郝云宏，左雪蓮

(浙江工商大學(xué) 工商管理學(xué)院,浙江 杭州 310018)

一、 引 言

自2005年上市公司高管薪酬公開披露以來，高管薪酬問題一直是公眾關(guān)注的焦點，究其原因，主要是存在著“天價薪酬”與“零薪酬”等薪酬體系無序的現(xiàn)象，尤其是2007年平安銀行的天價薪酬再一次把它推上了風(fēng)口浪尖。盡管我國分別于2009年和2015年出臺了針對央企和國有銀行的“限薪令”，然而現(xiàn)實中效果并不明顯[1]。據(jù)《中國公司治理分類指數(shù)報告》(2016)顯示，我國國有企業(yè)高管平均薪酬由2012年的68.61萬元增至2015年的142.69萬元，年均增長27.64%；非國有企業(yè)高管平均薪酬從2012年的60.01萬元增至2015年的485.15萬元，年均增長100.70%[2]。然而，在此期間，大部分上市公司的業(yè)績增速遠(yuǎn)遠(yuǎn)沒有這么高，甚至是下滑的。如果說公司業(yè)績不是影響高管薪酬的主要因素，那么到底是什么決定了高管薪酬，如何去解釋這種薪酬和業(yè)績背離的現(xiàn)象？

很顯然，傳統(tǒng)的最優(yōu)契約理論已無法解釋以上異?，F(xiàn)象，因為根據(jù)最優(yōu)契約理論，高管薪酬作為一種解決代理問題的機(jī)制，應(yīng)該與企業(yè)業(yè)績正向掛鉤，以實現(xiàn)股東和高管的激勵相容[3]。伴隨著高管薪酬與業(yè)績背離現(xiàn)象的日益明顯，管理層權(quán)力理論逐漸開始被關(guān)注，該理論認(rèn)為當(dāng)管理層權(quán)力足夠大時，便可以在很大程度上影響董事會對高管薪酬的制定與執(zhí)行，甚至凌駕于董事會之上，從而達(dá)到自定薪酬的目的[4]。那么，根植于中國特有的經(jīng)濟(jì)背景和制度環(huán)境，管理層權(quán)力對高管薪酬有怎樣的影響？另外，在我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)條件下，由董事、監(jiān)事、高管等通過在兩家及以上企業(yè)兼任而形成的TMT(Top Management Team高層管理團(tuán)隊)網(wǎng)絡(luò)已成為企業(yè)間的一種普遍現(xiàn)象，并且對高管薪酬有著顯著的影響[5-6]。那么，TMT網(wǎng)絡(luò)是否影響了管理層權(quán)力與高管薪酬之間的關(guān)系？鑒于此，本文基于管理層權(quán)力理論和社會網(wǎng)絡(luò)理論，采用2010-2014年我國A股上市公司數(shù)據(jù)，實證驗證管理層權(quán)力對高管薪酬的影響以及TMT網(wǎng)絡(luò)對管理層權(quán)力與高管薪酬之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：論證了管理層權(quán)力在中國特有制度環(huán)境下的適用性，為管理層權(quán)力理論在轉(zhuǎn)軌國家的應(yīng)用提供了依據(jù)；引入TMT網(wǎng)絡(luò)這一現(xiàn)實且普遍的情境因素，在驗證我國上市公司管理層權(quán)力對高管薪酬影響的同時，又驗證了TMT網(wǎng)絡(luò)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，其主要通過信息傳遞與弱化董事會獨(dú)立性來影響管理層權(quán)力對高管薪酬的作用機(jī)制，為該問題的研究提供了增量證據(jù)。研究為上市公司抑制管理層權(quán)力的濫用、有效發(fā)揮高管薪酬的激勵效應(yīng)以及完善上市公司的內(nèi)外部治理環(huán)境提供了參考和借鑒。

二、 文獻(xiàn)綜述和理論假設(shè)

(一) 概念界定

在界定高管薪酬的概念之前，先厘清高管的內(nèi)涵。高管是公司高級管理人員的簡稱，國內(nèi)外文獻(xiàn)對高管的概念界定尚存在一定分歧，總體來說，國內(nèi)學(xué)者主要有三種觀點：一是包括高級經(jīng)理層、董事會、監(jiān)事會成員在內(nèi)的所有高層管理團(tuán)隊[7]；二是指以公司總經(jīng)理為核心的執(zhí)行層面的高級管理人員[8]；三是僅狹義的包括公司董事長和總經(jīng)理[9]。鑒于本文所要研究的高管薪酬是在委托代理框架下展開的，高管是代理人身份，是經(jīng)營者，為避免概念模糊，我們把高管界定為公司執(zhí)行層面的高級管理人員，包括總經(jīng)理、副總經(jīng)理、董事會秘書、財務(wù)總監(jiān)等，不包括董事和監(jiān)事層面的人員。高管薪酬包括貨幣薪酬、股權(quán)激勵以及在職消費(fèi)等，本文的研究重點是高管貨幣薪酬，主要原因在于：目前我國上市公司激勵的形式尚比較單一，貨幣薪酬依然是高管激勵的主要內(nèi)容[10]；其次，不同于國外發(fā)達(dá)國家，我國股權(quán)激勵尚處于初步發(fā)展階段，相關(guān)制度還不夠成熟和完善，企業(yè)股權(quán)激勵力度小，普遍存在著“零持股”的情況[9]；而在職消費(fèi)往往因其隱蔽性而難以計算，學(xué)者們主要采用直接從年報中查閱在職消費(fèi)相關(guān)項目進(jìn)行加總，以及用管理費(fèi)用減去與在職消費(fèi)不相關(guān)的項目等方法來進(jìn)行測量，但都存在一定的差異[11]。

國內(nèi)外學(xué)者對管理層權(quán)力的界定亦莫衷一是，本文所指的管理層與上文中提到的高管內(nèi)涵基本一致。Rabe[12]在1962年首次提出管理層權(quán)力的概念，并將其定義為高管達(dá)成自身意愿的能力。Finkelstein(1992)[13]提出管理層權(quán)力是綜合能力的體現(xiàn)，并將其具體劃分為專家權(quán)力、聲望權(quán)力、結(jié)構(gòu)權(quán)力和所有權(quán)權(quán)力。也有一些學(xué)者從薪酬的研究角度出發(fā)，認(rèn)為管理層權(quán)力是對薪酬制定的影響力和薪酬談判能力[14]。國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為,國有企業(yè)改革等中國特有的制度背景導(dǎo)致了管理層權(quán)力的不斷膨脹與失衡，權(quán)小鋒等(2010)[15]從這個角度出發(fā)，認(rèn)為管理層權(quán)力是在內(nèi)外部治理機(jī)制尚不完善的情況下，管理層所彰顯出的超越其特定權(quán)力范疇的對公司的控制權(quán)。綜上所述，本文認(rèn)為管理層權(quán)力是在公司內(nèi)部治理缺陷與外部監(jiān)督約束機(jī)制缺乏的情況下，管理層所表現(xiàn)出的執(zhí)行自身意愿的綜合能力，其本質(zhì)是公司剩余控制權(quán)的擴(kuò)張，并對高管薪酬產(chǎn)生重要的影響。

(二) 管理層權(quán)力對高管薪酬的影響

高管薪酬作為公司治理的核心機(jī)制，一直以來備受國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注，早期用來解釋高管薪酬的理論是最優(yōu)契約理論[3]，該理論認(rèn)為通過將高管薪酬與企業(yè)業(yè)績掛鉤來解決股東和管理層之間的信息不對稱，進(jìn)而緩解委托代理問題。國內(nèi)外有不少學(xué)者也先后證實了最優(yōu)契約理論的有效性，伴隨著我國市場化改革的不斷推進(jìn)，我國上市公司高管薪酬與企業(yè)績效也基本呈現(xiàn)了相關(guān)性的特征[16]。但是，近年來接連曝光的“高價薪酬”“零薪酬”以及薪酬業(yè)績不匹配的亂象再一次對最優(yōu)契約理論提出了挑戰(zhàn)。最優(yōu)契約理論的實現(xiàn)必須要滿足三個條件：市場條件發(fā)育成熟并且具有有效的約束性；董事會談判的有效性；股東能夠有效行使權(quán)力[14]。然而，在中國情境下，董事會的獨(dú)立性得不到保障，導(dǎo)致董事不能完全站在股東的立場與管理層進(jìn)行薪酬談判，進(jìn)而影響了薪酬談判的有效性；市場機(jī)制發(fā)育尚不成熟，市場約束并不十分有效；股東行使權(quán)力的難度大、成本高，以上因素?zé)o疑影響了最優(yōu)契約理論的有效性。而管理層權(quán)力理論似乎可以更好地解釋高管薪酬問題，當(dāng)管理層掌握公司控制權(quán)時，管理層可能會操控董事會而使之無法真正制定和執(zhí)行高管薪酬契約，反而會出現(xiàn)高管和董事會共謀的現(xiàn)象；從某種程度上說，高管薪酬不再是緩解股東和高管之間代理問題的方式，而是一種新的代理問題的產(chǎn)生，即董事會與股東之間的代理問題[4]。管理層權(quán)力理論在我國具有很強(qiáng)的適應(yīng)性，在中國企業(yè)改革過程中，政府權(quán)力不斷下放，管理層權(quán)力日益彰顯，國有企業(yè)在所有者缺位的情況下，衍生出了嚴(yán)重的內(nèi)部人控制問題[11]；民營企業(yè)因受政府約束少，管理層的權(quán)力欲望也逐步得到釋放。在我國內(nèi)外部治理機(jī)制尚不完善、監(jiān)督制衡機(jī)制薄弱的制度環(huán)境下，管理層權(quán)力不能得到有效的制約和規(guī)范，處于有限理性的考慮，管理層有進(jìn)行權(quán)力尋租的動機(jī)。高管薪酬體系此時成了其為自身謀福利的正當(dāng)理由和手段，管理層利用其在公司的絕對控制權(quán)，通過控制董事的提名、參與薪酬委員會等方式影響甚至操控董事會薪酬契約體系的制定，為自身謀取更高的薪酬水平。另外，管理者權(quán)力越大，其不僅可以影響高管薪酬契約的設(shè)計，還可以通過權(quán)力尋租增加和拓寬其獲取收益的渠道，高管收益的形式將不僅僅局限于貨幣薪酬、持股收益，還包括更多的在職消費(fèi)[17]，以及通過拓展企業(yè)規(guī)模而獲取的其他收益。此時，管理者無須單純依靠薪酬激勵補(bǔ)償來獲得收益，自然薪酬激勵管理者努力工作、提升企業(yè)績效的效用就大大減弱，從而降低了高管薪酬業(yè)績敏感度。綜上所述，管理層權(quán)力越大，高管薪酬水平越高，高管薪酬業(yè)績敏感度越低。據(jù)此，提出假設(shè)1和假設(shè)2：

假設(shè)1：管理層權(quán)力與高管薪酬水平呈正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)2：管理層權(quán)力與高管薪酬業(yè)績敏感度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

(三) TMT網(wǎng)絡(luò)對管理層權(quán)力與高管薪酬之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

TMT網(wǎng)絡(luò)是指由公司的高管、董事和監(jiān)事之間相互兼任而形成的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，在我國正式制度約束比較弱的環(huán)境下，TMT網(wǎng)絡(luò)已成為我國企業(yè)間的一種廣泛現(xiàn)象。毋庸置疑，TMT網(wǎng)絡(luò)在信息和知識的傳遞過程中發(fā)揮著重要的“橋梁”和傳導(dǎo)作用[18]。知識又包括顯性和隱性知識，顯性知識通常能以各種形式表述出來，而隱性知識是指不易被表述常隱藏于企業(yè)行為之中的，相對顯性知識而言，隱性知識更加難以模仿和學(xué)習(xí)[19]。高管薪酬激勵知識既包括薪酬水平、福利狀況、獎金信息等顯性知識，也包括薪酬設(shè)計過程和實施方案等隱性知識。通過TMT網(wǎng)絡(luò)這種直接的聯(lián)結(jié)關(guān)系使得這些信息能夠在企業(yè)間得以相互傳遞和學(xué)習(xí)，并具有較高的準(zhǔn)確性、及時性和影響力，尤其是不易通過公司公告、媒體披露等途徑獲得的隱性知識。高管薪酬契約作為一項重要且具有模糊性的決策，當(dāng)管理層權(quán)力較大，可以自定薪酬時，模仿和攀比效應(yīng)的存在促使高管選擇薪酬較高的企業(yè)作為參考對象，否則，高管會認(rèn)為自身市場價值沒有得到充分認(rèn)可而產(chǎn)生被剝削感[20]；并模仿他們的薪酬設(shè)計方案和思想，制定符合自身利益需求的薪酬制度，引起薪酬業(yè)績敏感度的降低。而高管從網(wǎng)絡(luò)中獲取薪酬相關(guān)信息和知識的豐富程度主要取決于網(wǎng)絡(luò)規(guī)模，TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模越大，其聯(lián)結(jié)的企業(yè)和高管數(shù)量就越多，獲取其他公司薪酬體系相關(guān)信息的可能性就越大，獲得的知識也越豐富[21]。另外，TMT網(wǎng)絡(luò)降低了董事會獨(dú)立性，而獨(dú)立性是董事會制定有效薪酬契約的必要條件[22]。TMT網(wǎng)絡(luò)使得董事和經(jīng)理層之間存在著千絲萬縷的聯(lián)系，他們之間相互依賴，領(lǐng)導(dǎo)精英圈子的存在促使董事更多的按照階層利益思考問題，導(dǎo)致其在履職過程中變得寬容和中庸，喪失獨(dú)立性，進(jìn)而弱化了對管理層的監(jiān)督。Larcker等(2005)[23]的研究發(fā)現(xiàn)，董事與高管之間相互兼任而形成的社會網(wǎng)絡(luò)促使各成員之間相互依賴，進(jìn)而影響了董事的獨(dú)立性，削弱了其對管理層的監(jiān)督效應(yīng)，因而CEO的薪酬水平更高。因此，公司TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模越大，高管薪酬水平往往越高，薪酬業(yè)績敏感度越低。據(jù)此，提出假設(shè)3和假設(shè)4：

假設(shè)3：TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模強(qiáng)化了管理層權(quán)力與高管薪酬水平的正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)4：TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模強(qiáng)化了管理層權(quán)力與高管薪酬業(yè)績敏感度的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

三、 研究設(shè)計和樣本選擇

(一) 研究設(shè)計

1.模型構(gòu)建。為驗證假設(shè)1，構(gòu)建如下多元回歸模型：

Lnpayit=α0+β1Powerit+β2Perfoit+β3Supit+β4Indrit+β5Top1it+β6Growthit+

β7Levit+β8Sizeit+β9Stateit+∑Year+∑Industry+εit

(1)

為驗證假設(shè)2，借鑒方軍雄(2009)[24]、謝仁德等(2012)[25]等學(xué)者的研究，構(gòu)建如下多元回歸模型：

Lnpayit=α0+β1Powerit+β2Perfoit+β3Powerit*Perfoit+β4Supit+β5Indrit+β6Top1it+

β7Growthit+β8Levit+β9Sizeit+β10Stateit+∑Year+∑Industry+εit

(2)

其中高管薪酬水平Lnpayit為被解釋變量，管理層權(quán)力Powerit為解釋變量，Perfoit為公司業(yè)績，Powerit*Perfoit的系數(shù)表示管理層權(quán)力對高管薪酬業(yè)績敏感度的影響，其余為控制變量。

為驗證假設(shè)3，構(gòu)建如下多元回歸模型：

Lnpayit=α0+β1Powerit+β2Netit+β3Netit*Powerit+β4Perfoit+β5Supit+β6Indrit+β7Top1it+

β8Growthit+β9Levit+β10Sizeit+β11Stateit+∑Year+∑Industry+εit

(3)

為驗證假設(shè)4，構(gòu)建如下多元回歸模型：

Lnpayit=α0+β1Powerit+β2Netit+β3Perfoit+β4Powerit*Perfoit+β5Netit*Powerit*Perfoit+β6Supit+

β7Indrit+β8Top1it+β9Growthit+β10Levit+β11Sizeit+β12Stateit+∑Year+∑Industry+εit

(4)

在模型(3)中，以Netit*Powerit的回歸系數(shù)來表示TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模對管理層權(quán)力與高管薪酬水平之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)；在模型(4)中，以Netit*Powerit*Perfoit的回歸系數(shù)來表示TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模對管理層權(quán)力與高管薪酬業(yè)績敏感度之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

圖1 TMT網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)示意圖

2.變量定義。(1)高管薪酬水平(Lnpay)。本文參照以往文獻(xiàn)[26]，選擇上市公司年報中披露的薪酬最高的前三位高管人員(不包括董事和監(jiān)事)薪酬總額并取其對數(shù)作為測量指標(biāo)。(2)管理層權(quán)力(Power)。管理層權(quán)力指標(biāo)難以直接測度，根據(jù)我國的具體情況，并借鑒Grinstein等(2004)[27]和權(quán)小鋒等(2010)[28]的研究，從五個方面三個維度來對管理層權(quán)力進(jìn)行衡量。第一個維度，所有權(quán)權(quán)力，包括管理層持股與股權(quán)制衡。管理層持股，則表明管理層在公司決策等方面具有一定的話語權(quán)和影響力，因此，若管理層持有公司股份，取值為1，否則為0；股權(quán)制衡，如果公司股權(quán)制衡度越高，則股東對管理層的監(jiān)督就越弱，管理層權(quán)力越大[29]，因此，當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例除以第二至十大股東持股比例之和小于1 時，取值為1，否則為0。第二個維度，結(jié)構(gòu)權(quán)力，包括兩職合一與董事會規(guī)模。當(dāng)總經(jīng)理兼任董事長時，管理層對董事會的影響力較大，管理層權(quán)力就越大[8]，因此，兩職合一時，取值為1，否則為0；董事會規(guī)模越大，則董事會內(nèi)部權(quán)力越分散，相應(yīng)的董事會對管理層的監(jiān)督效應(yīng)就越弱，管理層權(quán)力越大，因此，董事會規(guī)模超過平均樣本時取值為1，否則為0。第三個維度，專家權(quán)力，主要是指總經(jīng)理任期?？偨?jīng)理任職年限越長，其經(jīng)驗越豐富，對公司的影響力也越大，管理層權(quán)力越大，因此，總經(jīng)理任期超過樣本均值時取值為1，否則為0。以上各個方面均從不同側(cè)面反映了管理層權(quán)力，但管理層權(quán)力是一個綜合指標(biāo)，我們采用以上5個指標(biāo)之和的均值來表征它，該平均值越大，說明管理層權(quán)力越大。(3)企業(yè)績效(Perfo)。借鑒相關(guān)文獻(xiàn)，公司業(yè)績采用會計績效資產(chǎn)收益率(Roa)來表示，在穩(wěn)健性檢驗中，采用凈資產(chǎn)收益率(Roe)來進(jìn)行替代。(4)TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模(Net)。本文所指的TMT網(wǎng)絡(luò)是指由董事、監(jiān)事、高管之間相互兼任而形成的公司間網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)關(guān)系。本文借鑒Khwaja等(2008)[30]的方法來計算公司的TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模，即與該公司所有高層管理團(tuán)隊人員有直接連鎖關(guān)系的公司數(shù)量。如圖1所示： 在A、B、C、D四個公司中，1-8為高層管理人員，由于他們之間的兼任而形成的與A公司直接關(guān)聯(lián)的公司數(shù)為3，即A公司的TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模為3。(5)控制變量。在模型中，控制了公司特征變量，包括產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、財務(wù)杠桿(Lev)、企業(yè)成長性(Growth)、公司規(guī)模(Size)，以及相關(guān)公司治理變量，包括監(jiān)事會規(guī)模(Sup)、第一大股東持股比例(Top1)、獨(dú)立董事比例(Indr)。同時控制了行業(yè)(Industry)和年份(Year)。具體的變量定義如表1所示。

表1 變量定義

(二) 樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文選取了2010-2014年A股全樣本數(shù)據(jù)作為研究對象，剔除了ST企業(yè)、銀行、證券等金融類企業(yè)、公司高管資料及相關(guān)公司治理指標(biāo)缺失的樣本。另外，對主要連續(xù)變量上下1%的區(qū)間樣本進(jìn)行了縮尾處理，以消除極端值對實證結(jié)果的影響，最終共獲得9045個樣本，樣本數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和上市公司年報。為獲取TMT網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)，通過Excel表格對樣本企業(yè)董事、監(jiān)事、高管構(gòu)成的原始數(shù)據(jù)作匯總處理，并對他們的個人信息進(jìn)行核對，包括年齡、學(xué)歷、工作經(jīng)歷等，將統(tǒng)計信息不同的同名高管進(jìn)行剔除；最后構(gòu)建了董、監(jiān)、高網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)庫。在實證過程中，采用UCINETS6.0軟件計算TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模，STATA14.0進(jìn)行多元回歸分析。

四、 實證分析

(一) 描述性統(tǒng)計

變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示，高管薪酬的最大值為17.302，最小值為11.002，均值為14.090，因采用的是高管薪酬的自然對數(shù)，其實際差距是比較大的；在樣本數(shù)據(jù)中，薪酬最高的為2012年萬科的前三位高管薪酬總額3100萬，最低的為2011年攀鋼釩鈦的前三位高管薪酬總額0元，這些數(shù)據(jù)均說明我國上市公司高管薪酬存在無序的現(xiàn)象。管理層權(quán)力的最大值為1，最小值為0，上市公司管理層權(quán)力存在著較大差異，說明研究管理層權(quán)力具有較強(qiáng)的意義。TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的最大值為32，最小值為1，均值為7.872，說明TMT網(wǎng)絡(luò)在我國上市公司中已比較盛行，但各企業(yè)之間的連鎖數(shù)量相差較大。另外，我國上市公司監(jiān)事人數(shù)的平均值為3.703，獨(dú)立董事比例的均值為0.372，基本達(dá)到了證監(jiān)會關(guān)于各上市公司監(jiān)事不得少于3人以及獨(dú)立董事比例不得少于三分之一的規(guī)定。從第一大股東持股比例來看，均值達(dá)到了0.362，說明股權(quán)分置改革以來，一股獨(dú)大的現(xiàn)象在我國依然存在，并且在不同企業(yè)間差距較大。

表2 描述性統(tǒng)計

(二) 相關(guān)性分析

表3 相關(guān)性分析

注:***、**、*分別表示在0.01、0.05、0.1顯著性水平顯著。

在做回歸分析之前對變量進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果如表3所示。被解釋變量與解釋變量、大部分控制變量均呈顯著的相關(guān)關(guān)系，其中管理層權(quán)力(Power)與高管薪酬水平(Lnpay)在1%顯著水平上正相關(guān)，說明管理層權(quán)力越大，高管薪酬水平越高，假設(shè)1得到初步驗證；TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模(Net)與高管薪酬水平(Lnpay)在1%顯著水平上正相關(guān)，說明TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模對管理層權(quán)力與高管薪酬之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用有存在的依據(jù)；公司業(yè)績(Perfo)與高管薪酬水平(Lnpay)的相關(guān)系數(shù)為0.033，并在5%水平上顯著，說明我國上市公司高管薪酬與企業(yè)業(yè)績基本呈正相關(guān)關(guān)系。具體需在進(jìn)一步的多元回歸分析中進(jìn)行驗證，另外，可以看出，各自變量、控制變量之間的相關(guān)系數(shù)均不超過0.5，說明不存在多重共線性問題，因而適合采用多元回歸分析方法。

(三) 多元回歸分析

多元回歸分析結(jié)果如表4所示，模型1的結(jié)果顯示，管理層權(quán)力與高管薪酬水平在1%水平上顯著正相關(guān)，即由管理層持股、股權(quán)制衡、兩職合一、董事會規(guī)模、總經(jīng)理任期這五項指標(biāo)合成的管理層權(quán)力越大，高管薪酬水平越高，假設(shè)1得到驗證；從模型2的結(jié)果可以看出，管理層權(quán)力、企業(yè)績效與高管薪酬水平均在1%水平上顯著正相關(guān)，管理層權(quán)力與企業(yè)績效的交互項與高管薪酬水平在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，即管理層權(quán)力越大，高管薪酬業(yè)績敏感度越低，假設(shè)2得到驗證。說明管理層權(quán)力越大，董事會和控股股東越容易受控于高管，董事會則成為“橡皮圖章”，高管通過操控董事會等方式來影響薪酬的制定與執(zhí)行，從而獲得更高的薪酬水平，且與業(yè)績的掛鉤程度更低。企業(yè)的會計績效資產(chǎn)收益率在1%顯著水平上促進(jìn)了高管薪酬水平的提升，與預(yù)期相符；監(jiān)事會規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率與高管薪酬水平呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明監(jiān)事會能夠抑制高管薪酬的過快增長，資產(chǎn)負(fù)債率高的企業(yè)其高管薪酬水平也較低。企業(yè)規(guī)模、第一大股東持股比例均與高管薪酬呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明公司規(guī)模越大，各方面實力越雄厚，高管薪酬水平也相應(yīng)較高；股權(quán)越集中，股東往往更有動力監(jiān)督經(jīng)理人，而高管的勤勉工作也為其帶來了更高的薪酬回報。

從模型3的回歸結(jié)果可以看出，在模型1的基礎(chǔ)上引入TMT網(wǎng)絡(luò)變量以及TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模與管理層權(quán)力的交互項之后，TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模在1%顯著水平上促進(jìn)了高管薪酬水平的提升，說明TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模越大，高管薪酬水平越高；同時交互項與高管薪酬水平在5%水平上顯著正相關(guān)，說明TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模正向調(diào)節(jié)了管理層權(quán)力與高管薪酬水平的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)3得到驗證；模型4的回歸結(jié)果顯示，在模型2的基礎(chǔ)上引入TMT網(wǎng)絡(luò)變量、TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模與管理層權(quán)力以及企業(yè)績效的交互項之后，交互項與高管薪酬水平在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，即TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模強(qiáng)化了管理層權(quán)力與高管薪酬業(yè)績敏感度之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)4得到驗證。說明TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模越大，越有利于高管利用薪酬體系進(jìn)行權(quán)力尋租，為自身謀取更高的薪酬水平，更低的薪酬業(yè)績掛鉤程度。主要原因在于一方面TMT網(wǎng)絡(luò)有利于薪酬激勵相關(guān)信息的傳遞和模仿；另一方面，TMT網(wǎng)絡(luò)降低了董事獨(dú)立性，從而弱化了董事會對管理層的監(jiān)督。說明TMT網(wǎng)絡(luò)作為一種跨組織聯(lián)結(jié)，雖然在市場交換和降低交易成本等方面發(fā)揮著重要作用，但也不可忽視其負(fù)面影響，需加強(qiáng)規(guī)范和監(jiān)管。

(四) 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗研究結(jié)果的穩(wěn)健性，首先對模型進(jìn)行了分行業(yè)、分年度回歸，發(fā)現(xiàn)實證結(jié)果基本一致；另外，為了降低機(jī)械相關(guān)性和避免內(nèi)生性問題，對主要的解釋變量采用了滯后一期處理，且對于企業(yè)績效指標(biāo)，采用凈資產(chǎn)收益率(ROE)替代資產(chǎn)收益率(ROA)進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)主要的回歸結(jié)果沒有實質(zhì)性改變，說明研究具有較好的穩(wěn)健性，檢驗結(jié)果如表5所示。

表4回歸分析結(jié)果

變量Lnpay(1)Lnpay(2)Lnpay(3)Lnpay(4)Power0.376***0.398***0.280***0.369***(11.00)(11.34)(5.22)(10.57)Net0.017***0.021***(4.40)(11.90)Net*Power0.016**(2.12)Perfo 0.081***0.365***0.079***0.245**(3.81)(3.48)(3.79)(2.31)Power*Perfo-0.528***-0.775***(-2.77)(-3.95)Net*Power*Perfo-0.124***(-5.00)Sup-0.017***-0.017***-0.024***-0.024***(-2.92)(-2.93)(-4.17)(-4.11)Indr-0.167-0.164-0.127-0.115(-1.41)(-1.38)(-1.09)(-0.98)Top10.118**0.116**0.125***0.117**(2.53)(2.49)(2.71)(2.55)Growth-0.000-0.000-0.000-0.000(-1.34)(-1.35)(-1.31)(-1.31)Lev-0.051***-0.043***-0.055***-0.047***(-3.90)(-3.19)(-4.25)(-3.58)Size0.205***0.204***0.192***0.191***(39.39)(39.19)(36.72)(36.67)State-0.013-0.014-0.029-0.028(-0.67)(-0.72)(-1.50)(-1.48)_cons10.155***10.155***10.316***10.288***(63.90)(63.92)(64.90)(65.42)N9045904590459045Adj R20.2040.2050.2210.224

注:***、**、*分別表示在0.01、0.05、0.1顯著性水平顯著。

表5穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

變量Lnpay(1)Lnpay(2)Lnpay(3)Lnpay(4)Power0.236***0.238***0.127**0.228***(7.54)(7.61)(2.42)(7.33)Net0.010**0.018***(2.51)(10.26)Net*Power0.018**(2.37)Perfo0.0010.022**0.0010.018**(0.74)(2.52)(0.75)(2.07)Power*Perfo-0.037**-0.037**(-2.47)(-2.46)Net*Power*Perfo-0.002*(-1.82)Sup-0.018***-0.017***-0.022***-0.022***(-3.04)(-3.01)(-3.82)(-3.79)Indr-0.325***-0.326***-0.302***-0.303***(-2.77)(-2.78)(-2.58)(-2.60)Top10.0180.0190.0210.018(0.39)(0.41)(0.47)(0.40)Growth-0.000-0.000-0.000-0.000(-1.41)(-1.41)(-1.24)(-1.25)Lev-0.061***-0.060***-0.065***-0.063***(-4.69)(-4.66)(-5.03)(-4.94)Size0.208***0.208***0.200***0.200***(40.05)(39.97)(38.30)(38.31)State-0.017-0.018-0.026-0.026(-0.89)(-0.90)(-1.33)(-1.35)_cons10.218***10.224***10.313***10.267***(63.91)(63.95)(64.32)(64.57)N9043904390439043Adj R20.1960.1970.2060.206

注:同上表。

五、 結(jié)論與建議

本文選取了2010-2014年A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，結(jié)合管理層權(quán)力理論與社會網(wǎng)絡(luò)理論，分析并實證驗證了管理層權(quán)力對高管薪酬的影響，以及TMT網(wǎng)絡(luò)對管理層權(quán)力與高管薪酬之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：(1)在我國特有的經(jīng)濟(jì)環(huán)境和制度背景下，管理層權(quán)力對高管薪酬有著顯著的影響，管理層權(quán)力越大，高管薪酬水平越高，高管薪酬業(yè)績敏感度越低。(2)TMT網(wǎng)絡(luò)規(guī)模越大，管理層權(quán)力與高管薪酬水平之間的正相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)，管理層權(quán)力與高管薪酬業(yè)績敏感度之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系也越明顯。

研究對于我國上市公司抑制管理層權(quán)力，完善高管薪酬激勵制度，規(guī)范高管之間的連鎖和兼任行為有著重要的啟示：(1)加強(qiáng)公司控制權(quán)的制衡，完善公司治理機(jī)制。首先，切實發(fā)揮董事會的監(jiān)督和決策職能，強(qiáng)化專業(yè)委員會的運(yùn)作機(jī)制，避免董事會形同虛設(shè)而成為管理層俘虜?shù)膶ο?；完善董事的遴選機(jī)制，盡量避免管理層占據(jù)董事長、副董事長等重要職務(wù)，以及管理層占據(jù)董事會大部分席位的現(xiàn)象；健全外部經(jīng)理人選拔機(jī)制，避免控股股東直接指派總經(jīng)理的情況發(fā)生，減少管理層對公司的操控。(2)進(jìn)一步完善上市公司高管薪酬激勵機(jī)制。目前我國上市公司高管薪酬激勵形式尚比較單一，長期激勵力度不夠，需引入多元化的考核激勵方式，充分發(fā)揮每種激勵機(jī)制應(yīng)有的作用；進(jìn)一步健全股權(quán)激勵制度，發(fā)揮其長期激勵作用，實現(xiàn)股東和管理層激勵相容，抑制管理層的自利動機(jī)和短視行為，促進(jìn)高管關(guān)注企業(yè)的持續(xù)發(fā)展；另外，繼續(xù)推進(jìn)高管薪酬信息披露機(jī)制，并通過媒體、公眾等各方的外部監(jiān)督提高薪酬透明度，加大高管利用控制權(quán)為自身謀取私利的難度，壓縮薪酬操控的空間。(3)監(jiān)管部門需對高管之間的兼任行為進(jìn)行規(guī)范化管理。在看到TMT網(wǎng)絡(luò)為公司帶來更多資源和信息的同時，還需關(guān)注其帶來的負(fù)面效應(yīng)。監(jiān)管部門需對上市公司高層管理人員之間的兼任行為進(jìn)行規(guī)范和約束，適當(dāng)限制連鎖的數(shù)量、地域和企業(yè)類型；明晰高管兼任的運(yùn)行機(jī)制，對其工作進(jìn)行制度化過程考核，以防利用TMT網(wǎng)絡(luò)謀取私利。