論高管外部薪酬差距與投資效率的非線性關(guān)系

劉長(zhǎng)進(jìn)，楊漢明（博士生導(dǎo)師）

一、文獻(xiàn)回顧

相較于高管行業(yè)薪酬均值，臨界值能更準(zhǔn)確地對(duì)高管薪酬差距進(jìn)行分組。

高管承擔(dān)著制定公司重要發(fā)展戰(zhàn)略、審批公司重要投資項(xiàng)目的責(zé)任，高管的判斷和決策將直接決定公司未來的發(fā)展方向，關(guān)系到公司的經(jīng)營(yíng)成敗。高管人力資本存在差異性，市場(chǎng)化配置是決定高管外部薪酬差距的重要變量[1]。高管外部薪酬差距將直接影響公司管理層的決策，進(jìn)而會(huì)影響到公司業(yè)績(jī)[2]。由于投資決策是企業(yè)財(cái)務(wù)領(lǐng)域最重要的問題之一，必然也會(huì)受到高管外部薪酬差距的影響。王嘉歆、黃國(guó)良、高燕燕[3]發(fā)現(xiàn)我國(guó)上市公司高管薪酬外部不公平性導(dǎo)致高管出現(xiàn)了“黑嫉妒”的心理感知，進(jìn)而增加了企業(yè)非效率投資，這意味著提升高管薪酬外部公平性有助于提高投資效率。

然而，特定因素對(duì)企業(yè)投資行為的影響可能并非簡(jiǎn)單的線性影響，例如，酈金梁、何誠(chéng)穎、陳偉等[4]研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)投資行為的影響表現(xiàn)為復(fù)雜的非線性關(guān)系。因此，高管外部薪酬差距與投資效率之間表現(xiàn)為簡(jiǎn)單正向或負(fù)向線性關(guān)系，還是存在復(fù)雜的非線性關(guān)系？外部薪酬差距是否存在閾值效應(yīng)？對(duì)這些問題進(jìn)行研究，對(duì)于不斷完善我國(guó)企業(yè)高管薪酬分配制度具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

已有文獻(xiàn)主要關(guān)注高管外部薪酬差距對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，鮮有文獻(xiàn)直接研究高管薪酬差距與投資效率的關(guān)系。根據(jù)學(xué)者們的研究結(jié)論，可將其分為兩類：

一類研究認(rèn)為外部高管薪酬差距與企業(yè)績(jī)效之間存在線性關(guān)系。例如，Core[5]采用薪酬決定模型回歸殘差的絕對(duì)值衡量高管薪酬外部不公平性，研究發(fā)現(xiàn)高管薪酬外部不公平性和企業(yè)未來業(yè)績(jī)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。張麗平、楊興全[6]研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)上市公司管理層外部薪酬差距與公司業(yè)績(jī)正相關(guān)。

另一類研究認(rèn)為外部高管薪酬差距與企業(yè)績(jī)效之間存在非線性關(guān)系。這類文獻(xiàn)主要采用兩種方法：一是直接在計(jì)量模型中增加二次項(xiàng)進(jìn)行研究，如：祁懷錦、周燕[7]通過引入高管薪酬外部公平性指標(biāo)的二次項(xiàng)，研究發(fā)現(xiàn)高管薪酬外部公平性對(duì)企業(yè)績(jī)效具有正面激勵(lì)效應(yīng)，但過高的外部薪酬差距會(huì)導(dǎo)致對(duì)高管的激勵(lì)過度，而過低的外部薪酬差距則會(huì)導(dǎo)致激勵(lì)不足；覃予、靳毓[8]發(fā)現(xiàn)高管外部薪酬差距與公司業(yè)績(jī)之間存在倒U型關(guān)系，并且這種關(guān)系受經(jīng)濟(jì)周期的影響明顯。二是采用人為分組的方法進(jìn)行研究，如：吳聯(lián)生、林景藝、王亞平[2]在考慮公司股權(quán)性質(zhì)的基礎(chǔ)上，根據(jù)薪酬外部不公平性水平，將樣本分為正向額外薪酬組和負(fù)向額外薪酬組分別進(jìn)行回歸分析，研究發(fā)現(xiàn)正向額外薪酬僅對(duì)非國(guó)有企業(yè)業(yè)績(jī)具有正向影響，而負(fù)向額外薪酬對(duì)國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)的業(yè)績(jī)均不產(chǎn)生影響。也就是說，薪酬外部正向不公平性反而有助于非國(guó)有企業(yè)提升業(yè)績(jī)。黃輝[9]采用相同的外部不公平指標(biāo)進(jìn)行了研究，研究結(jié)果存在明顯不同，結(jié)果表明正向額外薪酬對(duì)企業(yè)績(jī)效具有顯著負(fù)向影響，而負(fù)向額外薪酬與企業(yè)績(jī)效顯著正相關(guān)。黎文靖、岑永嗣、胡玉明[10]也在考慮公司股權(quán)性質(zhì)的基礎(chǔ)上，根據(jù)外部薪酬差距大小將樣本分為高管薪酬高于行業(yè)均值組和高管薪酬低于行業(yè)均值組分別進(jìn)行回歸分析，研究表明外部薪酬差距對(duì)非國(guó)有企業(yè)績(jī)效具有顯著正向影響，并且這種影響只存在于高管薪酬高于行業(yè)均值的樣本中，而對(duì)于國(guó)有企業(yè)，無論高管薪酬高于行業(yè)均值還是低于行業(yè)均值，外部薪酬差距對(duì)企業(yè)績(jī)效均不產(chǎn)生顯著影響。

現(xiàn)有文獻(xiàn)雖然較為細(xì)致地研究了高管外部薪酬差距與組織效率之間的關(guān)系，但仍存在以下不足：一是已有研究高管外部薪酬差距與投資效率關(guān)系的文獻(xiàn)極少，并且?guī)缀跞慷际腔诰€性關(guān)系的假設(shè)，只能考察高管外部薪酬差距激勵(lì)效果的影響方向，缺少對(duì)投資效率影響幅度的深入研究。二是盡管現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)高管外部薪酬差距與企業(yè)績(jī)效存在非線性關(guān)系，但是有關(guān)研究文獻(xiàn)僅在計(jì)量模型中引入高管外部薪酬差距的二次項(xiàng)，或者人為主觀地采用某一分組標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分組檢驗(yàn)，可能難以準(zhǔn)確反映變量之間的關(guān)系，無法確定高管外部薪酬差距激勵(lì)效應(yīng)的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。

盡管高管外部薪酬差距與企業(yè)績(jī)效之間關(guān)系的理論和經(jīng)驗(yàn)研究還存在分歧，但已有研究結(jié)果表明，高管外部薪酬差距與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系具有非線性特征，而不是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系。辛清泉、林斌、王彥超等[11]認(rèn)為資本投資是連接高管薪酬激勵(lì)與企業(yè)績(jī)效之間的“中間橋梁”，那么，高管外部薪酬差距與投資效率之間是否也同樣存在非線性關(guān)系呢？因此，有必要在非線性框架思路下研究高管外部薪酬差距與投資效率之間的關(guān)系。鑒于此，本文采用824家我國(guó)A 股上市公司2009～2016年的平衡面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了高管外部薪酬差距與企業(yè)投資效率之間的非線性關(guān)系；在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析了外部薪酬差距激勵(lì)效應(yīng)的作用機(jī)理。本研究的可能貢獻(xiàn)在于：一是證實(shí)了外部薪酬差距對(duì)投資效率存在非線性影響；二是采用門限面板模型來確定高管外部薪酬差距激勵(lì)效應(yīng)的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，進(jìn)而利用分段回歸原理來考察高管外部薪酬差距與投資效率的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)外部薪酬差距對(duì)企業(yè)投資效率的影響存在明顯的區(qū)間效應(yīng)。

二、理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)制定高管薪酬方案會(huì)在一定程度上參照行業(yè)薪酬基準(zhǔn)，高管通常也會(huì)與外部同行進(jìn)行薪酬比較，高管薪酬與行業(yè)薪酬基準(zhǔn)之間的差距會(huì)對(duì)薪酬激勵(lì)效果產(chǎn)生影響[12]。對(duì)于高管外部薪酬差距的影響效果，學(xué)術(shù)界有兩種不同的觀點(diǎn)。

一類觀點(diǎn)源于社會(huì)比較理論和經(jīng)理人市場(chǎng)理論，認(rèn)為當(dāng)高管薪酬高于行業(yè)基準(zhǔn)薪酬（通常為行業(yè)薪酬均值或中位數(shù)）時(shí)，外部薪酬差距對(duì)企業(yè)績(jī)效具有促進(jìn)作用[5]。根據(jù)社會(huì)比較理論，當(dāng)高管薪酬高于行業(yè)基準(zhǔn)薪酬時(shí)，由此獲得的心理滿足感，促使高管更有動(dòng)力努力工作以維持薪酬比較優(yōu)勢(shì)，在資本投資決策上表現(xiàn)為富有效率；反之，如果高管薪酬低于行業(yè)基準(zhǔn)薪酬，他們通常會(huì)感覺遭受不公平對(duì)待從而產(chǎn)生不滿情緒，進(jìn)而通過采取各種消極管理行為發(fā)泄不滿，在資本投資決策上表現(xiàn)為效率低下。經(jīng)理人市場(chǎng)理論認(rèn)為，在有效的經(jīng)理人市場(chǎng)，高管外部薪酬差距反映了企業(yè)薪酬政策的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，有助于提高企業(yè)績(jī)效[12]。

另一類觀點(diǎn)基于管理者權(quán)力理論、參照點(diǎn)契約理論，主要從外部薪酬差距產(chǎn)生原因的角度，分析了外部薪酬差距對(duì)企業(yè)績(jī)效沒有影響甚至產(chǎn)生負(fù)向影響的原因[10，13]。管理者權(quán)力理論認(rèn)為高管可以利用自身權(quán)力對(duì)自己的薪酬合約施加重要影響，謀求超過自身能力和努力的薪酬，使得高管薪酬與企業(yè)業(yè)績(jī)脫節(jié)，導(dǎo)致實(shí)質(zhì)上的低效率合約安排，從而激勵(lì)無效甚至激勵(lì)倒掛[13]。Bizjak、Lemmon、Nguyen[14]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)更傾向于選擇同類別公司中規(guī)模更大、薪酬更高、高分位值目標(biāo)薪酬作為參照以增加薪酬，這種選擇是管理者自利行為，與公司治理無關(guān)，由此提升的高管薪酬并非基于企業(yè)績(jī)效的提高，而是旨在為高管獲得更高的薪酬提供合理的解釋，因而與行業(yè)平均薪酬之間的差距難以起到激勵(lì)高管的作用。

基于以上分析，本文認(rèn)為上述理論在解釋高管外部薪酬差距與企業(yè)投資效率的非線性關(guān)系時(shí)具有內(nèi)在互補(bǔ)性，而且不同理論同時(shí)在某一薪酬差距臨界值兩側(cè)起作用，但發(fā)揮作用的程度可能不同。在高管外部薪酬差距低于某一薪酬差距臨界值（薪酬的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)）時(shí)，社會(huì)比較理論和經(jīng)理人市場(chǎng)理論發(fā)揮主導(dǎo)作用，管理者權(quán)力理論和參照點(diǎn)契約理論起輔助作用，兩類理論在薪酬制定中的共同作用主要表現(xiàn)為確保能力強(qiáng)的高管人力資本價(jià)值得到市場(chǎng)認(rèn)可。具有市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的外部薪酬差距對(duì)高管具有激勵(lì)效應(yīng)，高管通過社會(huì)比較獲得薪酬滿足感，通過市場(chǎng)對(duì)自身人力資本價(jià)值的認(rèn)可獲得自豪感，這都會(huì)促使高管更加重視自身能力提升和聲譽(yù)維護(hù)，更加努力工作，因而企業(yè)投資效率隨著高管外部薪酬差距的增加而升高。相反，較小的外部薪酬差距導(dǎo)致高管對(duì)自身薪酬水平產(chǎn)生嚴(yán)重不公平的感知，于是其就會(huì)尋求其他的方式去獲取額外收益，例如：選擇放棄投資以降低風(fēng)險(xiǎn)成本，通過規(guī)模擴(kuò)張謀求私人收益，從而導(dǎo)致企業(yè)投資效率低下。當(dāng)高管外部薪酬差距高于某一薪酬差距臨界值時(shí)，管理者權(quán)力理論和參照點(diǎn)契約理論發(fā)揮主導(dǎo)作用，管理者利用極度膨脹的權(quán)力謀取遠(yuǎn)高于自身價(jià)值的薪酬，由此獲得的超額薪酬對(duì)高管并沒有任何約束作用，使得高管動(dòng)力嚴(yán)重不足，無法帶來企業(yè)績(jī)效的提升，因而，可以推斷企業(yè)投資效率將隨著高管外部薪酬差距的增加而降低?；诖耍疚奶岢觯?/p>

假設(shè)1：企業(yè)投資效率隨著高管外部薪酬差距的擴(kuò)大呈現(xiàn)倒U型非線性變化趨勢(shì)。

高管外部薪酬差距與企業(yè)投資效率可能呈現(xiàn)倒U 型非線性關(guān)系，但投資效率不可能嚴(yán)格按照外部薪酬差距的大小成比例地變化，因而倒U型的頂點(diǎn)并不一定就是外部薪酬差距激勵(lì)效應(yīng)的最優(yōu)點(diǎn)。例如，高良謀、盧建詞[15]考察了內(nèi)部薪酬差距與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)倒U型曲線的頂點(diǎn)并非最優(yōu)內(nèi)部薪酬差距，因?yàn)樵诘筓 型曲線的頂點(diǎn)，內(nèi)部薪酬差距對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的邊際效應(yīng)可能是遞減的，該頂點(diǎn)對(duì)應(yīng)的薪酬策略并不是企業(yè)的最優(yōu)選擇。本文認(rèn)為，高管外部薪酬差距與企業(yè)投資效率之間也可能存在著與此類似的關(guān)系。

期望理論認(rèn)為，激勵(lì)力=期望值×效價(jià)，而效價(jià)與期望負(fù)相關(guān)，即一個(gè)人估計(jì)達(dá)到目標(biāo)的概率越高，則達(dá)到目標(biāo)后滿足其需要的價(jià)值也就越小。由此可以推斷，高管外部薪酬激勵(lì)可能存在一個(gè)合理水平（期望值與效價(jià)相互牽制形成的），一旦超出這個(gè)水平，就會(huì)出現(xiàn)激勵(lì)過度或激勵(lì)不足，由此對(duì)企業(yè)投資造成影響。根據(jù)期望理論，外部薪酬差距的有效性很大程度上取決于高管對(duì)薪酬差距的價(jià)值感知。當(dāng)高管外部薪酬差距很小時(shí)，即高管外部薪酬差距遠(yuǎn)低于某一臨界值時(shí)，外部薪酬差距對(duì)高管來說，效價(jià)就很弱甚至為零。即使高管認(rèn)為達(dá)到目標(biāo)的概率較大，但感知的薪酬差距價(jià)值很小，此時(shí)薪酬激勵(lì)的作用就會(huì)很小甚至為零。隨著高管外部薪酬差距的逐步擴(kuò)大，高管對(duì)外部薪酬差距的價(jià)值感知也會(huì)隨之提升，在高管通過努力能夠達(dá)到目標(biāo)的情況下，外部薪酬差距的正向激勵(lì)作用就會(huì)不斷增強(qiáng)。有效的高管薪酬契約可以使高管與股東之間的利益趨于一致，有助于緩解高管因自利行為引發(fā)的代理問題[11]。擴(kuò)大高管外部薪酬差距，可以使高管個(gè)人利益與企業(yè)利益趨于一致，激勵(lì)高管更加努力工作，在其進(jìn)行企業(yè)投資決策時(shí)促使其以企業(yè)的長(zhǎng)期利益為導(dǎo)向，從而使外部薪酬差距對(duì)投資效率的激勵(lì)效應(yīng)增強(qiáng)。與此同時(shí)，隨著高管外部薪酬差距的擴(kuò)大，企業(yè)高管職位的潛在競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度也會(huì)不斷增加，使現(xiàn)任高管面臨更大的外部競(jìng)爭(zhēng)壓力，這都會(huì)激勵(lì)高管更加努力工作，進(jìn)行有利于企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展的投資，以此來證明自己的管理才能，建立良好的聲譽(yù)，獲得更好的職業(yè)發(fā)展。因此，企業(yè)投資效率對(duì)高管外部薪酬差距的敏感性呈現(xiàn)出遞增的變動(dòng)趨勢(shì)。

隨著高管外部薪酬差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，當(dāng)高管外部薪酬差距突破某一臨界值時(shí)，盡管高管感知外部薪酬差距的效價(jià)會(huì)越來越大，然而高管通過自身努力達(dá)到預(yù)期目標(biāo)的難度也會(huì)越來越大，外部薪酬差距的正向激勵(lì)作用會(huì)越來越弱。當(dāng)高管外部薪酬差距大于某一臨界值時(shí)，較大的高管外部薪酬差距一方面能夠激勵(lì)高管提高自身努力程度，但高管通過自身努力提高企業(yè)投資效率的難度會(huì)倍數(shù)增加，此時(shí)高管通過努力不一定會(huì)帶來投資效率的提升。另一方面，根據(jù)管理者權(quán)力理論，高管可以利用其控制權(quán)獲得超額薪酬，而超額薪酬的獲得并不能帶來企業(yè)效率的提升，導(dǎo)致高管外部薪酬差距對(duì)投資效率的促進(jìn)作用弱化。相關(guān)的實(shí)證研究也表明，薪酬差距對(duì)企業(yè)績(jī)效的激勵(lì)作用在年度和地區(qū)上呈現(xiàn)邊際遞減效應(yīng)[16]。筆者由此推斷，當(dāng)高管薪酬差距高于某一臨界值時(shí)，高管外部薪酬差距對(duì)企業(yè)投資效率的激勵(lì)作用可能會(huì)呈現(xiàn)出邊際報(bào)酬遞減規(guī)律，企業(yè)投資效率對(duì)高管外部薪酬差距的敏感性表現(xiàn)出遞減的變化趨勢(shì)?；谏鲜隼碚摲治?，本文提出研究假設(shè)：

假設(shè)2：高管外部薪酬差距對(duì)企業(yè)投資效率的正向激勵(lì)影響具有非對(duì)稱性。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009～2016年滬深A(yù)股上市公司為初始樣本，并按以下步驟對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選：①剔除了金融類上市公司；②剔除了ST 類上市公司；③剔除了主要變量數(shù)據(jù)不全的樣本，包括計(jì)算投資效率所需數(shù)據(jù)缺失的樣本；④由于外部薪酬差距是分年度分行業(yè)計(jì)算，如果當(dāng)年某行業(yè)公司數(shù)目過少，由此進(jìn)行的外部薪酬差距激勵(lì)效果分析可能存在較大偏差，因此，本文還剔除了年行業(yè)公司數(shù)低于5 的4 個(gè)行業(yè)，最終得到824 家公司8年的平衡面板數(shù)據(jù)。為了避免離群值的影響，采用winsorize 命令對(duì)所有連續(xù)變量在1%分位以及99%分位進(jìn)行了縮尾處理，描述性統(tǒng)計(jì)及實(shí)證分析都基于處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行報(bào)告。本文使用數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，采用stata 14.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

（二）變量定義

1.非效率投資。本文采用Richardson 模型[17]，即模型（1）來估算非效率投資。通過對(duì)模型（1）進(jìn)行分年度分行業(yè)回歸，得到的殘差大于0 表示過度投資，殘差小于0則為投資不足，對(duì)殘差取絕對(duì)值表示非效率投資的程度。為了研究的方便，本文對(duì)非效率投資作相反數(shù)處理，表示投資效率（Eff_inv）。

Inv_new表示當(dāng)年新增投資，參照劉慧龍、王成方、吳聯(lián)生[18]的做法，Inv_new的計(jì)算公式為：（購(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長(zhǎng)期資產(chǎn)的支出+取得子公司及其他營(yíng)業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額-折舊）/期初總資產(chǎn)。模型（1）中：除期初總資產(chǎn)取自資產(chǎn)負(fù)債表，其余數(shù)據(jù)均來源于現(xiàn)金流量表；Grow是投資機(jī)會(huì)變量，采用企業(yè)營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率來衡量；Lev是企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率，通過負(fù)債合計(jì)金額除以資產(chǎn)合計(jì)金額獲得；Cash 反映的是企業(yè)的現(xiàn)金狀況，用貨幣資金與交易性金融資產(chǎn)之和除以總資產(chǎn)衡量；Age表示企業(yè)上市年限，通過計(jì)算上市年度至財(cái)務(wù)報(bào)告年度的差值來衡量；Size為企業(yè)規(guī)模變量，采用總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)來衡量；Yret為股票年收益率。

2.高管外部薪酬差距（Mgap）。關(guān)于高管外部薪酬差距的計(jì)量，目前主要有兩種思路：

一是采用薪酬決定模型的回歸殘差代表額外薪酬，如果額外薪酬不等于0，則意味著高管實(shí)際薪酬高于或低于其應(yīng)得薪酬，通常稱為薪酬外部不公平，反之，額外薪酬越趨向于0，則代表越公平，如Core等[5]、辛清泉[11]、吳聯(lián)生等[2]采用的就是這種方法。這種方法最大的缺點(diǎn)是對(duì)模型設(shè)定具有很強(qiáng)的依賴性，而且模型回歸殘差衡量的只是實(shí)際薪酬與預(yù)期薪酬之差，并不是對(duì)高管薪酬進(jìn)行社會(huì)比較的結(jié)果，因而并不能全面計(jì)量高管外部薪酬差距。

二是根據(jù)社會(huì)比較理論，將外部薪酬差距界定為特定企業(yè)高管薪酬與行業(yè)基準(zhǔn)薪酬的比值。有學(xué)者將年度行業(yè)高管薪酬平均值（或中位數(shù)）作為行業(yè)基準(zhǔn)薪酬，如Bizjak等[12]、黎文靖等[10]。也有學(xué)者選擇年度行業(yè)高管薪酬最大值作為行業(yè)基準(zhǔn)薪酬，如祁懷錦、周燕[7]。由于行業(yè)高管薪酬最大值為極端值，可能不具有代表性，而且采用行業(yè)高管薪酬最大值作為評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，存在拉高高管外部薪酬不公平水平的可能性。因此，本文采用企業(yè)高管薪酬與年度行業(yè)高管薪酬平均值（或中位數(shù)）的比值來衡量高管外部薪酬差距，分別以高管薪酬/同年度同行業(yè)高管薪酬均值（Mgap1）、高管薪酬/同年度同行業(yè)高管薪酬中位數(shù)（Mgap2）表示。本文所述企業(yè)高管薪酬指的是企業(yè)高管薪酬最高三個(gè)值的平均值。

3.控制變量。為了考察外部薪酬差距對(duì)企業(yè)投資效率的影響，參考申慧慧等[19]、徐倩[20]、饒品貴等[21]的做法，本文選擇的控制變量如下：

（1）公司治理特征變量。管理層與股東之間的代理沖突是影響企業(yè)投資效率的重要因素，而有效的公司治理能夠緩解企業(yè)的代理問題，為此，本文控制了以下公司治理特征變量：企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE），國(guó)有企業(yè)取值為1，非國(guó)有企業(yè)取值為0；第一大股東持股（TOP1），反映企業(yè)股權(quán)集中程度；董事會(huì)規(guī)模（Board），以董事會(huì)總?cè)藬?shù)的自然對(duì)數(shù)來表示；獨(dú)立董事比例（Outdir），等于獨(dú)立董事人數(shù)除以董事會(huì)總?cè)藬?shù)，較高的獨(dú)立董事比例有助于抑制企業(yè)非效率投資行為；董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一為虛擬變量（Dual），如兩職合一取值為1，否則為0。

（2）企業(yè)財(cái)務(wù)特征變量。企業(yè)的自由現(xiàn)金流量（CF），用經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量?jī)糁禍p去當(dāng)年正常投資額的差額除以年初總資產(chǎn)衡量，如果企業(yè)擁有的自由現(xiàn)金流量很充裕，那么企業(yè)很可能存在過度投資行為，并會(huì)減少投資不足行為；資產(chǎn)負(fù)債率（Lev），等于公司年末負(fù)債除以年末總資產(chǎn)；企業(yè)規(guī)模（Size），以公司年末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)來表示；總資產(chǎn)收益率（ROA），等于當(dāng)年凈利潤(rùn)除以年末總資產(chǎn)，取滯后一期值；營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（Grow），等于當(dāng)年?duì)I業(yè)收入減去上年?duì)I業(yè)收入的差額再除以上年?duì)I業(yè)收入，取滯后一期值，用以控制企業(yè)未來的發(fā)展能力。

（3）環(huán)境特征變量。公司所處行業(yè)總資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差（SDROA），反映企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境的變化，以控制行業(yè)環(huán)境變化對(duì)企業(yè)投資效率的影響，當(dāng)經(jīng)濟(jì)不確定性程度較高時(shí)，同一行業(yè)內(nèi)部企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)差異將變得更大。需要指出的是，由于外部薪酬差距和投資效率是分年度分行業(yè)計(jì)算得到，而且SDROA 代表的是行業(yè)環(huán)境特征，為避免多重共線性的問題，研究模型中不再控制年度和行業(yè)虛擬變量。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

表1 列示了企業(yè)投資效率、外部薪酬差距變量等主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表1可以看出，外部薪酬差距Mgap1均值為1.084，最小值和最大值分別為0.148 和4.788；Mgap2 均值為1.425，最小值和最大值分別為0.201 和6.542，說明企業(yè)間高管外部薪酬差距差異較大。企業(yè)投資效率（Eff_inv）的均值和中值分別為-0.049 和-0.030，標(biāo)準(zhǔn)差為0.067，說明不同企業(yè)的投資效率存在顯著差異。

表2 2009～2016年外部薪酬差距趨勢(shì)分布

表2報(bào)告了2009～2016年外部薪酬差距趨勢(shì)分布。從整體上看，外部薪酬差距均值和中值呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)，說明高管外部薪酬差距仍然在不斷擴(kuò)大。

四、研究模型與實(shí)證結(jié)果及分析

（一）外部薪酬差距對(duì)投資效率的非線性影響分析

考慮到高管薪酬既可能是激勵(lì)高管努力工作的手段，也可能是對(duì)高管努力工作給予的獎(jiǎng)賞，外部薪酬差距與投資效率二者之間可能存在著內(nèi)生性問題。根據(jù)經(jīng)理人市場(chǎng)理論，提供具有市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的薪酬，企業(yè)更容易吸引能力強(qiáng)的職業(yè)經(jīng)理人，進(jìn)而為企業(yè)創(chuàng)造高額價(jià)值，如果企業(yè)業(yè)績(jī)不佳則意味著職業(yè)經(jīng)理人未能有效履行聘用合同而面臨被解聘的風(fēng)險(xiǎn)。因此，從市場(chǎng)的角度而言，應(yīng)先談高管的薪酬，后講高管的貢獻(xiàn)。如果高管的貢獻(xiàn)不能達(dá)到薪酬支付要求，則意味著高管要被解聘；如果高管的貢獻(xiàn)超過薪酬支付要求，企業(yè)會(huì)給予高管獎(jiǎng)勵(lì)。由于投資行為對(duì)薪酬激勵(lì)的反應(yīng)具有一定的滯后性，本文采用滯后一期的外部薪酬差距作為解釋變量，并避免可能存在的內(nèi)生性的困擾?；谏鲜龇治?，構(gòu)建了模型（2）來驗(yàn)證假設(shè)1，以考察外部薪酬差距與投資效率之間是否存在非線性關(guān)系。

其中，Mgap 為外部薪酬差距變量，Mgap2為外部薪酬差距的平方項(xiàng)，其余變量如前所述。如果β1的符號(hào)顯著為正，β2的符號(hào)顯著為負(fù)，表明外部薪酬差距對(duì)投資效率具有階段性正向影響，且兩者之間呈倒U型非線性關(guān)系。

采用模型（2）進(jìn)行回歸分析之前，采用Hausman檢驗(yàn)進(jìn)行模型選擇，結(jié)果發(fā)現(xiàn)固定效應(yīng)面板模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。因此，本文報(bào)告的是固定效應(yīng)面板模型回歸的結(jié)果。為避免可能存在的異方差和自相關(guān)造成的偏誤，采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行估計(jì)。估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 高管外部薪酬差距與投資效率的回歸結(jié)果

列（1）～（3）分別報(bào)告了全樣本、過度投資樣本、投資不足樣本下Mgap1對(duì)投資效率的影響，列（4）～（6）分別報(bào)告了全樣本、過度投資樣本、投資不足樣本下Mgap2對(duì)投資效率的影響。從表3可以看出，在列（1）～（6）中，Mgap1、Mgap2的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明在不考慮外部薪酬差距的二次項(xiàng)時(shí)，高管外部薪酬差距與投資效率呈顯著正相關(guān)關(guān)系，即外部薪酬差距具有激勵(lì)效應(yīng)，投資效率隨著高管外部薪酬差距的擴(kuò)大而提高。這與王嘉歆、黃國(guó)良、高燕燕[3]的研究結(jié)果一致，肯定了外部薪酬差距對(duì)企業(yè)投資效率發(fā)揮的積極作用。

全樣本、過度投資樣本、投資不足樣本下Mgap1的二次項(xiàng)回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，而且全樣本、過度投資樣本下Mgap2 的二次項(xiàng)回歸系數(shù)也在1%水平上顯著為負(fù)，投資不足樣本下Mgap2的二次項(xiàng)回歸系數(shù)則在5%水平上顯著為負(fù)，這意味著外部薪酬差距對(duì)投資效率的激勵(lì)效應(yīng)并非是連續(xù)的，投資效率隨著高管外部薪酬差距的擴(kuò)大而呈現(xiàn)倒U型變動(dòng)趨勢(shì)，該研究結(jié)果證實(shí)了本文的假設(shè)1。

當(dāng)采用行業(yè)均值基準(zhǔn)衡量外部薪酬差距（Mgap1）時(shí)，對(duì)模型（2）在全樣本下進(jìn)行求導(dǎo)計(jì)算可以獲得外部薪酬差距在倒U 型頂點(diǎn)的取值約為3.33；當(dāng)采用行業(yè)中位數(shù)基準(zhǔn)衡量外部薪酬差距（Mgap2）時(shí)，對(duì)模型（2）在全樣本下進(jìn)行求導(dǎo)計(jì)算可以獲得外部薪酬差距在倒U型頂點(diǎn)的取值約為4.5，說明在研究樣本中，基于行業(yè)均值基準(zhǔn)衡量的外部薪酬差距約為3.33（基于行業(yè)中位數(shù)基準(zhǔn)衡量的外部薪酬差距約為4.5）時(shí)，企業(yè)投資效率達(dá)到最高，高于這一水平，投資效率隨著高管外部薪酬差距的擴(kuò)大而下降，低于這一水平，投資效率隨著高管外部薪酬差距的擴(kuò)大而提高。

然而，對(duì)比表1 的描述性統(tǒng)計(jì)可以發(fā)現(xiàn)，Mgap1和Mgap2 的75%分位數(shù)分別為1.322 和1.700，均明顯低于相應(yīng)外部薪酬差距在倒U 型頂點(diǎn)處的取值（3.33、4.5）。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，外部薪酬差距高于3.33（Mgap1）、4.5（Mgap2）的樣本分別只有219 家、223家，占全部樣本比率分別僅為3.32%和3.38%，由此說明只有極少數(shù)上市公司的外部薪酬差距位于倒“U”型曲線的下降階段。已有關(guān)于內(nèi)部薪酬差距與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的研究表明，倒U型曲線的頂點(diǎn)并不是最優(yōu)內(nèi)部薪酬差距[15]?？紤]到外部薪酬差距與企業(yè)投資效率之間也呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，倒U型曲線的頂點(diǎn)可能也并不是最優(yōu)外部薪酬差距，因此，有必要對(duì)該問題進(jìn)行深入研究。

（二）外部薪酬差距對(duì)投資效率影響的門限效應(yīng)分析

盡管通過構(gòu)造外部薪酬差距平方項(xiàng)的方式實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)外部薪酬差距與企業(yè)投資效率之間存在倒U 型關(guān)系，但并不能排除二者之間可能存在的其他非線性關(guān)系，外部薪酬差距與企業(yè)投資效率之間仍然可能表現(xiàn)為倒N型或N型等曲線關(guān)系，甚至可能存在更為復(fù)雜的非線性關(guān)系。為保證研究結(jié)果的可靠性性和嚴(yán)謹(jǐn)性，不僅要考察外部薪酬差距與企業(yè)投資效率之間是否存在顯著的倒U型非線性關(guān)系，還要運(yùn)用其他計(jì)量方法檢驗(yàn)可能存在的其他非線性關(guān)系。為了進(jìn)一步識(shí)別外部薪酬差距與企業(yè)投資效率之間的非線性關(guān)系，并確定外部薪酬差距激勵(lì)效應(yīng)的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，找出使外部薪酬差距激勵(lì)效應(yīng)最大化的最優(yōu)結(jié)構(gòu)，明確在不同區(qū)間外部薪酬差距對(duì)投資效率的影響差異，本文采用Hansen[22]的門限面板模型原理進(jìn)行了檢驗(yàn)。

1.門限面板模型的構(gòu)建。根據(jù)前述實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，高管外部薪酬差距與公司投資效率之間表現(xiàn)為非線性關(guān)系，可能存在某種區(qū)間效應(yīng)，因此，有必要對(duì)其臨界值上下樣本分別檢驗(yàn)。而如果只簡(jiǎn)單地采用某一分組標(biāo)準(zhǔn)（如均值）進(jìn)行分組檢驗(yàn)，由此得出的研究結(jié)果可能并不能準(zhǔn)確反映變量之間的關(guān)系。Hansen[22]的門限面板模型可以有效避免人為主觀分組造成的檢驗(yàn)偏誤，完全根據(jù)樣本數(shù)據(jù)來確定門限值，該模型比較客觀，而且可以檢驗(yàn)可能存在的多個(gè)門限值。

本文首先構(gòu)建模型（3）求解高管外部薪酬差距激勵(lì)效果的門限值（γ），然后采用已確定的外部薪酬差距激勵(lì)效果的門限值（γ），利用分段回歸原理對(duì)模型（4）進(jìn)行回歸。本文之所以沒有直接采用模型（4）求解高管外部薪酬差距激勵(lì)效果的門限值，一方面是因?yàn)槠髽I(yè)的經(jīng)營(yíng)成果最終體現(xiàn)在企業(yè)業(yè)績(jī)上，投資效率的高低不宜直接作為高管激勵(lì)效果的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)。有研究表明，非效率投資行為盡管會(huì)造成企業(yè)的效率損失，但并非總是損害企業(yè)價(jià)值，也有可能會(huì)提高企業(yè)價(jià)值，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[23，24]，因而考察外部薪酬差距的真實(shí)激勵(lì)效果，選取企業(yè)業(yè)績(jī)指標(biāo)比投資效率要更科學(xué)。另一方面是因?yàn)槠髽I(yè)業(yè)績(jī)指標(biāo)的大小直接反映了企業(yè)經(jīng)營(yíng)成果的優(yōu)劣，而投資效率則分為過度投資和投資不足，過度或不足的投資行為都是非效率的，因而采用企業(yè)業(yè)績(jī)作為被解釋變量來驗(yàn)證外部薪酬差距的激勵(lì)效果，更為直觀、易于理解。

模型（3）中：α、φ 為待估參數(shù)，i 為公司，t 為年份。ROAit為凈資產(chǎn)收益率，表示企業(yè)績(jī)效；Mgapit為高管外部薪酬差距；xit為對(duì)被解釋變量有顯著影響的控制變量，包括資產(chǎn)負(fù)債率、公司規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、第一大股東持股、董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一、市值賬面價(jià)值比、滯后一期的營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率。qit為門限變量，本文選取高管外部薪酬差距Mgapit為門限變量，γ 表示門限值，I（·）為示性函數(shù)，當(dāng)括號(hào)中條件成立時(shí)，I=1，否則I=0。β1、β2分別為Mgapit在門限值兩側(cè)的取值中對(duì)企業(yè)績(jī)效的不同影響系數(shù)，如β1=β2，則不存在門限效應(yīng)。μi為公司個(gè)體效應(yīng)，eit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。模型（4）的變量定義如前所述。

以固定效應(yīng)的面板回歸模型為例，為了估算模型（3）中的系數(shù)及門限值，需要先將每一個(gè)觀測(cè)值減去其在時(shí)間維度上的組內(nèi)平均值以消除個(gè)體效應(yīng)μi，由此可以得到：

其中，Y?、X?（γ）和e?分別為模型（3）中被解釋變量、解釋變量和殘差的矩陣形式?？梢圆捎脙刹椒ㄟM(jìn)行估計(jì)：第一步，對(duì)于給定的門限值γ，根據(jù)OLS原理，得到系數(shù)估計(jì)值γ）以及殘差平方和S1（γ）；第二步，通過計(jì)算S1（γ）的最小值來確定γ 的取值。接下來檢驗(yàn)門限效應(yīng)是否顯著存在，原假設(shè)為H0：β1=β2。如果不能拒絕原假設(shè)，則門限模型中不存在門限；反之，則存在門限效應(yīng)，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)門限值的真實(shí)性。

Hansen[22]構(gòu)造了統(tǒng)計(jì)量LR1（γ）來確定γ 估計(jì)值的置信區(qū)間：

多門限值的估計(jì)方法與此類似，在單一門限值估計(jì)的基礎(chǔ)上，先固定一個(gè)門限值，繼續(xù)搜索第二個(gè)門限值，檢驗(yàn)過程與上述單一門限值類似，由此可以得到第二個(gè)門限值；由于搜索第一門限值時(shí)未考慮第二門限值，又在固定第二個(gè)門限值的基礎(chǔ)上重新搜索第一門限值，得到優(yōu)化后的第一門限值；兩個(gè)以上門限值的計(jì)算過程依此類推。

2.門限變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。門限面板模型一般要求所有時(shí)序變量尤其是門限變量是平穩(wěn)變量[25]，因此，為了保證門限模型回歸結(jié)果的有效性，避免偽回歸，同時(shí)考慮到短面板數(shù)據(jù)的特性以及面板數(shù)據(jù)的單位根可能存在共同根和不同根的差異，本文分別采用HT檢驗(yàn)和IPS檢驗(yàn)兩種方法，檢驗(yàn)門限變量（外部薪酬差距Mgap1）的平穩(wěn)性，結(jié)果如表4所示。從表4可以看出，兩種方法都在1%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)，說明外部薪酬差距Mgap1是平穩(wěn)變量。

表4 門限變量（高管外部薪酬差距）的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

3.門限面板模型檢驗(yàn)結(jié)果。本文依次假定模型（3）中不存在門限值、存在一個(gè)門限值進(jìn)行估計(jì)，獲得的統(tǒng)計(jì)量F 值及自助抽樣（Bootstrap）得到的P值如表5 所示。從表5 可以看出，單一門限效應(yīng)顯著，相應(yīng)的自助抽樣P值為0.024，在5%的水平上顯著，而雙重門限效應(yīng)并不顯著，自助抽樣得到的P值為0.572。因此，本文將采用單一門限面板模型進(jìn)行分析。

表5 高管外部薪酬差距的門限效果自抽樣檢驗(yàn)

表6 門限估計(jì)值和置信區(qū)間

表6 報(bào)告了單一門限估計(jì)值及其95%置信區(qū)間。為了更清晰地理解門限值的估計(jì)和置信區(qū)間的構(gòu)造過程，下面將檢驗(yàn)估計(jì)的門限值的真實(shí)性。

單一門限的估計(jì)值與置信區(qū)間圖

上圖為似然比函數(shù)圖。單一門限值2.6458 是似然比檢驗(yàn)LR 為0 時(shí)γ 的取值，其95%置信區(qū)間為［2.5694，2.6899］，相應(yīng)的LR 值均小于5%顯著水平上的臨界值7.35（圖中虛線），由此可知，外部薪酬差距的單一門限值與真實(shí)門限值一致。根據(jù)單一門限值可以將上市公司按外部薪酬差距大小分為高薪酬差距（Mgap＞2.6458）和低薪酬差距（Mgap≤2.6458）兩種類型。

表7報(bào)告了研究樣本2009～2016年期間在外部薪酬差距高低兩個(gè)區(qū)間的分布情況，根據(jù)表6 報(bào)告的單一門限值2.6458，將薪酬差距大于它的劃分為高薪酬差距組，將薪酬差距小于它的劃分為低薪酬差距組?？梢钥闯觯傮w上高薪酬差距區(qū)間的公司數(shù)量呈現(xiàn)遞增趨勢(shì)，低薪酬差距區(qū)間的公司數(shù)量呈現(xiàn)遞減趨勢(shì)，不同年份外部薪酬差距區(qū)間分布具有一定差異。高于薪酬差距門限值的企業(yè)占比最低為2009年的4.85%，最高為2015年的6.92%，增加了將近一半。這意味著，對(duì)上市公司外部薪酬差距僅按以往研究的均值或中值分組是不合理的。

表7 2009～2016年外部薪酬差距各區(qū)間公司分布單位：家

4.門檻回歸結(jié)果。表8 分別報(bào)告了門限面板模型、穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤固定效應(yīng)兩種模型回歸結(jié)果，以考察外部薪酬差距激勵(lì)作用的門限效應(yīng)。從表8 外部薪酬差距的回歸系數(shù)及t 值可以看出，外部薪酬差距的激勵(lì)作用具有顯著的門限效應(yīng)，其回歸系數(shù)在不同的外部薪酬差距區(qū)間差異明顯。當(dāng)外部薪酬差距低于門限值（2.6458）時(shí)，兩個(gè)模型中Mgap1 回歸系數(shù)估計(jì)值均為0.009 且在1%的水平上顯著；而當(dāng)外部薪酬差距高于門限值（2.6458）時(shí)，兩個(gè)模型中Mgap1 回歸系數(shù)估計(jì)值雖然仍在1%水平上顯著為正，但估計(jì)值下降至0.005。這表明低薪酬差距區(qū)間高管外部薪酬差距對(duì)企業(yè)績(jī)效的激勵(lì)效應(yīng)比高薪酬差距區(qū)間高管外部薪酬差距對(duì)企業(yè)績(jī)效的激勵(lì)效應(yīng)高出80%，即高管外部薪酬差距在門限值（2.6458）兩側(cè)對(duì)企業(yè)績(jī)效的激勵(lì)效應(yīng)存在不對(duì)稱性。

由于本文重點(diǎn)關(guān)注的是外部薪酬差距對(duì)投資效率的激勵(lì)效應(yīng)是否也具有非對(duì)稱性，本文采用前文確定的外部薪酬差距的門限值（2.6458）將研究樣本分為兩組：第一組（Mgap1＞2.6458）和第二組（Mgap1≤2.6458）進(jìn)行分段回歸。為了更清晰地考察二者之間Mgap1 系數(shù)之間的差異是否具有顯著性，本文還根據(jù)已確定的外部薪酬差距的門限值（2.6458），采用引入虛擬變量的方法，在模型中引入虛擬變量Low（如果Mgap1≤2.6458，Low=1，否則Low=0），添加虛擬變量Low 和Mgap1 的交乘項(xiàng)進(jìn)行回歸。表9 報(bào)告了被解釋變量為投資效率的回歸結(jié)果。

表8 門限面板模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

由表9第（1）列可以看出，當(dāng)外部薪酬差距低于門限值（2.6458）時(shí)，Mgap1回歸系數(shù)估計(jì)值為0.018且在1%水平上顯著；而當(dāng)外部薪酬差距高于門限值（2.6458）時(shí)，Mgap1 回歸系數(shù)估計(jì)值雖然也在1%水平上顯著為正，但系數(shù)估計(jì)值大幅下降至0.012。這表明低薪酬差距區(qū)間外部薪酬差距對(duì)投資效率的正向效應(yīng)比高薪酬差距區(qū)間外部薪酬差距對(duì)投資效率的正向效應(yīng)高出50%，也就是說，當(dāng)外部薪酬差距擴(kuò)大到超出門限值（2.6458）后，高管薪酬差距擴(kuò)大產(chǎn)生的負(fù)面影響增加，薪酬差距更多地表現(xiàn)為高管權(quán)力的產(chǎn)物，因而外部薪酬差距的激勵(lì)效應(yīng)表現(xiàn)出邊際遞減規(guī)律，外部薪酬差距的激勵(lì)效應(yīng)大幅減弱。表9 第（2）列Mgap1×Low 的回歸系數(shù)為0.025 且在1%水平上顯著為正，更為直觀地說明高、低薪酬差距Mgap1 的激勵(lì)效果差異明顯。研究結(jié)果意味著高管外部薪酬差距在門限值（2.6458）兩側(cè)對(duì)投資效率的正向效應(yīng)具有不對(duì)稱性，驗(yàn)證了假設(shè)2。

本文的研究表明，外部薪酬差距對(duì)企業(yè)投資效率和公司業(yè)績(jī)的影響是一致的，這說明本文關(guān)于外部薪酬差距激勵(lì)效果的結(jié)論是具有說服力的。隨著高管外部薪酬差距的擴(kuò)大，高管能力得到企業(yè)投資者的認(rèn)可，有效激發(fā)了高管的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)，促使其更加努力工作，企業(yè)投資效率和公司業(yè)績(jī)由此得到大幅提升。當(dāng)外部薪酬差距達(dá)到臨界值（2.6458）時(shí)，外部薪酬差距對(duì)公司高管的激勵(lì)作用達(dá)到最大，而外部薪酬差距超過臨界值（2.6458）之后高管外部薪酬差距的激勵(lì)作用呈現(xiàn)出邊際遞減規(guī)律，降低了企業(yè)投資效率和企業(yè)績(jī)效提升的速度。同時(shí)，由表1的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，當(dāng)前我國(guó)高管外部薪酬差距平均值僅為1.084，雖然當(dāng)高管薪酬差距達(dá)到均值時(shí)，其對(duì)企業(yè)投資效率具有一定的正向作用，但離最優(yōu)點(diǎn)2.6458 相去甚遠(yuǎn)，這意味著就本文搜集的A 股上市公司樣本數(shù)據(jù)而言，我國(guó)上市公司高管外部薪酬差距還存在進(jìn)一步擴(kuò)大的空間。當(dāng)前政府在制定和推行國(guó)有企業(yè)高管限薪政策時(shí)，不宜“一刀切”，應(yīng)在現(xiàn)行政策的基礎(chǔ)上，允許部分能力強(qiáng)、貢獻(xiàn)大的企業(yè)高管獲得較高薪酬，拉開與外部同行的薪酬差距，否則有可能出現(xiàn)高管激勵(lì)不足。

表9 模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證上述研究結(jié)論的可靠性，本文還采取了以下方法進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)試：

（一）重新估算投資效率

本文還分別采用上年的托賓Q 值（TobinQ）和賬面市值比（B/M）來衡量投資機(jī)會(huì)，重新運(yùn)行投資效率測(cè)度模型（1），得到新的投資效率指標(biāo)，再采用已估算出的外部薪酬差距臨界值（2.6458），重新運(yùn)行模型（4）分段回歸，估計(jì)結(jié)果如表10所示。從表10可以看出，無論是采用TobinQ 還是采用B/M 測(cè)算出的投資效率指標(biāo)作為因變量時(shí)，低薪酬差距區(qū)間的Mgap1 的回歸系數(shù)都明顯高于高薪酬差距區(qū)間的Mgap1 的回歸系數(shù)，而且這種差異是顯著的，進(jìn)一步支持了假設(shè)2。

（二）重新估算外部薪酬差距門限值

為了確保外部薪酬差距的臨界值不會(huì)因業(yè)績(jī)指標(biāo)的選取不同而出現(xiàn)較大差異，本文還采用凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為企業(yè)業(yè)績(jī)的衡量指標(biāo)，重新采用模型（3）測(cè)算外部薪酬差距的臨界值，結(jié)果得到單一門限值2.6403 在10%水平上顯著，與之前使用總資產(chǎn)收益率（ROA）測(cè)算的外部薪酬差距臨界值差別不大。再采用已估算出的外部薪酬差距臨界值（2.6403），重新運(yùn)行模型（4）分段回歸，估計(jì)結(jié)果也支持了假設(shè)2，這進(jìn)一步驗(yàn)證了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。限于篇幅，不再單獨(dú)報(bào)告。

表10 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

六、研究結(jié)論和啟示

本文以企業(yè)高管薪酬均值為參照點(diǎn)，利用2009～2016年824家A股上市公司的面板數(shù)據(jù)，采用兩種非線性模型，探討不同區(qū)間外部薪酬差距對(duì)投資效率產(chǎn)生的不同影響，研究發(fā)現(xiàn)：高管外部薪酬差距與投資效率呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，并且高管外部薪酬差距的激勵(lì)作用存在顯著的門限效應(yīng)；外部薪酬差距在一定區(qū)間范圍內(nèi)有助于顯著提高投資效率，但這種激勵(lì)效應(yīng)不具有持續(xù)性；過高的外部薪酬差距很大程度上歸因于高管權(quán)力而非能力，因而對(duì)投資效率的激勵(lì)作用大幅減弱。

本文的研究結(jié)論具有一定的理論意義和政策啟示：本文采用兩種非線性模型清晰刻畫了高管外部薪酬差距與投資效率之間的非線性特征，豐富了已有研究文獻(xiàn)；通過測(cè)算找到外部薪酬差距的結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)并通過分析發(fā)現(xiàn)，總體而言，我國(guó)上市公司高管外部薪酬差距不是過大，而是偏小。因此，企業(yè)在制定高管薪酬方案時(shí)，要允許部分能力強(qiáng)、貢獻(xiàn)大的企業(yè)高管獲得較高薪酬，適當(dāng)拉開與外部同行的薪酬差距，否則有可能出現(xiàn)高管激勵(lì)不足。本文的研究結(jié)論為薪酬制度改革提供了理論依據(jù)和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，要想發(fā)揮外部薪酬差距的激勵(lì)效果，應(yīng)充分發(fā)揮經(jīng)理人市場(chǎng)的市場(chǎng)自主調(diào)節(jié)作用，減少政府行政干預(yù)，合理利用人才資源，才能有效降低高管激勵(lì)不足和激勵(lì)過度的風(fēng)險(xiǎn)，將高管人才資源真正轉(zhuǎn)化為企業(yè)發(fā)展的動(dòng)力。

需要指出的是，本文的高管薪酬只考慮了貨幣薪酬，而未考慮股票期權(quán)等更能有效激勵(lì)高管人才的股權(quán)激勵(lì)薪酬，因而測(cè)算的外部薪酬差距臨界值可能存在偏差。另外，本文采用門限面板模型測(cè)算的外部薪酬差距臨界值，沒有區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異，從而沒有進(jìn)一步分析不同性質(zhì)企業(yè)外部薪酬差距的影響。本文的這些不足，可以作為今后繼續(xù)研究的方向。