一、引言
委托代理理論認為：為鼓勵經營者采取符合股東利益最大化的行動，最有效的方式是對經營者進行激勵，讓他們分享企業(yè)增加的財富，也就是說根據其業(yè)績支付報酬。但是，企業(yè)業(yè)績并不僅僅是經營者的個人能力和努力程度的函數(shù)，它還受許多不可控因素（如宏觀經濟環(huán)境、市場需求波動等）的影響。由于這些因素的存在，使得經營者的努力與企業(yè)業(yè)績之間的聯(lián)系變得模糊起來，企業(yè)業(yè)績的提高可能是由于經營者的努力，也可能因為整個市場的繁榮；反之亦然。如果完全按照企業(yè)業(yè)績來支付經營者的報酬，就是要求他對無法控制的系統(tǒng)風險負責，顯然不符合“風險報酬原則”。
針對這一問題，相對業(yè)績評價（Relative Performance Evaluation，以下簡稱RPE）認為，評價企業(yè)業(yè)績不應以零為基礎，而應該以行業(yè)平均業(yè)績?yōu)樵u價基礎，只有超過平均業(yè)績才應得到獎勵，而低于平均業(yè)績則應受到懲罰。這樣可以剔除大部分行業(yè)的共同風險，從而能更準確地評價由代理人努力帶來的那部分業(yè)績，在此基礎上確定經營者的報酬更加合理，也更有激勵效果。那么，這種評價思想是否有現(xiàn)實意義？是否被企業(yè)實踐所理解和接受？現(xiàn)實中經營者的報酬契約是否按照這種評價思想來設計？本文將對這些問題進行研究。
二、文獻回顧
RPE評價思想最早是由Holmstrom①委托代理理論引申出來的，雖然從理論上看很完美，但實證研究的結果對它卻并不支持。Antle Smith（1986）用資產收益率（ROA）為業(yè)績評價指標時發(fā)現(xiàn)了支持RPE的證據，但用RET時卻只找到微弱證據支持RPE。Gibbons Murphy（1990）發(fā)現(xiàn)，CEO報酬的變化與公司業(yè)績明顯正相關，與行業(yè)或市場業(yè)績明顯負相關，這是迄今為止對RPE最有力的支持。Janakiraman、Lambert Larcker（1992）卻只找到以RET為業(yè)績指標時支持RPE的證據，而對其他情況下的RPE均不支持。Ana Albuquerque（2005）不僅以行業(yè)來劃分參照對象，還以企業(yè)規(guī)模來劃分，結果得到更多支持RPE的證據。
國內最早對此問題進行研究的是張百祥（2004），他利用我國上市公司的數(shù)據進行分析，發(fā)現(xiàn)隨著年份的推進，RPE有增強的趨勢。肖繼輝（2004）以總經理現(xiàn)金報酬的變動對公司績效的變動進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)在一定情況下以凈資產回報率為績效指標支持RPE假說，而對其他情況下均不支持。高義（2006）也找到了上市公司高管的薪酬一定程度上存在RPE的證據。以上三篇論文都是以2004年以前上市公司高管薪酬為研究對象，但當時上市公司并沒有披露高管個人的薪酬情況，所以他們只能用金額最高的前三名高管人員報酬的平均值作為替代，這可能會影響得到的結果。
筆者注意到，從2005年起，大部分上市公司披露了高管人員的薪酬，這為我們進一步尋找RPE存在的證據提供了基礎。因此本文以2005年至2007年我國A股公司董事長和總經理年薪作為分析對象，從財務業(yè)績和市場業(yè)績兩個方面進行實證研究，但只找到市場業(yè)績對總經理的年薪有RPE作用，其他情況的RPE不明顯。
三、研究設計
（一）模型與研究假設
本文在模型設置上，借鑒了國外研究的經典模型，同時考慮我國上市公司的實際情況，結合我國其他學者的研究結論，引入其他控制變量而得出的，基本形式如下：
高管薪酬it=?茁0 ?茁1絕對業(yè)績it ?茁2相對業(yè)績it 控制變量 ?著it
（1）
按照RPE理論，高管薪酬隨著本公司業(yè)績的提升而增加，隨著行業(yè)平均業(yè)績的增加而減少，在上述模型中就可以理解為?茁1大于零，?茁2小于零。所以本文研究的假設為：高管薪酬與自身絕對業(yè)績正相關，與行業(yè)平均業(yè)績負相關。
（二）變量設計
1.C：公司高管的年薪。
2.ROA：總資產利潤率，用來反映企業(yè)的財務業(yè)績。
4.ROA：行業(yè)平均資產報酬率。以資產總額為權數(shù)，對ROA加權平均。
5.RET：行業(yè)平均股票收益率。以凈資產為權數(shù)，對RET加權平均。
6.STATE：啞變量，如果公司第一大股東為國有性質②，則取值1，否則取值0。
7.ARAE：啞變量，如果上市公司注冊地點在東部③，則取值1，否則取值0。
8.SIZE：上市公司總資產的自然對數(shù)。
而其他一些因素，如高管持股、年齡、債權人的影響等，經驗證在模型中不顯著，故本文舍棄了這些因素。
四、樣本選擇和描述性統(tǒng)計
（一）樣本選擇
本文所用的財務數(shù)據來自香港理工大學與深圳國泰安信息技術有限公司聯(lián)合開發(fā)的CSMAR數(shù)據庫。本文研究區(qū)間從2005年到2007年，樣本范圍包括滬、深兩市所有上市交易的公司，剔除了IPO公司、金融類公司、發(fā)行了B股或H股的公司、董事長或總經理上任不滿一年的公司、董事長或總經理薪酬為0的公司，以及數(shù)據缺失的公司，最終獲得董事長樣本公司1 557家，其中2005年550家、2006年489家、2007年518家；總經理樣本公司2252家，其中2005年784家、2006年719家、2007年749家。
根據國家統(tǒng)計局公布的行業(yè)分類標準，筆者將這些樣本公司分為12大行業(yè)，其中制造業(yè)的公司較多，幾乎占所有樣本的一半，所以按照二級代碼對制造業(yè)公司進一步分類，最后分為21個行業(yè)。
（二）描述性統(tǒng)計
表1是對模型中主要變量的描述性統(tǒng)計。
從表1中可以看出，董事長年薪最大值4 850 000元，最小值1 000元，總經理年薪最大值5 320 400元，最小值140元，標準差都非常大，說明他們的薪酬水平相差懸殊。ROA平均值0.017，說明我國上市公司盈利水平不高。RET平均值0.90，說明股票收益率也不高。STATE平均值為0.62，說明大部分上市公司仍是國有性質。ARAE平均值為0.58，說明東部地區(qū)的上市公司要多于中西部地區(qū)的。
筆者還計算了各變量之間的相關系數(shù)，發(fā)現(xiàn)變量之間的相關系數(shù)都很小，不存在共線性問題。限于篇幅，略去了其結果。
五、實證結果和分析
（一）混合數(shù)據的回歸分析
考慮到構成混合數(shù)據的各橫截面數(shù)據可能存在的結構性差異，筆者采用了設置年度啞變量的方法來解決這一問題。本文涉及三年數(shù)據，因此設置了兩個年度啞變量。表2是混合數(shù)據的回歸分析結果。
筆者以董事長的年薪、總經理的年薪為因變量，分別從企業(yè)財務業(yè)績和市場業(yè)績兩個方面進行回歸分析。四個回歸方程擬合優(yōu)度都接近20%，F(xiàn)值都比較大，所有控制變量顯著相關，所以回歸方程都是有意義的。從結果來看，基于絕對業(yè)績的回歸系數(shù)都為正；而相對業(yè)績，除了以董事長年薪對財務業(yè)績回歸的系數(shù)為正外，其他的回歸系數(shù)都為負，完全符合RPE假說。但所有回歸系數(shù)的t值都不高，只有以總經理年薪對市場業(yè)績進行回歸的結果通過了10%顯著性水平檢驗，其他的都不顯著。因此，筆者只在市場業(yè)績中找到總經理年薪存在RPE的證據。
（二）橫截面數(shù)據的回歸分析
由于混合數(shù)據可能存在自相關問題，因此本文進行了分年度的橫截面數(shù)據分析以獲得進一步證據。結果見表3、表4。
從表3可以發(fā)現(xiàn)，ROA的回歸系數(shù)有4次通過了顯著性水平檢驗，并且回歸系數(shù)逐年增大，說明董事長和總經理的年薪與公司業(yè)績的敏感程度在增強。但ROA的回歸系數(shù)卻都沒通過顯著性水平檢驗，并且根據董事長年薪進行的回歸，ROA系數(shù)都為正數(shù)，和RPE假說不相符。因此基于ROA的上市公司RPE存在的證據不明顯，拒絕原假設。
從表4可以發(fā)現(xiàn)，在董事長年薪的回歸結果中，也沒能發(fā)現(xiàn)RPE存在的證據。但2007年的結果是令人鼓舞的，RPE的作用顯著增強。在總經理年薪的回歸結果中，筆者找到了RPE存在的證據。但結果有波動，2006年不支持RPE，2007年顯著性也有所減弱，這可能是RPE的運用還存在反復。
六、研究結論
RPE評價思想是現(xiàn)代激勵理論研究的一個重要領域，具有廣闊的應用前景。通過對2005至2007年我國上市公司相關數(shù)據的實證分析，筆者只發(fā)現(xiàn)以RET為指標的市場業(yè)績對總經理年薪有RPE作用，而在董事長年薪以及財務業(yè)績對總經理年薪都沒發(fā)現(xiàn)RPE存在的證據。研究結果表明，作為職業(yè)經理人的總經理的薪酬往往與企業(yè)業(yè)績相掛鉤，也會考慮到同行業(yè)其他公司的業(yè)績情況；而作為股東代表的董事長，其薪酬可能還受其他因素的影響，與業(yè)績的敏感度不是那么強。另外，本文研究結論對在制定企業(yè)高管薪酬契約中如何兼顧公平與效率原則，積極發(fā)揮RPE的作用有著重要啟示。
