薪酬年度总结大全11篇

薪酬年度总结篇（1）

1 当前激励制度存在的主要问题

薪酬绩效有效性逐步建立，但薪酬体制仍然不合理。从表象上看，中央企业高管薪酬存在“穷庙富方丈”的问题，但深入分析后，其本质的问题是其薪酬体制不合理。薪酬激励约束不到位，高管通过管理权力自定薪酬现象普遍。业绩考核指标不合理，不能有效调动高管的积极性和主动性。我国缺乏一套系统的可以量化并能有效测量的经营者业绩评价指标，非财务业绩指标往往并不可靠，主观判断的色彩较浓，难以可靠地衡量高级管理人员的经营业绩。

2 我国国有上市公司高管激励实证分析

2.1 研究问题与假设

采用大样本的数据来检验国企高管薪酬的有效性。虽然各种政策制度和个案都显示国企高管薪酬与绩效挂钩，具有一定的有效性。但由于受到政策性负担以及公司各种政府和社会目标的影响，致使国企高管薪酬难以真正与公司绩效挂钩，进而可能使薪酬激励约束的有效性大打折扣。本文提出以下检验假设：国企高管薪酬与绩效显著正相关，但国企高管薪酬有效性比民企更差。

2.2 研究设计

2.2.1 样本选择和数据来源

本文重点以2006年到2013年国有上市公司为研究样本。实证检验中所用到的各类高管薪酬数据、财务数据、股权结构数据和公司内部治理数据主要来自国泰君安CSMAR数据库，部分来自Wind数据库。最终样本包括7730个国有企业样本，其中市属国企2578个，省属国企2687个，央企2465个。

2.2.2 变量选取

第一，被解释变量。本文以董监高总薪酬、前三位董监高薪酬、前三位董事薪酬、前三位高管薪酬作为被解释变量。第二，解释变量。为了更好地研究国企公司高管薪酬的有效性，本文主要采用了总资产收益率ROA、净资产收益率ROE、利润总额Lnprofit三个绩效解释变量。其中利润总额为取自然对数的值，当利润总额为正值，利润总额加1取对数，当为负数时，利润总额取绝对值加1再取对数。第三，控制变量。本文借鉴国内外关于高管薪酬影响因素的相关文献，以及国务院国资委关于薪酬考核的相关规定，选取包括公司规模、财务杠杆、成长性、股权结构与制衡、董事会和高管情况相关控制变量，并在实证分析中控制样本公司所处行业和年度，控制变量的具体定义详见表1。

2.2.3 模型设定

设定模型检验国有上市公司高管薪酬绩效的有效性，以及公司内部治理机制和外部治理环境对上市公司薪酬的决定。

Compensation=α+β1Performance+βiControl+βmIndustry+βnYear+μ

本文重点分析不同国企的高管薪酬绩效的有效性，即看β1是否显著大于0。

2.3 实证结果与分析

2.3.1 描述性统计分析

表1为全样本各变量描述性统计分析的结果，由表中结果可以发现，所有国企董监高总薪酬平均为406.84万元。前三位董监高薪酬平均为159.52万元，前三位董事薪酬平均为121.81万元，前三位高管薪酬平均为147.42万元，总体而言国企高管薪酬较高，仅董事薪酬略低，这可能是国企董事更多是兼职董事，大量在控股集团领薪酬，或者董事的官员性质所致。

从公司特征来看，公司绩效的总资产收益率仅为0.06，净资产收益率总的为0.07，收入增长率总的为0.16，资产负债率总的为0.54。整体来看，国企的绩效较低，增长较慢，负债率较高。

从公司治理结构来看，第一大股东持股比例总的为39.46%；Z指数总的为0.26；赫芬达尔指数总的为0.20。董事会规模总的为9.63；董监高团队人数总的为20.72，但最多的公司高管人数为61人；独立董事比例总的为0.36；独董是否当地人总的为0.49；两职兼任总的为0.09；总经理是否变更总的为0.20。总体来看，国企股权较为集中，股权制衡更弱，董事会规模，董监高规模都较高，独立董事比例高于国家规定的1/3，独董中约一半是当地专家，国企两职兼任的比例较低，总经理变更更快。

2.3.2 回归模型检验结果

本部分将分别对不同国企如地市国企、省属国企、央企的高管薪酬绩效有效性进行检验。表2国有上市公司高管薪酬有效性检验结果（1）～（3）可以发现，国企董监高整个管理团队薪酬与公司绩效（ROA、ROE、LnProfit）显著正相关，说明国企高管薪酬绩效有效性较高。此外董监高薪酬与公司规模和增长显著正相关，与负债率显著负相关，结果与现有薪酬理论一致。

本文也发现高管薪酬与市场化程度显著正相关，市场化程度越高的地区，薪酬越高，这也说明市场化程度越高，地区越发达，国企高管聘用与考虑可能更加市场化，相对市场化程度低的地区高管薪酬越高。

第一大股东持股比例越高，董监高薪酬越低，Z指数越高，薪酬越高，大股东所有权与控制权分离度越高，薪酬越高。说明大股东控制越强，制衡越低，高管薪酬越低，反之越高。说明国企高管薪酬也显著存在当高管权力大时，高管通过权力自定薪酬的情况。

从董事会结构来看，董事会规模越高，董监高薪酬越高，独立董事比例越高，董监高薪酬越低，独董如果是上市公司本地专家，董监高薪酬越低。说明董事会存在为高管自定薪酬的情况，独董在薪酬制定中起到了约束高管自定薪酬的作用，如果是当地独董的话，对约束高额薪酬的作用越显著。此外两职兼任公司的董监高薪水越低，总经理变更时候，董监高薪水越低，这也说明权力变换后，董监高薪水会受到相应约束。从回归结果（1）～（3）来看拟合优度分别达到了0.627、0.620、0.616，模型拟合效果非常好，充分解释了董监高薪酬。

薪酬年度总结篇（2）

中图分类号：17275.4　文献标识码：A　文章编号：1000-176X(2010)09-0114-07

与其他发达国家相比，美国企业CEO的薪酬具有四个特点：水平更高、增长更快、更多地使用股票薪酬(stock-based compensation)、高管薪酬与中层经理人员的差距更大。Abowd和Kaplan的研究发现，1996年，对于相同规模企业，美国CEO的总薪酬是其英国同行的1，9倍，德国的2.5倍，日本的3.1倍。在增长速度方面，1984―1996年期间，对于年销售收入2―5亿美元的企业，各国CEO薪酬增加的幅度分别为：美国1.1倍，英国0.9倍，德国0.3倍(关于日本的数据缺失)。在薪酬结构上，根据Murphy的统计，美国企业更喜欢使用股票薪酬，英国CEO的股票薪酬在总薪酬中所占的比例不及美国CEO的一半，而德、日两国则基本上不使用股票薪酬。另外，Abowd和Bognanno发现，虽然相对于其他OECD国家，美国的CEO享有更高的薪酬，但是这种“红利”却仅限于高层管理人员，中下层经理的薪酬与其他国家大致相当。Abowd和Kaplan利用1996年的数据，发现在美国企业中，CEO的薪酬大约为制造部门经理薪酬的17倍，而这一比值在其他几国分别为：英国12倍、日本8倍、德国4倍。

为什么在这些国家之间，CEO的薪酬会呈现出如此明显的差异?特别是，美英两国在法律制度、公司治理结构、金融体系等方面都比较接近，为什么它们在高管薪酬的水平和结构上却有这么大的差异?

近年来，企业高管的薪酬问题也成为我国学界和民间所关注的一大热点，针对中国企业高管的薪酬水平、决定因素以及高管薪酬对企业经营绩效的影响等方面，中国经济学者做出了较多的分析。本文希望通过对高管薪酬的国际比较，对理解国内高管薪酬提供一些参考。同时，考察银行业市场结构与企业高管薪酬之间的关系，对于我们理解金融体系在整个经济系统中的作用，也具有一定的价值。

一、理论、假说和计量方法

银行业的市场结构对企业CEO薪酬的影响是通过市场结构对银行的信息传递能力的影响来实现的。

1.两种信号情形下的薪酬结构

对于上市公司来说，高管的努力水平有两个方面的影响：一是财务业绩，二是公司的股市业绩(股价表现)。除了高管的努力之外，财务指标和股票价格各自也会受到其他因素的影响。比如，其他管理人员的配合、市场条件的变化将会影响到企业的财务业绩，而投资者预期和宏观经济政策的变化等因素也会对企业的股票价格产生冲击。

由于财务指标和股市表现都包含了有关CEO努力程度的信息，而它们的决定因素又不完全相同，根据Holmstrom的著名原理，为了使企业对CEO的激励达到最佳的效果，CEO的薪酬应该与这两种指标都挂上钩。与财务指标挂钩的薪酬一般采取红利的方式，它与固定工资统称为“货币薪酬”；与股价挂钩的薪酬一般采取受限制股票或股票期权的方式，也就是前面所说的“股票薪酬”。并且，某种指标所含的噪声越大，企业对该指标的倚重就越少，而对另一种指标的倚重就越多。这样，CEO薪酬对高噪声指标的敏感度就较小，而对低噪声指标的敏感度就较大。

2.银行业市场结构对企业CEO薪酬的影响

对于企业的经营状况，银行拥有与企业(董事会)不同的信息，这些信息可以通过某些途径传递给后者。企业利用这些信息，可以剔除财务指标中所含噪声的干扰，更为有效地对其进行解读，这样，企业对股价信号的依赖减少，从而使高管薪酬对于股市业绩的敏感性减弱。

由于我们考察的是上市公司，这些公司要么是大企业，要么是风险较高的创新型企业，所以，对其提供贷款的银行一般也是大银行。在这种情况下，银行业的市场集中度越低，大银行的规模就越小，其信息来源就越窄，在信息收集和处理上的投入就越小(假设信息收集和处理在一定范围内规模报酬递增)，因此掌握的企业信息和行业信息(包括贷款企业的上下游企业和同行企业)就越少。在信息传输渠道给定的情况下，企业董事会从银行得到的信息就越少，高管薪酬对于股市业绩的敏感性就越强。在股市持续上涨的情况下，由于薪酬结构调整的时滞(薪酬的调整有成本，相当于“菜单成本”)，股票薪酬在总薪酬中所占的比例就越高，总薪酬的水平和增长速度也就越高。

3.假说

根据上面的分析，我们有以下三个假说：

假说1在股票市场持续上涨的时期，银行业的市场集中度越高，高管的薪酬水平就越低；反之则就高。

假说2在股票市场持续上涨的时期，银行业的市场集中度越高，股票薪酬在总薪酬中所占的比例就越低；反之则就高。

假说3在股票市场持续上涨的时期，银行业的市场集中度越高，高管总薪酬的增长幅度就越小；反之则就大。

根据Homstrom以及Lazear和Rosen的理论，对于中下层经理的激励，通过企业内部同一层级的经理之间的业绩比较就能够较好地实现，基本上不需要和同行业的其他企业进行比较，更不需要考虑股价信号。所以，银行的信息传递对企业中层管理人员的薪酬基本上没有影响。因此，在其他条件相同的情况下，各国企业的中层管理人员的薪酬水平基本上差距不大。根据前面对高管薪酬的讨论，我们有以下假说：

假说4在股票市场持续上涨的时期，银行业的市场集中度越高，企业CEO和中层管理人员的薪酬差距越小；反之则越大。

4.计量方法

影响企业CEO的薪酬的其他因素还有很多，比如企业规模、股权结构和治理结构、产业特征以及投资项目的特征、资本结构和债务结构以及CEO本身的个人特征等等。而决定一个国家或地区银行业市场结构的因素，则可能包括市场的规模(国家的大小)、经济发展的阶段以及政府的管制等等。因此，决定CEO薪酬的结构和水平的因素基本上都是微观层面的，而决定银行业市场结构的因素大都是宏观层面的，银行业的市场结构与影响企业CEO薪酬的其他因素之间并不存在相关关系。也就是说，在我们的计量分析中，关键解释变量――银行业市场结构基本上不存在内生性问题。因此，在后面的计量分析中，我们使用OLS方法。

二、数据

1.数据来源

CEO薪酬的国别数据全部来自于文献；银行业市场结构数据则来自于Bankscope数据库。

CEO薪酬数据包括以下几个方面：(1)薪酬结构和总薪酬水平。该数据引自Murphy的论文，涵盖了23个国家或地区，包括1997年各国企业的CEO的总薪酬水平和股票薪酬(主要是股票期权计划)在总薪酬中所占的比例。在这23个国家中，有11个是发达的欧美国家，另外包括2个大洋洲国家、5个东亚国家(地区)、4个拉美国家和1个非洲国家。这些薪酬数据均按当年的汇率计算，所调查企业的规模大体相当，年销售收入都在2，5亿美元左右。在Murphv的原文中，薪酬结构是用图形表示的，我们将其转换成了数值，所以存在一定的误差。但是，这种误差对于我们所进行的跨国比较不会有实质性的影响。(2)总薪酬增长率。该数据来自Abowd和Kaplan的论文，包括10个OECD国家在1984年和1996年的CEO总薪酬，所含企业的年销售收入在2―5亿美元之间(以1998年的购买力平价计算)。(3)CEO和中层管理人员之间的薪酬差异。这一数据仍然来自Abowd和Kaplan的论文，一共包括12个OECD国家。薪酬差异表示为CEO平均薪酬除以生产主管平均薪酬之后所得到的比值。同薪酬结构数据一样，在Abowd和Kaplan的原文中，薪酬差异数据同样是用图形表示的，我们将其转换成了数值形式。

我们主要关注1997年各国排名前五位的银行在贷款总额中所占的比重(用“R5”表示，下同)。在我们进行比较的23个国家中，有一些小国(比如新西兰和新加坡)，对这些国家，也许用R3能够更为有效地刻画其市场集中化的程度。但是对于美国这样的大国，用R10可能更好。为了兼顾各国的规模，我们选择介于二者之间的R5。

2.数据描述

表1对数据进行了详尽的描述。总的来说，尽管企业的规模大体相同，但是各国之间在CEO薪酬上却存在很大的差异。在总薪酬方面，美国遥遥领先于其他国家，其次是巴西、香港和新加坡，相比之下，英国、德国、日本和瑞典等国CEO的薪酬就要低得多。这一现象与其他文献的发现是一致的，比如，Conyon和Murphy发现，在控制了企业规模和产业等因素之后，美国企业CEO的现金薪酬和总薪酬分别比其英国同行高45％和190％。

在薪酬结构方面，各国之间的差异甚至更为悬殊。美国企业CEO的股票薪酬在总薪酬中的份额达到了28％，英国17％位列第二，而在德国、日本、瑞典等7个国家，CEO的股票薪酬所占的份额全都为0。在其他国家，比如澳大利亚、瑞士和意大利，股票薪酬所占的比例也很低。

在总薪酬的增长速度方面，1984―1996年这12年间，美国企业CEO的总薪酬增长了109％，英国企业也增长了92％，远远高于其他8个国家。增长速度最低的是瑞士和德国，分别只有29％和27％。这些数字如果转换为年增长率，则美国企业是6％，而德国企业只有2％。

在CEO和中层管理人员的薪酬差距上，美国最高，为16.3倍，其次是英国和加拿大，他们的差距也都超过了10倍。差距最小的是比利时和瑞典，都只有3.5倍。德国和荷兰也很低，都没超过5倍。而日本则以7.6倍的水平居于中间位置。

在银行业的市场结构方面，各国之间的差异也很大。市场最为集中的是瑞典，其最大的5家银行在贷款市场所占的份额(R5)达到了96％。其次是新西兰和瑞士，他们的R5指标也都超过了90％。德国、比利时等国的银行业也比较集中。银行业最为分散的是美国，其R5只达到25％，远远低于其他国家。

三、银行业市场结构对企业CEO薪酬的国际差异的解释

1.银行业市场结构对CEO薪酬水平的国际差异的解释

图1是以比表示的银行业市场结构和CEO薪酬水平的散点图，横轴表示银行业市场集中度，纵轴表示总薪酬。从图1来看，银行贷款的市场集中度与企业CEO薪酬水平之间存在着一定的负相关关系。回归结果是：

其中，括号中为标准误差(下同)。从式(1)看，银行业市场集中度对企业高管的薪酬水平有负向的影响，但是这种影响在统计上并不显著。

有大量的文献发现，公司的所有权结构和董事会结构对高管薪酬有着重要的影响。东亚国家在这两个方面都与其他国家有着较大的差异。Claessens等人发现，在韩国、新加坡、中国香港和马来西亚的企业中，存在着普遍的家族控制和家族管理。企业的最终控制权都比较集中，因此所有权与经营权的分离程度不是很大。这一现象可能有两个方面的影响：一是股东更容易监督高管，因此高管所得到的租金就比较少，这种情况下，高管的薪酬就比一般情况下的低；另一方面，在这种由家族控制的集中所有权下，也容易出现大股东侵犯小股东利益的现象，由于家族成员占据着企业的高管职位，这种侵犯可能通过提高高管的薪酬水平来实现，这种情况下，高管的薪酬就比一般情况下高。除此之外，在韩国、马来西亚和新加坡这三个国家，企业要受到政府强有力的控制，这对于高管的薪酬也会有很大的影响。Prowse发现，在另外一个东亚国家日本，大量的企业由财团控制，这些企业的CEO薪酬要比独立企业低得多。

考虑到以上因素的影响，我们将这5个东亚国家和地区排除掉。剩下18个国家的散点图见图1(b)，其回归结果如下：从回归结果来看，银行业的市场集中度对企业CEO的薪酬水平有着显著的负向影响。前五位银行所占的贷款份额每上升1个百分点，将导致各国CEO的总薪酬平均减少1，339％。如果某国CEO的平均薪酬与23国的平均水平持平(46.2万美元)，那么，其银行业市场集中度R5每上升1个百分点，该国CEO的平均薪酬将减少0.6万美元。另外，在控制了企业规模之后，仅R5这一个变量就可以解释这18个国家之间CEO薪酬水平差异的57.6％，这说明银行业市场集中度对企业CEO薪酬水平的影响是很大的。因此，假说1在这里得到了支持。

2.银行业市场结构对CEO薪酬结构的国际差异的解释

在图2中，纵轴是股票薪酬在CEO总薪酬中所占的比例。总体来说，银行业的市场集中度和薪酬结构之间存在一定的负相关关系。下面是回归结果：

从式(3)可以看出，银行业市场结构对CEO薪酬结构的影响在统计上并不显著。同前面一样，其原因可能是除了银行业的市场结构以外，还存在影响企业CEO薪酬结构的其他重要因素，由于我们没有控制这些因素，所以估计出来的结果就是有偏的。

同薪酬水平一样，薪酬结构也会受到企业的

所有权结构的影响。正如前面所说，在韩国、新加坡、香港和马来西亚的企业中，存在着普遍的家族控制，企业的最终控制权都比较集中。另外，在韩国、马来西亚和新加坡，政府对企业有强力的行政干预。而在另一个东亚国家日本，1997年5月以前，法律禁止企业对高管实行股票期权计划。

考虑到这些因素的影响，我们将5个东亚国家和地区排除。剩下18个国家的散点图见图2(b)，其回归结果为：

从回归结果来看，银行业的市场集中度对股票薪酬在CEO总薪酬中所占有的比例有着显著的负向影响。前五位银行所占的贷款份额每上升1个百分点，将导致股票薪酬在CEO总薪酬中所占有的比例平均减少0.295个百分点。同时，在控制了企业规模以后，R5解释了这18个国家之间CEO薪酬结构差异的50％，这说明银行业

4.CEO和中层管理人员的薪酬比与银行贷款市场集中度的关系

图4是12个OECD国家的CEO和生产主管(MO)的薪酬比与银行贷款市场集中度的散点图，回归的结果为：市场集中度对企业CEO薪酬结构的影响是很大的。因此，假说2在这里得到了支持。

3.CEO薪酬增长率与银行贷款市场集中度的关系

在图3中，纵轴是CEO总薪酬在1984―1996年间的增长幅度(12年间总的增长幅度，而不是年增长率)，两者之间存在明显的负相关关系。回归结果如下：

从式(6)我们可以看出，银行业的市场集中度对CEO薪酬增幅有着显著的影响。前五位银行在贷款总额中所占的份额每上升1个百分点，将导致CEO薪酬在1984―1996年的增幅平均降低1.124个百分点。另外，在控制了企业规模之后，仅仅银行业市场集中度这一个变量，就可以解释这10个国家之间CEO薪酬增幅差异的80％。这一结果与我们的预期一致，但是其拟合优度如此之高，则出乎我们的意料。

由式(7)可以看出，CEO与生产主管(MO)的薪酬比与银行贷款的市场集中度之间存在显著的负相关关系。银行业市场集中度Rs每上升1个百分点，将导致薪酬比平均减小13.264个百分点。仅银行业市场集中度这一个变量，就可以解释这12个国家之间CEO和中层管理人员薪酬比的差异的55％。这一结果与我们的预期一致。

这主要是由于在银行业的市场结构集中的国家，银行的信息传递能力强，企业CEO的薪酬对股价的敏感性低，在股市上涨时期所得到的贴水(premium)就少，所以CEO和中层管理人员的薪酬差距就小。

薪酬年度总结篇（3）

中图分类号：F240 文献标识码：A

Abstract： Based on the analysis of 160 new generation employees' pay satisfaction coming from logistics enterprises in Jiangsu province， this article shows that―pay satisfaction of the new generation employees' working at the logistics enterprises is embodied in four core dimensions： pay level satisfaction， benefit satisfaction， pay raises satisfaction and pay management satisfaction； the overall pay satisfaction degree and the four sub-dimension satisfaction of the new generation employees coming from logistics enterprises in Jiangsu province are“general”， and furthermore， the satisfaction degree of the pay level is the“shortest board”in the“short boards”， and the actual pay level of the employees is the key factor influencing pay satisfaction degree. Therefore， we should pay more attention to improve employees' actual pay level in order to optimize the pay level satisfaction and then ultimately enhance the overall pay satisfaction， and at the same time maintain and gradually enhance the other three sub-dimensional satisfactions.

Key words： the new generation employees working at the logistics enterprises； pay satisfaction； the current pay level； Jiangsu province

0 引 言

物流行业属于典型的人力资本密集型服务行业，吸引和留住优秀的员工往往是物流企业人力资源管理的关键，因此，许多物流企业均期望通过员工薪酬管理，不仅保持和提升员工工作积极性，亦能够通过提升员工薪酬满意度以吸引和保留高绩效员工，进而最终提高企业绩效。然而，由于我国物流企业专业化管理起步较晚，员工薪酬管理中依然存在诸多问题，比如，物流企业相对较低的平均薪酬水平难以吸引优秀人才、员工薪酬满意度普遍较低、员工离职率较高等。薪酬满意度是指员工对从企业获得的广义薪酬的积极或消极情感反应，具体体现在员工对企业提供的薪酬水平、福利、加薪情况和薪酬管理等诸方面的情感态度（Heneman and Schwab，1985）[1]；通常与企业绩效下降、员工缺勤、迟到、偷窃行为、离职（意向）等重要结果变量密切相关（Currall et al，2005）[2]。伴随着80后、90后员工越来越成为物流行业的主力军，非常有必要了解他们的薪酬满意度现状，为物流企业薪酬管理的优化和构建人才竞争优势奠定基础。

因此，本文即抽样调查了160位江苏省代表性城市中物流企业新生代员工，实证分析物流企业新生代员工薪酬满意度现状及其关键影响因素，并基于实证分析提出江苏省物流企业新生代员工薪酬满意度提升策略。期望本文研究结论能够为物流企业薪酬激励功能的发挥提供借鉴价值。

1 江苏省物流企业新生代员工薪酬满意度量表及样本情况

借鉴国外学者Judge（1993）[3]、Heneman（2000）[4]和国内学者于海波等（2009）[5]有关薪酬满意度的测量题项，分别从薪酬水平满意度、福利满意度、加薪满意度和薪酬管理满意度4个子维度，实现对江苏省物流企业新生代员工薪酬满意度的测量。14个具体测量题项总结如图1所示，采用里克特五点量表法评价――5分表示非常M意、4分表示满意、3分表示一般、2分表示不满意、1分表示非常不满意。

随机选择江苏省的南京、徐州、镇江、淮安、苏州等10个城市共计196位在物流企业工作的员工作为样本进行薪酬满意度调查。196份调研问卷中剔除无效问卷36份，有效问卷率为81.63%。所获得的160份有效问卷对应的物流企业员工基本情况如表1所示。

由表1中参与调研的160位物流企业员工基本情况可以看出，调研样本主体为35岁及以下的（84.37%）、本科学历（70.00%）且工作年限小于5年（81.87%）的未婚员工（71.88%），正是本文所聚焦的新生代物流企业从业者――在物流企业工作的80后和90后员工，且以90后员工为主。

基于160份有效问卷获得的薪酬满意度量表信度系数为0.949，表明该量表所测量的薪酬满意度具有良好的内部一致性。

2 江苏省物流企业新生代员工薪酬满意度现状分析

2.1 江苏省物流企业新生代员工薪酬满意度现状分析

（1）薪酬满意度验证性因子（CFA）分析

运用MPLUS7软件进行图1所示的薪酬满意度研究构建高阶因子CFA（张海燕，2017）[6]，检验结果显示薪酬满意度高阶模型拟合指数为：χ73=118.970p=0.000，CFI=0.958，TLI=0.947，RMSEA90%CI=0.0630.041，0.083，SRMR=0.050，并且，4个一阶因子负荷值均大于0.718（最低负荷值为0.718，最大负荷值为0.891），因此，表明薪酬满意度是一个包括薪酬水平满意度、福利满意度、加薪满意度和薪酬管理满意度4个核心成分（也即4个一阶因子）在内的具有良好内容效度的高阶潜变量，可用“薪酬满意度”这个高阶因子代替薪酬水平满意度、福利满意度、加薪满意度和薪酬管理满意度4个低阶因子。

（2）江苏省物流企业新生代员工薪酬满意度均值分析和变异系数分析

如表2所示，江苏省物流企业样本新生代员工薪酬满意度均值为3.063，介于“满意”与“不满意”间的“一般”状态，表明江苏省物流企业新生代员工薪酬总体满意度“一般”，依然距离“满意”还有差距。从薪酬满意度的4个子维度来看，子维度满意度水平参差不齐：薪酬管理满意度相对最高（3.207），薪酬水平满意度相对最低（2.910），福利和加薪满意度则与总体满意度水平相当（分别为3.078和4.054）。因此，薪酬满意度及4个子维度的均值水平综合表明，江苏省物流企业新生代员工总体薪酬满意度“一般”，并且，作为薪酬满意度最为重要且最“硬”子维度的薪酬水平满意度，却是4个维度中满意程度“最低”的。进一步地，基于薪酬满意度及其4个子维度的变异系数，薪酬水平满意度和福利满意度的变动幅度最大（分别为0.304和0.303），而加薪满意度和薪酬管理满意度的变动幅度相对较为集中。

针对4个子维度中的薪酬水平满意度，进一步调查了样本员工的实际年薪（工作年限不足一年的员工，运用工作月龄的平均月薪估算年薪），并将其与江苏省其他行业从业者的平均年薪进行比较，结果如表3所示。

表3中的数据显示，本文所调查的江苏省物流企业新生代员工的年平均薪酬水平为41 065元，仅高于细分行业中的农、林、牧、渔业城镇人员年平均薪酬水平（33 957元/年），却远远低于金融业（119 198元/年）、信息传输/软件和信息技术服务业（117 249元/年）、电力/热力/燃气及水生产和供应业（113 893元/年）、科学研究/技术服务业（91 213元/年）、公共管理/社会保障和社会组织（82 372元/年）等诸多行业城镇从业人员年平均薪酬水平；物流企业新生代员工相对较低的年平均薪酬水平，也在一定程度上间接表明为何构成薪酬满意度的4个子维度中“薪酬水平”满意度最低。

2.2 江苏省物流企业新生代员工实际薪酬水平对薪酬满意度的影响分析

为了进一步明确物流企业新生代员工实际薪酬水平对薪酬满意度的影响关系，在控制了性别、年龄、婚姻状况和学历等个体传记特征变量对物流行业新生代员工薪酬满意度的影响后，将其实际薪酬水平（已进行取对数处理后的数据）纳入对薪酬满意度的回归分析，结果如表4所示。

由表4中模型2可以看出，在控制了个体传记特征对薪酬满意度的影响后，员工实际薪酬水平显著正向影响其薪酬满意度（β=1.244，p

3 研究结论与对策建议

3.1 研究结论

基于实证分析结果，江苏省物流企业新生代员工薪酬满意度整体上呈现出4个特点：

第一，物流企业新生代员工的薪酬满意度具体体现为薪酬水平满意度、福利满意度、加薪满意度和薪酬管理满意度4个核心子维度；第二，江苏省物流企业代表性新生代员工的薪酬（总体）满意度和4个核心子维度满意度水平均为“一般”，均未达到“满意”；第三，江苏省物流企业代表性新生代员工的薪酬（总体）满意度和4个核心子维度满意度的变动幅度亦存在差异，薪酬水平满意度和福利满意度的变动幅度相对较大；第四，由于实际薪酬水平显著正向影响员工薪酬满意度，因此，江苏省物流企业新生代员工相对偏低的实际薪酬水平，显著削弱了其薪酬总体满意度。

3.2 江苏省物流企业新生代员工薪酬满意度提升策略

80后、90后新生代员工多成长于我国市场经济时代，并承担着城市生活中无比沉重的买房压力，此外，他们多是独生子女，又承担着多达4～8位老人的养老压力，因此，他们对薪酬水平的期望较高，而相对偏低的物流行业平均薪酬水平则致使实际薪酬水平与期望薪酬水平间的差距较大，最终不利于薪酬满意度的提升。上述实证分析中实际薪酬水平对薪酬满意度的显著正向影响亦证明了这一点。所以，基于上述总结的江苏省物流企业代表性新生代员工薪酬满意度所呈现的主要特点，江苏省物流企业新生代员工薪酬满意度提升策略应重点思考――如何在维持并逐步提升其他3个子维度满意度的同时，将主要资源和精力投放到提升物流企业新生代员工实际薪酬水平上，以快速有效地针对“短板”中的“最短板”――相对最低的薪酬水平满意度，进而最终提升薪酬（总体）满意度。具体来说，物流企业薪酬管理者应通过以下两方面努力来提升新生代员工薪酬满意度。

第一，由于新生代员工薪酬满意度体现在许多方面，尤其是薪酬水平、福利、加薪和薪酬管理4个核心方面，因此，务必确保员工薪酬设计中既涵盖工资、福利，亦要制定明确的加薪政策和薪酬管理政策。

第二，鉴于实际薪酬水平是物流企业新生代员工薪酬满意度的关键影响因素，物流企业薪酬管理者在确定企业员工薪酬水平时，务必首先进行劳动力市场薪酬水平调查以确保企业薪酬水平的外部公平。另外，企业内的薪酬水平确定也务必要与绩效挂钩并体现出员工投入的差异性，如此既可确保薪酬分配的内部公平，又能充分发挥薪酬分配的拣选功能（高绩效员工留下、低绩效员工离开）。

总之，物流企业薪酬管理者应努力通过科学合理的薪酬管理，将新生代员工在工作中的投入和付出与企业提供的薪酬“薪心相印”（张正堂、刘宁，2016）[7]，如此，才能提升员工薪酬满意度，才能更好地管理并激发新生代员工的工作潜能，最终得以构建物流企业的人才竞争优势。

参考文献：

[1] Heneman H G， Schwab D P. Pay Satisfaction： Its Multidimensional Nature and Measurement[J]. International Journal of Psychology， 1985（20）：129-141.

[2] Currall S C， Towler A J， Judge T A， et al. Pay Satisfaction and Organizational Outcomes[J]. Personnel Psychology， 2005，58（3）：613-640.

[3] Judge， T A. Validity of the dimensions of the pay satisfaction questionnaire： evidence of differential prediction[J]. Personnel Psychology， 1993，46（2）：331-335.

[4] Heneman， H.G. Compensation Attitudes： A Review and Recommendations for Future Research[M]. San Francisco： Jossey Bass， 2000：61-103.

薪酬年度总结篇（4）

一、引言

从计划经济下的工资体系发展至今，中国企业的高管激励制度在市场化导向的改革实践和全球化公司治理浪潮中经历了近三十年的变迁。中国的高管激励深受制度、法律及公司治理环境的影响，上市公司的高管薪酬研究一直是我国学术界关注的焦点。证券期货业属于典型的人才密集型行业，强势的薪酬给付往往成为各职业经理人、从业人员欲罢不能的条件。

二、证券期货业上市公司高管薪酬的现状分析

根据对各大证券期货业上市公司近三年的年报薪酬披露数据的统计分析，我们认为高管薪酬主要存在以下一些现象：

(一)部分董事不直接从公司领取报酬

从各公司披露的高管报酬数据来看，均存在部分董事“零报酬”的现象。探其原因，此类董事都在股东单位或其他关联单位领取报酬、津贴，这反映出了我国上市公司高管挂职的现象。某种程度上，我国上市公司改制的不彻底性也导致了此现象的产生，大多数证券业上市公司都为国有控股公司，高管人员身兼数职，严重影响了其独立性，可能会带来深层次的治理问题。

(二)公司内部各年度高管薪酬制度基本相同

几乎所有的公司不同年度都保持了一定的薪酬结构，薪酬总额稳定增长，只有个别公司在2008年出现了薪酬总额降低的现象，我们认为是全球金融危机所致。值得一提的是，西南证券2008年与2009年的高管薪酬分配差异非常大。2008年西南证券的高管最高薪酬为7.50万元，而2009年陡增到198.03万元，在西南证券2008、2009年的年度报告中，我们并未发现对薪酬陡增的详细披露。

(三)各公司内部高管薪酬均呈差额分布

各个公司高管薪酬呈差额分布，同一年度同一公司的高管最高薪酬和最低薪酬往往相差巨大。以2009年某证券高管报酬为例：总经理获得最高薪酬，为141.15万元；公司的监事薪酬最低，为0.25万元；副总经理获得报酬118.32万元，仅次于总经理；其他副经理以及监事所得报酬在40—85万元之间；独立董事均获报酬10万元。总体来看，在上市公司内享有实际经营权更多的高管所获薪酬更高；一般来讲，排前三的高管薪酬差异较小，基本代表了公司最高领导人薪酬水平。

(四)行业内高管薪酬差异性较大

以2009年的数据为例，从表1来看，行业内高管最高薪酬为587.37万元，而行业最低薪酬为0.25万元，差距非常大。行业内各公司的高管薪酬均值也存在较大差异，招商证券的薪酬平均值为170.89万元，比业内平均水平82.26万元高出接近90万。公司支付的薪酬总额同样差异很大，长江证券的高管薪酬总额甚至不及行业平均水平的50％，而招商证券高管薪酬总额却高出行业平均水平一倍之多。

(五)独立董事薪酬在行业内水平相当且比较稳定

从年报披露情况看，证券行业90％的独立董事都在公司领取报酬，不同公司给独立董事的报酬差异不大，都接近行业平均水平。同一公司不同年度付给独立董事的报酬也基本是稳定的，只有小幅的波动。这些现象表明，独立董事的报酬可能受公司业绩或规模等因素的影响较小。

三、研究假设与设计

(一)研究假设

1、高级管理人员报酬和公司业绩正相关

将报酬合约中经理的报酬在尽可能大的程度上与企业的业绩联系起来，可以使经理有足够的动力来提高企业的盈利水平，从而增加股东的收益。

2、高级管理人员报酬与企业规模正相关

罗森(rosen，1982)的理论暗示了高级经理的报酬和企业规模之间存在相关性，企业规模越大，高级经理控制的资源也就越多，涉及的经营管理问题也就越复杂，因而对经理的能力要求也就越高，其产生的连锁效应也就越大。

(二)样本选取

选定csmar中国上市公司财务报表数据库中金融、保险大类下证券、期货业分类中上市公司作为研究对象。在样本的选择中，剔除了st板块企业。此外，2010年2月延边公路建设股份有限公司通过换股吸收合并置入原广发证券100％股权所对应的净资产。广发证券未有2009年年报，只披露了延边公路建设股份有限公司2009年年报，故未将广发证券纳入实证分析数据处理。除去上述剔除掉的样本和少量数据不全的样本，最终选择作为本项研究对象的样本共11家证券、期货上市公司。

(三)数据来源及变量选取

本研究所有数据均来自上市公司2009年年报。我们选取披露排名前三之和作为衡量高管薪酬的变量。同时，取净资产报酬率(roe)作为衡量公司经营绩效的因变量，取总资产的自然对数作为公司规模衡量指标的因变量。高管的年薪、净资产收益率(roe)和总资产(assets)的相关数据均在报告中披露，总资产的自然对数(inassets)经计算得到。

(四)模型的构建

高管年薪排名前三之和作为高管报酬变量(y)。用净资产报酬率(roe)作为公司绩效变量，用总资产的自然对数(inassets)作为公司规模变量。建立多元回归模型如下：

y＝β1＋β2×roe＋β3×inassets＋μ

四、回归分析及结论

(一)多元回归分析

根据上述模型利用eviews做回归分析，结果如表2所示：

得出模型函数为：y＝-2550.592+2070.277roe+175.608inassets

首先对该分析结果进行统计检验。

(1)拟合优度。可决系数r2=0.588451，修正可决系数r2=0.485563，模型对样本数据的拟合程度一般，需要进一步看其他统计检验。

(2)f检验。在给定α＝0.05的情况下，计算f0.05(2,8)=4.46，模型中f统计量为5.719371，大于临界值4.46，由此判断回归方程显著，列入模型的各个解释变量联合起来对被解释变量的影响显著，即净资产收益率和总资产对数两个变量联合联合起来确实对高管薪酬有显著影响。

(3)t检验。在给定α=0.05的情况下，计算tα／2(n-k)=t0.05／2(11-3)=2.306，而模型中roe的t值t=2.551276，略大于2.306，即净资产收益率对高管薪酬有显著影响；inassets的t值t=3.12664，也大于2.306，显著。因此，净资产收益率(roe)和总资产对数(inassets)这两个解释变量对被解释变量高管薪酬(y)的影响均显著。

综上统计检验分析，解释变量净资产收益率(roe)和总资产对数(inassets)对被解释变量高管薪酬(y)有显著影响，两个解释变量分别对高管薪酬也有显著影响。解释变量的回归系数均为正号，与定性分析假设中观点相符合，即净资产收益率与高管薪酬正相关，总资产规模与高管薪酬正相关。

(二)一元回归分析

由于净资产收益率与总资产规模可能存在相互影响或者线性关系，我们分别做y对roe、inassets的一元回归，进一步检验净资产收益率(roe)和总资产规模对高管薪酬(y)的是否相关或影响是否显著。

将净资产收益率(roe)作为解释变量，高管薪酬(y)作为被解释变量，建立一元回归模型如下：

y＝β1+β2×roe+υ

用roe对薪酬做回归分析，得出可决系数r2=0.085544，说明模型整体对样本数据拟合不好，即净资产报酬率(roe)并未很好地对高管薪酬的绝大部分差异做出解释。回归系数为正，符合研究假设中公司绩效与高管薪酬正相关的假设。进一步对回归系数作t检验，在给定α=0.05的情况下，计算，tα／2／2(nk)=t0.05／2(11-3)=2.306，roe的t统计量为0.917559，远小于临界值2.306，这表明，净资产收益率对高管薪酬没有显著影响。

将总资产对数(inassets)作为解释变量，高管薪酬(y)作为被解释变量，建立一元回归模型如下：

y=β1+β2×inassets+υ

用总资产对数(inassets)对薪酬做回归分析，得出可决系数r2=0.253604，说明模型整体对样本数据拟合程度并不理想，即总资产对数(inassets)并未很好地对高管薪酬的绝大部分差异做出解释。对回归系数作t检验，在给定α=0.05的情况下，计算，tα／2(n-k)=t0.05／2(11=3)=2.306，roe的t统计量1.748695，小于2.306，这表明总资产对高管薪酬没有显著影响。

(三)研究结论

证券期货业高管人员薪酬与公司业绩正相关，但相关性不显著，没有很好的支持本文的假设，这一结果与以前许多文献研究结果相似。笔者认为原因在于：在一定的基本薪酬下，业绩奖金越高，现金薪酬的总额也越高，但是从年报中，我们只能得到高管年度薪酬总额，无法得知其结构，回归分析中所取的薪酬数据可能存在没有反应绩效薪酬的情况，故而得出的结果为高管薪酬与业绩不显著相关。

证券期货业高管人员薪酬与公司规模正相关，相关性仍然不显著，这一结论与很多前人的研究不同。出现这样的结果，可能的原因是本文所取的研究样本较小，样本之间差异性较大，造成研究结果不显著，有所欠缺。

证券期货业高管人员薪酬受多个因素的影响。以上多元回归的结果显示证券期货业高管薪酬与业绩和公司规模都呈显著的正相关，表明业绩和公司规模同时作用对高管薪酬产生了较大的影响。

五、结语

证券期货业高管薪酬的定价是股东和管理层之间权力博弈的结果，从理论上讲，公司业绩是为薪酬定价的重要部分，但是在本研究中，公司业绩对高管薪酬的影响没有得到认同。我们在文中仅选取了业绩和规模作为影响证券期货业高管薪酬的两个因素来研究，但是诸如股东持股比例、董事会规模、独立董事比例等因素对高管薪酬也有很大程度的影响，期望后续研究者在此领域继续探索。

薪酬年度总结篇（5）

公司高层管理者薪酬问题长期以来备受关注，高管薪酬的决定因素像一个谜吸引着学术界的目光，大量的理论研究和实证研究都在试图解开这个谜团。委托理论被较早用于高管薪酬与公司绩效关系的研究，该理论认为，将公司业绩和高管薪酬水平挂钩可以最大程度地降低成本，公司业绩是决定高管薪酬水平的基本因素。基于该理论的实证研究，国外始于20世纪20年代，结论并不一致；国内则起步较晚。早期研究者认为高管薪酬与公司业绩并不存在显著的正相关关系，而更多学者在随后的研究中证实二者从统计学意义上显著正相关，但公司业绩对高管薪酬的解释程度却很有限。于是，越来越多的学者开始从其他角度考察高管薪酬的决定因素。人力资本理论成为很多学者解释高管薪酬的依据，实证研究中高管的个人特征变量如年龄、教育背景等被纳入分析过程。从公司内部因素来考察，高军等认为股东属性对CEO薪酬水平有显著影响，第一大股东持股比例、董事会结构及两职分设对CEO薪酬的影响还不具有统计显著性。大部分学者认同公司规模和高管薪酬之间的强关联性，刘善敏等人则认为经营者年薪与资产规模有显著的弱相关关系。从公司外部因素来考察，很多学者认为，行业特性显著影响经营者报酬，而陈志广认为行业对高管薪酬的影响仅表现在一些特定的行业；有相当数量公司的高管薪酬水平受地区因素的影响。研究还在继续，影响高管薪酬因素的多元性和复杂性决定了该问题研究过程的曲折性。已有的研究从不同的角度、选取不同口径的变量、不同数量的样本，探讨了高管薪酬的决定因素，并给出了不一的解释，这些研究加深了对高管薪酬现象的理解，推动了高管薪酬理论的发展，但多因素的综合研究较少。本文在前人研究的基础上，从多个角度综合考虑影响高管薪酬的各种因素，采用最优尺度回归模型对影响变量进行预分析，从整体上考察各变量对高管薪酬的相对重要性，在并此基础上，采用多变量线性回归模型进行更深入的分析，以期对高管薪酬的决定因素及其解释程度有更全面和更清晰的认识。

一、实证设计

（一）样本及数据来源

本研究以2009年我国沪深两市上市公司为研究对象，为避免极端数据对分析结果的影响，剔除了以下几种类型的公司：金融保险类公司；被ST的公司；当年净资产收益率为负值的公司；变量数据不全的公司；总经理年薪显示为零或未披露的公司，共获得2009年1 139个上市公司的样本数据。上市公司数据来源于金融界、东方财富网、新浪财经等财经网站以及巨潮资讯网的上市公司年报。采用软件SPSS16.0进行数据分析。

（二）变量界定

高管及高管薪酬的界定。高管口径的确定在不同的研究者之间差异较大，本文为了观察高管个人特征对薪酬的影响，并考虑到总经理个人人力资本特征对公司发展的影响以及合理的薪酬安排对总经理积极性和能力发挥的关键性作用，只考虑总经理一人。由于目前我国上市公司薪酬结构的主要组成部分是年度薪酬，所以，高管薪酬以上市公司公布的总经理年薪（万元）表示。

影响变量的界定。影响变量的选择综合考虑了公司业绩、长期激励、高管个人背景、公司内部治理、公司特征及行业、地区等因素，各变量的说明见表1。

（三）研究假设

本研究建立如下假设。假设1：高管薪酬与公司业绩正相关；假设2：高管薪酬与高管持股比例负相关；假设3：高管薪酬与公司规模正相关；假设4：高管薪酬与高管学历正相关；假设5：高管薪酬与高管年龄正相关；假设6：高管薪酬与董事长和总经理两职是否兼任有关；假设7：高管薪酬与公司所属行业有关；假设8：高管薪酬与公司所在地区的经济发展水平有关。

二、实证分析

（一）最优尺度回归分析

由于各影响变量的计量尺度不同，为了能够从整体上说明不同类型的变量对高管薪酬影响的强弱程度，引入最优尺度回归模型。该模型是在将原始变量转化为量化评分的基础上进行模型的拟合，其结果可以使我们对各影响变量与高管薪酬的相关性以及对高管薪酬影响的重要性有所认识。

最优尺度回归的结果表明，只有两职兼任与高管薪酬的关系未通过检验，对高管薪酬的影响不显著。从表2的结果来看，第一，高管薪酬与各变量之间的偏相关系数普遍较低，都在0.3以下，与公司所在地区的偏相关系数最高，与两职兼任的偏相关系数最低。第二，根据各影响变量对高管薪酬重要程度百分比可以看出，处于前三位的是每股收益、净资产收益率和公司所在地区（分别是26.7%、22.8%和22.7%），之后依次是公司规模、高管学历、行业因素、高管年龄、高管持股比例，两职兼任对高管薪酬的重要程度最低，只有1%。第三，各变量的容忍度指标都较高，说明各影响变量之间不存在共线性的问题。

通过最优尺度回归，得以将数值型变量和非数值型变量放在一起衡量，实现了不同类型的变量对高管薪酬重要性的排序。需要说明的是，该排序只限于本文的样本和所选用的变量。实际上，改变变量的构成或删除、增加样本都有可能改变变量重要性排序。比如，金融保险类公司高管薪酬水平远远高于其他行业，在面向所有上市公司分析时，为避免该行业的较大值对整体分析结果的影响，将其删除了，重要性排序是排除该行业后的结果。

（二）多元线性回归分析

1.回归变量的确定及模型构建

对于多分类变量，在建立多元线性回归模型前需要进行哑变量设置，这里行业设置了11个哑变量，以农林牧渔业为对照；地区设置了7个哑变量，以西北地区为对照。同时，为保证数据的正态性，对总经理年薪、每股收益、净资产收益率、高管持股比例和公司总资产进行了对数变换，分别表示为LnPAY、lnEPS、lnROE、lnMSR、lnTA。

皮尔逊相关系数表明（表3），LnPAY与lnEPS、lnROE、lnTA、学历和年龄是正相关关系，且在0.01的显著性水平上通过了检验；LnPAY与lnMSR相关程度很低且未通过显著性检验；LnPAY与两职是否兼任相关性极低且未通过显著性检验。

鉴于以上的分析结果，建模时，第一，删除变量“lnMSR”，但对lnMSR的描述性分析又发现，以高管持股比例1%为分界线存在并列的两个正态分布，于是，将全部样本分为两组，持股比例低于1%的公司和高于1%的公司，分组计算皮尔逊相关系数。结果显示，低于1%组的LnPAY与lnMSR之间是显著的正相关关系（相关系数是0.131），高于1%组的LnPAY与lnMSR之间则是显著的负相关关系（相关系数是-0.197），LnPAY与lnMSR的关系呈现出分段特征。第二，删除变量“两职兼任”。第三，删除变量“lnROE”。因为绩效指标lnEPS和lnROE之间相关程度太高，相关系数高达0.881，影响变量之间这种较高的相关关系将对分析结果产生较大影响，因此，建模时只保留与高管年薪相关程度更高的lnEPS。

所建模型的基本形式为：

式中，IND是行业哑变量，REG是地区哑变量。

2.结果分析

R Square=0.260，Adjusted R Square=0.245，Durbin-Watso=2.074，F=17.796（Sig.=0.000），表明，整个回归模型是有意义的，模型拟合情况良好，变量之间不存在多重共线性，所有变量对高管薪酬的联合解释程度为24.5%。

从表4来看，每股收益（lnEPS）、总资产（lnTA）、高管学历及年龄对高管年薪都有显著的正影响。从Beta值来看，总资产为0.273，每股收益为0.243，说明公司规模对高管薪酬的决定作用在一定程度上要大于公司绩效。实际上，规模大的公司要求管理者具有更高的素质和更强的能力，管理者也将承担更大的风险，因而薪酬设计也应与此相匹配。学历和年龄的Beta值分别是0.101和0.109，说明二者对高管薪酬的影响虽然从统计学上是显著的，但影响程度并不高。另外，描述性分析发现，高管的学历普遍较高，总经理中本科以上学历占了85%，硕士研究生以上学历占了51%；而高管的年龄趋于年轻化，总经理中40至50岁之间的占到59%，50至60岁之间占了30%，所以，学历及年龄的差别对薪酬的影响是有限的。

再看行业和地区的影响。行业因素总体上对高管薪酬影响显著，分行业看，农林牧渔类公司的高管薪酬在所有行业中是最低的。以农林牧渔业（行业1）为参照，在排除金融保险业后，只有批发零售（行业8）、房地产业（行业10）和传播文化（行业12）业的高管薪酬受行业因素的影响显著，其他行业高管薪酬的行业性影响并不明显，行业之间的差异尚需进一步的检验。地区因素对高管薪酬的影响总体上也是显著的。以西北地区（地区8）为参照，只有南部沿海地区（地区1）和东部沿海地区（地区2）的高管薪酬受地区因素影响显著，其余几个地区薪酬的地区性作用不明显。

三、结论与不足

通过上述分析可以得出以下几点结论：第一，各影响变量对高管薪酬的重要程度不同，按重要性高低依次是：每股收益、净资产收益率、公司所在地区、公司规模、高管学历、行业因素、高管年龄、高管持股比例和两职兼任；第二，高管薪酬与公司业绩、公司规模、高管学历及年龄显著正相关，假设1、假设3、假设4和假设5得到验证；第三，高管薪酬与高管持股比例的关系具有区间特征，高管持股比例低于1%时，二者显著正相关，高于1%时，二者显著负相关，假设2在一定条件下得到验证；第四，高管薪酬与两职是否兼任的关系不显著，否定了假设6；第五，行业对高管薪酬的显著影响主要体现在房地产业、批发零售业和传播文化业，假设7得到验证；第六，高管薪酬与公司所在地区有很大关系，经济较发达地区高管薪酬的地区性因素影响较为突出，假设8得到验证。

尽管从多个角度、采用多重变量进行了较为全面的分析，但在分析过程中也发现，不止一个变量对高管薪酬的影响存在结构性特征，本文对此未进行深入分析，而这种结构性分析也许会使人们就各变量对薪酬的现实影响有更好的认识。另外，截面分析结论只能说明特定条件下各相关变量对高管薪酬的影响，从长期来看，各影响变量与高管薪酬之间是否存在一种稳定的互动关系还有待于进一步的研究。

【参考文献】

［1］ 魏刚.高级管理层激励与上市公司经营绩效［J］.经济研究，2000（3）：32-39.

［2］ 李增泉.激励机制与企业绩效：一项基于上市公司的实证研究［J］.会计研究，2000（1）：24-30.

［3］ 杜胜利，翟艳玲.总经理年度报酬决定因素的实证分析［J］.管理世界，2005（8）：14-20.

［4］ 杜兴强，王丽华.高层管理当局薪酬与上市公司业绩的相关性实证研究［J］.会计研究，2007（1）：58-65.

薪酬年度总结篇（6）

一、引言

从计划经济下的工资体系发展至今，中国企业的高管激励制度在市场化导向的改革实践和全球化公司治理浪潮中经历了近三十年的变迁。中国的高管激励深受制度、法律及公司治理环境的影响，上市公司的高管薪酬研究一直是我国学术界关注的焦点。证券期货业属于典型的人才密集型行业，强势的薪酬给付往往成为各职业经理人、从业人员欲罢不能的条件。

二、证券期货业上市公司高管薪酬的现状分析

根据对各大证券期货业上市公司近三年的年报薪酬披露数据的统计分析，我们认为高管薪酬主要存在以下一些现象：

(一)部分董事不直接从公司领取报酬

从各公司披露的高管报酬数据来看，均存在部分董事“零报酬”的现象。探其原因，此类董事都在股东单位或其他关联单位领取报酬、津贴，这反映出了我国上市公司高管挂职的现象。某种程度上，我国上市公司改制的不彻底性也导致了此现象的产生，大多数证券业上市公司都为国有控股公司，高管人员身兼数职，严重影响了其独立性，可能会带来深层次的治理问题。

(二)公司内部各年度高管薪酬制度基本相同

几乎所有的公司不同年度都保持了一定的薪酬结构，薪酬总额稳定增长，只有个别公司在2008年出现了薪酬总额降低的现象，我们认为是全球金融危机所致。值得一提的是，西南证券2008年与2009年的高管薪酬分配差异非常大。2008年西南证券的高管最高薪酬为7.50万元，而2009年陡增到198.03万元，在西南证券2008、2009年的年度报告中，我们并未发现对薪酬陡增的详细披露。

(三)各公司内部高管薪酬均呈差额分布

各个公司高管薪酬呈差额分布，同一年度同一公司的高管最高薪酬和最低薪酬往往相差巨大。以2009年某证券高管报酬为例：总经理获得最高薪酬，为141.15万元；公司的监事薪酬最低，为0.25万元；副总经理获得报酬118.32万元，仅次于总经理；其他副经理以及监事所得报酬在40―85万元之间；独立董事均获报酬10万元。总体来看，在上市公司内享有实际经营权更多的高管所获薪酬更高；一般来讲，排前三的高管薪酬差异较小，基本代表了公司最高领导人薪酬水平。

(四)行业内高管薪酬差异性较大

以2009年的数据为例，从表1来看，行业内高管最高薪酬为587.37万元，而行业最低薪酬为0.25万元，差距非常大。行业内各公司的高管薪酬均值也存在较大差异，招商证券的薪酬平均值为170.89万元，比业内平均水平82.26万元高出接近90万。公司支付的薪酬总额同样差异很大，长江证券的高管薪酬总额甚至不及行业平均水平的50％，而招商证券高管薪酬总额却高出行业平均水平一倍之多。

(五)独立董事薪酬在行业内水平相当且比较稳定

从年报披露情况看，证券行业90％的独立董事都在公司领取报酬，不同公司给独立董事的报酬差异不大，都接近行业平均水平。同一公司不同年度付给独立董事的报酬也基本是稳定的，只有小幅的波动。这些现象表明，独立董事的报酬可能受公司业绩或规模等因素的影响较小。

三、研究假设与设计

(一)研究假设

1、高级管理人员报酬和公司业绩正相关

将报酬合约中经理的报酬在尽可能大的程度上与企业的业绩联系起来，可以使经理有足够的动力来提高企业的盈利水平，从而增加股东的收益。

2、高级管理人员报酬与企业规模正相关

罗森(Rosen，1982)的理论暗示了高级经理的报酬和企业规模之间存在相关性，企业规模越大，高级经理控制的资源也就越多，涉及的经营管理问题也就越复杂，因而对经理的能力要求也就越高，其产生的连锁效应也就越大。

(二)样本选取

选定CSMAR中国上市公司财务报表数据库中金融、保险大类下证券、期货业分类中上市公司作为研究对象。在样本的选择中，剔除了ST板块企业。此外，2010年2月延边公路建设股份有限公司通过换股吸收合并置入原广发证券100％股权所对应的净资产。广发证券未有2009年年报，只披露了延边公路建设股份有限公司2009年年报，故未将广发证券纳入实证分析数据处理。除去上述剔除掉的样本和少量数据不全的样本，最终选择作为本项研究对象的样本共11家证券、期货上市公司。

(三)数据来源及变量选取

本研究所有数据均来自上市公司2009年年报。我们选取披露排名前三之和作为衡量高管薪酬的变量。同时，取净资产报酬率(ROE)作为衡量公司经营绩效的因变量，取总资产的自然对数作为公司规模衡量指标的因变量。高管的年薪、净资产收益率(ROE)和总资产(ASSETS)的相关数据均在报告中披露，总资产的自然对数(INASSETS)经计算得到。

(四)模型的构建

高管年薪排名前三之和作为高管报酬变量(Y)。用净资产报酬率(ROE)作为公司绩效变量，用总资产的自然对数(INASSETS)作为公司规模变量。建立多元回归模型如下：

Y＝β1＋β2×ROE＋β3×INASSETS＋μ

四、回归分析及结论

(一)多元回归分析

根据上述模型利用EVIEWS做回归分析，结果如表2所示：

得出模型函数为：Y＝-2550.592+2070.277ROE+175.608INASSETS

首先对该分析结果进行统计检验。

(1)拟合优度。可决系数R2=0.588451，修正可决系数R2=0.485563，模型对样本数据的拟合程度一般，需要进一步看其他统计检验。

(2)F检验。在给定α＝0.05的情况下，计算F0.05(2,8)=4.46，模型中F统计量为5.719371，大于临界值4.46，由此判断回归方程显著，列入模型的各个解释变量联合起来对被解释变量的影响显著，即净资产收益率和总资产对数两个变量联合联合起来确实对高管薪酬有显著影响。

(3)t检验。在给定α=0.05的情况下，计算tα／2(n-k)=t0.05／2(11-3)=2.306，而模型中ROE的t值t=2.551276，略大于2.306，即净资产收益率对高管薪酬有显著影响；INASSETS的t值t=3.12664，也大于2.306，显著。因此，净资产收益率(ROE)和总资产对数(INASSETS)这两个解释变量对被解释变量高管薪酬(Y)的影响均显著。

综上统计检验分析，解释变量净资产收益率(ROE)和总资

产对数(INASSETS)对被解释变量高管薪酬(Y)有显著影响，两个解释变量分别对高管薪酬也有显著影响。解释变量的回归系数均为正号，与定性分析假设中观点相符合，即净资产收益率与高管薪酬正相关，总资产规模与高管薪酬正相关。

(二)一元回归分析

由于净资产收益率与总资产规模可能存在相互影响或者线性关系，我们分别做Y对ROE、INASSETS的一元回归，进一步检验净资产收益率(ROE)和总资产规模对高管薪酬(Y)的是否相关或影响是否显著。

将净资产收益率(ROE)作为解释变量，高管薪酬(Y)作为被解释变量，建立一元回归模型如下：

Y＝β1+β2×ROE+υ

用ROE对薪酬做回归分析，得出可决系数R2=0.085544，说明模型整体对样本数据拟合不好，即净资产报酬率(ROE)并未很好地对高管薪酬的绝大部分差异做出解释。回归系数为正，符合研究假设中公司绩效与高管薪酬正相关的假设。进一步对回归系数作t检验，在给定α=0.05的情况下，计算，tα／2／2(nk)=t0.05／2(11-3)=2.306，ROE的t统计量为0.917559，远小于临界值2.306，这表明，净资产收益率对高管薪酬没有显著影响。

将总资产对数(INASSETS)作为解释变量，高管薪酬(Y)作为被解释变量，建立一元回归模型如下：

Y=β1+β2×INASSETS+υ

用总资产对数(INASSETS)对薪酬做回归分析，得出可决系数R2=0.253604，说明模型整体对样本数据拟合程度并不理想，即总资产对数(INASSETS)并未很好地对高管薪酬的绝大部分差异做出解释。对回归系数作t检验，在给定α=0.05的情况下，计算，tα／2(n-k)=t0.05／2(11=3)=2.306，ROE的t统计量1.748695，小于2.306，这表明总资产对高管薪酬没有显著影响。

(三)研究结论

证券期货业高管人员薪酬与公司业绩正相关，但相关性不显著，没有很好的支持本文的假设，这一结果与以前许多文献研究结果相似。笔者认为原因在于：在一定的基本薪酬下，业绩奖金越高，现金薪酬的总额也越高，但是从年报中，我们只能得到高管年度薪酬总额，无法得知其结构，回归分析中所取的薪酬数据可能存在没有反应绩效薪酬的情况，故而得出的结果为高管薪酬与业绩不显著相关。

证券期货业高管人员薪酬与公司规模正相关，相关性仍然不显著，这一结论与很多前人的研究不同。出现这样的结果，可能的原因是本文所取的研究样本较小，样本之间差异性较大，造成研究结果不显著，有所欠缺。

证券期货业高管人员薪酬受多个因素的影响。以上多元回归的结果显示证券期货业高管薪酬与业绩和公司规模都呈显著的正相关，表明业绩和公司规模同时作用对高管薪酬产生了较大的影响。

五、结语

证券期货业高管薪酬的定价是股东和管理层之间权力博弈的结果，从理论上讲，公司业绩是为薪酬定价的重要部分，但是在本研究中，公司业绩对高管薪酬的影响没有得到认同。我们在文中仅选取了业绩和规模作为影响证券期货业高管薪酬的两个因素来研究，但是诸如股东持股比例、董事会规模、独立董事比例等因素对高管薪酬也有很大程度的影响，期望后续研究者在此领域继续探索。

参考文献

薪酬年度总结篇（7）

一、引言

集团对所属子分公司的薪酬总额管控，似乎一直跳不出子分公司与集团总部之间不断博弈的圈圈，每一位子分公司的高管人员都更愿意为其所在的公司争取最大的薪酬总额，而不愿完全贯彻集团所下达的减员增效和降低人工成本的政策。

然而，如何将所属子分公司的薪酬总额控制在合理的范围内，其意义不仅仅在于控制所属单位的人力成本，更重要的是激励其实现人员结构优化，提升人工效能。

二、薪酬总额核算方法

本文对现有薪酬总额核算方法进行优化，设计年度薪酬总额的计算公式为：

年度薪酬总额=（薪酬总额基数+当年计提效益薪酬）×A+利润分享金，其中A为薪酬总额综合调节系数。

此种方法既保证了薪酬的相对稳定性和保障职能，同时又与实际效益挂钩，强化了激励的效果和导向性。此外，它还具有公开并容易理解，能够有依据的反映出各子分公司之间的相对贡献和差异，提升竞争力和内部公平感等优点。

三、薪酬总额管控模型设计

下面以某网络集团Y公司对其所属子公司的薪酬总额管控为例，进行该模型各部分设计的实例说明。

（一）薪酬总额预算基数的确定

主要以上年实际发放的薪酬总额为基础，综合考虑子分公司的企业生命周期特点；同时考虑上一年度不可抗力因素。由于薪酬刚性，如果没有特殊情况，每年的薪酬总额预算水平一般应该不低于以往年度的薪酬总额。

（二）效益薪酬指标体系的建立

确定效益薪酬挂钩指标体系，即子分公司的考核体系，是整个模型设计的关键，包括以下问题：

1、挂钩指标的确定

效益薪酬的挂钩指标必须基于集团战略而制定，本文选择以下几类指标：

（1）经济效益类指标，如收入、利润指标等，用于评价和考核企业盈利能力，也可间接反映子分公司员工绩效高度的综合性指标，将作为主要的挂钩指标。

（2）人力资源管理效益类指标，揭示各公司劳动效率、人员结构等方面的效益指标，如人均贡献率，以引导所属公司提高劳动效率和人工成本投入产出水平，优化内部人员结构和薪酬分配关系。

（3）调整性指标，综合考虑所属子分公司的行业、业务类型、企业周期、所在地域CPI及人均收入水平等，确保适时调整管控目标，发挥薪酬保障职能。

2、效益综合指数的计算方法

其中，Ci=指标完成率/最大完成率×100=（完成值/目标值）/最大完成率×100；Pi=人均贡献率/最大人均贡献率×100=（完成值/员工人数）/最大人均贡献率×100；Gi=自身增长量/最大增长量×100=（下年目标值-当年完成值）/最大增长量×100。

综合效益指数的计算主要考虑各挂钩指标的完成率、人均贡献率及自身增长量，以相对系数代入计算公式。相对系数不仅考虑各单位自身的效益完成情况，也通过内部相互比较进一步强化激励效果。

下面以Y集团所辖8家子分公司为例，选取主营业务收入和利润总额两个指标分别计算其效益指数，具体如表1、表2。

3、子分公司分类测算

根据效益综合指数计算公式，以收入和利润指标各占50%的挂钩比例计算得出Y集团8家子分公司的效益综合指数，并进行分类，具体如下表3。

这种分类方法综合了各单位的效益水平、人均投入产出效率以及内部效率的相对比较，可有效避免在各个子分公司之间由于资产规模等外在原因造成的不公平。采用定量方法进行测算，减少了子分公司与集团进行讨价还价的余地，既保证了激励的强度和公平性，又促进其在集团内部力争上游。

（三）当年计提效益薪酬总额核算

当年计提效益薪酬总额依据Y集团考核各单位年度效益指标的结果核定、提取。

1、各单位年度效益指标考核结果归级对照

注：X为各单位年度考核成绩。S1为各等级区间最小值，S为各等级区间最大值。

2、当年计提效益薪酬总额的核算

（1）当考核结果为D级时，当年计提为0，并按照“薪酬总额预算基数×80%”重新核定薪酬总额基数；

（2）当考核结果为C级时，当年计提为0，并按照“薪酬总额预算基数×X/100×100%”重新核定薪酬总额基数；

（3）当考核结果为B级时，当年计提按“薪酬总额预算基数×[0.25×（X-S1）/（S-S1）]”确定，在0到0.25倍薪酬总额基数之间；

（4）当考核结果为A级时，当年计提效益薪酬总额按“薪酬总额基数×[0.25+（X-S1）/（S-S1）×0.1]”确定，在0.25到0.35倍薪酬总额基数之间。

（四）利润分享金

子公司年度效益考核指标完成值均达到其目标值，且综合评价为A类时，对利润目标值的超额部分按照利润分享的方式核算其员工（不含经营管理层）利润分享金，以激励子分公司员工将自身绩效目标与所在公司的经营目标相一致，实现个人与组织效能的整体提升，吸引和留住优秀的员工。

四、结论

对薪酬总额进行管控，尤为重要的是解决所属子分公司激励与约束的平衡问题，从集团公司管控角度，而不仅仅从成本控制的角度来对其的管控，才是解决这一问题的根本出路。本文从投入产出角度，较为系统地设计子分公司薪酬总额管控的有效模式，不同于过去从岗位与定员的微观层面对薪酬总额进行控制，不但能够实现集团对子分公司人工成本的有效控制，同时也能保证各个子分公司之间的横向公平感和激励效应，引导其在经济效能特别是人工效能提升方面进行创新和努力。

参考文献：

[1]朱国成.薪酬总额实质分析与管控策略[J].人才资源管理，2009（8）.

薪酬年度总结篇（8）

一、第一级：高管薪酬体系

高管包括董事长、总经理（党委书记）、副总理（副书记）、总会计师等职务，全部由上级集团任命，薪酬构成由集团薪酬制度确定，高管年薪受到集团严格管控。

高管薪酬为年薪制，薪酬体系构成包括：基本薪酬、绩效薪酬、奖金三个部分。

基本薪酬为平时发放工资，不接受绩效考核。

绩效薪酬为基本薪酬的1.5倍。即平时发放40%年薪（基本薪酬），年终绩效考核后发放60%年薪（绩效薪酬）。由于高管工作特殊性，每年核算的绩效薪酬并不全部发放，预留其中的20%作为风险抵押金延期发放。延期至少一年以上，经过集团审计部门审计合格后再行发放。

奖金是为激励高管努力完成年度目标业绩而设计。公司年度业绩目标一般分为基本目标和挑战目标，完成挑战目标的公司高管，会获得年度奖金奖励。

二、第二级：公司中层管理岗位薪酬体系

M投资公司中层管理岗位薪酬体系构成包括基本薪酬、辅助薪酬、绩效薪酬、年终奖金四个部分。其中，基本薪酬为每月发放的固定工资，没有绩效工资。辅助工资是根据任职人学历、职称、工龄不同而支付的固定工资。绩效薪酬是经年终绩效考核后发放的浮动薪酬。奖金是由公司统一测算发放的一次性奖励。基本薪酬+辅助薪酬统称固定薪酬，绩效薪酬+奖金统称浮动薪酬。中层管理岗位薪酬体系设计有三个特点：

1.薪酬水平采用“跟随策略”。作为基建类型集团下属的子公司（行业薪酬水平偏低，高管薪酬受集团控制），同时又是投资类型公司（行业薪酬水平偏高），所以要兼顾两个方面选择适合的薪酬水平策略。通过与行业薪酬数据对标，M投资公司中层管理岗位薪酬水平采用行业跟随策略，处于50分位。这个策略的特点是：在集团内部薪酬水平并不突出，在投资行业内部又保持一定竞争力，能够吸引和保留行业内中高端人才。

2.采用“高弹性”薪酬结构。中层管理岗位具有较高薪酬，同时也要承担高风险。M投资公司采用高弹性薪酬结构，平时发放的固定薪酬（包括基本薪酬、辅助薪酬）与年终发放的浮动薪酬（包括绩效薪酬、奖金）比例约为5：5。绩效薪酬通过严格的绩效考核后发放。

3.多方式考核与分数强制分布。中层管理岗位浮动薪酬与部门业绩挂钩，主要绩效考核方式为KPI（关键绩效指标）+360度评价。部门KPI由战略规划部统一设计，使用战略地图方式分解，服务于公司战略目标。360度评价是由该岗位上级、平级、下级进行多维度评价，从而客观反映被评价人工作结果。KPI考核分数占总考核成绩的60-70%，360度评价分数占总考核成绩的30-40%。为避免考核分数过于集中，M投资公司实行考核分数“四级强制分布”，考核为优秀的比例不高于20%，良好的不高于70%，合格与不合格总计不少于10%，有效区分绩效等级。

三、第三级：子公司高管薪酬体系

M投资公司作为投资公司，设立的下属全资或控股子公司有30余个，子公司高管薪酬体系、发放方式基本参照高管薪酬体系设计，保持集团上下薪酬一体化。同时，由于子公司类型丰富，所在行业不同，地域不同，发展阶段不同，在子公司薪酬激励机制方面采取了创新的方法。

薪酬年度总结篇（9）

高级管理者作为企业的实质控制人，对企业价值的影响不言而喻，如何通过薪酬激励制度在满足其自身价值的实现的同时提升企业价值，是各市场经济国家理论界与企业界都普遍关注的热点问题。

一、 我国上市公司高管薪酬现状

（一） 我国上市公司高管薪酬水平

1、薪酬水平大幅度增长

随着我国上市公司的市场化和国际化步伐进一步加快，上市公司高管年薪近年来保持稳定的上涨势头。2008年，上市公司高管平均薪酬为52.83万元，是同期全国城镇居民人均可支配收入（1.58万元）的33倍；2012年，上市公司高管平均薪酬为63.61万元，与2008年相比上升20%，是同期全国城镇居民人均可支配收入（2.56万元）的25倍。

2、不同行业的高管薪酬差别显著

在高管薪酬报告统计的2310家国内上市公司中，地产巨头万科A以1458.33万元成为2012年度高管薪酬最高的上市公司；江苏的如意集团则以3.4万元的高管薪酬额垫底。金融业上市公司高管以232.95万元的平均年薪荣登所有行业的榜首，这一数字是非金融类上市公司的3.85倍。位列第二的房地产业上市公司高管的平均年薪仅101.75万元，还不到金融业上市公司的一半。

3、 不同职务高管薪酬差别较大

就同一上市公司而言，因职务不同，高管的薪酬会有较大的差别。第一，在所有的高管中，董事长的薪酬最高，其后依次为总经理、副总经理、监事长、其他监事、其他董事等。其中，董事长与“其他董事”的差距逐年增加，2010-2012年间董事长的薪酬分别是其他董事薪酬的3.73、4.73、5.36倍。差距扩大的原因之一是“其他董事”包含了独立董事，而独立董事一般只在上市公司领取固定津贴。第二，2010-2012年不同类别高管薪酬以不同增幅显著增长。其中，董事长、总经理、副总经理薪酬增加幅度分别为72.91%、60%、68%，监事长为58.2%，其他监事为23.9%，其他董事为20.4%。

（二） 我国上市公司高管薪酬结构

我国上市公司高管年薪制目前基本有三个部分组成：一是基本年薪或基本工资；二是年度收入或效益年薪；三是风险收入或奖励薪金。从薪酬制度调查数据结果来看，有52.7%的企业给高管底薪收入；有56.1%的企业给高管年薪收入；有65.5%的企业给高管年底奖金。而高管收入中股权和股票期权所占比例较低，仅有18.9%的企业给予高管股权收入，仅有8.1%的企业有给予高管股票期权收入，可见股权激励在我国上市公司中实行的规模有限。由此可知，我国上市公司高管薪酬结构中长期激励薪酬所占比例不到40%，与发达国家超过60%的比例还有很大的差距。

二、我国上市公司高管薪酬激励机制存在的问题

（一）高管的薪酬差异明显

我国高管年薪呈逐年上升趋势，行业薪酬差异明显，不同的行业对管理层的待遇也不同，其激励的方式方法也会有较大差异。不同类别高管薪酬增速差异明显，董事长、总经理、副总经理增速超过60%，远高于其他高管。

（二）薪酬结构不合理

我国上市公司的高管薪酬机制中，底薪部分的比例过高，而绩效薪酬的比例却很低，长期激励工具也较为有限。我国上市公司高管薪酬结构中，长期激励薪酬所占比例不到40%，与发达国家超过60%的比例还有很大的差距。

（三）管理者的业绩考核指标体系有缺陷

大部分上市公司高管业绩考核指标缺少非财务业绩指标，不能体现全面性；缺乏一套系统的可以量化并能有效测量指标，不能体现科学性；忽视管理人员的个人品质修养，出现管理人员急功近利的短期行为，不利于企业的长远可持续发展，不能体现发展性。

（四）高管薪酬的信息披露缺乏透明化

中国证监会目前规定中只要求上市公司披露税前薪酬总额，并未要求公司披露薪酬的构成，上市公司也很少主动披露，高管薪酬透明度不够。而欧美发达国家及香港等新兴市场均已要求董事及高管人员严格披露薪酬的构成，这些都是发达国家的先进经验，我们应该予以借鉴。

三、完善我国上市公司高管薪酬激励机制的建议

（一）有效缩小高管薪酬差异

除了年薪制、期权期股、MBO等针对上市公司和企业高管的市场和金融产品创新的研究之外，应积极探索诸如ESOP、EBO等创新工具对企业员工的资本收入甚至是养老补充等方面的功能，鼓励企业年金及其相关衍生产品的开发，以便缩小高管收入差距变化带来的震荡。

（二）优化高管薪酬的结构

我国上市公司高管薪酬比较重视货币薪酬等短期激励，而忽视长期激励，对上市公司健康发展已经产生了严重的影响。我国上市公司主要采用的长期激励工具集中在股票期权和限制性股票，美国公司高管的长期激励工具还包括股票购买计划、股票赠予等。对高管薪酬结构的优化，应引入多种激励工具，充分发挥各种薪酬的激励作用。

（三）完善业绩评价考核体系

一个好的业绩评价体系应既有财务指标又有非财务指标，衡量一个企业经营活动优劣的指标也从单纯经济指标发展为综合性的“企业社会绩效指标”。

建立定量考核与定性考核相结合的指标，使业绩考核更加全面、准确、完整。设计多维度考核指标，主要包括经营指标、重点工作任务指标及能力素质指标三个维度。此举有效保证了考核既关注结果，同时也关注结果实现的关键因素，保障企业长效发展。

（四）提高高管薪酬信息的透明度

我国上市公司年度报告普遍披露高层管理人员的薪酬总额，不披露其构成。这就导致了上市公司高管薪酬构成这部分信息具有很大的隐蔽性，尤其是与业绩相挂钩的浮动薪酬的数额。这部分信息是对投资者投资决策具有很大参考价值的信息，建议我国上市公司年度报告中借鉴欧美等发达国家及香港的新兴市场的作法，要求披露高管薪酬的构成，增加高管薪酬制度的透明度。

参考文献：

[1]邓索.我国上市公司高管薪酬激励机制问题探讨[J].生产力研究，2013，07.

薪酬年度总结篇（10）

2.研究设计与样本选取

2.1 研究假设

在这项研究中，本文选择了一个调整变量，并探讨高管薪酬与公司绩效之间的相关性，并提出以下假设：

（1）上市公司的前三名高管年度平均薪酬与企业绩效呈正相关关系；（2）上市公司的前三名高管年度平均薪酬与企业规模正向相关。

根据管理理论，我们可以知道，公司规模越大时，就会产生更复杂的组织结构，相应的管理的次数就会越多，每个管理人员的薪酬水平都会有或多或少的差异。该组织的管理层次建立的越多，高管就会有更大的行政权力，对企业资源的控制也就越多。这时高管为使企业绩效增加会带来的风险的增加，同时使得高管对增加薪酬的欲望不断扩大，如果在这时意识到两者的相关性，使高管薪酬的增加依照企业绩效的好坏来判定，那么就能在相当大的程度上使得高管的积极性更高。

2.2 样本选取和数据来源

由于要保证研究的结果能更有效地反应上市公司现阶段的实际情况，并能更好地提出建议，且具有一定宽度的样本覆盖的保证，因此本文样本数据选取2014年沪深两地所有上市公司的年报数据。筛选的原则如下：（1）排除没有披露会计年报的企业；（2）上市不满三年的企业；（3）排除ST、PT类上市公司，因为这些企业的财务数据异常；（4） 排除其他数据缺失的上市公司。

本文样本公司的财务数据来自巨潮资讯网、CSMAR数据库。时间选取为2014年，计算过程利用SPSS21.0统计软件。

2.3 研究方法

本文采用实证研究，即结合统计分析和定性分析。通过提出研究假设来设计变量和选取研究样本，对样本上市公司数据进行分组，因企业规模的不同分为大中小三个层次，使用SPSS21.0软件对这三种不同规模的企业分析其高管薪酬与企业绩效的相关性。

2.4 变量定义

2.4.1 因变量

企业绩效：有很多指标可以衡量企业绩效，本文采用的指标为净资产收益率。又可将净资产收益率称为股东权益收益率（=净利润/平均股东权益），反映了股东权益的收益水平，它数值越高，则表明投资收益越高。

2.4.2 自变量

高企层管理人员是指高级经理人或高级管理团队，并对企业负有全面责任。包括董事长、总经理、副总经理、财务主管、董事会秘书，但不包括独立董事。

高管薪酬在此主要指可量化的因素，例如高管人员年度薪酬。同时，由于中国上市公司一般只披露前三名高管人员总薪酬，因此本文定义高管薪酬主要是以高管人员年度薪酬最高的前三名管理人员的报酬总额，并对其取平均值后即为本文所采用的自变量，表示为AC（average compensation）。

2.4.3 调节变量

公司规模：文中将样本公司的规模根据其总资产的大小分为三种类别：第一类是指总资产在100亿元以上的大型企业；第二类是公司的总资产大于等于40亿元，且低于100亿元的中型企业；第三类为总资产少于40亿元的小型企业。

3.实证研究

在本文中，采用相关性分析的研究方法。在描述高管薪酬与企业绩效二者间的关系时会引进协方差，但当采用不同的测量维度来测量二者之间的关系时，它们的协方差则表现出极大的差异。因此，为避免上述情形的发生，本文采用定量描述线性相关程度大小的常用指标―Pearson线性相关系数。

Pearson相关系数计算公式：

r=∑（xi-x）（yi-y）∑（xi-x）2?∑（yi-y）2

3.1 不同企业规模的上市公司高管薪酬与企业绩效的相关性

从表3-1得知中国A股上市公司和大中型企业和小企业的数量较为平均，前三名高管年度平均薪酬的均值随着企业规模的大小而正向变动，其中大型企业的均值最大，为335.152万元，而小型企业仅为138.1663万元。并且，在相应企业规模的平均薪酬最小值中，大型企业中的最小值均高于中小型企业，相应的最大值亦是如此。总的来说，不同规模的企业其前三名高管年度平均薪酬在相应企业规模内的最大值以及最小值的大小与企业的规模成正比。

这里的均值指样本上市公司所对应的不同企业规模前三名高管年度平均薪酬的各自的平均值，这里的最小值和最大值是指对应企业规模前三名高管年度平均薪酬中的最小值与最大值。与假设二的上市公司的前三名高管年度平均薪酬与企业规模正向相关的假设一致，该假设支持分析所得出的结论。

3.2 高管平均薪酬与企业绩效相关性分析

在样本企业中，针对不同企业规模的前三名高管年度平均薪酬与企业绩效分别进行相关性分析，结果如下：

由表3-2、3-3、3-4可以得出，小型企业的企业绩效与前三名高管年度平均薪酬不存在显著相关关系，而大型企业和中型的前三名高管年度平均薪酬与企业绩效之间呈显性正相关关系，即高管年均薪酬越高企业绩效越好。结果与之前假设一的二者呈正相关关系的结论相一致。

4.结论与建议

4.1 结论

由表4-1可知，大型企业前三名高管年度平均薪酬的均值最高为333.5152万元，中型企业的前三名高管年度平均薪酬为203.8198万元，处于大型企业与小型企业之间，中型企业的前三名高管年度平均薪酬为203.8198万元。从相关性角度分析，大型企业和中型企业的前三名高管年度平均薪酬与企业绩效呈显著性相关关系，其相关系数分别为0.200与0.177。且大型企业的平均净资产收益率是最高的，相关系数也是相较于中小型企业而言更加趋近于1。所以我们认为薪酬越高的企业其绩效就越好。

4.2 建议

根据结论，高薪酬具有高的企业绩效，因此在对于提升企业绩效上，金钱上的激励是一个基础性的因素。只有满足高管在金钱方面的基本需求，那么在其他激励机制所产生的效果才更为可观。由此提出以下建议：

薪酬年度总结篇（11）

近期，各国有银行董事长纷纷表态拥护中央薪酬改革的决定，并会按照相关决定不折不扣地执行。建行高管在2014年半年报期间曾表示，按照中央文件，未来该行降薪范围将包括董事长、行长等部分高管人员，市场化招聘的高管仍将按照市场化薪酬执行，普通员工不在降薪行列，这种分层式的薪酬制度将逐步定性。

如此一来，国有银行高管薪酬二元体制将变得愈加明显和突出，将出现中管金融干部薪酬制度和市场化高管薪酬制度并存的格局。一场由中管金融干部限薪引发的全行业薪酬大调整将如期而至，有关人士评价，这有助于缩小全社会各行业收入差距，重构全社会的财富分配格局。

然而，当前国有银行高管薪酬管理制度是如何形成的？这些高管到底一年能拿多少钱？薪酬构成的具体比例是什么？薪酬如何发放？现行薪酬制度存在哪些制度性缺陷和亟待完善的地方？诸如此类问题，外界知之不详，存在一些曲解和误读。

《财经》记者通过多方采访，查阅相关资料，并向各家银行逐一核实，比较完整地还原了目前国有商业银行董事长薪酬情况，并梳理其改革趋势。 二元薪酬制度

现行中央金融企业主要负责人薪酬管理制度的核心框架是《中央金融企业负责人薪酬审核管理办法》（简称“《办法》”），由财政部2010年初，《办法》是基于人社部2009年的《关于进一步规范中央企业负责人薪酬管理的指导意见》制定的。

该办法确定了适用范畴，中央金融企业是指国有及其授权机构代表国家履行出资人的国有独资或国有控股金融企业。金融企业主要负责人包括金融企业专职党委书记、副书记、党委委员、纪委书记、董事长（副董事、执行董事）、总经理（总裁、行长）、监事长、副总经理（副总裁、副行长），以及金融企业按规定确定的其他负责人。

《办法》明确，金融企业主要负责人薪酬主要由两部分构成，基本年薪和绩效年薪，《办法》还对基本年薪和绩效年薪的确定、计算和兑现方式作出了详细的解释和规定。

工行、农行、中行、建行四大国有商业银行作为中央金融企业的代表，其高管薪酬正是依据上述《办法》制定和实施的。作为上市银行，四大行年度高管薪酬披露分为两次，通常当年年报会进行初次披露，这并非当年最终薪酬，最终薪酬情况通常在年报公布的半年内以“年报补充公告”的方式披露，披露时间往往在每年6月或7月。

据悉，之所以出现公布延期，是因为财政部需要根据年会计财务数据考核后，才能确定当年的最终薪酬数值。对此，证监会也明确称，对于商业银行披露薪酬的方式，上海证券交易所明确要求以“年报补充公告”的形式披露，应不迟于发出年度股东大会通知前完成。

根据目前已经公开的相关数据显示，2013年度四大行董事长薪酬总额分别是：建行王洪章214.58万元，工行姜建清199.56万元，中行田国立135.82万元（2013年5月任职，参考数字是，2012年度中行董事长肖钢薪酬总额为193.91万元）、农行蒋超良最终数据尚未披露，可以参考的是其2012年度，为198.08万元。按照完整的会计年度核算，四大行董事长的年度薪酬总额均在200万元上下，差距不大。

事实上，目前国有及国有控股金融机构高管薪酬分为两套体系，除了大部分使用前述财政部相关薪酬管理办法外，近几年来，各家机构也纷纷尝试市场化选聘高管。以中国银行为例，该行信贷风险总监詹伟坚薪酬水平远远领跑，2013年其基本年薪522.88万元，绩效年薪276.14万元，加上各类社会福利，税前年薪高达850.18万元，扣除延期支付部分，当年税前实际支付年薪711.84万元。

非国有独资及国有控股金融机构，不受财政部前述规定限制。比如平安银行、民生银行等。其薪酬制度的制定主要依据银监会《商业银行文件薪酬监管指引》和本行规定，相关薪酬方案由董事会会议审议通过并实施。

年报显示，2013年，平安银行董事长邵平、民生银行董事长董文标的税前薪酬总额分别是833.26万元和530.63万元。

此类机构薪酬发放也引入了延期支付的模式。根据银监会规定，延期支付期限为三年，高管当年税前薪酬总额延期且尚未支付的绩效薪酬，该部分将在未来三年分年支付，这也使得银行董事长的年度薪酬统计对比时，外界有一些误解。 到底谁高谁低？

由于国有银行薪酬构成和披露方式较为特殊，市场上流传着各种各样的薪酬排行榜，根据一些不同口径的数据进行排名，有的根据年报，有的根据股东大会决议清算薪酬，有的包括绩效薪酬，有的不包括绩效薪酬，有的公司薪酬实际是递延发放也被算进即期薪酬等等，结果存在着不少误读和失实，致使相关信息出现混乱。

《财经》记者通过查阅各类资料和逐一核实，完整准确地还原出高管薪酬详细数据。

以建设银行为例，2014年6月底“年报补充公告”显示，2013年董事长王洪章税前薪酬实际支付部分为149.3万元，绩效年薪中延期支付部分为65.28万元，总薪酬为214.58万元。149.3万元即期支付部分由三部分构成，分别是基本年薪51万元，各类社会保险、住房公积金的单位缴费（也称“福利性收入”）33.02万元，绩效年薪即期支付部分为65.28万元。

姜建清2013年度税前薪酬实际支付部分为141.86万元，绩效年薪中延期支付部分为57.7万元，总薪酬为199.56万元。当年141.86万元即期支付部分由基本年薪51万元，福利性收入33.4万元和绩效年薪即期支付部分57.46万元构成。

田国立2013年5月出任董事长，他2013年度税前薪酬实际支付部分为95.84万元，绩效年薪中延期支付部分为39.98万元，总薪酬为135.82万元。当年95.84万元即期支付部分由基本年薪34万元，各类社会保险、住房公积金单位缴存等福利性收入22.01万元和绩效年薪即期支付部分39.83万元构成。

农行情况相对特殊。截至目前，农行尚未2013年薪酬最终核定的年报“补充公告”。但以可供参考的2012年为例，当年农行董事长蒋超良薪酬实际支付部分为139.77万元，绩效年薪中延期支付部分为58.31万元，总薪酬为198.08万元。当年139.77万元即期支付部分由基本年薪49.5万元，福利性收入31.97万元和绩效年薪即期支付部分58.3万元构成。

除了四大行，另一家国有大型商业银行交行2013年度股东大会议案显示，董事长牛锡明2013年税前薪酬实际支付部分为125.15万元，绩效年薪中延期支付部分为54.07万元，总薪酬为179.22万元。当年141.86万元即期支付部分由基本年薪48.88万元，福利性收入21.16万元和绩效年薪即期支付部分54.06万元构成。截至目前，交行尚未2012年年报补充公告，而牛锡明于2013年5月20日出任交行董事长。

数字虽然枯燥乏味，但往往最有说服力。透过这些数据，就会清楚发现各银行董事长薪酬的背后差异，很难放在同样的标准下简单比较。

但从总量上，最近几年，中管金融企业董事长薪酬水平基本定格在200万元左右，这是按照前述财政部薪酬审核管理办法核定的，也是经过数轮改革调整后，各方基本认可的薪酬水平。最近几年，这一指导线逐渐成为中央管理金融企业主要负责人薪酬的上线数值。

不过，正在征求意见的新一轮薪酬改革方案显示，这一指导线将面临大幅度下调。 延期兑现玄机

引入坚持短期激励和中长期激励相结合的原则，促进金融企业可持续发展一直是薪酬改革方案制定需要考虑的一大因素，现有薪酬制度中，借用了绩效薪酬延期支付的方式来达到这一目的。

基本年薪是根据企业负责人职位等级（所在岗位的价值）、企业所处人才市场的薪酬情况、企业的经营状况和市场竞争力的策略定位等因素确定。财政部根据审计报告的年度财务决策数据，确定金融企业的职位等级。

职位等级决定薪酬水平是最基础、最重要的因素，主要考核指标包括企业总资产规模、业务收入规模、人数、利润总额、市场范围、产品和业务的复杂程度等因素，各指标所占权重不同。在此基础上，确定基本年薪还包括其他辅助因素，由此计算所得。四大行董事长年度基本年薪维持在50万元左右。

绩效年薪与企业的绩效评价结构挂钩，以基本年薪为基数计算，财政部要求，绩效年薪控制在基本年薪的3倍以内。根据财政部的绩效评价相关办法，金融企业绩效评价分为A、B、C、D、E五档，对应的绩效年薪倍数分别为2倍-3倍、1.5倍-2倍、1倍-1.5倍、0.5倍-1倍、0倍-0.5倍、0倍。绩效评价得分是核定绩效年薪数值最核心的指标，它直接决定着绩效年薪的多寡。

在此基础上，为防止企业短期行为，避免企业负责人因为决策失误，或管理不善，导致金融企业出现风险，并造成重大损失，制度设计者引入了绩效年薪延期兑付机制。所谓延期兑付，就是将绩效薪酬一次性从企业支取后，当期只兑付50%，剩余50%根据业绩、风险管理考核情况决定是否发放、发放多少。通常情况下，延期兑付部分三年完成兑付，每年约为三分之一。

因此，从银行最终薪酬情况报告中就会出现一些特殊情况，已经离职达到两年或者三年的企业主要负责人仍然会领取薪酬的情形，这是由于此前的制度规定所导致的结果。

从四大行的情况看，2013年度王洪章、姜建清、田国立的基本年薪大致相同，分别是51万元、51万元、34万元（八个月期间），绩效年薪分别是130.56万元、115.16万元、79.81万元，初步计算可见，绩效年薪与基本年薪的比值在2.3倍到2.6倍之间，这反映了各方绩效评价得分略有不同，这也是导致各方当期税前薪酬总收入稍有差别的主要原因。