第
30
卷
摇
第
5
期
沈小燕
,
王跃堂
:
薪酬委员会设立
、
产权性质与高管薪酬
对高管薪酬业绩敏感度的作用相反
,
当公司业绩
相对高时
,
薪酬委员会的公司薪酬业绩敏感度更
高
;
相对业绩较低时
,
设置薪酬委员会的公司其薪
酬业绩敏感度却更低
。
这与基于经理人权力理论
和薪酬辩护理论的假设
3
相符
,
本文找到地方国
企支持
“
经理人权力理论
冶
的经验证据
。
(
三
)
稳健性检验
为了检验上述结论的稳定性
,
本文借鉴方军
雄
(2011)
[27]
的文献采用差值法对上述假设进行
稳健性检验
,
表
8
是对
2003—2006
年不同产权性
质上市公司的薪酬委员会设置对高管薪酬业绩敏
感性的差分检验
。
从表
8
的回归结果中容易看出
,
在各样本组
中
,
高管薪酬的变化
(
DTCOMP
和
DMCOMP
)
与业
绩的差值
(
DROA
_
w
)
的回归系数均显著为正
,
说
明高管的薪酬的变化与业绩变化显著正相关
。
对
于高管的变化
(
DTCOMP
和
DMCOMP
)
与交乘项
DROA
_
w
伊
DRem
的多元回归系数
,
本文同样发
现
,
在总体样本中不显著
,
在国有企业样本中分别
为
29郾 718
和
11郾 062,
在
10
%
和
5
%
显著水平上显
著为正
,
在非国有企业样本中分别为
- 43郾 557
和
- 17郾 741,
在
10
%
和
5
%
显著水平上显著为负
,
国
有和非国有企业中薪酬委员会的设置对高管薪酬
业绩敏感度的作用相反
,
与假设
1
相符
,
与前文结
论一致
(
方向一致
,
显著性更强
)。
其他控制变量
与预期基本一致
。
表
8摇
产权性质
、
薪酬委员会设立与高管薪酬的稳健性检验
变量名称
预测
符号
总体
国有企业
非国有企业
DTCOMP DMCOMP DTCOMP DMCOMP DTCOMP DMCOMP
DRem
+
1郾 252
1郾 024
***
1郾 871
0郾 900
**
- 0郾 369
1郾 373
**
(
0郾 941
)
(
2郾 737
)
(
1郾 435
)
(
2郾 051
) (
- 0郾 111
) (
2郾 020
)
DROA
_
w
+
39郾 986
***
23郾 066
***
31郾 591
***
21郾 050
***
58郾 860
***
27郾 141
***
(
4郾 268
)
(
7郾 093
)
(
2郾 754
)
(
5郾 949
)
(
2郾 982
)
(
3郾 795
)
DROA
_
w
伊
DRem
-
8郾 183
2郾 709
29郾 718
*
11郾 062
**
- 43郾 557
*
- 17郾 741
**
(
0郾 629
)
(
0郾 629
)
(
1郾 768
)
(
2郾 120
) (
- 1郾 826
) (
- 2郾 339
)
LnA
+
7郾 389
***
3郾 040
***
6郾 518
***
2郾 632
***
11郾 439
***
4郾 641
***
(
8郾 316
)
(
11郾 54
)
(
6郾 204
)
(
8郾 896
)
(
5郾 359
)
(
8郾 078
)
LEV
-
- 6郾 573
*
0郾 172
- 4郾 649
1郾 077
- 13郾 876
**
- 2郾 919
(
- 1郾 766
) (
0郾 138
) (
- 0郾 887
) (
0郾 836
) (
- 2郾 523
) (
- 0郾 903
)
IndexMKT
+
1郾 180
***
0郾 485
***
0郾 991
**
0郾 471
***
1郾 593
**
0郾 439
***
(
3郾 511
)
(
5郾 068
)
(
2郾 519
)
(
3郾 875
)
(
2郾 156
)
(
2郾 995
)
FSHR
1
- - 19郾 775
***
- 6郾 083
***
- 16郾 705
***
- 6郾 003
***
- 15郾 185
- 1郾 782
(
- 4郾 408
) (
- 4郾 736
) (
- 3郾 742
) (
- 3郾 995
) (
- 1郾 353
) (
- 0郾 532
)
GROWA
+
1郾 533
0郾 842
*
1郾 619
0郾 639
- 1郾 337
0郾 468
(
1郾 173
)
(
1郾 916
)
(
0郾 863
)
(
1郾 094
) (
- 0郾 616
) (
0郾 639
)
BOARD
?
0郾 203
- 0郾 096
0郾 548
*
- 0郾 010
- 0郾 298
- 0郾 204
(
0郾 802
) (
- 1郾 135
) (
1郾 831
) (
- 0郾 108
) (
- 0郾 578
) (
- 0郾 997
)
OUTR
+
18郾 216
1郾 778
22郾 387
4郾 579
5郾 794
- 3郾 150
(
1郾 366
)
(
0郾 534
)
(
1郾 192
)
(
1郾 147
)
(
0郾 372
) (
- 0郾 528
)
DUAL
?
1郾 908
- 0郾 898
0郾 340
- 0郾 448
4郾 051
- 1郾 753
(
0郾 646
) (
- 1郾 521
) (
0郾 184
) (
- 0郾 683
) (
0郾 576
) (
- 1郾 557
)
Constant
+ - 166郾 678
***
- 67郾 352
***
- 152郾 892
***
- 61郾 415
***
- 242郾 552
***
- 96郾 890
***
(
- 9郾 818
) (
- 13郾 05
) (
- 8郾 037
) (
- 10郾 60
) (
- 5郾 240
) (
- 7郾 725
)
IND / YEAR
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
样本量
4 498
4 498
3 234
3 234
1 264
1 264
调整后
R
2
0郾 055
0郾 123
0郾 056
0郾 132
0郾 074
0郾 155
摇 摇
注
:
混合
OLS
回归用了稳健性估计误
(
white
,
1990
)
计算的
t
值
(
括号内
);
***
、
**
、
*
分别表示在
1
%
、
5
%
、
10
%
的显著
性水平上显著
。
·16·
