程度,有利于相对业绩评价,同时能够抑制CEO权力对相对业绩评价的负面影响。

本文实证探究了机构投资者对RPE产生的影响,机构投资者数据来源于RESSET数据库,删除缺失值,以同行业、同年度机构投资者持股比例均值为界线,将样本划分为两组。为了保证结果的有效性,本文选择2013—2018年数据为样本,实证结果如表7所示。

由表7可知,第(1)列PeerPerf系数为负但不显著,第(3)列PeerPerf系数显著为负,说明机构投资者持股能够有效提高上市公司使用相对业绩评价的可能性。第(2)列PeerPerf*Power的系数为正,第(4)列PeerPerf*Power的系数为负,但均不显著,从一定层面上也可以看出机构投资者持股能有效抑制CEO权力对相对业绩评价的负面影响。

六、结论与政策启示

本文的主要贡献是从CEO权力角度深入探讨了相对业绩评价的实施情况,为相对业绩评价之谜找到了新的证据,拓展了CEO权力和相对业绩评价的理论内涵。

本文研究发现,以我国A股上市公司为样本,相对业绩评价假说成立,且普遍性随时间增强,这是由于市场信息透明度提高,参照系数据获取难度降低以及有关政策的出台推动了相对业绩评价的进一步使用。CEO权力负向影响了相对业绩评价的使用程度,CEO强权干涉了董事会制定薪酬契约的有效性,管理层会直接或间接影响薪酬契约的制定,使得薪酬契约无法完全过滤市场风险,阻碍了相对业绩评价的应用。市场竞争强度、机构投资者持股比例与相对业绩评价呈正相关关系;但激烈的市场竞争能够加强CEO对相对业绩评价的抵制作用;机构投资者持股比例越高,对CEO权力与相对业绩评价负向关系的抑制能力越强。本文的研究结论能够为优化管理层薪酬契约、降低代理成本、提高业绩评价效果、提升公司治理效率提供经验启示,并为强化上市公司外部监管、进一步推动相对业绩评价的使用提供参考和借鉴。

 

 

 

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  【基金项目】   国家社会科学基金一般项目上市公司分红的外部监管与内部治理耦合研究(项目编号:13BJY014)。

文章刊登于《商业会计》2020年5月第9期

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