1. 绪论
当前我国经济正处于重要的战略机遇期，国家的信息化战略也已经明确提出了“信息化带动工业化”的目标，可见信息技术成为提升企业竞争力的不可或缺的条件。信息技术产业在实体经济中的地位决定了其对我国乃至世界经济的发展都有着至关重要的作用。此外，作为具有高渗透性的产业，信息技术行业的盛衰兴废对于传统产业的发展有着不可磨灭的作用。因此，确保信息技术产业的稳步发展，不仅能为构建现代化经济体系创造良好的环境，也加快了我国实现共享共赢的步伐。
现代企业制度的一个显著特点是所有权与经营权分离，基于内部环境和外部环境的双重影响，高管在面对有着许多不确定因素的高风险项目时，为了维护自身的利益，会选择规避风险，损害股东利益，由此不可避免地产生了管理者与企业所有者之间的矛盾，这使得高管的经营理念与企业的兴败存亡息息相关。此外，近几年高管的天价薪酬引起了社会各界的广泛关注，所以企业如何设计合理有效的高管薪酬激励机制来维持良好的委托代理关系，解决高管规避风险的问题，使高管利益与企业的利益趋同，是本文研究的意义所在。
信息技术行业在近十年内保持着较快的发展态势，显示出稳中求进的趋势，其行业工资标准也早已由平均分配过渡到根据个人贡献决定其薪酬的形式。宏观上看，在市场化薪酬制定规则的指导下，该行业的高层管理者薪酬水平在近十多年间呈现显著增长态势。与之相比，员工的薪酬水平变化不显著，企业的高层管理者需要承担更大的责任和风险、从事更为复杂的工作，其薪酬水平的增速快于员工的薪酬增速存在一定的合理性，而高管团队内部的薪酬差距保持相对稳定，且小于企业薪酬差距。但是近几年来，相同或类似行业之间的高管薪酬差距越来越成为各界人士和关注的焦点。
本文在总结了国内外相关文献的基础上，选取2013~2019年沪深a股273家信息技术行业上市公司的数据作为研究样本，以委托代理理论和锦标赛理论作为研究起点，结合激励理论, 提出研究假设，选取相关研究变量，通过构建多元回归模型对该领域高管的货币薪酬与企业财务绩效的关系进行实证分析。
2. 文献综述
2.1. 国外文献综述
murphy (1985)选取1964~1978年美国制造业企业作为研究样本，探究管理层薪酬与企业财务绩效的相关关系，结果显示：随着管理层薪酬的增加，企业的主营业务收入会逐步增加，即管理者薪酬与企业财务绩效二者呈现出显著的正相关关系 [1]。
mcconnell等(1995)用tobin’s q衡量企业价值，用持股比例的平方计量管理者持股比例。研究结果显示：当持股比例 < 50%时，两者呈现正相关的关系；当持股比例 = 50%时，企业价值最大；持股比例 > 50%时，两者反向变化，呈负相关 [2]。
tosi and gomez (2000)采用逐步假设法，在研究管理者薪酬与企业的财务绩效两者之间的关系时，把企业规模作为中间变量，结果显示高管薪酬与企业财务绩效相关性并不显著，但是高管薪酬与企业规模正相关 [3]。
martin (2011)是从委托代理理论这个角度研究上市公司高管的薪酬对公司治理的影响，结果显示：高管与公司财务绩效呈显著的正相关关系。此外，他的突出贡献在于其发现非国有企业两者的相关性远大于国有企业 [4]。
hong等(2016)以2004~2011年西班牙上市公司的数据为研究样本，在研究管理者薪酬与企业的财务绩效两者之间的关系时，根据大股东对高管薪酬调整的影响来分析，结果显示高管薪酬和企业绩效反向变动 [5]。
2.2. 国内文献综述
杜兴强、王丽华(2007)在研究高管薪酬激励与公司财务业绩二者之间的关系时，以市场指标(tobin’s)、会计绩效指标(roa、roe)和股东财富指标(of)衡量公司的业绩。研究发现：高管当局的薪酬与本期tobin’s q同向变动，与上期tobin’s q反向变动，与企业本期和上期的股东财富指标(of)均同向变动 [6]。
严太华等学者(2009)以沪深两市14家上市商业银行的数据作为研究样本，以高层人员的平均薪酬来衡量高管薪酬，结果显示：高管薪酬的增加显著改善了商业银行的财务绩效 [7]。
刘玉敏(2014)从企业的生命周期出发，以电子行业上市公司为研究样本探讨高管薪酬与财务绩效之间的关系，结果发现：企业的高管薪酬与电子企业的财务绩效随着企业的生命周期的变化而变化 [8]。
何思等(2018)以我国化工行业的上市公司作为数据样本，研究发现：高管薪酬与企业绩效二者呈现显著的正相关关系。此外，企业积极履行社会责任对企业绩效也有着积极的影响 [9]。
朱健等(2018)以沪深两市的制造业为研究对象，从高管薪酬水平、薪酬结构两个方面研究高管人员薪酬与企业绩效的关系，结果发现：高管薪酬与企业绩效存在显著的正相关关系，且非国有企业比国有企业的影响效果更显著 [10]。
3. 理论分析
委托代理关系自身就会产生信息不对称的问题。在企业的日常经营活动中，企业高管为了满足个人私利，往往会选择相对保守的战略，而过分规避风险的战略最终会损害委托方的利益，加剧信息不对称的程度。为了有效解决这一问题，协调好委托方和受托方之间的利益冲突，企业致力于设计一套与企业未来经营业绩紧密联系的高管薪酬机制，在加强企业对高管行为的约束的基础上，使得高管行为所承担的成本也随之增大，可以有效降低信息不对称的程度。高管为了获得高额收入和良好的考核评价，会改善经营态度，提高工作效率，使企业处于良好的运作状态进而提升企业的经营绩效。
另外，从锦标赛理论的角度也可以考察高管薪酬差距与其激励效应的关系。lazear和rosen提出锦标赛理论最初是用来解释企业高层管理者之间日渐拉大的薪酬差距。该理论认为代理人的边际产出作为晋升依据的政策变得难以实行且缺乏说服力是由于企业性质的不同，对代理人行为的调查存在很多困难。而锦标赛激励所设定的薪酬主要基于代理人边际产出的排序，由此避免了使用具体的边际产出量会存在测量不准确的问题。所以在这样的背景下，委托人则更倾向于采用锦标赛激励的方式。此外，锦标赛理论也强调用较大的薪酬差距可以诱导管理人员付出更大的努力，进而在不断竞争的过程中提升组织的绩效。最后，基于锦标赛理论的假设，员工会因为外部环境不确定的增加而减少其努力程度，故高管薪酬设计同时也是与外界环境变化相联系的过程。
锦标赛理论将高管人员的选拔与晋升比作一场锦标赛，其最终目的都是为了获得更高的职位与薪酬。同时，职位晋升与薪酬增加的关联性也会有效的激发高管人员想要晋升的动力。所以我们有理由相信高管团队内部薪酬差距增加，会激发管理层之间的竞争性与积极性，从而对高管薪酬激励效应起到正向调节作用。公司也有动力将高管人员薪酬设置成递增式的，以激励管理层付出更多的努力。高管薪酬差距作为公司的内部环境因素，可以有效地减少代理成本。因此，本文提出以下假设：
信息技术企业高管内部薪酬差距对高管薪酬激励效应有显著的正向调节作用。
4. 研究设计
4.1. 变量选择
4.1.1. 高管薪酬
本文以高管货币性薪酬来衡量企业的高管薪酬进行实证研究。朱明秀(2011)在实证研究中，只是以各具体企业总经理的薪酬作为高管薪酬的衡量尺度 [11]。袁放建(2015)在其实证研究中，该学者同样选择了总经理的年薪作为企业高管薪酬的计量标准 [12]。本文参考多数学者的研究方法，选取上市公司前三名高管的薪酬总额计量高管货币薪酬(pay)，薪酬最高的前三名高管在一定程度上能够反映整个高管团队的薪酬水平，具有代表性，参照刘芳芳(2016)等学者对变量构造采用的思想和方法，对前三名高管的货币薪酬总额进行对数处理 [13]。
4.1.2. 企业财务绩效
拥有决策权的高管无疑会对企业的净资产收益率有一定的影响，本文的公司财务绩效主要是用来反映高管人员的经营成果，以此对高管的业绩进行评价。在以往的研究中企业绩效多数利用托宾q值进行衡量，但是由于我国股票市场仍有待完善，企业股价与真实值之间存在一定差距，因此为了更加切实地反映制造业上市公司的财务状况以及发展质量，此次研究参照刘振(2014)和叶陈刚等(2016)等学者的研究方法，选用净资产收益率(roe)衡量企业财务绩效 [14]。作为一个综合性极强的财务指标，净资产收益率能够从盈利能力、营运能力等多个角度衡量企业的业绩状况，是杜邦财务分析体系的核心，也是各大股东的重点关注对象。
为达到本文研究目的，保证实证检验的有效性，本文在参考现阶段国内外已有的相关研究的基础上，选取以下8个控制变量。
负债水平(debt)，用企业会计年度末的资产负债率衡量，反映了企业的偿债能力。资产负债率的大小影响企业的筹资状况，约束公司的经营决策。
企业规模(size)，用年末总资产的自然对数衡量。规模大的公司可以利用自身的优势，开展多元化的经营业务，提高企业的竞争力，增强风险承受的能力，并且规模越大的企业，边际成本递减的效应越明显，越容易获得高收益。
股权集中度(top)，选取最大股东的持股比例衡量这一控制变量。该度量指标越高，表明大股东的实际控制权越大，越能有效加强对高管的监督，从而有效降低企业的委托代理成本。但大股东持股过高，并非是万全之策，这一形势极易造成所有权私有收益行为，反而增加了公司的经营风险。
企业成长性(growth)，选取会计年度内主营业务收入总额同比增长进行衡量，反映企业的发展能力。主营业务增长率是评估企业所处的发展阶段和企业未来发展趋势(市场竞争力、发展潜力、发展风险和产品更新)的一个标准。企业可以根据所处的发展阶段，调整经营战略，开拓新的市场，改善企业的绩效。
独立董事比例(dep)，用独立董事人数占董事会总人数的比例衡量。独立董事不实际参与公司的经营，能较为客观地审核、监督管理层的行为，维护中小股东的利益，因此，独立董事的存在能有效减小代理风险。
两职兼任(dua)：如果企业出现董事长和总经理这两个职位兼任，说明企业的经营权和监督权没有分离，这样无疑会对企业的财务绩效产生不良影响。1表示存在两职兼任，0表示不存在两职兼任。
年度(year)和行业(industry)：为了剔除不同的行业、不同时间会出现差异这一影响，把年度变量和行业变量定为虚拟变量，具体变量说明见表1。
. variable definition table
表1. 变量定义表
4.2. 模型建立
采用多元线性回归模型，对信息技术行业高管的货币薪酬与企业财务绩效之间的关系进行实证分析。针对假设，我们设定模型为：
4.3. 样本选取
选取2013~2019年沪深两市a股273家信息技术行业的上市公司作为研究对象，之所以选择从2013年开始，高管货币薪酬的数据源自csmar数据库，从2013年开始较全面的披露高管货币薪酬的相关数据。本文其余的公司财务及公司治理数据均来源于csmar数据库和wind金融资讯终端以及同花顺财经网站，并按照如下标准对原始样本进数据筛选过程如下：
1) 由于金融行业的资本结构与国内其他上市公司有着显著的不同，所以数据中剔除了金融类样本企业。
2) 同时发行b股、h股的上市企业由于其投资群体不同，且受国内国外双重监管，所以这里将其一并剔除。
3) 出于便于研究分析的考虑，本文在处理数据的过程中已剔除st，*st的企业以及数据不完整的企业。
经数据筛选，最终有273家上市公司共2184个观测值，通过使用excel及python对样本数据进行相关的分析和检验。
5. 实证分析
5.1. 描述性统计分析
初步观察样本数据特征，对主要变量进行描述性统计分析，结果如表2所示。
. descriptive statistics of major variables
表2. 主要变量描述性统计
通过分析高管货币薪酬(pay)的极差，初步得出以下结论：信息技术产业不同企业之间的货币薪酬存在一定的差距。但是整体看来，该行业高管薪酬的均值较高、标准差较小，由此可知该行业高管薪酬较高，且薪酬差距较小，处于相对集中、稳定的状态。
企业财务绩效(roe)的最大值与最小值相差较大，说明业内不同企业间的经营状况存在一定的差距。通过观察财务绩效的均值，得知：该行业财务绩效有较大的提升空间。
关于控制变量，资产负债率极差衡量处于正常范围内，但是不容忽视的是部分企业这一指标最大值为0.730，这些企业的偿债风险较大。企业规模(size)最大值是30.285，最小值是21.736，均值为25.732。可见该行业企业规模分布均匀，差距较小。股权集中度(top)的最大值为1.829，相对于最小值0.072来说，差距较大。企业成长能力(growth)最小值为−0.635，最大值为18.573，很明显极值较大，说明这一行业企业水平参差不齐，未来发展前景有较大的差距。企业独立董事(dep)最大值0.810和最小值0.241之间的差距较小。通过观察企业独立董事的均值和方差上来看，该行业各企业独立董事的比例比较接近，符合占比1/3的要求。两职兼任(dua)指标衡量的是董事会监督的独立性，从均值0.29来看，仍有部分企业存在本企业ceo兼任董事长的情况，这很可能会影响企业监督的效果。
5.2. 相关分析
通过表3 pearson相关性分析的结果我们可以发现，在5%的显著性水平下，被解释变量高管货币薪酬与解释变量企业财务绩效之间存在显著的正相关关系，即对高管实施有效的货币薪酬激励能提高企业财务绩效。此外，各控制变量与主要研究变量也存在一定的相关关系：高管货币薪酬与企业的负债水平、企业规模、企业成长能力正相关，与独立董事的比例负相关；企业财务绩效与股权集中度、企业成长性正相关，与负债水平与企业规模负相关。各控制变量间也有相关关系，如企业规模与负债水平正相关，与两职兼任负相关；负债水平和企业成长性正相关，与两职兼任负相关。这些结果说明控制变量的选取是合理的，为回归分析的研究奠定了基础。解释变量和控制变量同被解释变量企业财务绩效之间的相关程度由高到低依次为：高管货币薪酬、负债水平、企业成长能力、股权集中度、独立董事比例、两职兼任和企业规模。
通过观察发现：表3中各变量之间相关系数绝对值均小于0.5，可见变量之间多重共线性问题并不严重。关于这一指标的进一步判断将通过回归分析中的方差膨胀因子(vif)来说明。
. pearson correlation analysis
表3. pearson相关性分析
**在0.01水平(双侧)上显著相关；*在0.05水平(双侧)上显著相关。
5.3. 回归分析及研究结果
通过表4我们可以看出，调整r²值为0.247，f值为86.732，且在5%的水平上双侧显著，可见模型中的高管货币薪酬和各控制变量能够较好的解释企业财务绩效的变动情况。高管货币薪酬与企业财务绩效在5%的水平上有显著的相关关系，回归系数为0.241，说明两者存在正相关关系，即信息技术产业高管的货币薪酬激励每变动一个单位，相应的企业财务绩效也同方向变动0.241个单位。因此，对高管进行货币薪酬激励可以提高企业的财务绩效。此外，由于各个变量的方差膨胀因子(vif)均小于10，说明变量之间不存在多重共线性。
. regression coefficient analysis table
表4. 回归系数分析表
5.4. 稳健性检验
最后，通过运用相同的模型采用变量替换的方法进行稳健性检验：用市场指标tobin’s q值替换净资产收益率(roe)来衡量企业财务绩效，以起到对净资产收益率(roe)所反映的会计指标的补充作用。利用模型对样本数据进行稳健性检验，结果如表5所示。信息技术企业高管的货币薪酬与企业财务绩效在5%的水平上显著相关，高管货币薪酬的回归系数为0.106，可见两者之间是正相关关系，验证了假设成立。
. robustness test coefficient analysis table
表5. 稳健性检验系数分析表
6. 总结
在归纳总结国内外相关文献的基础上，本文选取2013~2019年沪深两市a股的273家信息技术产业上市公司作为研究样本，以锦标赛理论为研究起点，借助委托代理理论以及激励理论，通过构建多元回归模型，对高管的货币薪酬与企业财务绩效的关系进行实证分析。得出具体结论如下：
信息技术产业高管的货币薪酬与企业财务绩效有显著的正相关关系，企业为降低代理成本，可以将多种激励措施相结合，提升高管工作的积极性。货币薪酬与企业绩效挂钩，高管在获得固定薪酬之后，为获得绩效薪金还要继续为企业效力，这样有助于改善企业财务绩效。
尽管在此之前，国内外已有专家学者研究高管薪酬与企业财务绩效这一关系，但针对某一具体领域或行业的研究较少，这恰恰是本文的创新点。本文研究的是信息技术产业这一特定领域的高管货币薪酬与企业财务绩效的关系；此外，本文将高管薪酬具体到其货币薪酬研究其和企业财务绩效的关系。但是由于笔者研究所获得的资料和能力有限，相关分析不够深入，本文仍有诸多不足。另外对于企业高管薪酬指标的构建有待完善，并且所确定的企业绩效指标对于现阶段的制造业企业不一定适用，研究时未作适当取舍。未来可以在解决不足的基础上，对信息技术这一领域进一步细化研究，加上对企业股权激励因素的考虑，提升本文研究结论的说服力。
利用高管的货币薪酬与企业财务绩效有显著的正相关关系这一结论，企业可以通过建立完善的高管薪酬监管体系来提高企业的财务绩效。在充分发挥薪酬委员会制定薪酬计划、审查高管履行职责的情况以及考评高管的年度绩效功能的同时，企业还应在薪酬委员会中加入部分独立董事，进一步发挥独立董事对企业的监管作用，这样更有助于制定出更客观的薪酬激励机制。此外，企业应合理披露高管薪酬，增加高管薪酬的透明度，实现市场、股东等利益相关者对高管薪酬的监督，最终提高企业的财务绩效。