薪資證明模板

一、引言

從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)下的工資體系發(fā)展至今，中國企業(yè)的高管激勵(lì)制度在市場化導(dǎo)向的改革實(shí)踐和全球化公司治理浪潮中經(jīng)歷了近三十年的變遷。中國的高管激勵(lì)深受制度、法律及公司治理環(huán)境的影響，上市公司的高管薪酬研究一直是我國學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。證券期貨業(yè)屬于典型的人才密集型行業(yè)，強(qiáng)勢的薪酬給付往往成為各職業(yè)經(jīng)理人、從業(yè)人員欲罷不能的條件。

二、證券期貨業(yè)上市公司高管薪酬的現(xiàn)狀分析

根據(jù)對各大證券期貨業(yè)上市公司近三年的年報(bào)薪酬披露數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析，我們認(rèn)為高管薪酬主要存在以下一些現(xiàn)象：

(一)部分董事不直接從公司領(lǐng)取報(bào)酬

從各公司披露的高管報(bào)酬數(shù)據(jù)來看，均存在部分董事“零報(bào)酬”的現(xiàn)象。探其原因，此類董事都在股東單位或其他關(guān)聯(lián)單位領(lǐng)取報(bào)酬、津貼，這反映出了我國上市公司高管掛職的現(xiàn)象。某種程度上，我國上市公司改制的不徹底性也導(dǎo)致了此現(xiàn)象的產(chǎn)生，大多數(shù)證券業(yè)上市公司都為國有控股公司，高管人員身兼數(shù)職，嚴(yán)重影響了其獨(dú)立性，可能會(huì)帶來深層次的治理問題。

(二)公司內(nèi)部各年度高管薪酬制度基本相同

幾乎所有的公司不同年度都保持了一定的薪酬結(jié)構(gòu)，薪酬總額穩(wěn)定增長，只有個(gè)別公司在20xx年出現(xiàn)了薪酬總額降低的現(xiàn)象，我們認(rèn)為是全球金融危機(jī)所致。值得一提的是，西南證券20xx年與20xx年的高管薪酬分配差異非常大。20xx年西南證券的高管最高薪酬為7.50萬元，而20xx年陡增到198.03萬元，在西南證券20xx、20xx年的年度報(bào)告中，我們并未發(fā)現(xiàn)對薪酬陡增的詳細(xì)披露。

(三)各公司內(nèi)部高管薪酬均呈差額分布

各個(gè)公司高管薪酬呈差額分布，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20xx年某證券高管報(bào)酬為例：總經(jīng)理獲得最高薪酬，為141.15萬元；公司的監(jiān)事薪酬最低，為0.25萬元；副總經(jīng)理獲得報(bào)酬118.32萬元，僅次于總經(jīng)理；其他副經(jīng)理以及監(jiān)事所得報(bào)酬在40―85萬元之間；獨(dú)立董事均獲報(bào)酬10萬元?？傮w來看，在上市公司內(nèi)享有實(shí)際經(jīng)營權(quán)更多的高管所獲薪酬更高；一般來講，排前三的高管薪酬差異較小，基本代表了公司最高領(lǐng)導(dǎo)人薪酬水平。

(四)行業(yè)內(nèi)高管薪酬差異性較大

以20xx年的數(shù)據(jù)為例，從表1來看，行業(yè)內(nèi)高管最高薪酬為587.37萬元，而行業(yè)最低薪酬為0.25萬元，差距非常大。行業(yè)內(nèi)各公司的高管薪酬均值也存在較大差異，招商證券的薪酬平均值為170.89萬元，比業(yè)內(nèi)平均水平82.26萬元高出接近90萬。公司支付的薪酬總額同樣差異很大，長江證券的高管薪酬總額甚至不及行業(yè)平均水平的50％，而招商證券高管薪酬總額卻高出行業(yè)平均水平一倍之多。

(五)獨(dú)立董事薪酬在行業(yè)內(nèi)水平相當(dāng)且比較穩(wěn)定

從年報(bào)披露情況看，證券行業(yè)90％的獨(dú)立董事都在公司領(lǐng)取報(bào)酬，不同公司給獨(dú)立董事的報(bào)酬差異不大，都接近行業(yè)平均水平。同一公司不同年度付給獨(dú)立董事的報(bào)酬也基本是穩(wěn)定的，只有小幅的波動(dòng)。這些現(xiàn)象表明，獨(dú)立董事的報(bào)酬可能受公司業(yè)績或規(guī)模等因素的影響較小。

三、研究假設(shè)與設(shè)計(jì)

(一)研究假設(shè)

1、高級管理人員報(bào)酬和公司業(yè)績正相關(guān)

將報(bào)酬合約中經(jīng)理的報(bào)酬在盡可能大的程度上與企業(yè)的業(yè)績聯(lián)系起來，可以使經(jīng)理有足夠的動(dòng)力來提高企業(yè)的盈利水平，從而增加股東的收益。

2、高級管理人員報(bào)酬與企業(yè)規(guī)模正相關(guān)

羅森(Rosen，1982)的理論暗示了高級經(jīng)理的報(bào)酬和企業(yè)規(guī)模之間存在相關(guān)性，企業(yè)規(guī)模越大，高級經(jīng)理控制的資源也就越多，涉及的經(jīng)營管理問題也就越復(fù)雜，因而對經(jīng)理的能力要求也就越高，其產(chǎn)生的連鎖效應(yīng)也就越大。

(二)樣本選取

選定CSMAR中國上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)庫中金融、保險(xiǎn)大類下證券、期貨業(yè)分類中上市公司作為研究對象。在樣本的選擇中，剔除了ST板塊企業(yè)。此外，20xx年2月延邊公路建設(shè)股份有限公司通過換股吸收合并置入原廣發(fā)證券100％股權(quán)所對應(yīng)的凈資產(chǎn)。廣發(fā)證券未有20xx年年報(bào)，只披露了延邊公路建設(shè)股份有限公司20xx年年報(bào)，故未將廣發(fā)證券納入實(shí)證分析數(shù)據(jù)處理。除去上述剔除掉的樣本和少量數(shù)據(jù)不全的樣本，最終選擇作為本項(xiàng)研究對象的樣本共11家證券、期貨上市公司。

(三)數(shù)據(jù)來源及變量選取

本研究所有數(shù)據(jù)均來自上市公司20xx年年報(bào)。我們選取披露排名前三之和作為衡量高管薪酬的變量。同時(shí)，取凈資產(chǎn)報(bào)酬率(ROE)作為衡量公司經(jīng)營績效的因變量，取總資產(chǎn)的自然對數(shù)作為公司規(guī)模衡量指標(biāo)的因變量。高管的年薪、凈資產(chǎn)收益率(ROE)和總資產(chǎn)(ASSETS)的相關(guān)數(shù)據(jù)均在報(bào)告中披露，總資產(chǎn)的自然對數(shù)(INASSETS)經(jīng)計(jì)算得到。

(四)模型的構(gòu)建

高管年薪排名前三之和作為高管報(bào)酬變量(Y)。用凈資產(chǎn)報(bào)酬率(ROE)作為公司績效變量，用總資產(chǎn)的自然對數(shù)(INASSETS)作為公司規(guī)模變量。建立多元回歸模型如下：

Y＝β1＋β2×ROE＋β3×INASSETS＋μ

四、回歸分析及結(jié)論

(一)多元回歸分析

根據(jù)上述模型利用EVIEWS做回歸分析，結(jié)果如表2所示：

得出模型函數(shù)為：Y＝-2550.592+20xx.277ROE+175.608INASSETS

首先對該分析結(jié)果進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

(1)擬合優(yōu)度?？蓻Q系數(shù)R2=0.588451，修正可決系數(shù)R2=0.485563，模型對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度一般，需要進(jìn)一步看其他統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

(2)F檢驗(yàn)。在給定α＝0.05的情況下，計(jì)算F0.05(2,8)=4.46，模型中F統(tǒng)計(jì)量為5.719371，大于臨界值4.46，由此判斷回歸方程顯著，列入模型的各個(gè)解釋變量聯(lián)合起來對被解釋變量的影響顯著，即凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)對數(shù)兩個(gè)變量聯(lián)合聯(lián)合起來確實(shí)對高管薪酬有顯著影響。

(3)t檢驗(yàn)。在給定α=0.05的情況下，計(jì)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，即凈資產(chǎn)收益率對高管薪酬有顯著影響；INASSETS的t值t=3.12664，也大于2.306，顯著。因此，凈資產(chǎn)收益率(ROE)和總資產(chǎn)對數(shù)(INASSETS)這兩個(gè)解釋變量對被解釋變量高管薪酬(Y)的影響均顯著。

綜上統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)分析，解釋變量凈資產(chǎn)收益率(ROE)和總資

產(chǎn)對數(shù)(INASSETS)對被解釋變量高管薪酬(Y)有顯著影響，兩個(gè)解釋變量分別對高管薪酬也有顯著影響。解釋變量的回歸系數(shù)均為正號，與定性分析假設(shè)中觀點(diǎn)相符合，即凈資產(chǎn)收益率與高管薪酬正相關(guān)，總資產(chǎn)規(guī)模與高管薪酬正相關(guān)。

(二)一元回歸分析

由于凈資產(chǎn)收益率與總資產(chǎn)規(guī)?？赡艽嬖谙嗷ビ绊懟蛘呔€性關(guān)系，我們分別做Y對ROE、INASSETS的一元回歸，進(jìn)一步檢驗(yàn)凈資產(chǎn)收益率(ROE)和總資產(chǎn)規(guī)模對高管薪酬(Y)的是否相關(guān)或影響是否顯著。

將凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為解釋變量，高管薪酬(Y)作為被解釋變量，建立一元回歸模型如下：

Y＝β1+β2×ROE+υ

用ROE對薪酬做回歸分析，得出可決系數(shù)R2=0.085544，說明模型整體對樣本數(shù)據(jù)擬合不好，即凈資產(chǎn)報(bào)酬率(ROE)并未很好地對高管薪酬的絕大部分差異做出解釋?；貧w系數(shù)為正，符合研究假設(shè)中公司績效與高管薪酬正相關(guān)的假設(shè)。進(jìn)一步對回歸系數(shù)作t檢驗(yàn)，在給定α=0.05的情況下，計(jì)算，tα／2／2(nk)=t0.05／2(11-3)=2.306，ROE的t統(tǒng)計(jì)量為0.917559，遠(yuǎn)小于臨界值2.306，這表明，凈資產(chǎn)收益率對高管薪酬沒有顯著影響。

將總資產(chǎn)對數(shù)(INASSETS)作為解釋變量，高管薪酬(Y)作為被解釋變量，建立一元回歸模型如下：

Y=β1+β2×INASSETS+υ

用總資產(chǎn)對數(shù)(INASSETS)對薪酬做回歸分析，得出可決系數(shù)R2=0.253604，說明模型整體對樣本數(shù)據(jù)擬合程度并不理想，即總資產(chǎn)對數(shù)(INASSETS)并未很好地對高管薪酬的絕大部分差異做出解釋。對回歸系數(shù)作t檢驗(yàn)，在給定α=0.05的情況下，計(jì)算，tα／2(n-k)=t0.05／2(11=3)=2.306，ROE的t統(tǒng)計(jì)量1.748695，小于2.306，這表明總資產(chǎn)對高管薪酬沒有顯著影響。

(三)研究結(jié)論

證券期貨業(yè)高管人員薪酬與公司業(yè)績正相關(guān)，但相關(guān)性不顯著，沒有很好的支持本文的假設(shè)，這一結(jié)果與以前許多文獻(xiàn)研究結(jié)果相似。筆者認(rèn)為原因在于：在一定的基本薪酬下，業(yè)績獎(jiǎng)金越高，現(xiàn)金薪酬的總額也越高，但是從年報(bào)中，我們只能得到高管年度薪酬總額，無法得知其結(jié)構(gòu)，回歸分析中所取的薪酬數(shù)據(jù)可能存在沒有反應(yīng)績效薪酬的情況，故而得出的結(jié)果為高管薪酬與業(yè)績不顯著相關(guān)。

證券期貨業(yè)高管人員薪酬與公司規(guī)模正相關(guān)，相關(guān)性仍然不顯著，這一結(jié)論與很多前人的研究不同。出現(xiàn)這樣的結(jié)果，可能的原因是本文所取的研究樣本較小，樣本之間差異性較大，造成研究結(jié)果不顯著，有所欠缺。

證券期貨業(yè)高管人員薪酬受多個(gè)因素的影響。以上多元回歸的結(jié)果顯示證券期貨業(yè)高管薪酬與業(yè)績和公司規(guī)模都呈顯著的正相關(guān)，表明業(yè)績和公司規(guī)模同時(shí)作用對高管薪酬產(chǎn)生了較大的影響。

五、結(jié)語

證券期貨業(yè)高管薪酬的定價(jià)是股東和管理層之間權(quán)力博弈的結(jié)果，從理論上講，公司業(yè)績是為薪酬定價(jià)的重要部分，但是在本研究中，公司業(yè)績對高管薪酬的影響沒有得到認(rèn)同。我們在文中僅選取了業(yè)績和規(guī)模作為影響證券期貨業(yè)高管薪酬的兩個(gè)因素來研究，但是諸如股東持股比例、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例等因素對高管薪酬也有很大程度的影響，期望后續(xù)研究者在此領(lǐng)域繼續(xù)探索。

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