经理报酬影响因素的结构方程模型实证分析.doc

经理报酬影响因素的结构方程模型实证分析收稿日期：2004-11-20
基金项目：国家自然科学基金资助项目(编号70372052)。
作者简介：耿建芳，北京联合大学管理学院讲师；曲喜和，北京联合大学管理学院副教授；郭文希，中石化燕山分公司工程师；李有根，中国华融资产管理公司博士后，副教授。

耿建芳1 曲喜和1 郭文希2 李有根3
（1. 北京联合大学管理学院，北京100101）
（2．中石化燕山分公司，北京102500）
（3．中国华融资产管理公司，北京100045）

摘要：本文使用结构方程模型部分验证了经理报酬水平与影响它的基准因素、治理因素和权变因素等之间的结构关系，发现对经理报酬水平起决定作用的主要是宏观方面因素，包括公司所在地区、公司上市时期以及公司体制特征等；而微观治理因素和经理人力资本因素则不显著。模型拟合结果表明，经理报酬水平是影响公司所在地区、上市时期两因素与公司绩效之间关系的中间变量。
关键词：经理报酬；影响因素；结构方程模型；公司绩效
引 言
目前有关经理报酬研究有三个缺陷：
一是缺乏对众多影响因素系统整合。由于研究角度各异，现有的经理报酬影响因素分布在多个层次、多个维度，形成一个大而复杂的因素群，但对众多因素之间内在关系却缺乏系统梳理，这既不利于理论研究也不利实践操作。本文认为应听取詹森和墨菲[1]以及巴克马和戈麦茨·梅杰[2]的建议，整合各种理论对经理报酬问题研究的贡献，建立一个有内在逻辑关系的，能够较全面反映经理报酬问题的影响因素理论框架。
解决这个问题，首先要整合代理理论、公司治理理论和经理自主权理论等研究成果，建立能够反映代理成本、治理结构以及经理行为空间的综合因素框架，以此为概念模型。其次要采取有效的研究方法与技术手段，在实证研究的基础上检验概念模型的假设关系。为此，本文将采用结构方程模型（Structural Equation Model）方法来达到以上目标。结构方程模型是用来分析变量、变量群之间内在关系的统计分析技术[3,4]，通过构造适当的隐变量来抽取各类变量的本质，并通过分析隐变量之间的关联关系来掌握各类因素之间的结构关系，既能有效降低变量维度，又能科学推断各因素群之间的内在关系。
二是没有有效回答绩效与报酬之间的影响关系及其条件。理论上，公司绩效与经理报酬应该是一个正向循环关系，即一般假定好的绩效必然体现为较高的报酬，而较高的报酬也必然会导致绩效提高。但在实践中，公司绩效与经理报酬之间的良性循环，可能受外部因素干扰而发生脱钩现象。例如在政企合一的旧体制下，经理报酬可能与公司绩效并不相关；在经营责任制下，经理报酬则显著取决于公司绩效。在我国目前公司体制下，绩效与报酬之间的关系到底如何，这需要用数据来说话。显然，简单的相关关系并不能提供圆满解释。结构方程模型为进一步揭示其中的因果关系提供了方法支持。
三是现有国内研究使用样本多为单个年度的横截面数据，没有考虑跨年度的时间序列效应。众所周知，经理报酬问题与宏观经济发展的诸多方面密切相关，公司发展所处的时期是一个重要变量。解决这个问题有两种途径，一是采用时间序列数据（Time Series Data），即按年分布的纵向数据；二是采用平行数据（Panel Data），即时间序列数据与截面数据的结合体。现有文献大多采用单个年度的横截面数据，无法反映时间序列效应。本文将随机选取1998年元月1日至2000年12月31日期间在沪、深两市新上市的208家上市公司为样本①，根据各公司上市当年的年报、上市公告书披露的信息提取数据来研究经理报酬问题。该样本占三年中沪、深两市新发345家IPO公司的60.3%，具有一定代表性。
研究模型
1、影响经理报酬的基准因素、治理因素与权变因素
在现代企业中，经理报酬的确定并不是一个简单的要素市场均衡，而是在特定环境约束下，综合市场选择与治理评价的复杂过程。市场选择主要反映经理的人力资本禀赋、要素资源稀缺性、经理劳动的复杂程度等方面，在均衡状态下形成经理的现行市场价。但这仅仅是经理报酬的一个定价基础，最终的经理报酬方案是治理主体依据公司内外部环境条件，包括组织战略、资源特征、营运能力、经理贡献、公司治理要求、经理的谈判能力、以及公司外部环境的其他因素等综合评价的结果[5]。因此，董事会或者报酬委员会对经理报酬的确定，既要体现出与经理人力资本价值相关的基本要素，又要充分考虑公司生存发展的环境基础。
（1）基准因素。基准因素是用以决定经理报酬的基本准则，包括经理业绩，公司规模，经理的职位级别，经理市场行情以及经理的人力资本特征等。国内学者大多用公司绩效直接替代经理业绩，但研究结果各异。例如李增泉[6]、魏刚[7]等采用700多家A股公司1999年报公开数据研究表明，公司经理的年度报酬，以及其他高管人员的总体报酬与公司净资产收益率没有显著正相关关系；而陈志广[8]和陈朝龙[9]使用2000年度上市公司数据研究表明，经理及高管年度报酬和净资产收益率或每股收益显著正相关；经理年度报酬与公司规模有密切关系[6，8]。尽管如此，国内文献对经理职位级别、人力资本特征及经理市场等因素对报酬的影响研究却不多。
（2）治理因素。除基准因素外，经理报酬的决定过程还依赖于所有者（包括所有权性质与股权结构），董事会及报酬委员会，以及公司控制权市场和公众舆论等。国内学者研究发现，经理报酬与企业性质有关，国有股控股公司经理报酬普遍低于法人控股公司[10]，法人股比例高的公司经理报酬也较高[8]。由于董事会是内部治理的核心机构，因此除所有权性质、股权结构外，应特别关注不同董事会构成及经理在董事会中的地位等因素与经理报酬的关系[11]。
（3）权变因素。权变因素是在确定经理报酬或报酬政策过程中需要考虑的组织内外部环境因素总和。它是经理报酬决定过程的“背景效应”。有文献指出经理报酬与公司所在区域或行业有密切关系[6，8]。由于许多文献仅仅使用单个年度的数据样本，因此现有研究大多忽视了时间因素的影响。通常情况下，人们总是对收入具有增长预期。
（4）经理报酬水平。度量经理报酬水平应包括固定报酬、激励报酬以及其他收益三个方面。尽管上市公司中已经出现若干身价过亿的“老总”，但从总体上看，持股激励尚未成为普遍的报酬制度。大多研究结果并不支持持股激励与公司绩效的相关关系[6，10]。
2、测量指标、数据变量及模型假设
使用LISREL软件建立反映基准因素、治理因素、权变因素和经理报酬水平之间关系的结构方程模型，过程如下：
（1）测量指标选择
基准因素研究五个方面：企业绩效、经理业绩、企业规模、经理个人特性、经理人力资本技能。许多文献研究忽略了企业绩效与经理业绩之间的区别。实际上，经理业绩主要体现资产管理能力，反映经营者对现有资产的管理水平和使用效率，一般通过一系列周转率来体现。本研究使用总资产周转率、流动资产周转率2个指标来反映经理的资产运转能力。企业绩效是对企业盈利结果的体现，一般使用总资产收益率、净资产收益率、每股收益3个财务指标测量。企业规模测量使用总股本1个指标。经理个人特性可以通过年龄和学历2个指标反映。经理人力资本技能测量通过经理任职经历、经理兼职数量，经理在董事会中的领导地位、经理影响力4个指标来反映。
治理因素重点选择股权结构和董事会结构两个方面，公司控制权市场及公众舆论因素暂不考虑。测量股权集中度的指标有第一大股东持股比例、前2名大股东股权集中度、第一大股东与第二大股东相对股权的Z指数3个指标。反映董事会结构的指标有内部董事构成比例、股东代表董事构成比例、外部专家董事构成比例、第一大股东代表董事比例4个指标。
权变因素考察三个方面，①公司上市时期，分别为1998年、1999年、2000年；②公司所在地区经济发展水平，分为高度发达、较发达和一般水平三类；③公司所在行业，按上海证券交易所行业分类标准确定，考虑到有限样本下的行业分布比较分散，将公司所在行业按制造业与非制造业进行二次归类。
模型中经理报酬水平为潜在内生隐变量，本文使用①经理年度固定报酬，②高管人员平均年度固定报酬，③经理与高管人员中最低报酬的相对比值3个指标反映经理固定报酬水平。
（2）数据及变量定义
有效样本为208家1998年至2000年间新上市的公司①，其中1998年48家，1999年35家，2000年125家。数据资料来源为《中国证券大全》（1999~2001）[12]和巨潮资讯网。原始数据的收集及处理方法：①使用上市公告书，调查经理、董事及其他高管人员的个人资料，包括年龄、学历、现任职单位、现任职务、曾任职务、任职经历、董事会总人数、经理在董事会担任的职务等。②根据变量定义进一步计算内部董事比例、股东代表董事比例、外部专家董事比例、第一股东代表董事比例、经理领导地位、经理影响力、经理兼职数量、经理任职经历等。③使用公司上市当年的年报，建立有关经理年度报酬、高管人员中的最低年度报酬；总资产收益率、净资产收益率、每股收益；股本总数、总资产；第一股东持股比例、第二股东持股比例；总资产周转率、净资产比率、固定资产比率的数据库，并计算高管平均报酬②，经理相对报酬；前2名股东股权集中度、第一股东相对第二股东的Z指数；流动资产周转率等数据。④根据人均国内生产总值水平高低，将公司所在地区划分为高度发达（28）、较发达（51）和一般水平（129）三类③。由于按细分行业分类比较分散，区间样本数少，因此按制造业（131家）与非制造业（77家）归为两类。具体变量定义见表1。

表1 变量定义表
变量类型
变量代码
变量名称
变量操作定义或说明

隐
变
量

外生隐变量(ξ)
ξ1
股权集中度
多变量间接测量
ξ2
管理控制度
多变量间接测量
ξ3
经理职位影响
多变量间接测量
ξ5
营运效率
多变量间接测量
ξ6
经理个人特性
多变量间接测量
ξ7
上市时期
单变量测量
ξ8
公司所在地区
单变量测量
ξ9
所在行业
单变量测量
内生隐变量(η)
η1
经理报酬
多变量间接测量
η2
公司绩效
多变量间接测量(验证模型M1时为ξ4)

显
变
量

外生显变量(X)
No1(X1)
第一股东持股比例
第1股东持股数/股本总数
Z_index(X2)
Z指数
第1股东持股与第2股东比大于5为1,否则为0
H2(X3)
前2名股权集中度
第1名与第2名股东持股比例的平方和
ID_r (X4)
内部董事比例
内部管理人员董事数/董事会总人数
CDD_r (X5)
股东代表董事比例
股东派出代表董事数/董事会总人数
D_no1_r(X6)
第一股东代表董事比例
第1股东派出董事数/董事会总人数
Ledpow(X7)
经理影响力
1/(董事会中超过经理职位的人数之和)
Jont(X8)
经理领导地位
兼任董事长1，副董事长0.5，董事0
TTc(X12)
总资产周转率
销售收入/当年平均资产总额
TWC(X13)
流动资产周转率
总资产周转率/(1-固定资产比率)
Age(X14)
年龄
年龄
Educat(X15)
学历
研究生以上1，本科2，专科及以下3
Year(X16)
上市年份
1998年为1，1999年为2，2000年为3
Zone(X17)
所在地区
高度发达3，较发达2，一般水平1
Indus(X18)
行业
制造业为1，非制造业为0

内生显变量
(Y)
Lg_pay (Y1)
经理固定报酬
经理当年年度报酬的对数
Lg_apay (Y2)
高管平均报酬
平均高管年度报酬的对数
Pay_r (Y3)
经理相对报酬
经理年度报酬/高管年度最低报酬
EPS (Y4)
每股收益
净利润/股本总数(验证模型M1时为X9)
ROE (Y5)
净资产收益率
净利润/平均股东权益(验证M1时为X10)
ROA (Y6)
总资产收益率
净利润/平均资产总额(验证M1时为X11)

（3）因子分析与隐变量确定
为提高多变量的测量效度，首先对反映基准因素的12个变量和反映治理因素的7个变量进行因子分析（EFA），结果表明：①判断样本充足性的检验系数（Kaiser-Meyer-Olkin）为0.624，大于0.5的经验值；②KMO-Bartlett球形检验卡方2701.77，自由度105，显著性概率为0.000，说明样本数据不是均匀的球形分布；③剔除因子载荷系数小于0.3的变量，得到由15个测量变量构成的6个因子集合（表2），分别命名为股权集中度因子、管理控制度因子、公司绩效因子、职位影响力因子、营运效率因子、个人特性因子，累计解释方差84.33%，正交旋转后6个因子的协方差矩阵为正交单位矩阵。
（4）结构关系假设
使用上述6个因子④，并结合上市时期、公司所在地区、所属行业三个权变因素为外生变量，使用经理报酬水平为内生变量，建立结构方程关系模型M1，并假设：
Hm1a：ξ1为度量X1、X2、X3，ξ2为度量X4、X5、X6，ξ3为度量X7、X8，ξ4为度量X9、X10、X11，ξ5为度量X12、X13，ξ6为度量X14、X15，ξ7为度量X16，ξ8为度量X17，ξ9为度量X18的有效变量；η1为度量Y1、Y2、Y3的有效变量。
Hm1b：ξ1、ξ2、ξ3、ξ4、ξ5、ξ6、ξ7、ξ8、ξ9均显著影响η1。

表2 旋转后的因子载荷矩阵

主成份
1
2
3
4
5
6
前2名股权集中度
0.925

Z指数
0.862
股东代表董事比例

0.939
内部董事比例
-0.895
第1股东代表董事比例
0.482
0.754
总资产收益率

0.932
净资产收益率
0.921
每股收益
0.748
经理影响力

0.957
经理领导地位
0.956
总资产周转率

0.937
流动资产周转率
0.913
学历

0.803
年龄
0.721

模型拟合结果
1、经理报酬的决定因素
（1）假设模型的拟合结果。使用LISREL8.52软件检验M1，结果发现拟合M1的卡方422.35，自由度83，比较拟合指数（CFI）0.901，规范拟合指数（NFI）0.880，最优拟合指数（GFI）0.805，剩余（RMSEA）0.141（见表3）。按照Bentler[3]的经验，一般NFI、CFI、GFI都应大于0.90，卡方与自由度的比值小于2，RMSEA小于0.10才能推断理论模型与样本数据拟合效果较好。显然，M1检验的GFI和NFI较低，卡方与自由度的比值（5.09）大于2，RMSEA大于0.10，因此在总体上无法推断假设Hm1b成立。此外，测量指标Z_index(X2)、ID_r (X4)、 CDD_r (X5)、 D_no1_r(X6) 、Age(X14)、 Educat(X15)均在统计上不显著，因此也无法推断假设Hm1a完全成立。
（2）假设模型的结构调整。由于管理控制度（ξ2）、经理个人特性（ξ6）、的路径系数为0，且测量方程无效，因此干脆剔除。公司绩效（ξ4）、经理职位影响（ξ3）、行业（ξ9）的测量方程式有效，但路径系数不显著，因此也暂时剔除。调整后，模型剩余股权集中度（ξ1）、营运效率（ξ5）、上市时期（ξ7）和地区经济（ξ8）四个隐变量，其路径系数和测量方程式均在统计上显著有效，以此作为M1修正后的备检验模型M11，同样使用LISREL软件进行数据拟合，结果发现修正后M11的χ2为25.88，χ2概率水平（P）为0.039，与自由度（15）的比值为1.73，小于2；RMSEA为0.059，小于0.10；各项拟合指标均大于0.90（表3），结构关系见图1。可见，样本数据对修正后的M11拟合效果比较理想，其结构方程式为（小括号内为估计系数的T值）：

表3 模型M1和M11的拟合效果指标及路径系数

χ2
df
χ2/df
P
GFI
AGFI
CFI
NFI
IFI
RMSEA
R2
M1
422.35
83
5.09
0.000
0.805
0.717
0.901
0.880
0.901
0.141
0.999
M11
25.88
15
1.73
0.039
0.973
0.919
0.988
0.971
0.988
0.059
0.430

ξ1
ξ2
ξ3
ξ4
ξ5
ξ6
ξ7
ξ8
ξ9
R2
M1
η1
-0.190*
0
0.112
0.064
0.141*
0
0.365*
0.888*
0.067
0.999
M11
η1
-0.170*
╱
╱
╱
0.017
╱
0.341*
0.546*
╱
0.430
注：数字后的“*”表示在0.05水平下显著
图1 影响经理报酬的决定因素构成

2、经理报酬对公司绩效的影响关系
既然假设Hm1b的检验结果不能说明公司绩效是影响经理报酬的前因，那么进一步假设公司绩效为内生后果变量，并构造模型M2，即在图1的基础上，增加公司绩效为内生变量，连接股权集中度、营运效率、上市时期、地区经济四个外生变量对公司绩效的影响关系，并连接经理报酬水平对公司绩效的影响关系（η1→η2），得到M2的基本模型[14]。
使用LISREL8.52软件检验基本模型，并根据估计参数结果进行局部调整反复验证，最终得到完全收敛的模型结构关系，如图2所示。结果表明，模型拟合的卡方（χ2）为70.151，自由度37，卡方与自由度比例（χ2/df）为1.896，小于Benttler的判断标准2，卡方检验的显著性概率为0.00082；反映模型拟合效果的指标最优拟合指数（GFI）为0.9466，比较拟合优指数（CFI）为 0.9724，规范拟合指数（NFI）为0.9461，均大于0.90的经验判断标准；剩余RMSEA为0.066，小于0.10，说明该结构关系较好地反映了样本数据之间的内在关系。结构关系方程式如下（小括号内为估计系数的T值）：

图2 经理报酬影响公司绩效的结构关系图

研究启示
本文使用结构方程模型方法挖掘出经理报酬水平与影响它的基准因素、治理因素和权变因素之间的结构关系，模型M11部分验证了巴克马和戈麦茨·梅杰[2]提出的有关经理报酬系统框架的理论。数据结果显示，股权集中度与经理报酬水平显著负相关，即首位股东持股比例越高，或前2名股东股权集中度越大的公司，经理报酬水平反而相对越低。根本原因在于这些大股东多为国有机构或国有法人，囿于国有体制的牵制，上市公司的报酬制度也相对保守，不但激励不足，而且显性报酬水平不高。其次，上市晚的公司经理报酬水平显著高于上市早的公司，例如1998年上市的公司平均经理报酬为3.7万元，1999年为6.7万元，2000年为8.7万元，反映了经理报酬水平随时间推移成增长趋势。再次，经理报酬水平与地区经济发展水平显著正相关，北京、上海的经理平均报酬水平可达12万元，广东、浙江、江苏、福建和辽宁等较发达地区的经理报酬平均达8.9万元，而其他一般地区经理报酬平均只有5.5万元。但是，反映经理资产管理能力的营运效率因素和公司绩效因素都与经理报酬水平关系不显著，同时，董事会结构、经理人力资本特性等方面因素的影响也不显著。这说明目前我国企业经理的年度报酬水平的决定与公司的微观经营状况、治理主体、经理个人人力资本等因素没有直接关系，决定经理报酬水平的主要因素局限于公司体制、社会整体收入水平和地区经济发展水平等宏观方面。
模型M2的结构关系表明，公司绩效和经理报酬水平都是内生因素，它们是股权集中度、营运效率、上市时期、公司所在地区等外生因素作用的结果；经理报酬水平对公司绩效表现出正相关关系，是影响公司上市时期、公司所在地区与公司绩效关系的中间变量。进一步分析外生因素对内生因素的总影响效应和间接影响效应可以发现，股权集中度对经理报酬水平的总影响效应明显（T=-2.67），但间接影响效应不太显著（T=-1.63）。上市时期和公司所在地区两因素对公司绩效的间接影响效应T值分别为1.83和1.94，在α=0.1的置信度水平下相对显著。这说明在外部经济水平相对好的发达地区或发展时期条件下，经理报酬水平较高的公司对应的绩效也较好。
尽管如此，本研究还存在一些不足：一是由于缺乏对持股报酬的考察，因此无法得出有关经理报酬水平与相关外生影响因素，特别是公司绩效之间的全面结论。主要原因在于持股激励尚未成为一种普遍的经理报酬制度构成，而且年报披露的数据信息有限。这是今后应继续关注的方面。二是样本规模仍不是足够大。尽管在因子分析中，判断样本充足性的检验系数达到0.624，大于通常的0.5经验值，表明208家公司的样本在统计上是有效的，但如果今后能够对全部1000多家上市公司分析近3~5年的平行数据，则结论将更具有说服力。三是建议对有关经理报酬水平与公司绩效之间的因果关系进行全面检验，包括单向影响假设、双向影响假设和不相关假设，本文只检验了一个单向关系。
注释：
① 初始研究样本共227家公司，剔除1家金融类上市公司，1家上市当年即严重暴亏公司，以及17家高管人员背景资料不详细的公司后，最后的有效样本为208。
② 由于年报披露的高管报酬形式有差异，本文在计算高管平均报酬时采用简单加权法计算，即“经理报酬×2/3+最低高管报酬×1/3”。
③ 根据中国统计年鉴1999年全国各省市自治区人均国内生产总值统计数据，采用层次聚类法（SPSS10.0软件）将31个省市自治区的地区经济发展水平划分为高度发达（上海、北京、天津）、较发达（广东、江苏、浙江、福建、辽宁）和一般水平（其他省市）三类地区。
④ Rahim和Mohamed[13]的研究表明，将某种行为测量分解为多个子集的方法有助于准确反映该行为的不同内涵。
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The Determinants of Managerial Compensation: Tests of Structural Equation Model
Geng Jianfang, Qu Xihe, Guo Wenxi, Li Yougen
Abstract: The paper uses structural equation model methods, tests the relationship between managerial compensation and criteria factors, governance factors, and contingence factors, which have an effect on the level of managerial pay. The results show that the main factors are derived from macro-level, such as the corporation proprietorship, IPO time, and economic level of the registration areas. Whereas otherwise including board structure and managerial characteristic are not significant. Managerial compensation is the moderate variable that effects on the relationship of firm performance and IPO time and registration areas’ economic level.
Keywords: managerial compensation; determinants; structural equation model; firm performance