管理層薪酬激勵、內外聯合治理與企業績效
——基于2012-2021 年中國滬深A 股銀行業的經驗證據

溫佳奇 徐芳玉

一、引言

管理層作為企業經營決策的重要制定者與推動者，在財務核算、風險管理、資源配置和戰略規劃等方面扮演著“主力軍”角色，其管理能力是影響企業績效的關鍵（Na，2020）。因此，如何高效激勵管理層為企業創造收益價值成為現階段企業管理體系中亟待解決的難點（方鑫、董靜，2022）。為調動管理層工作積極性，激發其職能最大化，企業普遍采取薪酬和股權作為主要的激勵工具。然相較于股權激勵而言，薪酬激勵靈活性強、普適性高，可有效解決企業內部盈余管理問題（劉娥平、關靜怡，2022），更在發揮管理層“能動性”、緩解管理懈怠等方面起到較好的助推作用，已成為一種重要的激勵舉措。

管理層薪酬激勵與企業績效的相關研究一直是學術界關注的熱點話題。Hwang et al（2018）、桑凌和李飛（2019）認為管理層薪酬激勵與企業績效存在正相關性，實施薪酬激勵不僅能將管理層與股東的利益保持一致，且有助于提高管理層工作的主動性與創造性，對提升企業績效起到積極作用。然而，詹雷和王瑤瑤（2013）、盧允之和周開國（2022）研究發現管理層薪酬激勵與企業績效呈負相關關系，薪酬激勵容易誘導管理層做出非理性投資決策，對股東權益和企業經濟價值造成負面影響。另外，也有學者研究發現管理層薪酬激勵與企業績效呈U型關系（呂峻，2019）。由此可見，管理層薪酬激勵與企業績效之間究竟存在何種關系，并未得到一致結論，主要原因可能在于未較好地考慮企業治理環境帶來的影響。雖已有文獻從股權集中度（周軍、張欽然，2019）、職位晉升（章琳一，2019）和股東財富（程果、蔣水全，2019）等內部治理角度及政府法規政令干預（段夢然等，2021）和資本市場約束（鐘慧潔、章欣然，2022）等外部治理角度分析管理層薪酬激勵對企業績效可能造成的影響，但大多從單一治理角度考慮，并未將內部治理與外部治理結合起來，忽視了內外聯合治理的有效性?；诖?，本文以2017-2021年滬深A股銀行業為研究樣本，從內外聯合治理的視角下考察管理層薪酬激勵對企業績效的影響及作用機制。

本文可能具有的邊際貢獻：首先，以薪酬激勵如何有效驅動管理層為出發點，回應了已有研究關于管理層薪酬激勵影響企業績效的分歧和爭議，豐富了管理層薪酬激勵與企業績效的研究文獻。其次，從管理層薪酬激勵的執行角度構建了以內外聯合治理為調節變量的理論模型，試圖通過治理環境的改善解釋管理層薪酬激勵的執行問題，助力企業更好地發揮管理層薪酬激勵效果以提升企業績效。最后，全面地分析了在不同產權類型下管理層薪酬激勵對企業績效的影響機制，為企業制定薪酬激勵契約及實施差異化戰略提供了相應的理論支撐與實踐依據。

二、理論分析與研究假設

（一）管理層薪酬激勵與企業績效

根據委托代理理論，企業通過管理層的貢獻程度設計出合理的薪酬契約，滿足股東與管理層雙方權益，達到利益趨同效應（Lennox and Park，2006）。而報酬-績效契約理論認為，一方面合理的薪酬激勵能夠較好地發揮管理層“能動性”；另一方面，管理層的經濟財富又依賴于企業績效（周軍、張欽然，2019），以此驅使管理層作出更多有助于企業發展的決策，實現企業價值最大化。

薪酬激勵不僅是滿足管理層現時經濟利益的直接途徑，更是促進其積極工作的必要條件。即使在不同的制度體系下，實施薪酬激勵仍有助于管理層對企業內部資源進行高效管理和利用，通過提高要素生產率促進企業高質量發展（Farooque et al，2019）。并且受到高薪酬激勵的管理層更有權利和義務幫助企業規避風險（倫蕊，2019），提升質量控制、減少非效率投資損失，促進企業快速成長。雖然管理層薪酬激勵定價過高的現象時有發生，但我國對于薪酬激勵條款出臺了嚴格的限令政策，這種激勵過度現象所帶來的負面影響并不明顯（Hill et al，2016），反而有助于提高企業的經營利潤，形成合理有序的收入分配格局（王曉云、陳岑，2022）。

因此，實施薪酬激勵對管理層發揮職能，規范自身行為起助推手作用。且高薪酬的企業通常能夠聘請到專業的管理團隊（肖建華、王若凡，2022），以此彌補企業在市場經營與管理等方面的不足。管理層通過優化資源配置效率、加強風險戰略管理和改進并購投資策略等路徑，提升企業的財物價值和市場價值，進而提升企業績效，讓自己在企業內部更具有議價資格。故本文提出假設：

H1：管理層薪酬激勵與企業績效呈正向關系。

（二）內外聯合治理的雙重調節效應

1.內部治理的調節效應

當薪酬激勵契約未能達到股東與管理層利益趨同時，管理層通常會以犧牲股東權益為代價來謀取私利。而監事會作為企業一項重要的內部治理機制，不僅對管理層行為負有嚴格的監督和約束職責，更在管理層薪酬業績考核中發揮著決定性因素（賀立龍等，2020）。

然而，監事會在履行職責時，因對管理層缺乏足夠的執行力度及問責機制，使得管理層“隧道行為”層出不窮（池國華、朱俊卿，2019）。并且在實際運營過程中，企業內部組織架構設置的不合理性導致監事會規模大而不強，監督質量和監管效率大幅下降，已違背了設立的初衷（鎖箭、李先軍，2016）。在這種情況下，如果監事會規模不減反增，那么可能會因決策意見的分歧及監督力度的分散，增加管理層舞弊的可能性（施天濤，2020），以至于在實施薪酬激勵時，管理層通過擴大業務消費和獲取“灰色收入”等隱性報酬的腐敗行徑，造成薪酬業績敏感性下降，使企業產生極端績效。且監事會規模越大，冗員情況往往也越為嚴重，治理水平趨于“空洞化”狀態（熊巍，2022），這時在利益的驅動下，易導致監事會與管理層合謀，過度占用企業本該用于經營管理、項目擴建以及研發投資等方面的資源，粉飾企業經濟效益（周澤將等，2022）。此刻薪酬激勵的實施只會助長管理層的短視行為，降低薪酬激勵契約的有效性，阻礙企業長期的經濟發展。

因此，在實施管理層薪酬激勵時，監事會規模的不斷擴大可能會弱化其監督力度，引發管理層一系列的獲利行為，進而降低了管理層薪酬激勵契約的有效性，抑制了企業績效的增長。故本文提出假設：

H2：在內部治理機制中，監事會規模會抑制管理層薪酬激勵對企業績效的作用。

2.外部治理的調節效應

在我國資本市場中，隨著管理層和股東之間的利益沖突問題日漸凸顯，內部人控制情況也已出現，在這種情況下，僅依賴內部治理并不能完全減少代理沖突問題（崔慧潔等，2019），反而容易造成企業資源配置效率低下。于是企業借助外部治理渠道來解決股東與管理層之間的信息不對稱問題（孫衛等，2021），讓雙方行為更具透明，因而較好地反映管理層的貢獻程度（楊婧、許晨曦，2020），以此作為薪酬激勵的參考標準。這對發揮管理層職能、緩解管理懈怠等方面有著舉足輕重的影響。

產業組織理論認為，在諸多的外部治理措施中，產品市場競爭是影響利益相關者行為的關鍵因素之一。隨著產品市場競爭程度的提高，營業利潤和現金流的不確定性導致企業不斷面臨淘汰的風險，管理層的利益受到威脅（杜金柱、扈文秀，2023），此時薪酬激勵起到積極效應，在一定程度上可以避免管理層發生道德風險，有效降低監管成本，他們也能主動承擔來自市場競爭的壓力，以技術創新為支撐，增加市場競爭份額（Kim et al，2012），提升企業績效。相反，在產品市場競爭壓力的環境下，企業獲得的超額營業利潤主要來自行業外少數的競爭者，而不是管理層自身付出的努力，那么受到薪酬激勵的管理層也可能通過市場競爭“壓力”效應和“標桿”效應影響企業的投融資決策行為（張安軍、葉彤，2022），過分追求短視投機和尋租行為，攫取企業剩余價值，造成內部存量資源下降，對提升企業績效起負面影響。

因此，作為一種較強的外部治理機制，產品市場競爭不僅加強了管理層的努力程度與薪酬激勵之間的內在聯系，也為企業績效的比較提供了較多的可能性。故本文提出如下假設：

H3a：在外部治理機制中，產品市場競爭會促進管理層薪酬激勵對企業績效的作用。

H3b：在外部治理機制中，產品市場競爭會抑制管理層薪酬激勵對企業績效的作用。

三、研究設計

（一）數據來源

本文選用2012-2021年中國滬深A股上市銀行業十年的數據作為研究樣本，其中剔除了ST、*ST、期間退市以及樣本缺失的企業數據。并通過winsorize對所有變量進行上下1%與99%縮尾處理，最終得到2205個有效觀測值。相關數據均來自CSMAR數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量

企業績效（TobinQ）。以往學者大多用每股收益、總資產收益率、加權平均凈資產收益率等盈利性指標來衡量企業績效，而本文借鑒羅建強等（2023）做法，用托賓Q值來衡量企業績效，該指標涵蓋了企業銷售總額、營業利潤以及現金流等多種因素，與其他指標相比，托賓Q值更能反應企業的財務價值和市場價值，且數據不易被篡改。其計算方法為：

2.解釋變量

管理層薪酬激勵（Salar y）。在我國上市企業中，管理層持股比例普遍較低，且大部分收入主要來源于工資、獎金、補貼等貨幣型薪酬。故借鑒程新生等（2020）做法，管理層薪酬激勵用前三名管理層貨幣薪酬之和的自然對數表示。

3.調節變量

借鑒賀立龍等（2020）做法，用監事會規模（Supvis）來衡量內部治理指標。監事會在企業內部治理環節中占據重要地位，本質上是為了監督企業內部財務和經營管理等而設立的，尤其是對管理層負有嚴格的監督和約束職責。

借鑒張安軍和葉彤（2022）等學者已有的做法，用產品市場競爭程度（MC）來衡量外部治理指標。通過計算企業的價格—成本邊際指數得到勒納指數，以此判斷產品市場競爭程度。如勒納指數越大，代表行業內定價能力越強，產品市場競爭程度越高，反之則越低。產品市場競爭作為一項重要的外部治理機制，可有效緩解股東與管理層的代理沖突問題，從而降低信息不對稱帶來的成本損失。

4.控制變量

參考李懷建和耿曉晗（2021）等做法，再結合本文研究的問題，分別選取以資產負債率（Lev）、產權性質（State）、股權集中度（Top1）、上市年齡（Age）、企業規模（Size）作為控制變量。另外，還控制了年份（Year）和行業（Industry）。

各變量具體定義和計算見表1所示：

表1 變量定義表

（三）實證模型

以企業績效（TobinQ）作為被解釋變量，借鑒王宛秋和馬紅君（2020）等做法，構建以資產負債率（Lev）、產權性質（State）、股權集中度（Top1）、企業年齡（Age）、企業規模（Size），企業年份（Year），行業（Industry）為控制變量的基礎模型如（1）所示：

在模型（1）的基礎上，加入解釋變量，構建模型（2），檢驗解釋變量與被解釋變量的關系，Controls包含模型（1）中全部的控制變量。

在模型（2）的基礎上，引入內外聯合治理機制作為調節變量，并參考溫忠麟（2005）提出的調節效應模型，以此檢驗內外聯合治理機制對管理層薪酬激勵與企業績效的影響，形成模型（3）：

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

將樣本數據進行描述性統計分析，如表2所示?？煽闯銎髽I績效（TobinQ）的最大值和最小值分別為8.939、0.871，平均值和標準差分別為2.184和1.728，基本符合正態分布情況。從均值和中位數看，管理層薪酬激勵（Salar y）相對集中，且激勵程度不高，最高僅為18.20。而產品市場競爭程度（MC）均值為0.115，中位數為0.108，標準差為0.150，最大值為0.816，表明行業之間產品市場競爭程度存在較大差異。從產權性質（State）中位數為0，標準差為0.459，可看出民營企業占比最多，后期將樣本分為國有與民營企業并進一步探討是較為合理的。且其他變量數據離散程度較好，因此，樣本數據具有較好的代表性。

表2 主要變量描述性統計特征

（二）相關性分析

表3是一個變量Pearson的相關性檢驗，其中，管理層薪酬激勵與企業績效之間的相關系數在10%水平上顯著為正，即實施管理層薪酬激勵顯著提升了企業績效，初步驗證了假設H1。然考慮到調節效應可能帶來的影響，因此需進行主回歸分析。且結果表明了各變量的相關系數基本在0.5以下，方差膨脹因子VIF為1.40，小于10，各變量之間不存在多重共線性問題。

表3 各主變量Pearson相關性分析

（三）基準回歸分析

本文使用的是內外治理雙調節模型，為了盡可能避免自變量和調節變量的交互項帶來的共線性問題，對實驗結果造成干擾，故將自變量與調節變量的交互項進行中心化處理，并采用固定效應模型進行實證分析。

1.管理層薪酬激勵對企業績效的影響檢驗

表4報告了基準回歸結果，模型（1）包含了所有的控制變量，模型（2）反映了管理層薪酬激勵（Salary）的回歸系數在1%水平上顯著為正，管理層薪酬激勵顯著提升了企業績效，假設H1得到驗證。

表4 基準回歸結果

2.內外聯合治理的雙重調節效應檢驗

如表4所示，在模型（3）中可看出，管理層薪酬激勵與監事會規模的交互項（Salary×Supvis）的系數在10%水平上顯著為負，說明監事會規模對管理層薪酬激勵與企業績效之間的關系起負向調節作用。因此，在內部治理機制中，監事會規模會抑制管理層薪酬激勵對企業績效的正向影響，即假設H2得到驗證。同理，在表4模型（3）中看出，管理層薪酬激勵與產品市場競爭的交互項（Salary×MC）系數在5%水平上顯著為正，說明和產品市場競爭對管理層薪酬激勵與企業績效之間的關系起正向調節作用。因此，在外部治理機制中，產品市場競爭會促進管理層薪酬激勵對企業績效的正向影響，即假設H3a得到驗證。

（四）擴展性分析

1.作用機制檢驗

高層梯隊理論認為，管理層作為企業創新決策的制定者，能否將有限的資源更多地用于研發投入方面以實現創新產出，是提升企業績效的基礎（朱濤等，2022）。然而，研發投入的風險不確定性、收益跨期容易使管理層采取規避措施，此時通過實施薪酬激勵卻能夠給管理層帶來確定性的收益，短期內抑制了管理層的風險規避傾向，加大了其在研發投入方面的執行力度和貢獻力度，同時較好地避免了股東與管理層在研發投入過程中產生的代理沖突問題。且薪酬激勵程度越高，管理層將企業內部資源用于增加創新投資項目的意愿會更強（馬慶魁、樊夢晨，2021），進而有利于促進研發創新產出以實現企業的經濟價值。因此，管理層薪酬激勵對企業績效的促進作用可能是通過研發投入傳導的。為檢驗研發投入的中介作用，本文借鑒成立為和鄒雙（2020）做法，用研發支出費用/主營業務收入來度量研發投入（RD）?；貧w結果如表5所示，在系列1中，管理層薪酬激勵（Salary）的回歸系數在1%水平上顯著為正，表明管理層薪酬激勵顯著提高了研發投入；系列2中研發投入（RD）的回歸系數在1%水平上顯著為正，表明研發投入有助于企業績效的提升，這也體現了研發投入在企業實現經濟價值中的重要性。

表5 機制檢驗：研發投入的中介效應

2.異質性檢驗

基于產權異質性的視角，將樣本分為國有與民營企業，進行分組回歸。結果如表6所示，在民營企業中，管理層薪酬激勵（Salary）的回歸系數在1%的水平上呈顯著的正相關關系，為0.301，而國有企業管理層薪酬激勵（Salary）的回歸系數雖然為正，卻不顯著。而造成此類現象的原因可能是：在民營企業中，大多為盈利性質的企業，以市場化機制運作，管理層薪酬與企業績效的高低掛鉤，因此，管理層更注重自身價值的實現，薪酬激勵對管理層的貢獻程度具有良好的促進作用，有利于企業績效的提升。而國有企業政策性目的較強，主要擔負調節社會經濟的職責，在國家和政府的背景支持下，管理層本就享有較好的福利待遇。且國有企業的項目投資回報率周期較長，管理層在項目任期結束時往往也未能得到實質性的補償（孫多嬌、閆珍麗，2022），即使管理層在崗期間獲得了高額薪酬，也僅僅是為了維持穩定的生活，并不會為企業創造更多的收益，故管理層薪酬激勵與企業績效關系不顯著。

表6 異質性檢驗

（五）穩健性檢驗

1.內生性檢驗

考慮到管理層薪酬激勵與企業績效之間可能存在雙向因果關系，影響研究結論。例如，企業既是接受方又是給予方，營業利潤較高的企業往往伴隨著較好的激勵方式，企業根據年度績效的高低給予管理層同等程度的薪酬。因此，需再次檢驗內生變量是否存在，然在異方差存在的情況下傳統的hausman檢驗并不適用，于是利用異方差穩健DWH重新進行檢驗，發現P值小于0.1，表明在10%的水平上拒絕了“所有假設均為外生”的原假設，認為管理層薪酬激勵為內生解釋變量。為進一步確保研究結果的穩健性，消除管理層薪酬激勵與企業績效之間的部分內生性，故借鑒程安林等（2021）做法，選取滯后一期的管理層薪酬激勵（L.Salary）作為工具變量，剔除可能存在的部分內生性，并用兩階段最小二乘法（2TSLS）對原模型進行檢驗。結果如表7所示，各變量系數符號基本不變。

表7 內生性檢驗結果

2.更換變量的度量方法

由于企業績效的度量方式存在多樣性，為確保實證結果的穩健性，故本文以凈資產收益率（ROE）作為被解釋變量，以管理層薪酬總額的自然對數作為解釋變量，重復上述模型。如表8所示，更換變量的度量方式后，主回歸結果與前文基本保持一致，說明本文研究結論仍有著較好的穩健性。

表8 穩健性檢驗結果

五、結論與政策建議

本文基于2012-2021年中國滬深A股銀行業數據，細致檢驗了管理層薪酬激勵對企業績效的影響，并將內外聯合治理作為調節變量納入分析框架，考察其在管理層薪酬激勵與企業績效二者間的作用機理。研究結果表明：管理層薪酬激勵與企業績效呈顯著的正向關系。并且在內部治理中，監事會規模負向調節管理層薪酬激勵與企業績效之間的關系；而在外部治理中，產品市場競爭則表現出顯著的正向調節效應。本文進一步考察了管理層薪酬激勵影響企業績效的可能路徑，發現管理層薪酬激勵會通過加大研發投入力度，進而提升企業績效。且管理層薪酬激勵對企業績效的正向影響存在產權異質性，這種正向影響在民營企業中更為顯著。

根據上述研究結論，本文提出以下建議：

（1）在管理層薪酬激勵的制定過程中，企業應根據管理層對于研發投入的執行力度和貢獻力度，適當提高其薪酬激勵水平。通過實施薪酬激勵措施大力引進高層次的管理人才，以此更好地優化企業內部資源配置效率，并將更多的優質資源用于研發投入中，提升研發效能，加快形成核心競爭優勢，以便在市場競爭中能夠長久發展。且企業應適當設立環比考核制度，減少管理層的短視行為，避免薪酬激勵成為其獲利的工具，產生極端績效。

（2）在管理層薪酬激勵的執行過程中，內外聯合治理機制的建立健全應權衡投入和產出的配比。在內部治理中，監事會規模的縮小因企制宜，否則難以做出監管效用最大化的治理決策，且金融機構可提高外部投資者的進入標準，出于自身利益考慮，外部投資者更能夠發揮其替代監事會方面的積極效應。同理，在外部治理中，為避免因經濟環境和經營風險的不確定性使得資金流動性或風險承受能力較差的企業面臨淘汰，產品市場競爭程度的提高也應適可而止。且政府部門可通過實施法規政令來加大對違規競爭企業的懲治力度，試圖改善產品市場競爭環境。

（3）基于管理層薪酬激勵對企業績效的產權異質性影響，進一步實行差異化的管理服務。對于民營企業，除了薪酬激勵方式，可對管理層給予其它方面的優惠如購房補貼、工會福利等，且管理層薪酬激勵方案可交由董事會制定。而在國有企業中，可對管理層實行相應的績效考核，并制定獎懲措施，且管理層薪酬的制定可交由資產監督管理機構來完成。