熊 毅 洪 葒

(1.華中農業(yè)大學經濟管理學院； 2.武漢理工大學管理學院)

1 研究背景

企業(yè)風險承擔行為不僅有利于實現(xiàn)股東財富最大化[1]，也有利于促進技術進步，實現(xiàn)經濟高質量發(fā)展[2]。然而，在新冠肺炎疫情爆發(fā)引起全球經濟周期性下行和中美貿易摩擦長期化的大背景下，我國企業(yè)普遍面臨收入下滑、成本上升的困境，企業(yè)的風險承擔意愿明顯下降。面對嚴峻的外部挑戰(zhàn)，如何有效激勵企業(yè)積極承擔風險就成為了推動我國經濟高質量發(fā)展過程中亟待解決的重要問題。

鑒于此，近年來風險承擔的影響因素問題引起了學者們的廣泛關注[3]?，F(xiàn)有研究大多基于代理理論和高階梯隊理論，從股東和管理者的特征以及二者之間代理關系的角度探討企業(yè)風險承擔的影響因素[4]。此外，由于風險承擔活動具有高度的資源依賴性[5]，擁有更多資源的公司對投資失敗的容忍度往往更高。因此，高管和股東的外部資源獲取能力也能對企業(yè)風險承擔行為產生重要影響。張敏等[5]發(fā)現(xiàn)，高管社會網絡能顯著影響企業(yè)風險承擔水平，何瑛等[1]的研究表明，豐富的職業(yè)經歷有助于提升CEO的機會識別能力、資源獲取能力和資源配置能力，因此，CEO豐富的職業(yè)經歷對企業(yè)風險承擔具有明顯的促進作用。

總體而言，以往研究充分證實，高管的風險承擔意愿和企業(yè)的外部資源獲取能力都會顯著影響企業(yè)的風險承擔水平。然而，現(xiàn)有研究忽視了企業(yè)內部資源使用效率對企業(yè)風險投資決策的影響，也忽視了員工在企業(yè)風險承擔活動中發(fā)揮的重要作用。普通員工既是企業(yè)重要的利益相關者，也是公司治理的直接參與者和高風險項目的實際執(zhí)行者，員工隊伍的意愿、能力和努力程度將直接影響企業(yè)的資源使用效率，進而影響高風險項目的投資意愿和投資績效[6]。在中美貿易戰(zhàn)等外部因素引發(fā)巨大不確定性的背景下，企業(yè)風險承擔活動愈發(fā)依賴于全體員工的積極參與和群策群力。因此，如何通過設計合理的薪酬契約以激發(fā)員工的主觀能動性，從而有效提升企業(yè)內部的資源使用效率和高風險項目的投資績效，無疑是企業(yè)面臨高風險投資機會時必須考慮的問題。

目前，部分學者從員工持股計劃的角度出發(fā)，探討了員工激勵對企業(yè)行為的影響，但相關文獻并未取得一致意見。孟慶斌等[7]發(fā)現(xiàn)，員工持股計劃的出臺能夠有效激勵企業(yè)從事高風險的創(chuàng)新投資。但也有學者指出，我國企業(yè)員工持股計劃的實施效果欠佳，股權激勵計劃發(fā)生虧損，員工“被套牢”的現(xiàn)象屢見不鮮[8]，企業(yè)可能出于市值管理的動機執(zhí)行股權激勵計劃[9]。鄭志剛等[10]指出，企業(yè)出臺員工持股計劃的動機，可能并不在于激勵員工，而在于大股東防御。目前，我國上市公司員工持股計劃的激勵效果亟待改進，為員工提供有競爭力的薪酬無疑是最有效的激勵方式。此舉不僅能調動員工的工作積極性，也能有效提升企業(yè)投資于高風險項目的意愿和能力[6]。然而，盡管探討高管薪酬經濟后果的文獻可謂汗牛充棟，但鮮有文獻關注員工薪酬競爭力對企業(yè)風險承擔水平的影響。

考察以往文獻的發(fā)展軌跡，以下問題還未得到充分探討：激勵高管與激勵員工，哪一種方式對促進企業(yè)風險承擔更為有效？為了有效激勵員工，究竟應該采用股權激勵還是薪酬激勵？鑒于此，本研究以員工薪酬競爭力為切入點，探討員工激勵與企業(yè)風險承擔的關系，并指出“激勵效應”和“聲譽效應”是員工薪酬競爭力影響企業(yè)風險承擔的主要機制，上述發(fā)現(xiàn)對企業(yè)有效激發(fā)員工隊伍的主觀能動性，積極承擔風險，提升長期競爭力，進而促進我國經濟的高質量發(fā)展具有一定參考價值。

2 文獻回顧與假設提出

2.1 文獻回顧

企業(yè)風險承擔反映企業(yè)在投資決策時的風險偏好。風險承擔水平越高，表明企業(yè)越少放棄高風險、高收益的投資機會。理論上，為了實現(xiàn)股東財富最大化，企業(yè)應該選擇投資于所有凈現(xiàn)值為正的項目，但風險厭惡的高管卻有可能放棄部分高風險但凈現(xiàn)值為正的投資機會。因此，鼓勵企業(yè)積極承擔風險將有助于其實現(xiàn)價值增值。鑒于風險承擔問題源于股東和高管對風險態(tài)度的不一致性，現(xiàn)有關于風險承擔影響因素的研究普遍基于委托代理框架[1]?，F(xiàn)有證據表明，為鼓勵企業(yè)承擔風險，可以從改善高管的激勵和監(jiān)督機制著手[11]；同時，企業(yè)風險承擔是一項資源消耗性活動，具有很強的資源依賴性。如果無法獲得足夠的資源，企業(yè)在投資過程中將不可避免的面臨資源約束，導致投資效率低下，甚至引發(fā)投資失敗。由于高風險項目所需資源都具有一定的稀缺性，企業(yè)的資源獲取能力對其風險承擔決策具有重要影響。

總體而言，現(xiàn)有研究表明，高管的風險承擔意愿和企業(yè)的資源獲取能力是影響風險承擔水平的兩個關鍵要素。然而，學者們往往忽視了員工在企業(yè)風險承擔活動中的重要作用。企業(yè)員工是高風險項目的直接參與者和實際執(zhí)行者[6]，高風險項目的成功既依賴于員工與高管的相互配合，也依賴于員工之間的緊密合作。因此，員工的能力與工作積極性將極大影響企業(yè)內部的資源使用效率，進而影響高風險項目的投資意愿和投資績效。同時，高管和員工的效用函數(shù)并不相同。由于受到了股權激勵，高管往往致力于實現(xiàn)企業(yè)價值最大化，而員工則致力于實現(xiàn)自身效用的最大化。相比于企業(yè)價值，企業(yè)員工通常更關心自身的薪酬水平、工作強度和工作安全性。因此，如何有效激勵員工，從而充分調動員工的積極性，就成為了企業(yè)做出風險承擔決策時必須重點考慮的問題。

部分學者從員工持股計劃的角度探討了員工激勵與企業(yè)風險承擔的關系，但并未達成一致意見。一方面，孟慶斌等[7]發(fā)現(xiàn)，員工是企業(yè)創(chuàng)新的核心主體，員工持股計劃的實施能夠顯著促進企業(yè)增加高風險的創(chuàng)新投資。另一方面，CALL等[12]指出，員工持股計劃的實施會顯著抑制員工的吹哨行為；陳大鵬等[13]的研究表明，員工持股計劃的實施會降低企業(yè)的盈余質量，這說明員工持股計劃的實施可能會加劇股東和高管之間的代理沖突，導致企業(yè)承擔風險的意愿降低。同時，我國上市公司中股權激勵計劃的實施起步較晚，且股權激勵計劃發(fā)生虧損，員工“被套牢”的現(xiàn)象屢見不鮮[8]。鄭志剛等[10]指出，企業(yè)出臺員工持股計劃的動機，可能并不在于激勵員工，而在于大股東防御，我國企業(yè)員工持股計劃的實施效果亟待改善。陳運佳等[9]發(fā)現(xiàn)，上市公司可能出于市值管理的動機執(zhí)行股權激勵計劃。由此可見，在我國資本市場中，股權激勵計劃對員工的激勵作用可能較為有限，也難以對企業(yè)的風險承擔行為產生直接影響。

為了有效激勵員工，企業(yè)主要可采取員工持股計劃和薪酬激勵兩種方式[14]。對于大多數(shù)普通員工而言，工資無疑是最重要的激勵方式。然而，相比于員工持股計劃，基于薪酬的激勵方式對企業(yè)風險承擔的影響還未引起學者們的充分重視。鑒于員工激勵對企業(yè)風險承擔具有重要意義，且我國上市公司員工持股計劃的執(zhí)行整體欠佳，本研究基于員工薪酬競爭力這一重要視角，探討員工薪酬激勵對企業(yè)風險承擔水平的影響。

2.2 假設提出

理論上，員工薪酬薪酬競爭力可能正向影響企業(yè)風險承擔。①根據人力資源管理理論，員工表現(xiàn)主要取決于3個因素，即能力、動機和表現(xiàn)機會。人力資源管理系統(tǒng)可以通過有效的招聘和培訓提高員工能力；也可以通過提供有競爭力的薪酬福利、創(chuàng)造合理的晉升機會和保障員工的工作安全性等多種方式提高員工的動機；還可以通過建立團隊協(xié)作機制等方式為員工提供表現(xiàn)機會[11]。通過提供有競爭力的薪酬，企業(yè)可以吸引優(yōu)秀人才加盟，也可以引起“反饋效應”，從而激發(fā)員工的工作熱情。因此，員工隊伍的能力和動機將同時得到提升。在全體員工的努力下，企業(yè)的生產效率和創(chuàng)新績效將得到明顯改善[15]。HEESE等[16]發(fā)現(xiàn)，隨著員工薪酬競爭力的增加，員工隊伍的人員結構也將趨于穩(wěn)定，這將加強員工與高管之間，以及員工內部的配合度，也將促使員工與高管持續(xù)開展緊密合作，從而有效提升高風險項目成功率。因此，擁有能力出眾且士氣高漲的員工隊伍能極大提升企業(yè)的資源使用效率，從而為高風險項目的順利運行提供有力保證。根據資本-技能互補理論，當員工技能較高時，企業(yè)應選擇增加創(chuàng)新投入，或者增加其他類型的高風險投資。這不僅有利于員工能力的充分發(fā)揮，也有助于提升企業(yè)價值[17]。本研究將該機制稱為“激勵效應”。②根據信號傳遞理論，為員工提供高額薪酬有助于向市場傳遞積極信號。BEN-NASR等[18]發(fā)現(xiàn)，擁有高素質員工隊伍的公司通常具有良好的發(fā)展前景。他們的研究表明，這類企業(yè)不僅會受到媒體的大量關注，也會受到投資者的追捧。ELFENBEIN等[19]認為，提高員工薪酬競爭力有助于企業(yè)在資本市場中建立良好聲譽，從而降低企業(yè)的外部融資成本，提升其資源獲取能力。鑒于風險承擔活動具有高度的資源依賴性[20]，隨著企業(yè)融資成本的下降，其風險承擔水平將有所增加。本研究將該機制稱為“聲譽效應”。③員工工資水平的提高意味著勞動力價格的上升。劉貫春等[21]指出，資本是勞動的替代性生產要素，勞動力價格相對于資本價格的上漲必然會激勵企業(yè)在更大程度上使用機器設備等資本代替勞動力。隨著員工工資的上漲，企業(yè)將選擇降低勞動力雇傭規(guī)模，同時增加固定資產投資[22]。由于固定資產投資的回收期較長，投資收益的不確定性較高，固定資產投資的增加將引起企業(yè)風險承擔水平的上升[23]。本研究將該機制稱為“替代效應”。

綜上，由于“激勵效應”“聲譽效應”和“替代效應”的共同作用，提出以下研究假設：

假設1a隨著員工薪酬競爭力的上升，企業(yè)風險承擔水平將有所增加。

然而，員工薪酬競爭力也有可能負向影響企業(yè)風險承擔。一方面，HEESE等[16]指出，員工相較其他利益相關者具有一定的信息優(yōu)勢。DYCK等[24]發(fā)現(xiàn)，在美國的資本市場中，有17%的財務錯報都是由員工發(fā)現(xiàn)并揭露的；這一比例甚至高于審計師(10%)和監(jiān)管部門(7%)。由此可見，員工的吹哨行為是公司治理的重要組成部分。在DYCK等[24]的研究樣本中，82%的員工因為實施吹哨行為而遭到不公正待遇，其中大多數(shù)人都被迫離職，這說明員工需要為吹哨行為付出巨大成本。當企業(yè)支付的薪酬水平較高時，員工因為吹哨行為而承擔的潛在損失也會增大。HEESE等[16]發(fā)現(xiàn)，隨著員工離職成本的增加，其實施吹哨行為的動機明顯下降。何瑛等[1]指出，高管可能為防止被解雇或獲取私利而規(guī)避風險。為員工提供高額薪酬可能是高管為了掩飾企業(yè)經營不善而采取的一種預防性投資[20]。因此，隨著員工薪酬競爭力的增加，員工吹哨行為將顯著減少，企業(yè)的代理成本也將隨之上升[25]。此時風險厭惡的高管可能出于自身利益的考慮，選擇放棄部分高風險但凈現(xiàn)值為正的投資機會。總之，員工薪酬競爭力的提升減少了員工對高管的吹哨威脅，高管承擔風險的意愿可能會因此下降，企業(yè)風險承擔水平也將隨之降低。

另一方面，高風險項目具有投資周期較長，投資不確定性較高的特點。投資于高風險項目需要充足的內部資金作為保障[13]。如果因為員工薪酬水平較高而導致企業(yè)內部資金匱乏，將會引起流動性約束。企業(yè)為了維持日常經營，將不得不減少高風險投資。因此，員工薪酬水平的增加有可能擠出高風險投資，進而降低企業(yè)風險承擔水平。鑒于此，提出如下對立假設：

假設1b隨著員工薪酬競爭力的上升，企業(yè)風險承擔水平將有所下降。

3 研究設計

3.1 樣本選取與數(shù)據來源

研究選取2007～2019年滬深A股上市公司為樣本，由于因變量企業(yè)風險承擔的計算需要3年窗口期，2021年為本研究可獲得數(shù)據的最后一年，因此樣本區(qū)間截至2019年。樣本區(qū)間始于2007年，是考慮到我國2007年1月1日開始執(zhí)行新的《企業(yè)會計準則》，刪除2007年以前年份的觀測值能夠保證本研究在同一會計準則框架下進行。初始樣本的篩選過程如下：①剔除金融類企業(yè)樣本；②剔除上市狀態(tài)異常的企業(yè)樣本；③剔除數(shù)據不全及資產負債率小于0的樣本，最終得到29 125個公司年度觀測值。對所有連續(xù)型變量進行了首尾各1%的Winsorize處理。本研究中涉及所有數(shù)據均來源于CSMAR和Wind數(shù)據庫。

3.2 主要變量度量

(1)企業(yè)風險承擔對于企業(yè)的風險承擔水平，已有文獻常用的衡量指標包括盈余波動性[1,25]和股價波動性[5]等。由于股價波動性受到諸多因素的影響，學者們普遍采用盈余波動性衡量中國企業(yè)的風險承擔水平。借鑒何瑛等[1]的做法，本研究以經過行業(yè)調整的總資產報酬率(Roa)的標準差和極差作為企業(yè)風險承擔水平的衡量，具體的計算步驟如下：①使用息稅前利潤除以年末總資產，得到當年的Roa；②將企業(yè)當年的Roa減去該企業(yè)所屬行業(yè)的平均Roa，得到經行業(yè)調整的總資產報酬率(Adj_Roa)；③以t～t+2年作為一個觀測時段，分別滾動計算經行業(yè)調整的總資產報酬率的標準差和極差；④參考何瑛等[1]的處理方式，將上述結果乘以100，分別得到Risk1和Risk2兩個企業(yè)風險承擔水平的衡量指標。

(2)員工薪酬競爭力社會比較理論認為，員工薪酬競爭力能直接影響員工對于公平性的認知，也能直接影響員工的工作滿意度。因此，衡量員工薪酬競爭力時，需要將企業(yè)員工薪酬水平與行業(yè)水平加以對比。鑒于此，仿照CHEN等[15]的研究，采用員工平均薪酬與企業(yè)所處行業(yè)中當年全部公司員工平均薪酬的中位數(shù)之比衡量員工薪酬競爭力。其中，員工總薪酬等于“應付職工薪酬”的變化額加上“支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金”，再減去“董事、監(jiān)事及高管年薪總額”；員工人數(shù)等于全部員工人數(shù)減去董監(jiān)高人數(shù)，用員工總薪酬除以員工人數(shù)即可得到員工平均薪酬。

3.3 模型設定

為了檢驗研究假設，構建如下回歸模型：

Risktaking=β0+β1Salary+∑βC+εi,t，

(1)

式中，被解釋變量Risktaking為企業(yè)風險承擔水平，可分別取Risk1和Risk2；解釋變量Salary表示員工薪酬競爭力；β0為常數(shù)項；εi,t為殘差項。若Salary的回歸系數(shù)β1顯著為正，則假設1A成立；若β1顯著為負，則假設1B成立。

參考已有研究[1, 14]，在模型(1)中加入以下控制變量C：企業(yè)上市年限(Firmage)、公司規(guī)模(Size)、資產負債率(Lev)、總資產報酬率(Roa)、營業(yè)收入增長率(Growth)、資本性支出(Cap)、固定資產占比(Ppe)、獨立董事比例(Indratio)、兩職合一(Dual)和董事會規(guī)模(Boardsize)。同時，還在模型(1)中加入了行業(yè)和年度固定效應，以控制時間序列和行業(yè)層面的不變因素對企業(yè)風險承擔水平的影響。本研究的主要變量定義見表1。

4 實證結果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計

本研究主要變量的描述性統(tǒng)計結果見表2。由表2可知，在本研究的樣本區(qū)間內，企業(yè)風險承擔水平Risk1的均值(中位數(shù))為3.816(2.154)，與之前研究[1]的描述性統(tǒng)計結果接近；平均而言，企業(yè)員工薪酬水平為其行業(yè)年度中位數(shù)的1.23倍。未報告的Pearson和Spearman相關系數(shù)表明，解釋變量與控制變量的相關性較低，且所有變量的方差膨脹因子(VIF)都小于5，說明模型的主要變量之間不存在多重共線性問題。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(N=29 125)

4.2 基準回歸結果

員工薪酬競爭力對企業(yè)風險承擔的多元回歸結果見表3。表3中列(1)和列(2)的結果顯示，無論采用Risk1還是Risk2作為企業(yè)風險承擔水平的代理變量，Salary的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明員工薪酬競爭力提高后，企業(yè)風險承擔水平顯著上升。第(1)列中，Salary的系數(shù)為0.143，相比于Risk1的均值3.816，每提高一個標準差，Risk1大約上升3.6%；第(2)列中，Salary的系數(shù)為0.268，相比于Risk2的均值7.203，Salary每提高一個標準差，Risk2也大約上升3.6%，這表明，員工薪酬競爭力對企業(yè)風險承擔水平的促進作用不僅具有統(tǒng)計上的顯著性，也具有顯著的經濟意義。綜上，假設1a得到了證實。

表3 員工薪酬競爭力與企業(yè)風險承擔(N=29 125)

4.3 內生性處理

鑒于本研究構建的實證模型可能存在遺漏變量和反向因果等內生性問題，本研究采用以下3種方法加以處理：

(1)雙重差分估計我國2011年7月1日起正式實施的《中華人民共和國社會保險法》是一項旨在規(guī)范和加強社保費征管工作的規(guī)章制度。許紅梅等[26]指出，該法規(guī)出臺后，從根本上提高了社保費的征收力度。在《社會保險法》出臺后，企業(yè)繳納的社保費規(guī)模明顯上漲。鑒于社保繳費額度為員工工資的固定比例[13]，且社保費是勞動力成本的重要組成部分，本研究以《社會保險法》的出臺作為準自然實驗，對員工薪酬競爭力與企業(yè)風險承擔的關系進行進一步檢驗。

《社會保險法》的出臺對企業(yè)的影響具有異質性。許紅梅等[26]指出，《社會保險法》實施后，勞動密集型企業(yè)的用工成本上升幅度較大。參考許紅梅等[26]、劉貫春等[21]的研究，分別采用員工工資與資產總額(Labor1)和營業(yè)收入(Labor2)的比衡量企業(yè)的勞動密集度，采用企業(yè)勞動密集度的行業(yè)均值作為行業(yè)勞動密集度的衡量指標，將中位數(shù)以上行業(yè)劃分為勞動密集型組，中位數(shù)以下行業(yè)劃分為資本密集型組，并建立以下回歸模型：

Risktaking=β0+β1Treat×Post+∑βC+δi+rt+εi,t。

(2)

在模型(2)的右邊，Treat為虛擬變量，如果企業(yè)所屬行業(yè)是勞動密集型行業(yè)，則Treat取1，否則取0。Post也為虛擬變量，當樣本所屬年份大于等于2011年時，Post取1，否則取0。交乘項Treat×Post是主要的解釋變量，本研究預測，系數(shù)β1顯著為正。C為一系列控制變量，詳見表1，δi和rt分別為公司固定效應和年度固定效應。

模型(2)的回歸結果見表4。列(1)～列(4)中，Treat×Post的系數(shù)均為正，且達到了1%的顯著性水平，說明隨著員工待遇的提升，企業(yè)風險承擔水平顯著增加，雙重差分模型的檢驗結果與本研究預期一致。

表4 雙重差分估計結果(N=29 020)

(2)工具變量估計仿照孔東民等[27]的做法，本研究利用我國個人所得稅稅率調整這一外生事件構造工具變量，以進一步降低內生性問題對檢驗結果的干擾。我國個人所得稅稅率和起征點的變化相對外生，但會對個人稅后收入造成沖擊。鑒于此，本研究利用當年所得稅稅率計算員工實際平均稅后收入，利用前期所得稅稅率計算員工假設平均稅后收入[注]假設最近一次個人所得稅稅率和起征點的變化未發(fā)生，利用變化前的稅率和起征點計算得到的員工平均稅后收入。。定義工具變量Tax_effect等于員工實際平均稅后收入與員工假設平均稅后收入之商取對數(shù)。利用該變量作為員工薪酬競爭力(Salary)的工具變量，對模型(1)進行兩階段最小二乘估計，結果見表5。

表5 工具變量估計(N=29 125)

從表5看，第一階段回歸中，Tax_effect的系數(shù)顯著為正，且F值為226.44，說明該模型不存在弱工具變量問題；在第二階段回歸中，Salary的系數(shù)始終在1%的水平上顯著為正，從而進一步排除了內生性問題對結果的干擾。

(3)控制高維固定效應在基準回歸中控制行業(yè)與年度固定效應，從而排除了行業(yè)層面的遺漏變量和時間趨勢對回歸結果的影響。為了排除公司層面遺漏變量和隨時間變化的行業(yè)特征對結果的干擾，進一步控制了公司層面以及行業(yè)乘以年度的高維固定效應，并重新估計模型(1)，結果見表6。

表6的結果表明，在控制公司固定效應和行業(yè)乘以年度固定效應后，Salary的系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正，這說明遺漏變量引起的內生性問題不足以解釋本研究的結論。

表6 控制高維固定效應

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為進一步增強研究結論的穩(wěn)健性，本研究進行了如下穩(wěn)健性測試[注]限于篇幅，本研究省略了穩(wěn)健性檢驗回歸結果，留存?zhèn)渌?。?/p>

(1)改變企業(yè)風險承擔的衡量方式模型(1)中的被解釋變量Risktaking由經行業(yè)調整的總資產報酬率計算而得[28]。參考張敏等[5]的做法，將風險承擔的代理變量替換為：①經行業(yè)調整的股票回報率在5年內(t-2至t+2年)的標準差(Risk3)；②營業(yè)收入除以總資產在t-1至t+1年的波動性(Risk4)。將Risk3和Risk4代入模型(1)，回歸結果顯示，替換被解釋變量后，Salary的系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正，這說明本研究主要結論不受風險承擔計算方法的影響。

(2)改變員工薪酬競爭力的計算方法仿照張會麗等[29]的做法，本研究以員工薪酬與行業(yè)平均員工薪酬之比(Salary2)作為員工薪酬競爭力的代理變量，并將Salary2代入模型(1)，回歸結果顯示，Salary2的系數(shù)依然在5%的水平下顯著為正，這說明本研究主要結論在不同的員工薪酬競爭力指標下保持穩(wěn)健。

(3)考慮員工股權激勵的影響已有關于員工激勵的文獻中，股權激勵被認為是重要的激勵方式[29]。為排除員工股權激勵對本研究主要結論的影響，在回歸模型中進一步控制了員工股權激勵(Option)?？紤]到2014年6月，證監(jiān)會頒布《關于上市公司實施員工持股計劃試點的指導意見》后，我國上市公司才開始積極推進員工持股計劃的實施，本研究刪除2014年之前的樣本?；貧w結果表明，控制員工股權激勵后，員工薪酬競爭力依然顯著促進了企業(yè)風險承擔，說明樣本公司實施員工股權激勵計劃并不足以解釋本研究的主要發(fā)現(xiàn)。

4.5 異質性分析

(1)研發(fā)強度的影響員工是最重要的創(chuàng)新主體，研發(fā)強度高的企業(yè)更需要通過提供高額薪酬充分激發(fā)高素質員工隊伍的工作積極性，挖掘其創(chuàng)新創(chuàng)造潛能，提升企業(yè)的生產效率和創(chuàng)新績效，進而提高企業(yè)的風險承擔水平。根據上述論斷，員工薪酬競爭力與企業(yè)風險承擔的正相關關系應在研發(fā)投入較大的企業(yè)中更為顯著。鑒于此，參考KOH等[30]的研究，采用研發(fā)費用占資產總額的比衡量企業(yè)的研發(fā)強度，該指標越高，意味著企業(yè)的研發(fā)強度越大。本研究以企業(yè)研發(fā)強度的中位數(shù)為分界點構造虛擬變量High，若企業(yè)實際研發(fā)強度大于等于樣本中位數(shù)，則High取1，否則取0。在此基礎上，建立以下模型：

Risktaking=β0+β1Salary+β2High+β3Salary×High+

∑βC+εi,t，

(3)

式中，β3為待檢驗系數(shù)，若β3顯著為正，則意味著員工薪酬競爭力與企業(yè)風險承擔的正相關關系在研發(fā)強度相對較大的企業(yè)中更加明顯。

模型(3)的回歸結果見表7。參考KOH等[30]的做法，在列(1)和列(2)中對研發(fā)強度的缺失值作補0處理，在列(3)和列(4)中對研發(fā)強度的缺失值進行刪除。結果表明，在列(1)～列(4)中，Salary的系數(shù)雖然始終為正，但并不顯著；交乘項Salary×High的系數(shù)也為正，且至少在10%的水平上顯著。上述結果表明，企業(yè)的研發(fā)活動具有高度的不確定性，需要依賴全體員工的群體智慧，因此，在研發(fā)強度較大的企業(yè)中，員工薪酬競爭力的提升對企業(yè)風險承擔的促進作用更為顯著。

表7 員工薪酬競爭力、研發(fā)強度與企業(yè)風險承擔

(2)信息環(huán)境的影響當外部信息環(huán)境較好、信息不對稱程度較低時，企業(yè)支付高額薪酬所傳遞的積極信號才能被市場有效識別，此時“聲譽效應”將得到有效發(fā)揮，企業(yè)的外部融資成本將明顯降低，其承擔高風險項目的能力也將顯著增強。因此，在信息環(huán)境較好的企業(yè)中，員工薪酬競爭力對企業(yè)風險承擔的促進作用將更加明顯。鑒于此，參考ALBUQUERQUE等[20]的研究，本研究分別采用企業(yè)所處行業(yè)的產品市場競爭程度和企業(yè)的分析師跟蹤人數(shù)作為信息環(huán)境的代理變量。其中，產品市場競爭程度采用赫芬達爾指數(shù)(Hhi)衡量，分析師跟蹤人數(shù)采用每一個完整年度中，對企業(yè)做出盈利預測的分析師數(shù)量(Analyst_follow)衡量。赫芬達爾指數(shù)越小，或者分析師跟蹤人數(shù)越多，則企業(yè)內外部的信息不對稱程度越低，企業(yè)所處的信息環(huán)境越好。本研究構造虛擬變量Transparency，若企業(yè)所處行業(yè)的赫芬達爾指數(shù)小于等于樣本中位數(shù)，或者企業(yè)的分析師跟蹤人數(shù)大于等于樣本中位數(shù)，則Transparency取1，否則取0。在此基礎上構建以下模型：

Risktaking=β0+β1Salary+β2Transparency+

β3Salary×Transparency+∑βC+εi,t，

(4)

式中，若β3顯著為正，則意味著員工薪酬競爭力與企業(yè)風險承擔的正相關關系在信息環(huán)境較好的企業(yè)中更加明顯。

模型(4)的回歸結果見表8。在表8的列(1)～列(4)中，Salary的系數(shù)雖然始終為正，但并不顯著；交乘項Salary×Transparency的系數(shù)也為正，且至少在10%的水平上顯著。這說明員工薪酬競爭力與企業(yè)風險承擔的正相關關系主要體現(xiàn)在信息環(huán)境較好的企業(yè)中。在這類企業(yè)中，企業(yè)內外部利益相關者之間的信息不對稱程度較低，為員工提供高額薪酬所產生的“聲譽效應”也更為顯著。

表8 員工薪酬競爭力、信息環(huán)境與 企業(yè)風險承擔(N=29 125)

(3)產權性質的影響在員工激勵方面，國有企業(yè)和民營企業(yè)存在明顯差別。CHEN等[31]指出，員工薪酬由顯性激勵(包括工資、獎金和股票期權等)和隱性薪酬(包括醫(yī)療、子女教育等方面的福利)兩部分組成。目前，國有企業(yè)的顯性薪酬水平低于民營企業(yè)，而隱性薪酬高于民營企業(yè)[32]。因此，相比于國有企業(yè)，民營企業(yè)往往更需要通過提供高薪的方式來吸引和激勵人才；同時，國有企業(yè)具有預算軟約束特征，其外部融資成本往往低于民營企業(yè)。本研究預計，員工薪酬的“激勵效應”和“聲譽效應”在民營企業(yè)中更加顯著。參考CHEN等[31]的做法，本研究構造虛擬變量，Soe當企業(yè)的產權性質為國有時，Soe取1，否則取0。在此基礎上建立以下模型：

Risktaking=β0+β1Salary+β2Soe+β3Salary×Soe+

∑βC+εi,t，

(5)

式中，若β3顯著為負，則意味著員工薪酬競爭力與企業(yè)風險承擔的正相關關系在民營企業(yè)中更加明顯。

模型(5)的回歸結果見表9?？梢钥闯?，Salary的系數(shù)雖然始終為正，且在1%的水平上顯著；交乘項Salary×Soe的系數(shù)為負，且在10%的水平上顯著。這說明無論是在國有企業(yè)還是民營企業(yè)中，員工薪酬對風險承擔始終存在正向影響，但在民營企業(yè)中，上述關系更加明顯。

綜上，異質性分析表明，員工薪酬競爭力與風險承擔的正相關關系在研發(fā)強度較大、信息環(huán)境較好、以及產權性質為民營的企業(yè)中更為顯著。

5 進一步分析

5.1 作用機制檢驗

接下來，本文將進一步對員工薪酬競爭力影響企業(yè)風險承擔水平的作用機制進行深入探討。首先，如果“激勵效應”真實存在，則企業(yè)應能通過提供有競爭力的薪酬水平吸引高技能員工；隨著員工薪酬競爭力的提升，企業(yè)的研發(fā)投入也應有所增加?；谝陨线壿嫞覀儚腤ind數(shù)據庫中提取員工學歷數(shù)據，采用本科及以上學歷定義高技能員工[19]，采用高技能員工占全部員工的比(Quality)衡量員工隊伍的整體能力。以Quality作為被解釋變量，回歸結果見表10的列(1)；同時，采用研發(fā)支出與期末總資產的比(R&D)衡量企業(yè)的研發(fā)強度，以R&D作為被解釋變量，回歸結果如表10的列(2)～列(3)所示。其中，在列(2)中對研發(fā)強度的缺失值作補0處理，在列(3)中對研發(fā)強度的缺失值進行刪除。由于數(shù)據庫中員工學歷數(shù)據始于2011年，且存在較多缺失值，列(1)的樣本量下降為15 617個。列(1)中，Salary的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這說明隨著員工薪酬競爭力的增加，企業(yè)員工隊伍中高技能人才占比有所提升。在列(2)～列(3)中，Salary的系數(shù)始終在1%的水平上顯著為正，這說明員工薪酬競爭力對企業(yè)研發(fā)投入產生了十分顯著的正向影響。綜合來看，列(1)～列(3)的結果表明，員工薪酬競爭力提高后，企業(yè)確實能吸引高素質員工，其創(chuàng)新投入也明顯上升，上述結論證實了“激勵效應”的存在性。

其次，如果“聲譽效應”成立，則由于企業(yè)通過為員工提供高額薪酬向市場傳遞了積極信號，企業(yè)的外部融資成本應該有所下降。參考陳漢文等[33]以及毛新述等[34]的做法，采用利息支出除以長期借款與短期借款之和來衡量企業(yè)的債務資本成本(Interest)，采用PEG模型計算得到企業(yè)的權益資本成本(Coc)，并以Interest和Coc作為被解釋變量，回歸結果見表10的列(4)和列(5)。結果表明，Salary的系數(shù)至少在10%的水平上顯著為負，說明隨著員工薪酬競爭力的增加，企業(yè)的債務資本成本和權益資本成本均有所下降，這一結果一定程度上支持了“聲譽效應”。

最后，如果“替代效應”成立，那么隨著企業(yè)薪酬競爭力的增加，企業(yè)的資本性支出理應有所上升。鑒于此，參考張敏等[5]的做法，采用構建固定資產、無形資產和其他長期資產所支付現(xiàn)金的自然對數(shù)(Cap)作為企業(yè)資本性支出的代理變量，并以該變量作為被解釋變量，回歸結果見表10的列(6)?；貧w結果顯示，Salary的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，這說明隨著員工薪酬競爭力的增加，企業(yè)的資本性支出明顯下降，這一結果并未支持“替代效應”。

總體而言，表10的結論表明，“激勵效應”和“聲譽效應”是員工薪酬競爭力正向影響企業(yè)風險承擔的主要作用機制。

5.2 員工薪酬競爭力、風險承擔與企業(yè)價值

提高員工待遇的根本目的是增加企業(yè)價值，因此，員工薪酬競爭力提高后，風險承擔水平的增加是否能對企業(yè)價值產生增量貢獻值得深究。鑒于此，參考褚劍等[35]的研究，采用TobinQ衡量企業(yè)價值，將Risk1和Risk2分別作為中介因子進行中介效應檢驗，結果見表11。

表11的列(1)表明，員工薪酬競爭力能對企業(yè)價值產生顯著的正向影響，且在控制了員工薪酬競爭力后，風險承擔水平與企業(yè)價值顯著正相關。這說明企業(yè)承擔高風險項目有利于自身價值最大化，上述結論與現(xiàn)有研究保持一致[13]。同時，選用Risk1和Risk2作為中介變量后，SobelZ統(tǒng)計量的值分別為4.489和4.552，且均在1%的水平上顯著。表明員工薪酬競爭力通過促進企業(yè)風險承擔行為，進而導致了企業(yè)價值的提升。由此可見，保持較高的員工薪酬競爭力，從而建立一支高素質的員工隊伍，可能是企業(yè)追求長期價值最大化的重要路徑。

表11 員工薪酬競爭力、風險承擔與 企業(yè)價值( N=28 426)

6 結語

采用2007～2019年中國A股非金融類上市公司數(shù)據，本研究實證檢驗了員工薪酬競爭力與企業(yè)風險承擔的關系。研究發(fā)現(xiàn)：①員工薪酬競爭力的增加有助于提升企業(yè)的風險承擔水平； ②員工薪酬競爭力對企業(yè)風險承擔的促進作用在研發(fā)強度較大、信息環(huán)境較好，以及產權性質為民營的企業(yè)中表現(xiàn)得更為明顯；③員工薪酬競爭力提升后，企業(yè)員工素質明顯改善，研發(fā)投入顯著增加，同時，企業(yè)的外部融資成本和資本性支出則明顯下降。上述機制檢驗結果支持了“激勵效應”和“聲譽效應”；④員工薪酬競爭力通過激勵企業(yè)風險承擔行為，促進了企業(yè)價值的提升。

在外部環(huán)境充滿不確定性的大背景下，現(xiàn)有研究大多關注勞動力成本上漲引發(fā)的流動性約束效應對企業(yè)短期業(yè)績的損害，而忽視了構建高素質員工隊伍對企業(yè)研發(fā)能力和長期競爭力的促進作用。本研究表明，為員工提供有競爭力的薪酬不僅有助于提高企業(yè)創(chuàng)新能力，也能幫助企業(yè)在資本市場中建立良好聲譽，從而為投資于高風險項目打下堅實基礎。上述發(fā)現(xiàn)為員工薪酬激勵影響企業(yè)風險承擔的相關文獻提供了直接的經驗證據，有效補充了員工薪酬激勵影響企業(yè)投資決策的相關研究。本研究可以為上市公司和監(jiān)管部門帶來以下管理啟示：①對上市公司而言，在多種外部不利因素疊加的現(xiàn)階段，企業(yè)應愈發(fā)重視高素質人才在推動技術進步和價值創(chuàng)造方面的重要作用。即使企業(yè)面臨一定經營困境，也不應輕易采用降低員工待遇的方式削減成本。②對監(jiān)管部門而言，政府應進一步加強對勞動力和知識產權的保護力度，也應加快推進多層次資本市場的建設，并著力提升資本市場的信息透明度。上述舉措能為“激勵效應”和“聲譽效應”的充分發(fā)揮營造良好的制度環(huán)境，從而為企業(yè)的研發(fā)和外部融資活動保駕護航；同時，上述舉措也能有效激勵企業(yè)為員工提供有競爭力的薪酬契約，從而進一步提升企業(yè)內部的資源使用效率和高風險項目的投資績效，進而推進上市公司、資本市場乃至中國經濟的高質量發(fā)展。

本研究還存在以下不足：①盡管貨幣薪酬是激勵員工的最有效方式，但本研究并不能完全排除員工持股計劃、帶薪休假等其他激勵方式對結果的影響；②本研究并未充分考慮高管薪酬與員工薪酬的互動關系對企業(yè)風險承擔的影響；③受數(shù)據可得性影響，本研究未能直接驗證員工薪酬激勵如何直接影響員工行為，進而影響企業(yè)對高風險項目的投資決策。后續(xù)研究可以嘗試尋找典型企業(yè)作為研究對象，設計量表開展多期問卷調查，為“激勵效應”的存在性提供更直接的經驗證據。