一、前言
随着企业所有权和经营权的分离，现代企业所面临的代理问题日益凸显，而作为解决代理矛盾的合同策略——企业高管薪酬设计长期以来就被重视。但是，企业高管薪酬的管理至今仍然面临着巨大的挑战：高管薪酬水平与公司业绩相关性不明显、高管薪酬水平差距大等现实问题至今尚未得到有效解决。因此，有必要深入探究企业高管薪酬的形成机制 ，并探讨其差异化原因，而本文借助双边随机前沿模型力图对其形成机制进行探究。
二、上市公司高管薪酬议价实证模型
本文主要采用双边随机前沿模型探讨高管薪酬的形成机制并测度公司和高管的议价能力。设定的模型为：，其中P表示最终的薪酬定价，表示高管可以接受的最低薪酬，表示公司可以接受的最高薪酬，η表示高管议价能力。η（﹣）表示高管在议价过程中所掠取的剩余。
为了同时体现出高管和公司在定价过程中掌握的议价能力程度，对模型进一步分解。假定在管理者个体基本特征x 给定条件下的公正的高管薪酬水平μ（x） = E（θ|x），这里θ是实际存在的，但是无法获知，并且总满足：≤μ（x）≤。
因此，（-μ（x））代表着在议价过程中公司的预期剩余，（μ（x）-）代表高管的预期剩余。而哪一方能够“掠取”更多的剩余将依赖于他们的讨价还价能力。我们可以用这些剩余的定义将上式重新表述为：，该定价方程式由三部分组成：第一部分μ（x）表示在给定高管个体特征 x 情况公正的医疗服务价格，我们称之为基准价格；第二部分体现了高管通过议价所掠取的剩余，其主要取决于高管议价能力η和可掠取的公司预期剩余；第三部分是公司利用议价所获得的剩余，用于降低高管薪酬。净剩余NS=可用以描述高管薪酬形成过程中双方议价能力差异产生的综合效应。
我们可以将薪酬议价模型简写为如下形式：，其中，，β为待估计参数向量，xi为样本高管个体特征，>=0；>=0，vi为一般意义上的随机干扰项。假定wi、ui服从指数分布，vi正态分布，可推出概率密度函数，采用MLE估计方法可估计包括议价能力的全部参数，而通过求出wi、ui的条件分布和条件期望可得双方掠取的剩余。具体参考卢洪友、连玉君、卢盛峰（2011）的估计方法。
三、实证分析过程和结果
1.数据的描述性统计分析
本文以2007年至2012年上市公司高管个人资料的数据为基础，选取了领取薪酬的高管样本，同时剔除了有缺失值的数据，最后采用了32084个观测值，并且区分了高管持股情况。性别、职称为二值虚拟变量，其中1表示男性、有职称，0表示女性、无职称；在样本中男性多于女性，男性约占86.8%，样本平均年龄45.47，教育程度约79%在大学以上，任期约74%在3年，27.4%的高管拥有职称，高管的平均薪酬为 417140 元。
2.高管薪酬议价模型估计
模型用双边随机前沿方法估计、控制了行业和年份，并区分高管持股超过1%与高管持股小于1%的情况进行分析。回归结果显示：模型的个体特征变量均在1%水平下显著，系数符号符合理论预期，并且通过与OLS回归模型、未加控制变量的模型相比，运用双边随机前沿模型并加以控制的模型拟合度最好。
3.薪酬议价能力对高管薪酬的效应分析
如表1所示，当高管持股大于1%时，高管的议价能力大于公司的议价能力，其值分别为0.398、0.3158，二者之差为0.0822，在薪酬中个体特征无法解释的部分即随机项总方差为42.85%，其中议价能力的贡献度为60.24%；当高管持股小于1%时，高管的议价能力小于公司的议价能力，其值分别为0.3439、0.4732，二者之差为0.1293，随机项总方差为60.39%，其中议价能力的贡献度为56.67%。这充分说明上市公司和高管的议价能力对薪酬均有重大影响，忽略这一点可能导致严重误差。
如表1，当高管持股大于1%，公司获得的薪酬剩余低于高管获得的薪酬剩余，净剩余为4.42%；当高管持股小于1%，公司获得的薪酬剩余高于高管获得的薪酬剩余，净剩余为-6.5%。
表1 薪酬议价能力对高管薪酬的效应估计
四、研究结论与思考
本文以代理理论为基础，采用双边随机前沿模型估计了上市公司高管和公司的薪酬议价能力、双方掠取的剩余以及由此决定的净剩余，主要有以下结论：第一，在上市公司高管薪酬的形成机制中，高管和公司的议价能力对薪酬的形成具有重要影响，高管薪酬不仅和高管个体特征有关，更重要的是，高管和公司各处于什么议价地位，这对于薪酬的形成具有重要作用。第二，上市公司高管的持股比例对于高管的议价地位起到一定的作用，当高管持股比例大于1%，高管的议价地位有所提升。第三，由于议价能力不同导致相同个体特征的高管出现较大的薪酬差异，这是上市公司薪酬扩大的成因之一。
浙公网安备：33010502003879号
