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北京工商大学学报( 社会科学版)摇 摇 摇 摇 2015 年摇 第 3 期
divi = c20 + c21 comp + c22 perf + c23 topi +
c 24size + c25 mhold + c26 cs + c27 td +
c28 cf + c29 bsize + g( 姿 ,茁) (3)
comp = c30 + c31 perf + c32 divi + c33 size +
c34 lev + c35 mhold + c36 roa + q( 姿, 茁) (4)
2郾 数据说明
一部分数据主要来源于历年 《 中国统计年
鉴》《 中国财政统计年鉴》 和 《 中国金融年鉴 》, 另
一部分数据主要是通过中国资讯行数据库、 国泰
安数据库、中宏数据库、CCER 色诺芬数据库等渠
道获取。
选取我国 2006—2013 年间上市的国有企业
为样本, 并对数据进行了筛选。 筛选原则为:(1)
剔除缺失数据以及明显不合理的数据;(2) 剔除
金融保险类上市公司数据; (3) 剔除 ST、PT 类上
市公司;(4) 剔除高管薪酬为 0 和资产负债率大
于 100 % 的异常数据。 通过筛选, 共计得到 656
家国有企业上市公司数据。
主要变量的描述性统计见表 2。 隐性薪酬组
样本是显性薪酬组样本的子样本, 从表 2 可以看
出, 显性薪酬和隐性薪酬组样本的标准差分别为
0郾 077 7 和 0郾 074 3,都属于波动较小, 而且波动的
频率很相似。
为了检验变量选取的合理性, 对上述变量进
行 pearson 相关性检验 ,检验结果如表 3 所示。
3郾 模型估计和分析
高管薪酬、企业分红与企业绩效关系的实证
估计结果如下表 4 所示。
第一,高管薪酬 ( 显性薪酬)、 企业分红与企
业绩效的实证结果分析。 国有企业高管显性薪酬
的回归系数显著为正, 表明显性薪酬与企业价值
显著正相关, 但是其程度非常小(1郾 118),即假设
1 成立。 显性薪酬与企业分红的交互项的回归系
数不显著,这就是说在一定企业绩效水平下 ,高管
显性薪酬的高低与企业分红与否、 分红多少没有
关系,即假设 4 不成立。 企业分红和企业规模、 第
一大股东持股比例显著正相关。 在薪酬方程中,
企业分红和企业绩效对显性薪酬有着显著影响,
即假设 3 成立, 说明企业绩效越高, 企业分红越
多, 股东会制定一个较高的薪酬水平。
第二,高管薪酬 ( 隐性薪酬 ,即在职消费 )、 企
业分红与企业绩效的实证结果分析。 在企业绩效
表 2摇 主要变量的描述性统计
变量
国企显性薪酬组样本 国企隐性薪酬组样本
均值 中值 标准差 均值 中值 标准差
perf
ROE 0郾 132 1 0郾 096 2 0郾 077 7 0郾 120 3 0郾 110 7 0郾 074 3
EV 22郾 960 0 22郾 726 0 1郾 090 7 22郾 613 0 22郾 269 0 1郾 031 2
comp 12郾 847 0 0郾 773 0 13郾 299 0 12郾 824 0 12郾 817 0 0郾 759 2
divi 0郾 168 1 0郾 100 4 0郾 196 4 0郾 163 1 0郾 113 8 0郾 155 2
size 22郾 102 0 21郾 979 0 1郾 134 9 21郾 708 0 21郾 568 0 1郾 150 4
lev 0郾 471 4 0郾 504 9 0郾 183 7 0郾 434 4 0郾 437 5 0郾 196 3
mhold 0郾 020 5 1郾 028 7 0郾 066 9 0郾 070 5 5郾 967 8 0郾 131 4
topi 39郾 416 0 38郾 860 0 14郾 909 0 35郾 459 0 33郾 430 0 14郾 517 0
cs 0郾 560 0 0郾 538 4 0郾 189 2 0郾 609 2 0郾 589 7 0郾 258 4
td 0郾 360 7 0郾 333 3 0郾 044 9 0郾 419 8 0郾 353 3 0郾 047 3
cf 0郾 381 0 0郾 131 6 1郾 134 2 0郾 557 5 0郾 138 6 1郾 672 3
bsize 9郾 764 6 9郾 000 0 1郾 891 7 9郾 343 4 9郾 100 0 1郾 830 7
roa 0郾 060 4 0郾 059 3 0郾 056 5 0郾 064 7 0郾 067 7 0郾 047 1
perk 0郾 061 7 0郾 059 9 0郾 515 1 0郾 078 6 0郾 072 4 0郾 056 1
观察值 656 325
摇 摇 注:表中国企显性薪酬和隐形薪酬进行了标准化处理 。
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