论文部分内容阅读
摘 要：本文采用双边随机边界模型，对16家中国上市银行高管薪酬合理性问题进行了研究。实证研究结果表明，银行高管与董事对上市银行高管薪酬决定均有重要影响，但银行高管对高管薪酬决定几乎有绝对的影响力，最终使得实际支付的银行高管薪酬比均衡的合理水平高24.20%，并且这种不合理程度每年均存在。银行高管薪酬不合理程度也存在异质性，平均而言，股份制及城市商业银行最终支付的高管薪酬比均衡的合理水平高出25.12%，而国有商业银行为22.13%。
关键词：上市银行；高管薪酬；合理水平；双边随机边界模型
中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2017）06-0018-08
一、问题的提出
近年来，公众对垄断行业的高收入表现出普遍不满，尤其是对银行业高管薪酬，更是充满了争议。据银行年报显示，2012年中国16家上市银行高管薪酬总额达4.6亿元，人均111.24万元，某银行行长年薪高达795万元。在我国经济增速下降、银行业绩普遍下滑的2014年，上市银行高管薪酬总体仍然上涨。面对远高于其他行业的高管薪酬，许多人认为中国银行业高管薪酬不合理，要对其进行限制，国资委、财政部、人社部等部门甚至直接出台政策，明确提出对金融业高管人员“限薪”；2014年8月，中央政治局也审议通过了《中央管理企业负责人薪酬制度改革方案》，以文件的形式对包括金融业在内的央企负责人薪酬做了规定。但也有学者认为，直接对银行高管进行“限薪”并不符合市场经济的要求，也不利于中国银行业长期发展。相对于其他行业，银行业经营的确有其特殊性，高薪酬是对银行高管经营才能的一种肯定与回报，因此，高薪酬有一定的合理性。鉴于此，我们有必要厘清以下关键问题，中国银行业目前的高管薪酬是否高于其均衡的合理水平？如果是，又高多少？只有这样，才能有的放矢，针对性地出台相关限薪政策。
尽管银行业高管薪酬激励问题一直以来受到学者普遍关注，但关注的焦点集中在高管薪酬对银行业绩及风险的影响上。一般观点认为，由于银行业经营的高杠杆及所受监管的严厉性，银行高管薪酬对业绩的敏感性要明显低于其他企业（Smith和Watts，1992）。John 和 John（1993）更是通过理论模型证明，对于银行业为代表的高杠杆公司，由于其本身的风险易转移性，过高的高管薪酬业绩敏感性会加剧经理的冒险动机。他们的观点也得到了实证研究的支持，John和Qian（2003）、John等（2010）以美国银行业为样本进行研究后，均发现银行高管薪酬业绩敏感性较低。Hubbard和Palia（1995）也得到了类似的结论。而关于银行高管薪酬与风险之间的关系，理论界主要强调股权类薪酬对银行风险的影响，对此有两种相反的解释：一种观点认为，银行高管对银行进行经营时，就已经把最珍贵的人力资本与银行风险紧密挂钩，股权类薪酬实际上使银行高管的投资组合变得更加集中，为了降低风险，理性的高管会采取稳健的银行投资策略（Smith和Stulz，1985；Demsetz和Lehn，1985）；而另一种观点却认为，银行高管股权类薪酬使得高管与股东的利益趋于一致，由于银行风险的易转移性，股东与持股的银行高管可以把风险转移给债券持有者与广大存款人而使自己受益，因此，银行高管的股权类薪酬加剧了银行的风险（John 和 John，1993；DeYoung等，2013）。同样，这两种观点也都得到了实证的支持。这二者之间究竟是何种关系，DeYoung等（2013）认为，这主要取决于银行高管薪酬对业绩的敏感性，当银行高管薪酬业绩敏感性较高时，由于高管会因银行经营失败而产生较大的薪酬损失，所以，银行高管会变得厌恶风险，从而采取较稳健的投资策略。
鉴于数据的可获得性，国内仅有少数学者对中国银行业高管薪酬进行了研究，陈学彬（2005）认为，中国银行业高管薪酬激励单一，主要以现金薪酬为主，而缺乏长期激励手段。蒋海等（2010）认为中国上市银行已普遍建立起与经营业绩相联系的薪酬激励制度，但是监管当局尚未建立起与风险控制相联系的正向和负向激励约束机制。张雪兰等（2014）的研究揭示，中国上市银行高管薪酬通过期限错配渠道对系统性风险产生正向影响。而宋清华和曲良波（2011）的研究则表明，商业银行高管薪酬与风险承担呈倒U形关系，高管薪酬在提升了银行绩效的同时也加大了银行风险。温博慧（2015）的研究表明，我国银行部门薪酬水平总体上促进了银行系统的稳定性。
而由于银行业高管薪酬合理性问题较为复杂，目前还没有文献对此进行较系统的研究。唯一与我们研究视角相同的是岳希明和蔡萌（2015）的研究，但他们的研究对象是所有的垄断行业。忽略了银行高管薪酬契约相对于其他企业所表现出的特殊性（John和John，1993；John和Qian，2003）。本文采用双边随机边界模型，首次以中国上市银行为样本，对中国银行业高管薪酬的合理性问题进行细致的定量分析。该方法相对于传统回归方法的根本优势在于，事前无须假定高管薪酬的合理水平，完全可以通过模型的估计结果得出结论。因此该方法在最近的研究中，被学者广泛应用于劳动经济学、薪酬价格决定等相关领域。
二、中国上市银行高管薪酬的合理性：初步考察
在所有权与经营权分离的情况下，企业高管与股东存在利益冲突，高管往往会为了自身利益而做出损害股东利益的决策（Morck等，1990），从而产生代理问题。在信息不对称的情况下，股东可以通过设置与公司业绩紧密联系的高管薪酬来避免高管的自利行为，激励高管为提高公司业绩而努力工作，从而降低代理成本（Hart，1995）。因此，一个较合理的高管薪酬契约应与公司的业绩紧密相关（Conyon和He，2011），应与公司业绩同向变动。但对于银行业，由于其本身的高杠杆性，相对于存款人可能遭受的损失，银行股东的损失显得微不足道（Shleifer和Vishny，1997；洪正，2006）。另外，由于银行挤兑与银行危机传染所产生的负外部性，使得银行存款人及整个社会往往成为银行破产损失的最终受害者，这与一般公司企业股东是最后风险承担者有着本质区别（洪正，2006）。因此，相对于一般企业高管薪酬设置的目的，在中国银行业整体资产质量不高的情况下，银行高管薪酬还需要考虑其对银行风险管控的导向作用。与前面相似，一个较合理的银行高管薪酬契约应与银行风险密切挂钩，与银行风险反向变动。下面，我们从银行业绩与风险这两个角度对上市银行高管薪酬的合理性进行初步考察，按照一般文献的做法，银行业绩用资产收益率（roa）表示，银行风险用不良贷款率（npl）表示，而银行高管薪酬用前三名高管薪酬總额（cp）表示。 在整个样本区间，以资产收益率表示的银行业绩变化均不大，基本在1%左右。但高管薪酬的变动却非常明显，在2008年超过1000万元，之后逐渐下降，在2012年下降到700万元，之后又缓慢上升。显然，银行高管薪酬没有像上文预期的那样：随银行业绩提高而上升，随银行业绩下降而下降。而从银行高管薪酬与银行风险的关系来看，2008—2011年，以不良贷款率表示的上市银行风险逐渐下降，但与此同时，上市银行高管薪酬并没有像上文理论预期那样，逐渐上升，反而随风险的下降而下降。而在2011—2014年，上市银行的不良贷款率逐渐上升，但此阶段，银行业高管薪酬也不降反升。由此，我们可以得出初步结论：中国上市银行高管薪酬契约设置并不符合最优薪酬理论，上市银行高管薪酬是不合理的。
三、模型与理论基础
均衡的、合理的高管薪酬到底是多少？或者说，目前上市银行高管薪酬是高了还是低了？這就需要更深入、细致地建立计量模型对该问题进行定量分析。
加入WTO以后，随着中国银行业引进现代公司治理制度步伐的加快，银行高管薪酬开始按照公司治理制度的建设要求，由银行董事会根据高管的岗位职责、业绩水平来审议。因此，在现代公司治理框架下，银行高管薪酬可以看成是银行高管与董事会博弈的结果。
假定在一个典型的银行高管薪酬决定机制中，高管薪酬是由银行高管与董事会谈判形成的，并且银行高管与董事会对最终的高管薪酬决定都有一定的影响力。假定董事会愿意支付的最高薪酬为[cp]，高管能接受的最低薪酬为[cp]，高管最终薪酬（[cp]）可以表示为如下形式：
[cp=cp+η（cp-cp）]
其中[η]（[0≤η≤1]）表示银行高管在薪酬合约形成过程中的影响能力，[η]的大小与银行高管的权力、对银行实际经营情况的了解程度等因素有关。[η（cp-cp）]表示银行高管在薪酬合约形成时所获取的剩余。
在银行高管个体特征给定的情况下，设一个“合理”的高管薪酬为[μ（x）] ：[μ（x）=E（θ/x）]，这里[θ]是客观存在的，但是又无法被我们准确知道，但是[μ（x）]满足：[cp≤μ（x）≤cp]。因此，[cp-μ（x）]表示在高管薪酬合约达成时董事会的预期剩余，[μ（x）-cp]则表示高管薪酬合约达成时银行高管的预期剩余。可以将（1）式重新表述为：
[cp=cp+η[cp-μ（x）]-η[cp-μ（x）] =μ（x）+[cp-μ（x）]+η[cp-μ（x）]-η[cp-μ（x）] =μ（x）+η[cp-μ（x）]-（1-η）[μ（x）-cp]] （2）
（2）式说明，银行高管可以通过获取部分董事会的预期剩余来提高自己的薪酬，所获取的剩余值为[η[cp-μ（x）]]；同样董事会也可以通过获取一部分高管的剩余来降低高管薪酬，获取值为[（1-η）[μ（x）-cp]]。
由（2）式可见，银行高管薪酬实际上由三部分构成，分别是在给定银行个体特征[x]的情况下客观存在的“合理”薪酬[μ（x）]①、银行高管通过议价后获取的剩余[η[cp-μ（x）]]、董事会获取的剩余[（1-η）[μ（x）-cp]]。我们定义第二部分与第三部分的差值为净剩余[NS]，则[NS=η[cp-μ（x）]-（1-η）[μ（x）-cp]]。可见，净剩余[NS]的大小取决于银行高管与董事会双方的议价能力，银行高管的议价能力强，则最终支付的高管薪酬高于均衡的合理薪酬；反之，议价能力较强的董事会则会使得最终的薪酬水平低于均衡的合理值，这表明，双方的议价能力对高管薪酬形成的影响是双边的。借鉴Kumbhakar和Parmeter（2009）的研究思路，我们可以将（2）式进一步地简写成如下的形式：
[cpi=μ（xi）+εi]，[εi=wi-ui+vi] （3）
其中，[μ（xi）=x'iα]，[x'i]为银行样本的个体特征变量，[α]为需要估计的系数向量；[εi]为复合误差项，由[wi]、[ui]与[vi]三部分构成，[wi=η[cp-μ（x）]≥0]，[ui=（1-η）[μ（x）-cp]≥0]，[vi]为一般意义上的随机干扰项。[wi]、[ui]分别衡量了银行高管与董事会的议价能力导致高管薪酬在最优边界上的偏离。
对于[vi]，我们假定其服从正态分布，即[vi～i.i.d.N（0，σ2V）]。根据上面的分析可知，干扰项[wi]与[ui]均具有单边分布的特征，我们假定它们均服从指数分布，即[ui～i.i.d.Exp（σu，σ2u）]、[wi～i.i.d.Exp（σw，σ2w）]②。同时，我们假定[vi]、[wi]与[ui]之间相互独立，且均与个体特征[x'i]相互独立。于是，我们可以推导出复合干扰项[εi]的概率密度函数③：
[f（εi）=exp（ai）σu+σwφ（ci）+exp（bi）σu+σw-hi∞?（z）dz =exp（ai）σu+σwφ（ci）+exp（bi）σu+σw?（hi）] （4）
其中[?（?）]与[φ（?）]分别为标准正态分布的概率密度函数和累计分布函数，其他系数分别为：
[ai=σ2v2σ2u+εiσu]；[bi=σ2v2σ2w-εiσw]；[hi=εiσv-σvσw]；[ci=-εiσv-σvσu]
构建包含n个观测值的样本对数似然函数：
[lnL（X；θ）=-nln（σu+σw）+i=1nln[eaiφ（ci）+ebiφ（hi）]] （5）
其中，[θ=[α，σv，σu，σw]']。通过对式（5）求偏导，可以求得所有参数的极大似然估计值。
为了求出银行高管与董事会在薪酬合约形成时所获得的剩余，我们需要进一步推导出[ui]与[wi]的条件分布[f（ui/εi）]和[f（wi/εi）]： [f（ui/εi）=λexp（-λui）φ（ui/σv+hi）φ（hi）+exp（ai-bi）φ（ci）] （6）
[f（wi/εi）=λexp（-λwi）φ（wi/σv+ci）exp（bi-ai）[φ（hi）+exp（ai-bi）φ（ci）]] （7）
其中，[λ=1σu+1σw]。再以（6）、（7）式为基础，可以得到[ui]与[wi]的条件期望：
[E（1-e-ui/εi）=1-λ1+λ[φ（hi）+exp（ai-bi）exp（σ2v/2-σvci）φ（ci-σv）]φ（hi）+exp（ai-bi）φ（ci）]
（8）
[E（1-e-wi/εi）=1-λ1+λ[φ（ci）+exp（bi-ai）exp（σ2v/2-σvhi）φ（hi-σv）]exp（bi-ai）[φ（hi）+exp（ai-bi）φ（ci）]]
（9）
由此，可以将双方议价过程中的净剩余[NS]进一步表示为：
[NS=E（1-e-wi/εi）-E（1-e-ui/εi）=E（e-ui-e-wi/εi）] （10）
在研究方法上，在上述误差项的假定下，由于（3）式所表示的复合误差项不满足正态性假设，所以最小二乘法估计是有偏的。同时，为了从复合误差项分离出[wi]与[ui]，我们采用极大似然法对参数进行估计。综合（2）与（3）式，就构成了一个典型的双边随机边界形式的薪酬决定模型。同时，由于参数[σu]仅出现在[ai]与[ci]中，而[σw]仅出现在[bi]与[di]中，所以二者均达到即可识别的条件。因此，在接下来的实证检验中，事前无须假定高管薪酬的合理水平，可完全通过模型的估计结果得出结论，这也正是双边随机边界模型区别于其他回归模型的优势所在。
四、变量选取与数据来源
（一）变量确定
本文以高管薪酬（cp）作为模型的被解释变量。在相关文献中，高管薪酬一般包括高管获得的现金薪酬、持有的股票及股票期权等金融衍生品的市场价值总额。但对于中国上市银行，由于还没有真正意义上对高管实施股权激励，另外，我国的法律及银行监管部门对银行高管持有股票也实施较严格的限制，从而使得现金薪酬成为我国上市银行高管薪酬激励的主要形式。因此，本文借鉴国内其他学者的做法，采用前三名高管薪酬总额的自然对数（lncp）作为高管薪酬的代理变量。同时，为了求得（2）式中合理的银行高管薪酬，本文还确定了如下反映中国上市银行个体特征的变量④：
1. 银行业绩。Hubbard和Palia（1995）认为银行业绩是影响高管薪酬的重要因素。合理的高管薪酬应该能激励高管提高银行业绩。本文采用资产收益率（roa）来表示银行业绩，资产收益率=（银行净利润/银行平均资产总额）*100%。
2. 银行风险。由于银行经营的高杠杆性及风险的易转移性，使得银行风险成为高管薪酬设置中的一个重要考虑因素（De Young等，2013）。本文借鉴国内学者的做法，以银行的不良贷款率（npl）表示银行风险。具体地，以五级贷款分类法下不良贷款额占总贷款的比重表示。
3. 资本充足率。资本充足率是银行监管的核心指标，对于资本充足的银行，高管会把更多的资产配置在贷款上，从而对银行业绩及风险产生影响（吴玮，2011）。因此，资本充足率（car）也是影响银行高管薪酬的重要因素。
4. 银行规模。众多的研究都表明，银行规模是影响银行高管薪酬的重要因素之一，一般情况下，规模越大的银行，高管薪酬越高。本文以银行资产的自然对数（lnsize）来表示银行规模。
5. 第一大股东持股比例。股权一定程度的集中，可以避免中小股东监管过程中的“免费搭车”问题（Morck等，1988），有利于高管薪酬的合理设置；当然，股权的过于集中，也可能使股东与高管形成“合谋”，从而对高管薪酬的合理设置产生不利影响。第一大股东持股比例（share）=银行第一大股东持股数占银行总股本的比例。
6. 银行性质。不同性质的银行高管薪酬也有显著差异，对于国有商业银行，由于其高管具有更浓厚的政治行政色彩，薪酬与高管个人的行政级别紧密挂钩；而对于其他股份制商业银行，高管薪酬设置中更多地按照市场化要求进行。一般情况下，国有商业银行高管薪酬明显比股份制商业银行低。因此，银行性质（gov）也是影响高管薪酬的重要变量，具体设置中，把国有商业银行取为1，其他银行取0。各变量的具体定义见表1。
（二）数据来源
本文选取16家上市银行为研究对象，其中国有商业银行5家，分别为工商银行、农业银行、建设银行、中国银行與交通银行；股份制商业银行8家，为中信银行、光大银行、华夏银行、平安银行、招商银行、浦发银行、兴业银行与民生银行；城市商业银行3家，南京银行、北京银行与宁波银行。研究时间为2007—2014年。银行高管薪酬数据来自于CSMAR数据库，其他财务数据来自bankscope数据库与银行相关年份披露的年度报告。
五、实证过程
（一）描述性统计
表2给出了各变量的描述性统计情况。中国上市银行高管薪酬绝对数虽然差异较大，但当我们对其取自然对数后，差异明显缩小，最小值为14.443，最大值17.236，均值为15.723。各银行业绩差异也不大，在样本区间内，银行平均总资产回报率为1.11%，标准差为0.237。银行不良贷款方面，总体上，上市银行的不良贷款达到监管要求，平均不良贷款率为1.39%，但银行之间的差异比较明显，最高的银行在2007年达到了23.57%，而同时期的宁波银行却只有0.36%。同样，在资本充足率方面，虽然总体上满足监管要求，但最低的银行2007年资本充足率水平为5.77%，远低于8%的标准，而南京银行在2007年却达到了30.14%。 表2：变量的描述性统计表
[变量名 观测值 均值 标准差 中位数 最小值 最大值 lncp 120 15.723 0.645 15.712 14.443 17.236 roa 128 1.110 0.237 1.130 0.100 1.730 npl 128 1.390 2.130 0.995 0.360 23.570 car 127 12.352 2.879 11.940 5.770 30.140 gov 128 0.313 0.465 0.000 0.000 1.000 share 127 32.081 19.398 21.300 5.900 80.000 lnsize 128 9.974 1.319 9.994 6.627 12.236 ]
（二）模型估计及结果分析
基于上文的论述，本部分先构建一组模型对影响中国上市银行高管薪酬的影响因素进行分析。为了便于检验模型效果，我们在表3中还给出了最小二乘模型与极大似然模型估计的结果。从表3的最小二乘估计结果可知，大部分变量对上市银行高管薪酬有显著影响，且模型调整后的R2为0.328，说明该模型能在一定程度上对上市银行高管薪酬进行拟合。而给出极大似然估计模型则是为了得到对数似然函数值，以便利用似然比来确定最优的拟合模型。从表3的估计结果看，LR值为85.93，在1%的水平上拒绝了“双边随机边界模型与极大似然估计模型无差异”的原假设，说明双边随机边界模型有较好的拟合效果，本文后续的分析主要基于双边随机边界模型进行。
从模型估计的结果看，银行不良贷款率对高管薪酬有显著的正向影响，这可能与中国银行业粗放的经营模式有关，在上市银行利润主要依靠存贷利差的情况下，高管为了完成业绩考核指标，会想方设法发放贷款，从而导致不良贷款与薪酬同方向变化。与此相对应的是资本充足率对高管薪酬的影响，相对其他资产而言，信贷资产消耗较高的银行资本，较高的资本充足率意味着银行发放贷款较谨慎，这会对银行的利润产生影响，从而影响银行高管的薪酬。银行性质对高管薪酬有显著负面影响，这是因为国有大型商业银行高管薪酬更多地体现了高管的行政级别。而第一大股东持股比例对高管薪酬有显著正向影响。
（三）方差分解：上市银行高管对高管薪酬的影响能力分析
本文采用方差分解的方法，对（3）式中[ε]所包含的三项随机误差项[w]、[u]与[v]的标准差与方差进行估计与分解，以此确定在上市银行高管薪酬形成过程中，银行高管与董事会在高管薪酬形成过程中的影响能力，具体估计的结果见表4。从表4可以知道，相对于董事会而言，银行高管对高管薪酬决定有更强的影响力，[E（w-u）=σw-σu]=0.3439，表明綜合而言，高管与董事会的讨价还价使得最终形成的银行高管薪酬高于合理的基准价格（均衡的合理价格）。lncp无法解释的总方差中，有52.95%为高管与董事会的议价能力所贡献。而在双方议价对高管薪酬形成的总影响中，高管自己几乎有绝对的影响力，达到了99.35%，而董事会的影响力仅占0.65%。高管之所以对薪酬决定有如此大的影响力，最可能的解释是，我国上市银行公司治理制度不完善，银行董事会未对高管进行真正监督，反而在很多方面与高管形成合谋，共同谋取高薪酬（Brick等，2006）。这在国内已经被部分学者注意到，如，黄寿昌等（2011）就发现董事与高管可以通过超额薪酬方式形成合谋，共享“企业租金”。朱滔（2015）的研究也发现，董事薪酬与企业CEO薪酬的影响因素高度趋同，企业董事与高管合谋来谋取超额薪酬。
（四）银行高管剩余与董事会剩余的估计
1. 总体估计结果。在高管薪酬形成过程中，银行高管与董事会获得的剩余相对于合理薪酬变动的百分比，也即式（8）与（9）的估计结果见表5。由表5我们发现，总体上，中国上市银行高管薪酬确实高于均衡的合理水平，平均而言，高管对薪酬的影响会使得银行高管薪酬比均衡的合理水平高出27.14%，而董事会的影响力只能使银行高管薪酬降低2.94%，最终使得实际支付的银行高管薪酬比均衡的合理水平高24.20%。表5的后三列更细致地列出了在不同分位数上的银行高管与董事会获取的剩余情况，可以发现，样本中，所有考察的银行高管薪酬都高于均衡的合理薪酬水平，有1/4的银行高管薪酬甚至高于合理水平约30%。这说明确实需要对我国上市银行高管薪酬进行一定程度的限制，也为出台的《中央管理企业负责人薪酬制度改革方案》提供了直接理论依据，根据该方案内容，包括金融行业在内的绝大部分央企负责人降薪的幅度在20%—30%，这与本文测算的结果比较一致。
表5：银行高管与董事获取的剩余
[变量 平均值
（%） 标准差
（%） p25
（%） p50
（%） p75
（%） 高管：[E（1-e-wi/εi）] 27.140 14.956 15.676 23.89 31.743 董事：[E（1-e-ui/εi）] 2.943 1.904 2.801 2.882 3.087 净剩余：
[E（e-ui-e-wi/εi）] 24.197 15.099 28.944 21.008 12.588 ]
2. 异质性条件下估计的结果。从上文的分析可知，银行高管与董事对高管薪酬的影响具有异质性。本部分主要从银行性质角度对该问题进行考察，具体结果见表6。在表6中我们发现，虽然国有商业银行与股份制及城市商业银行高管薪酬均不合理，但是程度不一样。总体上，股份制及城市商业银行高管获得的剩余较高，为28.06%，其董事获得的剩余为2.94%，最终使得股份制及城市商业银行实际支付的高管薪酬比均衡的合理水平高出25.12%，而国有商业银行为22.13%。这说明在进行限薪的时候，要注意对不同类型的银行进行区分，股份制及城市商业银行高管限薪的幅度应更大一些，从现实情况看，总体上，每年股份制及城市商业银行高管薪酬均明显高于国有商业银行，最高的高管薪酬也均在股份制银行中产生。 表6：银行性质对高管与董事获得剩余的影响
[变量 平均值
（%） 标准差
（%） p25
（%） p50
（%） p75
（%） 国有商业银行 高管：[E（1-e-wi/εi）] 25.071 9.975 16.416 24.389 31.188 董事：[E（1-e-ui/εi）] 2.943 0.189 2.804 2.875 3.058 净剩余：[E（e-ui-e-wi/εi）] 22.128 10.137 28.384 21.515 13.358 股份制及城商行 高管：[E（1-e-wi/εi）] 28.062 16.678 15.470 22.876 32.159 董事：[E（1-e-ui/εi）] 2.944 0.192 2.797 2.898 3.096 净剩余：[E（e-ui-e-wi/εi）] 25.118 16.821 29.362 19.978 12.375 ]
3. 分年度估计结果。早在2010年，中国银监会就颁布了《商业银行稳健薪酬监管指引》，该文件明确规定，商业银行主要负责人的绩效薪酬不得超过基本薪酬的3倍。之后，国资委与人社部在公开场合多次表示应把银行、保险等金融行业高管纳入“限高”行列，直到2014年8月，中央政治局正式审议通过了《中央管理企业负责人薪酬制度改革方案》，以文件的形式明确对包括银行业在内的央企高管薪酬进行限制。那么，中国上市银行高管薪酬是否如监管层预计的那样，很长时间都存在薪酬过高的现象？为此，我们分年度统计了银行高管薪酬净剩余的分布特征，见表7。由表7可以明显看出，2007—2014年，中国上市银行每年支付的高管薪酬均高于均衡的合理水平，除2008年外，其他年份高出的幅度均在25%左右。这也说明上市银行历年高管薪酬确实存在不合理的情况，也再一次说明对银行高管薪酬进行限制的必要性。
表7：银行高管薪酬不合理程度的年度分布特征
[年份 平均值（%） 标准差（%） p25（%） p50（%） p75（%） 2007 27.205 22.351 26.603 18.265 16.211 2008 18.294 13.141 19.688 14.857 9.803 2009 25.004 13.619 36.675 23.513 15.295 2010 24.733 18.689 30.967 19.642 11.642 2011 23.190 11.929 26.971 23.519 13.590 2012 25.229 16.023 29.292 24.117 11.919 2013 24.846 11.550 30.269 25.884 14.474 2014 24.895 13.200 27.477 24.110 15.785 ]
六、结论与启示
本文运用双边随机边界模型，对中国上市银行高管薪酬不合理程度进行了实证分析，实证结果表明：第一，银行高管与董事会的议价能力对银行高管薪酬决定均有重要影响，但银行高管对最终的高管薪酬形成几乎有绝对的影响力，使得最终实际支付的高管薪酬高于均衡的合理薪酬水平。第二，总体估计结果表明，平均而言，高管对薪酬的影响会使得银行高管薪酬比均衡的合理水平高出27.14%，而董事会的影响力只能使银行高管薪酬降低2.94%，最终使得实际支付的银行高管薪酬比均衡的合理水平高24.20%。第三，我国银行高管薪酬不合理程度存在异质性，总体上，股份制及城市商业银行最终支付的高管薪酬比均衡的合理水平高出25.12%，而国有商业银行为22.13%。第四，在年度分布特征上，分析結果也显示，2007—2014年，中国上市银行每年支付的高管薪酬均高于均衡的合理水平25%左右。
高管薪酬是银行公司治理的重要内容，在我国银行公司治理制度有待完善的背景下，是否应该对以上市银行为代表的中国银行目前的高管薪酬进行限制及限制多少，学界与业界尚有争议，本文为该问题提供了思路及答案。本文的研究结果表明，目前中国上市银行高管薪酬确实高于均衡的合理水平，因此，对银行高管实行“限薪令”势在必行。但是在限薪的幅度上不能过大，更不能使银行高管薪酬下降到央企负责人的平均水平，毕竟银行经营确实有其特殊性，设置较高薪酬的目的主要是为了激励高管努力工作，以提高中国银行业的综合实力及国际竞争力。过低的高管薪酬既会导致银行高管在工作中偷懒及变相腐败，也不利于中国银行业高端人才的稳定，更不利于中国银行业长期综合实力的提高。
注：
①基于经济学的“均衡分析”原理，在本文接下来的实证研究中，我们以均衡的薪酬表示合理的薪酬，也即后面模型中所解出来的基准的薪酬水平。
②ui与wi也可以假定为其他形式的分布，但对最终的估计结果没有实质性的影响，具体参见Kumbhakar和Lovell（2000） 的研究。
③详细推导见Kumbhakar和Parmeter（2009）。
④在变量的确定中，董事会规模与董事长和行长两职分离变量也是影响高管薪酬的重要因素，但董事会规模变量与银行规模变量存在严重的共线性，而所有银行都出现董事长没有兼任行长情况，最终导致该变量在回归的时候被“省略”掉。综合考虑，我们最终选择了文中的6个变量。
参考文献：
[1]Smith C W， Watts R. 1992. The investment opportunity set and corporate financing，dividend，and compensation policies. Journal of Financial Economics，32.
[2]John， Teresa A.， and Kose John. 1993. Top-management compensation and capital structure. Journal of Finance，48（3）. [3]John K， Qian Y. 2003. Incentive features in CEO compensation in the banking industry. Economic Policy Review，9.1：
[4]John K.，H.Mehran，andY.Qian. Outside monitoring and CEO compensation in the banking industry. Journal of Corporate Finance，16（4）.
[5]Hubbard R.G.，and D.Palia. 1995. Executive pay and Performance：Evidence from the U.S.banking industry.Journal of Financial Economics，39（1）.
[6]Demsetz H.，and K.Lehn. 1985. The structure of corporate ownership：Cause and conesquences. Journal of Political Economy，93（6）.
[7]Smith C.W.，and R.M.Stulz. 1985. The determinants of firm’s hedging policies. Journal of Financial and Quantitative Analysis，20（4）.
[8]DeYoung R.， E Y，Peng and M.Yan. 2013. Executive compensation and business policy choices at US commercial banks. Journal of Financial and Quantitative Analysis， 48（1）.
[9]Morck R， Shleifer A and Vishny R W. 1988. Management ownership and market valuation： An empirical analysis. Journal of Financial Economics.
[10]Hart O. 1995. Corporate governance： some theory and implications. The economic journal， 105（430）.
[11]Conyon M J， He L. 2011. Executive compensation and corporate governance in China. Journal of Corporate Finance， 17（4）.
[12]Shleifer A， Vishny R W. 1997. A survey of corporate governance. The journal of finance， 52（2）.
[13]Kumbhakar S C， Parmeter C F. 2009. The effects of match uncertainty and bargaining on labor market outcomes： evidence from firm and worker specific estimates. Journal of Productivity Analysis， 31（1）.
[14]Kumbhakar S C， Lovell C.A.K. 2000. Stochastic Frontier Analysis. Cambridge University Press，New York.
[15]Brick I E， Palmon O， Wald J K. 2006. CEO compensation， director compensation， and firm performance： Evidence of cronyism？ . Journal of Corporate Finance， 12（3）.
[16]陳学彬.中国商业银行薪酬激励机制分析[J].金融研究，2005，（7）.
[17]蒋海，朱滔，李东辉.监管、多重代理与商业银行治理的最优激励契约设计[J].经济研究，2010，（4）.
[18]宋清华，曲良波.高管薪酬、风险承担与银行绩效：中国的经验证据[J].国际金融研究，2011，（12）.
[19]张雪兰，卢齐阳，鲁臻.银行高管薪酬与系统性风险——基于中国上市银行 （2007—2013） 的实证研究[J].财贸经济，2014，（11）.
[20]温博慧.银行部门薪酬与经济金融系统的稳定性： 中美比较——资产值波动冲击下基于 SFC 的研究[J].国际金融研究，2015，（11）.
[21]岳希明，蔡萌.垄断行业高收入不合理程度研究[J].中国工业经济，2015，（5）.
[22]洪正.商业银行公司治理特殊性研究[M].中国金融出版社，2006.
[23]吴玮.资本约束对商业银行资产配置行为的影响：基于175家商业银行数据的经验研究[J].金融研究，2011，（4）.
[24]黄寿昌，陈星光，李朝晖.管理层异质性与管理层薪酬契约效率[J].山西财经大学学报，2011，（1）.
[25]朱滔.董事薪酬、CEO薪酬与公司未来业绩：监督还是合谋[J].会计研究，2015，（8）.
Abstract：This paper establishes a Two-tiered Stochastic Frontier Model，estimates and analysis the equitable proportion of executive compensation in china's listed banks.The result shows that：bank executives and directors have important influence on executive compensation decisions，but bank executives almost have absolute influence relative to the director. Eventually，the actual executive compensation pay 24.20% higher than a equilibrium level，and this situation existed every year. Different banks can cause different degree of in equitable proportion. On average，joint-stock commercial bank and city commercial banks is 25.12%，state-owned commercial bank is 22.13%.
Key Words：listed banks，executive compensation，reasonable level，Two-tiered Stochastic Frontier Model
关键词：上市银行；高管薪酬；合理水平；双边随机边界模型
中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2017）06-0018-08
一、问题的提出
近年来，公众对垄断行业的高收入表现出普遍不满，尤其是对银行业高管薪酬，更是充满了争议。据银行年报显示，2012年中国16家上市银行高管薪酬总额达4.6亿元，人均111.24万元，某银行行长年薪高达795万元。在我国经济增速下降、银行业绩普遍下滑的2014年，上市银行高管薪酬总体仍然上涨。面对远高于其他行业的高管薪酬，许多人认为中国银行业高管薪酬不合理，要对其进行限制，国资委、财政部、人社部等部门甚至直接出台政策，明确提出对金融业高管人员“限薪”；2014年8月，中央政治局也审议通过了《中央管理企业负责人薪酬制度改革方案》，以文件的形式对包括金融业在内的央企负责人薪酬做了规定。但也有学者认为，直接对银行高管进行“限薪”并不符合市场经济的要求，也不利于中国银行业长期发展。相对于其他行业，银行业经营的确有其特殊性，高薪酬是对银行高管经营才能的一种肯定与回报，因此，高薪酬有一定的合理性。鉴于此，我们有必要厘清以下关键问题，中国银行业目前的高管薪酬是否高于其均衡的合理水平？如果是，又高多少？只有这样，才能有的放矢，针对性地出台相关限薪政策。
尽管银行业高管薪酬激励问题一直以来受到学者普遍关注，但关注的焦点集中在高管薪酬对银行业绩及风险的影响上。一般观点认为，由于银行业经营的高杠杆及所受监管的严厉性，银行高管薪酬对业绩的敏感性要明显低于其他企业（Smith和Watts，1992）。John 和 John（1993）更是通过理论模型证明，对于银行业为代表的高杠杆公司，由于其本身的风险易转移性，过高的高管薪酬业绩敏感性会加剧经理的冒险动机。他们的观点也得到了实证研究的支持，John和Qian（2003）、John等（2010）以美国银行业为样本进行研究后，均发现银行高管薪酬业绩敏感性较低。Hubbard和Palia（1995）也得到了类似的结论。而关于银行高管薪酬与风险之间的关系，理论界主要强调股权类薪酬对银行风险的影响，对此有两种相反的解释：一种观点认为，银行高管对银行进行经营时，就已经把最珍贵的人力资本与银行风险紧密挂钩，股权类薪酬实际上使银行高管的投资组合变得更加集中，为了降低风险，理性的高管会采取稳健的银行投资策略（Smith和Stulz，1985；Demsetz和Lehn，1985）；而另一种观点却认为，银行高管股权类薪酬使得高管与股东的利益趋于一致，由于银行风险的易转移性，股东与持股的银行高管可以把风险转移给债券持有者与广大存款人而使自己受益，因此，银行高管的股权类薪酬加剧了银行的风险（John 和 John，1993；DeYoung等，2013）。同样，这两种观点也都得到了实证的支持。这二者之间究竟是何种关系，DeYoung等（2013）认为，这主要取决于银行高管薪酬对业绩的敏感性，当银行高管薪酬业绩敏感性较高时，由于高管会因银行经营失败而产生较大的薪酬损失，所以，银行高管会变得厌恶风险，从而采取较稳健的投资策略。
鉴于数据的可获得性，国内仅有少数学者对中国银行业高管薪酬进行了研究，陈学彬（2005）认为，中国银行业高管薪酬激励单一，主要以现金薪酬为主，而缺乏长期激励手段。蒋海等（2010）认为中国上市银行已普遍建立起与经营业绩相联系的薪酬激励制度，但是监管当局尚未建立起与风险控制相联系的正向和负向激励约束机制。张雪兰等（2014）的研究揭示，中国上市银行高管薪酬通过期限错配渠道对系统性风险产生正向影响。而宋清华和曲良波（2011）的研究则表明，商业银行高管薪酬与风险承担呈倒U形关系，高管薪酬在提升了银行绩效的同时也加大了银行风险。温博慧（2015）的研究表明，我国银行部门薪酬水平总体上促进了银行系统的稳定性。
而由于银行业高管薪酬合理性问题较为复杂，目前还没有文献对此进行较系统的研究。唯一与我们研究视角相同的是岳希明和蔡萌（2015）的研究，但他们的研究对象是所有的垄断行业。忽略了银行高管薪酬契约相对于其他企业所表现出的特殊性（John和John，1993；John和Qian，2003）。本文采用双边随机边界模型，首次以中国上市银行为样本，对中国银行业高管薪酬的合理性问题进行细致的定量分析。该方法相对于传统回归方法的根本优势在于，事前无须假定高管薪酬的合理水平，完全可以通过模型的估计结果得出结论。因此该方法在最近的研究中，被学者广泛应用于劳动经济学、薪酬价格决定等相关领域。
二、中国上市银行高管薪酬的合理性：初步考察
在所有权与经营权分离的情况下，企业高管与股东存在利益冲突，高管往往会为了自身利益而做出损害股东利益的决策（Morck等，1990），从而产生代理问题。在信息不对称的情况下，股东可以通过设置与公司业绩紧密联系的高管薪酬来避免高管的自利行为，激励高管为提高公司业绩而努力工作，从而降低代理成本（Hart，1995）。因此，一个较合理的高管薪酬契约应与公司的业绩紧密相关（Conyon和He，2011），应与公司业绩同向变动。但对于银行业，由于其本身的高杠杆性，相对于存款人可能遭受的损失，银行股东的损失显得微不足道（Shleifer和Vishny，1997；洪正，2006）。另外，由于银行挤兑与银行危机传染所产生的负外部性，使得银行存款人及整个社会往往成为银行破产损失的最终受害者，这与一般公司企业股东是最后风险承担者有着本质区别（洪正，2006）。因此，相对于一般企业高管薪酬设置的目的，在中国银行业整体资产质量不高的情况下，银行高管薪酬还需要考虑其对银行风险管控的导向作用。与前面相似，一个较合理的银行高管薪酬契约应与银行风险密切挂钩，与银行风险反向变动。下面，我们从银行业绩与风险这两个角度对上市银行高管薪酬的合理性进行初步考察，按照一般文献的做法，银行业绩用资产收益率（roa）表示，银行风险用不良贷款率（npl）表示，而银行高管薪酬用前三名高管薪酬總额（cp）表示。 在整个样本区间，以资产收益率表示的银行业绩变化均不大，基本在1%左右。但高管薪酬的变动却非常明显，在2008年超过1000万元，之后逐渐下降，在2012年下降到700万元，之后又缓慢上升。显然，银行高管薪酬没有像上文预期的那样：随银行业绩提高而上升，随银行业绩下降而下降。而从银行高管薪酬与银行风险的关系来看，2008—2011年，以不良贷款率表示的上市银行风险逐渐下降，但与此同时，上市银行高管薪酬并没有像上文理论预期那样，逐渐上升，反而随风险的下降而下降。而在2011—2014年，上市银行的不良贷款率逐渐上升，但此阶段，银行业高管薪酬也不降反升。由此，我们可以得出初步结论：中国上市银行高管薪酬契约设置并不符合最优薪酬理论，上市银行高管薪酬是不合理的。
三、模型与理论基础
均衡的、合理的高管薪酬到底是多少？或者说，目前上市银行高管薪酬是高了还是低了？這就需要更深入、细致地建立计量模型对该问题进行定量分析。
加入WTO以后，随着中国银行业引进现代公司治理制度步伐的加快，银行高管薪酬开始按照公司治理制度的建设要求，由银行董事会根据高管的岗位职责、业绩水平来审议。因此，在现代公司治理框架下，银行高管薪酬可以看成是银行高管与董事会博弈的结果。
假定在一个典型的银行高管薪酬决定机制中，高管薪酬是由银行高管与董事会谈判形成的，并且银行高管与董事会对最终的高管薪酬决定都有一定的影响力。假定董事会愿意支付的最高薪酬为[cp]，高管能接受的最低薪酬为[cp]，高管最终薪酬（[cp]）可以表示为如下形式：
[cp=cp+η（cp-cp）]
其中[η]（[0≤η≤1]）表示银行高管在薪酬合约形成过程中的影响能力，[η]的大小与银行高管的权力、对银行实际经营情况的了解程度等因素有关。[η（cp-cp）]表示银行高管在薪酬合约形成时所获取的剩余。
在银行高管个体特征给定的情况下，设一个“合理”的高管薪酬为[μ（x）] ：[μ（x）=E（θ/x）]，这里[θ]是客观存在的，但是又无法被我们准确知道，但是[μ（x）]满足：[cp≤μ（x）≤cp]。因此，[cp-μ（x）]表示在高管薪酬合约达成时董事会的预期剩余，[μ（x）-cp]则表示高管薪酬合约达成时银行高管的预期剩余。可以将（1）式重新表述为：
[cp=cp+η[cp-μ（x）]-η[cp-μ（x）] =μ（x）+[cp-μ（x）]+η[cp-μ（x）]-η[cp-μ（x）] =μ（x）+η[cp-μ（x）]-（1-η）[μ（x）-cp]] （2）
（2）式说明，银行高管可以通过获取部分董事会的预期剩余来提高自己的薪酬，所获取的剩余值为[η[cp-μ（x）]]；同样董事会也可以通过获取一部分高管的剩余来降低高管薪酬，获取值为[（1-η）[μ（x）-cp]]。
由（2）式可见，银行高管薪酬实际上由三部分构成，分别是在给定银行个体特征[x]的情况下客观存在的“合理”薪酬[μ（x）]①、银行高管通过议价后获取的剩余[η[cp-μ（x）]]、董事会获取的剩余[（1-η）[μ（x）-cp]]。我们定义第二部分与第三部分的差值为净剩余[NS]，则[NS=η[cp-μ（x）]-（1-η）[μ（x）-cp]]。可见，净剩余[NS]的大小取决于银行高管与董事会双方的议价能力，银行高管的议价能力强，则最终支付的高管薪酬高于均衡的合理薪酬；反之，议价能力较强的董事会则会使得最终的薪酬水平低于均衡的合理值，这表明，双方的议价能力对高管薪酬形成的影响是双边的。借鉴Kumbhakar和Parmeter（2009）的研究思路，我们可以将（2）式进一步地简写成如下的形式：
[cpi=μ（xi）+εi]，[εi=wi-ui+vi] （3）
其中，[μ（xi）=x'iα]，[x'i]为银行样本的个体特征变量，[α]为需要估计的系数向量；[εi]为复合误差项，由[wi]、[ui]与[vi]三部分构成，[wi=η[cp-μ（x）]≥0]，[ui=（1-η）[μ（x）-cp]≥0]，[vi]为一般意义上的随机干扰项。[wi]、[ui]分别衡量了银行高管与董事会的议价能力导致高管薪酬在最优边界上的偏离。
对于[vi]，我们假定其服从正态分布，即[vi～i.i.d.N（0，σ2V）]。根据上面的分析可知，干扰项[wi]与[ui]均具有单边分布的特征，我们假定它们均服从指数分布，即[ui～i.i.d.Exp（σu，σ2u）]、[wi～i.i.d.Exp（σw，σ2w）]②。同时，我们假定[vi]、[wi]与[ui]之间相互独立，且均与个体特征[x'i]相互独立。于是，我们可以推导出复合干扰项[εi]的概率密度函数③：
[f（εi）=exp（ai）σu+σwφ（ci）+exp（bi）σu+σw-hi∞?（z）dz =exp（ai）σu+σwφ（ci）+exp（bi）σu+σw?（hi）] （4）
其中[?（?）]与[φ（?）]分别为标准正态分布的概率密度函数和累计分布函数，其他系数分别为：
[ai=σ2v2σ2u+εiσu]；[bi=σ2v2σ2w-εiσw]；[hi=εiσv-σvσw]；[ci=-εiσv-σvσu]
构建包含n个观测值的样本对数似然函数：
[lnL（X；θ）=-nln（σu+σw）+i=1nln[eaiφ（ci）+ebiφ（hi）]] （5）
其中，[θ=[α，σv，σu，σw]']。通过对式（5）求偏导，可以求得所有参数的极大似然估计值。
为了求出银行高管与董事会在薪酬合约形成时所获得的剩余，我们需要进一步推导出[ui]与[wi]的条件分布[f（ui/εi）]和[f（wi/εi）]： [f（ui/εi）=λexp（-λui）φ（ui/σv+hi）φ（hi）+exp（ai-bi）φ（ci）] （6）
[f（wi/εi）=λexp（-λwi）φ（wi/σv+ci）exp（bi-ai）[φ（hi）+exp（ai-bi）φ（ci）]] （7）
其中，[λ=1σu+1σw]。再以（6）、（7）式为基础，可以得到[ui]与[wi]的条件期望：
[E（1-e-ui/εi）=1-λ1+λ[φ（hi）+exp（ai-bi）exp（σ2v/2-σvci）φ（ci-σv）]φ（hi）+exp（ai-bi）φ（ci）]
（8）
[E（1-e-wi/εi）=1-λ1+λ[φ（ci）+exp（bi-ai）exp（σ2v/2-σvhi）φ（hi-σv）]exp（bi-ai）[φ（hi）+exp（ai-bi）φ（ci）]]
（9）
由此，可以将双方议价过程中的净剩余[NS]进一步表示为：
[NS=E（1-e-wi/εi）-E（1-e-ui/εi）=E（e-ui-e-wi/εi）] （10）
在研究方法上，在上述误差项的假定下，由于（3）式所表示的复合误差项不满足正态性假设，所以最小二乘法估计是有偏的。同时，为了从复合误差项分离出[wi]与[ui]，我们采用极大似然法对参数进行估计。综合（2）与（3）式，就构成了一个典型的双边随机边界形式的薪酬决定模型。同时，由于参数[σu]仅出现在[ai]与[ci]中，而[σw]仅出现在[bi]与[di]中，所以二者均达到即可识别的条件。因此，在接下来的实证检验中，事前无须假定高管薪酬的合理水平，可完全通过模型的估计结果得出结论，这也正是双边随机边界模型区别于其他回归模型的优势所在。
四、变量选取与数据来源
（一）变量确定
本文以高管薪酬（cp）作为模型的被解释变量。在相关文献中，高管薪酬一般包括高管获得的现金薪酬、持有的股票及股票期权等金融衍生品的市场价值总额。但对于中国上市银行，由于还没有真正意义上对高管实施股权激励，另外，我国的法律及银行监管部门对银行高管持有股票也实施较严格的限制，从而使得现金薪酬成为我国上市银行高管薪酬激励的主要形式。因此，本文借鉴国内其他学者的做法，采用前三名高管薪酬总额的自然对数（lncp）作为高管薪酬的代理变量。同时，为了求得（2）式中合理的银行高管薪酬，本文还确定了如下反映中国上市银行个体特征的变量④：
1. 银行业绩。Hubbard和Palia（1995）认为银行业绩是影响高管薪酬的重要因素。合理的高管薪酬应该能激励高管提高银行业绩。本文采用资产收益率（roa）来表示银行业绩，资产收益率=（银行净利润/银行平均资产总额）*100%。
2. 银行风险。由于银行经营的高杠杆性及风险的易转移性，使得银行风险成为高管薪酬设置中的一个重要考虑因素（De Young等，2013）。本文借鉴国内学者的做法，以银行的不良贷款率（npl）表示银行风险。具体地，以五级贷款分类法下不良贷款额占总贷款的比重表示。
3. 资本充足率。资本充足率是银行监管的核心指标，对于资本充足的银行，高管会把更多的资产配置在贷款上，从而对银行业绩及风险产生影响（吴玮，2011）。因此，资本充足率（car）也是影响银行高管薪酬的重要因素。
4. 银行规模。众多的研究都表明，银行规模是影响银行高管薪酬的重要因素之一，一般情况下，规模越大的银行，高管薪酬越高。本文以银行资产的自然对数（lnsize）来表示银行规模。
5. 第一大股东持股比例。股权一定程度的集中，可以避免中小股东监管过程中的“免费搭车”问题（Morck等，1988），有利于高管薪酬的合理设置；当然，股权的过于集中，也可能使股东与高管形成“合谋”，从而对高管薪酬的合理设置产生不利影响。第一大股东持股比例（share）=银行第一大股东持股数占银行总股本的比例。
6. 银行性质。不同性质的银行高管薪酬也有显著差异，对于国有商业银行，由于其高管具有更浓厚的政治行政色彩，薪酬与高管个人的行政级别紧密挂钩；而对于其他股份制商业银行，高管薪酬设置中更多地按照市场化要求进行。一般情况下，国有商业银行高管薪酬明显比股份制商业银行低。因此，银行性质（gov）也是影响高管薪酬的重要变量，具体设置中，把国有商业银行取为1，其他银行取0。各变量的具体定义见表1。
（二）数据来源
本文选取16家上市银行为研究对象，其中国有商业银行5家，分别为工商银行、农业银行、建设银行、中国银行與交通银行；股份制商业银行8家，为中信银行、光大银行、华夏银行、平安银行、招商银行、浦发银行、兴业银行与民生银行；城市商业银行3家，南京银行、北京银行与宁波银行。研究时间为2007—2014年。银行高管薪酬数据来自于CSMAR数据库，其他财务数据来自bankscope数据库与银行相关年份披露的年度报告。
五、实证过程
（一）描述性统计
表2给出了各变量的描述性统计情况。中国上市银行高管薪酬绝对数虽然差异较大，但当我们对其取自然对数后，差异明显缩小，最小值为14.443，最大值17.236，均值为15.723。各银行业绩差异也不大，在样本区间内，银行平均总资产回报率为1.11%，标准差为0.237。银行不良贷款方面，总体上，上市银行的不良贷款达到监管要求，平均不良贷款率为1.39%，但银行之间的差异比较明显，最高的银行在2007年达到了23.57%，而同时期的宁波银行却只有0.36%。同样，在资本充足率方面，虽然总体上满足监管要求，但最低的银行2007年资本充足率水平为5.77%，远低于8%的标准，而南京银行在2007年却达到了30.14%。 表2：变量的描述性统计表
[变量名 观测值 均值 标准差 中位数 最小值 最大值 lncp 120 15.723 0.645 15.712 14.443 17.236 roa 128 1.110 0.237 1.130 0.100 1.730 npl 128 1.390 2.130 0.995 0.360 23.570 car 127 12.352 2.879 11.940 5.770 30.140 gov 128 0.313 0.465 0.000 0.000 1.000 share 127 32.081 19.398 21.300 5.900 80.000 lnsize 128 9.974 1.319 9.994 6.627 12.236 ]
（二）模型估计及结果分析
基于上文的论述，本部分先构建一组模型对影响中国上市银行高管薪酬的影响因素进行分析。为了便于检验模型效果，我们在表3中还给出了最小二乘模型与极大似然模型估计的结果。从表3的最小二乘估计结果可知，大部分变量对上市银行高管薪酬有显著影响，且模型调整后的R2为0.328，说明该模型能在一定程度上对上市银行高管薪酬进行拟合。而给出极大似然估计模型则是为了得到对数似然函数值，以便利用似然比来确定最优的拟合模型。从表3的估计结果看，LR值为85.93，在1%的水平上拒绝了“双边随机边界模型与极大似然估计模型无差异”的原假设，说明双边随机边界模型有较好的拟合效果，本文后续的分析主要基于双边随机边界模型进行。
从模型估计的结果看，银行不良贷款率对高管薪酬有显著的正向影响，这可能与中国银行业粗放的经营模式有关，在上市银行利润主要依靠存贷利差的情况下，高管为了完成业绩考核指标，会想方设法发放贷款，从而导致不良贷款与薪酬同方向变化。与此相对应的是资本充足率对高管薪酬的影响，相对其他资产而言，信贷资产消耗较高的银行资本，较高的资本充足率意味着银行发放贷款较谨慎，这会对银行的利润产生影响，从而影响银行高管的薪酬。银行性质对高管薪酬有显著负面影响，这是因为国有大型商业银行高管薪酬更多地体现了高管的行政级别。而第一大股东持股比例对高管薪酬有显著正向影响。
（三）方差分解：上市银行高管对高管薪酬的影响能力分析
本文采用方差分解的方法，对（3）式中[ε]所包含的三项随机误差项[w]、[u]与[v]的标准差与方差进行估计与分解，以此确定在上市银行高管薪酬形成过程中，银行高管与董事会在高管薪酬形成过程中的影响能力，具体估计的结果见表4。从表4可以知道，相对于董事会而言，银行高管对高管薪酬决定有更强的影响力，[E（w-u）=σw-σu]=0.3439，表明綜合而言，高管与董事会的讨价还价使得最终形成的银行高管薪酬高于合理的基准价格（均衡的合理价格）。lncp无法解释的总方差中，有52.95%为高管与董事会的议价能力所贡献。而在双方议价对高管薪酬形成的总影响中，高管自己几乎有绝对的影响力，达到了99.35%，而董事会的影响力仅占0.65%。高管之所以对薪酬决定有如此大的影响力，最可能的解释是，我国上市银行公司治理制度不完善，银行董事会未对高管进行真正监督，反而在很多方面与高管形成合谋，共同谋取高薪酬（Brick等，2006）。这在国内已经被部分学者注意到，如，黄寿昌等（2011）就发现董事与高管可以通过超额薪酬方式形成合谋，共享“企业租金”。朱滔（2015）的研究也发现，董事薪酬与企业CEO薪酬的影响因素高度趋同，企业董事与高管合谋来谋取超额薪酬。
（四）银行高管剩余与董事会剩余的估计
1. 总体估计结果。在高管薪酬形成过程中，银行高管与董事会获得的剩余相对于合理薪酬变动的百分比，也即式（8）与（9）的估计结果见表5。由表5我们发现，总体上，中国上市银行高管薪酬确实高于均衡的合理水平，平均而言，高管对薪酬的影响会使得银行高管薪酬比均衡的合理水平高出27.14%，而董事会的影响力只能使银行高管薪酬降低2.94%，最终使得实际支付的银行高管薪酬比均衡的合理水平高24.20%。表5的后三列更细致地列出了在不同分位数上的银行高管与董事会获取的剩余情况，可以发现，样本中，所有考察的银行高管薪酬都高于均衡的合理薪酬水平，有1/4的银行高管薪酬甚至高于合理水平约30%。这说明确实需要对我国上市银行高管薪酬进行一定程度的限制，也为出台的《中央管理企业负责人薪酬制度改革方案》提供了直接理论依据，根据该方案内容，包括金融行业在内的绝大部分央企负责人降薪的幅度在20%—30%，这与本文测算的结果比较一致。
表5：银行高管与董事获取的剩余
[变量 平均值
（%） 标准差
（%） p25
（%） p50
（%） p75
（%） 高管：[E（1-e-wi/εi）] 27.140 14.956 15.676 23.89 31.743 董事：[E（1-e-ui/εi）] 2.943 1.904 2.801 2.882 3.087 净剩余：
[E（e-ui-e-wi/εi）] 24.197 15.099 28.944 21.008 12.588 ]
2. 异质性条件下估计的结果。从上文的分析可知，银行高管与董事对高管薪酬的影响具有异质性。本部分主要从银行性质角度对该问题进行考察，具体结果见表6。在表6中我们发现，虽然国有商业银行与股份制及城市商业银行高管薪酬均不合理，但是程度不一样。总体上，股份制及城市商业银行高管获得的剩余较高，为28.06%，其董事获得的剩余为2.94%，最终使得股份制及城市商业银行实际支付的高管薪酬比均衡的合理水平高出25.12%，而国有商业银行为22.13%。这说明在进行限薪的时候，要注意对不同类型的银行进行区分，股份制及城市商业银行高管限薪的幅度应更大一些，从现实情况看，总体上，每年股份制及城市商业银行高管薪酬均明显高于国有商业银行，最高的高管薪酬也均在股份制银行中产生。 表6：银行性质对高管与董事获得剩余的影响
[变量 平均值
（%） 标准差
（%） p25
（%） p50
（%） p75
（%） 国有商业银行 高管：[E（1-e-wi/εi）] 25.071 9.975 16.416 24.389 31.188 董事：[E（1-e-ui/εi）] 2.943 0.189 2.804 2.875 3.058 净剩余：[E（e-ui-e-wi/εi）] 22.128 10.137 28.384 21.515 13.358 股份制及城商行 高管：[E（1-e-wi/εi）] 28.062 16.678 15.470 22.876 32.159 董事：[E（1-e-ui/εi）] 2.944 0.192 2.797 2.898 3.096 净剩余：[E（e-ui-e-wi/εi）] 25.118 16.821 29.362 19.978 12.375 ]
3. 分年度估计结果。早在2010年，中国银监会就颁布了《商业银行稳健薪酬监管指引》，该文件明确规定，商业银行主要负责人的绩效薪酬不得超过基本薪酬的3倍。之后，国资委与人社部在公开场合多次表示应把银行、保险等金融行业高管纳入“限高”行列，直到2014年8月，中央政治局正式审议通过了《中央管理企业负责人薪酬制度改革方案》，以文件的形式明确对包括银行业在内的央企高管薪酬进行限制。那么，中国上市银行高管薪酬是否如监管层预计的那样，很长时间都存在薪酬过高的现象？为此，我们分年度统计了银行高管薪酬净剩余的分布特征，见表7。由表7可以明显看出，2007—2014年，中国上市银行每年支付的高管薪酬均高于均衡的合理水平，除2008年外，其他年份高出的幅度均在25%左右。这也说明上市银行历年高管薪酬确实存在不合理的情况，也再一次说明对银行高管薪酬进行限制的必要性。
表7：银行高管薪酬不合理程度的年度分布特征
[年份 平均值（%） 标准差（%） p25（%） p50（%） p75（%） 2007 27.205 22.351 26.603 18.265 16.211 2008 18.294 13.141 19.688 14.857 9.803 2009 25.004 13.619 36.675 23.513 15.295 2010 24.733 18.689 30.967 19.642 11.642 2011 23.190 11.929 26.971 23.519 13.590 2012 25.229 16.023 29.292 24.117 11.919 2013 24.846 11.550 30.269 25.884 14.474 2014 24.895 13.200 27.477 24.110 15.785 ]
六、结论与启示
本文运用双边随机边界模型，对中国上市银行高管薪酬不合理程度进行了实证分析，实证结果表明：第一，银行高管与董事会的议价能力对银行高管薪酬决定均有重要影响，但银行高管对最终的高管薪酬形成几乎有绝对的影响力，使得最终实际支付的高管薪酬高于均衡的合理薪酬水平。第二，总体估计结果表明，平均而言，高管对薪酬的影响会使得银行高管薪酬比均衡的合理水平高出27.14%，而董事会的影响力只能使银行高管薪酬降低2.94%，最终使得实际支付的银行高管薪酬比均衡的合理水平高24.20%。第三，我国银行高管薪酬不合理程度存在异质性，总体上，股份制及城市商业银行最终支付的高管薪酬比均衡的合理水平高出25.12%，而国有商业银行为22.13%。第四，在年度分布特征上，分析結果也显示，2007—2014年，中国上市银行每年支付的高管薪酬均高于均衡的合理水平25%左右。
高管薪酬是银行公司治理的重要内容，在我国银行公司治理制度有待完善的背景下，是否应该对以上市银行为代表的中国银行目前的高管薪酬进行限制及限制多少，学界与业界尚有争议，本文为该问题提供了思路及答案。本文的研究结果表明，目前中国上市银行高管薪酬确实高于均衡的合理水平，因此，对银行高管实行“限薪令”势在必行。但是在限薪的幅度上不能过大，更不能使银行高管薪酬下降到央企负责人的平均水平，毕竟银行经营确实有其特殊性，设置较高薪酬的目的主要是为了激励高管努力工作，以提高中国银行业的综合实力及国际竞争力。过低的高管薪酬既会导致银行高管在工作中偷懒及变相腐败，也不利于中国银行业高端人才的稳定，更不利于中国银行业长期综合实力的提高。
注：
①基于经济学的“均衡分析”原理，在本文接下来的实证研究中，我们以均衡的薪酬表示合理的薪酬，也即后面模型中所解出来的基准的薪酬水平。
②ui与wi也可以假定为其他形式的分布，但对最终的估计结果没有实质性的影响，具体参见Kumbhakar和Lovell（2000） 的研究。
③详细推导见Kumbhakar和Parmeter（2009）。
④在变量的确定中，董事会规模与董事长和行长两职分离变量也是影响高管薪酬的重要因素，但董事会规模变量与银行规模变量存在严重的共线性，而所有银行都出现董事长没有兼任行长情况，最终导致该变量在回归的时候被“省略”掉。综合考虑，我们最终选择了文中的6个变量。
参考文献：
[1]Smith C W， Watts R. 1992. The investment opportunity set and corporate financing，dividend，and compensation policies. Journal of Financial Economics，32.
[2]John， Teresa A.， and Kose John. 1993. Top-management compensation and capital structure. Journal of Finance，48（3）. [3]John K， Qian Y. 2003. Incentive features in CEO compensation in the banking industry. Economic Policy Review，9.1：
[4]John K.，H.Mehran，andY.Qian. Outside monitoring and CEO compensation in the banking industry. Journal of Corporate Finance，16（4）.
[5]Hubbard R.G.，and D.Palia. 1995. Executive pay and Performance：Evidence from the U.S.banking industry.Journal of Financial Economics，39（1）.
[6]Demsetz H.，and K.Lehn. 1985. The structure of corporate ownership：Cause and conesquences. Journal of Political Economy，93（6）.
[7]Smith C.W.，and R.M.Stulz. 1985. The determinants of firm’s hedging policies. Journal of Financial and Quantitative Analysis，20（4）.
[8]DeYoung R.， E Y，Peng and M.Yan. 2013. Executive compensation and business policy choices at US commercial banks. Journal of Financial and Quantitative Analysis， 48（1）.
[9]Morck R， Shleifer A and Vishny R W. 1988. Management ownership and market valuation： An empirical analysis. Journal of Financial Economics.
[10]Hart O. 1995. Corporate governance： some theory and implications. The economic journal， 105（430）.
[11]Conyon M J， He L. 2011. Executive compensation and corporate governance in China. Journal of Corporate Finance， 17（4）.
[12]Shleifer A， Vishny R W. 1997. A survey of corporate governance. The journal of finance， 52（2）.
[13]Kumbhakar S C， Parmeter C F. 2009. The effects of match uncertainty and bargaining on labor market outcomes： evidence from firm and worker specific estimates. Journal of Productivity Analysis， 31（1）.
[14]Kumbhakar S C， Lovell C.A.K. 2000. Stochastic Frontier Analysis. Cambridge University Press，New York.
[15]Brick I E， Palmon O， Wald J K. 2006. CEO compensation， director compensation， and firm performance： Evidence of cronyism？ . Journal of Corporate Finance， 12（3）.
[16]陳学彬.中国商业银行薪酬激励机制分析[J].金融研究，2005，（7）.
[17]蒋海，朱滔，李东辉.监管、多重代理与商业银行治理的最优激励契约设计[J].经济研究，2010，（4）.
[18]宋清华，曲良波.高管薪酬、风险承担与银行绩效：中国的经验证据[J].国际金融研究，2011，（12）.
[19]张雪兰，卢齐阳，鲁臻.银行高管薪酬与系统性风险——基于中国上市银行 （2007—2013） 的实证研究[J].财贸经济，2014，（11）.
[20]温博慧.银行部门薪酬与经济金融系统的稳定性： 中美比较——资产值波动冲击下基于 SFC 的研究[J].国际金融研究，2015，（11）.
[21]岳希明，蔡萌.垄断行业高收入不合理程度研究[J].中国工业经济，2015，（5）.
[22]洪正.商业银行公司治理特殊性研究[M].中国金融出版社，2006.
[23]吴玮.资本约束对商业银行资产配置行为的影响：基于175家商业银行数据的经验研究[J].金融研究，2011，（4）.
[24]黄寿昌，陈星光，李朝晖.管理层异质性与管理层薪酬契约效率[J].山西财经大学学报，2011，（1）.
[25]朱滔.董事薪酬、CEO薪酬与公司未来业绩：监督还是合谋[J].会计研究，2015，（8）.
Abstract：This paper establishes a Two-tiered Stochastic Frontier Model，estimates and analysis the equitable proportion of executive compensation in china's listed banks.The result shows that：bank executives and directors have important influence on executive compensation decisions，but bank executives almost have absolute influence relative to the director. Eventually，the actual executive compensation pay 24.20% higher than a equilibrium level，and this situation existed every year. Different banks can cause different degree of in equitable proportion. On average，joint-stock commercial bank and city commercial banks is 25.12%，state-owned commercial bank is 22.13%.
Key Words：listed banks，executive compensation，reasonable level，Two-tiered Stochastic Frontier Model