高管薪酬差距、公司治理與高新技術(shù)上市公司績(jī)效
——基于錦標(biāo)賽理論的實(shí)證檢驗(yàn)

卜曄景

安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，蚌埠，233030

1 相關(guān)研究與問(wèn)題提出

高新技術(shù)上市公司是從事科研開發(fā)，擁有核心自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)且進(jìn)行知識(shí)成果轉(zhuǎn)化，并在此基礎(chǔ)上開展經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的上市公司。2013年到2015年，高新技術(shù)上市公司的工業(yè)總產(chǎn)值分別占GDP的29.8%、32.8%和27.9%，營(yíng)業(yè)收入占國(guó)民總收入的33.2%、34.3%和32.6%。高新技術(shù)企業(yè)經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)度不容小覷，提升其績(jī)效至關(guān)重要。錦標(biāo)賽激勵(lì)機(jī)制提供了一種通過(guò)加大薪酬差距，刺激職位晉升動(dòng)機(jī)，提升企業(yè)績(jī)效的可能。Lee、Main認(rèn)為，公司的高管間薪酬差距和企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系[1-2]。高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部大的薪酬差距可以提高業(yè)績(jī)[3-5]。具體而言，成長(zhǎng)期的上市公司[6]、高管間合作需求和薪酬差距相匹配[7]的公司高管薪酬差距的提升都會(huì)帶來(lái)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升。

錦標(biāo)賽機(jī)制的運(yùn)行效果受眾多公司治理要素的影響?；谥卫斫Y(jié)構(gòu)要素，民營(yíng)企業(yè)控股股東會(huì)抑制高管薪酬差距對(duì)公司業(yè)績(jī)的正向影響[8]；董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一會(huì)削弱企業(yè)錦標(biāo)賽理論的激勵(lì)作用[9]；提高股權(quán)集中度和公司治理有效性，則能發(fā)揮高管薪酬差距的積極作用[10]?；诟吖軋F(tuán)隊(duì)特征和薪酬激勵(lì)方式，鞏娜等研究得出，隨著高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模的上升，薪酬差距的激勵(lì)作用會(huì)減少[11]。方政等人認(rèn)為，高管股權(quán)激勵(lì)對(duì)于民營(yíng)企業(yè)和高科技上市公司的貨幣化薪酬與代理成本關(guān)系存在調(diào)節(jié)效應(yīng)[12]。本文實(shí)證檢驗(yàn)高科技上市公司錦標(biāo)賽理論的適用性和公司治理機(jī)制對(duì)這一適用理論的調(diào)節(jié)作用，不僅有利于企業(yè)調(diào)整薪酬差距以提升績(jī)效，還有利于企業(yè)完善公司治理，強(qiáng)化錦標(biāo)賽激勵(lì)作用。

2 理論分析與研究假設(shè)

基于委托—代理理論和錦標(biāo)賽理論，高管層級(jí)間的薪酬差距是企業(yè)職位晉升的動(dòng)力和“獎(jiǎng)金”[13]，加大高管薪酬差距，使得高管更積極地參與“錦標(biāo)賽角逐”，獲得職業(yè)生涯的晉升，追求更高一級(jí)的薪酬，此時(shí)，高管通過(guò)提升企業(yè)績(jī)效而獲取職業(yè)生涯晉升的目的和股東提升企業(yè)績(jī)效的要求趨于一致，高管受到激勵(lì)，將會(huì)履行勤勉的義務(wù)，鉆研業(yè)務(wù)和管理，努力提升企業(yè)業(yè)績(jī)。另外，高新技術(shù)上市公司對(duì)自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)數(shù)量和科研轉(zhuǎn)換能力要求嚴(yán)格，其研發(fā)投入和企業(yè)績(jī)效呈正向關(guān)系[14]，所以研發(fā)決策是高新技術(shù)上市公司的重大決策。然而，研發(fā)投入具有高風(fēng)險(xiǎn)性，一旦失敗，不僅損害高管經(jīng)濟(jì)利益，更重要的是損害高管的職業(yè)聲譽(yù)，降低其作為職業(yè)經(jīng)理人的人力資源價(jià)值[15]。如果企業(yè)的高管薪酬差距小，項(xiàng)目成功、職位晉升帶來(lái)的薪酬上漲不足以彌補(bǔ)項(xiàng)目失敗帶來(lái)的巨大財(cái)力損失和名譽(yù)損失，則高管拒絕或擱置研發(fā)的可能性會(huì)上升，這種消極決策或不作為可能阻礙高新技術(shù)業(yè)績(jī)的穩(wěn)步增長(zhǎng)?；谏鲜鐾茖?dǎo)，提出第一個(gè)假設(shè)：

H1高新技術(shù)上市公司高管薪酬差距的提高，有利于提升企業(yè)的績(jī)效。

隨著參與“錦標(biāo)賽競(jìng)爭(zhēng)”的高管人數(shù)的不斷擴(kuò)大，團(tuán)隊(duì)成員認(rèn)為個(gè)人決策對(duì)團(tuán)體決策作用不大，個(gè)人的努力和團(tuán)隊(duì)成員努力所得績(jī)效的相關(guān)程度降低，高管團(tuán)隊(duì)成員的努力程度也會(huì)不斷降低[16]。團(tuán)隊(duì)成員的增多，使得高管成員在年齡、職業(yè)背景、教育水平等特征方面存在差異性，意見分歧也會(huì)隨之增加，從而彼此之間的沖突增多，增加團(tuán)隊(duì)的協(xié)調(diào)溝通成本[17]。懈怠心理的產(chǎn)生和繁雜的協(xié)調(diào)活動(dòng)分散了高管的精力，使得即使在薪酬級(jí)差不變的情況下，高管對(duì)企業(yè)績(jī)效的關(guān)注減少。另外，高管規(guī)模的擴(kuò)張，使得高管團(tuán)隊(duì)成員晉升難度加大，高管對(duì)職位晉升的期待下降，為了職位晉升而提升企業(yè)績(jī)效的行為也會(huì)相應(yīng)減少，錦標(biāo)賽激勵(lì)作用因此被削弱。由上述分析，提出第二個(gè)假設(shè)：

H2高新技術(shù)上市公司高管規(guī)模的擴(kuò)大，會(huì)削弱錦標(biāo)賽機(jī)制的激勵(lì)作用。

代理觀點(diǎn)認(rèn)為，管理者和股東之間的利益沖突將導(dǎo)致管理者采取破壞股東價(jià)值的行動(dòng)方式[18]；而董事長(zhǎng)和總經(jīng)理的身份合二為一意味著管理者受到的監(jiān)督大大被削弱，易置股東利益于不顧，從事自利行為。兩職合一也使決策權(quán)和實(shí)際控制權(quán)由董事會(huì)傾向總經(jīng)理，帶來(lái)的后果是即使損害了公司利益，表現(xiàn)較差，也難以被辭退[9]，這使得其他高管的晉升通道受到干擾，從而消磨了其他高管通過(guò)提高企業(yè)績(jī)效實(shí)現(xiàn)晉升的積極性和可能性。另外，兩職合一的高管在企業(yè)業(yè)績(jī)提高時(shí)認(rèn)為是自己的人力資本起到了作用，并且將自身的高薪酬視為理所當(dāng)然[19]，非總經(jīng)理高管的公平感受挫，高管薪酬差距的激勵(lì)作用被削弱。根據(jù)以上陳述，提出第三個(gè)假設(shè)：

H3高新技術(shù)上市公司兩職合一，會(huì)削弱錦標(biāo)賽激勵(lì)機(jī)制的作用。

實(shí)施股權(quán)激勵(lì)這一非貨幣激勵(lì)機(jī)制，能夠強(qiáng)化股東與經(jīng)營(yíng)者之間利益共享和風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)的互利機(jī)制和協(xié)同效應(yīng)[20]，減少第一類代理成本[21]，促進(jìn)公司績(jī)效的可持續(xù)提高。無(wú)論是股票期權(quán)和限制性股票，還是股票增值權(quán)，股權(quán)激勵(lì)方式帶來(lái)的是和業(yè)績(jī)顯著相關(guān)的、可持續(xù)發(fā)展的、長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)利益，相對(duì)地，錦標(biāo)賽理論尋求職位晉升—尋求更高薪酬—尋求更高職位晉升的機(jī)制相對(duì)反饋慢，周期長(zhǎng)，不確定性大，因此錦標(biāo)賽的正向激勵(lì)作用被減弱。由上文分析，可提出第四個(gè)假設(shè)：

H4高新技術(shù)上市公司對(duì)高管的股權(quán)激勵(lì)，會(huì)削弱高管貨幣薪酬差距對(duì)企業(yè)績(jī)效的作用，提升公司的績(jī)效。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 變量選取

3.1.1 企業(yè)績(jī)效的衡量

國(guó)內(nèi)關(guān)于高管薪酬差距和企業(yè)績(jī)效的研究文獻(xiàn)中，大多數(shù)采用單變量法衡量企業(yè)績(jī)效。在衡量公司績(jī)效的眾多變量中，資產(chǎn)回報(bào)率、托賓Q值、凈資產(chǎn)收益率是學(xué)者常用的表示企業(yè)績(jī)效的變量。上述變量中，資產(chǎn)回報(bào)率不能較好地反映企業(yè)的經(jīng)營(yíng)成果對(duì)股東的影響，托賓Q值采用的是市場(chǎng)數(shù)值，而我國(guó)的股市還不完善，所以本文采用凈資產(chǎn)收益率來(lái)衡量企業(yè)績(jī)效。

3.1.2 高管薪酬差距的衡量

本文提及的高管薪酬僅包括基本工資、保險(xiǎn)、津貼等貨幣薪酬。國(guó)內(nèi)關(guān)于高管薪酬差距的計(jì)算公式主要分為三種：一是取第三位或者第五位的高管薪酬比上全部高管的薪酬；二是將第三位或第五位高管薪酬和全部高管薪酬相減，取得相對(duì)數(shù)，再取對(duì)數(shù)；三是將CEO作為研究重點(diǎn)，通過(guò)比值、差值計(jì)算出高管薪酬內(nèi)部差距。本文采用第一種經(jīng)典的高管薪酬差距計(jì)算方法[4]，即將高管薪酬差距定義為前三名高管平均薪酬除以高管平均薪酬。G越大，表明高管薪酬差距越大。

表1 相關(guān)變量定義

3.1.3 控制變量的衡量

研究薪酬差距和企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，也要考慮其他經(jīng)濟(jì)因素的影響。因此，本文考慮了薪酬總額、高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模、董事長(zhǎng)和總經(jīng)理是否兩職合一、是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)等7個(gè)公司治理變量對(duì)企業(yè)績(jī)效的顯著影響，參考了以往文獻(xiàn)對(duì)各變量的衡量方式，將上述變量納入控制變量體系中?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲取性，本文的“高管薪酬總額”采用巫強(qiáng)的衡量方法，使用對(duì)數(shù)化的薪酬[22]；對(duì)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的衡量則采用了孫光國(guó)等的方法，國(guó)有企業(yè)賦值為1，其余賦值為0[23]。為了衡量其他控制變量，本文采用學(xué)術(shù)界通用的衡量方法，其中高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模用企業(yè)高管總?cè)藬?shù)來(lái)衡量；兩職合一采用虛擬變量法，董事長(zhǎng)和總經(jīng)理為一人則賦值為1，否則賦值為0；實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的公司賦值為1，沒(méi)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的公司賦值為0；公司的資產(chǎn)負(fù)債率用總負(fù)債和總資產(chǎn)之比表示，總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)用來(lái)表示公司規(guī)模。

3.2 模型建立

根據(jù)上文中對(duì)變量的衡量，為了檢驗(yàn)全文的4個(gè)假設(shè)，構(gòu)建了4個(gè)多元線性回歸模型，其中模型中的α、β、δ、γ分別表示4個(gè)回歸模型的常數(shù)項(xiàng)，ε表示回歸模型的殘差項(xiàng)。

為了檢驗(yàn)H1高管薪酬差距和企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，構(gòu)建了多元線性回歸模型1。

模型1R=α+α1G+α2C+α3N+α4D+α5E+α6P+α7O+α8L+α9S+I+Y+ε

為了檢驗(yàn)H2中團(tuán)隊(duì)規(guī)模對(duì)薪酬差距和績(jī)效關(guān)系的影響，構(gòu)造了團(tuán)隊(duì)規(guī)模和薪酬差距的交乘項(xiàng)N×G，建立了模型2回歸方程。

模型2R=β+β1G+β2C+β3N+β4N×G+β5D+β6E+β7P+β8O+β9L+β10S+I+Y+ε

為了檢驗(yàn)H3中兩職合一對(duì)薪酬差距和績(jī)效關(guān)系的影響，構(gòu)建了兩權(quán)分立和薪酬差距的交乘項(xiàng)D×G，建立了模型3回歸方程。

模型3R=δ+δ1G+δ2C+δ3N+δ4D+δ5D×G+δ6E+a7P+δ8O+δ9L+δ10S+I+Y+ε

為了檢驗(yàn)H4股權(quán)激勵(lì)方式的調(diào)節(jié)作用，設(shè)置了股權(quán)激勵(lì)和薪酬差距的交乘項(xiàng)E×G，建立了模型4回歸方程。

模型4R=γ+γ1G+γ2C+γ3N+γ4D+γ5E+γ6E×G+γ7P+γ8O+γ9L+γ10S+I+Y+ε

3.3 樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

研究樣本為2010—2016年國(guó)家高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理工作網(wǎng)(innocom.gov.cn)認(rèn)定的684家高新技術(shù)上市公司，公司治理結(jié)構(gòu)和財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰君安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)和瑞思(RESSET)金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)，以各公司年報(bào)為補(bǔ)充。在對(duì)公司數(shù)據(jù)進(jìn)行處理前，按照以下的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了篩選：(1)排除被ST和ST*的上市公司；(2)排除數(shù)據(jù)異常和缺失的公司；(3)排除金融行業(yè)。為了保證數(shù)據(jù)分布的均勻性，最大限度地保證數(shù)據(jù)的科學(xué)性，控制了行業(yè)和年度數(shù)據(jù)，對(duì)全部數(shù)據(jù)進(jìn)行了1%的縮尾處理，最終得到684家高新技術(shù)上市公司23 032個(gè)樣本數(shù)據(jù)，運(yùn)用Stata14.0進(jìn)行實(shí)證分析。

4 實(shí)證檢驗(yàn)

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

為了解樣本企業(yè)各變量的特征和分布情況，表2對(duì)各變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)。由表2可以看出，高科技上市公司的凈資產(chǎn)收益率均值較高，表明高科技上市公司整體績(jī)效表現(xiàn)很突出，但最大值為42.489，最小值為0.272，行業(yè)內(nèi)部差異顯著。樣本企業(yè)的高管薪酬差距均值為0.401，數(shù)字較為合理；高管薪酬總額對(duì)數(shù)的均值為13.996,最大值為15.764,內(nèi)部差異較小。高科技企業(yè)的高管團(tuán)隊(duì)人數(shù)均值為6.913，尚為合理。虛擬變量?jī)陕毢弦缓凸蓹?quán)激勵(lì)情況的均值都相對(duì)趨近0，說(shuō)明樣本企業(yè)傾向于兩職分離，且股權(quán)激勵(lì)實(shí)施情況也不夠理想。樣本企業(yè)治理變量獨(dú)立董事比例均值為0.362，最小值為0.2，最大值為0.647，基本滿足公司法規(guī)獨(dú)立董事比例三分之一的要求；資產(chǎn)負(fù)債率均值水平為0.4，中位數(shù)為0.387，基本滿足資產(chǎn)負(fù)債率的適宜水平0.4～0.6之間。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

4.2 相關(guān)性分析

對(duì)所獲取的有效樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行Pearson檢驗(yàn)和Spearman檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，無(wú)論是Pearson還是Spearman檢驗(yàn)，公司治理變量都和R相關(guān)程度顯著，均能對(duì)R起到很好的解釋作用，體現(xiàn)了本文變量選取和模型的建立具有較高程度的科學(xué)性。特別地，無(wú)論是Pearson還是Spearman檢驗(yàn)，G、N、D、E和R的相關(guān)性均通過(guò)了P<0.01的相關(guān)性檢驗(yàn)，具體見表3。這表明G、N、D、E和R具有顯著的相關(guān)性，初步證實(shí)假設(shè)1和假設(shè)4的后半部分正確，為下一步回歸分析打下了基礎(chǔ)。

表3 變量的相關(guān)性分析

注：*表示P<0.1，**表示P<0.05,***表示P<0.01，下同。

4.3 回歸分析

4.3.1 高管薪酬差距和企業(yè)績(jī)效

表4對(duì)模型1進(jìn)行了檢驗(yàn)。如表4所示，模型1的調(diào)整R2達(dá)到了15.8%，說(shuō)明模型基本理想，在此模型上建立的回歸結(jié)果是可靠的。高管薪酬差距和企業(yè)績(jī)效之間關(guān)系的t值是12.790，在P<0.01的水平上呈正向顯著，說(shuō)明樣本高科技企業(yè)的高管薪酬差距和企業(yè)R之間呈顯著正相關(guān)，即高科技企業(yè)的高管薪酬差距越大，企業(yè)績(jī)效越高，因此假設(shè)1成立。

表4 模型1的回歸結(jié)果

高管薪酬總額和企業(yè)R在P<0.01的置信水平上也呈正相關(guān)關(guān)系，表明企業(yè)的高管薪酬差距越大，企業(yè)績(jī)效越高。虛擬變量?jī)陕毢弦磺樾巍⒐蓹?quán)激勵(lì)情況和企業(yè)績(jī)效之間在P<0.01的置信水平上同樣呈正相關(guān)關(guān)系，也就是說(shuō)，當(dāng)董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一(D=1)時(shí)，對(duì)公司的績(jī)效有提升的作用；當(dāng)董事長(zhǎng)和總經(jīng)理不為同一人(D=0)時(shí)，則會(huì)阻礙公司績(jī)效的提升。當(dāng)企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)(E=1)時(shí)，會(huì)提升企業(yè)績(jī)效；否則會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效有不利影響。其余公司治理變量如高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率和企業(yè)績(jī)效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)的規(guī)模和績(jī)效呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

4.3.2 高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模的調(diào)節(jié)作用

由表5可知，模型2的調(diào)整R2為15.90%，模型擬合優(yōu)度較理想，模型的建立較為科學(xué)。在加入高管薪酬差距和高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模交互項(xiàng)后，R和各變量之間的相關(guān)關(guān)系沒(méi)有發(fā)生明顯變化。高管薪酬差距和高管規(guī)模交互項(xiàng)的系數(shù)為-0.475，t值為-6.400，高管薪酬差距和團(tuán)隊(duì)規(guī)模的交互作用與企業(yè)的績(jī)效在P<0.01的顯著性水平上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明團(tuán)隊(duì)規(guī)模變量對(duì)“高管薪酬差距和企業(yè)績(jī)效”的關(guān)系有負(fù)向影響，且影響顯著，即高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模越大，高科技企業(yè)高管薪酬差距的激勵(lì)作用越小。因此，假設(shè)2成立。

但高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模變量和企業(yè)績(jī)效在P<0.01的水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系(t=20.410)，和交互作用對(duì)績(jī)效的影響方向相反，可能的原因是高管團(tuán)隊(duì)人數(shù)的增多并不會(huì)影響企業(yè)的決策效率，但會(huì)堵塞高管的晉升渠道，加大高管晉升難度，從而使高管通過(guò)努力創(chuàng)收獲取職位晉升的機(jī)會(huì)和動(dòng)力削減，影響了錦標(biāo)賽機(jī)制的作用。

表5 模型2的回歸結(jié)果

4.3.3 兩職合一的調(diào)節(jié)作用

表6對(duì)模型3進(jìn)行了回歸分析。模型3的調(diào)整R2為15.8%，擬合優(yōu)度較為理想，模型建立較為科學(xué)。兩職合一情形和高管薪酬差距交互項(xiàng)的加入，沒(méi)有影響高管薪酬差距、薪酬總額、高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模、股權(quán)激勵(lì)、兩職合一、資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)企業(yè)績(jī)效的顯著正向作用。但D×G交互項(xiàng)與企業(yè)績(jī)效的t值為-1.04，表明企業(yè)若兩職為同一人(D=1)，會(huì)削弱錦標(biāo)賽理論的激勵(lì)作用，但削弱作用并不顯著(P>0.1)。假設(shè)3不能成立。

表6 模型3的回歸結(jié)果

高管薪酬差距的弱削弱作用可能的原因是，國(guó)有企業(yè)兩職合一的強(qiáng)削弱作用被其他因素抵消。國(guó)有企業(yè)缺少“終極控制人”，“內(nèi)部人控制”現(xiàn)象嚴(yán)重，董事長(zhǎng)和經(jīng)營(yíng)班子高度重合，大多數(shù)國(guó)有企業(yè)并沒(méi)有建立“嚴(yán)格意義”上的獨(dú)立董事會(huì)[24]，不能較好地實(shí)施決策功能，提升業(yè)績(jī)和高管薪酬差距的高管薪酬激勵(lì)機(jī)制被阻塞，因此，國(guó)有企業(yè)的高管薪酬激勵(lì)作用被大大削弱。而民營(yíng)企業(yè)由于產(chǎn)權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)關(guān)系明晰，“內(nèi)部控制人”的現(xiàn)象較少，兩職合一對(duì)錦標(biāo)賽機(jī)制的負(fù)向影響較少，以下針對(duì)此推測(cè)作進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。

4.3.4 股權(quán)激勵(lì)的調(diào)節(jié)作用

由表7可知，模型4的調(diào)整R2為15.9%，擬合程度良好，具有較好的說(shuō)服力。股權(quán)激勵(lì)和企業(yè)績(jī)效的相關(guān)性t值為8.010，在P<0.01的水平上顯著，股權(quán)激勵(lì)對(duì)企業(yè)績(jī)效的正向作用顯著，說(shuō)明實(shí)施了股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)(E=1),其企業(yè)績(jī)效會(huì)得到顯著的提升。E×G交互項(xiàng)與企業(yè)績(jī)效關(guān)系t值為-5.880，在P<0.01的水平上顯著，說(shuō)明股權(quán)激勵(lì)抑制了錦標(biāo)賽理論在高新技術(shù)上市公司中的作用，假設(shè)4成立。

表7 模型4的回歸結(jié)果

股權(quán)激勵(lì)通過(guò)授予經(jīng)營(yíng)者一定的股份，使經(jīng)營(yíng)者能夠以股東的身份參與經(jīng)營(yíng)管理，經(jīng)營(yíng)者財(cái)富和股東財(cái)富在某種程度上高度重合，能減少股東的代理問(wèn)題，經(jīng)營(yíng)者會(huì)更加勤勉，更注重股東財(cái)富和經(jīng)營(yíng)者財(cái)富的共同增加，從而有利于提升企業(yè)績(jī)效。股權(quán)激勵(lì)作為高管薪酬激勵(lì)的重要組成部分，使得高管立足企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，聚焦于企業(yè)動(dòng)態(tài)發(fā)展目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，高管貨幣薪酬的級(jí)差對(duì)高管的誘惑力下降，故股權(quán)激勵(lì)削弱了錦標(biāo)賽作用，提高了企業(yè)績(jī)效。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性，首先采取替換被解釋變量的方法，將平均凈資產(chǎn)收益率數(shù)據(jù)換成加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率數(shù)據(jù)，假設(shè)成立情況仍與回歸分析一致。其次，替換高管薪酬差距的衡量方法，將高管薪酬差距定義為核心高管薪酬與非核心高管薪酬之差，其中高管核心薪酬定義為“董監(jiān)高前三名平均薪酬”，非核心高管薪酬定義為“董監(jiān)高薪酬總額”減去“董監(jiān)高前三名薪酬總額”之差的平均值，用新的高管薪酬差距定義作穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果仍與原假設(shè)一致。穩(wěn)健性檢驗(yàn)成立。

5 區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的進(jìn)一步檢驗(yàn)

改革開放以來(lái)，國(guó)有企業(yè)的薪酬激勵(lì)制度就一直飽受詬病。由于國(guó)有企業(yè)的產(chǎn)權(quán)特殊性，它具有天然的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，薪酬基數(shù)大，黏性高，且易受到國(guó)有股比例[25]、行政級(jí)別和企業(yè)規(guī)模[26]的影響，使得薪酬激勵(lì)和企業(yè)績(jī)效的關(guān)系不大。這就為以下進(jìn)一步檢驗(yàn)不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)其錦標(biāo)賽機(jī)制的作用提供了現(xiàn)實(shí)背景。另外，根據(jù)上面的研究結(jié)果，兩職合一情形對(duì)錦標(biāo)賽機(jī)制起到弱削作用，如何區(qū)分不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的兩職合一變量的影響呢？以開展分組檢驗(yàn)，分別研究國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)兩職合一變量的作用。

5.1 錦標(biāo)賽機(jī)制的分組檢驗(yàn)

表8對(duì)高管薪酬差距和企業(yè)績(jī)效的關(guān)系分樣本進(jìn)行了檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，無(wú)論是國(guó)有企業(yè)，還是非國(guó)有企業(yè)，高管薪酬差距和企業(yè)績(jī)效都有顯著的正相關(guān)關(guān)系(P<0.01)，但這種關(guān)系在國(guó)有企業(yè)樣本中略微削弱(t=5.010)，而在非國(guó)有企業(yè)樣本中更加明顯(t=12.160)，表明非國(guó)有企業(yè)比國(guó)有企業(yè)更適用錦標(biāo)賽理論。

表8 錦標(biāo)賽機(jī)制的分組檢驗(yàn)

觀察不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)薪酬總額變量對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是國(guó)有企業(yè)，還是非國(guó)有企業(yè)，薪酬總額和企業(yè)績(jī)效都在0.01的顯著水平上呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，兩者的薪酬激勵(lì)作用都非常明顯，其中，非國(guó)有企業(yè)的貨幣化薪酬激勵(lì)作用(t=41.791)比國(guó)有企業(yè)的薪酬激勵(lì)作用(t=9.930)更加有效。這可能是由于產(chǎn)權(quán)特殊性，提升業(yè)績(jī)而謀求職業(yè)晉升的動(dòng)力對(duì)于國(guó)有企業(yè)的高管來(lái)說(shuō)較小。

5.2 兩職合一調(diào)節(jié)效應(yīng)的分組檢驗(yàn)

通過(guò)對(duì)兩職合一的調(diào)節(jié)作用作分樣本檢驗(yàn)(表9)發(fā)現(xiàn)，在國(guó)有企業(yè)樣本組中，交互項(xiàng)的t值為7.13，方向?yàn)樨?fù)，兩職合一對(duì)錦標(biāo)賽理論的負(fù)向影響在P<0.01的水平上成立。換言之，國(guó)有企業(yè)若兩職合一，則會(huì)顯著削弱錦標(biāo)賽理論的激勵(lì)作用，而非國(guó)有企業(yè)的交互項(xiàng)t值為-0.08，這說(shuō)明民營(yíng)企業(yè)董事會(huì)的獨(dú)立性并不會(huì)對(duì)高管薪酬差距的激勵(lì)作用產(chǎn)生過(guò)多沖擊。總而言之，國(guó)有企業(yè)兩職合一會(huì)對(duì)錦標(biāo)賽理論有顯著的削弱作用，而非國(guó)有企業(yè)兩職合一僅對(duì)錦標(biāo)賽理論起到微弱的抑制作用。

表9 兩職合一調(diào)節(jié)效應(yīng)的分組檢驗(yàn)

6 結(jié)論和啟示

本文采取了2010—2016年684家高新技術(shù)上市公司的高管薪酬數(shù)據(jù)、治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)、企業(yè)績(jī)效數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建模型、實(shí)證分析和進(jìn)一步檢驗(yàn)，匯總主要研究結(jié)論如下：(1)高新技術(shù)企業(yè)高管薪酬差距、高管薪酬總額和企業(yè)績(jī)效顯著正相關(guān)，其中非國(guó)有上市公司的錦標(biāo)賽激勵(lì)機(jī)制更加顯著；(2)高管規(guī)模越大，高管薪酬差距對(duì)企業(yè)績(jī)效的激勵(lì)作用越弱；(3)高新技術(shù)上市公司兩職合一對(duì)國(guó)有企業(yè)薪酬差距的激勵(lì)作用有著強(qiáng)烈的抑制作用，對(duì)民營(yíng)企業(yè)有微弱的抑制作用；(4)股權(quán)激勵(lì)模式削弱了貨幣化薪酬差距對(duì)績(jī)效的影響，并有利于顯著提升企業(yè)績(jī)效。

上述研究結(jié)論為高新技術(shù)上市公司從薪酬制定、高管規(guī)模確定、治理結(jié)構(gòu)、激勵(lì)方式的角度出發(fā)，設(shè)計(jì)最優(yōu)薪酬政策提供了啟示。首先，在薪酬制定上，保持明顯的高管薪酬差距和較高的高管薪酬水平，對(duì)高新技術(shù)上市公司而言，是提升企業(yè)績(jī)效的有效辦法，其中非國(guó)有企業(yè)更應(yīng)該提升企業(yè)薪酬絕對(duì)值的同時(shí)，應(yīng)采取和業(yè)績(jī)相掛鉤的激勵(lì)機(jī)制[27]，適度拉大職位間的薪酬差距，更好地激勵(lì)高管人員，以提升企業(yè)績(jī)效。其次，在高管規(guī)模層面，要排除冗余的高管團(tuán)隊(duì)人數(shù)對(duì)錦標(biāo)賽激勵(lì)機(jī)制的影響，保持適中的高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模。再次，在治理結(jié)構(gòu)層面，國(guó)有企業(yè)應(yīng)盡量克服兩職合一，以保持董事會(huì)的獨(dú)立性，保障錦標(biāo)賽激勵(lì)機(jī)制的順利運(yùn)行。最后，高新技術(shù)上市公司作為技術(shù)型人才的管理者，應(yīng)采取股權(quán)激勵(lì)模式，將多樣的股權(quán)激勵(lì)模式和貨幣薪酬激勵(lì)模式相結(jié)合，全面提升企業(yè)績(jī)效，促進(jìn)企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展和股東利益的全面提高。

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