高管背景

2024-10-18

高管背景（通用8篇）

高管背景篇1

一、引言

由于现代企业中委托代理关系的普遍存在,企业管理者会出于个人薪酬、股权激励、并购、IPO、配股融资和迎合监管等目的进行盈余管理,而管理者作为企业战略决策的领军者,其行为势必会对企业的生产和经营管理产生重大影响。1984年Hambrick和Mason提出的“高层梯队理论”认为,高管的年龄、性别、任期和教育背景等个人因素会影响高管的行为决策,如有过研发经验的CEO在企业研发支出上会给予更多的投入(Barker、 Mueller,2002);有过操作性工作经验的CEO更加支持企业内部多元化的发展,而那些从未有过操作性工作经验的CEO则倾向于通过收购等方式推动企业的发展(Song, 1982)。

Cullinan和Roush(2011)将《萨班斯法案》通过前后的企业进行对比研究发现,新任命的CEO当中有更多比例的CEO拥有财务背景,该法案可能影响了董事会倾向于聘任拥有财务背景的CEO。美国财富百强企业中曾担任过CFO的CEO比例由十年前的12%上升至20%(Durfee,2005)。Gore、Matsunaga和Yeung(2011)通过对1993年至2001年间8 191家企业的研究发现拥有财务背景的CEO更倾向于对CFO采取较低程度的权益激励薪酬,并且更偏好与CFO一起制定财务政策,从而限制CFO独立决策的能力。姜付秀和黄继承(2013)认为,财务经历CEO加快了资本结构的调整速度,降低了资本结构偏离目标的程度 ,对公司资本结构决策具有正面的影响。Cláudia Custódio、Daniel Metzger(2014)研究发现,有财务专长的CEO使得公司的现金持有量有所减少,并保持较高的负债水平。王霞等(2011)以发生财务重述的上市公司作为研究样本,发现CFO的CPA专长不仅可以降低发生会计差错的概率,而且可以减少会计差错发生的频率。那么, 具有财务背景的管理者会不会受其经验影响,更容易操纵盈余呢?

从现有文献来看,已有部分文献探讨了管理者背景特征对盈余管理的影响,但是国内从管理者财务背景出发研究盈余管理的却很少。鉴于此,本文从高管财务背景出发,将财务背景分为财务工作经历和财务教育背景,研究了管理者财务背景对盈余管理的影响,对相关领域的研究进行了补充和完善,同时也解释了公司聘用拥有财务背景管理者的内在原因。

二、研究设计

(一)数据与样本选取

选取2011年至2013年沪深两市A股上市公司作为本文的研究样本,并按照以下标准对样本进行剔除:1剔除属于金融保险业的样本;2剔除ST和*ST的样本;3剔除当年IPO的样本;4剔除存在退市风险,即资产负债率大于1的样本;5剔除董事长和总经理或总裁由一人担任的样本;6剔除相关数据缺失的样本,经过以上筛选,本文最终选取2 376家上市公司作为研究样本,其中2011年717家、2012年805家、2013年854家。

本文的财务数据和股权类型数据来自CCER数据库,高管财务背景数据通过对上市公司2011年至2013年年报手工搜集得到 ,运用EXCEL 2013、SPSS 18.0和MATLAB软件对数据进行处理和分析。

(二)变量定义及研究模型

1. 盈余管理。盈余管理分为真实盈余管理和应计盈余管理两种方式。蔡春等(2011)指出真实盈余管理主要通过操控真实交易活动或者控制交易时间实现,最终会影响企业未来的现金流量和市场价值,有利于企业获得税收优惠和财政补贴;应计盈余管理是利用会计政策或者会计估计进行的非正常应计项目操纵,不会影响企业的现金流量。本文从盈余管理的这两种方式出发设置变量来衡量盈余管理:

(1)真实盈余管理。为了估计公司的真实盈余管理, 本文参照Roychowdhury(2006)建立的真实盈余管理模型,构建了模型(1)异常生产成本、模型(2)异常经营活动现金流量和模型(3)异常操纵性费用三个模型,分别用上述模型的残差来代表异常生产成本(ACOSTi,t)、异常经营活动现金流量(ACFOi,t)和异常操纵性费用(ADISEXPi,t),残差越低说明通过上述三种手段操纵的真实盈余管理程度越高。具体模型如下:

在上述模型中 ,COSTi,t=SALEi,t+ △ INVi,t,其中COSTi,t是公司i第t期的生产成本,SALEi,t是公司i第t期的营业成本,△INVi,t是公司i第t期与第t-1期存货的变动额;CFOi,t是公司i第t期的经营活动净现金流量; DISEXPi,t是公司i第t期的可操纵性费用,即销售费用与管理费用之和;Ai,t-1是公司i第t-1期期末资产总额;Si,t-1和Si,t分别是公司i第t-1期和第t期的营业收入;△Si,t-1和△Si,t分别是公司i第t-1期和第t期营业收入的变动额;EMi,t是公司i第t期的真实盈余管理,最终以EMi,t的绝对值REMi,t作为真实盈余管理的衡量指标。

(2)应计盈余管理。本文采用Dechow等(1995)提出的修正Jones模型(Jones,1991)估计可操纵应计利润来衡量公司应计盈余管理的程度。首先,使用样本数据对式(6) 采用最小二乘法进行回归,得到回归系数α1、α2、α3,然后根据式(7)计算非操纵性应计利润,最后将结果带入式 (8)得到操纵性应计利润,具体模型如下:

在式(6)中,TAi,t=NTi,t-CFOi,t,其中:TAi,t是公司i第t期的应计利润总额;NTi,t是公司i第t期的净利润; CFOi,t是公司i第t期的经营活动现金流量净额;Ai,t-1是公司i第t-1期期末资产总额;△REVi,t是公司i第t期与t-1期营业收入的变动额;PPEi,t是公司i第t期期末固定资产原值。

在式(7)中,NDAi,t是公司i第t期的非操纵性应计利润,△RECi,t是公司i第t期与第t-1期应收账款的变动额,其余变量的含义同式(6)。

在式(8)和式(9)中,DAi,t是公司i第t期的操纵性应计利润,本文取其绝对值AEMi,t来衡量应计盈余管理程度,其余变量的含义同式(6)和式(7)。

2. 高管及其财务背景的界定。目前我国对高管的界定尚未达成共识。由于财务负责人是经公司其他高管提名,再由董事会通过,其权力要比其他高管小,而且财务负责人的财务决策需要服从其他高管的战略决策,或者迫于其他高管的压力,因此本文将“高管”定义为企业的董事长、总裁和总经理,而不包括财务负责人。

姜付秀等(2013)将CEO的财务经历界定为曾担任过财务负责人、财务总监、首席财务官和总会计师;王霞等 (2011)以CPA来衡量CFO的财务专业技术水平;Aier等 (2005)以财务负责人的工作经历、MBA学位以及CPA作为CFO的特殊技能。结合前人已有研究,本文将管理者的财务背景分为财务工作背景和财务教育背景,其中财务工作背景指拥有中级会计师以上职称、担任过总会计师、 CFO、财务负责人等职位,或者在银行、证券、投资及审计单位有过相关工作经历;财务教育背景指拥有会计、财务管理、审计、MBA、EMBA相关专业方向的教育背景,或者是注册会计师。本文分别考察了三位高管的财务背景,有财务背景的取1,没有财务背景的取0,最终按照董事长、总裁和总经理三位高管取值得分的平均值来衡量企业高管的财务背景。

3. 控制变量。为了控制影响企业盈余管理的其他因素,本文在已有学者的研究基础上,引入下列控制变量: 公司规模(ln Size)、财务杠杆(LEV)、盈利能力(ROA)、公司成长性(Growth)、产权性质(Owner)、审计质量(Audit)、审计意见(Opinion)。

4. 实证检验模型。为了检验高管财务背景对盈余管理的影响,本文建立了如下模型:

其中:Background为管理者财务背景的替代变量; Controls为控制变量。

三、实证分析

(一)描述性统计

描述性统计结果见表2。从全样本的描述性统计可以看出,真实盈余管理(REM)的均值为0.994,标准差为1.422, 应计盈余管理(AEM)的均值为0.064,标准差为0.093,说明企业的真实盈余管理程度大于应计盈余管理程度。高管财务工作经历(Work_exp)的均值为0.128,财务教育背景(Edu_exp)的均值为0.059,即拥有财务工作经历的管理者占总样本的12.82%,比拥有财务教育背景的管理者多6.89%。产权性质(Owner)的均值为0.71,即在总样本中71%为国有控股样本,29%为非国有控股样本。

将国有控股企业与非国有控股企业比较来看,在盈余管理水平方面,国有控股企业真实盈余管理的平均水平与非国有控股企业基本无异,非国有控股企业应计盈余管理的平均水平要高于国有控股企业。在管理者财务背景特征方面,非国有控股企业拥有财务工作经历的高管比例略高于国有控股企业,拥有财务教育背景的高管比例则无明显差异。这可能是因为非国有控股企业以盈利作为首要目标,他们面临更大的市场竞争压力,因而有更大的盈余操纵动机来提高企业披露的业绩质量,意图聘用财务背景丰富的管理者对企业资金链进行更合理的管理、提高企业绩效,从而获得市场对他们的信心。

(二)多元线性回归结果

本文首先检验了高管财务背景对企业盈余管理的影响,并进一步分析了在不同产权性质下高管财务背景对盈余管理的影响。

1. 高管财务背景对真实盈余管理和应计盈余管理的影响。我们分别以上市公司真实盈余管理和应计盈余管理作为被解释变量,以高管财务工作背景和财务教育背景作为解释变量,分析其财务背景对盈余管理的影响。具体实证结果如表3所示。

表3的第1列是高管财务背景与真实盈余管理的回归分析结果。我们发现,高管财务工作经历的回归系数为-0.400,并且在1%的水平上显著为负,而财务教育背景的回归系数为0.123,与真实盈余管理水平正相关但不显著,说明与财务教育背景相比,管理者的财务工作经历对于提高真实盈余质量起到了主要作用,管理者个人的财务工作经历越丰富、管理团队中拥有财务工作经历的成员越多,真实盈余管理程度就越低,企业的财务信息质量就越高。分析其中的原因,可能是因为财务工作的实践操作性很强,而真实盈余管理业务层面上的操纵方式又相对复杂、隐蔽,只有在财务工作中不断地实践和总结,才能更好地把握会计政策,提高对企业真实盈余的管理能力。就控制变量而言,公司规模的系数在1%水平上显著为负,企业规模越大,真实盈余管理的程度越低;企业偿债能力、盈利能力和成长性均与真实盈余管理呈显著正相关关系,说明负债水平越高、盈利越好、成长性越高的企业,其真实盈余管理的水平就越高;审计质量和审计意见的系数没有通过显著性检验。

表3的第2列是高管财务背景与应计盈余管理的回归分析结果。实证结果表明,高管财务工作经历和教育背景的回归系数分别为-0.002和-0.001,与应计盈余管理存在不显著的负相关关系。这一结果表明,当管理团队中拥有财务背景的成员增加时,高管的应计盈余操纵会有所收敛,但抑制效果有限,这可能是因为与真实盈余管理相比,应计盈余管理的操纵方式更加传统、简单,所以高管的财务背景不会明显影响企业制度层面上的应计盈余管理水平。

注:*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平上具有显著,下同。

2. 不同产权性质下,高管财务背景对真实盈余管理和应计盈余管理的影响。通过以上研究我们发现,高管财务工作经历会抑制真实盈余管理,财务工作经历越丰富, 公司真实盈余管理水平越低。然而在不同产权性质下,企业管理者追求的目标有所差异,导致盈余管理的动机不同。鉴于以上分析,本文引入了财务工作经历(Work_exp) 和财务教育背景(Edu_exp)与公司所有权性质(Owner)的交乘项(Work_exp×Owner和Edu_exp×Owner),分别检验了在不同产权性质下,高管财务背景对真实盈余管理和应计盈余管理的影响。具体实证结果如表4所示。

通过表4我们发现,在真实盈余管理样本中,财务工作经历(Work_exp)的系数显著为负,同时财务工作经历和产权性质交乘项(Work_exp×Owner)的系数显著为负, 财务教育背景(Edu_exp)和交乘项(Edu_exp×Owner)的系数均不显著,这说明与非国有控股企业相比,国有控股企业中高管的财务工作经历对企业真实盈余管理水平的影响更大,而财务教育背景没有显著影响真实盈余管理水平,并且也不受企业产权性质的影响。同样,在应计盈余管理样本中,我们发现Work_exp、Edu_exp、Work_exp× Owner和Edu_exp×Owner的系数均不显著,表明产权性质和管理者财务背景以及它们的交互作用对国有控股企业与非国有控股企业的应计盈余管理均没有显著影响, 与前文研究结果一致。

我们认为这可能是由于国有控股企业相对收益目标而言更看重政治和社会地位,即使企业经营失败对管理者自身的影响也不会很大,因此他们没有动机从企业生产经营的各个业务环节进行真实盈余操纵,再加上国有控股企业有效的内部控制以及高管的财务工作经历,抑制了企业的盈余管理行为,有利于上市公司财务信息质量的提高以及对社会责任的履行;而非国有控股企业的兴衰关系着管理者事业的成败,他们一直保持谨慎的态度,不敢为了追求眼前利益,付出长远的代价来进行真实盈余操纵,因此高管的财务背景并不会对企业的真实盈余操纵有太大影响。

四、结语

本文选取2011 ~ 2013年沪深两市A股上市公司作为研究样本,实证分析了高管财务背景对盈余管理的影响, 同时还检验了不同产权性质下,高管财务背景对企业盈余管理的影响,得出的研究结论如下:1在全样本中,高管的财务工作经历能够显著抑制真实盈余管理水平,管理者团队中拥有财务工作经历高管的比例越高,公司的真实盈余管理水平就越低;而财务教育背景对盈余管理的影响并不显著。2进一步研究发现,与非国有控股企业相比,国有控股企业管理者的财务工作经历对真实盈余管理水平的影响更大。

本文为管理者背景特征异质性对盈余管理的影响提供了新的依据,为企业今后的用人制度提供了新的思路, 具有较强的现实意义。第一,管理者应不断完善企业的内部控制体系建设,严格遵守内部控制制度的各项要求,从制度层面上减少盈余管理行为。第二,与财务教育背景相比,高管的财务工作经历能够显著抑制真实盈余管理水平,企业对于今后高管的聘用条件应侧重于他们的财务工作经历而非财务教育背景,财务工作经历越丰富,对会计政策把握越深入,从而提高企业的会计信息质量。

摘要：本文以2011~2013年沪深两市A股上市公司作为研究对象,将财务背景分为财务工作经历和财务教育背景,实证检验了高管财务背景对公司盈余管理的影响。研究发现,高管财务工作经历对真实盈余管理有显著的抑制作用,但对应计盈余管理的影响并不显著。进一步区分上市公司产权性质后发现,对于不同产权性质的企业,高管财务背景对盈余管理的影响存在一定的差异。

关键词：真实盈余管理,应计盈余管理,财务背景,公司高管

参考文献

Barker V.L.,Mueller G.C..CEO Characteristics and Firm R&D Spending[J].Management Science,2002(48).

Song J.H..Diversification strategies and the experiences of top executives in large firms[J].Strategic Management Journal,1982(3).

Cullinan C.P.,Roush P.B..Has the likelihood of appointing a CEO with an accounting/finance background changed in the post-Sarbanes Oxley era?[J].Research in Accounting Regulation,2011(23).Durfee D..Why more companies are tapping their fi-

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Gore A.K.,Matsunaga S.,Yeung P.E..The Role of Technical Expertise in Firm Governance Structure:Evidence from Chief Financial Officer Contractual Incentives[J].Strategic Management Journal,2011(32).

姜付秀,黄继承.CEO财务经历与资本结构决策[J].会计研究,2013(5).

Cláudia Custódio,Metzger D..Financial expert CEOs:CEO's work experience and firm's financial policies[J].Journal of Financial Economics,2014(114).

王霞,薛跃,于学强.CFO的背景特征与会计信息质量——基于中国财务重述公司的经验证据[J].财经研究,2011(37).

蔡春,朱荣,谢柳芳.真实盈余管理研究述评[J].经济学动态,2011(12).

Roychowdhury S..Earnings management through real activities manipulation[J].Journal of Accounting and Economics,2006(42).

高管背景篇2

摘要我国处于经济转轨时期，政府对企业生产经营活动的干预是该时期的主要特征。我国的上市公司大部分是国有控股公司，政府干预必然对公司治理产生影响。本文主要分析了国有上市公司高管变更的影响因素，指出了国有上市公司高管变更与经营业绩之间的关联关系，对国有上市公司的公司治理有一定的指导作用。

关键词国有上市公司经济转轨高管

一、转轨背景：国有股“一股独大”

国有控股上市公司的最重要特征之一是国有股对上市公司的高度控制，使得在上市公司内部形成大股东“一言堂”现象，其他股东难以对大股东进行有效制衡。形成这种局面，主要有以下两个主要原因。

首先，与企业上市过程中的改制或者公司股权的设置机制息息相关。中国政府设立和大力发展证券市场的根本原因，在于为国有企业解决资金困难问题，试图通过筹集大量的社会闲散资金以解决国有企业面临的债务居高不下、资金周转不畅等困境。这一目标与西方将资本市场作为实现资源有效配置的场所有根本性的区别。由于大量的国有企业需要资金的投入，而向银行借款则会给企业的后续发展带来沉重的债务压力，由于通过股市来筹集资金便成为所有需要解困企业的优先选择。政府对证券发行制定了一些計划指标，在有限的计划指标下，需要将上市指标分解到各部门或者地方所属企业。通常分配到各个企业的指标较小，企业不可能整体上市。同时，在企业中存在着类似学校、医院等非经营性资产，企业在上市前必须改制，从原企业中剥离出一部分经营性资产成为上市公司的基础，构成国家股或者法人股。这些股份并不能在市场上自由流通，但在上市公司中通常占绝对控股地位。在此基础上，企业再向社会公众发行流通股，但是发行量与国家股或者法人股相比，所占比例通常要小得多。这种股票发行方式自然导致国有股的绝对控股地位，而且由于国家股和法人股的限制流通，更加巩固了这种控股权。

另外，与中国的政治体制和经济体制有关，即政府一直试图维持公有制经济地位。在中国大量的政策和法规中，均体现出政府希望在上市公司中保持控股地位、维护公有制地位的强烈愿望。

二、国有控股上市公司高管变更影响因素

1．高管绩效考核

在经济体制转轨过程中，国有企业的一个主要问题是承担了政府的多重目标，例如经济发展战略、就业、税收、社会稳定等，并由此造成了国有企业的政策性负担。在具有多重经营目标时，如何对国有控股的上市公司中CEO的经营表现和绩效进行监督和评估有着极其重要的意义。

在国有控股上市公司的绩效考核机制中，由于其多重目标性，利润最大化的相关指数（如利润边际）并不是考核和决定CEO去留的重要指标。同时由于国有控股公司为了提供更多的就业机会、承担政府就业目标，雇佣了更多的员工，导致国有控股公司承担了比非国有控股公司更高的劳动成本，这使得公司不得不提高资产利用效率，因此资产周转率更能够反应作为最终股东的政府的目标函数和监督激励。另外，政府将国有企业改制或重组上市的一个主要动机是通过直接融资的方式扩大国有企业的融资渠道，分散长期以来累计在银行系统的金融风险。因为对于国有控股上市公司而言，降低财务杠杆、加大股权融资比例是其主要目标。此类指标（如权益成数）是国有控股上市公司考核CEO的重要指标。

2．政府政治干预

从理论上讲，经过公司化改造的国有企业（或上市公司）的经理应当或者由董事会选举，或者由董事会任命，但实践中，他们却常常是由共产党的组织部门任命的。调查数据显示，从1979年改革开放到现在，上级指派一直是选拔国有企业经营者的主要方式，比例高达77.5%。主管部门任命方式比例为72.9%。通过直接或间接的方式，国家选定董事占了所有董事的近70%，并且有半数以上的执行董事在上市公司兼任高级管理者职务。行政委任制仍是我国国有企业领导选拔任用的最主要方式。

一方面，共产党拥有对国有企业高层经理人员任命和解雇的权利，对于经营者的自由处置权也可能发挥了重要的制衡作用。尽管这类控制对于经营者的动机具有其它一些扭曲作用，但它可能限制了发生过分资产掠夺的机会，因此内部人控制问题在中国从未达到在俄罗斯和其它转轨国家所达到的程度。另一方面，在进行了一系列放权让利改革之后，国有企业拥有了比过去更大的经营自主权。但同时，国家仍然没有从根本上放弃传统发展战略目标，价格扭曲仍然存在。因此，公司化和国有资产管理体制等产权改革无法从根本上解决目前政企不分问题。中国上市公司虽然建立股东大会、董事会和经理层的管理体制，多数上市公司董事长仍然渴望行政级别并关心政治与行政机构中的监管者如何评价他们的工作成绩，这种评价非常随意或主观，基于像利润、政治上的正确性以及承担社会义务的能力等指标。

3．控股股东侵占

《公司法》规定股份公司由股东组成股东大会，并由股东大会选举产生董事会，董事长由董事会全体董事的过半数选举产生。但中国上市公司具有二元的、分裂的股权结构，法律规定董事由股东委派，但流通股东实际上不行使董事的委派权，大股东凭借其特殊控股地位，导致股东大会或董事会中严重的“一言堂”现象。南开公司治理研究中心对931家上市公司的总体治理状况进行了评价和分析，表明中国上市公司的股东大会参与性很低，股东大会平均参会代表所代表的股份占总股份的比例，超过70%的仅占3.78%，低于40%的多达51.24%。在召开程序、代表资格等方面，还存在着诸多对中小股东不利的地方，为控股股东控制重大决策创造了条件。人事安排是现实控制权的最重要形式之一，在这种“一言堂”的决策程序中，控股股东向上市公司委派高级管理者成为必然的结果。

4．内部人控制

我国国有上市公司的“内部人控制”是指公司内部人员（主要是经理）掌握了公司的剩余控制权，存在“法律上的”和“事实上的”之分。法律上的内部人控制是指公司内部人员通过持有公司股权而获得了对企业的控制权（如MBO或职工持股计划），而事实上的内部人控制则是指内部人员不持有股权，却通过其他途径掌握了企业的控制权。

从理论上说，董事会应该在监督经理方面起到重要作用。事实上，董事会很难担此重任。董事会被内部董事控制，甚至董事长和总经理由一人兼任，公司董事会被牢牢地掌握在内部人手中，导致公司治理机制失效。国有上市公司高级管理者和政府博弈的结果是一部分经理利用政府产权上的超弱控制形成事实上的内部人控制状况，追求个人高收入、高在职消费，侵蚀投资者的利益，同时又利用政府行政上的超强控制推脱责任，转嫁自己的风险。由于缺乏客观评价经理人员的外部市场机制，导致即使在公司业绩极端低劣时，国有上市公司内部管理者仍然掌握着实际控制权。

为了完善董事会内部控制机制，防止内部人控制，我国建立了独立董事制度。但研究发现独立董事并没有显著改善当期的财务与经济绩效，目前无法发挥公司治理机制作用。

三、结语

我国国有控股上市公司治理特点是政府控制和内部人控制现象并存，共同影响着公司高级管理者变更，以及变更与业绩之间相关关系。经营业绩和高管变更之间的负相关程度是衡量公司治理效率的重要标准，低劣的经营业绩会导致上市公司高管发生变更。政府干预动机越明显，干预能力越强，上市公司承担政府职能的可能性越高；内部人控制将导致董事会内部治理机制失效，使公司高管形成“管理者战壕”。

参考文献：

[1]刘旻,芮萌,尹立东.转轨背景下中国上市公司高级管理者变更的影响因素研究.中国软科学.2005(2).

[2]吴联生,林景艺,王亚平.薪酬外部公平性、股权性质和公司业绩.管理世界.2010(3).

[3]蒋荣.刘星.控制权私利、公司业绩与CEO变更——兼评上市公司内部治理机制的效率.财经研究.2010(10).

[4]杨勇,方世建,缪柏其.绩效考核机制与CEO更换——基于上市公司中级产权视角.经济管理.2009(2).

高管背景篇3

企业的风险承担是企业重要的投资决策行为 (Wright et al., 1996) , 企业的风险承担行为有利于推动自身乃至整个社会的进步与发展, 包括促进R&D投资, 提高创新绩效等 (Hilary and Hui, 2009) 。

本文通过研究企业高管的银行工作背景对企业风险承担的影响来检验我国银行的一些治理属性是否会通过银行从业人员的任职调动传递到企业的风险决策中。本文的创新和贡献主要表现在:研究深度上重点关注企业的风险承担和风险选择, 将研究对象提前到投资决策和项目选择阶段而非局限于对业绩的探讨。同时对高管的银行工作背景进行了较为深入的分类, 除考虑时效性问题将其分为曾任和现任外, 文章也对不同性质的银行背景进行了比较验证。在我国现有银行体系下四大国有股份制银行与股份制商业银行在治理效率、资源丰富性等方面存在巨大的差异, 本文旨在验证这些差异是否会通过拥有相应银行背景的高管对企业的风险承担产生不同的影响。研究宽度上本文将研究对象扩展到整个管理层, 企业高管作为企业日常经营活动的直接参与者对企业的经营战略等具有重大影响。

二、理论与假设

1. 高管的银行工作背景与企业风险承担

“专家理论”认为, 具有银行工作背景的高层管理者因其丰富的金融资本市场工作经验而在企业活动的特定领域如信贷融资拥有相当专业而独到的意见, 从而发挥财务专家的咨询作用 (Sisli-Ciamarra, 2012) 。这类高管的专家角色可能刺激企业的冒险行为。

“资源支持理论”认为, 具有银行工作背景的企业高管拥有良好的外部关系网络, 他们能够帮助公司化解各种危机 (Zahra&Pearce, 1989) 。另外, 在资源支持理论下, 拥有银行工作背景的高管会增加企业的债务融资, 为企业带来更加充裕的资金, 因而可能增强企业的冒险行为。Fama (1985) , Berger和Udell (1995) 的研究表明银行工作者利用其对资本市场和企业内部情况的了解, 可以有效缓解信息不对称问题, 降低债务融资成本;利用其“关系”资源, 可以帮助企业争取到更为宽松的债务融资条件, 比如对担保抵押物的要求降低, 债务合同条款较为宽松等。

相对于曾任的银行工作经历, 现任银行的企业高管拥有更为有利的“关系资源”及更强烈的信誉维护动机, 从而能更好地利用其拥有的有关资本市场和企业内部环境的信息优势解决信息不对称问题, 并且在选择投资项目时就会表现出更大的信心和更强的风险偏好。同时, 高管还能利用其所在银行的身份向公众传达其自身良好财务状况的信号 (certification role) 。Ross (1977) 在他的信号传递模型中指出, 由上述因素传递出的信号能够增加外部投资者的信心, 为企业投资营造一个良好的外部投资环境。至此, 优越的外部投资环境和融资条件可能会更加的刺激企业的冒险行为。

2. 企业高管不同性质的银行工作背景与企业风险承担

高管受其所任职银行的影响, 在能力和素质上也会有不同水平的表现。张建华 (2003) 对我国银行业包括国有商业银行和其他商业银行进行了全面分析, 发现四大国有银行虽然效率较低, 但其在规模和实力上仍呈现绝对优势。朱俊峰和张长海 (2006) 研究发现银行业的垄断导致了国有商业银行不愿监督企业导致国有商业银行对企业监督不足的问题。庞瑞芝等 (2007) 学者的研究也表明其他商业银行相对于国有股份制银行具有更高的风险控制水平。

在国有股份制银行任过职或任职的高管其在专业指导能力和关系资源优势上可能会有更强的效应, 从而促进企业的风险承担行为;而在其他商业银行任职的高管可能会采取更为保守的行事方式来弥补上述劣势, 企业的风险选择行为也会较为消极。

三、数据与研究设计

1. 数据收集与分类

本研究数据来源于国泰安研究服务中心数据库和Wind金融终端数据库, 选样窗口包括2009年以前首次公开发行的A股上市企业, 样本区间为2003年至2010年。在样本选择过程中遵循以下原则:第一, 选择2003年以后的数据以保证所有变量数据的一致性;第二, 只选取所有A股企业以避免不同资本市场造成的差异;第三, 排除银行等金融类企业。

高管有银行工作背景是指样本区间内包括总经理、总裁、董事长、副董事长、一般董事和独立董事在内的企业高层管理者至少有一人在我国商业银行或外资银行任职过, 没有任职时间或职位等级的限制。关于现任和曾任的界定:如果公司高管 (至少有一人) 在企业任期内某一年或几年同时在银行兼职则归为现任背景, 其他则为无现任背景;如果公司高管 (至少有一人) 某一年或几年曾在银行任职则将其归为曾任背景, 其他则为无曾任背景, 曾任和现任为两个平行变量。

2. 变量选择

被解释变量为企业的风险承担水平, 本文采用企业受益的波动性大小来衡量企业的风险选择。在2003至2010年的样本区间内三年为一个区间, 以滚动计算得出的盈利能力指标EBITDA/ASSESTS的标准差用来表示收益率波动的大小 (John, Litov, and Yeung, 2008) 。

3. 模型设计

根据上述变量的设计与理论模型, 本文采用以下的回归模型进行实证检验:

其中, riskit表示企业风险承担的水平, i代表企业, t代表时段。更高的风险承担意味着企业未来现金流入的不确定性增加, 企业盈利的波动性被最广泛地用于衡量风险承担, 因此, 本文主要用企业盈利的波动性衡量风险承担水平。即:

模型1用来验证高管的银行工作背景是否对企业的风险承担行为产生影响;模型2用来检验高管曾任和现任银行背景对企业风险承担行为是否有不同影响;模型3检验高管所任职银行的性质对企业风险承担行为是否有影响。

四、结果与分析

1. 企业高管的银行工作背景与企业风险承担行为

下表列出了企业高管的银行工作背景与企业风险承担相关关系的检验结果。第⑴列检验了高管是否有银行工作背景对企业风险承担水平的影响, 回归结果没有加入任何控制变量, banking的系数估计值为0.009, t值为4.90, 在1%的水平上显著。在第⑵列将企业特征变量作为控制变量放入模型中, banking的系数为0.0045, t值为3.04, 仍然在1%的水平上显著为正。检验结果与本文的假设1a一致, 即有银行工作背景的企业高管对企业的风险承担行为有十分显著地促进作用, 这主要是基于这些高管拥有的对资本市场丰富而专业的经验和人脉关系可以为

企业在风险选择行为中带来良好的指导和资源优势。

第⑶列检验了高管的银行工作背景中曾任和现任对企业风险承担的不同影响, prebanking (曾任) 的系数虽为正 (0.0024) , 但并不显著。Conbanking (现任) 的系数为0.0114, t值为3.71, 在1%的水平上显著正相关。这表明同时任职于银行和企业的高管对企业风险承担的刺激作用远大于曾任与银行的高管。

在控制变量方面, 股权集中度越高, 企业的风险承担行为越大, 为显著的正相关关系;企业的发展潜力越大, 企业投资活动越冒险, 正相关关系十分显著;同时, 负债比例高的企业也更倾向于冒险行为, 两者的显著性水平也很高;回归结果中, 企业规模与其风险承担行为为十分显著的负相关关系, 说明企业规模越小, 企业越容易选择冒险行为。

2. 企业高管银行工作背景的不同性质、借贷关系与企业风险承担

回归模型2用以检验高管任职于不同性质的银行对企业的风险承担行为是否有不同的影响, State-owned (国有股份制银行) 系数为0.003487, t值为1.94, 在5%的水平上具有显著性, 说明有国有股份制银行工作背景的高管相比于其他商业银行的工作背景更能导致企业的风险承担行为。这可能是源于国有股份制银行因其在资本金融市场上更高的地位和更好的资源优势带来的过度自信, 而其他商业银行会更看重风险控制。

注:***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平, 括号中的数字为双尾检验的t值。

五、研究结论

企业高管作为公司日常经营投资活动的决策者, 其自身的素质和能力有不可忽视的影响力, 因此, 企业高管的工作背景也越来越成为学术界重要的研究课题之一。本文以企业高管的银行工作背景为切入点, 分类探讨了高管的银行工作背景对企业的风险承担行为的影响, 结论如下:

(1) 有银行工作背景的高管存在于企业中, 其在投资决策的专业性和关系资源方面更加具有优势, 因而更加倾向于冒险行为并因此提升企业的风险承担水平, 在回归中表现为利润率的波动性相对较大。同时由于时效性的限制, 高管的曾任银行工作经历和现任经历对企业的风险选择行为的影响会存在不同。这种差异主要来源于两类高管在专业指导能力、人际关系资源和解决信息不对称问题的程度等的差异。

(2) 在国有股份制银行任过职或任职的高管其在专业指导能力和关系资源优势上可能会有更强的效应, 从而促使企业的风险承担行为;同时在其他商业银行任职的高管可能会通过更为严格的监督职能来弥补上述劣势, 企业的风险选择行为也会较为消极。

参考文献

[1]刘浩, 唐松, 楼俊.独立董事:监督还是咨询?——银行背景独立董事对企业信贷融资影响研究[J].管理世界, 2012 (1) :141-169.

[2]庞瑞芝, 张艳, 薛伟.中国上市银行经营效率的影响因素[J].金融论坛, 2007 (1) :29-35.

高管背景篇4

一、国内外相关研究

国外已有文献表明政治因素具有普遍性。各个国家、地区普遍存在着政治关联的公司。Faccio (2006) 以全球范围内47个国家超过20000家上市公司为研究对象, 发现政治关联普遍存在于世界范围内的各个国家, 尤其是对于法制不健全、产权保护水平较低的国家。具有政治背景的公司更容易取得债务融资。这主要是因为政府的隐性担保降低了公司的违约风险, 提高了公司的声誉。Kenneth等 (2012) 比较了我国民营企业和国有企业之间的关系发现, 国有企业几乎不存在融资约束, 而民营企业存在更多的融资约束;就民营企业自身而言, 没有政治关联的民营企业所受的融资约束要远远多于就有政治关联的民营企业所受的融资约束。Porta等 (2003) 、Khwaja和Mian (2005) 、Leuz和Gee (2006) 发现, 企业政治关联与企业债务融资和再融资能力显著正相关。

我国研究学者在对政治关联与资本结构研究方面也取得了较大的进展。罗党论和甄丽明 (2008) 研究发现, 有政治关联的民营企业家较没有政治关联的民营企业家所受的融资约束更小。余月桂和潘红波 (2008) 、连军等 (2011) 发现, 有政治关联的民营企业可以获得更多的银行贷款。此外, 高管政治背景层级的不同也会导致公司资本结构的差异。当前我国分权—集权相结合的管理模式, 能够有效发挥地方政府的自身优势、解决地方性企业的投融资问题。现阶段政企关系主要表现为公司的高管担任政协常委或政协人大代表。因此, 本文提出如下假设:

H1:在其他条件相同的情况下, 具有高管政治背景的公司倾向于获得更多的债务融资。

H2:在其他条件相同的情况下, 高管的地方政治背景更有助于公司获得债务融资。

二、研究设计

(一) 样本选择和数据来源

本文研究的样本是2007-2012年沪深两市A股上市公司, 并对各年度数据依如下标准进行剔除: (1) 金融类公司以及ST、*ST类公司。 (2) 有B股的公司以及同时在境内和境外上市的公司, 如H股、N股等。 (3) 年报中信息披露不详而导致无法判断是否具有政治关联的公司以及财务信息出现明显异常和缺失的公司。本文最后总共3842个观测值。本文对高管的政治背景界定为上市公司的董事、总经理是否现任党委、纪委、人大代表或政协委员。本文使用EXCEL软件对数据进行归纳整理, 用SPSS对数据进行统计分析。

(二) 变量定义

1、被解释变量

本文以债务融资率 (DFA) 作为资本结构的代理变量。汪辉 (2003) 认为, 债务融资率是指公司当年债务融资净额与公司年末总资产之间的比率。其中债务融资不仅包括公司发行的债券, 还包括向银行等金融机构的借款, 以及公司之间的借贷融资。债务融资率公式表达如下:

2、解释变量

本文的解释变量为高管的政治背景, 并把其划分为国家级、省级和地市级: (1) 如果该上市公司董事、总经理现任党委、纪委、人大代表或政协委员, 则PC=1, 否则PC=0; (2) 如果该上市公司董事、总经理现任中央党委、纪委、人大代表或政协委员, 则CPC=1, 否则CPC=0;如果该上市公司董事、总经理现任省级党委、纪委、人大代表或政协委员, 则PPC=1, 否则PPC=0;如果该上市公司董事、总经理现任地市级党委、纪委、人大代表或政协委员, 则LPC=1, 否则LPC=0。

3、控制变量

应收账款周转率 (ART) 。上市公司对应收账款管理水平反映了公司的运营能力。作为公司的流动资产, 当应收账款周转速度加快时, 表明公司的营运能力较强。

固定资产比率 (FIXA) 。公司固定资产与总资产之比。固定资产的折旧抵税作用能够增加公司现金流, 减少公司外部资金需求量。

销售现金比率 (CASH) 。公司经营活动现金流量净额与公司销售额之比。每个行业的平均销售现金比率是不同的, 甚至差异很大, 如房地产行业和零售业。就同一行业而言, 销售现金比率越大表明该公司赊销比越小, 现金流动性越大, 因此, 更倾向于进行内源融资。

年度虚拟变量 (YEAR) 。本文考察的是2007-2012年间上市公司的数据, 因此要控制年度的影响。

行业虚拟变量 (IND) 。依据证监会对行业划分, 引入行业虚拟变量。

(三) 模型设定

为验证上市公司高管政治背景对资本结构的影响, 本文提出模型 (1) 。

其中i表示公司, t表示年份。

如下模型 (2) 、模型 (3) 和模型 (4) 为验证分层级的高管政治背景对资本结构影响的实证计量模型。

其中i表示公司, t表示年份。

当模型中PC系数大于零且显著时, 假设1得到证明;当与PPC和CPC系数相比, LPC系数更大且显著时, 假设2即得到证明。

三、实证结果与分析

(一) 描述性统计

表2列出了模型 (1) 、模型 (2) 、模型 (3) 和模型 (4) 的描述性统计特征。在3842个样本中, 资本结构的代理变量, 即DFA均值为0.019, 表明我国上市公司债务融资率总体上呈现出逐年上涨的趋势;而其最大值和最小值分别为0.292和-0.230, 说明我国上市公司资本结构存在较大差异。以标准差为基准进行比较时发现, VALUE的标准差最大, 表明样本公司的公司价值分布较分散;均值和中值相差较大, 表明我国上市公司发展可能不稳定, 市场可能尚不完善, 呈现出偏态分布的状态。上市公司的成长性最大值和最小值分别为3.002和-0.649, 差距较大, 表明我国上市公司成长能力明显不同, 差距较明显。高管政治背景代理变量的标准差相差不大, 并且均值和中值均接近最小值0, 表明我国只有部分上市公司存在政治背景, 比例尚未超过50%, 并且分布相对集中。 (见表1)

(二) 相关性分析

表3列式了模型变量之间的Pearson相关系数矩阵。总体来说, 变量通过相关性检验。值得注意的是高管政治背景和高管政治层级背景之间的系数较大, 但仍未超过经验相关系数0.8, 仍处于可接受的范围内。但本文仍把上述四个变量分四个模型进行计量, 以避免多重共线性。其余变量均通过相关性检验。 (见表2)

(三) 回归分析

表4列示了高管政治背景对企业资本结构影响的检验结果。为了验证高管政治背景和政治关联层级划分的精细度对公司资本结构的影响, 本文分四个模型进行检验。模型 (1) 显示, 高管政治背景与公司资本结构在1%的水平下显著正相关, 即具有高管政治背景的公司具有较高的资本结构。支持研究假设1。高管政治关联程度较高的公司一方面可以通过高管的政治身份与银行等金融机构建立私人联系, 降低双方信息不对称的影响;另一方面, 政府作为这类公司的隐性担保人, 能提升高管和公司的声誉, 因而更容易使公司获得贷款和优惠。模型 (2) 、模型 (3) 和模型 (4) 显示了不同政治层级与资本结构的关系。结果表明, 中央级政治背景与资本结构在5%的水平下显著正相关;省级和地市级政治背景与资本结构在1%的水平下显著正相关, 并且地市级政治背景的系数大于省级政治背景的系数。支持研究假设2。随着中央实施分权—集权相结合的管理模式, 许多地区发展区域经济的主观能动性被充分调动起来, 这也使得地方政府承担了对区域经济进行宏观调控的职责, 能够直接或间接地介入地方经济发展的进程中。除此之外, 随着市场经济体制的不断完善, 绩效评价被逐渐引入的区域经济发展评价体系当中, 促使地方政府利益与公司利益趋同。因此地方政府有强烈的动机支持地方性企业的发展, 地方性企业更有利于获得地方政府的财政支持。此外, 四个模型的Durbin-Watson值均接近于2, 表明模型不存在一阶自相关。 (见表3)

(四) 稳健性检验

本文通过替换被解释变量对原模型进行稳健性检验, 即资本结构代理变量替换为资产负债率 (LEV) , 即公司总负债与总资产之比。其他解释变量和控制变量沿用原实证模型变量。对替换被解释变量后的新模型进行回归分析, 结果支持了原实证模型的回归结果。

四、研究结论与启示

本文实证研究了我国非金融上市公司高管的政治背景对资本结构的影响。研究结果表明:具有高管政治背景的公司倾向于提高资本结构水平。这是因为, 公司高管与政府的联系能促使公司享受到政府各项优惠政策, 这不仅能使其更容易获得政府补助, 还有助于减少债务融资的约束性条款;最后, 具有高管地方政治背景的公司的资本结构水平更高。这可能是因为:一方面, 我国中央政府赋予地方政府更多的政治权利, 使得地方政府对地方经济发展享有更多的决策权;另一方面, 作为地方经济发展最主要的推动力, 地方性企业更易于获得地方政府的资助。尤其是当企业高管具有地方政治背景的情况下, 这种资助力度会更大。因此, 利益相关者应当综合考虑公司、市场、文化背景各方面的因素, 做出合理有效的投资决策;政府应当加强对地方性企业的监管, 尤其是具有政治背景的地方性企业, 以防止融资软约束的情况发生;公司应当关注目前的发展经营状况, 努力提升自身经营绩效, 加强政企合作关系, 维持并深化自身的发展。

参考文献

[1]李延喜, 陈克兢, 姚宏, 张波涛.认知偏差、债务政策选择偏好和资本结构税收效应[J].中国管理科学, 2012 (2) :184-192.

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[4]La Porta R, Lopez-de-Silanes F, Zamarripa G.Related lending[J].The Quarterly Journal of Economics, 2003, 118 (1) :231-268.

[5]Khwaja A I, Mian A.Do lenders favor politically connected firms Rent provision in an emerging financial market[J].The Quarterly Journal of Economics, 2005, 120 (4) :1371-1411.

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[7]罗党论, 甄丽明.民营控制, 政治关系与企业融资约束——基于中国民营上市公司的经验证据[J].金融研究, 2009 (12) :164-178.

[8]余明桂, 潘红波.政治关系, 制度环境与民营企业银行贷款[J].管理世界, 2009 (8) :9-21.

高管背景篇5

近年来, 我国在内部控制制度建设方面成就显著, 一方面建立了以《企业内部控制基本规范》和配套指引为主的一整套内部控制制度体系和法律规范, 另一方面越来越多的上市公司在通过设立、实施和维护内部控制来促使公司走向规范化、制度化经营的轨道。但是再完善的制度也需要贯彻执行, 即内部控制的有效性问题。而内部控制的建立需要高管团队来推行和实施, 因此有必要从高管团队角度研究其对内部控制有效性的影响。

1984年, Hambrick和Mason提出了著名的高层梯队理论, 该理论将认知能力作为主要的考察因素, 认为人口统计学方面的特征 (如年龄、性别、受教育水平等) 是影响管理者获取和分析信息能力高低的主要因素。除了背景特征之外, 对高管团队行为产生深刻影响的另一重要方面就是激励机制。已有文献表明, 管理者薪酬对公司绩效有着积极影响, 但是二者之间具体的作用渠道并未深入探究, 因此有必要对高管激励与内部控制之间的关系进行考察。

二、文献综述与研究假设

高层梯队理论认为高管背景特征会影响其战略选择进而影响企业行为, 团队规模是反映不同个体背景特征的综合因素。高管团队规模大, 会开拓思路并提供更多处理问题的方法, 但是随着团队人数的增加, 高管内部冲突的概率也在增加甚至成为常态。一方面, 人数过多会增加协调的难度, 在建立内部控制之初就会因为沟通不畅而无法有效制定。另一方面, 人数过多会产生利益团体, 这种情况下, 内部控制最终成为利益集团协调和妥协的产物。此外, 团队规模还会降低成员的归属感, 从而降低高管团队的交流频率和质量。因此, 提出假说1:

H1:高管规模与内部控制有效性呈反向关系, 高管人数越多, 内部控制有效性越差。

已有的研究在考察年龄与高管行为关系时普遍认为, 随着年龄的提高, 管理者的学习能力、创新能力与适应风险的能力在减弱。但是研究对象不同其结论就可能不同。本文着重探讨年龄的差异性, 因为单独个人对事物的认知存在局限性, 高管团队的异质性会对团队决策带来积极影响。因此, 提出假设2:

H2:高管年龄多样化与内部控制呈正向关系, 高管年龄多样化越强, 内部控制有效性越好。

随着研究不断深入, 有学者将心理学的部分研究理论引入管理学, 进而探讨管理者性别差异对企业决策的影响, 其中体现最为明显的莫过于面对风险的态度。女性管理者往往是风险规避者, 环境一定的情况下, 女性管理者的决策过程更多体现为谨慎。此外, 女性管理者比例的提高有助于董事会发挥其监督作用, 改进公司治理。女性的商业道德水平相比男性而言要有显著的提高。内部控制本身就是出于规避风险和舞弊而设立的一系列程序, 符合女性管理者本身具备的特质, 因此, 提出假设3:

H3:内部控制有效性受高管性别的影响, 女性高管人数越多, 内部控制有效性越好。

依据“经济人假说”, 管理层进行经营决策的重要考虑方面就是个人利益最大化。有效的薪酬契约可以促进高管与上市公司目标函数的统一, 激励管理者提升自身能力, 改进公司经营水平并最终实现公司价值最大化。因此提出假设4:

H4:高管薪酬与内部控制有效性呈正向关系, 高管薪酬水平越高, 内部控制有效性越好。

高管持股是将高管这一外部人身份内部化的重要手段之一, 也是解决第一类代理冲突最有效的措施。李维安 (2006) 实证检验了高管持股与公司绩效的正向关系, 并指出这一关系受到第一大股东持股比例的影响。产权基础的改变让经营者拥有了公司剩余利益分配请求权从而有效的缓解了代理问题。在统一了股东价值最大化这一目标后, 内部控制的有效性对高管和股东便有了相同层面上的意义。因此, 提出假设5:

H5:高管持股水平与内部控制有效性呈正向关系, 持股比例越高, 内部控制有效性越好。

三、研究设计

(一) 样本选择

本文选择2011年A股上市公司为研究样本, 检验高管背景特征、薪酬水平与内部控制有效性的关系。由于金融和保险企业具有区别于其他企业的显著特征, 故而在样本中剔除, 另外剔除部分数据缺省的样本, 最终获得总样本数量1 507家。内部控制有效性数据取自《2012年中国上市公司内部控制白皮书》, 高管背景特征、薪酬水平以及其他财务数据均来自于CSMAR数据库。

(二) 变量定义

1. 被解释变量。

我国《企业内部控制基本规范》规定了内部控制建立应达到的目标, 包括合规性、财务报告可靠性、经营的效率效果、资产安全和促进实现发展战略。本文内部控制有效性采用《2012年中国内部控制白皮书》中公布的上市公司内部控制指数评价结果。该指数的编制全面考虑了内部控制的五目标, 按照战略指数、经营指数、报告指数、合规指数和资产安全指数五个子类进行综合评价, 并且该指数为财政部重点研究课题的阶段成果, 因此具有权威性和可信性, 是对内部控制有效性的合理衡量指标。

2. 解释变量。

高管的背景特征方面分别考察高管规模、年龄多样性和性别对内部控制有效性的影响。高管薪酬一方面采用高管的直接薪酬衡量, 另一方面将高管的持股水平也作为解释变量之一进行研究。

3. 控制变量。

结合以往的研究成果, 本文选择净资产收益率、公司规模、董事会规模、董事长与总经理两职合一、资产负债率、机构持股比例以及行业作为控制变量。

具体的变量定义说明参见表1。

(三) 模型建立

本文分别验证高管薪酬和高管背景特征两个方面对内部控制有效性的影响, 故建立多元回归模型如下:

四、实证检验

(一) 描述性统计 (见表2)

内部控制指数方面, 最大值为990.94, 最小值仅为253.82, 可以看出我国上市公司内部控制方面的层级差距比较大。中值为693.16, 与均值相当, 说明内控指数在均值以上的公司占到总体研究样本的一半左右, 仍有半数公司未达到均值水平, 我国内部控制建设虽取得一定成效但是总体进展并不顺利, 多数ST公司内部控制指数排位靠后。高管规模平均为22.3人, 最大值甚至达到75人, 各企业间高管规模差异较大。高管团队年龄变异系数均值为0.16, 说明高管团队总体年龄差异不大。高管性别方面, 总体而言男性高管仍然占据主导地位, 占到总人数的84.5%, 部分公司甚至全部为男性高管。高管激励变量方面, 高管工资薪酬均值为22万元, 最小为0, 最大达到274万元, 一方面说明高管间薪酬差距很大, 另一方面, 我国上市公司公司高管零薪酬现象一直存在。高管持股的平均持股水平为3.28%, 说明我国上市公司管理层持股整体水平偏低, 股权激励并未普遍实施, 另一方面由于本文统计高管口径为董事、监事和高级管理人员, 因此也产生了70.9%的持股比例, 大比例持股一般发生在家族控股的上市公司。

(二) 多元回归分析

表3考察高管背景特征与内部控制有效性的关系, 逐一将高管规模、年龄、年龄多样性、性别四个变量代入模型回归。第 (1) 列显示高管规模与内部控制有效性在5%水平上显著负相关, 说明随着高管人数的增加, 内部控制有效性在降低, 证实了上文提出的假设1。第 (2) 列检验年龄多样性与内部控制有效性, 结果显示高管团队年龄的变异系数与内部控制有效性在5%水平上显著正相关, 验证了假设2, 年龄多样化对内部控制的推行有着积极作用。第 (3) 列结果显示高管性别与内部控制有效性在5%水平上显著负相关, 由于变量定义男性高管为1, 女性高管为0, 因此该结果说明女性高管人数的增加会提高内部控制有效性, 假设3得到验证。

表4为高管激励机制对内部控制有效性的影响, 为了准确考察薪酬水平、持股比例对内部控制的影响, 本文先将两个变量分别代入模型回归接着总体代入模型回归, 分别得到表4的三列结果。第 (1) 列显示高管平均薪酬水平与内部控制有效性在1%水平上显著正相关, 说明高管薪酬越高, 内部控制有效性越好, 假设4得到验证。第 (2) 列为高管持股水平与内部控制有效性的回归结果, 二者同样在1%水平下显著正相关, 表明代理问题的缓解的确有助于激励管理者推行有助于实现股东价值最大化的措施, 证实了假设5。第 (3) 列综合两个变量进行回归, 结果同前两个回归大致相同。

五、结论与启示

本文利用《2012年中国上市公司内部控制白皮书》披露的上市公司内部控制指数实证检验了我国A股市场高管背景特征和薪酬激励与内部控制有效性的关系。研究表明, 内部控制有效性的确受到高管团队这两方面特征的影响。具体而言, 高管团队规模与内部控制有效性呈反向关系, 女性高管人数的提高会促进内部控制有效性的提升, 年龄的多样化会对内部控制有效性有正向影响。结果再一次证实了高层梯队理论关于管理者背景特征的论断。高管激励层面, 高管的直接薪酬水平包括工资、津贴对内部控制有效性有显著的正向关系, 高管持股水平也有类似结论。这说明代理问题的缓解对内部控制有效性的提高有显著作用。

本文从高管背景特征和激励机制出发, 从实证角度获得了高管对内部控制有效性关系的支持性证据。弥补了相关领域实证研究不足的缺陷, 同时也是对代理理论和高层梯队理论的补充。现实层面, 本文的研究成果有助于了解内部控制有效性的影响因素, 为从高管层面解决我国目前内部控制存在的问题提供有意义的指导。缩减高管规模, 增强高管团队年龄多样化, 提高女性管理者比例, 丰富高管激励方式等都是提高内部控制有效性的可行之道。

参考文献

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[2].李颖琦, 俞俊利.股权制衡与内部控制有效性——基于2008-2010年酿酒类上市公司的案例分析[J].会计研究, 2012, (02) .

[3].顾亮, 刘振杰.我国上市公司高管背景特征与公司治理违规行为研究[J].科学学与科学技术管理, 2013, (02) .

高管背景篇6

上市公司高层管理者是指公司的经理、副经理、财务负责人,以及公司董事会秘书和公司章程规定的其他人员。当股东会和董事会制定公司的发展战略后,公司高管是负责战略实施的执行者,在整个战略管理过程中发挥着重要的作用。公司高管不仅需要综合各领域工人的知识,还需要综合影响组织发展的各种因素,依据自己的经验、专业技能等做出相应的决策,以期使组织获得高的绩效,达到企业价值最大化目的。高管受教育水平可作为能力的一种体现,对人的认知方式和价值观发挥影响,教育亦可以带来知识和专业技能的积累,在某种程度上折射出人的社会经济背景、认知风格、风险偏好等特性。因此,受教育水平对企业高管的决策力、领导力、执行力等发挥着一定程度影响,最终通过财务绩效展示出来。现有研究大多只关注某一特定行业或所有权类型的企业。与现有研究不同的是,本文使用所有非金融行业的上市公司作为研究样本来分析高管受教育程度对公司财务绩效、市场价值的影响。

二、文献综述

(一)国外文献Hambrick and Mason(1984)发现高管团队的成员特征不仅直接对企业绩效产生影响,还会通过影响企业战略决策来间接影响企业绩效。他们考虑的高管团队特征包括年龄、教育水平与专业背景、在职任期和团队异质性。Krishnan and Park(2005)研究发现,高管团队的平均年龄越小、平均任期越长、教育水平越高、海外经历越丰富,企业的国际多元化程度就越高。Louis et al.(2010)研究发现管理团队的特征,如教育背景、头衔、年龄和任期, 对企业的业绩表现有一个显著的影响,这些特征反映了高管在人脉资源与关系网络方面的优势。此外,具有较好教育背景的高管更擅长于处理信息和接受变革 (Baker and Muller, 2002);能取得更加广泛的社会联系,得到更高的社会威望和知名度(Belliveau et al., 1996);更可能会使用一些先进的管理技术和方法来提高公司业绩 (Graham and Harvey, 2002)。

(二)国内文献刘德强(2002)研究发现,民营企业经营者的学历和报酬总额越高,企业的生产效率也越高;国有经营者学历越高,企业的生产效率越低。他认为这是政府在选拔经营者时过分注重学历而不太注重能力的结果, 但民营企业管理者是通过自己创业成为企业家的,具有较高的学历能够使其在捕捉市场信息、扩展业务领域和完善组织结构方面具有更大的优势。贺小刚和李新春(2005)研究发现,低学历企业家与高学历企业家的经营业绩存在明显的差距,企业家在位时间对企业赢利水平的提高也具有积极的作用,但这种效应并不稳健。季健(2011)认为高管背景特征对不同企业的绩效影响不同,年龄与教育背景多样化程度能提高企业绩效,薪酬水平与企业绩效负相关, 其余背景特征对企业绩效并无显著影响。

三、理论分析与研究假设

教育提高人的知识技能,高管团队的总体学历程度越高,团队的信息搜集和处理能力、认知能力、适应能力以及接受新思想的能力也就更强。这样,学历程度较高的高管团队将会运用先进的管理理念和方法来对公司进行管理, 并善于抓住公司发展的机会,为公司的发展创造空间。此外,教育作为人力资本形成的主要来源,教育程度越高意味着人力资本投入越大,其追求高回报的动机越强。这样, 学历程度较高的高管团队其追求公司高绩效的欲望也越强。因此,本文提出以下假设:

假设1:高管团队教育背景越高的公司,公司财务绩效越好

由于市场投资者与公司之间存在一定的信息不对称, 相对于公司在其他方面的信息,市场投资者更易于获得公司高管团队的教育背景、工作经历和经验方面的信息。教育背景的高低,在某种程度上可以体现一个人对知识技能的掌握程度和视野的开阔程度,同时影响其人脉的构建、政商关系的维护等方面的能力。因此,市场投资者往往将高管的教育背景与公司发展结合起来,认为教育背景越高的公司高管团队的综合素质更高,在知识能力和人脉上更具优势,从而更有利于公司发展。

假设2:高管团队教育背景越高的公司,越被市场投资者所看好,市场价值越高

四、研究设计

(一)样本选择与数据来源本文选取2000年至2012年A股主板所有上市公司数据为初始样本。并对初始样本做

如下处理:(1)剔除金融行业的公司;(2)剔除被特殊处理的ST、PT公司;(3)剔除样本期间内缺失数据且无法补充的公司样本。(4)考虑到极值的影响,对所有连续变量在1%分位数和99%分位数上进行Winsorize处理。经上述处理后,最终样本为2115家公司,共18089个观测。数据来源于CSMAR和RESSET数据库。

(二)变量定义本文选取如下变量:(1)被解释变量。本文特选取总资产收益率(ROA)和净资产收益率(ROE)来衡量公司的财务绩效,选用市净率(P/B)和市销率(P/S)来衡量公司的市场价值水平。(2)解释变量。本文使用高管团队中具有硕士及以上学历的人数比例(Medu)来衡量高管团队的受教育水平程度。(3)控制变量。为了控制其他因素对公司财务绩效和市场表现的影响,本文加入了公司规模、资产负债率、国有股比例(Gov)、高管持股比例(Mang) 等变量作为控制变量。行业哑变量(Industry):以证监会对上市公司的行业分类为标准,样本中共12个行业门类,设定11个哑变量。行业哑变量用于控制行业差异对公司绩效的影响。年度变量(Year):样本区间包含13个财务年度,即2000年至2012年,设置12个哑变量。年度哑变量用于控制一些与年度相关的因素对公司绩效的影响。

(三)模型构建根据本文研究目的,以及相关变量指标设计,本文构建相应的回归模型,以检验高管团队受教育程度对公司财务绩效和市场表现的影响,具体为:

ROAi,t=β0+β1Medui,t-1+β2Sizei,t-1+β3Leveragei,t-1+β4Govi,t-1+

ROEi,t=β0+β1Medui,t-1+β2Sizei,t-1+β3Leveragei,t-1+β4Govi,t-1+

(P/B)i,t=β0+β1Medui,t-1+β2Sizei,t+β3Leveragei,t-1+β4Govi,t+

(P/S)i,t=β0+β1Medui,t-1+β2Sizei,t+β3Leveragei,t-1+β4Govi,t+

在上述检验模型中,β0为截距项,β1为模型中高管受教育水平的待检验系数,ε 为残差项,使用面板数据的普通最小二乘法对模型进行检验。模型(1)和(2)检验高管团队受教育程度对公司财务绩效的影响,考虑到财务绩效改变的滞后性,在模型(1)和(2)中的自变量均相对因变量滞后一期。模型(3)和(4)检验高管团队受教育程度对公司市场价值的影响。根据研究假设,预期β1为正,即高管受教育程度对公司财务绩效和市场价值的影响为正。

五、实证分析

(一)描述性统计近年来,高学历背景的高管在高管团队中的比重呈现增长趋势,而低学历背景的高管在团队中的比重呈现递减趋势。具有博士学历背景的公司高管占全体公司高管的比例,呈现增长趋势,从3.2%增加到5%。具有硕士学历背景的公司高管占全体公司高管的比例从25.7%增加到37.1%。具有大学本科学历背景的公司高管占全体公司高管的比例变动不大,维持在42%左右。具有大专及以下学历背景的公司高管占全体公司高管的比例则呈现递减趋势,从27.5%递减到15.5%。表1报告了相关变量的描述性统计信息。样本公司的平均总资产收益率(ROA)的均值为3.2%,净资产收益率(ROE)的均值为4.6%。衡量公司价值的两个指标———市净率和市销率的最大值分别为28.202和79.453,最小值分别为0.863和0.251,均值分别为4.302和6.194。样本公司高管团队中具有硕士及以上学历的人数比例 (Medu) 的均值为39%,公司总资产负债率的均值为49.4%。国有股持股比例和高管持股比例的均值分别为20.8%和0.6%。相关的数据如表1所示。

描述性统计

(二)相关性分析为了初步检验各变量间的相关关系,并避免可能存在的多重共线性问题,对个变量进行了Pearson相关系数检验,检验结果如表2所示。从表2的相关系数检验结果来看,解释变量与控制变量的相关系数并不高,都在0.3以下,可以认为各变量间不存在多重共线性问题。此外,从相关系数看,公司高管团队受教育程度(Medu) 与公司财务绩效的两个变量正相关。受教育程度(Medu)亦与公司市净率和市销率正相关。关于解释变量与被解释变量间的关系有待于下面在回归分析中做进一步检验。

高管背景篇7

由于面临着资源约束的窘境和以技术变革为主要特征的激烈国际竞争,R&D与创新已经成为了高科技企业获取和保持长期竞争优势的关键。作为企业技术创新链条上的重要环节,R&D是企业核心竞争力的重要来源。特别是高新技术企业,对科学研究和技术创新的要求更高。因此,高新技术企业只有进一步加强对研发活动的关注和投入,才能增强企业自身的竞争力,从而获得长远发展。作为企业开展R&D与创新活动的主要组织者和推动者,企业家的重要性和关键性不言而喻。但是随着科学技术的迅猛发展,企业面临的经营环境变得更加动荡和复杂,传统的组织结构和管理形式受到了严峻的挑战。快速变化的市场和激烈的外部竞争要求企业快速、准确地做出创新决策(包括R&D投入决策),而这一切如果仅靠企业家一个人的单打独斗是难以实现的,组织领导越来越需要一支创新水平高、整合能力强的高层管理团队(Top Management Team,TMT)来实现企业利益及自身工作价值的最大化。因此,有关高层管理团队与企业R&D投入之间关系的探讨就备受国内外研究者的关注。研究中,学者们基于高管团队的“一致性假设”,并受到“指导高层管理团队的实践需要易于观察的背景数据”观点[1]的影响,用容易观测的人口统计学特征(如性别、年龄、教育、职业背景、任期等)代替认知特征和价值观等主观因素来预测高管团队R&D活动及创新绩效。纵观现有研究,学者们主要关注的是高管团队背景特征与企业R&D活动及技术创新的直接影响,缺乏基于权变视角的研究,因此降低了TMT理论研究模型的适应性和解释力。

基于此,本文以高新技术上市企业为研究样本,尝试引入高管激励这一调节变量,来探讨高管团队背景特征对企业R&D投入的影响,以期为高新技术企业的创新绩效研究提供实证支持。

2 文献综述与研究假设

2.1 高管团队背景特征与企业技术创新

在参考先前文献的基础上,本文根据研究需要选取了年龄、教育程度、专业背景、职能背景、任期、性别等较为常用的人口统计学变量作为高管团队背景特征的变量进行分析,同时对相关的研究资料进行了梳理。

(1)高管团队年龄

由于年轻与年长的高层管理者在管理经验、适应能力、创新精神等方面存在差异,导致他们在工作中表现出不同的观念和行为。年长的管理者由于精力、体力、学习能力以及推理和记忆等认知能力下降,决策时更多地依靠过去的经验,因此其适应环境变化的能力以及信息整合的能力较弱,在做出新的决策时信心不足,也不愿意采取冒险行为(Taylor,1975)。同时,他们还处在把职业稳定和收入安全看作重要考虑因素的事业阶段,因此更愿意维持现状、避免风险性的决定,所执行的企业战略也较少发生重大改变(Hambrick&Mason,1984)。而年轻的管理者则喜欢尝试创新性的冒险行为以及学习新的作业方法,也更愿意根据市场环境的变化改变自己的战略和决策。因此,在外部环境变化大、竞争激烈的市场条件下,年轻的高管团队更能抢占战略布局优势,抓住战略机会(孙海法等,2006)。在复杂的市场环境下,平均年龄低的高层管理团队也表现出更强的自信心,更倾向于推进企业的国际多元化战略(Hambrick&Mason,1984)。李玉君(2005)在对我国高科技企业的研究中发现,高科技企业中TMT的平均年龄比其他行业中TMT的平均年龄小得多,这一现象也与上述研究成果吻合,即平均年龄越小的TMT能够更有效地适应高科技企业知识更新快、成长迅速、竞争激烈、创新性强等行业特性。

本文认为,企业R&D投入可能带来的投资风险和其他不利后果,显然不是年长管理者所期望看见的,因此他们将倾向于采取更为保守的战略决策。可见,高管团队的平均年龄越大,企业R&D投入的水平可能越低。基于上述分析,我们提出如下假设:

假设1:高管团队的平均年龄与企业R&D投入负相关。

(2)高管团队教育程度

教育程度可以在一定程度上反映个体的认知能力和专业技术水平。教育程度高者通常具有较强的学习力和洞察力,在变化激烈的市场条件下仍能保持清晰的思路,从而能够做出正确而创新的决策[2]。Kimberly和Evanisko(1981)指出,教育程度高的高管团队将更多地采用管理创新与技术创新。Bantel和Jackson[2]也通过大银行样本的实证研究证实,高管团队成员的教育程度越高就越易于接受创新,且教育程度高的高管团队具有更高的创新力。同时,教育程度高者对信息的获取和处理能力更强,更有可能担当跨职能的角色,容忍模糊和不确定性以及应对复杂的决策情境[3,4],因此高管团队的平均教育程度被认为是影响企业战略选择的最强解释变量。Cho等[5]的研究发现,平均教育程度高的高层管理团队,其战略行动的可见性也越高、范围越广、速度越快,在遭到竞争对手进攻时的反应更迅速。此外,教育程度也正向影响着高管团队的社会认知水平,使得高管团队能够在复杂、多元的经营环境中快速、准确地定位企业战略,并找到适合企业自身发展的运行模式。Wiersema和Bantel[3]的研究发现,教育程度高的高管团队具有更强的环境适应能力,更容易察觉企业发生的战略变革,也更愿意接受改变和承担风险,在企业战略制订和决策的过程中更倾向于变革和创新。

本文以高管团队成员的学历水平来衡量高管团队的教育程度。本文认为,具有高学历的高管能够正确理解企业R&D投入决策所带来的风险及收益,从而提高了企业R&D投入决策质量及执行效果。因此,高管团队的平均学历水平越高,R&D投入水平可能越高。基于上述分析,我们提出如下假设:

假设2:高管团队的平均学历水平与企业R&D投入正相关。

(3)高管团队专业背景

环境、个性、偏好影响了个体对自身所受教育类型的选择,从而形成个体特殊的专业背景。Smart(1986)认为,高管团队成员先前的教育课程形成了他们独特的认知结构及价值观,而这种认知结构及价值观又决定着他们的思维和行为方式,进而体现在个体的专业技能上。而不同的专业技能在企业中发挥着不同的作用。Hambrick和D'aveni(1992)将高层管理者的专业技能分为两类:一类是会计、金融与法律,另一类是生产、营销与管理。他们认为,前者在企业中更多的是起辅助作用,不能为企业获取或保持竞争优势,以及构成企业的核心竞争力,而后者才是企业核心竞争优势的来源和企业获得持续成功的关键,企业往往就是因为不能够有效整合拥有各种核心技能的专家而导致破产。同时,专业背景也是高层管理者制订和实施战略决策的基础。高管团队成员的专业背景,特别是居于领导地位的主要管理者(如CEO、总裁、总经理等)的专业背景会自觉或不自觉地将企业战略引至其擅长的专业领域,而具有较强技术背景的高管团队更愿意采取密集型的R&D战略(Datta&Guthrie,1994)。Wiersema和Bantel[3]的研究发现,由于科学和工程领域更关注流程、创新和持续改进,因此具有科学或工程专业背景的高层管理者更愿意接受战略变革及技术创新。

本文认为,具备更多科学或工程专业背景成员的TMT团队将更倾向于采取创新战略,从而有助于企业R&D投入水平的提高。基于上述分析,我们提出如下假设:

假设3:高管团队中具有科学工程专业背景的成员比重与企业R&D投入正相关。

(4)高管团队职能背景

高层管理者的职能背景,决定了他们对企业战略重点及风险的不同认知和偏好,并影响着高层管理者乃至整个团队的工作效率和所采取的战略类型(Hambrick&Mason,1984)。具有不同职能背景的高层管理者在面对同一问题时,总是习惯于先考虑自己部门的行动方案和目标,且具有相似职能背景的高层管理者观念相近(Dearborn&Simon,1958)。例如,具有生产型职能背景的管理者可能对企业自动化、生产设备的更新、工艺改进和后向一体化等战略更感兴趣,而具有输出型职能背景的高层管理者则更关注新产品开发、多元化和前向一体化等战略(孙俊华和贾良定,2009)。Govindarajan(1989)的研究发现,高层管理者的职能背景与企业实施成功的战略类型相关,且具有研发背景的高层管理者倾向于制订创新型战略来提高企业的经营绩效。李华晶和张玉利[6]的实证研究结果也表明,创新型的高管或战略决策者往往具有研发人员和技术专家的特征。

本文认为,高层管理者在制定战略决策时将不可避免地受到原先工作背景和经验的影响,具有研发职能背景的高管将更容易做出有利于企业长期发展的创新决策,因而促进企业R&D投入水平的提高。基于上述分析,我们提出如下假设:

假设4:高管团队中具有研发职能背景的成员比重与企业R&D投入正相关。

(5)高管团队任期

TMT成员的任期与团队内部的社会整合程度密切相关(O'ReillyⅢ,Caldwell and Barnett,1989),是团队内部成员之间实现知识共享、认知传递的关键[7]。任期较长的高层管理者通常对企业价值具有更强的责任感(Schmidt&Posner,1992)。然而,Bantel和Jackson[2]的研究却显示,高管团队的任期越长,对企业价值观、规则和战略内涵的信任程度越高,就越容易在企业的整体信念系统中被充分社会化,使得团队内部产生圈内思维(GroupThink),因此更容易产生排斥外部观点和意见的危险。Gupta(1984)的研究显示,在特定行业中,高层管理团队的长任期会使团队成员产生某种情感上的依赖和政策偏好,或形成某种“行业智慧”,这将有助于企业的快速决策。但随着工作时间的延长,高层管理者将更多地依赖于某种固定的参考模式,在解决问题时不容易改变立场,从而导致了他们对于行业标准的保守态度,以及限制了他们在战略制定时的多元化选择。此外,多项研究结果表明,高层管理团队的任期负向影响着企业战略调整与变革。Michel和Hambrick(1992)的研究显示,高管团队的长任期虽然提高了团队的凝聚力,却也减少了成员改变企业现状的可能性,使得企业在业务单位多元化方面更具依赖性。TMT管理者的任期越长,就越认同组织的现状、文化和规范(Bantel&Jackson,1989),同时也越不愿意去改变企业已有的运行模式(Hambrick&Mason,1984),企业创新和战略变革也越难以实现。Wiersema和Bantel(1992)以及Boeker(1997)虽然基于不同的研究对象但却得出了一致的研究结论,即TMT的任期与企业变革负相关。Finkelstein和Hambrick[7]的研究也证实,任期较长的TMT成员对于组织程序的依赖性更强,同时也更倾向于抵制变革和厌恶风险,在战略和政策上更趋保守,通常采取一种介于主要竞争对手之间的中间路线战略,并表现出与行业平均水平相近的绩效,而任期短的企业则有较多的战略调整。

本文以高层管理者进入高管团队工作的时间(Wiersema&Bantel,1992;Wiersema&Bird,1993;Mooney&Sonnenfeld,2001)来解释高管团队的任期。本文认为,高管团队成员的任期越长,就越容易受到企业现有制度和规章的约束,因而不利于高管团队创新观点的产生。基于上述分析,我们提出如下假设:

假设5:高管团队的平均任期与企业R&D投入负相关。

(6)高管团队性别

在国外,有研究表明,女性在董事会执行委员会中所占的比例持续提升,且逐渐涉足到企业的部门经理、首席财务官、首席运营官等职务。然而在国内,女性副职多、正职少的传统状况并没有得到显著改善。康宛竹(2007)以2004年沪深两市278家上市公司为样本,分析了女性高管在中国上市公司高管团队中的任职比例及状况。结果表明,在中国上市公司的高管团队中,女性高管所占的比例偏低,仅为13.52%。根据以往的研究,在男性占绝对领导地位的团队中,团队整体的决策会偏向男性思维。心理学家和管理学家的研究都证实,相对于女性管理者,男性管理者更容易表现出自信、竞争、冒险,从而更容易认同企业R&D投入的决策和创新方案。基于上述分析,我们提出如下假设:

假设6:高管团队中男性比例与企业R&D投入正相关。

2.2 高管激励及其调节效应

从高阶理论现有的文献资料看,许多学者考察了高管团队背景特征与企业创新战略和绩效的关系,同时也证实了高管团队背景特征对企业R&D投入和创新活动的重要影响。但由于他们的研究忽略了高管团队所处的公司治理环境因素的影响,因而在实证研究中不能显示出一致的结论,更无法支撑判断两者之间因果关系的假设检验。而学者们基于委托代理理论的研究虽然重视高管团队所处的公司治理环境,但却未能结合高管团队本身的构成特征进行分析,从而导致了其对企业R&D投入动力及创新活动的解释力有限。鉴于高阶理论和委托代理理论在单独解释高管团队对企业R&D创新效应方面的不足,有学者提出,要全面、准确地把握高管团队背景特征与企业R&D和创新活动之间的关系,必须融合这两种理论,将二者纳入到一个分析框架下进行研究[8]。受上述思想的影响,学者们开始从高阶理论、委托代理理论和前景理论的综合视角出发,寻找影响高管团队背景特征与企业R&D投入关系的调节变量。他们在研究中发现,高管团队背景特征与企业R&D投入之间存在被高阶理论忽视的调节变量,如薪酬差异、偏好差异和制度安排等,并在高管激励水平上表现出显著的调节效应。

根据委托代理理论,作为“经济人”的管理层在做决策之前,首先考虑的是个人利益的最大化。只有当管理层预计现在的创新行动将导致企业产出的正效应,并且有利于自身财富的增加时,他才乐于进行风险性的创新[9,10]。高阶理论也认为,高管团队的背景特征构成形成了高管层对外部环境信息的认知和识别能力,并在对外部信息的收集、分析和判断中逐渐演化为企业的战略决策,这一过程必然包含管理层对个人利益得失的权衡。由此可见,作为股东与管理者利益的协调机制,高管激励必将深刻地影响着高管团队背景特征与企业R&D投入之间的关系。Wiseman和Gomez-Mejia[8]从前景理论的角度出发,提出管理层对R&D创新行为的预期将影响到风险性的R&D投入决策和创新活动的实施。同时,他们又基于委托代理理论分析管理层的代理行为,指出管理层的抗风险能力(如管理层的薪酬等)在管理层前景预期和创新性风险行为的关系中发挥着重要的调节作用。唐清泉和罗党论[11]对中国上市公司330位辞职的独立董事进行了细致调查,结果显示独立董事辞职的根本原因是为了避免可能承担的风险,不同职业背景的独立董事对不同风险的感知力存在显著的差异。李华晶和邢晓东[12]以中国电子业上市公司为样本,对高管团队背景特征、激励约束水平和公司创业战略三者之间的关系进行测度,结果表明高管团队激励约束水平显著调节了高管团队背景特征与公司创业战略之间的关系。唐清泉和甄丽明[13]基于中国436家上市制造企业的样本数据,检验了管理层风险偏爱、薪酬激励与企业R&D投入三者之间的相关性。他们发现,薪酬激励在管理层风险偏爱与R&D投入之间发挥着重要的调节作用。基于以上研究成果,本文认为,高管团队背景特征与企业R&D投入的关系受到高管激励机制的影响,并据此提出以下假设:

假设7:高管激励在高管团队背景特征与企业R&D投入的关系中起到了重要的正向调节作用。

3 研究设计

3.1 样本选择

为了尽量消除行业差异和不同的市场环境对研究结果的影响,在对“高新技术企业”的定义操作上,本文根据中国证券监督管理委员会(CSRC)的行业分类标准,选取中国沪深两市“信息技术行业”中155家A股上市的高新技术企业作为初始的研究样本。在获得初始样本后,本文又依据以下标准对原始样本进行筛选:第一,剔除主营业务中高科技成分不明显的公司,如房地产等。第二,剔除已经退市、资不抵债以及所有权益为负的公司。第三,剔除数据不全的公司。如高管人员背景资料不齐以及相关财务数据和公司治理数据无法获取的公司。第四,剔除实际控制人性质不祥的公司。由于本文需要区分不同类型公司(国有、非国有)的实际控制人对公司技术创新的影响,因此若根据上市公司披露的实际控制人资料无法确定其是国有控股、民营控股、外资控股或其他控股的,本文就将其判断为实际控制人性质不祥。第五,剔除重大资产重组后任职时间不足1年的高管人员数据,因为他们没有足够时间对公司当年的技术创新活动产生影响。同时,对于本文使用到的主要连续变量,为了消除极端值的影响,本文还对处于1%以下和99%~100%之间的极端值样本进行剔除。经过筛选之后,本文最终得到了105家样本公司,其中深圳证券交易所有63家高科技上市公司,上海证券交易所有42家。

3.2 高管界定

目前,研究者们对高管人员的界定并不清晰。在已有的研究文献中,公司所有高级管理人员、公司管理层、高级经理及公司创建者等都被用来作为高管人员。根据以往研究定义的范围以及考虑到数据的可得性,本文结合各上市高新技术企业年报中披露的高管信息,将高管人员界定为上市企业年报中披露的董事会成员、监事会成员以及其他高级管理人员等,具体包括:总经理、总裁、副总经理、副总裁、财务总监(或财务负责人)、总工程师、总经济师、董事会秘书等。

3.3 数据来源

本文使用的数据主要包括以下三大类:高管背景数据、公司治理数据和企业R&D投入数据。高管背景数据和创新数据,主要是通过手工逐一对105家上市公司的年报数据进行检查、整理后得到。公司治理数据,主要来源于由北京大学中国经济研究中心和北京色诺芬公司联合开发的CCER中国经济金融数据库系统,以及由深圳国泰安信息技术有限公司开发的国泰安CSMAR财经精准数据库。对于高管背景数据和创新数据不全的,本文主要通过查询新浪网的财经频道(http://finance.sina.com.cn)、搜牛财经搜索(http://search.10jqka.com.cn)、金融界网站(http://www.jrj.com.cn)以及相关公司网站等进行数据补充。

3.4 检验模型

基于本文的研究模型及假设,我们建立如下多元线性回归检验模型来研究TMT背景特征、高管激励和企业的R&D投入三者之间的关系。

检验模型方程(1)中,α1表示高管团队背景特征(TMT)对企业科研人员比重(Per)的影响系数;α2表示高管激励(Incent)对企业科研人员比重的影响系数;α3表示高管团队背景特征和高管激励的交互项对企业科研人员比重的影响系数,可反映出高管激励对高管团队背景特征和企业科研人员比重之间关系的调节效应的强弱。ε为服从数学期望为0、方差为δ2的随机扰动项。

检验模型(2)中,β1表示高管团队背景特征(TMT)对企业R&D投资强度(Exp)的影响系数;β2表示高管激励(Incent)对企业R&D投资强度的影响系数;β3表示高管团队背景特征和高管激励的交互项对企业R&D投资强度的影响系数,可反映出高管激励对高管团队背景特征和企业R&D投资强度之间关系的调节效应的强弱。ε为服从数学期望为0、方差为δ2的随机扰动项。

(1)企业R&D投入

企业R&D投入是影响企业技术创新活动和绩效的关键因素。随着R&D投入量的增加,企业的技术创新能力和产出效应也会逐渐增强。因此,本文选取企业在技术创新上的人力资源投入和经费投入来反映企业R&D投入强度,从而也在一定层面反映出高管层对企业技术创新活动的重视程度以及企业高管层的创新意愿。同时,本文采用科研人员占企业从业人员总数的比重(Per)来反映企业的人力资源投入,采用研发经费投入占销售收入的比重(Exp)来反映企业的科研经费投入状况。

(2)高管团队背景特征

根据本文的研究目的以及数据的可获得性,在参考Bantel和Jackson[2]、Zenger和Lawrence[14]以及Adams和Ferreira[15]等人研究的基础上,本文选取的高管团队特征值包括:高管团队年龄(Mage)、高管团队教育程度(Medu)、高管团队专业背景(Mspe)、高管团队职能背景(Mexp)、高管团队任期(Mtime)、高管团队性别比(Mgend)。

(3)高管激励

企业技术创新是一项需要长期投入经费和人员的活动,并且有可能出现徒劳无功的风险和结果。因此,企业对高管人员的激励机制将直接影响到高管层进行创新活动和做出创新决策的积极性,从而作用于企业的创新产出。由前篇的理论综述可知,用单一维度衡量高管激励对企业技术创新的直接影响难以得出有意义的结论。其原因在于,高管激励是由多重因素构成的,研究中很难用某个单一的综合指标去揭示其对创新的真实效应。相关的研究应深入到高管激励的内部,对高管激励的维度进行分析和细化,同时对各维度的考察指标进行细致甄选。由此,本文确定将高管激励分为薪酬激励、股权激励与晋升激励三个维度。在系统梳理相关文献资料后,本文确定用以下指标对高管激励的各维度进行衡量:

高管薪酬激励(Pay),用董事、监事及高管前三名薪酬的平均值来衡量,该指标以“元”为单位。

高管股权激励(Sto),用高管人员持股比例来衡量,该指标以“百分比”为单位。

高管晋升激励(PG)。在借鉴前人研究成果的基础上[16],本文用高管层内的薪酬差距来反映企业的晋升激励机制。由于高管层中董事长和总经理与其他高管的薪酬差距十分大(Lambert,Larcker and Weigelt,1993),因此本文将高管层划分为两个层级:董事长与总经理属于CEO层级,其余高管人员属于非CEO层级,并以董事长和总经理薪酬的平均值与其余高管人员薪酬均值的差距作为高管层内薪酬差距。鉴于目前我国上市公司的年报中并未要求单独披露总经理和董事长的薪酬,CEO层级与非CEO层级的薪酬差距无法直接得出,因此本文用“前三名高管的薪酬总额”与“前三名董事的薪酬总额”之和除以6作为CEO的薪酬,并用“董事、监事及高管年薪总额”减去CEO薪酬再除以相应的人数作为非CEO的薪酬。该指标以“元”为单位。

(4)控制变量

为了使检验更准确,本文对其他可能影响到企业R&D投入的因素加以控制。参考以往的文献成果,本文选择的控制变量包括:实际控制人类型(Owner)、企业上市时间(Age)、企业规模(Size)。

4 实证研究

本文运用SPSS18.0软件,采用多元线性回归方法进行数据分析。在进行回归分析之前,首先对变量进行相关性检验,并通过相关系数矩阵,看出各解释变量之间的相关性很低,适合开展进一步的实证分析。

4.1 描述性统计分析和相关系数

表1为各研究变量的描述性统计数据。由表1可知,样本企业高管团队平均年龄为47.5岁;学历水平介于本科和硕士之间;具有科学工程背景的员工人数占高管团队总人数的49%;具有研发背景的员工人数占高管团队总人数的20%;的平均任职时间大约在5~6年;大约83%的高管为男性,甚至有些公司高管全部为男性。同时,样本数据的偏度介于-0.606~2.302之间、峰度介于-1.06~7.36之间,样本数据的偏度和峰度的绝对值都在3以内。因此,样本数据基本服从正态分布,可进行下一步的数据分析。

表2为主要研究变量的相关系数矩阵。由表2可知,样本企业高管团队的平均年龄与企业R&D投资强度显著负相关,高管团队的平均学历水平与样本企业科研人员比重显著正相关,高管团队中具有科学工程专业背景的成员比重与企业R&D投入的两个维度(科研人员比重和R&D投资强度)都显著正相关。高管团队中具有研发职能背景的成员比重与正相关。而高管团队背景特征的其他变量与高管激励的三个变量和企业R&D投入之间虽然具有一定的相关性,但都不显著。上述结果初步说明,高管团队背景特征中的年龄、教育程度、专业背景、职能背景可能影响企业R&D投入,高管团队背景特征中的任期、性别与高管激励对企业R&D投入的作用关系,还有待进一步的分析和检验。

样本数N=105

注:**表示在0.01水平(双侧)上显著相关;*表示在0.05水平(双侧)上显著相关。

4.2 回归结果分析

(1)高管团队背景特征与企业R&D投入

为避免变量之间的多重共线性问题,本文将把高管团队背景特征的各变量作为自变量,并分别把科研人员比重、R&D投资强度作为因变量,运用多元线性回归分析中的逐步回归法进行分析,得到3个回归模型,具体的回归分析结果如表3所示。

a.Dependent Variable:科研人员比重(Per);b.Dependent Variable:R&D投资强度(Exp)

从表3的3个模型来看,容限值(Tolerance)大于0.1且方差膨胀因子(VIF)小于2,表明表中的3个回归模型均不存在多重共线性问题。同时,模型1显示,自变量Medu和Mspe与因变量Per之间存在显著的正相关关系,说明我们的假设2和假设3是成立的。这表明,平均教育程度高、科学工程背景人员比重大的高管团队更愿意加强企业在R&D上的人力资源投入,因此也将拥有更多的研发与创新能力。模型2显示,高管团队背景特征中只有Mage和Mexp两个变量通过了显著性检验而进入回归方程,Mage与Exp呈显著的负相关关系,Mexp与Exp显著正相关。上述结论表明,高管团队的平均年龄越大,具有研发背景的高管成员比重越小,企业R&D投资的力度也越小,这也充分证明了我们的假设1和假设4是成立的。表3中的模型3是在模型2的基础上,加入实际控制人类型(Owner)、企业上市时间(Age)、企业规模(Size)三个控制变量后通过逐步回归分析得到的。对比模型2的输出结果可知,Mage和Mexp对Exp的影响在加入Size后减弱,且Size与Exp之间呈现负相关关系。这表明,企业规模的大小会显著地弱化高管团队平均年龄和成员的职能背景对企业R&D投资强度的影响。

(2)高管激励与企业R&D投入

接着,我们把高管激励的薪酬激励、股权激励和晋升激励三个变量作为自变量,并分别把科研人员比重、R&D投资强度作为因变量,运用多元线性回归分析中的逐步回归法进行分析,回归分析的结果如表4所示。

从表4的4个模型来看,容限值大于0.1且方差膨胀因子(VIF)小于2,表明表中的4个回归模型均不存在多重共线性问题。从表4的模型1和模型3中可以看出,高管薪酬激励(Pay)与股权激励(Sto)都显著正向地影响着企业R&D投入的两个维度(Per和Exp),且这种正向相关性在高管薪酬激励上表现得更为明显。这说明,有效运用高管薪酬激励和股权激励机制将有利于促进高新技术企业对核心科研人员的引进,同时也显著增强了企业高管层对研发经费的投入动力。然而回归分析中,高管晋升激励由于没有通过显著性检验而未能进行回归方程。究其原因可能是由于在中国现阶段的公司治理中,上市公司的高管晋升激励机制并不清晰、具体,因而难以形成对科技人才的强大吸引,在提高企业高管层的R&D动力方面的作用也有限。

我们在模型1和模型3的基础上加入了实际控制人类型、企业上市时间、企业规模三个控制变量,并通过逐步线性回归分析得到了表4的模型2和模型4。从表4的输出结果中我们可以看出,Size和Time的加入大大削弱了高管薪酬激励对企业R&D投入的正相关性(相关性变得不显著,因此未能进入回归方程)。这说明,随着上市时间的增加及企业规模的增大,高管薪酬激励对高科技企业科研人才的吸引力将逐渐减弱。其中可能的原因是,大企业在研发能力、人力资源管理等方面占有一定的优势,因此也更容易吸引和培养有潜力的科研人才及保留住现有的人才。而模型4的输出数据还显示出,企业上市时间和企业规模显著降低了高管股权激励对企业R&D投资强度的正相关性,标准回归系数从原来的3.548降到-2.463,说明企业上市时间和企业规模在高管股权激励与企业R&D投资强度之间的关系中发挥着重要影响,甚至会改变高管股权激励对企业R&D投资的作用强度和方向。

a.Dependent Variable:科研人员比重(Per);b.Dependent Variable:R&D投资强度(Exp)

(3)高管激励的调节效应分析

根据上述调节效应的检验模型(1)、(2),我们分别以高管团队背景特征的各研究变量为自变量,以样本企业科研人员比重和R&D投资强度为因变量,做高管激励调节效应的层次回归分析,最终输出结果如表5所示。

从表5的回归方程2中,我们可以看到乘积项Mage Sto的回归系数显著(Beta=-0.315,P=0.001<0.05),R2的变化为21.1%,这表明Sto显著调节了Mage和Exp之间的关系,高管股权激励水平在高管团队背景特征和企业R&D投入之间的关系中起到了重要的调节作用。从表5的回归方程4中,我们可以看到乘积项Mgen PG的回归系数显著(Beta=0.393,P=0.003<0.05),R2的变化为16.7%,这表明PG显著调节了Mgen和Per之间的关系,甚至还改变了他们之间的作用方向,高管晋升激励水平在高管团队背景特征和企业R&D投入之间的关系中起到了重要的调节作用。据此,我们的假设7得到验证。高管薪酬激励在调节效应的回归分析中未能通过显著性检验,说明高管薪酬激励不能显著改善样本企业高管团队背景特征和R&D投入之间的关系。

从以上对高管激励调节效应回归分析的总体上看,高管激励变量在高管团队背景特征与企业R&D投入之间的确发挥了调节作用。同时,回归分析的输出数据还显示,不同的高管激励方式会对高管团队背景特征与企业R&D投入之间关系产生不同的影响,不仅会改变这两者之间的作用强度,有时甚至改变他们之间的作用方向。究其原因在于,高管团队背景特征虽然可以反映出高管人员内在的认知基础和价值观等,并在所形成的管理者感知下选择不同的企业R&D投入决策,但这种假设忽略了客观的公司治理环境及制度安排对高管团队的影响。本文的实证数据表明,高管股权激励和晋升激励会显著影响高管团队进行R&D投入决策的内在理性,从而会对最终的企业R&D投入产生重大影响。我们在实践中也不难发现,相同构成特征的高管团队在不同的公司治理结构和制度安排下会作出不同的R&D投入决定,并产生创新绩效的差异。

5 结论及建议

5.1 结论

本文以2009年我国沪深两市披露了R&D投入数据的105家上市企业作为研究样本,首先对样本企业高管团队背景特征与企业R&D投入之间的相关性做了理论分析与实证检验。在此基础上,本文加入了高管薪酬激励、股权激励、晋升激励三个公司治理变量对样本数据进行分析,具体检验了这三个公司治理变量对高管团队背景特征与企业R&D投入相关性的调节效应。通过对相关假设的检验,我们得出以下几点结论:

第一,在高管团队背景特征与企业R&D投入之间关系的实证分析中,本文的假设1、假设2、假设3和假设4均得到了有力的验证,即高管团队的平均年龄与企业R&D的经费投入水平负相关;高管团队的平均学历与企业R&D的人力资源投入水平正相关;具有科学工程背景的高管人员比重与企业R&D的人力资源投入水平正相关;具有研发背景的高管人员比重与企业R&D经费投入水平正相关。同时,实证数据还显示,高管团队的平均年龄对企业R&D投资强度的负相关性在加入企业规模后减弱,且企业规模与企业R&D投资强度之间呈现负相关关系。这说明,在规模较小的企业中,年轻的高管更容易发挥出自身的优势,做出有利于企业长远发展的R&D投资决策。

第二,通过对高管激励调节效应的检验,我们得出:高管股权激励在高管团队年龄和企业R&D经费投入的之间关系上起到了重要的调节作用;高管晋升激励在高管团队性别和企业R&D人力资源投入之间的关系上发挥着重要的调节作用,我们的假设7得到了有力的检验。

5.2 建议

鉴于以上结论,高新技术企业要提高自主创新能力和研发水平,高管团队的构成特征及激励机制应做以下调整:

第一,合理建构和优化高管团队结构。高新技术企业应选拔年纪轻、学历高的人员加入到企业高层管理者的队伍中来,并且提高团队中具备科学工程背景以及研发工作背景的高管人员所占比重,这将有利于企业高管层在人力资源安排和经费投入上倾向于R&D和创新。

第二,科学设计内部高管层的薪酬激励机制。本文的实证分析表明,高新技术企业高管层的薪酬水平越高,企业对核心科研人员的吸引力就越大,就越能培养具有潜力的科研人员和保留住现有的科研人员。但是,薪酬激励对强化和转变高管团队研发投入意愿方面的作用并不显著,高管层出于对R&D活动的风险预期和自身利益的权衡,不愿意在企业R&D上投入更多的人力和物力。这一结果实际上也反映了高管激励机制的复杂性,因此企业在设计高管团队的薪酬激励模式时,需要进行全面而深入的考虑。

第三,广泛地引入高管持有股票期权的激励方式。我们在实证中发现,高管团队持股比例越高,企业在R&D创新的人力资源和经费上的投入也越大。同时,股权激励也在高管团队年龄和企业R&D经费投入关系上发挥着重要的调节作用。这不仅说明,有效地运用股权激励机制将有利于促进企业高管层对R&D活动的投入,同时也反映出企业要想在既有的高管团队背景特征的基础上引导高管层关注企业未来长期竞争力的增长,从而更加努力地致力于企业R&D创新活动,提高企业的竞争优势,通过高管股权机制的激励作用来实现是可行的方式之一。

第四,重视高管晋升机制的激励作用。本文用高管层内部的薪酬差距来代理高管晋升激励机制。实证分析结果显示,高管晋升激励水平的提高,对企业R&D投入并不产生显著影响,因此高新技术企业为了提供足够的激励而倾向于扩大高管层内的薪酬差距,这种激励方式的配置并不一定会激发高管层对企业R&D活动的动力。然而,我们在进一步的实证分析中却验证了高管晋升激励在高管团队性别比和企业R&D人力资源投入的关系上具有重要调节效应的假设,即高管晋升激励水平显著地改变了性别对企业R&D投入的作用方向(由负向影响变为正向影响,显著性由无到有),这一结论和Smith等[17]的观点一致。这同时也验证了,在没有有效地控制其他差异变量的情况下,TMT性别的作用效应可能会不一致,有时甚至会由于出现相互抵消的现象而导致无法观测到实际的作用结果[18]。由此可知,提高企业内部高管层薪酬差距的办法改变了高管人员对职位晋升的预期,提高了他们对自身责任的荣誉感和使命感,使他们转而开始关注能够提升企业长期绩效的R&D活动,进而支持企业R&D投入的战略决策。同时,扩大薪酬差距的晋升激励方式也吸引了外部求职者以及能够留住内部现有职员,投身于企业的R&D活动。因此,高新技术企业必须重视对高管团队的晋升激励,在当前长期薪酬激励体制经常失灵的情况下寻找一种新的激励形式,帮助高管层关注企业长期利益,进而增强高管层进行R&D投入活动的动力,持续地使企业保持创新活力。

摘要：以沪深两市105家高新技术上市企业为研究样本,选取衡量高管团队背景特征的六项指标、高管激励的三项指标及企业R&D投入的两项指标,构建高管团队背景特征、高管激励与企业R&D投入的调节效应模型。研究结果表明:(1)高管团队教育程度和专业背景与企业R&D的人力资源投入水平显著正相关;职能背景与企业R&D经费投入水平显著正相关;而高管团队年龄与企业R&D的经费投入水平显著负相关。(2)高管薪酬激励和股权激励正向促进了企业的R&D投入水平。(3)高管股权激励在高管团队年龄和企业R&D经费投入的之间关系上起到了重要的调节作用;高管晋升激励在高管团队性别和企业R&D人力资源投入之间的关系上发挥着重要的调节作用。

高管背景篇8

一、创业板上市公司高管辞职背景分析

创业板开设后的“四高”特色让创业板还未“创业”就已经引起了普遍争议。“四高”是指发行市盈率高、发行价高、资金超募比高、换手率高。创业板的“四高”推高了公司上市之后的股价, 使得创业板价值严重高估, 高估值造就了创业板财富的暴增。“造富”本身无可厚非, 但是如果靠着高发行价格、高市盈率支撑却没有高成长性, 创业板的这种“造富运动”则是一种圈钱行为。创业板是打着“高风险、高成长”两高的旗帜上市的, 然而截至2010年9月, 已上市公司上半年平均同比业绩增幅不足30%, 远低于中小板的57.7%和主板37.5%。下半年沪指频频失守, 创业板总市值环比就下降了308亿元。总市值缩水, 股东身价也随之走低。《公司法》规定:创业板公司高管持股一年以后可减持, 每年减持不超过所持股25%。而辞职6个月后, 即可以不受限制地出售其所持股票。在公司上市后及早逃离高管职位为未来减持套现赢取了“时间差”。

二、基于高管辞职的创业板上市公司内部激励机制的缺陷

(一) 薪酬激励不足, 层级不明显。

首先, 薪酬激励不足, 尤其不能满足核心技术人员物质需求。笔者从创业板市场上随机抽取30家上市公司, 统计出创业板高管平均年薪只有14.72万元, 核心技术人员的平均年薪13.43万元。与2009年统计的上市公司高管平均年薪29万元相比, 创业板上市公司高管年薪非常平庸, 与高管套现收益相比就更微乎其微。而核心技术人员持股非常少, 难获得股权收入。据统计30家创业板公司高管平均持股41.5%, 而核心技术人员平均持股仅为1.8%。其次, 不同层级员工间没有层次差距, 不能调动员工的积极性和工作热情。

(二) 股权激励门槛低, 疑为变相“送红包”。

为了吸引人才, 创业板上市公司相继推出股权激励计划。到目前为止, 已有数家公司推出了股权激励计划。其中探路者2011-2013年净利润增长率分别不低于30%、70%、120%, 也就是说, 探路者未来4年的年复合增长率须达到21.79%。但事实是, 从2007年至2009年, 探路者的净利润增长率分别为248.19%、132.36%、72.92%, 远远高于21.79%的年复合增长率。这样的问题也同样存在于其他几个公司的股权激励计划当中。股权激励的目的是要以巨额的收益来激励公司高管发挥潜力, 提高对公司价值的创造。但是, 创业板上市公司股权激励的低门槛不能对高管产生激励作用, 更不能约束高管追求短期利益, 只是在打着股权激励的幌子给高管“送红包”。

(三) 强调物质激励, 忽视非物质激励。

面对大量高管辞职, 创业板上市公司频频推出股权激励计划, 业内人士也不断强调股权激励不能过于短期化。可见不论是公司内部还是利益相关者都强调从物质激励角度防止高管辞职或是用法律法规强制其行为, 忽略了非物质激励的作用。由于创业板存在的特殊问题, 与巨款的套现收益相比无论是薪酬激励还是股权激励都显得不堪一击, 而良好的非物质激励所带来的自我实现的满足则要远远高于物质激励。

(四) 家族色彩浓厚, 内部治理不完善。

浓厚的家族色彩经常使董事会与实际控制人“合二为一”或“一股独大”, 董事会、监事会、管理层之间的制衡机制缺失, 这必然加剧了公司的治理风险。独立董事形同虚设, 内部监督弱化。第一, 独立董事数量大多为2-4名, 30家公司独立董事为3人的有26家, 达到了86.7%的比例。大多数企业没有考虑企业规模及高管总数而是习惯性的聘用3人作为独立董事。这样对于规模大的企业来说监督不够, 而对于小规模企业来讲又可能造成独立董事虚设的局面。第二, 独立董事兼职较多。由于创业板上市公司的独立董事学历层次高、专业经验丰富, 所以独立董事大多身兼数职。第三, 独立董事激励不足、权利弱化。在51名辞职的高管中, 有12人为独立董事, 这是由于激励不足, 独立董事没有实现真正意义上的监督权所致。

(五) 行为公告制度及违约责任惩治力度低使得约束没有威慑力。

虽然很多创业板上市公司在创立之初就建立了高管行为公告制度, 但对防止高管辞职并未起到实质性作用。很多创业板上市公司高管在企业招股书中或劳务合同中都作过在公司上市36个月内不卖出所持有的股票的承诺。原《公司法》和证监会发布的《关于加强对上市公司董事、监事、经理持有本公司股份管理的通知》以及上海证券交易所《上市规则》都规定了高管应当向公司申报所持有的本公司的股份, 并在任职期间内不得转让。但现在高管以各种理由纷纷违约辞职, 却没有相应的惩罚措施, 又进一步促使了其他欲套现的高管也纷纷选择辞职这条“安全”的捷径。

三、创业板上市公司内部激励机制重构

(一) 正向激励。

1.加强薪酬激励特别是核心技术人员薪酬激励。

首先，提高薪酬激励整体水平并采用区别薪酬激励机制。所谓区别薪酬激励机制即对不同种类的员工采用不同的薪酬激励办法。其次，在不同的员工之间拉开层次。不同的薪酬层次能调动员工的积极性和工作热情。但是，这个差距也不能过于悬殊，以免导致员工内部不公平，影响上下级或团队之间的工作关系。

2. 谨慎实施股权激励, 提高行权条件。

第一, 应根据企业、行业特点规划不同的股权激励方法。一般来说处于成长阶段的企业的股权激励是让大多数员工持有股份。多数员工而不仅仅是高管持股, 特别是核心技术人员持股, 使创业板公司股份相对分散, 同时也加强了普通员工的监督和投票权。第二, 提高行权条件, 延长行权期限。如, 若激励对象在股权激励期间离职, 经公司董事会批准, 取消激励对象尚未行权的股票期权。而且股权激励应紧扣公司业绩, 这个业绩指标既要能通过努力实现又要能对高管形成压力, 而不是保底业绩。第三, 灵活运用虚拟股票激励。虚拟股票的激励对象可以享受红利和股价升值收益, 但没有股票的所有权和表决权, 不能转让和出售, 在离开公司时自动失效。针对创业板上市公司高管辞职套现问题, 如果仍派送真实股票激励高管无疑促进了其套现获利的可能, 而虚拟股票激励则在起到股权激励效果的同时又可以有效防止高管套现。

3. 发挥非物质激励作用, 以公司长期利益为目标。

发挥非物质激励作用要注意以下几点:第一, 非物质激励要以公平的物质激励为基础。要把握好物质激励与非物质激励的平衡点, 物质激励一般要达到或高于社会平均薪酬, 非物质激励才能更有效。第二, 实行差别激励。如对创业板上市公司的独立董事应侧重于道德声誉激励, 增加其人力资本价值;对持有核心技术的高管应注重学习激励, 经常安排其技术更新培训;对经营高管应充分利用领导激励, 赋予其较高的控制权。第三, 不可忽视非物质激励的长期效果。创业板上市公司应从长远利益角度出发, 及时制定并实施非物质激励计划。

(二) 负向激励———约束机制。

1. 发挥独立董事的监督权力, 严格监管超募资金用途。

第一, 选用适当独立董事比例。根据公司规模、管理层规模选用独立董事比例, 充分发挥独立董事监督效率。第二, 完善独立董事选聘机制。选聘的独立董事应尽量避免兼职较多的人员, 避免出现大股东联合选择有利于自己利益的具有关联关系的独立董事。第三, 独立董事选举实行累计投票制, 强化独立董事权利。独立董事不仅仅对创业板上市公司高管的道德风险和逆向选择进行监督, 还要严格监管超募资金的用途、去向。

2. 加强高管违约责任的经济惩治力度, 完善人力资本竞争市场。

针对高管辞职套现这一现象还必须采取硬性规定阻止其短期行为, 一旦高管违约就要付出高于其套现获利的代价。企业可以根据自身的发展情况与高管建立违约责任书, 通过硬性的股东赔偿机制约束高管是最直接、有效的途径之一。同时完善人力资本竞争市场, 使有过违约历史的高管在人力资本市场上失去竞争力。

3. 建立高管行为公告制度。

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