(山東大學(xué) 管理學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100)

一、引言

股東與管理層之間以及控股股東與中小股東之間存在的利益沖突與目標(biāo)差異，導(dǎo)致了公司治理中的雙重代理問(wèn)題。在這兩類代理問(wèn)題中，管理層、控股股東、中小股東等治理主體之間的權(quán)力博弈是影響公司治理效率的關(guān)鍵因素。在多年來(lái)的實(shí)踐中，不同主體對(duì)于控股權(quán)的爭(zhēng)奪也愈演愈烈，在國(guó)美的控制權(quán)之爭(zhēng)中，引發(fā)爭(zhēng)斗的是想要“反客為主”的經(jīng)營(yíng)者，而在新浪及萬(wàn)科的控制權(quán)之爭(zhēng)中，掀起風(fēng)浪的則是“趁虛而入”的投資者。而不論在何種情況之下，由于信息不對(duì)稱等原因，中小股東的利益是最容易受到侵害的。因此，探討治理主體之間權(quán)力動(dòng)態(tài)配置的影響因素從而構(gòu)建合理的公司治理機(jī)制是避免惡性競(jìng)爭(zhēng)、保護(hù)中小股東利益的重要途徑。

回顧既往發(fā)生的股東與管理層爭(zhēng)奪控制權(quán)的博弈過(guò)程，本文發(fā)現(xiàn)，股東通過(guò)董事會(huì)對(duì)管理層進(jìn)行監(jiān)督與控制，管理層卻也往往會(huì)采取相應(yīng)的對(duì)策去盡量擺脫股東的控制，只是結(jié)果大相徑庭。2014年阿里巴巴上市之后，馬云及其管理團(tuán)隊(duì)持有13.1%股份，但依據(jù)合伙人制度仍可以擁有董事會(huì)半數(shù)以上席位。而吳長(zhǎng)江在多次與資本博弈的過(guò)程中處于下風(fēng)，幾次敗走雷士照明，最后更是鋃鐺入獄。軟銀、

雅虎等股東能夠接受馬云提出的“合伙人制度”，但軟銀卻在面對(duì)吳長(zhǎng)江時(shí)做出了完全不同的反應(yīng)，股東為何會(huì)對(duì)馬云等管理層如此信任？這種信任是否源自于馬云作為創(chuàng)始人高管擁有的良好聲譽(yù)？或者說(shuō)，擁有良好聲譽(yù)的高管是否能夠獲得股東更多的信任？有學(xué)者指出，由于擁有良好聲譽(yù)的高管可以為企業(yè)獲得更多的社會(huì)資源，股東往往會(huì)對(duì)這些高管產(chǎn)生積極的正面評(píng)價(jià)[1]。Jian和Lee(2011)[2]的研究也證實(shí)了上述觀點(diǎn)，相較于聲譽(yù)較低的高管管理的企業(yè)，由具有高聲譽(yù)的高管所管理的企業(yè)更容易受到股票市場(chǎng)中投資者的青睞。同時(shí)，Kaplan等(2015)[3]的研究指出，相對(duì)于較低聲譽(yù)的CEO，擁有較好聲譽(yù)的CEO更容易得到非專業(yè)投資者的支持。因此，由良好聲譽(yù)帶來(lái)的股東信任與支持勢(shì)必會(huì)影響到治理主體之間的博弈行為。進(jìn)一步值得探討的理論問(wèn)題是：在公司控制權(quán)的爭(zhēng)奪過(guò)程中，高管聲譽(yù)又扮演怎樣的角色？良好的聲譽(yù)會(huì)為高管在權(quán)力博弈中贏得相應(yīng)的回報(bào)嗎？也就是說(shuō)，高管聲譽(yù)是否能夠影響上市公司權(quán)力的動(dòng)態(tài)配置？截至目前，鮮有文獻(xiàn)對(duì)該問(wèn)題從理論與實(shí)證兩個(gè)方面去系統(tǒng)闡釋。

傳統(tǒng)委托代理理論認(rèn)為高管聲譽(yù)作為一種隱性激勵(lì)，可以有效降低代理成本。以此為基礎(chǔ)產(chǎn)生的有效契約假說(shuō)認(rèn)為高管聲譽(yù)可以有效解決勞動(dòng)力市場(chǎng)的逆向選擇(adverse selection)等問(wèn)題，其與企業(yè)價(jià)值之間存在顯著的正向關(guān)系[4]。然而，理論界還存在另外一種觀點(diǎn)，即尋租效應(yīng)假說(shuō)。這種假說(shuō)更多的是基于行為委托代理理論，即考慮高管的損失規(guī)避(loss aversion)特征，強(qiáng)調(diào)了高管可能為了維護(hù)既有聲譽(yù)而做出與公司股東長(zhǎng)期利益以及公司整體利益相悖的行為?，F(xiàn)有學(xué)者多基于上述兩種假說(shuō)，對(duì)高管聲譽(yù)與企業(yè)績(jī)效、高管薪酬、盈余管理等因變量的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究[5-7]。但已有研究多聚焦于高管聲譽(yù)與治理績(jī)效的直接關(guān)聯(lián)關(guān)系，甚至得出了截然相反的結(jié)論。由前文所知，高管聲譽(yù)在上市公司權(quán)力配置的過(guò)程中扮演了重要角色。因此，忽視高管聲譽(yù)如何發(fā)揮治理效用的路徑與機(jī)制，尤其是權(quán)力配置在兩者之間的中介效應(yīng)是上述研究的共有局限性，這也導(dǎo)致了理論與實(shí)踐的脫節(jié)。

鑒于此，本文運(yùn)用中國(guó)上市公司面板數(shù)據(jù)，對(duì)高管聲譽(yù)、權(quán)力配置與雙重代理問(wèn)題之間的關(guān)系進(jìn)行了理論與實(shí)證研究。主要貢獻(xiàn)在于：第一，突破已有研究的局限性，構(gòu)建了高管聲譽(yù)對(duì)上市公司權(quán)力配置影響的理論模型，從嶄新視角深入闡釋了高管聲譽(yù)對(duì)于上市公司治理的作用路徑與內(nèi)在機(jī)理；第二，目前有關(guān)高管權(quán)力的文獻(xiàn)多將其作為一個(gè)整體，忽視了不同權(quán)力的來(lái)源及由其引致的差異。本文將高管權(quán)力按照其來(lái)源進(jìn)行了維度細(xì)分，包括基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力與基于股權(quán)特征的相對(duì)權(quán)力，并對(duì)其屬性與作用進(jìn)行了比較分析；第三，本文基于雙重代理關(guān)系框架，揭示了高管聲譽(yù)-權(quán)力-薪酬之間的邏輯關(guān)系，并發(fā)現(xiàn)了高管聲譽(yù)對(duì)控股股東侵占效應(yīng)的治理作用，證實(shí)了高管聲譽(yù)對(duì)雙重代理關(guān)系的顯著影響以及在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司中的作用差異，拓展了傳統(tǒng)委托代理理論的研究視域。

二、理論分析與研究假設(shè)

根據(jù)雙重委托代理理論的相關(guān)觀點(diǎn)，本文構(gòu)建了高管聲譽(yù)對(duì)上市公司權(quán)力配置以及雙重代理關(guān)系的影響路徑。基于高管權(quán)力的來(lái)源，將高管權(quán)力劃分為基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力和基于股權(quán)特征的相對(duì)權(quán)力。絕對(duì)權(quán)力是由高管本身的職位、地位以及持股情況等內(nèi)在因素來(lái)決定的，而相對(duì)權(quán)力是由上市公司的金字塔層級(jí)、股權(quán)分散程度等外在因素所決定的。兩者具有不同的來(lái)源與屬性，因此對(duì)高管聲譽(yù)與代理成本之間產(chǎn)生的中介效應(yīng)與作用路徑也有所不同。如圖1所示，高管聲譽(yù)通過(guò)作用于高管的兩類權(quán)力，間接影響了控股股東侵占效應(yīng)和高管薪酬水平，也就是說(shuō)，高管聲譽(yù)通過(guò)作用于上市公司權(quán)力的動(dòng)態(tài)配置，繼而影響了上市公司的雙重代理關(guān)系。

(一)高管聲譽(yù)與權(quán)力配置

張維迎(2005)[8]指出市場(chǎng)對(duì)高管個(gè)人能力的綜合感知構(gòu)成了高管聲譽(yù)。根據(jù)委托代理理論，高管聲譽(yù)作為一種隱性激勵(lì)契約，可以減少道德風(fēng)險(xiǎn)，也可以適當(dāng)解決來(lái)自勞動(dòng)力市場(chǎng)的逆向選擇問(wèn)題，從而降低代理成本。Wong和Boh(2010)[9]指出，聲譽(yù)可以減少企業(yè)中存在的信息不對(duì)稱程度以及經(jīng)營(yíng)過(guò)程中的不確定性。同時(shí)，作為一種社會(huì)資本，良好的高管聲譽(yù)會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效及企業(yè)聲譽(yù)有一定的提升作用[10]。Weng(2016)[11]實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)公司聲譽(yù)和高管聲譽(yù)都有利于公司的財(cái)務(wù)績(jī)效，但高管聲譽(yù)的影響更持久、更全面。因此，高管聲譽(yù)的正向效應(yīng)已被多數(shù)學(xué)者認(rèn)可。高管聲譽(yù)能否對(duì)高管擁有的權(quán)力產(chǎn)生影響？對(duì)于高管聲譽(yù)與高管權(quán)力之間的關(guān)系，理論界有兩類主要觀點(diǎn)，一是聲譽(yù)是權(quán)力的一部分，二是聲譽(yù)是權(quán)力的來(lái)源。

圖1 高管聲譽(yù)對(duì)權(quán)力配置及雙重代理關(guān)系的影響路徑

在高管權(quán)力研究的早期階段，F(xiàn)inkelstein(1992)[12]依據(jù)權(quán)力來(lái)源的不同，將高管權(quán)力分為結(jié)構(gòu)權(quán)力、專家權(quán)力、聲望權(quán)力和所有權(quán)權(quán)力四個(gè)維度。并指出，高管的專家權(quán)力和聲望權(quán)力能夠?qū)Χ聲?huì)施加影響，使其做出傾向于高管的股權(quán)或薪酬決策，進(jìn)而進(jìn)一步增強(qiáng)高管的所有權(quán)權(quán)力，而所有權(quán)權(quán)力的增加又會(huì)同時(shí)增強(qiáng)高管的聲望權(quán)力等其他權(quán)力基礎(chǔ)[13]。

近年來(lái)，扎根于權(quán)力多樣化觀點(diǎn)，有學(xué)者指出，CEO聲譽(yù)是CEO獲得權(quán)力的一種重要來(lái)源[14]?？紤]到管理層和股東間的信息不對(duì)稱，很有可能股東對(duì)CEO的積極情緒來(lái)源于CEO聲譽(yù)[15]。名人CEO可以提供更多更好的資源與機(jī)會(huì)，由此股東會(huì)對(duì)其行為有積極的評(píng)價(jià)傾向。因此，CEO聲譽(yù)可以成為CEO認(rèn)同、影響力、權(quán)力的來(lái)源[16]。Park(2014)[17]指出CEO聲譽(yù)是CEO獲得權(quán)力的一種外部來(lái)源，名人CEO獲取權(quán)力經(jīng)過(guò)四個(gè)階段：CEO社會(huì)認(rèn)同；社會(huì)認(rèn)同演變?yōu)楣娭С?；公眾支持轉(zhuǎn)變?yōu)?利益相關(guān)者)內(nèi)在自信；內(nèi)在自信轉(zhuǎn)為權(quán)力。鑒于聲譽(yù)的內(nèi)在屬性，本文認(rèn)同于第二種觀點(diǎn)，高管聲譽(yù)是高管獲取權(quán)力的來(lái)源之一，也是影響上市公司權(quán)力配置的重要因素。高管聲譽(yù)會(huì)傳遞給公眾一種企業(yè)被有效運(yùn)營(yíng)的信號(hào)，高聲譽(yù)高管可以獲得股東及社會(huì)公眾更多的支持，從而能夠獲得更多的權(quán)力。據(jù)此提出以下假設(shè)。

假設(shè)1高管聲譽(yù)能夠?qū)Ω吖軗碛械幕诟吖苌矸莸慕^對(duì)權(quán)力具有顯著的正向影響，高管聲譽(yù)越好，高管擁有的絕對(duì)權(quán)力越大。

假設(shè)2高管聲譽(yù)能夠?qū)Ω吖軗碛械幕诠蓹?quán)特征的相對(duì)權(quán)力具有顯著的正向影響，高管聲譽(yù)越好，高管擁有的相對(duì)權(quán)力越大。

(二)高管聲譽(yù)、權(quán)力配置與高管薪酬水平

Zavyalova(2016)[18]認(rèn)為高管聲譽(yù)可以帶來(lái)社會(huì)資本和商譽(yù)方面的增量，對(duì)企業(yè)而言是有利的。高管的良好聲譽(yù)對(duì)其他高管、商業(yè)團(tuán)體以及公眾而言是公司被有效運(yùn)營(yíng)的一種標(biāo)志，這使得股東認(rèn)為值得支付給高管更高的薪酬。通過(guò)提供高薪酬吸引和留住高聲譽(yù)高管，這可以增強(qiáng)董事會(huì)和股東對(duì)公司未來(lái)成功的信心[19]。高管權(quán)力理論認(rèn)為，企業(yè)內(nèi)存在著導(dǎo)致高管薪酬水平超出公允價(jià)值、薪酬績(jī)效敏感度降低的傾向于高管的權(quán)力不平衡[20]。

現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論把剩余控制權(quán)看作產(chǎn)權(quán)的本質(zhì)，剩余控制權(quán)越多，管理層所具有的可操縱企業(yè)的自主行為空間就越大[21]。由前文可知，基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力，是高管以自身職位與所持股權(quán)為基礎(chǔ)的絕對(duì)權(quán)力，能夠?qū)Χ聲?huì)結(jié)構(gòu)及行為產(chǎn)生直接影響。一方面，高管同時(shí)擔(dān)任董事長(zhǎng)與CEO，增加了對(duì)董事會(huì)決策及公司經(jīng)營(yíng)的控制權(quán)力；另一方面，高管擁有股份也會(huì)促使其在與股東、董事會(huì)博弈時(shí)擁有更多的話語(yǔ)權(quán)。高管權(quán)力理論認(rèn)為，企業(yè)內(nèi)存在著導(dǎo)致高管薪酬水平超出公允價(jià)值、與企業(yè)績(jī)效明顯脫鉤的傾向于高管的權(quán)力不平衡。Van Essen(2012)[22]實(shí)證檢驗(yàn)了高管權(quán)力對(duì)CEO薪酬的影響，結(jié)果表明，高管權(quán)力理論能夠解釋現(xiàn)金收入等核心薪酬，但是無(wú)法解釋業(yè)績(jī)薪酬敏感性。王克敏和王志超(2007)[23]驗(yàn)證了高管控制權(quán)與高管薪酬水平之間的正相關(guān)關(guān)系。Chongwoo(2014)[24]研究CEO權(quán)力與CEO薪酬結(jié)構(gòu)時(shí)發(fā)現(xiàn)，CEO權(quán)力會(huì)提升CEO薪酬。當(dāng)CEO工資有上限時(shí)，CEO權(quán)力會(huì)提升CEO的股權(quán)報(bào)酬；并且具有工資上限的CEO權(quán)力越大，CEO總薪酬增加越多。依據(jù)前文假設(shè)，高管聲譽(yù)會(huì)提升基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力，從而提升高管對(duì)董事會(huì)行為及決策的影響，使董事會(huì)做出對(duì)高管更有利的薪酬決策行為。因此，高管聲譽(yù)會(huì)顯著影響基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力，從而顯著提升高管薪酬水平。由此提出以下假設(shè)。

假設(shè)3高管聲譽(yù)對(duì)高管薪酬水平具有顯著的正向影響。高管擁有的基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力在高管聲譽(yù)與高管薪酬水平之間存在中介效應(yīng)，也就是高管聲譽(yù)導(dǎo)致高管絕對(duì)權(quán)力的增加，繼而提高了高管薪酬水平。

(三)高管聲譽(yù)、權(quán)力配置與控股股東侵占效應(yīng)

在股權(quán)相對(duì)集中的情況下，大股東可以通過(guò)董事會(huì)對(duì)企業(yè)管理層施加影響，這可以有效解決股權(quán)分散情況下的第一類代理問(wèn)題，但隨之引起的是大股東與其他投資者之間的第二類代理問(wèn)題[25]。大股東通過(guò)對(duì)企業(yè)的控制實(shí)現(xiàn)自我私利、罔顧企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)利益。La Porta(2000)[26]指出當(dāng)控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離時(shí)，控股股東侵占效應(yīng)會(huì)更為顯著。陳文強(qiáng)(2017)[27]實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，在控股股東涉入程度較高的民營(yíng)企業(yè)中，股權(quán)激勵(lì)的實(shí)施會(huì)加劇控股股東侵占行為。也就是說(shuō)，管理層與控股股東之間通過(guò)股權(quán)激勵(lì)產(chǎn)生了合謀行為。如何約束這種行為？而本文認(rèn)為，這種合謀行為應(yīng)該會(huì)受到高管聲譽(yù)的約束。也就是擁有良好聲譽(yù)的高管不僅不會(huì)與控股股東合謀，而且還會(huì)在一定程度上抑制控股股東的侵占效應(yīng)。

在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)博弈過(guò)程中，高管會(huì)選擇建立良好的聲譽(yù)，以獲得未來(lái)收益，從而實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期利益最大化。高管擁有的基于股權(quán)特征的相對(duì)權(quán)力是由于股權(quán)分散和控制鏈層級(jí)較長(zhǎng)所帶來(lái)的高管權(quán)力的增加。研究表明，名人CEO可以被視作為公司的無(wú)形資產(chǎn)，可以為公司帶來(lái)更多的機(jī)會(huì)[28]。高聲譽(yù)CEO會(huì)更關(guān)注企業(yè)外部環(huán)境的變化，注重企業(yè)外部信息的獲取[29]。他們也傾向于拓展自己的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，有利于公司獲取更多的外部信息資源[1]。此外，由于高聲譽(yù)高管在能力與行為方面長(zhǎng)期積累起來(lái)的良好評(píng)價(jià)，不論是高管本身能力的出眾及行為的盡職，還是出于對(duì)既有聲譽(yù)的維護(hù)，對(duì)于控股股東的侵占行為，具有良好聲譽(yù)的高管有一定的抵制與影響。因此，高管擁有的良好聲譽(yù)可能會(huì)增加其權(quán)力，繼而影響控股股東行為，而這種權(quán)力更多的是基于股權(quán)結(jié)構(gòu)的相對(duì)權(quán)力。由此提出以下假設(shè)。

假設(shè)4高管聲譽(yù)對(duì)控股股東侵占效應(yīng)具有顯著的負(fù)向影響。高管擁有的基于股權(quán)特征的相對(duì)權(quán)力在高管聲譽(yù)與控股股東侵占效應(yīng)之間存在中介效應(yīng)，也就是高管聲譽(yù)導(dǎo)致高管相對(duì)權(quán)力的增加，從而抑制了控股股東侵占效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究選取了2011-2015年中國(guó)上市公司樣本，剔除(1)金融類上市公司樣本；(2)相關(guān)信息缺失的樣本；(3)當(dāng)年上市以及期間退市的上市公司；(4)ST及*ST公司；(5)存在極端值的公司，最終獲得每年度492家上市公司樣本，共有2 460個(gè)觀測(cè)值的平衡面板數(shù)據(jù)。所使用的公司治理與財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，高管權(quán)力中金字塔層級(jí)數(shù)為手動(dòng)查詢輸入獲得。

(二)變量設(shè)計(jì)與計(jì)算方式

1. 高管聲譽(yù)(TM-Reputation)

已有文獻(xiàn)中多采用媒體報(bào)道次數(shù)(media counts)與高知名度獎(jiǎng)項(xiàng)(high-profile awards)來(lái)測(cè)量高管聲譽(yù)[5,7]。首先，由于新聞媒體傾向性的存在與專業(yè)性的缺失，媒體報(bào)道次數(shù)難以準(zhǔn)確測(cè)量高管聲譽(yù)；其次，盡管高知名度獎(jiǎng)項(xiàng)是由商業(yè)領(lǐng)域的專家公開評(píng)選出的，具有一定的權(quán)威性，但也難以避免信息不對(duì)稱的偏差，也忽視了利益相關(guān)者評(píng)價(jià)這一重要維度。因此，在中國(guó)情境之下進(jìn)一步修正與完善高管聲譽(yù)的測(cè)量方式，是實(shí)證研究深化與拓展的前提。鑒于此，本文對(duì)海信電器、東阿阿膠等上市公司的部分高管進(jìn)行訪談，高管依據(jù)經(jīng)驗(yàn)認(rèn)為，擔(dān)任人大代表、政協(xié)委員等，獲得由專業(yè)機(jī)構(gòu)頒發(fā)的榮譽(yù)獎(jiǎng)勵(lì)(如勞動(dòng)獎(jiǎng)?wù)隆?yōu)秀企業(yè)家等)以及在專業(yè)的行業(yè)協(xié)會(huì)中擔(dān)任要職都會(huì)給高管帶來(lái)一定的聲譽(yù)[30]。通過(guò)對(duì)樣本公司披露的高管履歷進(jìn)行分析，將高管聲譽(yù)劃分為三個(gè)維度，獎(jiǎng)勵(lì)型聲譽(yù)、專家型聲譽(yù)及政治型聲譽(yù)。獎(jiǎng)勵(lì)型聲譽(yù)采用公司中具有地市級(jí)以上(包括地市級(jí))獲得社會(huì)榮譽(yù)等的高管人數(shù)比例進(jìn)行測(cè)量，政治型聲譽(yù)采用公司中兼任地市級(jí)以上(包括地市級(jí))人大代表、政協(xié)委員等的高管人數(shù)比例進(jìn)行測(cè)量，專家型聲譽(yù)采用擔(dān)任行業(yè)協(xié)會(huì)主要負(fù)責(zé)人的高管人數(shù)比例進(jìn)行測(cè)量。通過(guò)主成分分析將上述三個(gè)維度整合為一個(gè)主變量。

表1 變量定義與計(jì)算方式

2. 高管權(quán)力(TM-Power)

Finkelstein(1992)[12]按照權(quán)力來(lái)源的不同，將高管權(quán)力分為結(jié)構(gòu)權(quán)力、專家權(quán)力、聲望權(quán)力和所有權(quán)權(quán)力四個(gè)維度。王茂林等(2014)[31]在度量高管權(quán)力時(shí)將其劃分為三個(gè)維度，股權(quán)分散程度、董事長(zhǎng)CEO二職合一情況和金字塔層級(jí)控制鏈深度。本文根據(jù)高管權(quán)力的來(lái)源將高管權(quán)力分為基于高管身份特征所有的絕對(duì)權(quán)力和基于股權(quán)特征所擁有的相對(duì)權(quán)力?；诟吖苌矸萏卣魉械慕^對(duì)權(quán)力包括高管是否同時(shí)擔(dān)任CEO與董事會(huì)主席、高管是否具有股權(quán)?；诠蓹?quán)特征所擁有的相對(duì)權(quán)力包括由于企業(yè)股權(quán)分散帶來(lái)的高管權(quán)力和由于企業(yè)控制鏈層級(jí)較長(zhǎng)帶來(lái)的高管權(quán)力。

3. 高管薪酬水平(TM-Compensation)

選擇公司中的前三位高管，對(duì)其薪酬之和取對(duì)數(shù)進(jìn)行測(cè)量。

4. 控股股東侵占效應(yīng)(CS-Expropriation)

由于控股股東侵占效應(yīng)主要表現(xiàn)為控股股東對(duì)企業(yè)資金的占用，財(cái)務(wù)報(bào)表中的其他應(yīng)收款可以體現(xiàn)控股股東對(duì)企業(yè)資金的直接占用，因此選擇用“其他應(yīng)收款/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入”這一變量來(lái)衡量控股股東侵占效應(yīng)。變量定義與計(jì)算方式如表1所示。

(三)模型構(gòu)建與研究方法

采用2011-2015年的平衡面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用豪斯曼(Hausman)檢驗(yàn)與多元回歸分析對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。利用Baron和Kenny(1986)[32]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟，為檢驗(yàn)高管聲譽(yù)、基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力以及高管薪酬水平三者之間的路徑關(guān)系，本文將做如下檢驗(yàn)：第一步，檢驗(yàn)自變量高管聲譽(yù)(TM-Reputation)與因變量高管薪酬水平(TM-Compensation)之間的關(guān)系是否顯著。如果顯著的話，第二步，做中介變量基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力(Identity-Power)對(duì)自變量(TM-Reputation)的回歸，檢驗(yàn)回歸系數(shù)是否顯著。第三步，把中介變量(Identity-Power)與自變量(TM-Reputation)一起放入第一步的回歸方程中，如果自變量與因變量的顯著性消失，這說(shuō)明存在完全中介效應(yīng)；如果自變量與因變量關(guān)系依然顯著只是數(shù)值有所下降，這說(shuō)明存在部分中介效應(yīng)。之后再將因變量改為控股股東侵占效應(yīng)(CS-Expropriation)，中介變量改為基于股權(quán)特征的相對(duì)權(quán)力(Ownership-Power)，重復(fù)以上步驟。所采用的六個(gè)模型(Model 1, Model 2, Model 3, Model 4, Model 5, Model 6)依次如下所示

TM-Compensationi,t=α+ui+b1TM-Reputationi,t+b2OWi,t+b3SQi,t+b4Sizei,t+b5Growthi,t+b6LEV+b7Ind+ei,t

Indentity-Poweri,t=α+ui+b1TM-Reputaioni,t+b2OWi,t+b3SQi,t+b4Sizei,t+b5Growthi,t+b6LEV+b7Ind+ei,t

TM-Compensationi,t=α+ui+b1TM-Reputationi,t+b2Identityi,t-Poweri,t+b3OWi,t+b4SQi,t+b5Sizei,t+b6Growthi,t+b7LEV+b8Ind+ei,t

CS-Expropriationi,t=α+ui+b1TM-Reputationi,t+b2OWi,t+b3SQi,t+b4Sizei,t+b5Growthi,t+b6LEV+b7Ind+ei,t

Ownership-Pweri,t=α+ui+b1TM-Reputationi,t+b2OWi,t+b3SQi,t+b4Sizei,t+b5Growthi,t+b6LEV+b7Ind+ei,t

CS-Expropriationi,t=α+ui+b1TM-Reputationi,t+b2Ownership-Poweri,t+b3OWi,t+b4SQi,t+b5Sizei,t+b6Growthi,t+b7LEV+b8Ind+ei,t

在模型中，i表示橫截面的個(gè)體，t表示時(shí)間，a表示截距項(xiàng)，bi(i=1,2，…)為模型回歸系數(shù)，ei,t表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。數(shù)據(jù)分析采用的是Stata12.0。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表2是對(duì)主要變量進(jìn)行的分年度描述性統(tǒng)計(jì)。由表2可知，2011—2015年上市公司的高管聲譽(yù)水平(TM-Reputation)均值分別為0.014 9、0.014 8、0.014 5、0.013 0與0.013 3，最小值為0，最大值在0.20左右，這表明不同公司之間的高管聲譽(yù)水平差距較大。基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力(Identity-Power)和基于股權(quán)特征的相對(duì)權(quán)力(Ownership-Power)處于總體上升的狀況，基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力均值要高出基于股權(quán)特征的相對(duì)權(quán)力，前者均值在0.68左右，后者均值在0.38左右。與此同時(shí)，高管薪酬水平(TM-Compensation)的均值與最大值上升趨勢(shì)較為明顯。控股股東侵占效應(yīng)(CS-Expropriation)也處于逐年上升的情況。值得關(guān)注的是，2011-2015年控股股東侵占效應(yīng)的最大值均大于1，甚至2015年達(dá)到了6.990 6。這表明，部分公司的其他應(yīng)收款竟然是主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的幾倍之多，控股股東對(duì)上市公司的侵占效應(yīng)非常明顯。因此，尋找抑制這類侵占行為的解決方案在現(xiàn)階段是非常重要的。

表2 主要變量分年度描述性統(tǒng)計(jì)

(二)回歸分析結(jié)果

表3列示了回歸分析的結(jié)果，三個(gè)模型依次以高管薪酬水平、基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力、高管薪酬水平為被解釋變量，每一個(gè)模型均報(bào)告了固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型的分析結(jié)果。如表3所示，在進(jìn)行豪斯曼(Hausman)檢驗(yàn)之后，所有模型均選擇了隨機(jī)效應(yīng)模型(Random Effects Models，簡(jiǎn)稱RE)。其中，模型1中Wald 值為3.2*105，且p=0.000，說(shuō)明模型總體有效，R2等于0.156 0，自變量高管聲譽(yù)水平的系數(shù)在10%水平上顯著為正(r=1.229 1，p<0.1)，說(shuō)明高管聲譽(yù)與高管薪酬水平之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，即高管聲譽(yù)越好，高管薪酬水平越高。模型2以基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力為解釋變量，Wald值為949.96且p=0. 000，說(shuō)明模型整體有效，自變量高管聲譽(yù)水平的系數(shù)在5%水平上顯著為正(r=1.540 8，p<0.05)，這表明了高管聲譽(yù)與絕對(duì)權(quán)力之間也存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。模型3檢驗(yàn)了基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力在高管聲譽(yù)對(duì)高管薪酬水平影響中的中介作用。首先，Wald值為3.3*105且p=0.000，模型整體顯著，高管聲譽(yù)水平系數(shù)在10%水平上顯著為正(r=1.166 5，p<0.1)，基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力在1%水平上顯著為正(r= 0.044 5，p<0.01)，證明了基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力在高管聲譽(yù)和高管薪酬水平中存在部分中介效應(yīng)，假設(shè)3得到驗(yàn)證。

表3 高管聲譽(yù)、基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力與高管薪酬水平

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為T值或Z值；Hausman檢驗(yàn)：P大于0.05則接受原假設(shè)，意味著模型為隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)；否則拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型(FE)；對(duì)Hausman設(shè)定檢驗(yàn)無(wú)法判別的模型，采用隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)；本表未報(bào)告常數(shù)項(xiàng)。

表4列示了對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行回歸分析的結(jié)果，三個(gè)模型依次以控股股東侵占效應(yīng)、基于股權(quán)特征的相對(duì)權(quán)力、控股股東侵占效應(yīng)為被解釋變量，每一個(gè)模型均報(bào)告了固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型的分析結(jié)果。由Hausman檢驗(yàn)結(jié)果可知，所有模型均選擇了隨機(jī)效應(yīng)結(jié)果。在模型4中，高管聲譽(yù)水平的系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)(r=-0.944 5，p<0.05)，這表明高管聲譽(yù)對(duì)于控股股東侵占效應(yīng)有顯著的負(fù)向作用。模型5中，高管聲譽(yù)對(duì)基于股權(quán)特征的相對(duì)權(quán)力作用不顯著，假設(shè)1b沒(méi)有得到驗(yàn)證。模型6同時(shí)加入了高管聲譽(yù)與基于股權(quán)特征的相對(duì)權(quán)力時(shí)，高管聲譽(yù)水平的系數(shù)仍然在5%水平下負(fù)向顯著(r=-0.897 6，p<0.05)，但是基于股權(quán)特征的相對(duì)權(quán)力并不顯著，說(shuō)明中介效應(yīng)并不存在。因此，假設(shè)4部分得到驗(yàn)證，即高管聲譽(yù)對(duì)控股股東侵占效應(yīng)產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，但這種影響并不是通過(guò)高管相對(duì)權(quán)力的中介效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的。

表4 高管聲譽(yù)、基于股權(quán)特征的相對(duì)權(quán)力與控股股東侵占效應(yīng)

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為T值或Z值；Hausman檢驗(yàn)：P大于0.05則接受原假設(shè)，意味著模型為隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)；否則拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型(FE)；對(duì)Hausman設(shè)定檢驗(yàn)無(wú)法判別的模型，采用隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)；本表未報(bào)告常數(shù)項(xiàng)。

(三)進(jìn)一步的分析：基于股權(quán)性質(zhì)的比較

本文進(jìn)一步對(duì)國(guó)有上市公司與民營(yíng)上市公司樣本進(jìn)行對(duì)比分析。表5列示了高管聲譽(yù)、絕對(duì)權(quán)力與高管薪酬水平之間的關(guān)系在不同股權(quán)性質(zhì)樣本下的差異，也是就Model 1、Model 2、Model 3的不同樣本檢驗(yàn)結(jié)果。由表5可知，經(jīng)過(guò)Hausman檢驗(yàn)之后，均選擇了隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)。通過(guò)對(duì)國(guó)有上市公司的樣本進(jìn)行分析，可以看出，高管聲譽(yù)與高管薪酬水平之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，P值小于0.01，Z值達(dá)到了3.04，同樣，高管聲譽(yù)與基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力之間也在0.01的水平上具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。高管絕對(duì)權(quán)力在高管聲譽(yù)與高管薪酬水平之間的中介效應(yīng)也非常顯著，顯著性水平也得到了提升。相對(duì)于全樣本分析的結(jié)果，高管聲譽(yù)在國(guó)有上市公司中的作用更為強(qiáng)烈。而通過(guò)對(duì)民營(yíng)上市公司樣本的分析可知，高管聲譽(yù)對(duì)絕對(duì)權(quán)力與高管薪酬水平均不具有顯著的影響。在民營(yíng)上市公司中，高管薪酬水平主要受到公司規(guī)模、成長(zhǎng)性、財(cái)務(wù)杠桿、行業(yè)特性等控制變量的影響，而基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力僅受到行業(yè)特性的影響，也就是說(shuō)，在高科技民營(yíng)上市公司中，高管擁有更多的絕對(duì)權(quán)力。本文認(rèn)為，在該類公司中，有些高管具有創(chuàng)始人身份，再加上多數(shù)高管擁有企業(yè)發(fā)展所必須的技術(shù)專長(zhǎng)，所以，上市公司治理主體之間權(quán)力博弈的天平可能會(huì)偏向于他們。

表5 高管聲譽(yù)、絕對(duì)權(quán)力與高管薪酬水平：基于股權(quán)性質(zhì)的比較

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為T值或Z值；Hausman檢驗(yàn)：P大于0.05則接受原假設(shè)，意味著模型為隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)；否則拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型(FE)；對(duì)Hausman設(shè)定檢驗(yàn)無(wú)法判別的模型，采用隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)；本表未報(bào)告常數(shù)項(xiàng)。

表6列示了高管聲譽(yù)、相對(duì)權(quán)力與控股股東侵占效應(yīng)之間的關(guān)系在不同股權(quán)性質(zhì)樣本下的差異，也是就Model 4，Model 5，Model 6的不同樣本檢驗(yàn)結(jié)果。由表6可知，經(jīng)過(guò)Hausman檢驗(yàn)之后，除對(duì)國(guó)有上市公司樣本的Model 5選擇了固定效應(yīng)模型(FE)，其他均選擇了隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)。通過(guò)相關(guān)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，在國(guó)有上市公司中，高管聲譽(yù)與控股股東侵占效應(yīng)之間具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，P值小于0.01，這種負(fù)相關(guān)關(guān)系明顯強(qiáng)于全樣本數(shù)據(jù)。而在民營(yíng)上市公司中，高管聲譽(yù)對(duì)控股股東侵占效應(yīng)的影響并不顯著。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，高管擁有的基于股權(quán)結(jié)構(gòu)的相對(duì)權(quán)力受到公司規(guī)模、成長(zhǎng)性、財(cái)務(wù)杠桿等因素的影響。公司規(guī)模越大，成長(zhǎng)性越大，資產(chǎn)負(fù)債率越低，上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)越分散，金字塔層級(jí)越多，所以高管的相對(duì)權(quán)力也就越大。

綜上所述，高管聲譽(yù)在國(guó)有上市公司中的治理作用更為顯著，而在民營(yíng)上市公司中的作用卻不明顯。這與國(guó)有公司的屬性與制度特征有較大的關(guān)系。在國(guó)有上市公司中，高管薪酬水平、持股水平與期權(quán)授予等都有一些限制，這些顯性激勵(lì)契約難以發(fā)揮預(yù)期效果，而高管聲譽(yù)作為一種隱性契約卻可以為國(guó)企高管帶來(lái)顯性激勵(lì)無(wú)法提供的激勵(lì)與約束作用，可以起到一定的“金手銬”效應(yīng)。因此，合理利用高管聲譽(yù)在國(guó)有上市公司治理中的作用，是解決國(guó)企高管激勵(lì)難題的有效途徑。

表6 高管聲譽(yù)、相對(duì)權(quán)力與控股股東侵占效應(yīng)：基于股權(quán)性質(zhì)的比較

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為T值或Z值；Hausman檢驗(yàn)：P大于0.05則接受原假設(shè)，意味著模型為隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)；否則拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型(FE)；對(duì)Hausman設(shè)定檢驗(yàn)無(wú)法判別的模型，采用隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)；本表未報(bào)告常數(shù)項(xiàng)。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證結(jié)論的可靠性，本文在規(guī)避內(nèi)生性的基礎(chǔ)上進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體方法為：(1)改變變量測(cè)量方式，將“全部高管薪酬總額的自然對(duì)數(shù)”代替“前三位高管薪酬總額的自然對(duì)數(shù)”來(lái)測(cè)量高管薪酬水平，用“其他應(yīng)收款/總資產(chǎn)”來(lái)測(cè)量控股股東侵占效應(yīng)；(2)時(shí)滯效應(yīng)檢驗(yàn)，采用滯后一期因變量(高管薪酬或控股股東侵占效應(yīng))進(jìn)行檢驗(yàn)；(3)替換回歸方法，采用系統(tǒng)GMM模型重新對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。上述檢驗(yàn)的結(jié)果與本文的研究結(jié)論無(wú)實(shí)質(zhì)性差異，表明本文的研究結(jié)論是較為穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與啟示

本文基于雙重代理關(guān)系分析框架，構(gòu)建了高管聲譽(yù)對(duì)上市公司權(quán)力配置及雙重代理關(guān)系影響的路徑模型，并以中國(guó)上市公司2011-2015年的面板數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)了高管聲譽(yù)對(duì)上市公司權(quán)力配置的顯著影響，即在公司控制權(quán)的爭(zhēng)奪過(guò)程中，高管聲譽(yù)扮演著重要角色，良好的聲譽(yù)會(huì)為高管在權(quán)力博弈中贏得相應(yīng)的回報(bào)，繼而驗(yàn)證了高管聲譽(yù)對(duì)第一類代理問(wèn)題及第二類代理問(wèn)題的影響路徑。具體包括以下結(jié)論。

第一，由于高管權(quán)力的來(lái)源不同，可分為基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力和基于股權(quán)特征的相對(duì)權(quán)力。絕對(duì)權(quán)力是由高管本身的職位、地位以及持股情況等內(nèi)在因素來(lái)決定的，而相對(duì)權(quán)力是由上市公司的金字塔層級(jí)、股權(quán)分散程度等外在因素所決定的。高管聲譽(yù)對(duì)于絕對(duì)權(quán)力具有顯著的正向影響，對(duì)于相對(duì)權(quán)力的影響并不顯著。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，相對(duì)權(quán)力受到公司規(guī)模、成長(zhǎng)性、財(cái)務(wù)杠桿等因素的影響。

第二，高管聲譽(yù)與高管薪酬之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。基于高管身份的絕對(duì)權(quán)力在高管聲譽(yù)和高管薪酬水平間起中介作用，即高管聲譽(yù)增加了高管擁有的絕對(duì)權(quán)力，繼而提升了高管的薪酬水平。該結(jié)論揭示了高管聲譽(yù)-權(quán)力-薪酬之間的邏輯關(guān)系，為高管激勵(lì)或行為等方面的研究提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

第三，高管聲譽(yù)與控股股東侵占效應(yīng)之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。也就是說(shuō)，擁有良好聲譽(yù)的高管不僅不會(huì)與控股股東合謀，而且還會(huì)在一定程度上抑制控股股東的侵占效應(yīng)。本文突破了傳統(tǒng)委托代理關(guān)系框架，證實(shí)了高管聲譽(yù)對(duì)第二類代理問(wèn)題的治理效用。

第四，高管聲譽(yù)在國(guó)有上市公司中的治理作用更為顯著，而在民營(yíng)上市公司中的作用卻不明顯。因此，在國(guó)企高管薪酬管制的背景下，高管聲譽(yù)作為一種隱性契約卻可以對(duì)國(guó)企高管產(chǎn)生激勵(lì)與約束作用，以彌補(bǔ)顯性激勵(lì)的不足。

依據(jù)以上結(jié)論，本文對(duì)優(yōu)化上市公司治理機(jī)制設(shè)計(jì)提出以下建議。第一，合理利用高管聲譽(yù)這一隱性契約進(jìn)行有效的權(quán)力配置，并防止高管絕對(duì)權(quán)力激增帶來(lái)的負(fù)面效應(yīng)。由于高管絕對(duì)權(quán)力的增加會(huì)進(jìn)一步導(dǎo)致高管薪酬的增加，因此，高管絕對(duì)權(quán)力應(yīng)該受到公司治理機(jī)制的有效制衡，包括獨(dú)立董事監(jiān)督等構(gòu)成的內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制，以及信息披露機(jī)制等的外部監(jiān)督機(jī)制，從而防止高管通過(guò)權(quán)力獲取超出公允的薪酬水平，繼而損害公司價(jià)值。第二，聘用擁有良好聲譽(yù)的高管或者通過(guò)構(gòu)建內(nèi)外部聲譽(yù)培育機(jī)制提升現(xiàn)有高管的聲譽(yù)水平，可以對(duì)控股股東形成有效的制衡，從而抑制控股股東侵占效應(yīng)，保護(hù)中小股東利益，解決第二類代理問(wèn)題。并且，獲得特殊獎(jiǎng)項(xiàng)或者擁有特別的認(rèn)同標(biāo)識(shí)通?？梢蕴嵘吖艿穆曌u(yù)，也可以提升股東對(duì)企業(yè)的正面評(píng)價(jià)[33]，因此，可以借助高管擁有的良好聲譽(yù)而避免上市公司陷入惡意的控制權(quán)爭(zhēng)奪局面。第三，根據(jù)股權(quán)屬性的不同對(duì)上市公司高管激勵(lì)約束機(jī)制進(jìn)行有針對(duì)性地配置與完善。對(duì)于擁有剩余控制權(quán)的國(guó)企高管來(lái)說(shuō)，被限制的顯性激勵(lì)難以發(fā)揮其作用?？梢酝ㄟ^(guò)高管聲譽(yù)評(píng)價(jià)機(jī)制、高管聲譽(yù)傳播機(jī)制、高管聲譽(yù)激勵(lì)機(jī)制等的構(gòu)建與運(yùn)行，合理設(shè)計(jì)高管聲譽(yù)的形成路徑，進(jìn)一步提升高管聲譽(yù)資本價(jià)值，促使高管產(chǎn)生追求良好聲譽(yù)的動(dòng)機(jī)，從而有效地引導(dǎo)高管行為，是解決國(guó)企高管激勵(lì)難題的關(guān)鍵。

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