圓園13 年 10 月第 圓7 卷 第 10 期經濟與管理耘糟燥灶燥皂贈 葬灶鑿 醞葬灶葬早藻皂藻灶賊Oct.，圓園13V ol.圓7 暈燥.10經濟與管理（月刊）2013 年第 10 期蔭企業管理高管薪酬、公司治理與公司業績基于滬深兩市上市公司的研究周超（暨南大學 經濟學院，廣東 廣州 510632）摘要：以 20052011 年滬深兩市 1 236 至 2 107 家上市公司為樣本，通過研究高管薪酬、公司治理以及公司業績之 間的關系發現：獨立董事在董事會的占比越大、CEO 對董事會的影響力越大對高管薪酬具有顯著的正向影響；而 股權集中度、公司為國有控股、董事會持股董事會越多、監事會持股監事越多對高管薪酬具有顯著的負向影響。并 且因公司治理引起高管獲得的超額薪酬與公司業績具有顯著的負相關關系。 關鍵詞：高管薪酬；公司治理；超額薪酬；公司業績中圖分類號：F016文獻標識碼：A文章編號：1003- 3890（2013）10- 0076- 06一、引言近年來，高管薪酬過高的問題，在我國凸顯。隨 著上市公司高管薪酬的透明度提高，關于高管“天價 薪酬”的報道，引起了社會大眾對上市公司高管薪酬 的高度關注。據美國普華永道對我國 2008 年部分 上市公司公布的高管薪酬進行統計分析發現，我國 部分上市公司的高管薪酬增長率高于公司利潤增長 率，甚至出現某些公司利潤負增長而高管薪酬正增 長的“倒掛”現象。為了防止央企高管薪酬過高， 2009 年 9 月 16 日，人力資源和社會保障部等六部 門聯合出臺了關于進一步規范中央企業負責人薪 酬管理的指導意見，這被稱為中國政府對所有行業 央企發出高管“限薪令”。而 2011 年中國薪酬發展 報告中依然指出，我國部分企業高管收入增長偏 快，水平過高。在此背景下，研究和探索我國高管薪 酬的影響因素具有重要的意義。目前國內關于高管薪酬的研究主要集中在高管 薪酬的決定因素以及高管薪酬的激勵效果方面，關 于高管超額薪酬的研究以及從公司治理角度研究高 管超額薪酬的文獻較少。本文從董事會治理、股權 結構以及監事會治理三個方面研究公司治理對高管 薪酬的影響。本文旨在通過研究影響高管薪酬的因 素，為提高公司治理水平，制定合理的高管薪酬提供有針對性的政策建議。二、文獻回顧與理論假設（一）董事會治理與高管薪酬兩權分離是現代企業的重要特征，兩權分離使 得股東能夠進行更加有意義的投資活動的同時，也 使得委托代理問題產生，增加了股東的代理成本。董 事會作為股東的代理機構對這種委托代理成本的大 小具有重要影響。獨立董事制度發源于 20 世紀 70 年代美國的上市公司，隨后在世界范圍的企業中得 到了確立。獨立董事制度的初衷是為了防止董事會 由內部董事把持，使得董事會能夠做出更加公正而 有效的決策，進而降低代理成本。在薪酬設計上獨立董事的公正和有效表現在能夠使高管得到公平報 酬，防止高管薪酬過高。Fama 和 Jensen（1983）1認 為，董事會組成（通常是指內部董事與外部董事的比 例）能夠影響董事會治理的強弱，并且認為外部董事 能夠更好勝任在薪酬方面進行決策，因為他們能夠 更加公正地評估高管的能力，從而能夠確定有效的 薪酬。趙西萍等人（2002）2以我國 1998 年和 1999 年 IPO 的公司為樣本進行研究，發現公司治理結構 中董事會的構成對公司績效和高管薪酬具有顯著影 響，且外部獨立董事占比越大的公司，高管薪酬和公 司績效都相對較低。通常認為更多的獨立董事在董收稿日期：2013- 08- 11基金項目：國家自然科學基金項目（71173090）；廣東省自然科學基金項目（S2011010004257）；中央高校基本科研業務費專項資金（12JNYH001）作者簡介：周超（1990-），男，江西上饒人，暨南大學經濟學院金融系碩士研究生，研究方向為公司金融。事會將有助于改善董事會治理，因為獨立董事比例 的增加能夠幫助董事會更加客觀地監督高管，并使 董事會在高管薪酬決策上更加有效。假設 1：獨立董事占比越大，高管獲得薪酬越低。董事會的有效運行不僅受到其內部結構的影 響，也受到董事會規模的影響。Jensen（1993）3認為，一 個董事會規模過大將影響其運轉的有效性，從而使其 容易被 CEO 所控制。而 Core 等人（1999）4發現董事會 中董事的人數與 CEO 薪酬呈正相關關系。雖然董事 會成員越多，使得監督高管的人數變多，但這并不意 味著對高管的監督更加有效，因為越多董事會成員同 時也意味著公司決議程序越復雜，難以協調，而且董 事會成員人數越多也使得責任分散效應更容易產生， 這可能使得高管對董事會產生更大的影響。假設 2：董事會規模越大，高管薪酬越高。 委托代理成本存在的一個重要原因就是經營管理者與股東的利益不一致。但是如果董事會中有持 股董事，那么由于持股董事與股東的權益一致性增 大，從而使得董事更加有意愿去監督高管，進而降低 減少代理成本。Cyert 等人（2002）5在其研究中發現高管的可變薪酬受到董事會規模的影響，但和高管薪酬相關的是董事的股權而非董事數量。可見董事 會中董事持股可能影響高管薪酬的高低。假設 3：董事會持股董事人數與高管薪酬顯著負相關。管理層權力理論認為管理層權力的大小將對公 司治理產生影響，并且管理層的權力越大，管理層對 公司決策的影響力也越大，這可能使得公司做出更 加有利于管理層的決策，其中包括薪酬決策。Wade 等人（2006）6通過 19811985 年的調研數據，并且 以 CEO 是否兼任董事長衡量 CEO 權力的大小。研究 發現，CEO 兼任董事長能夠顯著提高其薪酬，即 CEO 影響力越大，其薪酬越高。CEO 權力的大小是管理層 權力大小的一個重要標志，若 CEO 在董事會任職，使 得 CEO 能夠更多地參與董事會日常事務，這將造成 CEO 更多地影響董事會的決定，從而對董事會的控 制能力增強，并降低董事會制約和監督高管的有效 性，進而使高管更有可能獲得較高薪酬。假設 4：CEO 在董事會的職位越高，高管更有可能獲得高薪酬。（二）股權結構與高管薪酬委托代理成本的大小在一定程度上也受到股權 結構的影響。Haye（1997）7認為，監管高管行為的交 易成本在股權集中的公司較低，而股權分散的公司 中則要求在股東間增強聯合和協調，這將提高交易成本。宋常和趙懿清（2011）8的研究發現，第一大股 東持股比例的提高對抑制高管薪酬的增加有積極作 用。股權集中程度越高，一方面降低了監督管理者的 交易成本，另一方面，股東將有更大的動力和能力去 監督高管的行為，進而有效防止高管薪酬過高，因 此，本文提出假設 5。假設 5：股權集中度與高管獲得薪酬顯著負相關。我國上市公司除了可以發行 A 股，滿足一定條 件也可以發行 H 股，發行 H 股意味著上市公司的股 權更為分散，從而使得股東監督高管行為更加困難， 進而使得高管更有可能獲得更高的薪酬。假設 6：發行 H 股的上市公司中，高管更有可能獲得更高薪酬。國有控股公司由于具有政府背景，一般股權比 較集中，而且其中的部分高管具有行政職能，其薪酬 受到政府的控制，因而，國有控股公司中的高管薪 酬具有特殊性。杜勝利和翟艷玲 （2005）9 通過對 2002 年我國 A 股上市的 1241 家公司進行研究發 現，國有股與報酬之間存在負相關關系。Kato 和Long（2006）10 以 19982002 年我國上市公司的數據為樣本進行研究發現，股權結構對高管的薪酬具有重要的影響，并且國有控股與高管薪酬負相關。假設 7：國有控股的公司中，高管更有可能獲得 較低薪酬。（三）監事會治理與高管薪酬監事會是在股東大會領導下，與董事會并列，對 董事會和 CEO 進行監督的機構。監事會中通常會包 括職工代表，因而監事會既代表股東的利益，也代表職工的利益，并且我國公司法規定“董事、高級管 理人員不得兼任監事”，這說明監事會具有一定的獨 立性。因而，監事會傾向于防止高管薪酬過高。假設 8：監事會規模與高管獲得薪酬呈顯著負相關。由于監事會持股將使得監事會的利益與股東的 利益更加趨于一致，因而使得監事會有更大的動機 監督董事會和管理層的行為，防止董事會和管理層 侵蝕公司利益。基于此，本文做出如下假設：假設 9：監事會持股人數與高管所獲薪酬呈顯著負相關。（四）超額薪酬與公司業績高管和股東之間的關系實質是一種契約管理， 而薪酬契約是高管和股東之間一項重要的契約。根 據委托代理理論和激勵理論，薪酬應該與業績掛鉤， 否則，這種薪酬契約就很難起到激勵作用。根據公平 理論，如果員工獲得的薪酬與其付出對等，那么他將會感到公平，而如果員工獲得的薪酬小于其應該獲 得的，那么他將感到不公平，從而怠工，但是如果員 工獲得的薪酬大于其應該獲得的，他可能會更加努 力工作，但也可能認為理所當然。Brick 等（2006）11 通過研究 CEO 薪酬、董事薪酬與公司治理以及公司 績效之間的關系發現，無論董事還是 CEO 獲得超額 薪酬都有可能導致公司績效降低。公司治理引起高 管獲得的超額薪酬，一方面在一定程度上說明了公 司治理存在缺陷，另一方面高管獲得了非正常的超 額薪酬可能會使得高管更加注重非正常渠道獲得超 額薪酬，從而忽視公司經濟因素，如公司業績。假設 10：公司治理引起高管獲得的超額薪酬對公司業績具有負向的影響。三、研究設計（一）變量1. 高管薪酬。本文從兩個角度衡量高管薪酬， 一是以公司中所獲薪酬最高的前三名高管的薪酬總 和衡量高管薪酬，二是以 CEO 所獲現金薪酬衡量高 管薪酬情況。在進行實證研究時分別取其自然對數 進行回歸。2. 公司治理變量。（1）董事會治理。本文選取四 個變量反映董事會治理情況，分別為：董事會規模、 獨立董事比例（IND_BRATE）、CEO 在董事會兼任情 況以及董事會成員持股情況，其中董事會規模取董 事會人數的對數（lnNUM_B），CEO 在董事會任職情 況用變量表示，CEO 在董事會任職分為三種情形， 第一種情形為 CEO 不在董事會任職，此時取值為 1，第二種情形為 CEO 在董事會兼任副董事長或董 事，此時取值為 2，第三種情形為 CEO 在董事會兼 任董事長，此時取值為 3，取值越大表明 CEO 對董事會的影響越大。董事會成員持股情況通過董事會持股人數在董事會占比（NUM_BSHRATE）來反映。（2）股權結構。股權結構方面，本文選取前十大股東 股權占比的赫芬達爾赫希曼指數 （Herfindahl - Hirschman Index）衡量股權集中度（HH10）、國有控 股以及公司是否發行 H 股作為股權結構情況的反 映。其中，國有控股（lnNUM_S）為虛擬變量，若公司 為國有控股，則取值為 1，否則取值為 0。若公司發行 H 股，取值為 1，否則取值為 0。（3）監事會治理。本文 從監事會規模和監事會中持股情況兩個角度考察監事會治理對高管薪酬的影響。監事會規模取監事會 人數的對數（lnNUM_S），而監事會持股情況以監事 會持股監事人數在監事會占比（NUM_SSHRATE）作 為反映。3. 公司經濟因素。（1）公司業績。本文以資產收 益率（TOBINQ）和托賓 Q 值（lnASSET）衡量公司業 績。（2）公司規模。本文以年末總資產的自然對數（lnASSET）、營業收入的自然對數（lnSALES）衡量公 司規模。（3）公司經營風險變量。本文以 t- 2 至 t 年公 司的經營活動凈現金流標準差（STDCASHFLOW）和 營業收入標準差（STDSALES）衡量公司經營風險。4援 CEO 特征變量。有研究表明，CEO 特征，如CEO 任職時間（TENURP）、性別（GENDER）和年齡（AGE），對 CEO 所得的薪酬大小有影響，因而，本文 對 CEO 薪酬進行回歸時，加入了 CEO 任職時間、性 別和年齡作為控制變量。（二）計量模型1. 檢驗高管薪酬與公司治理的模型l n T O P 3 E X _ P A Y k，t = 茁 0 + 茁 1 I N D _ R A TE k ，t+ 茁2lnNUM_Bk ，t + 茁3CEOBOARDk ，t + 茁4B_SHRATEk ，t + 茁5HHI10k ，t + 茁6STATEk ，t + 茁7Hk ，t + 茁8lnNUM_Sk ，t + 茁9S_SHRATEk，t+Ak，t啄+著k，t（1）l n CEO C A S HP A Y k，t = 茁 0 + 茁 1 IND _ R A TE k ，t+ 茁2lnNUM_Bk ，t + 茁3CEOBOARDk ，t + 茁4B_SHRATEk ，t + 茁5HHI10k ，t + 茁6STATEk ，t + 茁7Hk ，t + 茁8lnNUM_Sk ，t + 茁9S_SHRATEk，t+Ak，t啄+Bk，t酌+著k，t（2）其中，TOP3EX_PAYk，t 為 t 年 k 公司前三名高 管獲得現金薪酬的自然對數，lnCEOCASHPAY 為 t 年 k 公司 CEO 現金薪酬的自然對數。Ak，t 代表公司 經濟層面變量。Bk，t 表示 CEO 特征變量。2. 檢驗超額薪酬與公司業績的模型EXCESSPAY（i）k，t=茁贊 1IND_RATEk，t+茁贊 2lnNUM_Bk，t+ 茁贊3CEOBOARDk，t+茁贊 4B_SHRATEk，t+茁贊 5HHI10k，t+茁贊 6STATEk， t+茁贊 7lnNUM_Sk，t+茁贊 8S_SHRATEk，t（猿）ADJROAk，t=茁0+茁1EXCESSPAY （i）k，t+茁2lnASSETk，t+茁3lnEMPLOYEEk，t+茁4STDSALESk，t+茁5STDROAk，t+Ck，t酌+ 著k，t（4）模型（3）和模型（4）用于檢驗假設 10。模型（3）用 于 估 計 因 公 司 治 理 而 引 起 的 高管 超 額 薪 酬（EXCESSPAY（i）k，t，i =1，2），EXCESSPAY（1）k，t 由模 型（1）的回歸得到公司治理變量的系數，代入模型（3）得到，EXCESSPAY（2）k，t 則通過模型（2）的回歸得到公司治理變量的系數，代入模型（3）得到。模型（4）中 ADJROAk，t 為公司 k 在 t 年經行業均值調整 的總資產收益率，即 ADJROAk，t=ROAk，t-t 年 ROA 的 行業均值，STDROAk，t 表示 k 公司 t- 2 至 t 年資產收 益率的標準差，Ck，t 表示時間虛擬變量。假設 10 要求 模型（4）中 茁1 0。（三）數據與研究方法1. 數據。本文以 20052011 年 1 236 至 2 107家滬深 A 股上市公司作為研究對象。本文中使用到的 董事會規模（NUM_B）、獨立董事比例（IND_BRATE）、 CEO 在董事會兼任情況（CEOBOARD）、董事會持股 人數（NUM_BSH）、監事會規模（NUM_S）以及 監事 會持股人數（NUM_SSH）數據均來自于北京大學中 國經濟研究中心和北京色諾芬公司聯合開發的CCER 上市公司治理結構數據庫數據，其他相關數據均來源于深圳國泰安信息技術有限公司開發的CSMAR 中國上市公司公司治理數據庫和CSMAR 中國上市公司財務數據庫。由于 CEO 現金薪酬、董 事會規模和監事會規模取對數的原因，因而剔除了 這些變量為零的值。本文共取得 11 019 至 11 558條相關數據。表 1 提供了本文主要變量的含義以及基本統計量。表 1 主要變量含義與基本統計量（20052011 年）表 2 回歸模型的選擇結果模型檢驗方法統計量的值P 值選擇結果模型（1）F 檢驗10.530.0000 固定效應LM 檢驗10 877.4200.0000 隨機效應Hausman 檢驗286.100.0000 固定效應模型（2）F 檢驗6.870.0000 固定效應LM 檢驗7 130.670.0000 隨機效應Hausman 檢驗165.640.0000 固定效應模型（3）F 檢驗0.721.0000 混合回歸LM 檢驗0.001.0000 混合回歸四、實證結果（一）高管薪酬與公司治理表 3 提供的是高管薪酬與公司治理變量的實證 結果，表中顯示，董事會治理方面，lnNUM_B 的系數 估計值均統計上不顯著為正，這與假設 2 不符； IND_BRATE 的系數估計值在模型（1）和模型（2）中 均在 1%水平上統計上顯著為正，這與假設 1 不 符；CEOBOARD 的系數估計值則分別在 1% 和 5%變量觀測數均值標準差lnCEOCASHPAY11 01912.5985 0.919 1lnTOP3EX_PAY11 50113.6003 0.8779 lnSALES11 55620.9133 1.641 0lnASSET11 55821.581 21.4038 ROA11 5580.031 00.371 5最小值最大值3.2189 16.0773 9.2103 18.771 37.1247 28.5496 14.9375 30.3704 - 20.5482 22.005 1水平上統計上顯著為正，這一結果表明，平均而言，CEO 在董事會兼任可能使得高管獲得更高的 薪酬，并且 CEO 在董事會職位每上升一個級別， 高管薪酬平均提高 3%5%左右，這與假設 4 相符；ADJROA11 5580.0003 0.361 7- 20.164 121.0843 NUM_BSHRATE 的系數估計值在模型（1）和模型（2）STATE11 5580.512 10.4999 0.1表 3 高管薪酬與公司治理回歸結果（20052011 年）HNUM_B11 55811 5580.031 35.9164 0.1742 1.4973 0.1113模型（1）模型（2）lnTOP3EX_PAYlnCEOCASHPAYNUM_IND11 5583.3202 0.764 1110董事會治理NUM_BSH11 5581.4377 1.8263 0.10lnNUM_B0.0436 0.1085 CEOBOARD11 5581.4797 0.7733 13（0.060 9）（0.084 0）IND_BRATE11 5580.583 10.1640 0.0909 0.8000 IND_BRATE0.216 2*0.275 9*NUM_BSHRATE11 5580.2497 0.3108 0.1（0.074 4）（0.099 4）lnNUM_B11 5581.7449 0.261 80.2.5649CEOBOARD0.037 3*0.053 3*HHI1011 5580.1780 0.1250 0.0002 0.7998 （0.014 6）（0.018 2）NUM_S11 5583.9557 1.3960 0.13（0.053 8）（0.068 0）NUM_SSH11 5580.6253 1.001 20.7股權結構NUM_SSHRATE11 5550.1640 0.258 10.1STATE- 0.169 9*- 0.145 5*NUM_SSHRATE- 0.131 1*- 0.121 0*lnNUM_S1 1 555 1 .323 1 0.31 280.2.56492. 研究方法。對于面板數據，有三種回歸方式， 分別為混合回歸（OLS）模型、固定效應（FE）模型和 隨機效應（RE）模型。為了選擇合適的回歸模型，本 文分別通過 F 檢驗、LM 檢驗和 Hausman 檢驗對模 型回歸方式進行選擇。表 2 顯示的是通過 F 檢驗、 LM 檢驗和 Hausman 分別檢驗模型（1）、模型（2）和H HHI10監事會治理lnNUM_S NUM_BSHRATE_cons（0.015 9）- 0.0086 （0.087 5）- 0.862 1*（0.144 0）- 0.0104 （0.047 0）- 0.238 2*（0.052 8）模型（3）得到各項統計量的結果。表中結果表明模（0.451 7）（0.527 6）型（1）和模型（2）的最優回歸模型均為固定效應模N10 634.10163 1.879 5*（0.022 0） 0.1730 （0.150 6）- 0.685 0*（0.157 6）- 0.051 2（0.060 9）- 0.229 4*（0.067 6） 0.892 5*型，而模型（3）的最優回歸模型為混合回歸。因而，在 實證部分，本文對模型（1）和模型（2）采用固定效應 回歸模型，對模型（3）采用混合回歸模型。R- sq0.371 50.2579 注：表中省略了公司經濟層面變量以及 CEO 特征變量，只顯示 了公司治理變量的實證結果。括號內數值為聚類穩健的標準差，*、* 和 * 分別表示雙尾 t 檢驗值在 10%、5%和 1%水平上統計顯著。中分別在 5%和 10%水平統計上上顯著為負，表明 持股董事越多，高管更有可能獲得較低薪酬，這與假 設 3 相符。股權結構方面，STATE 的系數估計值均 在 1%水平上顯著為負，這表明平均而言，國有控股 公司中，高管更有可能獲得更低的薪酬，這與假設 6 一致；模型（1）和模型（2）中，HHI10 的系數估計值 均在 1%水平上顯著為負，這一結果說明，股權集中 度越高的公司，高管更有可能獲得較低的薪酬，這與替換為監事會持股人數（NUM_S）。并重新估計模型（3）和模型（4）的結果。表 5 和表 6 分別提供了表 3 和表 4 實證結果的穩健性實證結果，表 5 和表 6 的穩健性實證結果與表 3 和表 4 中的系數估計值的符號和顯著性均具有高度的一致 性，這表明本文的實證結果具有穩健性。表 5 高管薪酬與公司治理回歸結果的穩健性分析（20052011 年）假設 5 一致；H 的系數估計值在模型（1）和模型（2） 中均不顯著，與假設 7 不符。監事會治理方面， lnNUM_S 的系數估計值在模型（1）和模型（2）中均 不顯著為負，與假設 8 不符；而 NUM_SSHRATE 的 系數估計值則均在 1%水平上顯著為負，與假設 9 一致，這顯示出監事會規模對高管薪酬的影響有限，而持股監事的比例越高，高管薪酬越有可能獲得更低的薪酬。（二）超額薪酬與公司業績實證結果表4 顯示的是公司治理引起的超額薪酬對公司 業績的影響。EXCESSPAY（1）和 EXCESSPAY（2）均在 5%水平上顯著為負，這表明董事會與監事會治理導致 高管獲得超額薪酬對公司業績具有負面的影響，并且 高管獲得超額薪酬提高 1%將可能使得經行業均值調 整的公司業績下降 0.05%左右，與假設 10 相符。表 4 超額薪酬與公司業績實證結果（20052011 年）ADJROA董事會治理NUM_B IND_BRATE CEOBOARD NUM_BSH股權結構STATE H HHI10監事會治理NUM_S模型（1）lnTOP3EX_PAY0.0100 （0.010 3）0.179 1*（0.065 9）0.036 8*（0.014 6）- 0.037 2*（0.008 4）- 0.171 8*（0.015 8）- 0.0282 （0.088 1）- 0.859 1*（0.143 9）0.0059 （0.012 2）模型（2）lnCEOCASHPAY0.0206 （0.014 2）0.228 4*（0.085 8）0.052 8*（0.018 2）- 0.037 1*（0.010 5）- 0.146 6*（0.021 9）0.134 1（0.155 0）- 0.686 7*（0.157 5）0.0020 （0.015 4）EXCESSPAY（1） EXCESSPAY（2）_cons模型（1）- 0.050 8*（0.021 2）- 0.309 1（0.252 7）模型（2）- 0.055 8*（0.025 1）- 0.3473 （0.286 6）NUM_SSH_cons NR- sq- 0.036 6*（0.014 7）1.888 5*（0.437 1） 10 6370.371 3- 0.038 4*（0.018 5） 0.911 8*（0.502 5） 10 166.0.2582 N10 51610 442.表 6 超額薪酬與公司業績實證結果注：表中只保留了考察的超額薪酬變量，其他變量均沒有顯示。 括號內數值為異方差穩健標準差，*、* 和 * 分別表示雙尾 t 檢驗 值在 10%、5%和 1%水平上統計顯著。五、穩健性分析為了對第四部分實證結果進行穩健性分析，本文將模型（1）和模型（2）做如下變換：EXCESSPAY（1） EXCESSPAY（2）_cons穩健性分析（20052011 年）ADJROA模型（1）- 0.051 7*（0.019 4）- 0.3099 （0.253 8）模型（2）- 0.056 1*（0.022 2）- 0.3493 （0.287 2）（1）將董事會規模的對數（lnNUM_B）替換為董N10 51910 442.事會規模（NUM_B）；（2）將董事會持股人數的占比（NUM_BSHRATE）替換董事會持股人數（NUM_BSH）；（3）監事會規模的對數（lnNUM_S）替換為監事 會規模（NUM_S）；（4） 監事會持股人數的占比（NUM_SSHRATE）注：表中只保留了考察的超額薪酬變量，其他變量均沒有顯示。 括號內數值為異方差穩健標準差，*、* 和 * 分別表示雙尾 t 檢驗 值在 10%、5%和 1%水平上統計顯著。六、研究總結本文通過以 20052011 年我國滬深兩市 1 236至 2 107 家上市公司為樣本，從董事會治理、股權結 構和監事會治理三方面實證研究公司治理與高管薪 酬之間的關系，并研究了公司治理引起的高管超額 薪酬與公司業績之間的關系。研究發現，董事會治 理方面，董事會規模對高管薪酬無顯著影響，而獨立 董事在董事會占比越大和 CEO 在董事會任職越高 對高管薪酬具有顯著的正向影響，董事會持股董事 越多，高管更有可能獲得更低薪酬；股權結構方面，公司是否發行 H 股對高管薪酬沒有顯著影響，而股 權集中度越高和國有控股對高管薪酬具有顯著的負 向影響；監事會治理方面，監事會規模對高管薪酬的 影響沒有顯著的抑制作用，而監事會持股監事越多 對高管獲得更高薪酬具有顯著的負向作用。上述實 證結果表明，高管薪酬在很大程度上受到公司治理 問題的影響。而公司治理引起高管獲得超額薪酬會 進而影響公司業績，并且公司治理導致的超額薪酬 對公司業績具有顯著的負向影響。基于以上研究結果，本文認為公司治理是高管 薪酬的重要影響因素。要防止高管獲得過高的薪酬， 使得高管薪酬回歸正常，維護公司和股東權益，應該 切實改善公司治理。第一，應該加強董事會治理，防 止董事會規模過大，提高獨立董事的獨立性，控制獨 立董事的選聘過程，防止受到管理層的影響。第二， 應該充分重視監事在公司中的作用，給予監事會更 多的權利。第三，慎重給予 CEO 過大的權力，防止其 利用自身的權力影響薪酬的制定，進而攫取公司利益，增加代理成本。第四，對董事會和監事會成員進 行適當的股權激勵，提高他們監督管理的積極性，從 而更好地實現股東的權益。參考文獻：1Fama Eugene F.，Jensen Michael C.Separation of Owner原 ship and Control J.Journal of law and Economics，1983，26（2）：301- 325.2趙西萍，李有根，李懷祖.董事會構成與經理控制機制關系研究J.系統工程理論與實踐，2002，（11）：64- 70.3Jensen Michael，The Modern Industrial Revolution，Exit， and the Failure of Internal Control SystemsJ.The Jour原 nal of Finance，1993，48（3）：831- 880.4Core John E.，Holthausen Robert W.Larcker David F. 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