公司關系網絡和高管薪酬_理論模型和實證_李留闖田高良

1、第34卷第1期系統(tǒng)工程理論與實踐Vol.34,No.l2014 年 1 月Systems Engineering Theory Sc PracticeJan., 2014文章編號:1000-6788(2014)01-0054-10中圖分類號:F230文獻標志碼:A公司關系網絡和高管薪酬:理論模型和實證李留闖口,田高良2(1.西北工業(yè)大學管理學院,西安710072; 2.西安交通大學管理學院,西安710049)摘要首先,以公司關系網絡具備高管舉薦功能作為潛在假設,構建數理模型,分析公司關系網絡對高管薪酬水平和薪酬-績效敏感度的影響.然后,選取2005-2010年我國上市公司為樣本,借鑒社會網絡分

2、析方法量化公司關系網絡的密度,對數理模型的推導結論進行實證分析.統(tǒng)計數據表明,我國約有83%的上市公司中至少有一位董事或總經理同時還在其它上市公司中擔任董事或總經理職務.和理論模型的結論一致,實證檢驗結果表明公司關系網絡的密度越大,高管的平均薪酬水平越高,但薪酬-績效敏感度越低.這說明,公司關系網絡對我國上市公司高管的薪酬激勵安排有重要影響.關鍵詞關系網絡;中心度;高管薪酬;薪酬-績效敏感度Relationship network of firms and executive compensation:Theoretical model and empirical findingsLI Liu

3、-chuang1'2,TIAN Gao-liang2(1. School of Management, Northwestern Polytcchnical University, Xi'an 710072, China; 2. School of Management, Xi'anJiaotong University, Xi'an 710049,China)Abstract Theoretically, this study investigated the effects of the density of firms' relationship

4、network onexecutive compensation and pay-performance sensitivity by developing a theoretical model. Using a datasetof Chinese listed firms over the period 2005-2010, this study quantized the density of relationship network,and tested conclusions drawn by our theoretical model. The result shows that

5、about 83% of Chinese listedfirms have at least one director/CEO who also works as a director/CEO in other listed firms. Consistentwith the theoretical model, this study also shows that the greater density of firms' relationship network isassociated with significantly higher level of executive co

6、mpensation, but significantly lower pay-performancesensitivity.Keywords relationship network; centrality; executive compensation; pay-performance sensitivityi引言高管的薪酬激勵是解決公司管理層和股東之間委托代理沖突的關鍵,薪酬激勵制度設計得當,能夠有效降低代理成本,增加股東價值;反之,導致對管理層激勵失效,進而引發(fā)管理層的機會主義行為,犧牲股東利益.如何降低代理沖突一直是公司治理和經濟學研究的焦點之一,而高管薪酬激勵是這一研究領域的核心問

7、題.在我國經理人市場還不成熟的背景下,上市公司難以通過充分競爭的經理人市場雇傭高管,這不但直接造成高管能力的定價機制不合理,突出表現在公司績效和髙管薪酬相關程度不高;而且還導致公司放棄外部經理人市場,轉而通過自身的關系網絡尋找并雇傭合適的髙級管理人員,從而影響公司的激勵制度安排.本文苜先依據職業(yè)搜尋理論構建一個簡單的數理模型,從理論上解釋公司關系網絡對高管薪酬水平及薪酬-績效敏感度的作用機制,進而根據數理模型的推導結論提出可驗證的實證假設,然后在收集相關經驗數據的基礎上合理地量化公司關系網絡的密度,并實證檢驗本文的研究假設.收稿日期:2011-08-15資助項目:國家自然科學基金(713721

8、63, 71102095);國家軟科學計劃項目(2010GX5D262)作者簡介:李留闖(1986-),男,博士,研究方向:公司治理,資本市場會計;田高良(1965-),男,教授,博士生導師,研究方向:公司治理,風險管理.第1期李留闖,等:公pf丨關系網絡和高管薪酬:理論模型和實證55近年來,我國上市公司高管的天價薪酬受到越來越多的暴露和質疑,為什么公司高管能獲得高出普通員工數十倍甚至數百倍的報酬?為什么不同公司高管的薪酬差距甚遠?西方學者從不同的角度建立理論解釋這些現象.Murphy!1'提出績效工資理論(pay-for-productivity thoory).認為高管擁有更豐富的

9、知識,其薪酬應當與其人力資本價值相匹配;而提出錦標賽模型(tounmment model),則認為高管的薪酬水平和其他雇員相比必須存在躍進式的上升,旨在增加公司內部競爭并提高激勵效果.國外的相關實證研究確實發(fā)現高管薪酬和公司績效之間在截面上顯著正相關131,但在時間序列上表現為高管薪酬隨公司績效提升而增加,卻不因績效降低而減少w.國家間的對比研究還發(fā)現.在經理人市場校成熟的英美等閏家.高管薪酬-績效敏感度更高151 ?而新興經濟體如中國,稍$?的研究并未發(fā)現高管薪酬和公司績效顯著相關的證據隨著經理人市場的不斷發(fā)展,高管薪酬-績效敏感度才逐漸提高這表明高管薪酬不僅依賴r-公司內部因素,還受到經理

10、人市場化程度的制約.然而,在經理人市場不成熟的背景下,公司如何安排薪酬激勵機制,我們還知之甚少.進一步分析,無論是績效工資理論還是錦標賽模型都缺乏關注高管薪酬的決策者一-董事會.在方興未艾的公司治理研究領域,大量的實證研究發(fā)現包括董事會特征在內的公司治理機制能顯著地提高公司的薪酬-績效敏感度8'10-n|.例如,Chhaochharia和Grinsteinl11丨的實證研究發(fā)現董事會中獨立董事的比例和薪酬-績效敏感度正相關.這一研究結果表明莆 會具備控制高管“道德風險”的功能,即董事會監(jiān)督雇傭合約的執(zhí)行.然而.勺監(jiān)督合約的執(zhí)行相比,最:事會擁有的制定合約權力對高管薪酬的影響更直接也更重

11、要,這體現在截事會對雇傭方式的選擇上.經理人市場不成熟時.m貨會廣泛地通過私人關系的舉薦認I只并雇傭高管,關系舉薦能有效降低雇傭雙方的倍總不對稱而且這種雇傭方式在我閏關系型社會中普遍存在|lA關系舉薦通過雇傭雙方丨it任的關系人進行,V勞動力由?場中的資質證明相比,公司在關系舉薦中獲得的雇貝能力倍息更可賃|12'15"161.進而導致公司對高管的薪酬安排q通過經理人rif場雇傭不同.因此,更直覺地,我們認為公司的關系網絡在雇傭高管的行為和薪酬設計中承擔著重要角色,并且足決定高管薪酬的重要因素.而這一因素一直被學者所忽視.基r-上述分析,本文研究了公司的關系網絡對高管薪酬及薪酬

12、-績效敏感度的影響.目的在r-填補現有研究的不足.宵先,本文基P職業(yè)搜尋理論構建了一個簡笮的數理分析模型,在模型中考慮了公司的關系網絡密度對高管薪酬和薪酬-績效敏感度的影響.數理模型的推導結果表明:公司的關系網絡密度和高管薪酬水f正相關,但和薪酬-績效敏感度負相關.其次,我們借鑒社會網絡分析中的網絡中心度概念對關系網絡密度進行了可操作的世化.然后,通過收集2005 2010年的上布公司數據.實證檢驗了數理模型推導,'丨!的假設,實證結果和理論分析相一致.本文研究結論重新詮釋了社會關系網絡對公司高管薪酬及薪酬-績效敏感度的影響,并擴展了人們對高管薪酬形成機制的認識.本文的研究結論對我同的

13、公司抬理改革有非常重要的現實意義,并且可以適用r-所有類似r-中國這樣存在關系型社會而經理人rtf場不成熟的經濟環(huán)境.2理論模型V潛在的雇主相比,雇員對自身的能力信息了解更多,這就是勞動力市場上的信息不對稱,它已經被經濟學ffl來解釋學位、執(zhí)業(yè)證書等資質證明在雇傭過程中的信號作用.在一個關系型社會,這種信息不對稱也引發(fā)了另外一種識別求職冇能力的雇傭方式關系舉薦.基于職業(yè)搜尋理論,我們構建一個理論模型來探討公司的關系網絡結構和高管薪酬之間的關系.該模型有兩個時期,足夠多的公司和求職ft.毎個時期內,一家公司雇傭一名高管,并且企業(yè)的產出等于高管的能力(生產效率),但求職稈了解丨'|己的能力

14、類型,公司在簽約時并不知道.在時期一,所有公司都從經理人市場雇傭高管,每個公司對求職荇的T?均能力進行預期,并按照這個預期支付高管平均工資.時期一結束時,公司才了解高管的真實能力類型.在時期二公司可以通過時期一構建的關系網絡雇傭一名被舉薦的求職者并支付舉薦薪酬,或者用由場薪酬在經理人rff場上雇傭一名高管.根據Greenwald!17!,對模型做出一般性的假設:求職者每個時期內都有2N個求職者謀求公司高管職位,并且等數址的分屬兩種類型.即每期有N個高能力類型的求職者和N個低能力類型的求職者.為使模型更簡潔,假設高能力求職者的生產效率為1,低能力為0.公司在每個時期結束前不知道求職者的能力類型,

15、而求職齊丨'丨己了解.公司每個公司每個時期最多能夠雇傭一名高管.時期一,公司從經理人布場雇傭高管.并發(fā)展公司關系網絡;B寸期二,公司可以通過經理人市場和求職者簽約,也可以有條件的利用公司關系雇傭被舉薦的求職者;56系統(tǒng)T.程理淪與實踐第34卷公司在簽約時設定薪酬,即在了解求職者的真實能力類型之前.公司利潤為高管的生產效率和薪酬之差(假定生產效率和薪酬的單位相同).上述假設指出公司的收益依賴高管的能力類型,但該倍息在公司和求職者之間存在不對稱.給定公司可以自由地通過市場聘用高管這一前提條件,就意味著通過市場雇傭高管公司的平均利潤為零.因為存在競爭,均衡下的市場薪酬水T?等r高管f?均的生

16、產效率,否則市場均衡薪酬會上升.而擁有關系網絡的公司可以利用關系網絡接受舉薦并提供舉薦薪酬,關系舉薦依賴公司關系網絡的結構.進而我們對公司關系網的結構做出假設:關系網絡的結構在時期一,公司間通過各種活動建立關系網絡,其密度為A (A G 0,1).公司利用關系網絡結識時期二的求職者,從而在時期二可以通過關系網絡獲得關系舉薦.舉薦中,求職者是高能力類型的概率為0(0> 1/2).如果通過關系舉薦雇傭高管,則公司i提供舉薦薪酬求職者比較其收到的所有舉薦薪酬并選擇最高的一份簽約;公司提供的最高舉薦薪酬為沒有得到關系舉薦的雇員可以通過市場競爭謀求工作,市場薪酬為這里用兩個參數(A和0)描述了公司

17、利用關系網絡雇傭高管的行為特征.網絡密度A捕捉公司擁有的關系數量或者其強度,A分布在0,1丨意味著有些公司關系數量較少,而有些公司的關系更多更深厚,網絡更緊密、要求e > 1/2是基于這樣#實:關系舉薦具有識別求職者能力的和篩選求職者質量的功能1】61,因此通過關系舉薦,公司雇傭到高能力求職者的幾率更高.根據職業(yè)搜尋理論可以得出一個薪酬結構的推論:WRi e Wm,Wr,因為如果存在一個薪酬區(qū)間叭,叭丨e WM,WR,在這個區(qū)間上所有薪酬水T-的概率密度為本,則公司可以降低薪酬水T-增加利潤,同時又不影響求職者接受聘約的概率,所以在區(qū)間叭,的薪酬水平?都不是最優(yōu)的.現在,考慮一個高能力求

18、職者H的決策,H接受公司i的舉薦工資的概率為:PrH m:WRi=PrH收到的所有< WRi,公司j + i.注意到,不同公司提供舉薦薪酬是獨立的,因此:PrH 接受 = ft 1 _ PrH 收到 WRj > Wm(1)j盧這里,H收到公司j提供的大于的舉薦薪酬包含兩個獨立事件:公司j提供舉薦薪酬WR,并且高廠-Wm,因此:PrH收到Wyy > WRi = Pr公司j?向H提供舉薦薪酬 x PrWRj > WRi).注意到有N個高能力求職者,同時令公司提供舉薦薪酬的概率分布函數為F(0,則:PrH 收到 > WRi) = (X6/N) x 1 - FWRi)(2

19、)把公式(2)帶入公式(1),當TV 00時可得:PrH 接受= 1 - (Xe/N)l -(3)對稱地,一個低能力求職者L接受公司i提供的的概率為:PrL 接受灰歷 = g-Ad-Ii-FC,)(4)既然 WM,WR,那么時期二的求職者只有在沒有收到任何舉薦薪酬時才會走向市場,接受布場薪酬WKt.給定=0,則:Pr|H = PrH 接受= e-A0,Pr市場丨L = PrL 接受灰M = c-W1-fl)(5)根據貝葉斯法則,可以推導出時期二經理人市場上求職者的生產效率:剛市場 =Pr|HxPrH= e-Pr市場|H x PrH + Pr市場|L x PrL cxe +由于市場薪酬等于市場上

20、求職者的平均生產效率,所以時期二的市場薪酬為:e 一入沒Wm = e-Afl + e-A(i-e)接下來我們考慮舉薦薪酬.盡管有關系舉薦作為識別和篩選器I161,公司利用舉薦薪酬招聘到的高管也不會全是高能力類型(因為,因此一個通過關系舉薦薪酬灰雇傭高管的公司收益:ErW) = PrH|H x (1-1) + PrL|W x (W)(7)1.關于網絡結構更深入的討論,請參見Faust丨21】.第1期李留闖,等:公司關系網絡和高管薪酬:理論模型和實id:57PrH|H表示利用舉薦工資招聘到高能力髙管的概率,它是兩個獨立'jf件的結果:企業(yè)提供舉薦薪酬和高能力雇員接受該公司的舉薦工資,則:P

21、rH|W = Pr公司提供舉薦薪酬 x PrH接受H/ = A0c-燦丨1-7"')丨(8)同理'PrL| = A(1 - 6>)o-A(1-fl)l1-F<M')(9)把(8)和(9)帶入式(7)可得:ER(W) = A0o-Aflf1-F(vv)l(l W) + A(1 - 0)CH-叫(淡)1(一W').在均衡條件下,公司采用任意的舉薦薪酬,其利潤都應相同,否則公司會選擇一個更低的舉薦薪酬.設采用關系舉薦雇傭高管的公司收益為7T,給定F(%) = 1,則:ERWR) = A6?e-鄉(xiāng)-廠(詠)(1 WR) + A(1 -= 7T,可得

22、'Wr = 6 (丌/A)(10)分別將式(6)和式(10)兩邊對A求導得:dWMc-xec-xu-e)QWr d _( )c-ao + c-a(i-,<0, dX "A2()式(11)表明A的上升增加了檸檬效應:市場薪酬更低而舉薦薪酬更高.這是因為更多的高能力求職者通過關系舉薦獲得了職位,相應地降低了進入經理人市場求職者的T均生產效率,從而導致市場的平均薪酬WM降低;另一方面,A上升也導致時期二求職者獲得更多的關系舉薦,因而競爭加劇,推動了舉薦薪酬上升.在求職者角度,這一結論還表明關系網絡的結構對時期一求職者薪酬的分化有著強烈的含義:在均衡條件下,時期二求職者的薪酬水

23、平由其ft身能力和關系網絡結構決定.在時期二,高能力的求職者更可能參與到關系網絡中并得到舉薦,而且即使在高能力求職者之間,那些擁有更優(yōu)關系網絡結構的人也會獲得更多的關系舉薦,因此會獲得更高薪酬.簡而言之,關系網絡密度越大,公司高管的薪酬水T越高.因此假設:HI其它條件相同時,關系網絡密度和公司高管薪酬水平正相關.式(10)可重新寫成7T = -WR,對其求二階偏導數:d27TdWndX = -1 < 0(12)式(12)意味著隨著關系網絡密度的增加,公司薪酬-績效敏感度降低.這一結論表明:盡管公司通過關系舉薦雇傭到高能力求職者的概率更高,增加了絕對利潤,但也因此付出超額的成本,即對高管的

24、生產效率支付了超額的回報,這是因為關系舉薦的競爭是不完全的.如式(11)所指,求職者的薪酬水平由自身能力和關系網絡的結構決定,公司支付的舉薦薪酬包含對求職者兩個特質的定價:生產效率價格和關系網絡租值,后者既是薪酬中超出預期生產效率的部分,它來源于求職者的關系網絡優(yōu)勢.擁有更優(yōu)關系網絡結構的求職者獲得更多的關系舉薦,因此會獲得超額薪酬,但關系網絡優(yōu)勢不能全部轉化為公司的利潤.這就是網絡效應研究了反復出現的主題個體利用在網絡里的地位尋租,獲取額外的剩余.在現實的公司治理中,“埯溝效應”可以解釋這種現象:擁有阿絡優(yōu)勢的高管有更強的反收購能力,而且再就業(yè)的機會也更大,關系網絡給他們提供了一道自我保護的

25、壁壘,釋放了壓力,從而導致更嚴重的代理問題,要求超額的薪酬便是后果之一.因此提出本文的第二個研究假設:H2其它條件相同時,關系網絡密度和公司的薪酬-績效敏感度負相關.3實證研究設計3.1變量定義3.1.1被解釋變量-高管薪酬在此,本文把高管薪酬定義為除董事監(jiān)事之外公司高級管理人員的薪酬,如CEO,CFO等,因為請 監(jiān)事扮演監(jiān)督者角色,是股東的代表,他們的薪酬并不具備激勵效應的含義.我國上市公司高管薪酬的構成較為復雜,既有基本工資,津貼等貨幣性薪酬,也包括期權,職務消費等收益118_19.事實上薪酬各個組分的特征不同.首先,盡管職務消費被認為是普遍現象,但它的使用范圍被嚴格限定,其效用比等價的貨

26、幣薪酬更低其次,期權激勵等實施范圍有限,在本文的樣本期內,僅約有2%的公兩實施了期權激勵計劃.因此,本文主要關注貨幣性薪酬,它是董事會直接決策的結果,能直觀地表明公司雇傭行為對高管薪酬的影響.參58系統(tǒng)工程理論與實踐第34卷照Wang和Xiacl的做法,本文采用上市公司年報在披露的“高管前三名薪酬總額”的均值作為高管平均薪酬水平的替代,并用其自然對數表示.3.1.2解釋變量-關系網絡密度每個公司都有各種各樣的關系網絡,而本文關注直接影響公司高管雇傭行為的一種.考慮公司權責劃分,一般而言,螢事會擁有選擇和聘用高管的最高權力.因此,公司利用關系舉薦的方式雇傭高管在實踐操作上是通過請事的社會關系進行

27、的.同時考慮到總經理常常在董事會任職,而且對其他高管的雇傭也有較大影響力.這就把本文所指的關系網絡限制在由公司的董事和總經理構成的狹義管理層.如果A公司的某位誰講/總經理同時還在B公司擔任董事/總經理職務,而B公司也有董事/總經理在C公司擔任董事/總經理職務,那么A,B和C的管理層就構成了一個關系網絡,我們把這種同時在多個公司擔任董事/總經理職務的人稱為連鎖董事.連鎖董事能和更多的高管交成朋友,還能通過朋友認識朋友的朋友,和更多的高管建立私人關系,并形成關系網絡.關系網絡越密集的連鎖董事有機會發(fā)現更多適合其任職公司 管理人才,從而在適當時機向公司舉薦.因此,我們把連鎖董事在公司管理層中建立的私

28、人關系網絡作為計算解釋變量的網絡.社會網絡分析中采用網絡中心度(centrality)來度量網絡的密度,它是一個多維的概念,Grcwall20!等按涵義對各種定義進行系統(tǒng)性的梳理后,把它歸為三類:結構嵌入性、連接嵌入性和位置嵌入性,并用居中中心度(degree),中介中心度(betweenness)和向量中心度(eigenvector)對其分別進行量化.借鑒Grewal!20!等的方法,本文把連鎖董事的關系網絡轉換到公司層面,然后采用上述三種網絡中心度量化網絡密度.為表述方便,用Mcd表示c個公司和d個連鎖董事所構成網絡的鄰接矩陣,如果連鎖董事j在公司i中擔任職務,令= 1;否則Mcdm =

29、0.為把連鎖董事層面的關系網絡轉換到公司層面的關系網絡,令Mcc = Mcd x Mjd,則Mcc(i,j)表示公司i和公司j共同擁有的連鎖董事數量,如果Mcc(i,j) > 0,令Mcc(i,j) = 1,則意味著公司i和公司j的管理層有私交關系.根據FaustlW和BonacichW計算網絡中心度的方法:I先,居中中心度.居中中心度可以用與一個公司直接相連公司的總數表示,它衡量了該公司管理層私交關系的數貴,居中中心度越高,該公司管理層結識 高管越多,發(fā)生關系舉薦的可能性越高.關系網絡密度的第一個變量可用居中中心度表示:DC, = Degree =(13)c 1c 1C個公司構成的網絡

30、中,最大的居中中心度為(C - 1),用居中中心度除以最大值做標準化處理,消除因網絡規(guī)模導致的公司居中中心度不可比.其次,中介中心度.和居中中心度不同,中介中心度衡量了關系網絡密度的另一個維度-一公司管理層對網絡關系的控制能力,可以表示為:Betweennessi Zj<kl9jki)/9jk,BCi = (c-l)(c-2)/2 = (c-l)(c-2)/2(H)其中燦表示連接公司j和公司fc的最短路徑數量;gjki)表示連結公司j和公司k,并且經過公司i的最短路徑數坩.中介中心度表示了公司管理層在關系網絡中承擔信息交流中介的程度.如果一個公司管理層處于其它公司管理層“結丨只”的路徑上

31、,它便充當了 “介紹人”的角色,中介中心度正是捕捉關系網絡密度的這一特征.相似地,除以最大值做標準化處理.這兩種計算中心度的方法也被陳運森和謝德仁'23'采用.關系網絡的向量中心度衡量,表示為:EC = Eigem = (1/p) Ej=JMcc(i) x Eigem1 Max(Eigen)Max(Eigen)°Eigen,表示第i個公司的向量中心度,它和所連公司的向量中心度之和呈一定比例,用標量p表示.利用特征值-特征向量公式求解c個公式組成的線性方程組,即可得到一組特征值和對應的特征向量.根據圖論理論,令P為最大的特征值,其對應特征向量的元素全部為正數,即為c個公

32、司向量中心度的集合.向量中心度是居中中心度的一個擴展,不但衡量了公司管理層的關系的數量,還包含了公司管理層通過“朋友”而結識的高管,具體表現為,如果一個較低居中中心度的公司所連接公司的居中中心度較高,則其本身的向量中心度較高;相反,公司的向量中心度則較低.其中McEig表示最大可能的向量中心度,當公司處于星型網絡(即Ei=i EU Mi) = 2)的中心時,向量中心度最大.第1期李留闖,%公司關系網絡和高管薪酬:理論模型和實證59為綜合考慮關系網絡密度的三個維度,我們把關系網絡的密度定義為2 :NCi = DCi + BCi + ECi(16)3.1.3控制變量除公司績效外,公司風險、治理和經

33、濟環(huán)境等也都對高薪酬有系統(tǒng)性影響,為增強研究結論的現實意義,在實證檢驗中我們還控制了這些因素.所有變量的定義如表1.表1變量定義變量名變量定義Compen千元前三名高管薪酬的平均數,用千元表示In(Compen) 高管薪酬(Compen)的自然對數ROA扣除非經驗性損益的息稅前利潤和資產總額之比Lev資產負債率,負債總額和資產總額之比Gto銷售增長率MTB權益的市場價值(總股數和年收盤價之積)和賬面價值之比Duality虛擬變量,如果總經理同時擔任本公司董事長,則Duality = 1,否則為0Own管理層的持股總數和公司總股數之比,用百分數表示SOE虛擬變量,如果公司實際被國有控制,則SOE

34、 = 1,否則為0GDP公司注冊所在省的人均國民生產總值OI扣除非經營性損益的息稅前利潤NC公司關系網絡密度,見公式(16)Ab-Ret超額收益率,分年度和行業(yè)用市場加權收益率對公司股票收益率回歸,取殘差注:1.加前綴表示本期值和上期值之差;2.如未特殊說明,所有變量均采用年末數計算.3.2實證播型參考已有研究,本文采用兩個回歸模型檢驗關系網絡的密度對高管薪酬的影響,如式(17)和(18):n(Compen) = ao + aROA + a2NC + aROA x NC + aSize + aLev + aeGro+(17)Q7MT B + aOwn + agGDP + aioDuality

35、+ auSOE + eACompen = ao + aAOI + 012NC + ajAOI x NC + aASize + asALev + agAGro+(18)arAMT B + a%/Own + agAGDP + aioDuality + anSOE + e其中代表常數項,ai-au是回歸估計的系數,e是隨機項,變量定義如表1.3.3樣本和數據來源我國證監(jiān)會2005年修訂的年報報告的內容和格式開始要求上市公司披露管理層最近五年的簡歷信息,并要求披露管理層的薪酬,因此本文可以獲取一組2005 2010年數據作為樣本.首先,從CSMAR數據庫中獲取2005-2010年所有上市公司,共989

36、6個公司年度.其次,根據管理層簡歷信息識別區(qū)分出同名不同人的高管,并整理出高管在不同公司的任職情況,分年度構建矩陣Mcd并計算Mcc,利用UCINET6.0計算每年每個公司的三種中心度.然后,剔除金融行業(yè)和數據不全的公司,得到8727個公司年度作為水平模型的估計樣本;7927個公司年度作為差分模型的估計樣本;并將所有連續(xù)變量分年度在1%和99%分位數上做Winsorized 處理.4實證研究結果4.1關系網絡的特征描述表2從居中中心度描述了上市公司2005-2010年公司關系網絡的特征.在2M5年樣本公司有259家是孤立的,即它們管理層中沒有人在其它公司管理層任職,約占14%的公司和5個以上公

37、司存在管理層的交叉任職.從6年的合計數據來看,有高達83%上市公司的董事會中至少有一位董事/總經理同時還在其它上市公司的管理層任職,這一比率要遠遠高于另一個新興經濟體-一智利,它們在1996年的457個公司中的116公司有網絡關系,約為25%,并且最高的居中中心度不大T- 3(24);也要高于另外一個同樣擁有關系型社會的發(fā)達經濟體意大利【25j,它們在2008年的282個上市公司中有206個在關系網絡中,約73%.這表明管理層之間的社交關系在我國上市公司中更為普遍,為董#向公司推薦高管提供極其寬松的環(huán)境.2.采用三個指標分別估計式(17)和式(18),不改變本文的實證結果.GO系統(tǒng)T程理論與實

38、踐第34卷表2公司關系網絡特征頻數/累計頻率(%)Degree 2005年 200G年 2007年 2008年 2009年 2010年 合計259/19 255/19 248/17 243/10 201/15 251/15 1457/17=1'263/38 256/38 239/:54 227/31 199/30 257/30 1441/33=2 222/55 223/54 240/52 245/47 209/45 252/44 1397/49=3193/69 214/70 194/(>5 222/01 178/59 247/5!) 1248/G4=4149/80 145/80

39、157/76 181/73 175/72 213/71 1020/75=585/86 102/88 126/85 143/83 129/81 153/80 738/84大于 5 187/100 164/100 213/100 264/100 253/100 345/100 1426/1004.2變量的描述性統(tǒng)計表3列示了主要變量的描述性統(tǒng)計,可以看出有以下幾個特征:1)從水1-值來看,不同上市公司間高管薪酬的差異明顯,最大值約為236萬元,均值為33萬元,標準差約為30萬元.2)從差分統(tǒng)計埴上來看,高管薪酬的平均增幅為4萬元,最高增長199萬元,但有約25%的公司降低了高管薪酬.同時部分公司高

40、管的薪酬增幅要遠高于平均水平,呈現出嚴重的偏態(tài)分布(skcwncss統(tǒng)計域為0.54, kurtosis值為15.19,都在1%水平上顯著).3)各省之間的人均GDP差異顯著,這表明有必要控制宏觀經濟因索對高管薪酬的影響.4)高管的持股比率極低,均值小F- 1%,說明從總體上來看,公司的控股股東ft我雇傭的比率較低.公司雇傭外部高管,薪酬足影響雇傭雙方行為的關鍵,這也是本研究的潛在前提.5)公司關系網絡密度的均值為0.03,標準差為().()8,說明不同公司的關系網絡差異很大,并因此導致高管雇傭方式的差異.表3變量的描述性統(tǒng)計變量均值標準差 最小值 1/4分位數中位數 3/4分位數 最大值Co

41、mpen-yt)331.99305.90 15.20 135.27243.70 413.672357.60nCarapen)5.47 0.842.874.91 5.506.03 7.77ROA0.03 0.100.950.01 0.030.06 0.84Size21.49 1.20 18.2020.68 21.3922.16 25.43Lev0.55 0.350.030.37 0.520.66 4.04Gro0.23 0.68 -0.90-0.01 0.140.33 7.53MTB1.96 2.010.130.72 1.332.46 15.73Own0.01 0.060.000.00 0.00

42、0.00 0.60SOE0.62 0.490.000.00 1.001.00 1.00GDP10.23 0.618.539.76 10.2310.71 11.29Duality0.14 0.350.000.00 0.000.00 1.00AbJtet0.00 0.76 一1.99-0.34 0.090.18 14.06NC0.03 0.080.000.00 0.010.02 0.94ACompen42.80 153.69 -1471.17-3.44 16.6771.60 1988.77AO/0.39 3.55 60.27-0.15 0.090.65 62.47ASize0.11 0.31 -3

43、.90-0.01 0.080.20 4.01A Lev0.01 0.18 -3.61-0.03 0.010.05 3.40厶 Gro0.00 0.97 -8.34-0.22 -0.010.21 8.38AMTB0.21 1.81 -15.070.39 0.090.83 13.45AOwn0.00 0.02 一0.490.00 0.000.00 0.39AGDP0.14 0.06 -0.070.12 0.150.17 0.374.3水平模型的檢驗結果表4列示了對式(17)的回歸結果,可以看出所有模型調整后的R2都大于0.4,Pseudo R2為0.24,表明模型的自變量對因變量有較好的解釋作用,

44、回歸模型的設定是有效的.模型1采用普通最小二乘法估計,并且殘差在公司水平聚類,ROA的估計系數都大于零,且都在1%水平上統(tǒng)計顯著,表明盈利能力是公司設定高管薪酬的因素之一,這和陳冬華1181的結果一致.其次,公司規(guī)模(Size),權益的市場價值和賬面價值比(MTB),管理層持股比例(<9_),當地人均國民生產總值(G?P)都和管理層薪酬顯著正相關.再者,資產負債率(Let;),增長速度(Gto)和高管薪酬負相關,這和吳育輝和吳世農I26'等的研究結果一致,可能是由于小第1期李留闖,等:公司關系網絡和高管薪酬:理論模型和實證61規(guī)模公司引起的,小規(guī)模公司負債高,增長快,但薪酬相對較

45、低.表4水平模型的回歸結果模型1 模型2 模型3模型4模型5模型6模型7Ssl -4.68*“-4.55* 4.55*4.18*-1.56*-3.99*-4.59*(-12.85) (-12.23) (-12.24)( 18.34)( 1.87)(-8.98)(12.22)ROA 1.22* 1.22* 1.23*1.57*0.26*2.82*1.22*(8.43) (8.44) (8.01)(15.85)(4.5G)(9.85)(7.97)Size 0.30* 0.30* 0.30*0.28*0.22*0.27*0.30*(20.50) (20.30) (20.33)(32.42)(l(i.

46、91)(17.3G)(20.1(i)Lev -0.11* -0.10* 0.10*0.06*0.13*0.0G0.11*(2.77) (-2.73) (-2.72)( 2.25)( 5.15)(1.21)( 2.75)Gro -0.02 -0.02 -0.02-0.03*0.010.020.01(-1.21) (-1.18) (-1.18)(-2.06)(0.00)( 0.33)( 0.99)MTD 0.03* 0.03* 0.03*0.03*0.02*0.03*0.04*(4.41) (4.36) (4.38)(4.91)(4.35)(2.73)(4.43)Own 0.01* 0.01* 0

47、.01*0.01*0.01*0.010.01*(2.87) (2.89) (2.89)(3.07)(1.65)(0.83)(2.89)SOE 0.02 0.02 0.020.01-0.030.02一 0.02(O.(il) ( 0.67) ( 0.67)(0.59)( l.:?)( 0.5!)( 0.66)GDP 0.31* 0.30* 0.30*0.30*0.20*0.32*0.30*(12.02) (11.94) (11.93)(19.20)(2.43)(11.92)(11.80)Duality O.Ofi 0.06 0.000.040.05*0.09*().()(!(1.52) (1.5

48、8) (1.58)(1.60)(2.50)(2.12)(1.57)NC 0.27* 0.27*0.31*0.02*0.58*0.27*(1.97) (2.0-1)(2.69)(2.43)(2.07)(2.00)NC x ROA 0.01*1.51*0.61*2.33*0.0:)*(2.01)( 2. Hi)( 1.73)( 2.12)( 1.72)Ab.Rct0.02*(1.67)年度 足 足是是是是是行業(yè) 是是是是否是是樣本 8727 8727 87278727872787278622調糧后 Ft2 Pscudo R:2) 0.41 0.41 0.41(0.24)0.420.440.41注:

49、1、*, *分別表示在1%, 5%, 10%的水平mW, 2、括y內的數字為T-test值.模型2和模型3同樣采用普通最小二乘法估計,并在公司水平聚類.模型2引入了關系網絡密度(iVC),其估計系數為0.27,在5%水平上顯著,說明公司的關系網絡密度越大,高薪酬的水平越高,和假設HI 致.模型3中進一步引入和NC的交叉項,其估計系數顯著小于零,其經濟含義是,在不變的情況下,公司關系網絡密度和高管薪酬水平顯著正相關,即隨著公司高管的網絡關系越密集,公司的薪酬-績效敏感度越低,這和假設H2 致.為做到回歸結果的可靠性,我們對上述結論做了如下穩(wěn)健性檢驗:首先考慮數據特征.模型1至模型3回歸是建立在正

50、態(tài)分布或漸近正態(tài)分布的假設上,實際上高管薪酬成嚴重的右偏分布,盡管經過取自然對數處理,但仍不能嚴格滿足正態(tài)分布要求.這種情況下,分位數回歸是一個可行的替代.模型4報告了中分位數估計結果,仍然沒有顯著改變模型3的結果,NC的估計系數fi著大于零,NC和交叉項的估計系數顯著小r-岑.其次,是內生性問題.第一種可能是遺漏了一些公司特征變過,這些特征導致董事會支付給高管更高薪酬,也同時導致更多的高管在其它公司管理層任職.為消除遺漏這些變餓的可能,本文首先假設這些可能遺漏的特征依賴于公司本身,采用固定效應模型估計,模型5列示了固定公司效應的回歸結果.然后,假設這些可能遺漏的變量是隨機分布的,采用Betw

51、een-effects模型糾止,如模型6所示.兩種回歸結果都沒有顯著改變模型3的結論.第二種導致內生性的可能是忽略管理層的能力,高管能力的差異會直接影響他們的薪酬,同時也可能使得高管的任職機會更多.本文試圖選擇一個高管能力的代理,一般而言,高管作為代理人,實現股東價值最大62系統(tǒng)工程理論與實踐第34卷化是董事會評價高管能力的最重要因素,因此本文采用公司股票的年超常收益(lilef)作為高管能力的代理.加入Ab.Ret之后,重新估計式(17),如模型7所示,NC及其和丑CM的交互項的符號和顯著水平依舊模型3 一致.4.4差分模型的檢驗結果表5列示了差分模型(18)的回歸結果,相似地,模型1-3和模型7采用最小二乘法估計,殘差在公司水平聚類;模型4采用中位數回歸,檢驗結果對數據分布的穩(wěn)健性;模型5和模型6分別采用固定公司效應的固定效應模型和Between-effects效應估計,檢驗結果對遺漏變量的穩(wěn)健性.可以看出,所有NC的估計系數都顯著大于零,而和AOI的系數都顯著小于零,和表4結論一致,支持本文的研究假設?表5差分棋型的回歸結果模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 模型7Eg-8.36 -9.67 -9.67 -7.04 -21.13* 3