潘紅波 杜芬芬 陳潔
【摘要】以2005 ~ 2021年我國A股系族上市公司為樣本, 探究系族企業(yè)內(nèi)部薪酬配置機理。研究發(fā)現(xiàn), 系族企業(yè)高管薪酬與其他成員企業(yè)業(yè)績正相關(guān), 而薪酬差距與其他成員企業(yè)業(yè)績負相關(guān), 支持了系族企業(yè)在內(nèi)部薪酬配置上的“合作制”觀點。進一步研究顯示, 該種薪酬配置上的“合作效應”在市場化程度低、 關(guān)聯(lián)交易多的系族企業(yè)中更顯著, 為“合作制”觀點提供了更充分的證據(jù)。因此, 在我國正式制度欠發(fā)達的背景下, 為激活作為非正式替代的內(nèi)部市場, 系族企業(yè)會制定具有“合作效應”的高管薪酬契約。
【關(guān)鍵詞】系族企業(yè);高管薪酬;錦標制;平均主義;合作制
【中圖分類號】F272? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994(2023)06-0023-7
一、 引言
企業(yè)集團在各國資本市場中普遍存在, 尤其是新興市場。經(jīng)過多年的政策引導, 企業(yè)集團已發(fā)展成為我國產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)創(chuàng)新的主導力量。作為企業(yè)集團的一種重要形態(tài), 系族企業(yè)集團在我國市場中也發(fā)揮著日益重要的作用(He等,2013)。近年來, 有大量文獻集中于系族企業(yè)集團內(nèi)部資本配置研究(Almeida等,2015;黎文靖和嚴嘉怡,2021), 而忽略了同樣影響集團經(jīng)營效率的內(nèi)部薪酬配置。有學者研究發(fā)現(xiàn)系族企業(yè)間的薪酬存在一定關(guān)聯(lián): Cai和Zheng(2016)檢驗了相對業(yè)績評價在系族企業(yè)薪酬決策中的存在性; 張秋艷等(2022)發(fā)現(xiàn), 我國系族成員企業(yè)之間的高管薪酬具有參照點效應; 在類似的美國總分部組織結(jié)構(gòu)中, 部門經(jīng)理的薪酬也會受其他相關(guān)部門業(yè)績的影響(Alok和Gopalan,2018;Duchin等,2017)。但這些研究并未深入探討系族企業(yè)內(nèi)部薪酬配置的作用機理, 即成員企業(yè)間的競合關(guān)系對內(nèi)部薪酬配置的影響。在我國資本市場制度欠發(fā)達的條件下, 理清并利用系族成員企業(yè)間的競合關(guān)系, 提高內(nèi)部市場運作效率十分重要; 薪酬配置作為影響成員企業(yè)間競合關(guān)系的重要制度, 對其進行研究具有重要意義。
當前, 關(guān)于系族企業(yè)內(nèi)部薪酬配置主要有以下三種觀點: ①“錦標制”認為, 薪酬應基于代理人邊際產(chǎn)出進行排序, 擴大薪酬差距可以提高公司績效(Lazear和Rosen,1981)。此時系族成員企業(yè)高管處于競爭狀態(tài), 其薪酬應與其他成員企業(yè)業(yè)績負相關(guān)。②“平均主義”認為, 企業(yè)集團內(nèi)部市場充滿“交叉補貼(cross subsidization)”和“社會主義(socialism)”, 且我國自古以來就有“不患寡而患不均”的思想, 在進行高管薪酬配置時應盡量減小薪酬差距以保持集團和睦(楊志強和王華,2014;雷宇和郭劍花,2017), 此時系族企業(yè)高管薪酬應與其他成員企業(yè)業(yè)績正相關(guān)。③本文提出的“合作制”觀點, 提倡在基于相對業(yè)績建立薪酬激勵制度的同時, 盡量縮小薪酬差距, 從而促進集團內(nèi)部協(xié)同合作, 提高集團整體績效(雷宇和郭劍花,2017;Yu和Luu,2016)。此時系族企業(yè)高管薪酬應與其他成員企業(yè)業(yè)績正相關(guān)。 “平均主義”和“合作制”觀點均認為系族企業(yè)高管薪酬與其他成員企業(yè)業(yè)績正相關(guān), 但其差異在于: “平均主義”認為集團各成員公司高管薪酬差距的減小或增大與其相對業(yè)績無關(guān), 只是進行簡單無效率的平均分配, 這種觀點顯然與當今市場強調(diào)效率的觀念相沖突(雷宇和郭劍花,2017)。而本文提出的“合作制”則認為高管薪酬差距的減小或增大是由于系族成員企業(yè)間相對業(yè)績差距的減小或增大, 成員企業(yè)間的高管薪酬配置兼具公平和效率目標, 激勵集團內(nèi)部合作產(chǎn)生協(xié)同效應。
本文以2005 ~ 2021年我國A股系族集團上市公司為樣本, 實證檢驗發(fā)現(xiàn): 系族企業(yè)高管薪酬與其他成員企業(yè)的業(yè)績正相關(guān), 此結(jié)果排除了“錦標制”。進一步對集團內(nèi)部高管薪酬配置效率進行檢驗發(fā)現(xiàn), 高管薪酬差距與其他成員企業(yè)業(yè)績負相關(guān), 因而排除了“平均主義”, 支持了薪酬配置機理為“合作制”。最后根據(jù)市場化程度和關(guān)聯(lián)交易程度進行分組檢驗發(fā)現(xiàn), 薪酬配置的“合作效應”在市場化程度低、 關(guān)聯(lián)交易多的公司中更顯著, 再次為“合作制”觀點提供了充分的證據(jù)。上述結(jié)果在PSM匹配、 替換變量、 分位數(shù)回歸等穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。本文的研究結(jié)果表明, 在我國系族企業(yè)集團中, 高管薪酬配置以“合作制”為主導, 在外部市場機制愈發(fā)不完善的情況下, 系族企業(yè)集團利用“合作制”薪酬分配制度激勵內(nèi)部市場協(xié)同的傾向性愈強。
本研究在以下幾個方面進行了發(fā)展和創(chuàng)新:
第一, 從合作效應視角對系族企業(yè)薪酬契約相關(guān)研究進行了發(fā)展創(chuàng)新。已有文獻主要研究單個公司內(nèi)部高管團隊薪酬差距(楊志強和王華,2014;劉建秋等,2021;梅春等,2021)、 企業(yè)外部薪酬差距(潘愛玲等,2021;劉長進和楊漢明,2019)、 高管與員工的薪酬差距(楊志強和王華,2014;Faleye等,2013;夏寧和董艷,2014)在不同情境下的形成原因或經(jīng)濟后果, 鮮有文獻基于系族成員公司間的競合關(guān)系視角考察高管薪酬分配機制(Cai和 Zheng,2016;Alok和Gopalan,2018;Duchin等,2017)。本文在已有的薪酬分配“錦標賽”理論基礎上發(fā)展出“錦標制”觀點, 并基于行為理論區(qū)分“平均主義”和“合作制”, 探究我國系族企業(yè)薪酬配置是否兼具公平和效率目標。
第二, 從高管薪酬激勵角度拓展了系族企業(yè)集團內(nèi)部市場相關(guān)研究。已有文獻主要從有效配置論和無效配置論兩個角度研究企業(yè)集團內(nèi)部資本配置。一方面, 由于具有優(yōu)勝者選拔的信息優(yōu)勢、 更有效的監(jiān)督與激勵以及“多幣”效應, 內(nèi)部資本市場會優(yōu)化資源配置(Almeida等,2015;王峰娟和粟立鐘,2013); 另一方面, 由于存在代理成本、 尋租現(xiàn)象以及過度投資行為, 企業(yè)集團內(nèi)部資本市場存在“黑暗面”(汪玉蘭等,2020)。我國經(jīng)濟正處于轉(zhuǎn)軌時期, 在外部市場及相關(guān)制度欠發(fā)達的情況下, 集團可以采取何種舉措來促進有效內(nèi)部市場的形成是值得思考的問題。本文研究發(fā)現(xiàn), 具有合作效應的高管薪酬契約是其中一種有效的激勵工具。
第三, 從利益相關(guān)者和網(wǎng)絡關(guān)系角度拓展了高管薪酬激勵的相關(guān)研究。企業(yè)集團被看作一種網(wǎng)絡聯(lián)結(jié), 是嵌在一定社會關(guān)系中的協(xié)調(diào)合作網(wǎng)絡(王昶等,2019)。在這個網(wǎng)絡中, 存在著中間產(chǎn)品和服務交易、 許可權(quán)交易以及知識與能力流動等內(nèi)部市場, 成員之間按照一定的規(guī)則在內(nèi)部市場分工協(xié)作。在外部相關(guān)法律制度和信息缺位的情況下, 關(guān)系型企業(yè)網(wǎng)絡的重要性更加凸顯(于永海和呂福新,2014), 如何激勵網(wǎng)絡成員間的協(xié)同也更為重要。本文研究表明, 在制定系族成員企業(yè)的薪酬契約時, 不可忽視與其他成員高管薪酬間的互動性影響。
二、 理論分析與研究假設
1. 系族企業(yè)高管薪酬與其他成員公司業(yè)績。關(guān)于系族企業(yè)高管薪酬與其他成員企業(yè)業(yè)績的關(guān)系, 主要有“錦標制”“平均主義”和“合作制”三種觀點。
“錦標制”認為, 企業(yè)集團高管薪酬受到相對業(yè)績評價影響。企業(yè)集團可以通過拉開成員公司間的高管薪酬差距, 促使高管相互競爭, 從而提升企業(yè)集團整體經(jīng)營業(yè)績, 因此在一定條件下高管薪酬應與其他成員公司業(yè)績負相關(guān)。該效應的理論基礎源于Lazear和Rosen(1981)提出的薪酬差距競賽模型, 該模型認為, 為使股東與代理人的最終目標趨于一致, 應適當擴大高管薪酬差距, 將代理人置于類似競賽的環(huán)境中, 以此來達到降低監(jiān)控成本、 激勵代理人努力工作的目的。有大量研究對錦標賽理論進行了檢驗并得到了實證支持(梅春等,2021;Connelly等,2014;劉春和孫亮,2010;張紅等,2016;陳漢文和黃軒昊,2019)。劉春和孫亮(2010)研究發(fā)現(xiàn), 國企中高管和員工薪酬差距與公司績效間存在正相關(guān)關(guān)系; 陳漢文和黃軒昊(2019)發(fā)現(xiàn), 內(nèi)部控制質(zhì)量越高, 薪酬差距對企業(yè)價值的正向影響就越顯著。從該角度看, 為了提高公司整體績效、 制定最優(yōu)薪酬契約, 應使系族集團成員公司的高管與其他成員公司高管保持競爭關(guān)系, 從其他成員公司相對業(yè)績的下降中受益?;诖耍?提出H1a:
H1a: 在其他條件一定的情況下, 系族內(nèi)成員企業(yè)高管薪酬與其他成員企業(yè)業(yè)績負相關(guān)(“錦標制”觀點)。
“平均主義”認為, 無論系族成員績效差異如何, 都要盡量平均分配。一方面, 系族集團中成員公司高管為了獲取集團更多的資源投入, 往往會采取尋租等可能損害集團整體利益的行為, 實現(xiàn)對其自身有利的資源配置。為了抑制自利的尋租行為, 系族集團會采用“平均主義”和“交叉補貼”的方式來避免矛盾(陳漢文和黃軒昊,2019)。另一方面, 平均主義和集體主義對我國社會影響深遠(楊志強和王華,2014), 相比錦標賽理論, 強調(diào)公平和合作的行為理論可能更適合我國的政治文化背景。關(guān)于我國企業(yè)薪酬差距負面后果的相關(guān)研究解釋了這一點: 當企業(yè)內(nèi)部的收入差距相對過大時, 高管人員會進行薪酬辯護, 如操縱盈余或薪酬契約條款, 對企業(yè)產(chǎn)生不良影響(繆毅和胡奕明,2016); 高管薪酬與同行業(yè)可比公司高管薪酬差距越大, 高管進行薪酬攀比的動機越大, 其在未來通過盈余管理操縱薪酬的可能性越大, 從而對企業(yè)價值創(chuàng)造產(chǎn)生負面影響(羅宏等,2016)。綜上可知, 倡導擴大薪酬差距的錦標賽理論在我國當前環(huán)境下會產(chǎn)生很多問題, 因此無論團隊成員績效差異如何, 都要盡量減小薪酬差距以保持組織穩(wěn)定和睦?;诖?, 提出H1b:
H1b: 在其他條件一定的情況下, 系族內(nèi)成員企業(yè)高管薪酬與其他成員企業(yè)業(yè)績正相關(guān)(“平均主義”觀點)。
本文提出的“合作制”認為, 盡管縮小成員公司間的高管薪酬差距可以減少不和諧行為, 但會降低較為優(yōu)秀者的薪酬激勵敏感性。只有當成員企業(yè)高管薪酬激勵建立在相對業(yè)績的基礎上時, 減小薪酬差距才能夠產(chǎn)生正面影響, 激勵成員企業(yè)間合作, 從而實現(xiàn)利益最大化。越來越多的研究發(fā)現(xiàn), 我國制定高管薪酬契約時, 薪酬差距問題不能簡單地用“錦標賽理論”或“平均主義”來解釋。夏寧和董艷(2014)提出, 設計薪酬方案時不僅要考慮薪酬的絕對值和相對值, 還應注意企業(yè)所處的具體情境, 包括團隊協(xié)作、 財務風險、 技術(shù)復雜性等因素。在我國資本市場不發(fā)達、 規(guī)則缺位的環(huán)境下, 企業(yè)集團的內(nèi)部合作行為, 構(gòu)成了系族成員企業(yè)業(yè)績的重要影響因素。根據(jù)利益相關(guān)者理論和網(wǎng)絡理論, 企業(yè)集團被看作一種網(wǎng)絡聯(lián)結(jié), 是嵌在一定社會關(guān)系中的協(xié)調(diào)合作網(wǎng)絡, 知識、 信息與資源在整個網(wǎng)絡中流動。企業(yè)集團是否能實現(xiàn)整體利益最大化, 取決于內(nèi)部市場是否有效, 也即各個成員公司是否能通過積極、 持續(xù)的合作產(chǎn)生協(xié)同效應(潘愛玲和李彬,2011)。Bushman等(2016)探究了如何從團隊角度制定最優(yōu)薪酬激勵契約, 發(fā)現(xiàn)企業(yè)潛在的協(xié)同效應越廣泛, 企業(yè)間針對協(xié)同合作制定的薪酬契約激勵作用就越顯著。因此, 最優(yōu)薪酬契約的制定不應只考察單個公司的業(yè)績, 還應考慮業(yè)績背后集團內(nèi)部合作的影響機理(潘愛玲和李彬,2011), 基于合作效應建立薪酬分配制度, 從而實現(xiàn)集團利益最大化?;诖?, 提出H1c:
H1c: 在其他條件一定的情況下, 系族內(nèi)成員企業(yè)高管薪酬與其他成員企業(yè)業(yè)績正相關(guān)(“合作制”觀點)。
如果“錦標制”不成立, 本文將進一步檢驗是“平均主義”還是“合作制”占主導地位。由于這兩種觀點的主要區(qū)別是薪酬分配是否具有效率, 因此進一步針對高管薪酬分配效率進行檢驗。
2. 系族企業(yè)高管薪酬差距與其他成員企業(yè)業(yè)績。薪酬差距的本質(zhì)是對薪酬資源的再優(yōu)化配置, 反映薪酬激勵的強度以及分配的公平程度(Siegel和Hambrick,2005)。若我國系族企業(yè)集團高管薪酬分配符合“合作制”觀點, 其薪酬分配應是有效的, 即高管薪酬差距的減小或增大是由于系族內(nèi)部業(yè)績差距的減小或增大, 成員公司間的高管薪酬配置激勵集團內(nèi)部合作產(chǎn)生協(xié)同效應, 此時高管薪酬差距應與其他成員企業(yè)業(yè)績負相關(guān); 反之, 如果薪酬分配更傾向于“平均主義”, 那么高管薪酬差距應與其他成員企業(yè)業(yè)績無關(guān)?;诖耍?提出H2a和H2b:
H2a: 在其他條件一定的情況下, 系族內(nèi)成員企業(yè)高管薪酬差距與其他成員企業(yè)業(yè)績負相關(guān)(“合作制”觀點)。
H2b: 在其他條件一定的情況下, 系族內(nèi)成員企業(yè)高管薪酬差距與其他成員企業(yè)業(yè)績無關(guān)(“平均主義”觀點)。
3. 進一步假設。若“合作制”占主導, 本文將通過進一步檢驗再次為之提供證據(jù)。我國系族集團內(nèi)部市場是由中間產(chǎn)品和服務交易、 許可權(quán)交易以及知識與能力流動等構(gòu)成的一個復雜網(wǎng)絡結(jié)構(gòu)。在這個網(wǎng)絡中, 成員公司間的合作效率決定了內(nèi)部市場效率以及企業(yè)集團整體價值, 而如何在合作共生型的網(wǎng)絡環(huán)境中利用成員公司的協(xié)同能力是當今學術(shù)界和實務界的關(guān)注熱點。特別是在市場化程度越低的地區(qū), 企業(yè)集團越傾向于通過內(nèi)部市場關(guān)聯(lián)交易來代替低效的外部市場交易, 以降低集團交易成本, 促進整體業(yè)績改善(Khanna和Yafeh,2015)。也就是說, 市場化程度越低, 建立系族成員企業(yè)間的內(nèi)部合作越重要, “合作制”主導薪酬分配制度的可能性越大。由于關(guān)聯(lián)交易是企業(yè)集團成員內(nèi)部合作的重要形式, 因此本文用關(guān)聯(lián)交易程度代表系族企業(yè)內(nèi)部市場合作程度。基于此, 提出H3:
H3: 在其他條件一定的情況下, “合作制”效應在市場化程度低以及關(guān)聯(lián)交易多的公司更顯著。
三、 研究設計
1. 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源。本文的樣本包括2005 ~ 2021年我國A股所有系族集團上市公司。在此基礎上剔除了主要財務信息和高管薪酬信息披露不詳、 被 ST/PT以及金融行業(yè)的公司。此外, 為了排除異常值對檢驗結(jié)果的影響, 按1%和99%的標準對連續(xù)變量進行了Winsorize處理。本文使用的系族企業(yè)樣本根據(jù)年報披露結(jié)合網(wǎng)頁數(shù)據(jù)手工篩選而來, 定義為在同一年度受同一直接控股股東控制的多家(兩家及以上)國有上市公司或在同一年度受同一實際控制人控制的多家(兩家及以上)民營上市公司。截至2021年12月31日, 共有國企系族260個、 民企系族212個, 一共獲得2335個“系族—年度”觀測值、 5334個“公司—年度”觀測值。本文所使用的其他數(shù)據(jù)均來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫, 由手工收集整理而成。
2. 模型設定和變量定義。為了驗證H1a ~ H1c, 將檢驗的回歸模型設定為模型(1):
Lnmpay=β0+β1ROA+β2Other_ROA+β3'X+ε
其中: Lnmpay為被解釋變量, 表示本企業(yè)高管薪酬。下文中, Lnmpay1表示高管前三名薪酬總額的自然對數(shù), Lnmpay2表示董事、 監(jiān)事、 高管前三名薪酬總額的自然對數(shù)。參照已有文獻(Alok和Gopalan,2018), 本企業(yè)業(yè)績采用總資產(chǎn)凈利率(ROA)衡量, ROA=凈利潤/總資產(chǎn)平均余額, 而總資產(chǎn)平均余額=(資產(chǎn)合計期末余額+資產(chǎn)合計上年期末余額)/2。Other_ROA表示系族企業(yè)集團內(nèi)除本公司以外其他成員公司的業(yè)績, 其中Other_ROA1表示其他成員公司ROA的中位數(shù), Other_
ROA2表示其他成員公司ROA的平均數(shù)。
X是多個控制變量構(gòu)成的向量, 借鑒已有研究(謝德仁等,2012; 陳冬華等,2015;夏雪花等,2021), 本文考慮以下影響因素: ①企業(yè)財務特征變量。企業(yè)規(guī)模(Size), 定義為總資產(chǎn)的自然對數(shù); 資產(chǎn)負債率(Lev), 定義為負債與總資產(chǎn)的比率; 成長機會(Q), 定義為市場價值和賬面價值的比率。②公司治理變量。管理費用率(Mfee), 定義為管理費用與營業(yè)收入的比率; 前三大股東持股比例(Top3Holder), 定義為前三大股東持股占公司總股份的比率; 高管持股比例(Mhold), 定義為高管持股占公司總股份的比率; 獨立董事比例(Independent), 定義為獨立董事占董事會的比率; 兩職合一(Dual), 若董事長和CEO為同一人則取值為1, 否則取值為0; 是否被國內(nèi)十大會計師事務所審計(Big10), 若被國內(nèi)前十大會計師事務所審計則取值為1, 否則取值為0。③區(qū)域、 行業(yè)和年度變量。區(qū)域變量包括中部地區(qū)虛擬變量(Middle)和西部地區(qū)虛擬變量(West)。按照證監(jiān)會2012年的行業(yè)分類代碼, 本文除了將制造業(yè)按二級代碼分類, 其余行業(yè)按一級代碼分類。
為了驗證H2a和H2b, 將模型(1)中的被解釋變量替換為薪酬差距, 將回歸模型設定為模型(2):
Pay_gap=β0+β1ROA+β2Other_ROA+β3'X+ε
相對薪酬差距指標Pay_gap表示系族企業(yè)集團成員公司的高管薪酬差距, 定義為本企業(yè)高管前三名薪酬總額與系族內(nèi)其他成員企業(yè)高管前三名薪酬總額中位數(shù)或平均數(shù)之比。下文中, Pay_gap1是利用其他成員企業(yè)薪酬中位數(shù)計算出的薪酬差距, Pay_gap2是利用其他成員企業(yè)薪酬平均數(shù)計算出的薪酬差距。其他變量與模型(1)相同。另外, 采用第二種檢驗薪酬分配效率的方法, 即引入業(yè)績差距ROA_gap代替ROA和Other_ROA作為自變量, 檢驗薪酬差距和業(yè)績差距之間的關(guān)系。ROA_gap為本企業(yè)業(yè)績與系族其他成員企業(yè)業(yè)績中位數(shù)或平均數(shù)之比, 下文中ROA_gap1表示利用其他成員企業(yè)業(yè)績中位數(shù)計算出的業(yè)績差距, ROA_gap2表示利用其他成員企業(yè)業(yè)績平均數(shù)計算出的業(yè)績差距。
為了驗證假設3, 本文將系族企業(yè)樣本按照市場化程度以及關(guān)聯(lián)交易量分組并利用模型(1)進行回歸。為了避免Z統(tǒng)計量被高估以及異方差、 序列相關(guān)等問題, 本文采用對標準誤進行了企業(yè)層面的群聚(Cluster)調(diào)整后的OLS模型進行多元線性回歸。
四、 實證分析
1. 描述性統(tǒng)計。表1列出了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。高管薪酬Lnmpay1的均值為14.12, 最大值和最小值分別為16.46和11.52, 表明樣本公司之間的高管薪酬存在較大差異。ROA和Other_ROA的均值和標準差比較接近, 說明同一系族內(nèi)的上市公司的業(yè)績比較平均。薪酬差距Pay_gap最大值達到14.37, 最小值只有0.06, 說明薪酬差距較大??刂谱兞康拿枋鲂越y(tǒng)計結(jié)果與謝德仁等(2012)的研究結(jié)果基本可比。
2. 高管薪酬與本企業(yè)及其他成員企業(yè)業(yè)績。表2列出了高管薪酬與其他系族成員企業(yè)業(yè)績的回歸結(jié)果。第(1)、 (2)列是以高管前三名薪酬總額自然對數(shù)作為被解釋變量的檢驗結(jié)果, 為了使結(jié)果更穩(wěn)健, 第(3)、 (4)列則列示以董監(jiān)高前三名薪酬總額自然對數(shù)作為被解釋變量的檢驗結(jié)果。第(1)列結(jié)果顯示, 本公司業(yè)績ROA系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正, 其他成員公司業(yè)績Other_
ROA1的系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平上顯著為正, 第(2) ~ (4)列中也得到了類似的結(jié)果。以上結(jié)果均拒絕了以“錦標制”為基礎的H1a。
在控制變量方面, 企業(yè)規(guī)模(Size)與高管薪酬顯著正相關(guān), 說明規(guī)模大的公司高管薪酬會更高(陳冬華等,2015); 獨立董事比例(Independent)與高管薪酬顯著負相關(guān), 說明獨立董事占比低的公司高管薪酬更高; 中西部地區(qū)的虛擬變量系數(shù)均顯著為負, 表明相比于東部區(qū)域而言, 中西部地區(qū)的上市公司高管薪酬較低。
3. 高管薪酬差距與本企業(yè)及其他成員企業(yè)業(yè)績。通過上述檢驗得知, 我國系族企業(yè)中高管薪酬激勵機制更符合“合作制”或者“平均主義”。接下來進一步探究這種激勵機制是否會使系族企業(yè)集團喪失高管薪酬配置效率, 以確定是哪種機制占主導。首先用高管薪酬差距替代高管薪酬作為因變量, 對本公司業(yè)績和其他成員公司業(yè)績進行回歸, 結(jié)果如表3所示。其中, 第(1)、 (2)列是分別以Other_ROA1和Other_ROA2作為自變量的回歸結(jié)果, 系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負。第(3)、? (4)列是采用第二種薪酬分配效率檢驗方法的回歸結(jié)果, 引入的業(yè)績差距變量ROA_gap1、 ROA_gap2的系數(shù)均顯著為正。以上兩種檢驗方法的結(jié)果表明, 高管薪酬分配是有效率的, 可以排除“平均主義”, 進一步支持高管薪酬激勵機制為“合作制”, H2a得到驗證。盡管“合作制”會縮小集團成員公司高管薪酬差距, 但其薪酬分配仍然是以相對業(yè)績排序為基礎, 而不是簡單的“平均主義”。
4. 進一步檢驗。上述結(jié)果表明, 我國系族企業(yè)高管薪酬決策機制支持“合作制”觀點。在此基礎上根據(jù)公司治理特征對樣本進行分組檢驗, 進一步為高管薪酬分配機制提供證據(jù)。首先以王小魯?shù)龋?021)編制的市場化指數(shù)度量市場化程度, 按行業(yè)及年度中位數(shù)將樣本公司按照市場化程度高低分組后進行回歸。未披露年度的市場化指數(shù)數(shù)據(jù)基于過去十年市場化指數(shù)的平均增速推算而得。同時本文采用“經(jīng)驗p值”檢驗組間系數(shù)差異的顯著性, 該值通過費舍爾組合檢驗(Permutation Test)自體抽樣(Bootstrap)1000次得到。表4第(1)、 (2)列結(jié)果顯示, 無論市場化程度高還是低, 高管薪酬與本公司業(yè)績都顯著正相關(guān), 但只有在市場化程度低的地區(qū), 高管薪酬與其他成員公司業(yè)績顯著正相關(guān), 且費舍爾檢驗p值小于0.1, 組間系數(shù)差異顯著。這意味著, 在市場化程度更低的地區(qū), “合作制”激勵機制的效應更強, 可以解釋為市場化程度低的地區(qū)交易成本更高, 企業(yè)更傾向于利用集團內(nèi)部市場的合作降低成本(Khanna和Yafeh,2015)。本結(jié)果在一定程度上支持了“合作制”假設, 且這種合作可能會以關(guān)聯(lián)交易的形式存在, 下文將對此進行驗證。
本文將關(guān)聯(lián)交易量定義為本年度關(guān)聯(lián)交易涉及金額, 包括上市公司與母公司的關(guān)聯(lián)交易以及上市公司與受同一母公司控制的其他企業(yè)的關(guān)聯(lián)交易, 以人民幣計量。按照行業(yè)年度中位數(shù)將關(guān)聯(lián)交易分為多少兩組并進行回歸。表4第(3)、 (4)的結(jié)果表明, 關(guān)聯(lián)交易多的系族企業(yè)高管薪酬與其他成員公司業(yè)績顯著正相關(guān), 關(guān)聯(lián)交易少的系族企業(yè)則不然, 費舍爾檢驗p值小于0.05, 組間系數(shù)差異顯著。這表明在關(guān)聯(lián)交易多的公司“合作效應”更顯著。
上述分析支持了H3, 即在其他條件一定的情況下, “合作制”效應在市場化程度低、 關(guān)聯(lián)交易多的公司更顯著。這也再次為“合作制”觀點提供了證據(jù)。
5. 穩(wěn)健性檢驗。
(1)PSM匹配。本文的研究結(jié)果可能受內(nèi)生性影響: 一方面, 高管薪酬水平高的系族集團上市公司業(yè)績水平可能本身較高, 存在反向因果問題。另一方面, 也會有一些無法觀測到的遺漏變量同時影響高管薪酬、 本公司業(yè)績和其他成員公司業(yè)績。由于模型主要觀察其他成員公司業(yè)績Other_ROA的系數(shù), 因此本文關(guān)注的內(nèi)生變量為Other_ROA。本文采用PSM匹配方法, 首先將其他成員公司業(yè)績Other_ROA按中位數(shù)分成高低兩組, 并定義一個虛擬變量Per_high, 當屬于高業(yè)績組時取值為1, 否則為0。與以往研究做法相同, 先使用模型(1)中的控制變量對業(yè)績變量(Per_high)進行Logit回歸, 計算出PS值, 然后采用一對一不放入的匹配方法, 在0.01的半徑內(nèi)進行配對, 篩選出配對樣本。為了使樣本更加精確, 本文重復使用以上方法對已配對樣本進行二次篩選, 最后在篩選出的樣本范圍內(nèi)進行回歸。
經(jīng)過兩次PSM匹配, 匹配后所有變量的標準化偏差的絕對值都小于6%, 而且組間t檢驗的結(jié)果不拒絕處理組和控制組無系統(tǒng)性差異的原假設, 表明平衡性假設得到了滿足。匹配前后大多數(shù)變量的標準化偏差均大幅度縮小, 證明了PSM匹配的有效性。表5列示了利用PSM匹配之后的樣本進行回歸的結(jié)果。結(jié)果表明, 高管薪酬與本企業(yè)以及其他成員企業(yè)業(yè)績均顯著正相關(guān), 而高管薪酬差距與其他成員企業(yè)的業(yè)績則顯著負相關(guān), 與前文回歸結(jié)果一致。
(2)分位數(shù)回歸。為了消除極端值的影響, 檢驗在不同薪酬水平下, 系族成員企業(yè)業(yè)績與高管薪酬之間的關(guān)系是否相同, 本文使用自助法重復400次來計算分位數(shù)回歸的標準誤, 同時進行0.25、 0.5和0.75分位數(shù)回歸。結(jié)果如表6所示。Other_ROA的系數(shù)符號和顯著性均與前文一致, 表明在高管薪酬水平不同的各個系族企業(yè)集團內(nèi), 都存在“合作制”高管激勵機制。
(3)控制個體效應。前文回歸模型同時控制了區(qū)域、 年度和行業(yè)層面的固定效應, 但結(jié)果可能也會受到個體層面不隨時間變化的因素影響。因此此處同時控制個體層面和時間層面的固定效應, 重復前文表2 ~ 表3的回歸, 檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。如表7所示, 控制個體固定效應的回歸結(jié)果與表2 ~ 表3對應結(jié)果保持一致。
(4)公司業(yè)績的替代變量。采用業(yè)績的替代變量息稅前利潤率(EBITA)和凈資產(chǎn)收益率(ROE)替換總資產(chǎn)收益率(ROA)進行穩(wěn)健性檢驗, 重復前文表2 ~ 表4的回歸, 結(jié)果與前文回歸基本一致(限于篇幅,結(jié)果省略), 支持我國系族企業(yè)高管薪酬分配機制的“合作制”觀點。
五、 研究結(jié)論與實踐啟示
本文以2005 ~ 2021年我國非金融類系族上市公司為樣本, 以三種高管薪酬決策機制為切入點, 探究我國系族企業(yè)內(nèi)部高管薪酬配置機理。研究發(fā)現(xiàn): 系族企業(yè)高管薪酬與其他成員公司的業(yè)績顯著正相關(guān), 排除了“錦標制”觀點; 系族企業(yè)高管薪酬差距與其他成員公司的業(yè)績顯著負相關(guān), 即這種激勵機制并未使系族企業(yè)高管薪酬配置喪失效率, 因而排除了“平均主義”觀點, 支持了系族企業(yè)高管薪酬配置上的“合作制”觀點。進一步研究發(fā)現(xiàn), 這種合作效應在市場化程度低、 關(guān)聯(lián)交易多的系族企業(yè)中更顯著, 說明在外部市場機制愈發(fā)不完善的情況下, 系族集團利用“合作制”薪酬分配制度激勵內(nèi)部市場協(xié)同的傾向性愈強, 再次為“合作制”觀點提供了證據(jù)。上述結(jié)果在控制內(nèi)生性、 控制個體效應以及替換變量等穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。
系族企業(yè)是一種較為復雜的企業(yè)集團形態(tài), 在內(nèi)部治理問題解決上需要平衡更多的利益相關(guān)方。作為我國資本市場中日益普遍且重要的主體, 系族企業(yè)如何緩解其內(nèi)部代理問題, 激勵成員公司間的合作共贏是非常值得思考的問題, 其中高管薪酬配置方案的制定尤為重要。因此, 系族企業(yè)在制定高管薪酬契約時, 不僅要考核本企業(yè)的業(yè)績, 其他成員企業(yè)的業(yè)績以及集團內(nèi)部的合作協(xié)同效應也應納入考察范疇, 使得高管不僅能從本公司業(yè)績中獲益, 也能基于內(nèi)部合作從成員公司業(yè)績中獲益, 特別是在市場化程度低、 關(guān)聯(lián)交易多的系族企業(yè)內(nèi)。由于數(shù)據(jù)的限制, 本文只考慮了高管貨幣性薪酬, 未來值得進一步研究的問題是: 這種“合作效應”在長期薪酬和短期薪酬上有無差別?合作效應是否更可能發(fā)生在業(yè)務相關(guān)性強的成員公司之間, 以及這種“合作效應”具體以何種形式的關(guān)聯(lián)交易存在?
【 主 要 參 考 文 獻 】
陳冬華,范從來,沈永建.高管與員工: 激勵有效性之比較與互動[ J].管理世界,2015(5):160 ~ 171.
陳漢文,黃軒昊.內(nèi)部控制、薪酬差距與企業(yè)價值[ J].廈門大學學報(哲學社會科學版),2019(2):60 ~ 69.
雷宇,郭劍花.規(guī)則公平與員工效率 —— 基于高管和員工薪酬粘性差距的研究[ J].管理世界,2017(1):99 ~ 111.
黎文靖,嚴嘉怡.誰利用了內(nèi)部資本市場:企業(yè)集團化程度與現(xiàn)金持有[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟,2021(6):137 ~ 154.
劉長進,楊漢明.論高管外部薪酬差距與投資效率的非線性關(guān)系[ J].財會月刊,2019(6):35 ~ 45.
劉春,孫亮.薪酬差距與企業(yè)績效:來自國企上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[ J].南開管理評論,2010(2):30 ~ 39.
劉建秋,李四海,王飛雪,曹瑞青.“論資排輩”式高管薪酬與企業(yè)生產(chǎn)效率研究[ J].南開管理評論,2021(1):120 ~ 128+147+129 ~ 130.
羅宏,曾永良,宛玲羽.薪酬攀比、盈余管理與高管薪酬操縱[ J].南開管理評論,2016(2):19 ~ 31.
梅春,鄧鳴茂,陸蓉.垂直薪酬差異對公司創(chuàng)新產(chǎn)出的影響機理[ J].管理科學,2021(6):88 ~ 100.
繆毅,胡奕明.內(nèi)部收入差距、辯護動機與高管薪酬辯護[ J].南開管理評論,2016(2):32 ~ 41.
潘愛玲,李彬.合作網(wǎng)絡視角下母子公司業(yè)績評價指標體系的重構(gòu)[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟,2011(5):99 ~ 108.
潘愛玲,吳倩,李京偉.高管薪酬外部公平性、機構(gòu)投資者與并購溢價[ J].南開管理評論,2021(1):39 ~ 49+59 ~ 60.
汪玉蘭,竇笑晨,李井林.集團控制會導致企業(yè)過度負債嗎[ J].會計研究,2020(4):76 ~ 87.
王昶,孫橋,徐尖,周文輝.雙重嵌入視角下的集團總部價值創(chuàng)造機理研究 —— 基于時代集團的案例研究[ J].管理評論,2019(3):279 ~ 294.
王峰娟,粟立鐘.中國上市公司內(nèi)部資本市場有效嗎? —— 來自H股多分部上市公司的證據(jù)[ J].會計研究,2013(1):70 ~ 75.
王小魯,胡李靜,樊綱.中國分省份市場化指數(shù)報告[M].北京:社會科學文獻出版社,2021.
夏寧,董艷.高管薪酬、員工薪酬與公司的成長性 —— 基于中國中小上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[ J].會計研究,2014(9):89 ~ 95.
夏雪花,王瓊,宮義飛.上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量對高管 —— 員工薪酬差距的影響[ J].財會月刊,2021(2):51 ~ 60.
謝德仁,林樂,陳運森.薪酬委員會獨立性與更高的經(jīng)理人報酬-業(yè)績敏感度 —— 基于薪酬辯護假說的分析和檢驗[ J].管理世界,2012(1):121 ~ 140.
楊志強,王華.公司內(nèi)部薪酬差距、股權(quán)集中度與盈余管理行為 —— 基于高管團隊內(nèi)和高管與員工之間薪酬的比較分析[ J].會計研究,2014(6):57 ~ 65.
于永海,呂福新.企業(yè)網(wǎng)絡的演化趨勢[ J].管理世界,2014(1):180 ~ 181.
張紅,周黎安,梁建章.公司內(nèi)部晉升機制及其作用 —— 來自公司人事數(shù)據(jù)的實證證據(jù)[ J].管理世界,2016(4):127 ~ 137.
張秋艷,鄒夢婷,孟祥瑜.企業(yè)集團子公司高管薪酬的參照點效應研究 —— 來自A股上市公司的證據(jù)[ J].中國地質(zhì)大學學報(社會科學版),2022(3):94 ~ 109.
Almeida H., Kim C. S., Kim, H. B.. Internal Capital Markets in Business Groups: Evidence from the Asian Financial Crisis[ J].Journal of Finance,2015(6):2539 ~ 2586.
Alok S., Gopalan R.. Managerial Compensation in Multidivision Firms[ J].Management Science,2018(6):2856 ~ 2874.
Bushman R. M., Dai Z., Zhang W.. Management Team Incentive: Dispersion and Firm Performance[ J].The Accounting Review,2016(1):21 ~ 45.
Cai G., Zheng G.. Executive Compensation in Business Groups: Evidence from China[ J].China Journal of Accounting Research,2016(1):25 ~ 39.
Connelly B. L., Tihanyi L., Crook T. R., Gangloff K. A.. Tournament Theory: Thirty Years of Contests and Competitions[ J].Journal of Management, 2014(1):16 ~ 47.
Duchin R., Goldberg A., Sosyura D.. Spillovers Inside Conglomerates: Incentives and Capital[ J].The Review of Financial Studies,2017(5):1696 ~ 1743.
Faleye O., Reis E., Venkateswaran A.. The Determinants and Effects of CEO-employee Pay Ratios[ J].Journal of Banking and Finance,2013(8):3258 ~ 3272.
He J., Mao X., Rui O. M., Zha X.. Business Groups in China[ J].Journal of Corporate Finance,2013(5):166 ~ 192.
Khanna T., Yafeh Y.. Business Groups in Emerging Markets: Paragons or Parasites?[ J].Journal of Economic Literature,2007(45):331 ~ 372.
Lazear E. P., Rosen S.. Rank-Order Tournament as Optimum Labor Contracts[ J].Journal of Political Economy,1981(5):841 ~ 864.
Rajan R., Servaes H., Zingales L.. The cost of Diversity: The Diversification Discount and Inefficient Investment[ J].Journal of Finance,2000(1):35 ~ 80.
Siegel P. A., Hambrick D. C.. Pay Disparities Within Top Management Groups: Evidence of Harmful Effects on Performance of High-Technology Firms[ J].Academy of Management Annual Meeting Proceedings,2005(3):259 ~ 274.
Yu P., Luu B. V.. Bank Performance and Executive Pay: Tournament or Teamwork[ J].Review of Quantitative Finance and Accounting,2016(3):607 ~ 643.
(責任編輯·校對: 李小艷? 黃艷晶)