管理层薪酬激励、内外联合治理与企业绩效
——基于2012-2021 年中国沪深A 股银行业的经验证据

温佳奇 徐芳玉

一、引言

管理层作为企业经营决策的重要制定者与推动者，在财务核算、风险管理、资源配置和战略规划等方面扮演着“主力军”角色，其管理能力是影响企业绩效的关键（Na，2020）。因此，如何高效激励管理层为企业创造收益价值成为现阶段企业管理体系中亟待解决的难点（方鑫、董静，2022）。为调动管理层工作积极性，激发其职能最大化，企业普遍采取薪酬和股权作为主要的激励工具。然相较于股权激励而言，薪酬激励灵活性强、普适性高，可有效解决企业内部盈余管理问题（刘娥平、关静怡，2022），更在发挥管理层“能动性”、缓解管理懈怠等方面起到较好的助推作用，已成为一种重要的激励举措。

管理层薪酬激励与企业绩效的相关研究一直是学术界关注的热点话题。Hwang et al（2018）、桑凌和李飞（2019）认为管理层薪酬激励与企业绩效存在正相关性，实施薪酬激励不仅能将管理层与股东的利益保持一致，且有助于提高管理层工作的主动性与创造性，对提升企业绩效起到积极作用。然而，詹雷和王瑶瑶（2013）、卢允之和周开国（2022）研究发现管理层薪酬激励与企业绩效呈负相关关系，薪酬激励容易诱导管理层做出非理性投资决策，对股东权益和企业经济价值造成负面影响。另外，也有学者研究发现管理层薪酬激励与企业绩效呈U型关系（吕峻，2019）。由此可见，管理层薪酬激励与企业绩效之间究竟存在何种关系，并未得到一致结论，主要原因可能在于未较好地考虑企业治理环境带来的影响。虽已有文献从股权集中度（周军、张钦然，2019）、职位晋升（章琳一，2019）和股东财富（程果、蒋水全，2019）等内部治理角度及政府法规政令干预（段梦然等，2021）和资本市场约束（钟慧洁、章欣然，2022）等外部治理角度分析管理层薪酬激励对企业绩效可能造成的影响，但大多从单一治理角度考虑，并未将内部治理与外部治理结合起来，忽视了内外联合治理的有效性。基于此，本文以2017-2021年沪深A股银行业为研究样本，从内外联合治理的视角下考察管理层薪酬激励对企业绩效的影响及作用机制。

本文可能具有的边际贡献：首先，以薪酬激励如何有效驱动管理层为出发点，回应了已有研究关于管理层薪酬激励影响企业绩效的分歧和争议，丰富了管理层薪酬激励与企业绩效的研究文献。其次，从管理层薪酬激励的执行角度构建了以内外联合治理为调节变量的理论模型，试图通过治理环境的改善解释管理层薪酬激励的执行问题，助力企业更好地发挥管理层薪酬激励效果以提升企业绩效。最后，全面地分析了在不同产权类型下管理层薪酬激励对企业绩效的影响机制，为企业制定薪酬激励契约及实施差异化战略提供了相应的理论支撑与实践依据。

二、理论分析与研究假设

（一）管理层薪酬激励与企业绩效

根据委托代理理论，企业通过管理层的贡献程度设计出合理的薪酬契约，满足股东与管理层双方权益，达到利益趋同效应（Lennox and Park，2006）。而报酬-绩效契约理论认为，一方面合理的薪酬激励能够较好地发挥管理层“能动性”；另一方面，管理层的经济财富又依赖于企业绩效（周军、张钦然，2019），以此驱使管理层作出更多有助于企业发展的决策，实现企业价值最大化。

薪酬激励不仅是满足管理层现时经济利益的直接途径，更是促进其积极工作的必要条件。即使在不同的制度体系下，实施薪酬激励仍有助于管理层对企业内部资源进行高效管理和利用，通过提高要素生产率促进企业高质量发展（Farooque et al，2019）。并且受到高薪酬激励的管理层更有权利和义务帮助企业规避风险（伦蕊，2019），提升质量控制、减少非效率投资损失，促进企业快速成长。虽然管理层薪酬激励定价过高的现象时有发生，但我国对于薪酬激励条款出台了严格的限令政策，这种激励过度现象所带来的负面影响并不明显（Hill et al，2016），反而有助于提高企业的经营利润，形成合理有序的收入分配格局（王晓云、陈岑，2022）。

因此，实施薪酬激励对管理层发挥职能，规范自身行为起助推手作用。且高薪酬的企业通常能够聘请到专业的管理团队（肖建华、王若凡，2022），以此弥补企业在市场经营与管理等方面的不足。管理层通过优化资源配置效率、加强风险战略管理和改进并购投资策略等路径，提升企业的财物价值和市场价值，进而提升企业绩效，让自己在企业内部更具有议价资格。故本文提出假设：

H1：管理层薪酬激励与企业绩效呈正向关系。

（二）内外联合治理的双重调节效应

1.内部治理的调节效应

当薪酬激励契约未能达到股东与管理层利益趋同时，管理层通常会以牺牲股东权益为代价来谋取私利。而监事会作为企业一项重要的内部治理机制，不仅对管理层行为负有严格的监督和约束职责，更在管理层薪酬业绩考核中发挥着决定性因素（贺立龙等，2020）。

然而，监事会在履行职责时，因对管理层缺乏足够的执行力度及问责机制，使得管理层“隧道行为”层出不穷（池国华、朱俊卿，2019）。并且在实际运营过程中，企业内部组织架构设置的不合理性导致监事会规模大而不强，监督质量和监管效率大幅下降，已违背了设立的初衷（锁箭、李先军，2016）。在这种情况下，如果监事会规模不减反增，那么可能会因决策意见的分歧及监督力度的分散，增加管理层舞弊的可能性（施天涛，2020），以至于在实施薪酬激励时，管理层通过扩大业务消费和获取“灰色收入”等隐性报酬的腐败行径，造成薪酬业绩敏感性下降，使企业产生极端绩效。且监事会规模越大，冗员情况往往也越为严重，治理水平趋于“空洞化”状态（熊巍，2022），这时在利益的驱动下，易导致监事会与管理层合谋，过度占用企业本该用于经营管理、项目扩建以及研发投资等方面的资源，粉饰企业经济效益（周泽将等，2022）。此刻薪酬激励的实施只会助长管理层的短视行为，降低薪酬激励契约的有效性，阻碍企业长期的经济发展。

因此，在实施管理层薪酬激励时，监事会规模的不断扩大可能会弱化其监督力度，引发管理层一系列的获利行为，进而降低了管理层薪酬激励契约的有效性，抑制了企业绩效的增长。故本文提出假设：

H2：在内部治理机制中，监事会规模会抑制管理层薪酬激励对企业绩效的作用。

2.外部治理的调节效应

在我国资本市场中，随着管理层和股东之间的利益冲突问题日渐凸显，内部人控制情况也已出现，在这种情况下，仅依赖内部治理并不能完全减少代理冲突问题（崔慧洁等，2019），反而容易造成企业资源配置效率低下。于是企业借助外部治理渠道来解决股东与管理层之间的信息不对称问题（孙卫等，2021），让双方行为更具透明，因而较好地反映管理层的贡献程度（杨婧、许晨曦，2020），以此作为薪酬激励的参考标准。这对发挥管理层职能、缓解管理懈怠等方面有着举足轻重的影响。

产业组织理论认为，在诸多的外部治理措施中，产品市场竞争是影响利益相关者行为的关键因素之一。随着产品市场竞争程度的提高，营业利润和现金流的不确定性导致企业不断面临淘汰的风险，管理层的利益受到威胁（杜金柱、扈文秀，2023），此时薪酬激励起到积极效应，在一定程度上可以避免管理层发生道德风险，有效降低监管成本，他们也能主动承担来自市场竞争的压力，以技术创新为支撑，增加市场竞争份额（Kim et al，2012），提升企业绩效。相反，在产品市场竞争压力的环境下，企业获得的超额营业利润主要来自行业外少数的竞争者，而不是管理层自身付出的努力，那么受到薪酬激励的管理层也可能通过市场竞争“压力”效应和“标杆”效应影响企业的投融资决策行为（张安军、叶彤，2022），过分追求短视投机和寻租行为，攫取企业剩余价值，造成内部存量资源下降，对提升企业绩效起负面影响。

因此，作为一种较强的外部治理机制，产品市场竞争不仅加强了管理层的努力程度与薪酬激励之间的内在联系，也为企业绩效的比较提供了较多的可能性。故本文提出如下假设：

H3a：在外部治理机制中，产品市场竞争会促进管理层薪酬激励对企业绩效的作用。

H3b：在外部治理机制中，产品市场竞争会抑制管理层薪酬激励对企业绩效的作用。

三、研究设计

（一）数据来源

本文选用2012-2021年中国沪深A股上市银行业十年的数据作为研究样本，其中剔除了ST、*ST、期间退市以及样本缺失的企业数据。并通过winsorize对所有变量进行上下1%与99%缩尾处理，最终得到2205个有效观测值。相关数据均来自CSMAR数据库。

（二）变量定义

1.被解释变量

企业绩效（TobinQ）。以往学者大多用每股收益、总资产收益率、加权平均净资产收益率等盈利性指标来衡量企业绩效，而本文借鉴罗建强等（2023）做法，用托宾Q值来衡量企业绩效，该指标涵盖了企业销售总额、营业利润以及现金流等多种因素，与其他指标相比，托宾Q值更能反应企业的财务价值和市场价值，且数据不易被篡改。其计算方法为：

2.解释变量

管理层薪酬激励（Salar y）。在我国上市企业中，管理层持股比例普遍较低，且大部分收入主要来源于工资、奖金、补贴等货币型薪酬。故借鉴程新生等（2020）做法，管理层薪酬激励用前三名管理层货币薪酬之和的自然对数表示。

3.调节变量

借鉴贺立龙等（2020）做法，用监事会规模（Supvis）来衡量内部治理指标。监事会在企业内部治理环节中占据重要地位，本质上是为了监督企业内部财务和经营管理等而设立的，尤其是对管理层负有严格的监督和约束职责。

借鉴张安军和叶彤（2022）等学者已有的做法，用产品市场竞争程度（MC）来衡量外部治理指标。通过计算企业的价格—成本边际指数得到勒纳指数，以此判断产品市场竞争程度。如勒纳指数越大，代表行业内定价能力越强，产品市场竞争程度越高，反之则越低。产品市场竞争作为一项重要的外部治理机制，可有效缓解股东与管理层的代理冲突问题，从而降低信息不对称带来的成本损失。

4.控制变量

参考李怀建和耿晓晗（2021）等做法，再结合本文研究的问题，分别选取以资产负债率（Lev）、产权性质（State）、股权集中度（Top1）、上市年龄（Age）、企业规模（Size）作为控制变量。另外，还控制了年份（Year）和行业（Industry）。

各变量具体定义和计算见表1所示：

表1 变量定义表

（三）实证模型

以企业绩效（TobinQ）作为被解释变量，借鉴王宛秋和马红君（2020）等做法，构建以资产负债率（Lev）、产权性质（State）、股权集中度（Top1）、企业年龄（Age）、企业规模（Size），企业年份（Year），行业（Industry）为控制变量的基础模型如（1）所示：

在模型（1）的基础上，加入解释变量，构建模型（2），检验解释变量与被解释变量的关系，Controls包含模型（1）中全部的控制变量。

在模型（2）的基础上，引入内外联合治理机制作为调节变量，并参考温忠麟（2005）提出的调节效应模型，以此检验内外联合治理机制对管理层薪酬激励与企业绩效的影响，形成模型（3）：

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

将样本数据进行描述性统计分析，如表2所示。可看出企业绩效（TobinQ）的最大值和最小值分别为8.939、0.871，平均值和标准差分别为2.184和1.728，基本符合正态分布情况。从均值和中位数看，管理层薪酬激励（Salar y）相对集中，且激励程度不高，最高仅为18.20。而产品市场竞争程度（MC）均值为0.115，中位数为0.108，标准差为0.150，最大值为0.816，表明行业之间产品市场竞争程度存在较大差异。从产权性质（State）中位数为0，标准差为0.459，可看出民营企业占比最多，后期将样本分为国有与民营企业并进一步探讨是较为合理的。且其他变量数据离散程度较好，因此，样本数据具有较好的代表性。

表2 主要变量描述性统计特征

（二）相关性分析

表3是一个变量Pearson的相关性检验，其中，管理层薪酬激励与企业绩效之间的相关系数在10%水平上显著为正，即实施管理层薪酬激励显著提升了企业绩效，初步验证了假设H1。然考虑到调节效应可能带来的影响，因此需进行主回归分析。且结果表明了各变量的相关系数基本在0.5以下，方差膨胀因子VIF为1.40，小于10，各变量之间不存在多重共线性问题。

表3 各主变量Pearson相关性分析

（三）基准回归分析

本文使用的是内外治理双调节模型，为了尽可能避免自变量和调节变量的交互项带来的共线性问题，对实验结果造成干扰，故将自变量与调节变量的交互项进行中心化处理，并采用固定效应模型进行实证分析。

1.管理层薪酬激励对企业绩效的影响检验

表4报告了基准回归结果，模型（1）包含了所有的控制变量，模型（2）反映了管理层薪酬激励（Salary）的回归系数在1%水平上显著为正，管理层薪酬激励显著提升了企业绩效，假设H1得到验证。

表4 基准回归结果

2.内外联合治理的双重调节效应检验

如表4所示，在模型（3）中可看出，管理层薪酬激励与监事会规模的交互项（Salary×Supvis）的系数在10%水平上显著为负，说明监事会规模对管理层薪酬激励与企业绩效之间的关系起负向调节作用。因此，在内部治理机制中，监事会规模会抑制管理层薪酬激励对企业绩效的正向影响，即假设H2得到验证。同理，在表4模型（3）中看出，管理层薪酬激励与产品市场竞争的交互项（Salary×MC）系数在5%水平上显著为正，说明和产品市场竞争对管理层薪酬激励与企业绩效之间的关系起正向调节作用。因此，在外部治理机制中，产品市场竞争会促进管理层薪酬激励对企业绩效的正向影响，即假设H3a得到验证。

（四）扩展性分析

1.作用机制检验

高层梯队理论认为，管理层作为企业创新决策的制定者，能否将有限的资源更多地用于研发投入方面以实现创新产出，是提升企业绩效的基础（朱涛等，2022）。然而，研发投入的风险不确定性、收益跨期容易使管理层采取规避措施，此时通过实施薪酬激励却能够给管理层带来确定性的收益，短期内抑制了管理层的风险规避倾向，加大了其在研发投入方面的执行力度和贡献力度，同时较好地避免了股东与管理层在研发投入过程中产生的代理冲突问题。且薪酬激励程度越高，管理层将企业内部资源用于增加创新投资项目的意愿会更强（马庆魁、樊梦晨，2021），进而有利于促进研发创新产出以实现企业的经济价值。因此，管理层薪酬激励对企业绩效的促进作用可能是通过研发投入传导的。为检验研发投入的中介作用，本文借鉴成立为和邹双（2020）做法，用研发支出费用/主营业务收入来度量研发投入（RD）。回归结果如表5所示，在系列1中，管理层薪酬激励（Salary）的回归系数在1%水平上显著为正，表明管理层薪酬激励显著提高了研发投入；系列2中研发投入（RD）的回归系数在1%水平上显著为正，表明研发投入有助于企业绩效的提升，这也体现了研发投入在企业实现经济价值中的重要性。

表5 机制检验：研发投入的中介效应

2.异质性检验

基于产权异质性的视角，将样本分为国有与民营企业，进行分组回归。结果如表6所示，在民营企业中，管理层薪酬激励（Salary）的回归系数在1%的水平上呈显著的正相关关系，为0.301，而国有企业管理层薪酬激励（Salary）的回归系数虽然为正，却不显著。而造成此类现象的原因可能是：在民营企业中，大多为盈利性质的企业，以市场化机制运作，管理层薪酬与企业绩效的高低挂钩，因此，管理层更注重自身价值的实现，薪酬激励对管理层的贡献程度具有良好的促进作用，有利于企业绩效的提升。而国有企业政策性目的较强，主要担负调节社会经济的职责，在国家和政府的背景支持下，管理层本就享有较好的福利待遇。且国有企业的项目投资回报率周期较长，管理层在项目任期结束时往往也未能得到实质性的补偿（孙多娇、闫珍丽，2022），即使管理层在岗期间获得了高额薪酬，也仅仅是为了维持稳定的生活，并不会为企业创造更多的收益，故管理层薪酬激励与企业绩效关系不显著。

表6 异质性检验

（五）稳健性检验

1.内生性检验

考虑到管理层薪酬激励与企业绩效之间可能存在双向因果关系，影响研究结论。例如，企业既是接受方又是给予方，营业利润较高的企业往往伴随着较好的激励方式，企业根据年度绩效的高低给予管理层同等程度的薪酬。因此，需再次检验内生变量是否存在，然在异方差存在的情况下传统的hausman检验并不适用，于是利用异方差稳健DWH重新进行检验，发现P值小于0.1，表明在10%的水平上拒绝了“所有假设均为外生”的原假设，认为管理层薪酬激励为内生解释变量。为进一步确保研究结果的稳健性，消除管理层薪酬激励与企业绩效之间的部分内生性，故借鉴程安林等（2021）做法，选取滞后一期的管理层薪酬激励（L.Salary）作为工具变量，剔除可能存在的部分内生性，并用两阶段最小二乘法（2TSLS）对原模型进行检验。结果如表7所示，各变量系数符号基本不变。

表7 内生性检验结果

2.更换变量的度量方法

由于企业绩效的度量方式存在多样性，为确保实证结果的稳健性，故本文以净资产收益率（ROE）作为被解释变量，以管理层薪酬总额的自然对数作为解释变量，重复上述模型。如表8所示，更换变量的度量方式后，主回归结果与前文基本保持一致，说明本文研究结论仍有着较好的稳健性。

表8 稳健性检验结果

五、结论与政策建议

本文基于2012-2021年中国沪深A股银行业数据，细致检验了管理层薪酬激励对企业绩效的影响，并将内外联合治理作为调节变量纳入分析框架，考察其在管理层薪酬激励与企业绩效二者间的作用机理。研究结果表明：管理层薪酬激励与企业绩效呈显著的正向关系。并且在内部治理中，监事会规模负向调节管理层薪酬激励与企业绩效之间的关系；而在外部治理中，产品市场竞争则表现出显著的正向调节效应。本文进一步考察了管理层薪酬激励影响企业绩效的可能路径，发现管理层薪酬激励会通过加大研发投入力度，进而提升企业绩效。且管理层薪酬激励对企业绩效的正向影响存在产权异质性，这种正向影响在民营企业中更为显著。

根据上述研究结论，本文提出以下建议：

（1）在管理层薪酬激励的制定过程中，企业应根据管理层对于研发投入的执行力度和贡献力度，适当提高其薪酬激励水平。通过实施薪酬激励措施大力引进高层次的管理人才，以此更好地优化企业内部资源配置效率，并将更多的优质资源用于研发投入中，提升研发效能，加快形成核心竞争优势，以便在市场竞争中能够长久发展。且企业应适当设立环比考核制度，减少管理层的短视行为，避免薪酬激励成为其获利的工具，产生极端绩效。

（2）在管理层薪酬激励的执行过程中，内外联合治理机制的建立健全应权衡投入和产出的配比。在内部治理中，监事会规模的缩小因企制宜，否则难以做出监管效用最大化的治理决策，且金融机构可提高外部投资者的进入标准，出于自身利益考虑，外部投资者更能够发挥其替代监事会方面的积极效应。同理，在外部治理中，为避免因经济环境和经营风险的不确定性使得资金流动性或风险承受能力较差的企业面临淘汰，产品市场竞争程度的提高也应适可而止。且政府部门可通过实施法规政令来加大对违规竞争企业的惩治力度，试图改善产品市场竞争环境。

（3）基于管理层薪酬激励对企业绩效的产权异质性影响，进一步实行差异化的管理服务。对于民营企业，除了薪酬激励方式，可对管理层给予其它方面的优惠如购房补贴、工会福利等，且管理层薪酬激励方案可交由董事会制定。而在国有企业中，可对管理层实行相应的绩效考核，并制定奖惩措施，且管理层薪酬的制定可交由资产监督管理机构来完成。