連鎖董事網(wǎng)絡(luò)位置、聯(lián)結(jié)強(qiáng)度對高管薪酬粘性的治理：促進(jìn)還是抑制?

李洋,2 汪平 張丁

(1.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，北京 100070； 2.四川師范大學(xué) 商學(xué)院，四川 成都 610101)

一、引言

2017年底恒大集團(tuán)以1 500萬元的年薪聘經(jīng)濟(jì)分析師任澤平擔(dān)任首席經(jīng)濟(jì)學(xué)家，其能否成就集團(tuán)戰(zhàn)略擔(dān)當(dāng)還有待觀察，但此事件將高管“天價(jià)薪酬”再一次推向風(fēng)口浪尖。據(jù)Wind資訊數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，2017年共有3 477家A股上市公司披露了高管薪酬情況，高管共計(jì)領(lǐng)取薪酬約236億元，較去年增長近10%，其中泛?？毓珊椭袊桨驳母吖苄匠昕傤~分別以1.26億元和1.23億元高居前兩位；高管年薪在100萬元以上的有4 987位，500萬元以上的有148位，1 000萬元以上的有13位，方大特鋼董事鐘崇武以超過4 000萬元的年薪蟬聯(lián)榜首。但與此形成鮮明對比的是，約70%的公司出現(xiàn)薪酬業(yè)績“倒掛現(xiàn)象”，其業(yè)績增速逐年減緩，不良資產(chǎn)率持續(xù)上升。盡管2009年、2015年國家分別出臺了針對央企的限薪令，但現(xiàn)實(shí)效果并不樂觀，薪酬與業(yè)績的不對稱性日益凸顯[1]，2012-2016年國企高管薪酬的年均增速為2.64%，民企更是高達(dá)100.7%。在市場環(huán)境低迷、企業(yè)業(yè)績受挫的經(jīng)濟(jì)背景下，高管薪酬不降反升，或是降薪幅度遠(yuǎn)低于業(yè)績下滑幅度，出現(xiàn)了明顯的粘性特征[2]。如果業(yè)績不再是決定薪酬的主要因素，那背后的原因究竟是什么？又如何去探尋有效的治理路徑？

董事會(huì)作為薪酬契約的設(shè)計(jì)者，負(fù)有激勵(lì)與監(jiān)督的雙重責(zé)任[3]，薪酬業(yè)績不匹配現(xiàn)象，實(shí)則董事會(huì)和管理層在薪酬談判的博弈中不作為的表現(xiàn)，由此引發(fā)的薪酬粘性問題，在某種程度上意味著董事會(huì)傳統(tǒng)的“單打獨(dú)斗”職能已經(jīng)無法滿足經(jīng)濟(jì)環(huán)境轉(zhuǎn)型及高質(zhì)量發(fā)展的需求[4]。我國企業(yè)正處在“關(guān)系型社會(huì)”的制度背景中，現(xiàn)代企業(yè)間通過連鎖董事、交叉持股、高管兼任等構(gòu)造了錯(cuò)綜復(fù)雜的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，連鎖董事個(gè)體同時(shí)任職于不同公司董事會(huì)而形成的董事聯(lián)結(jié)關(guān)系[5-6]，成為了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)體系的主要形式。作為一種重要的信息傳導(dǎo)路徑與資源共享平臺，董事聯(lián)結(jié)能夠在很大程度上彌補(bǔ)正式制度的缺陷，其信息媒介功能已在多個(gè)角度得到證實(shí)，包括并購目標(biāo)選擇[7]、投資效率[8]、信息披露質(zhì)量[9]、股價(jià)聯(lián)動(dòng)[10]、盈余操作行為[11]、管理層過度自信[12]、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)[13]、研發(fā)投入[14]、創(chuàng)新績效[15]、財(cái)務(wù)總監(jiān)執(zhí)行力[16]等。Larcker等(2010)[17]則認(rèn)為，連鎖董事在高管薪酬領(lǐng)域更加具有解釋力，通過緩解信息不對稱能為薪酬體系的優(yōu)化提供積極的戰(zhàn)略信息。洪峰(2015)[18]也指出，基于薪酬契約視角的分析能夠更直接地驗(yàn)證董事網(wǎng)絡(luò)的治理效應(yīng)。但當(dāng)前針對董事聯(lián)結(jié)與高管薪酬粘性的研究尚屬起步階段，因此，本文試圖回答以下問題：連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對高管薪酬粘性的作用機(jī)理是什么？其網(wǎng)絡(luò)位置促進(jìn)還是抑制了薪酬粘性？其聯(lián)結(jié)強(qiáng)度如何調(diào)節(jié)網(wǎng)絡(luò)位置與薪酬粘性之間的關(guān)系？其治理效果在不同的控股環(huán)境下是否存在顯著差異？

本文的主要?jiǎng)?chuàng)新點(diǎn)如下：一是前學(xué)界主要從網(wǎng)絡(luò)中心度的視角研究董事聯(lián)結(jié)的治理效應(yīng)，本研究另辟蹊徑，引入聯(lián)結(jié)強(qiáng)度這一現(xiàn)實(shí)且普遍的情境因素，從網(wǎng)絡(luò)位置、聯(lián)結(jié)強(qiáng)度兩個(gè)層面檢驗(yàn)董事網(wǎng)絡(luò)對于高管薪酬粘性的作用路徑，豐富了相關(guān)的研究文獻(xiàn)；二是基于弱聯(lián)結(jié)優(yōu)勢理論，本文深入剖析董事網(wǎng)絡(luò)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，明確區(qū)分內(nèi)外部董事之間不同聯(lián)結(jié)關(guān)系的強(qiáng)弱，分別從董事層面與公司層面提出聯(lián)結(jié)強(qiáng)度的計(jì)量方法，簡單易懂且操作性強(qiáng)，有助于后續(xù)研究的推廣應(yīng)用；三是以往研究大都肯定董事聯(lián)結(jié)的積極效應(yīng)，卻鮮有學(xué)者提及其消極影響，本文發(fā)現(xiàn)不同的聯(lián)結(jié)強(qiáng)度和異質(zhì)的控股環(huán)境，對董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性的關(guān)系呈現(xiàn)出正反兩面的雙重調(diào)節(jié)效應(yīng)，為進(jìn)一步界定連鎖董事網(wǎng)絡(luò)的治理機(jī)制提供了新的研究視角和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性

高管薪酬粘性的研究始于上世紀(jì)末，Jackson等(2008)[19]將其定義為，隨業(yè)績上升而增加的邊際薪酬大于隨業(yè)績下降而減少的邊際薪酬，薪酬在業(yè)績波動(dòng)時(shí)呈現(xiàn)出向上的彈性和向下的剛性。方軍雄(2009)[20]指出我國上市公司的薪酬業(yè)績敏感性并不對稱，高管薪酬的粘性特征普遍存在，這一觀點(diǎn)隨后也得到了諸多學(xué)者的證實(shí)[21-23]。接連曝光的薪酬業(yè)績不匹配亂象急需尋找新的突破口，而董事會(huì)獨(dú)立性對于薪酬契約的治理機(jī)制開始進(jìn)入學(xué)界視野。早期關(guān)于董事會(huì)與高管薪酬的文獻(xiàn)，大都從個(gè)人特征和構(gòu)成角度出發(fā)，包括董事的年齡、學(xué)歷、專長、政治及技術(shù)背景，或董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、董事長與總經(jīng)理兩職合一等方面[24-26]，卻忽視了董事會(huì)從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中獲取的信息、權(quán)力、資源對于薪酬契約的影響。陳運(yùn)森等(2012)[27]認(rèn)為，董事會(huì)成員的個(gè)體屬性特征既是自主行為，更是嵌入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的互動(dòng)行為，董事聯(lián)結(jié)在高管薪酬契約的方案設(shè)計(jì)、激勵(lì)體系、監(jiān)督機(jī)制等方面能夠形成更為積極的治理作用。而為數(shù)不多的關(guān)于董事網(wǎng)絡(luò)與高管薪酬的研究，主要在薪酬激勵(lì)[28-29]、薪酬契約比較[30]、超額薪酬[18]、CEO薪酬[31-32]等方面展開，目前還尚未涉及高管薪酬粘性問題。

董事聯(lián)結(jié)作為一種特殊的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，價(jià)值在于鑲嵌在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的由聲譽(yù)、信息和知識、戰(zhàn)略資源三種類型所構(gòu)成的社會(huì)資本[33]，能夠?yàn)槁?lián)結(jié)企業(yè)相互獲取異質(zhì)信息、有效利用稀缺資源提供重要平臺。連鎖董事分別在不同的企業(yè)董事會(huì)任職，每個(gè)董事的網(wǎng)絡(luò)位置不一致，任職的企業(yè)數(shù)量越多，代表董事所處的網(wǎng)絡(luò)中心度越高。董事越靠近社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的中心位置，在不同企業(yè)之間的聯(lián)結(jié)關(guān)系就越廣，信息傳遞的機(jī)會(huì)與渠道就越多，對網(wǎng)絡(luò)中資源的控制力和對其他企業(yè)的影響程度相對更大，擁有的社會(huì)資本也就越多，進(jìn)而導(dǎo)致其治理動(dòng)機(jī)與治理能力產(chǎn)生了差異。就治理動(dòng)機(jī)而言，處于網(wǎng)絡(luò)中心位置的董事能夠獲得更高的社會(huì)聲譽(yù)感和職業(yè)認(rèn)同感，參與公司治理的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)，在薪酬談判的博弈中會(huì)力爭取得更大的話語權(quán)，對于薪酬業(yè)績倒掛現(xiàn)象能夠更為客觀、獨(dú)立地發(fā)揮監(jiān)督作用，進(jìn)而有效抑制高管薪酬粘性。就治理能力而言，處于網(wǎng)絡(luò)中心位置的董事從其兼任企業(yè)中可以得到更為豐富的薪酬激勵(lì)知識，既有獎(jiǎng)勵(lì)績效、福利狀況、薪酬水平等顯性知識，又有監(jiān)管機(jī)制、設(shè)計(jì)方案等隱性知識[1]。這些信息通過董事網(wǎng)絡(luò)在聯(lián)結(jié)企業(yè)中及時(shí)傳播并相互借鑒，還能保持有效的準(zhǔn)確度與較高的影響力，能夠?qū)π匠昶跫s的優(yōu)化與薪酬粘性的監(jiān)管起到積極的治理效應(yīng)?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)1。

H1限定其他條件，董事網(wǎng)絡(luò)位置對高管薪酬粘性具有負(fù)向影響，即董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，高管薪酬粘性越弱。

(二)聯(lián)結(jié)強(qiáng)度對董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性的調(diào)節(jié)效應(yīng)

Granovetter(1973)[34]創(chuàng)立的弱聯(lián)結(jié)優(yōu)勢理論，從認(rèn)識時(shí)間長短、互動(dòng)頻率、親密程度、互惠交互程度等維度考察社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中聯(lián)結(jié)關(guān)系的強(qiáng)弱。弱聯(lián)結(jié)一般建立在社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征不同的個(gè)體之間，產(chǎn)生的信息具有互補(bǔ)性和異質(zhì)性；強(qiáng)聯(lián)結(jié)通常建立在社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征近似的個(gè)體之間，產(chǎn)生的信息具有冗余性和同質(zhì)性[35]。基于董事職務(wù)的具體性質(zhì)，董事網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)可以分為外部(獨(dú)立)董事與內(nèi)部(執(zhí)行)董事。外部董事往往為高校教授、協(xié)會(huì)領(lǐng)導(dǎo)或會(huì)計(jì)、法律、技術(shù)等專業(yè)人士，一般通過董事會(huì)會(huì)議、專業(yè)委員會(huì)會(huì)議及私下交流進(jìn)行溝通，其治理作用主要靠聲譽(yù)來維系，互惠交互程度較低，掌握的資源和信息更加具有異質(zhì)性、多元化的特征，屬于弱聯(lián)結(jié)關(guān)系。內(nèi)部董事隸屬企業(yè)內(nèi)部成員且大都是高級管理層，認(rèn)識時(shí)間長、互動(dòng)頻率高、接觸機(jī)會(huì)多，相互聯(lián)結(jié)時(shí)獲得的信息和知識同質(zhì)化程度高，屬于強(qiáng)聯(lián)結(jié)關(guān)系。本文根據(jù)聯(lián)結(jié)強(qiáng)度來界定董事網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)，外部董事弱聯(lián)結(jié)包括外部董事之間、外部董事與內(nèi)部董事之間(即至少一方為外部董事)形成的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)只包括內(nèi)部董事之間形成的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，這與陳仕華等(2013)[36]對內(nèi)、外部聯(lián)結(jié)關(guān)系的劃分標(biāo)準(zhǔn)[注]陳仕華等(2013)認(rèn)為，外部董事聯(lián)結(jié)是指僅由獨(dú)立董事形成的董事聯(lián)結(jié)關(guān)系；內(nèi)部董事聯(lián)結(jié)是指由至少一方是非獨(dú)立董事形成的董事聯(lián)結(jié)關(guān)系。這與本文對內(nèi)外部董事聯(lián)結(jié)的界定標(biāo)準(zhǔn)存在明顯的差異。有所不同。

弱聯(lián)結(jié)優(yōu)勢理論認(rèn)為，外部董事占據(jù)了董事網(wǎng)絡(luò)中的大部分弱聯(lián)結(jié)關(guān)系，通過獲取網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)中更為豐富的社會(huì)資本，不僅扮演著關(guān)鍵結(jié)點(diǎn)與“橋”連接的核心角色，也掌握了稀缺資源的交換、借用和攫取，在異質(zhì)信息的傳遞過程中起到了主導(dǎo)作用。而且，Bizjak等(2009)[5]還發(fā)現(xiàn)外部董事弱聯(lián)結(jié)網(wǎng)絡(luò)廣泛存在著模仿效應(yīng)，即作為有限理性的決策者更偏好聯(lián)結(jié)企業(yè)的信息，會(huì)促進(jìn)彼此之間薪酬標(biāo)準(zhǔn)和激勵(lì)機(jī)制的效仿，引導(dǎo)聯(lián)結(jié)企業(yè)具有基礎(chǔ)特征的趨同性。聯(lián)結(jié)企業(yè)既可以共享董事網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部重要的信息和資源，還會(huì)相互交流、彼此模仿有關(guān)薪酬方案的可靠信息，因此，外部董事弱聯(lián)結(jié)強(qiáng)化了董事網(wǎng)絡(luò)中心度對于高管薪酬粘性的約束力。內(nèi)部董事大都滲透進(jìn)企業(yè)的管理層，和高管之間界限比較模糊，網(wǎng)絡(luò)中心度的流動(dòng)性往往偏低，異質(zhì)信息的傳播力與核心知識的效仿力相對不足，屬于較為孤立的個(gè)體和“被動(dòng)接受”的網(wǎng)絡(luò)位置，不僅無法有效抑制管理層的權(quán)利膨脹，反而為其構(gòu)建了一種防御機(jī)制。此時(shí)薪酬體系變成高管謀求自身福利的常規(guī)手段，薪酬契約反而成為股東和董事會(huì)之間一種新的代理問題[37]，因此，內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)弱化了董事網(wǎng)絡(luò)中心度對于高管薪酬粘性的約束力?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)2。

H2限定其他條件，董事聯(lián)結(jié)強(qiáng)度對董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性之間關(guān)系呈現(xiàn)差異化的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H2a外部董事弱聯(lián)結(jié)促進(jìn)了董事網(wǎng)絡(luò)位置對高管薪酬粘性的負(fù)向影響。

H2b內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)抑制了董事網(wǎng)絡(luò)位置對高管薪酬粘性的負(fù)向影響。

三、變量設(shè)計(jì)與模型構(gòu)建

(一)變量設(shè)計(jì)

1.被解釋變量：高管薪酬粘性值

目前高管薪酬粘性的研究方法，大都基于企業(yè)業(yè)績連續(xù)變量與業(yè)績變動(dòng)虛擬變量(業(yè)績下降為1，否則為0)的交互項(xiàng)建立回歸模型，通過對比模型的回歸系數(shù)來檢驗(yàn)薪酬粘性[20]。這種做法只能判定薪酬粘性的存在與否，無法直接擬合出具體的變量值進(jìn)行交叉研究。本文借鑒步丹璐等(2013)[38]的做法，首先通過前后年度高管薪酬變動(dòng)率與企業(yè)業(yè)績變動(dòng)率的比值得到薪酬業(yè)績敏感性，然后計(jì)算業(yè)績上升年度的敏感性均值與業(yè)績下降年度的敏感性均值之差，即可求出高管薪酬粘性值。該方法能夠直接觀測出高管薪酬在業(yè)績上升時(shí)的增加幅度比業(yè)績下降時(shí)的減少幅度平均高出的百分點(diǎn)，不僅更契合高管薪酬粘性的基本定義，而且還能作為本文被解釋變量的數(shù)據(jù)來源，計(jì)算公式為

(1)

其中，D=i表示企業(yè)業(yè)績的升降，i=0即業(yè)績上升，i=1即業(yè)績下降；t為第t年度；Pay表示高管(不包括董事和監(jiān)事)薪酬，以薪酬排名前三高管的年度貨幣薪酬總額來衡量；(Payt-Payt-1)/Payt-1表示高管薪酬變動(dòng)率；NI表示企業(yè)業(yè)績，以凈利潤來衡量；(NIt-NIt-1)/NIt-1表示企業(yè)業(yè)績變動(dòng)率。

2.解釋變量：董事網(wǎng)絡(luò)位置

為了衡量每位連鎖董事所處的網(wǎng)絡(luò)位置對其獲取信息和資源能力大小的影響程度，本文借鑒社會(huì)網(wǎng)絡(luò)理論中的中心度分析法[39]，選取了程度中心度Degree、中介中心度Betweenness作為代理變量。程度中心度反映某位董事和其他董事發(fā)生直接聯(lián)結(jié)關(guān)系的數(shù)量之和；中介中心度反映某位董事控制其他董事聯(lián)系路徑的程度。這兩個(gè)指標(biāo)的計(jì)算方法已在國內(nèi)多篇文獻(xiàn)[6, 15, 28]中出現(xiàn)，這里不再贅述，具體的處理步驟如下。

3.調(diào)節(jié)變量：董事聯(lián)結(jié)強(qiáng)度

謝德仁等(2012)[6]曾運(yùn)用弱聯(lián)結(jié)優(yōu)勢理論對董事聯(lián)結(jié)強(qiáng)度做了定義與分類，但并未涉及具體的計(jì)量方法，也沒有從公司層面進(jìn)行探討。陳仕華等(2013)[36]在研究董事聯(lián)結(jié)對并購目標(biāo)公司選擇的影響時(shí)，使用虛擬變量來衡量內(nèi)外部董事的聯(lián)結(jié)關(guān)系，該做法只是模糊地考察了聯(lián)結(jié)關(guān)系的不同類型，而不能真正反映董事網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部的基本構(gòu)架與強(qiáng)度大小。至此，以后的學(xué)者就沒有再觸及董事聯(lián)結(jié)強(qiáng)度的計(jì)量問題。

本文認(rèn)為，董事聯(lián)結(jié)強(qiáng)度的計(jì)量需要深入剖析董事網(wǎng)絡(luò)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，明確區(qū)分外部董事之間、外部董事與內(nèi)部董事之間，以及內(nèi)部董事之間的具體聯(lián)結(jié)關(guān)系。為了清晰界定董事網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部的各類關(guān)系，本文通過圖1進(jìn)行說明，分別從董事層面與公司層面來介紹計(jì)量方法。其中，虛線表示外部董事之間、外部董事與內(nèi)部董事之間的弱聯(lián)結(jié)關(guān)系，實(shí)線表示內(nèi)部董事之間的強(qiáng)聯(lián)結(jié)關(guān)系，▲表示外部(獨(dú)立)董事Oi，●表示內(nèi)部(執(zhí)行)董事Ii。

就董事層面來說，以外部董事O1為例，他同時(shí)在A、B、C、D四家公司兼任獨(dú)立董事，與A公司有2條聯(lián)結(jié)數(shù)，與B公司有3條聯(lián)結(jié)數(shù)，與C公司有4條聯(lián)結(jié)數(shù)，與D公司有6條聯(lián)結(jié)數(shù)，共計(jì)15條聯(lián)結(jié)數(shù)。但由于O1與O3同時(shí)在C、D公司董事會(huì)任職，只能算1條聯(lián)結(jié)數(shù)，所以O(shè)1的最終聯(lián)結(jié)數(shù)應(yīng)為14條，而且都是弱聯(lián)結(jié)關(guān)系。而內(nèi)部董事ID1由于只在D公司內(nèi)部任職，僅與D公司有6條聯(lián)結(jié)數(shù)，其中，與內(nèi)部董事ID2、ID3、ID4之間形成的是3條強(qiáng)聯(lián)結(jié)數(shù)，與外部董事O1、O3、O4之間形成的是3條弱聯(lián)結(jié)數(shù)。通過比較O1和ID1的聯(lián)結(jié)強(qiáng)度可知，O1擁有了更為廣泛化、異質(zhì)性的信息和資源，其公司決策行為必然具有更加積極的治理效應(yīng)。

就公司層面來說，A公司董事會(huì)有1個(gè)外部董事，2個(gè)內(nèi)部董事，O1分別和IA1、IA2形成了2條弱聯(lián)結(jié)數(shù)(內(nèi)外)，IA1和IA2形成了1條強(qiáng)聯(lián)結(jié)數(shù)(內(nèi)內(nèi))。B公司董事會(huì)有2個(gè)外部董事，2個(gè)內(nèi)部董事，O1和O2形成了1條弱聯(lián)結(jié)數(shù)(外外)，O1、O2分別和IB1、IB2兩兩形成了4條弱聯(lián)結(jié)數(shù)(內(nèi)外)，IB1和IB2形成了1條強(qiáng)聯(lián)結(jié)數(shù)(內(nèi)內(nèi))。以此類推，D公司的O1、O3、O4之間兩兩形成了3條弱聯(lián)結(jié)數(shù)(外外)，O1、O3、O4分別和ID1、ID2、ID3、ID4兩兩形成了12條弱聯(lián)結(jié)數(shù)(內(nèi)外)，ID1、ID2、ID3、ID4之間兩兩形成了6條強(qiáng)聯(lián)結(jié)數(shù)(內(nèi)內(nèi))。

圖1 董事聯(lián)結(jié)強(qiáng)度關(guān)系圖(公司層面)

本文著重考察公司層面的董事聯(lián)結(jié)強(qiáng)度。根據(jù)圖1中各類聯(lián)結(jié)關(guān)系的推導(dǎo)過程可以看出，外部董事之間的弱聯(lián)結(jié)數(shù)實(shí)際表現(xiàn)為一個(gè)等差數(shù)列，計(jì)算公式為

(2)

其中，m表示某企業(yè)董事網(wǎng)絡(luò)中外部董事的人數(shù)。

外部董事與內(nèi)部董事之間的弱聯(lián)結(jié)數(shù)是兩類董事人數(shù)的乘積，計(jì)算公式為

strength_out_in=m·n

(3)

其中，n表示某企業(yè)董事網(wǎng)絡(luò)中內(nèi)部董事的人數(shù)。

外部董事弱聯(lián)結(jié)數(shù)即是外外聯(lián)結(jié)數(shù)與內(nèi)外聯(lián)結(jié)數(shù)之和，計(jì)算公式為

(4)

與外部董事之間的弱聯(lián)結(jié)數(shù)同理，內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)數(shù)也表現(xiàn)為一個(gè)等差數(shù)列，計(jì)算公式為

(5)

4.控制變量

控制變量的選擇依據(jù)為前人已經(jīng)證實(shí)對高管薪酬粘性產(chǎn)生影響的因素，包括公司規(guī)模、杠桿水平、公司成長性等財(cái)務(wù)特征變量，以及兩職兼任、獨(dú)立董事比例、高管持股比例等治理特征變量。同時(shí)，由于我國不同地區(qū)的薪酬水平與粘性程度具有較大差異，通過公司注冊地控制了區(qū)域發(fā)展失衡的問題。此外，為了降低行業(yè)和宏觀因素的影響，還選取了行業(yè)虛擬變量與年度虛擬變量。本文的研究變量在表1中詳細(xì)列示。

表1 研究變量設(shè)計(jì)與說明

類型名稱代碼計(jì)算方法被解釋變量高管薪酬粘性ECS企業(yè)業(yè)績上升時(shí)和下降時(shí)各自的薪酬業(yè)績敏感性均值之差解釋變量(網(wǎng)絡(luò)位置)程度中心度Degree某位董事和其他董事發(fā)生直接聯(lián)結(jié)關(guān)系的數(shù)量之和,取均值中介中心度Betweenness某位董事控制其他董事聯(lián)系路徑的程度,取均值調(diào)節(jié)變量(聯(lián)結(jié)強(qiáng)度)外部董事弱聯(lián)結(jié)Strength_out外部董事之間、外部董事與內(nèi)部董事之間的聯(lián)結(jié)數(shù)之和內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)Strength_in內(nèi)部董事之間的聯(lián)結(jié)數(shù)控制變量公司規(guī)模Size總資產(chǎn)的自然對數(shù)杠桿水平Lev總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值公司成長性Growth營業(yè)收入增長率兩職兼任Duality董事長與總經(jīng)理是否為同一人,是為1,否為0獨(dú)立董事比例Indep獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)成員總數(shù)的比例高管持股比例Holding高管持股數(shù)占總股數(shù)的比例公司注冊地East注冊地是否在東部,是為1,否為0Central注冊地是否在中部,是為1,否為0West注冊地是否在西部,是為1,否為0行業(yè)Industry依據(jù)2012年證監(jiān)會(huì)《上市公司分類與代碼》設(shè)置行業(yè)虛擬變量,制造業(yè)按二級代碼分類,其他行業(yè)按一級代碼分類年度Year依據(jù)樣本區(qū)間的范圍(2013-2017)設(shè)置年度虛擬變量

(二)模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證假設(shè)1，本文構(gòu)建多元回歸模型(6)。Netcen表示董事網(wǎng)絡(luò)位置變量，包括程度中心度Degree、中介中心度Betweenness。Netcen的回歸系數(shù)β1表示董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性之間的相關(guān)性。根據(jù)假設(shè)1，若董事網(wǎng)絡(luò)中心度對高管薪酬粘性具有負(fù)向影響，則Netcen的系數(shù)β1應(yīng)顯著為負(fù)。

ECS=β0+β1×Netcen+βi×Control+ΣIND+ΣYear+ε

(6)

為了驗(yàn)證假設(shè)2，本文構(gòu)建多元回歸模型(7)。Strength表示董事聯(lián)結(jié)強(qiáng)度變量，包括外部董事弱聯(lián)結(jié)Strength_out、內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)Strength_in。交互項(xiàng)Netcen×Strength的回歸系數(shù)β3表示聯(lián)結(jié)強(qiáng)度對董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。根據(jù)假設(shè)2，若外部董事弱聯(lián)結(jié)促進(jìn)了網(wǎng)絡(luò)中心度與高管薪酬粘性的負(fù)相關(guān)性，則Netcen×Strength_out的系數(shù)β3應(yīng)顯著為負(fù)；若內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)抑制了網(wǎng)絡(luò)中心度與高管薪酬粘性的負(fù)相關(guān)性，則Netcen×Strength_in的系數(shù)β3應(yīng)顯著為正。

ECS=β0+β1×Netcen+β2×Strength+β3×Netcen×Strength+βi×Control+ΣIND+ΣYear+ε

(7)

四、樣本數(shù)據(jù)與統(tǒng)計(jì)描述

(一)樣本數(shù)據(jù)

本文從CSMAR數(shù)據(jù)庫中選擇2013—2017年滬市A股全部非金融類上市公司作為初始研究樣本，因?yàn)楸唤忉屪兞可婕暗男匠曜儎?dòng)與業(yè)績變動(dòng)要進(jìn)行前后年度的數(shù)據(jù)對比，所以其時(shí)限區(qū)間為2012—2017年。首先，剔除ST類、終止上市、上市年度不足考察年限及董事個(gè)人資料缺失的樣本，如果只是個(gè)別指標(biāo)的缺失，則盡量從其他數(shù)據(jù)庫及公司年報(bào)中補(bǔ)齊，否則予以剔除。然后，通過以下步驟識別樣本公司的董事聯(lián)結(jié)關(guān)系：(1)搜集董事任職資料作為基礎(chǔ)信息，并篩選出外部董事與內(nèi)部董事計(jì)算聯(lián)結(jié)強(qiáng)度；(2)從姓名、性別、年齡、學(xué)歷、工作經(jīng)歷等方面剔除重名的董事，保證每個(gè)董事的身份獨(dú)一無二；(3)從董事與公司、董事與董事、公司與公司三個(gè)角度，全方位確定是否發(fā)生董事聯(lián)結(jié)關(guān)系，以此構(gòu)建“董事-公司”二維矩陣，再將其分別轉(zhuǎn)化為公司層面的“公司-公司”一維矩陣和董事層面的“董事-董事”一維矩陣。如果樣本公司在考察時(shí)限內(nèi)沒有發(fā)生過董事聯(lián)結(jié)關(guān)系，也予以剔除，最終得到814家公司及4 070個(gè)公司年度觀測值，并對主要連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的Winsorize處理，以消除極端值的影響。此外，采用大型社會(huì)網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)分析軟件Pajek計(jì)算公司層面與董事層面的網(wǎng)絡(luò)中心度，采用Excel計(jì)算公司層面的聯(lián)結(jié)強(qiáng)度，采用Stata14.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

(二)描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示?？梢钥闯觯珽CS的均值為3.719，最大值和最小值分別為469.841、-13.643，標(biāo)準(zhǔn)差高達(dá)10.647，說明高管薪酬在業(yè)績上升時(shí)的增加幅度比業(yè)績下降時(shí)的減少幅度平均高出3.719%，我國上市公司普遍存在薪酬粘性特征，且在不同企業(yè)中差異明顯。此外，還出現(xiàn)了薪酬粘性值小于0，即業(yè)績上升時(shí)薪酬反而下降等特殊情況。本文的公司年度觀測值共計(jì)4 070個(gè)，其中有3 230個(gè)為正，占全樣本的79.36%；有840個(gè)為負(fù)，占全樣本的20.64%，這也說明了“重獎(jiǎng)輕罰”現(xiàn)象在我國上市公司較為普遍。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

變量樣本數(shù)均值標(biāo)準(zhǔn)差最大值最小值中位數(shù)1/4分位數(shù)3/4分位數(shù)ECS4 0703.71910.647469.841-13.6430.7840.0712.788Degree4 0704.9743.23113.70005.0012.4966.998Betweenness4 0700.0040.0030.01600.0030.0020.006Strength_out4 07023.44010.074607211826Strength_in4 07014.3017.746453151015Size4 07022.6281.43726.93819.25922.49821.70323.488Lev4 0700.5180.2020.9400.0920.5190.3700.672Growth4 0700.1620.6645.034-0.6000.051-0.0670.184Duality4 0700.1460.35310000Indep4 0700.3730.5230.5710.3330.3640.3330.400Holding4 0700.0070.0340.2520000

Degree的均值為4.974，標(biāo)準(zhǔn)差為3.231，反映了平均每家上市公司與五家左右的公司聯(lián)結(jié)，董事網(wǎng)絡(luò)在我國已比較盛行，但各企業(yè)之間的聯(lián)結(jié)數(shù)量差異較大。Betweenness的均值為0.003，標(biāo)準(zhǔn)差很小，表明了我國上市公司不同聯(lián)結(jié)關(guān)系對信息流的控制度比較接近，或許也從另一個(gè)角度揭示了目前董事網(wǎng)絡(luò)中的信息流通還缺乏異質(zhì)性和稀缺性。Strength_out的均值為23.440，標(biāo)準(zhǔn)差為10.074，Strength_in的均值為14.301，標(biāo)準(zhǔn)差為7.746，說明外部董事之間、外部董事與內(nèi)部董事之間平均形成了約23條弱聯(lián)結(jié)數(shù)，而內(nèi)部董事之間平均只有約14條強(qiáng)聯(lián)結(jié)數(shù)。該結(jié)果與弱聯(lián)結(jié)優(yōu)勢理論相吻合，即外部董事弱聯(lián)結(jié)占據(jù)了董事網(wǎng)絡(luò)中的大部分優(yōu)勢資源，在異質(zhì)信息的傳遞過程中起到了主導(dǎo)作用。

(三)相關(guān)性分析

主要變量的相關(guān)系數(shù)矩陣如表3所示?？梢钥闯?，ECS與Degree、Betweenness都在1%的水平下顯著負(fù)相關(guān)，而且其系數(shù)值極為接近，說明董事網(wǎng)絡(luò)位置越高，高管薪酬粘性越弱，假設(shè)1得到初步驗(yàn)證。同時(shí)，ECS與Strength_out在5%的水平下顯著負(fù)相關(guān)，與Strength_in在1%的水平下顯著正相關(guān)，初步說明董事聯(lián)結(jié)強(qiáng)弱關(guān)系對高管薪酬粘性具有差異化影響，基本符合前文的預(yù)期，但無法反映聯(lián)結(jié)強(qiáng)度在網(wǎng)絡(luò)位置和薪酬粘性之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，假設(shè)2還需要進(jìn)行后續(xù)檢驗(yàn)。

Degree與Betweenness的相關(guān)系數(shù)為0.728，Strength_out與Strength_in的相關(guān)系數(shù)為0.893，除此之外其余變量間的相關(guān)系數(shù)均在0.5以下。具體分析發(fā)現(xiàn)，兩個(gè)網(wǎng)絡(luò)位置指標(biāo)、兩個(gè)聯(lián)結(jié)強(qiáng)度指標(biāo)之間均具有一定程度的信息重疊，所以分別進(jìn)入不同的模型，對其回歸結(jié)果并無影響。因此，本文所選取的研究變量不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，適合引入模型進(jìn)行回歸分析。

表3 主要變量的pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

變量ECSDegreeBetweennessStrength_outStrength_inSizeLevGrowthDualityIndepHoldingECS1——————————Degree-0.043???1—————————Betweenness-0.042???0.728???1————————Strength_out-0.011??0.188???0.125???1———————Strength_in0.015???0.153???0.097???0.893???1——————Size0.043???0.028???0.175???0.284???0.211???1—————Lev-0.028?0.037??0.042???0.090???0.066???0.187???1————Growth-0.0020.0190.022-0.0030.002-0.0130.0051———Duality0.041???-0.071???-0.033???-0.119???-0.122???-0.108???-0.025-0.0061——Indep0.044???0.013??0.023???-0.145???-0.515???0.094???0.027?-0.0110.063???1—Holding-0.000-0.065???-0.029?-0.045???-0.046???-0.037???-0.049???-0.0030.221???0.027?1

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

五、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

(一)多元回歸分析

本文采用OLS回歸模型進(jìn)行分析，結(jié)果如表4所示。模型(6)為董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性的檢驗(yàn)結(jié)果。兩組回歸中，Netcen都在1%的水平下顯著負(fù)相關(guān)，說明董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，擁有的社會(huì)資本越多，能夠?qū)π匠昶跫s的優(yōu)化起到積極的治理效應(yīng)，高管薪酬粘性也就越弱，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

模型(7)為聯(lián)結(jié)強(qiáng)度對董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。四組回歸中，Netcen都在1%或5%的水平下顯著負(fù)相關(guān)，與模型(6)的結(jié)果基本一致，假設(shè)H1再一次被驗(yàn)證。交互項(xiàng)Degree×Strength_out、Betweenness×Strength_out的回歸系數(shù)都為負(fù)，且至少通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，說明外部董事弱聯(lián)結(jié)能夠憑借更為豐富的社會(huì)資本及彼此之間的模仿效應(yīng)，進(jìn)一步推動(dòng)治理決策和監(jiān)督行為的有效性，強(qiáng)化了網(wǎng)絡(luò)位置對于薪酬粘性的約束力，假設(shè)H2a得到驗(yàn)證。而交互項(xiàng)Degree×Strength_in、Betweenness×Strength_in的回歸系數(shù)都為正，也至少通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，說明內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)在董事網(wǎng)絡(luò)中聯(lián)結(jié)數(shù)偏少，流動(dòng)性不足，對異質(zhì)信息的傳播力與核心知識的效仿力相對有限，弱化了網(wǎng)絡(luò)位置對于薪酬粘性的約束力，假設(shè)H2b也得到驗(yàn)證。

表4 董事網(wǎng)絡(luò)位置、聯(lián)結(jié)強(qiáng)度與高管薪酬粘性的回歸結(jié)果

變量主效應(yīng)檢驗(yàn)-模型(6)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)-模型(7)DegreeBetweennessDegreeBetweennessStrength_outStrength_inStrength_outStrength_inNetcen-1.301???(-3.9)-11.882???(-3.90)-0.825??(-2.41)-0.797??(-2.33)-13.051???(-4.71)-15.342???(-4.21)Strength---0.523?(-1.94)0.622??(2.50)-0.683???(-2.77)0.925???(5.91)Netcen×Strength——-0.780??(-2.28)0.314???(4.94)-1.319???(-3.95)1.563??(2.22)Size0.540?(1.77)0.549?(1.81)0.512?(1.68)0.501(1.65)0.516?(1.70)0.529?(1.74)Lev2.119(1.43)2.077(1.40)2.217(1.50)2.138(1.44)2.181(1.47)2.076(1.40)Growth-0.000(-0.04)-0.000(-0.04)-0.000(-0.06)-0.000(-0.04)-0.000(-0.06)-0.000(-0.05)Duality3.321???(2.78)3.263???(2.73)3.446???(2.88)3.348???(2.80)3.367???(2.82)3.211???(2.69)Indep16.563??(2.03)16.862??(2.07)47.005???(3.27)27.586???(2.77)51.103???(3.61)23.751??(2.41)Holding-6.823(-0.68)-7.485(-0.75)-7.161(-0.71)-7.711(-0.77)-7.227(-0.72)-7.618(-0.76)East-1.689(-1.10)-1.708(-1.11)-1.739(-1.13)-1.550(-1.01)-1.805(-1.18)-1.618(-1.05)Central-5.568???(-3.15)-5.648???(-3.20)-5.485???(-3.11)-5.380???(-3.05)-5.587???(-3.17)-5.561???(-3.15)West-3.777??(-2.18)-3.858??(-2.22)-3.924??(-2.26)-3.716??(-2.14)-3.996??(-2.30)-3.756??(-2.16)Industry控制控制控制控制控制控制Year控制控制控制控制控制控制Constant-12.777?(-1.82)-12.723?(-1.81)-44.078???(-3.34)-12.954?(-1.76)-46.053???(-3.50)-10.722(-1.46)Adjust-R20.1670.1640.0490.0430.0470.042F-Value12.52???12.27???9.34???8.92???9.02???8.76???樣本數(shù)4 0704 0704 0704 0704 0704 070

注：括號內(nèi)為t值，*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

控制變量方面，大部分模型的Size都在10%的水平下顯著正相關(guān)，說明公司規(guī)模越大，組織結(jié)構(gòu)越復(fù)雜，管理層越有機(jī)會(huì)提升薪酬議價(jià)能力。所有模型的Duality都在1%的水平下顯著正相關(guān)，說明兩職兼任更容易導(dǎo)致董事與管理層共謀而增大薪酬粘性。所有模型的Indep至少在5%水平下顯著正相關(guān)，說明獨(dú)立董事比例增大了薪酬粘性，而郝云宏等(2018)[1]、梁雯等(2018)[40]則得出該變量不顯著的結(jié)論，這是一個(gè)值得思考的話題。照理說，獨(dú)立董事比例越高，越能強(qiáng)化管理層監(jiān)督機(jī)制，進(jìn)而降低高管薪酬粘性。一種可能的解釋是我國企業(yè)的獨(dú)立董事資質(zhì)參差不齊以及“不獨(dú)立”“不懂事”，并不意味著人數(shù)越多治理效應(yīng)就越強(qiáng)，關(guān)鍵在于其所處的網(wǎng)絡(luò)位置能否帶來豐富的社會(huì)資本。這一結(jié)果也契合了陳運(yùn)森等(2012)[27]的觀點(diǎn)，即董事會(huì)治理應(yīng)是嵌入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的互動(dòng)行為。區(qū)域變量East不顯著，Central、West至少在5%的水平下顯著負(fù)相關(guān)，說明中西部地區(qū)更能抑制高管薪酬粘性。此外，所有模型的Lev、Growth、Holding都未通過顯著性檢驗(yàn)，說明杠桿水平所反映的債務(wù)剛性約束特征并沒有發(fā)揮相應(yīng)的治理作用，高管持股比例太低導(dǎo)致股權(quán)激勵(lì)效果不明顯，公司成長性則需要基于生命周期理論進(jìn)行階段性分析。

(二)拓展性分析

我國正處于經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵階段，伴隨混合所有制改革的推進(jìn)，對上市公司的控股主體重新進(jìn)行分類之后，控股股東的性質(zhì)發(fā)生了巨大變化。在股東異質(zhì)性、政治關(guān)聯(lián)和政府干預(yù)的共同作用下，國家股東與非國家股東[注]基于終極產(chǎn)權(quán)論，股東性質(zhì)可以細(xì)分為7種類型：國有股東、國企股東、外企股東、民企股東、個(gè)人及家族股東、機(jī)構(gòu)股東、事業(yè)股東[43]。前兩者合稱為國家股東，其他五類合稱為非國家股東。之間彼此交融、相互對抗，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對高管薪酬粘性的治理效果在不同控股環(huán)境中是否存在顯著差異？其網(wǎng)絡(luò)位置與聯(lián)結(jié)強(qiáng)度會(huì)不會(huì)受到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的約束？這是本文亟待進(jìn)一步考察的問題。

國家股東一方面要追求企業(yè)的經(jīng)營績效，一方面又受到政府的控制和干預(yù)，同時(shí)還要承擔(dān)彌補(bǔ)市場缺陷、服務(wù)公共利益的社會(huì)責(zé)任，更多的政策性負(fù)擔(dān)被強(qiáng)行施加，其公司治理行為具有明顯的政治導(dǎo)向性，必然弱化了經(jīng)濟(jì)利益訴求[41]。國有控股企業(yè)在董事遴選過程中，往往帶有較強(qiáng)的行政任命色彩，對其網(wǎng)絡(luò)位置和社會(huì)資本的識別度有限，容易導(dǎo)致董事會(huì)與管理層混淆或政企不分，出現(xiàn)內(nèi)部人控制與所有者主體缺位現(xiàn)象。同時(shí)，國有控股企業(yè)在行業(yè)準(zhǔn)入、政策支持、資金融通等方面有著天然的優(yōu)勢，容易忽視董事網(wǎng)絡(luò)的社會(huì)資源配置功能。因此，外部董事弱聯(lián)結(jié)在“一潭死水”的網(wǎng)絡(luò)體系中變得越來越“不作為”“不獨(dú)立”，在薪酬契約的制定上很難擁有話語權(quán)，對董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性負(fù)向關(guān)系的促進(jìn)作用明顯減弱；內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)的政治關(guān)聯(lián)特征更類似于政府官員與企業(yè)高管的結(jié)合體，比外部董事在薪酬談判過程中更加具有權(quán)威性，對董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性負(fù)向關(guān)系的抑制作用也有了一定程度的弱化。

非國家股東沒有類似的產(chǎn)權(quán)約束，較少受到政府的干預(yù)，更關(guān)注產(chǎn)品的市場定位和競爭優(yōu)勢，對于經(jīng)濟(jì)利益訴求明顯強(qiáng)于國家股東，進(jìn)而帶來高效率的監(jiān)管機(jī)制和更積極的治理行為[42]。非國有控股企業(yè)在選聘董事時(shí)，主要通過市場化流程來進(jìn)行，更看重董事自身的個(gè)人屬性特征及所處網(wǎng)絡(luò)位置，盡可能聘用網(wǎng)絡(luò)中心度更高、社會(huì)資本更豐富的優(yōu)質(zhì)董事。同時(shí)還會(huì)不斷優(yōu)化董事網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)，著重?cái)U(kuò)大外部董事輻射的弱聯(lián)結(jié)關(guān)系。此外，非國有控股企業(yè)通常面臨所有制歧視，董事會(huì)更加具有危機(jī)意識，非常重視董事聯(lián)結(jié)所帶來的信息資源共享平臺。因此，外部董事弱聯(lián)結(jié)在個(gè)人聲譽(yù)動(dòng)機(jī)和職業(yè)能力動(dòng)機(jī)的驅(qū)使下變得更加“作為”“獨(dú)立”，在薪酬制定、實(shí)施與監(jiān)督上發(fā)揮的功能更大，對董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性負(fù)向關(guān)系的促進(jìn)作用明顯增強(qiáng)；內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)與管理層界限模糊，相比國有控股企業(yè)又不具備較大的權(quán)威性，在薪酬談判過程中甚至逐漸被管理層同化，對董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性負(fù)向關(guān)系的抑制作用也被進(jìn)一步放大?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)3。

H3相比國有控股企業(yè)，非國有控股企業(yè)中董事聯(lián)結(jié)強(qiáng)度的調(diào)節(jié)效應(yīng)更為顯著。

H3a非國有控股企業(yè)中，外部董事弱聯(lián)結(jié)對董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性負(fù)向關(guān)系的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

H3b非國有控股企業(yè)中，內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)對董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性負(fù)向關(guān)系的抑制作用更強(qiáng)。

為了驗(yàn)證假設(shè)3，本文構(gòu)建雙重調(diào)節(jié)效應(yīng)模型(8)，選擇第一大股東性質(zhì)State作為調(diào)節(jié)變量，若第一大股東為“國家股東”，即國有控股企業(yè)取1，否則為非國有控股企業(yè)取0。交互項(xiàng)Netcen×Strength×State的回歸系數(shù)β7表示第一大股東性質(zhì)對董事聯(lián)結(jié)強(qiáng)度治理效果的差異化影響。根據(jù)假設(shè)3，若非國有控股企業(yè)中外部董事弱聯(lián)結(jié)對網(wǎng)絡(luò)位置與薪酬粘性負(fù)向關(guān)系的促進(jìn)作用更強(qiáng)，Netcen×Strength_out的系數(shù)β6顯著為負(fù)，為確保|β6+β7|<|β6|，則Netcen×Strength_out×State的系數(shù)β7應(yīng)顯著為正；若非國有控股企業(yè)中內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)對網(wǎng)絡(luò)位置與薪酬粘性負(fù)向關(guān)系的抑制作用更強(qiáng)，Netcen×Strength_in的系數(shù)β6顯著為正，為確保β6+β7<β6，則Netcen×Strength_in×State的系數(shù)β7應(yīng)顯著為負(fù)。

ECS=β0+β1×Netcen+β2×Strength+β3×State+β4×Netcen×State+β5×Strength×State+β6×Netcen×Strength+β7×Netcen×Strength×State+βi×Control+ΣInD+ΣYear+ε

(8)

表5列示了董事聯(lián)結(jié)強(qiáng)度與第一大股東性質(zhì)雙重調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。四組回歸在加入State之后，交互項(xiàng)Degree×Strength_out、Betweenness×Strength_out仍然顯著負(fù)相關(guān)，假設(shè)H2a再一次被驗(yàn)證。交互項(xiàng)Degree×Strength_in、Betweenness×Strength_in仍然顯著正相關(guān)，H2b也得到又一次驗(yàn)證。需要重點(diǎn)關(guān)注的是不同控股性質(zhì)下，聯(lián)結(jié)強(qiáng)度對董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性的差異化治理效應(yīng)。交互項(xiàng)Degree×Strength_out×State、Betweenness×Strength_out×State的回歸系數(shù)都為正，且在1%的水平下顯著，說明相比國有控股企業(yè)，非國有控股企業(yè)中外部董事弱聯(lián)結(jié)對網(wǎng)絡(luò)位置與薪酬粘性負(fù)向關(guān)系的促進(jìn)作用更強(qiáng)，假設(shè)H3a得到驗(yàn)證。交互項(xiàng)Degree×Strength_in×State、Betweenness×Strength_in×State的回歸系數(shù)都為負(fù)，且在1%的水平下顯著，說明相比國有控股企業(yè)，非國有控股企業(yè)中內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)對網(wǎng)絡(luò)位置與薪酬粘性負(fù)向關(guān)系的抑制作用更強(qiáng)，假設(shè)H3b也得到驗(yàn)證。由此說明，董事網(wǎng)絡(luò)價(jià)值與企業(yè)控股環(huán)境密切相關(guān)，第一大股東性質(zhì)對網(wǎng)絡(luò)位置與聯(lián)結(jié)強(qiáng)度的治理效應(yīng)具有差異化影響。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保研究結(jié)論的可靠、嚴(yán)謹(jǐn)，本文從以下三個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.按第一大股東性質(zhì)分組回歸

銜接前文產(chǎn)權(quán)性質(zhì)約束的思路，基于State將樣本觀測值分為國有控股企業(yè)與非國有控股企業(yè)兩個(gè)組別，對模型(7)進(jìn)行分組回歸，檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示?？梢钥闯?，兩個(gè)組別中主要變量Netcen、Strength回歸系數(shù)的正負(fù)與表5都保持一致，除了部分顯著性水平發(fā)生了變化，結(jié)果并沒有實(shí)質(zhì)性差異。而交互項(xiàng)Netcen×Strength的回歸系數(shù)方向與表5同樣一致，但在國有組基本不顯著，在非國有組均通過了至少5%的顯著性檢驗(yàn)，說明聯(lián)結(jié)強(qiáng)度在國有控股企業(yè)中并沒有對董事網(wǎng)絡(luò)位置與高管薪酬粘性的關(guān)系起到明顯的調(diào)節(jié)作用，在非國有控股企業(yè)中則依然具有顯著的治理效應(yīng)。該結(jié)果支持了本文的研究假設(shè)H2和H3。

表5 第一大股東性質(zhì)對治理效應(yīng)差異化影響的回歸結(jié)果

變量雙重調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)—模型(8)DegreeBetweennessStrength_outStrength_inStrength_outStrength_inNetcen-0.835??(-2.44)-1.312?(-1.67)-15.638???(-4.29)-12.265???(-4.01)Strength-0.477?(-1.75)1.184???(3.78)-0.259(-0.90)1.005???(3.63)State5.126(1.29)5.805?(2.07)6.066??(2.07)6.968???(2.84)Netcen×State-0.277(-0.41)-0.154(-0.27)-584.315(-1.03)-430.301(-0.88)Strength×State-0.313?(-1.79)-0.563??(-2.46)-0.355???(-2.86)-0.647???(-3.96)Netcen×Strength-0.755??(-2.21)1.984???(5.03)-1.804???(-4.43)1.508???(3.27)Netcen×Strength×State0.332???(5.29)-2.010???(-4.57)0.477???(6.31)-1.982???(-4.51)Size0.603??(1.96)0.524?(1.70)0.609??(1.98)0.545?(1.77)Lev2.160(1.46)2.042(1.38)2.100(1.42)1.958(1.32)Growth-0.000(-0.04)-0.000(-0.02)-0.000(-0.04)-0.000(-0.03)Duality3.300???(2.74)3.293???(2.73)3.227???(2.68)3.181???(2.64)Indep43.240???(2.97)36.016???(3.56)45.535???(3.17)34.123???(3.38)Holding-11.865(-1.16)-11.618(-1.14)-12.064(-1.18)-11.613(-1.14)East-1.737(-1.13)-1.702(-1.11)-1.805(-1.18)-1.794(-1.17)Central-5.217???(-2.96)-5.213???(-2.96)-5.334???(-3.02)-5.420???(-3.07)West-3.854??(-2.22)-3.717??(-2.14)-3.913??(-2.26)-3.778??(-2.18)Industry控制控制控制控制Year控制控制控制控制Constant-45.104???(-3.37)-17.161??(-2.25)-46.179???(-3.49)-16.115??(-2.16)Adjust-R20.0420.0430.0410.044F-Value7.18???7.30???8.59???8.53???樣本數(shù)4 0704 0704 0704 070

注：括號內(nèi)為t值，*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

值得注意的是，多個(gè)控制變量在兩個(gè)組別中呈現(xiàn)出了規(guī)律性的特征。如Size、Duality在國有組均不顯著，在非國有組都顯著正相關(guān)，說明公司規(guī)模、兩職兼任僅對非國有控股企業(yè)的高管薪酬粘性產(chǎn)生了較大影響，這與當(dāng)前國有控股企業(yè)組織龐大、機(jī)構(gòu)冗余，以及政府頒布限薪令有一定的關(guān)系。此外，Indep在國有組均顯著正相關(guān)，在非國有組都不顯著，說明國有控股企業(yè)中獨(dú)立董事比例越高，高管薪酬粘性越強(qiáng)，這反映出僅為了達(dá)到法定人數(shù)而讓獨(dú)立董事形同虛設(shè)甚至與管理層同流合污的做法，并未帶來真正的治理績效，還起到了相反的效果。

表6 按第一大股東性質(zhì)分組回歸的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

變量國有控股企業(yè)(State=1)非國有控股企業(yè)(State=0)DegreeBetweennessDegreeBetweennessStrength_outStrength_inStrength_outStrength_inStrength_outStrength_inStrength_outStrength_inNetcen-0.568(-0.62)-0.641?(-1.76)-1.119(-1.25)-1.315?(-1.67)-0.822??(-2.41)-1.357???(-4.06)-3.774???(-2.6)-8.829???(-3.86)Strength-0.715??(-2.49)0.878???(3.49)-0.823???(-3.11)0.603???(2.67)-1.982???(-4.51)0.737???(3.05)-1.791??(-2.13)1.950???(7.951)Netcen×Strength-0.008(-0.62)0.067(1.63)-0.117?(-1.71)0.189(0.92)-0.822??(-2.41)0.343???(5.45)-1.137???(-3.18)1.005??(2.37)Size0.046(0.13)0.077(0.22)0.057(0.16)0.101(0.29)1.382??(2.20)1.395??(2.22)1.404??(2.23)1.433??(2.28)Lev1.758(0.73)1.437(0.59)1.667(0.69)1.370(0.57)2.198(1.07)2.262(1.10)2.139(1.04)2.201(1.07)Growth-0.000(-0.06)-0.000(-0.04)-0.000(-0.05)-0.000(-0.05)-0.014(-0.88)-0.014(-0.86)-0.015(-0.95)-0.015(-0.91)Duality-0.501(-0.31)-0.385(-0.24)-0.507(-0.32)-0.486(-0.30)6.601???(3.49)6.609???(3.50)6.473???(3.42)6.498???(3.44)Indep74.078???(4.79)55.723???(5.29)76.665???(5.03)53.087???(5.07)-23.355(-0.74)-8.749(-0.38)-23.086(-0.73)-8.253(-0.35)Holding46.396(0.53)49.057(0.56)43.866(0.50)45.694(0.52)-17.799(-1.46)-17.368(-1.42)-18.050(-1.48)-17.683(-1.45)East-3.954??(-2.24)-3.851??(-2.18)-3.988??(-2.26)-3.894??(-2.20)1.003(0.36)0.910(0.32)0.962(0.34)0.835(0.30)Central-7.193???(-3.61)-6.826???(-3.42)-7.319???(-3.67)-7.020???(-3.52)-3.472(-1.04)-3.526(-1.05)-3.592(-1.08)-3.674(-1.10)West-5.581???(-2.80)-5.181???(-2.60)-5.690???(-2.86)-5.259???(-2.64)-2.214(-0.70)-2.330(-0.73)-2.187(-0.69)-2.349(-0.74)Industry控制控制控制控制控制控制控制控制Year控制控制控制控制控制控制控制控制Constant-43.649???(-3.03)-2.606(-0.33)-44.596???(-3.11)-0.022(-0.00)-22.447(-0.76)-32.891??(-1.96)-21.646(-0.73)-33.548??(-2.00)Adjust-R20.0530.0550.0540.0510.0460.0420.0480.041F-Value7.23???7.89???7.31???8.38???7.59???8.76???7.98???8.48???樣本數(shù)2 5392 5392 5392 5391 5311 5311 5311 531

注：括號內(nèi)為t值，*、**、***分別表示10%、5%、1%水平下顯著。

2.替換董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)

前文都是采用公司層面的網(wǎng)絡(luò)中心度均值，穩(wěn)健性檢驗(yàn)選擇了兩種替換網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)的做法。(1)因?yàn)楣局卫頉Q策可能往往由網(wǎng)絡(luò)中心度最高的董事發(fā)揮主要作用，所以借鑒陳運(yùn)森等(2012)[27]的做法，用公司層面的網(wǎng)絡(luò)中心度最大值替換均值；(2)用董事層面的網(wǎng)絡(luò)中心度均值替換公司層面的網(wǎng)絡(luò)中心度均值。檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)定，與表5基本一致。

3.考慮內(nèi)生性問題

由于變量的測量誤差，或者被解釋變量與解釋變量之間相互影響，很可能導(dǎo)致回歸模型出現(xiàn)內(nèi)生性問題。本文的主要變量網(wǎng)絡(luò)中心度、聯(lián)結(jié)強(qiáng)度、高管薪酬粘性，都來自手工收集整理，為了避免誤差和遺漏，盡可能從董事與公司、董事與董事、公司與公司三個(gè)角度反復(fù)識別，全方位確定是否發(fā)生董事聯(lián)結(jié)關(guān)系，并選取程度中心度、中介中心度兩個(gè)指標(biāo)從不同側(cè)面來衡量董事網(wǎng)絡(luò)位置，降低單一維度的局限性。此外，本文的核心變量為董事聯(lián)結(jié)強(qiáng)度，但該指標(biāo)的調(diào)節(jié)效應(yīng)及計(jì)量方法是我們初創(chuàng)，目前從現(xiàn)有文獻(xiàn)中很難找到合適的工具變量，這也是我們后續(xù)研究所要解決的問題之一。因此，本文選擇了替代做法，對解釋變量和控制變量滯后一期處理，在一定程度上緩解逆向因果帶來的內(nèi)生性。檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)定，與表5基本一致。

六、研究結(jié)論與啟示

(一)主要研究結(jié)論

近年來，高管“天價(jià)薪酬”“高獎(jiǎng)低罰”的現(xiàn)象持續(xù)升溫，國家針對央企頒布的限薪令并未從根本上有效解決高管薪酬粘性問題。而董事聯(lián)結(jié)作為一種重要的信息傳導(dǎo)路徑與資源共享平臺，能夠在很大程度上彌補(bǔ)正式制度的缺陷，為薪酬契約的優(yōu)化與薪酬粘性的監(jiān)管發(fā)揮治理功效。本文選取2013-2017年滬市A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)理論與弱聯(lián)結(jié)優(yōu)勢理論，構(gòu)建了公司層面的董事網(wǎng)絡(luò)中心度，剖析了董事網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)內(nèi)外聯(lián)結(jié)關(guān)系的強(qiáng)弱，引入聯(lián)結(jié)強(qiáng)度這一現(xiàn)實(shí)且普遍的情境因素，理論分析并實(shí)證檢驗(yàn)了連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對高管薪酬粘性的作用路徑。主要的研究結(jié)論為：(1)董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，高管薪酬粘性越弱；(2)聯(lián)結(jié)強(qiáng)度對網(wǎng)絡(luò)位置與薪酬粘性之間關(guān)系呈現(xiàn)差異化的調(diào)節(jié)作用，外部董事弱聯(lián)結(jié)促進(jìn)了網(wǎng)絡(luò)位置對薪酬粘性的負(fù)向影響，產(chǎn)生積極的治理效應(yīng)，內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)抑制了網(wǎng)絡(luò)位置對薪酬粘性的負(fù)向影響，帶來消極的治理效應(yīng)；(3)進(jìn)一步區(qū)分第一大股東性質(zhì)后發(fā)現(xiàn)，相比國有控股企業(yè)，非國有控股企業(yè)中聯(lián)結(jié)強(qiáng)度的調(diào)節(jié)效果更為顯著，外部董事弱聯(lián)結(jié)對網(wǎng)絡(luò)位置與薪酬粘性負(fù)向關(guān)系的促進(jìn)作用更強(qiáng)，內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)對網(wǎng)絡(luò)位置與薪酬粘性負(fù)向關(guān)系的抑制作用更強(qiáng)。研究結(jié)果表明，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)是治理高管薪酬粘性的有效路徑，其網(wǎng)絡(luò)位置能約束管理層權(quán)力膨脹，降低薪酬粘性程度，而外部董事弱聯(lián)結(jié)和非國有控股環(huán)境還能雙重調(diào)節(jié)網(wǎng)絡(luò)位置的治理效果，使其呈現(xiàn)出更加強(qiáng)大的正面效應(yīng)，但需要警惕內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)和國有控股環(huán)境連帶導(dǎo)致的負(fù)面影響。

(二)研究啟示

在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型加速升級的關(guān)鍵時(shí)期，資本市場各項(xiàng)制度仍有待健全，而董事聯(lián)結(jié)實(shí)際上充當(dāng)了正式制度的替代品對公司治理產(chǎn)生差異化影響。本文的研究結(jié)論具有較強(qiáng)的實(shí)踐意義與普遍適用性，為連鎖董事網(wǎng)絡(luò)的逐步成熟和高管薪酬粘性的日趨完善提供了重要啟示：(1)提升董事網(wǎng)絡(luò)治理機(jī)制。企業(yè)應(yīng)該充分重視并發(fā)揮董事聯(lián)結(jié)積極的治理作用，盡量減少行政干預(yù)，嚴(yán)厲杜絕濫竽充數(shù)，通過市場化途徑遴選個(gè)人聲譽(yù)過硬、網(wǎng)絡(luò)位置更高、社會(huì)資本更豐富的優(yōu)質(zhì)董事，強(qiáng)化利益訴求弱化政治色彩，著重構(gòu)建外部董事弱聯(lián)結(jié)關(guān)系，主動(dòng)擴(kuò)大社會(huì)網(wǎng)絡(luò)輻射范圍，不斷提高連鎖董事履職效果。(2)優(yōu)化薪酬契約運(yùn)作機(jī)制。企業(yè)應(yīng)該有效健全薪酬契約的設(shè)計(jì)模式，持續(xù)推進(jìn)高管薪酬信息披露制度，積極引入多元化的激勵(lì)體系與監(jiān)督機(jī)制，貨幣薪酬激勵(lì)與長期股權(quán)激勵(lì)互為補(bǔ)充，外部董事弱聯(lián)結(jié)與薪酬專業(yè)委員會(huì)彼此融合，并借助媒體、公眾的外部監(jiān)督提高薪酬透明度，利用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系壓縮管理層薪酬操縱空間。

目前學(xué)界對董事聯(lián)結(jié)的研究尚未成熟，還有很多亟待逐步解決的問題。比如董事網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)資本如何有效識別？社會(huì)資本能否利用會(huì)計(jì)手段進(jìn)行確認(rèn)與計(jì)量？有無必要進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)關(guān)系與社會(huì)資本的信息披露？不同類型的網(wǎng)絡(luò)資源對于董事聯(lián)結(jié)的治理機(jī)制會(huì)不會(huì)存在差異化影響？董事個(gè)人的性格因素與心理偏好，在董事網(wǎng)絡(luò)的治理過程中會(huì)起到怎樣的調(diào)節(jié)或中介作用？同時(shí)，董事聯(lián)結(jié)的信息媒介功能與公司治理效應(yīng)已在多個(gè)角度得到正面肯定，卻鮮有學(xué)者提及其負(fù)面影響。本文警示了內(nèi)部董事強(qiáng)聯(lián)結(jié)所產(chǎn)生的消極作用，而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系是否會(huì)削弱董事會(huì)獨(dú)立性，進(jìn)而惡化治理環(huán)境？連鎖董事有無可能假借咨詢之名實(shí)則個(gè)人斂財(cái)，進(jìn)而侵蝕股東財(cái)富和企業(yè)績效？上市公司應(yīng)該怎樣設(shè)計(jì)董事聯(lián)結(jié)的運(yùn)作機(jī)制與過程考核？監(jiān)管部門應(yīng)該如何規(guī)范連鎖董事的兼任行為及機(jī)會(huì)主義？董事網(wǎng)絡(luò)的相關(guān)法律約束條款何時(shí)提上日程并怎樣健全完善？這些尚待揭示的問題，為進(jìn)一步探索連鎖董事網(wǎng)絡(luò)提供了新的研究視角。