（二）因变量的构建

　　本文所选取的公司业绩指标为ROE、ROA和EPS，为了将三个因素都纳入模型，且模型尽可能精简，本文利用主成分因子分析法来构造因变量。操作前先将这三个指标数据进行标准化，具体操作步骤分由SPSS19.0自动完成。分析结论：三个成分只需提取第一个即可。

　　由表1可知，通过该系数矩阵就可以将所有的主成分表示为各个变量的线性组合，即：

　　F =0.925×ROA +0.877×EPS+0.861×ROE+ε

　　样本回归分析

　　（一）相关性检验

　　为了考察高管年薪，高管持股比例，职务消费和公司业绩等变量之间的相关程度，本文对各个变量进行相关性分析。相关性分析采用Pearson相关系数来表示变量之间的相关关系，得到的相关性分析结果如表2所示。从表2来看，公司业绩变量F值与金额最高的前三名高级管理人员的报酬总额、职务消费变量和公司规模之间都存在显著的正相关关系，但是和高管持股比例的相关性却不高且没有通过显著性检验，可能是因为“零持股”现象过于普遍，因此这个变量可能会对模型产生不显著的影响，其余两个自变量和公司规模的控制变量用于回归是合适的，能够反映出公司业绩和高管薪酬之间的差异性。另外，表2还反映出四个自变量之间的相关系数均小于0.6，说明自变量之间不存在多重共线的关系，可将这些变量同时放入回归分析。

　　（二）回归分析

　　本文将对全体样本数据进行回归，以分析变量之间的具体关系，并验证理论部分提出假设的正确性。由于年薪变量和职务消费变量的绝对值太大，直接使用原始数据会使结果出现较大偏离，因此将年薪变量和职务消费变量转化为对数形式表示。得到的统计量F=39.927，远远大于1，相伴概率值P<0.001，说明自变量和因变量之间确实存在很大关系，所选样本数据可以用于线性回归。

　　表3为模型回归结果，高管年薪变量的系数符号为正，系数值为0.293，且通过了显著性检验（在0.005水平上显著），支持了原假设1，即公司绩效与上市公司薪酬最高前三名高管年度薪酬总额存在正相关关系。职务消费变量的系数符号为正，系数值为0.092，且通过了显著性检验（在0.005水平上显著），支持了原假设2，即公司绩效与上市公司高管人员职务消费水平存在正相关关系。高管持股变量的系数符号为正，系数值为0.015，但是却没有通过显著性检验，实验结果与前文相关性的结果一样，证实了作者猜想，即我国上市公司高管“零持股”现象过于严重，导致无法收集到足够的样本数据来验证假设3，说明公司绩效与上市公司高管人员持股规模存在不显著的正相关关系；控制变量里面，公司规模变量系数符号为正，没有通过显著性检验，说明公司规模对高管薪酬和企业绩效之间的影响并不显著，时间和行业变量里面也只有个别通过了显著性检验，也说明控制变量对于实验结果的影响较小。

　　综上所述，针对A股上市公司进行的相关和回归分析，表明高管薪酬与企业绩效之间有较强的相关性，反映了我国上市公司普遍实施薪酬激励机制，形成了薪酬-绩效契约关系。其中，年薪制激励是主要部分，实证结果验证了高管年薪与同年的公司绩效之间基本呈显著正相关关系，说明年薪制对于公司业绩提高有着积极的影响。

　　通过对总体的样本进行相关和回归分析，发现高管持股比例少、“零持股”现象严重，总体持股比例低，直接导致总体上高管持股比例与企业绩效之间不存在显著相关关系的实证结果，说明我国上市公司的股权激励机制并未发挥应有的作用。

　　从样本分析来看，我国上市公司的职务消费水平总体较高，与公司业绩呈显著正相关。但职务消费有利有弊，上市公司不能过分依靠职务消费来提高公司业绩，而应更注重高管薪酬的其他方面，以防止权力过分放宽导致贪污腐败现象。

　　参考文献：

　　1.陈冬华，梁上坤.在职消费、股权制衡及其经济后果—来自中国上市公司的经验证据[J].上海立信会计学院学报，2010（1）

　　2.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）

　　3.吴育辉，吴世农.高管薪酬：激励还是自利？—来自中国上市公司的证据[J].会计研究，2010（11）

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