• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    女性董事能夠提升高管性別平等性嗎?

    2021-07-12 09:59薛有志李鑫王順昊
    預(yù)測(cè) 2021年3期

    薛有志 李鑫 王順昊

    摘 要:基于群際關(guān)系理論和歸因理論,本文以董秘性別薪酬差異為研究對(duì)象,探究了女性董事參與治理如何影響高管性別平等性的問(wèn)題。研究發(fā)現(xiàn),上市公司中存在董秘性別薪酬差異,女性董秘的薪酬總額和年度薪酬增加額均顯著低于男性董秘,但女性董事參與治理能夠有效抑制董秘性別薪酬差異。實(shí)證結(jié)果顯示,當(dāng)女性董事在董事會(huì)中占比達(dá)到1/3時(shí),董秘薪酬總額和年度薪酬增加額的性別差異均不再顯著。本文解構(gòu)了女性董事通過(guò)影響董事會(huì)的歸因偏差,進(jìn)而影響董秘性別薪酬差異的作用路徑,證實(shí)了女性董事參與治理能夠切實(shí)提升高管性別平等性的觀點(diǎn)。

    關(guān)鍵詞:女性董事;歸因偏差;女性董秘;性別薪酬差異

    中圖分類號(hào):F272.92文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A文章編號(hào):1003-5192(2021)03-0009-08doi:10.11847/fj.40.3.9

    Will Female Directors Enhance Gender Equality of Executives?

    ——Empirical Test Based on the Gender Pay Gap of Board Secretary

    XUE You-zhi1,2, LI Xin1,2, WANG Shun-hao1,2

    (1.China Academy of Corporate Governance, Nankai University, Tianjin 300071, China; 2.School of Business, Nankai University, Tianjin 300071, China)

    Abstract:Based on the theory of intergroup relations and attribution theory, this paper explores the influence of female directors on gender equality of executives by taking the gender pay gap of board secretary as research object. The study finds that the compensation of board secretary differ by gender in Chinese listed companies, the total compensation and the annual compensation growth of female secretaries are significantly lower than that of their male counterparts. Fortunately, the participation of female directors in governance can effectively restrain the gender pay gap of board secretary. The empirical results show that when the proportion of female directors on boards reaches one-third, female board secretary and male secretarys compensation and annual compensation growth no longer have significant gender differences. This paper deconstructs the acting path by which female directors bridge gender pay gap of board secretaries by influencing the attribution bias of the board, confirming the view that the participation of female directors in governance can effectively enhance gender equality of executives.

    Key words:female directors; attribution bias; female board secretary; gender pay gap

    1 引言

    女性是社會(huì)生產(chǎn)生活的重要參與者和推動(dòng)者。習(xí)近平總書(shū)記指出:“中國(guó)實(shí)踐證明,推動(dòng)?jì)D女參加社會(huì)和經(jīng)濟(jì)活動(dòng),能極大提升社會(huì)生產(chǎn)力和經(jīng)濟(jì)活力”。但在我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng),性別薪酬差異問(wèn)題卻普遍存在。根據(jù)已有研究,影響我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)性別薪酬差異的因素繁多,教育背景、職業(yè)經(jīng)歷、行業(yè)差異、年齡差異、地區(qū)差異等因素均會(huì)對(duì)性別薪酬差異產(chǎn)生重要影響[1]。然而,作者在以精英階層為對(duì)象的研究中發(fā)現(xiàn),即使控制了上述影響因素,性別薪酬差異仍然顯著存在。這是否意味著還有其他重要因素在影響著精英階層的性別平等性?

    回溯心理學(xué)和公司治理領(lǐng)域的相關(guān)研究,在同一組織中,成員很可能會(huì)依據(jù)性別自動(dòng)分為兩個(gè)群組,各成員對(duì)于內(nèi)群體和外群體的行為認(rèn)知存有偏差[2],當(dāng)該組織中男性群體占主導(dǎo)地位時(shí),群體決策可能更符合男性群體的利益需求,而損害女性群體的利益,反之亦然[3]。以上述研究發(fā)現(xiàn)為基礎(chǔ),出于對(duì)女性群體性別特質(zhì)的認(rèn)知,研究者們逐漸開(kāi)始期待女性董事通過(guò)參與公司治理來(lái)緩解職場(chǎng)中的性別不平等問(wèn)題。例如,Elkinawy和Stater[4]使用美國(guó)企業(yè)數(shù)據(jù)探索了女性董事在降低高管性別薪酬差異上的作用,卻沒(méi)有對(duì)其研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)行成因探究。Wang和Kelan[5]基于挪威上市公司數(shù)據(jù),檢驗(yàn)了董事會(huì)性別配額制度對(duì)高層領(lǐng)導(dǎo)職位中女性成員數(shù)量的影響,研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)性別配額制度提高了高層領(lǐng)導(dǎo)職位中的女性占比,但他們將這一現(xiàn)象歸因于性別配額制度的外源性政策沖擊,即企業(yè)對(duì)女性領(lǐng)導(dǎo)所帶來(lái)的合法性利益的需求。總體而言,現(xiàn)有關(guān)女性董事參與治理的研究仍然集中于探索女性董事對(duì)任職公司經(jīng)濟(jì)行為決策[6]、環(huán)境行為決策[7,8]等的影響。關(guān)于女性董事對(duì)組織內(nèi)部性別平等性影響的研究主要停留在“what”的層面,學(xué)者們主要關(guān)注的是女性董事對(duì)組織內(nèi)部性別平等性問(wèn)題產(chǎn)生了怎樣的影響,忽視了對(duì)“why”的探究,未能有效地回答女性董事參與公司治理為什么能夠降低高管性別薪酬差異的問(wèn)題。

    縮減性別薪酬差距從而提升高管性別平等性對(duì)于提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率具有重要意義。本文嘗試基于群際關(guān)系理論和歸因理論,以董秘性別薪酬差異為研究對(duì)象,檢驗(yàn)女性董事參與治理對(duì)高管性別平等性的影響及其內(nèi)在機(jī)理。與以CEO作為分析對(duì)象[9]的研究不同,本文選擇以董秘作為分析對(duì)象,主要原因如下:一方面,中國(guó)上市公司CEO多數(shù)由控股股東或其利益代表?yè)?dān)任,董事會(huì)對(duì)CEO薪酬的自由裁量權(quán)和影響力有限,以CEO薪酬檢驗(yàn)高管性別薪酬差異可能導(dǎo)致研究結(jié)果出現(xiàn)偏差。另一方面,外部利益相關(guān)者對(duì)董秘工作職責(zé)的了解程度有限[10],對(duì)董秘性別薪酬平等性的關(guān)注程度低、監(jiān)督力度小。以董秘作為研究對(duì)象有利于揭示“聚光燈”之外隱藏著的性別平等性問(wèn)題。

    本文可能的創(chuàng)新和邊際貢獻(xiàn)是:(1)已有研究著重探討了女性董事能否降低高管性別薪酬差異的問(wèn)題。本文在前人研究的基礎(chǔ)上,解構(gòu)了女性董事通過(guò)影響董事會(huì)的歸因偏差,進(jìn)而影響董秘性別薪酬差異的具體路徑。(2)與已有研究相比,本文更加細(xì)致地剝離了董秘履職能力、家庭—工作沖突等諸多因素對(duì)董秘性別薪酬差異的影響。(3)在關(guān)注董秘薪酬總額的同時(shí),本文關(guān)注了董秘年度薪酬增加額的性別差異,使研究發(fā)現(xiàn)能夠清晰地揭示當(dāng)薪酬調(diào)整時(shí),董事會(huì)性別偏見(jiàn)對(duì)男女董秘薪酬變動(dòng)影響的差異性效果。

    2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

    2.1 董秘性別對(duì)董秘薪酬的影響

    歸因理論認(rèn)為,人們通常試圖將個(gè)體的行為歸結(jié)為內(nèi)部原因(個(gè)人性格、動(dòng)機(jī)、態(tài)度、能力、努力程度等)或外部原因(環(huán)境氣氛、運(yùn)氣、工作性質(zhì)等)[11]。然而,受情境意識(shí)、文化差異、個(gè)體偏好等因素影響,人們?cè)诙鄶?shù)情況下的歸因總是偏離實(shí)際的[12]。

    群際關(guān)系理論將歸因理論強(qiáng)調(diào)的個(gè)體行為上升到了群體行為,并關(guān)注了不同社會(huì)群體之間的相互作用[13]。群際關(guān)系理論體系中的自我歸類理論認(rèn)為,人們會(huì)進(jìn)行自動(dòng)歸類,將自己所在的群體看作內(nèi)群體,而將其他群體視為外群體[2]。Pettigrew[14]在1979年發(fā)表的研究成果中,將歸因偏差引入群際關(guān)系理論,提出了基于群際關(guān)系的基本歸因偏差(ultimate attribution error),揭示了歸因錯(cuò)誤是如何導(dǎo)致人們?cè)诶斫馊后w成員的行為時(shí)出現(xiàn)偏差的。研究指出,人們總是給予內(nèi)群體成員善意的理解,即內(nèi)群體偏好,而在解釋外群體成員的行為時(shí),則傾向于給出消極的解釋,即外群體偏見(jiàn)。群際偏見(jiàn)現(xiàn)象導(dǎo)致的后果是:人們往往將內(nèi)群體人員取得的成功歸因于內(nèi)部因素,將他們?cè)庥龅氖w因于外部因素[3];而在對(duì)外群體人員進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí),卻傾向于將外群體人員取得的成功歸因于外部因素,將他們?cè)庥龅氖w因于內(nèi)部因素[15]。

    性別是典型的群際分類標(biāo)準(zhǔn),由性別差異引致的群際偏見(jiàn)是研究者們關(guān)注的重點(diǎn)。其中部分學(xué)者重點(diǎn)關(guān)注了公司精英階層內(nèi)部存在的性別偏見(jiàn)。有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn),評(píng)價(jià)男性高管人員時(shí),男性評(píng)價(jià)者傾向于將績(jī)效下降的原因歸結(jié)為外部因素,而評(píng)價(jià)女性高管人員時(shí),男性評(píng)價(jià)者則傾向于將績(jī)效下降的原因歸結(jié)為女性高管本身[15]。Hill等[16]同樣認(rèn)為,男性在對(duì)女性所取得的成績(jī)進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí),往往傾向于低估女性所取得的成績(jī),或者將女性所取得的成績(jī)歸于外部機(jī)遇和性別優(yōu)勢(shì)。

    當(dāng)性別偏見(jiàn)被用來(lái)分析董事會(huì)與高管之間的關(guān)系時(shí),則進(jìn)一步表現(xiàn)為男性董事會(huì)成員對(duì)女性高管的性別偏見(jiàn)。無(wú)論是在中國(guó)還是在其他國(guó)家,男性成員一直是董事會(huì)的主要構(gòu)成。在人數(shù)上占據(jù)優(yōu)勢(shì)的男性董事通常會(huì)在潛意識(shí)中將女性成員默認(rèn)為外群體人員,進(jìn)而對(duì)其產(chǎn)生偏見(jiàn)[17]。與此同時(shí),受傳統(tǒng)文化影響,女性很容易給董事會(huì)成員帶來(lái)缺乏足夠領(lǐng)導(dǎo)力的刻板印象[16],這也加深了男性董事對(duì)女性董秘的性別偏見(jiàn)。上述因素帶來(lái)的后果是:男性董事很容易引導(dǎo)董事會(huì)成員將女性董秘取得的成績(jī)歸因于外部因素,而將女性董秘面臨的失敗歸咎于女性董秘的能力不足或不夠努力[16,18]。

    董事會(huì)對(duì)高管取得成績(jī)的歸因?qū)⒅苯芋w現(xiàn)在高管的薪酬制定活動(dòng)上[16],由歸因偏差造成的董事會(huì)性別偏見(jiàn)將直接導(dǎo)致女性董秘遭到薪酬上的不公平待遇。性別薪酬差異是衡量職場(chǎng)性別不平等現(xiàn)象的通用指標(biāo)。李實(shí)等[1]研究認(rèn)為,我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的性別薪酬差異會(huì)受到員工教育背景、年齡、行業(yè)等多方面因素的影響,其差異表現(xiàn)主要體現(xiàn)在觀測(cè)對(duì)象的平均薪酬額度上。由于公司董事會(huì)秘書(shū)通常只設(shè)置一個(gè)崗位,無(wú)法得到平均薪酬數(shù)據(jù),因此在借鑒已有研究的基礎(chǔ)上,本文在分析董秘性別薪酬差異時(shí)首先考察了不同性別董秘的年度薪酬總額差異。據(jù)此,本文提出研究假設(shè)1a:

    假設(shè)1a 在控制了其他可能對(duì)董秘薪酬產(chǎn)生影響的因素之后,女性董秘的年度薪酬總額顯著低于男性董秘。

    在上市公司委托—代理的管理模式下,高層管理人員對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響是決定其薪酬變化的關(guān)鍵因素[4]。但根據(jù)《中華人民共和國(guó)公司法(2018修正)》對(duì)董事會(huì)秘書(shū)工作權(quán)責(zé)的規(guī)定,董秘對(duì)企業(yè)績(jī)效的直接影響是有限的,這導(dǎo)致董事會(huì)對(duì)董秘薪酬獎(jiǎng)懲決策的客觀性下降。上文分析指出,在群際關(guān)系視角下,董事會(huì)同性成員之間的組內(nèi)認(rèn)同與異性成員之間的組間偏見(jiàn)會(huì)導(dǎo)致歸因偏差。在此情境下,董事會(huì)更有可能將男性董秘取得的成績(jī)歸因于男性董秘自身較高的才能和努力,而將男性董事遭遇的失敗歸因于外部環(huán)境的不利影響;在評(píng)價(jià)女性董秘時(shí),則會(huì)將女性董事取得的成績(jī)歸因于外部環(huán)境的促進(jìn)作用,將女性董秘遭遇的失敗歸因于女性董秘較低的才能和努力。最終導(dǎo)致公司為董秘加薪時(shí),男性董秘得到高于女性董秘的薪酬獎(jiǎng)勵(lì);在公司降低董秘薪酬時(shí),女性董秘的降薪程度高于男性董秘。據(jù)此,本文提出研究假設(shè)1b:

    假設(shè)1b 在控制了其他可能對(duì)董秘薪酬增加額產(chǎn)生影響的因素之后,當(dāng)發(fā)生薪酬調(diào)整時(shí),女性董秘的薪酬增加額顯著低于男性董秘。

    2.2 女性董事參與治理與董秘性別薪酬差異

    女性董事的存在可能會(huì)糾正董事會(huì)成員對(duì)女性董秘的偏見(jiàn),降低董秘性別薪酬差異。首先,基于組間偏差導(dǎo)致的歸因偏差,女性董事更有可能將公司績(jī)效上升的原因歸于女性高管自身因素,而將公司績(jī)效下滑歸于外部原因[3,15]。其次,個(gè)體往往會(huì)對(duì)與自己具有相同社會(huì)屬性同時(shí)又具有較高社會(huì)地位的人表現(xiàn)出認(rèn)同[19]。由此推斷,女性董事容易對(duì)處于相似工作環(huán)境、具有相似社會(huì)地位的女性董秘產(chǎn)生認(rèn)同情緒,將女性董秘取得的成就看作是自己所在的女性分組取得的成績(jī)[15],對(duì)女性董秘取得的成就表現(xiàn)出更多的認(rèn)可和同理心[20],并在董事會(huì)中主動(dòng)為女性董秘爭(zhēng)取合理的權(quán)益。而一旦女性董秘遭受不公平待遇,女性董事具有很強(qiáng)的動(dòng)機(jī)主動(dòng)維護(hù)女性董秘利益。最后,女性董事的性別特征會(huì)使她們更關(guān)注女性董秘遭遇到的薪酬不公平問(wèn)題。女性往往比男性更為謹(jǐn)慎,也更加注重社會(huì)倫理和社會(huì)公平性[15]。Konrad等[21]研究發(fā)現(xiàn),在董事會(huì)進(jìn)行薪酬決策時(shí),女性董事可能會(huì)問(wèn)一些更為尖銳的問(wèn)題。Bugeja等[22]進(jìn)一步發(fā)現(xiàn),女性董事有關(guān)薪酬決策的尖銳提問(wèn)確實(shí)會(huì)引發(fā)董事會(huì)更充分的探討與分析。在薪酬變動(dòng)的問(wèn)題上,女性董事有能力幫助女性董秘爭(zhēng)取較為平等的薪酬權(quán)益[23]。

    女性董事參與公司治理的效果與女性董事規(guī)模息息相關(guān)[24]。根據(jù)臨界規(guī)模理論,群體的作用效果取決于規(guī)模,只有當(dāng)群體規(guī)模達(dá)到一定閾值或臨界數(shù)量時(shí),才能產(chǎn)生影響力,隨著群體人數(shù)的增加,群體的影響力也逐漸增加[25]。在董事會(huì)中,當(dāng)女性董事人數(shù)達(dá)到臨界規(guī)模后,女性董事在董事會(huì)中的整體話語(yǔ)權(quán)提升,維護(hù)女性董秘權(quán)益的能力也隨之增強(qiáng),在進(jìn)行董秘薪酬決策時(shí),由性別偏見(jiàn)導(dǎo)致的男女董秘之間的薪酬差異會(huì)出現(xiàn)消減趨勢(shì)。即當(dāng)董事會(huì)中女性人數(shù)達(dá)到臨界規(guī)模時(shí),由歸因偏差造成的董事會(huì)性別偏見(jiàn)程度減弱,女性董秘因性別偏見(jiàn)遭受薪酬不公平待遇的可能性變小。本文認(rèn)為,女性董事對(duì)董秘薪酬的影響能力既體現(xiàn)在董秘年度薪酬額度設(shè)置上,也體現(xiàn)在董秘薪酬調(diào)整決策上。盡管相比于薪酬總額差異,薪酬變動(dòng)額上的性別差異更為隱蔽,但達(dá)到臨界規(guī)模的女性董事群體對(duì)董事會(huì)各項(xiàng)決策的影響力增加,無(wú)論是出于組內(nèi)認(rèn)同還是歸因偏差,她們都不會(huì)忽視女性董秘在薪酬調(diào)整活動(dòng)中可能遭遇的不公平。雖然該理論沒(méi)有提出具體選擇什么數(shù)字做臨界值,但Wang和Kelan[5]發(fā)現(xiàn),在對(duì)董事會(huì)的研究中學(xué)者們通常會(huì)選擇使用3作為閾值。據(jù)此,本文提出研究假設(shè)2a和假設(shè)2b:

    假設(shè)2a 當(dāng)女性董事人數(shù)達(dá)到臨界規(guī)模(3人及以上)時(shí),男性董秘和女性董秘的年度薪酬額度差異將顯著降低。

    假設(shè)2b 當(dāng)女性董事人數(shù)達(dá)到臨界規(guī)模(3人及以上)時(shí),發(fā)生薪酬調(diào)整時(shí),男性董秘和女性董秘的薪酬增加額差異顯著降低。

    3 研究設(shè)計(jì)

    3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

    本文選擇以滬深A(yù)股上市公司為研究樣本,數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為2007~2018年。為保證數(shù)據(jù)質(zhì)量,剔除以下樣本:(1)ST、*ST、PT類上市公司;(2)金融保險(xiǎn)類上市公司;(3)主要變量缺失的樣本點(diǎn);(4)董秘任職時(shí)間不足12個(gè)月的樣本點(diǎn)。最終確定的樣本為14803個(gè)“公司-年”的非平衡面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)、Wind數(shù)據(jù)庫(kù)和CCER數(shù)據(jù)庫(kù),所有數(shù)據(jù)均經(jīng)跨數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)比,以降低統(tǒng)計(jì)誤差的影響。為降低極端值影響,本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%水平的縮尾處理。

    3.2 模型設(shè)定與變量選取

    為檢驗(yàn)假設(shè)1a,本文建立了公式(1),檢驗(yàn)董秘性別對(duì)董秘薪酬總額的影響。

    lnBSwage=α0+α1BSmale+ΣαkControlk+

    ΣYear+ΣInd+ε(1)

    其中l(wèi)nBSwage為董秘薪酬,BSmale為董秘性別,Controlk為控制變量組,Year和Ind分別為年度和行業(yè)虛擬變量,ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

    為檢驗(yàn)假設(shè)1b,本文構(gòu)建了公式(2),檢驗(yàn)董秘性別對(duì)董秘年度薪酬增加額(調(diào)整額)的影響。

    ΔlnBSwage=α0+α1BSmale+ΣαkΔControlk+

    ΣYear+ΣInd+ε(2)

    其中ΔlnBSwage為董秘薪酬的一階差分,用于衡量董秘年度薪酬增加額(調(diào)整額),ΔControl為各控制變量的一階差分值。在基于公式(2)的實(shí)證回歸中,本文剔除了董秘任職第一年和任職最后一年的樣本,要求董秘任期至少達(dá)到3年,董秘薪酬從未發(fā)生變化的樣本也被剔除了。

    根據(jù)研究問(wèn)題,本文的解釋變量設(shè)定為董秘性別(BSmale),當(dāng)公司董秘為女性時(shí)BSmale取值為1,當(dāng)董秘為男性時(shí)BSmale取值為0。被解釋變量為董秘薪酬(lnBSwage),以董秘年度薪酬的自然對(duì)數(shù)計(jì)算。造成性別薪酬差異的原因眾多,這要求我們必須仔細(xì)地剝離非性別因素造成的薪酬差異[4]。借鑒前人研究,本文不僅從公司特征、公司治理特征等方面對(duì)影響董秘薪酬的因素進(jìn)行了控制,同時(shí)也控制了董秘履職能力這一可能會(huì)對(duì)董秘薪酬水平產(chǎn)生重要影響的因素。其中與公司特征相關(guān)的控制變量包括公司規(guī)模lnsize、盈利能力(總資產(chǎn)收益率ROA)、償債能力(資產(chǎn)負(fù)債率Lev)、發(fā)展能力(銷售收入增長(zhǎng)率Growth)和高管平均薪酬lnTMTwage。與公司治理特征相關(guān)的控制變量包括董事會(huì)規(guī)模Boardsize、董事會(huì)獨(dú)立性IDrate、股權(quán)集中度Top1和股權(quán)制衡度Sbalance。本文引入了董秘資本BScapital測(cè)度董秘的履職能力,借鑒周建等[10]的研究,以董秘教育或從業(yè)背景、學(xué)歷、年齡、任期、政治背景、學(xué)術(shù)背景、兼職情況等指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化求和進(jìn)行測(cè)量。本文使用的主要變量及計(jì)算方法詳見(jiàn)表1。

    3.3 變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

    變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示,在全樣本中,被解釋變量lnBSwage的均值為12.5758,中位數(shù)為12.6115,偏度系數(shù)為0.0211,不存在明顯的偏峰問(wèn)題;解釋變量BSmale均值為0.2314,表明樣本中女性董秘占比為23.14%。Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示,董秘性別與董秘薪酬之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系,但顯著性較差,性別是否會(huì)對(duì)董秘薪酬產(chǎn)生影響還需進(jìn)一步檢驗(yàn)。VIF檢驗(yàn)的最大值為1.99,表明解釋變量和控制變量之間不存在顯著的共線問(wèn)題,保證了后續(xù)回歸結(jié)果的可靠性。

    4 實(shí)證結(jié)果分析

    4.1 董秘性別對(duì)董秘薪酬的影響分析

    本文首先檢驗(yàn)了假設(shè)1a,探究了董秘性別對(duì)董秘年度薪酬總額的影響,回歸結(jié)果詳見(jiàn)表2。其中模型1為僅包含控制變量的固定效應(yīng)回歸結(jié)果;模型2為基于公式(1)的回歸結(jié)果。模型2顯示,BSmale的回歸系數(shù)為-0.123,董秘性別對(duì)董秘薪酬的影響在1%的水平上顯著,女性董秘的薪酬顯著低于男性董秘。假設(shè)1a得到數(shù)據(jù)支持。

    考慮到地區(qū)差異可能對(duì)董秘的薪酬產(chǎn)生影響,本文在表2模型3中加入了上市公司所在地級(jí)市層面的固定效應(yīng)。模型3顯示,在控制了城市的影響后,模型的擬合度略有提高,模型的顯著性水平和解釋變量BSmale的回歸系數(shù)幾乎沒(méi)有發(fā)生變化(β=-0.123,p<0.01)。假設(shè)1a再次得到支持。

    考慮到董秘前一期的薪酬水平可能對(duì)本期薪酬產(chǎn)生影響,本文在表2的模型4中加入了董秘薪酬的一階滯后項(xiàng)lnBSwaget-1作為控制變量。滯后項(xiàng)的加入有助于控制難以觀測(cè)的、不隨時(shí)間變化的公司和董秘個(gè)體層面的因素對(duì)回歸結(jié)果的影響[26]。在模型4中,BSmale的回歸系數(shù)為-0.117,在1%的水平上顯著,回歸結(jié)果支持了假設(shè)1a。鑒于在動(dòng)態(tài)面板模型中引入因變量的滯后項(xiàng)作為控制變量可能引致內(nèi)生性問(wèn)題,借鑒Focke等[26]的方法,本文使用系統(tǒng)GMM方法對(duì)加入了lnBSwaget-1的模型重新進(jìn)行回歸,模型5的回歸結(jié)果顯示,使用系統(tǒng)GMM方法估計(jì)出的BSmale回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)(β=-0.163),支持了模型4的回歸結(jié)果。假設(shè)1a得到模型4和模型5的數(shù)據(jù)支持。

    基于公式(2),本文對(duì)研究假設(shè)1b進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn),主要回歸結(jié)果見(jiàn)表2模型6。面板固定效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),BSmale的回歸系數(shù)為-0.035,在5%水平上顯著。模型6的實(shí)證結(jié)果證實(shí):當(dāng)男、女董秘的薪酬均上升時(shí),男性董秘的薪酬增加額高于女性董秘;而在薪酬下降時(shí),女性董秘薪酬的降低額高于男性董秘。在薪酬調(diào)整活動(dòng)中,女性董秘和男性董秘沒(méi)有得到同等對(duì)待。這也解釋了為何董秘性別薪酬差會(huì)長(zhǎng)期顯著存在。綜上所述,上市公司董秘薪酬存在較為顯著的性別差異,女性董秘的薪酬總額和薪酬增加額均顯著低于男性董秘。在控制了可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題之后,董秘性別薪酬差異依舊顯著。假設(shè)1a和假設(shè)1b均成立。

    4.2 女性董事參與治理對(duì)董秘性別薪酬平等性的影響分析

    為檢驗(yàn)假設(shè)2a,本文按照女性董事人數(shù)是否達(dá)到臨界規(guī)模(3人及以上),將樣本劃分為女性董事人數(shù)不少于3人和少于3人兩個(gè)子樣本組,并分別利用公式(1)進(jìn)行面板固定效應(yīng)回歸分析。表3列示了相應(yīng)的回歸結(jié)果。列(1)和列(2)中解釋變量BSmale的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)。系數(shù)差異性檢驗(yàn)結(jié)果顯示,二者并無(wú)差異。實(shí)證結(jié)果表明,無(wú)論女性董事人數(shù)是否達(dá)到3人,女性董秘的薪酬均低于男性董秘。檢驗(yàn)結(jié)果并未支持假設(shè)2a。

    考慮到在規(guī)模較大的董事會(huì)中,達(dá)到3人規(guī)模的女性董事人數(shù)實(shí)際占比仍然可能較小,在董事會(huì)難以通過(guò)行使表決權(quán)扭轉(zhuǎn)董事會(huì)對(duì)女性成員的歸因偏差,本文進(jìn)一步按照女性董事占比是否達(dá)到1/3作為分組標(biāo)準(zhǔn),將樣本劃分為女性董事占比達(dá)到1/3和不足1/3的子樣本組。表3中的列(3)和列(4)分別列示了兩組子樣本的回歸結(jié)果:在女性董事占比未達(dá)到1/3的樣本組中,BSmale的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)(β=-0.120),而當(dāng)女性董事占比達(dá)到1/3后,董秘性別薪酬差異不再顯著。系數(shù)差異性檢驗(yàn)結(jié)果也表明,列(3)和列(4)中BSmale的回歸系數(shù)存在顯著差異。對(duì)比表3列(1)~列(4)的實(shí)證結(jié)果可知,假設(shè)2a在以女性董事比例是否達(dá)到1/3作為判斷標(biāo)準(zhǔn)時(shí)成立,而在以女性董事人數(shù)是否不少于3人作為劃分標(biāo)準(zhǔn)時(shí)未能得到數(shù)據(jù)支持。

    本文通過(guò)檢驗(yàn)假設(shè)2b,探索了女性董事在董秘薪酬調(diào)整活動(dòng)中發(fā)揮的作用。表3列(5)和列(6)的結(jié)果顯示,當(dāng)以女性董事人數(shù)是否達(dá)到3人作為分組標(biāo)準(zhǔn)時(shí),兩組回歸模型均在5%的水平上顯著為負(fù),解釋變量BSmale回歸系數(shù)分別為-0.014和-0.047。系數(shù)差異性檢驗(yàn)結(jié)果顯示,二者的回歸系數(shù)不存在顯著差異。這意味著,無(wú)論女性董事人數(shù)是否達(dá)到3人,當(dāng)男女董秘的薪酬均上升時(shí),男性董秘獲得的加薪額要高于女性董秘;而在薪酬下降時(shí),女性董秘薪酬的降低額高于男性董秘。列(7)和列(8)分別為女性董事占比達(dá)到1/3和小于1/3的分組回歸結(jié)果。可見(jiàn),BSmale的回歸系數(shù)僅在女性董事占比小于1/3時(shí)顯著為負(fù),當(dāng)女性董事占比達(dá)到1/3時(shí),男女董秘年度薪酬增加額無(wú)顯著差異。這意味著,當(dāng)董事會(huì)中女性董事占比達(dá)到1/3后,女性董事參與治理能夠糾正董事會(huì)歸因偏差,降低男性董秘和女性董秘在年度薪酬增加額上的差異,使女性董秘能夠得到與男性董秘同水平的薪酬激勵(lì),而在薪酬縮減時(shí)女性董秘?zé)o需承擔(dān)因歸因偏差造成的額外的薪酬懲罰。

    雖然高管之間的薪酬差距是一種晉升激勵(lì),但性別薪酬差異卻會(huì)讓高管感受到“不公平”,這種不公平感很可能會(huì)驅(qū)使高管選擇自利行為[27]。有關(guān)假設(shè)2a和2b的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明,只有當(dāng)女性董事在董事會(huì)中的人數(shù)占比達(dá)到一定比例之后,女性董事降低董秘性別薪酬差異的作用才得以體現(xiàn),才能消解團(tuán)隊(duì)成員“不公平”的感受。單純以董事人數(shù)作為判斷標(biāo)準(zhǔn),可能無(wú)法準(zhǔn)確體現(xiàn)出女性董事在提高性別平等性問(wèn)題上的治理作用。

    4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    (1)考慮潛在家庭—工作沖突因素的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    本研究在控制公司特征、公司治理特征差異、高管平均薪酬差異水平、董秘履職能力差異、地區(qū)差異等諸多因素后,通過(guò)數(shù)據(jù)分析驗(yàn)證了我國(guó)上市公司確有存在董秘性別薪酬差異現(xiàn)象。為提高這一研究結(jié)論的穩(wěn)健性,本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中增加了對(duì)潛在的家庭—工作沖突因素的考量。

    家庭—工作沖突是企業(yè)用人時(shí)著重考慮的問(wèn)題。女性董秘面臨的家庭—工作沖突,尤其是潛在的育兒需要會(huì)引致董事會(huì)成員對(duì)其職業(yè)發(fā)展的擔(dān)憂[28],導(dǎo)致女性董秘的薪酬低于男性董秘。為控制該因素,本文將全樣本分為董秘年齡高于40周歲和不高于40周歲兩組子樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。根據(jù)《中國(guó)女性生育行為調(diào)查報(bào)告》,98.69%以上的中國(guó)女性的初育年齡在34歲及以下,只有1.41%的中國(guó)女性的初育年齡在34歲以上?!吨腥A人民共和國(guó)義務(wù)教育法(2015年修訂)》規(guī)定,滿6周歲的兒童應(yīng)當(dāng)入學(xué)接受規(guī)定年限的義務(wù)教育。據(jù)此,本文最終選擇以40周歲作為分界點(diǎn)。

    分組檢驗(yàn)結(jié)果顯示,無(wú)論女性董秘是否處于強(qiáng)育兒需求時(shí)期,男性董秘的薪酬均顯著高于女性董秘。這意味著在控制了家庭—工作沖突之后,董秘性別薪酬差異依舊顯著。結(jié)合前文實(shí)證結(jié)果可知,董秘的性別薪酬差異不只是董秘履職能力、地區(qū)差異、潛在的家庭—工作沖突擔(dān)憂等因素造成的,董事會(huì)因歸因偏差導(dǎo)致的性別偏見(jiàn)是董秘性別薪酬差異的重要成因。

    (2)基于傾向得分匹配法(PSM)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    由于本研究中女性董秘在總樣本中的占比不高,為降低樣本選擇偏誤對(duì)結(jié)果的影響,本文借鑒Focke等[26]的處理方式,使用傾向得分匹配方法(PSM)對(duì)全部樣本進(jìn)行同行業(yè)1:1近鄰匹配。匹配質(zhì)量檢驗(yàn)結(jié)果顯示,相比于原始樣本,配對(duì)樣本中男性董秘樣本組和女性董秘樣本組在各指標(biāo)上均不存在顯著差異。較高的配對(duì)質(zhì)量有效地降低了控制變量差異對(duì)回歸結(jié)果的影響。

    使用配對(duì)后的新樣本重新檢驗(yàn)本文的四個(gè)假設(shè)。其中假設(shè)1a的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示,BSmale的回歸系數(shù)為-0.105,女性董秘的薪酬總額在1%的水平上顯著低于男性董秘,假設(shè)1a成立;假設(shè)1b的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明,董秘性別對(duì)董秘薪酬增加額的影響為-0.07,在10%的顯著性水平上顯著,假設(shè)1b得到支持。假設(shè)2a的穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果顯示,當(dāng)女性董事占比小于1/3時(shí),男性和女性董秘的薪酬總額存在顯著差異(β=-0.106,p<0.01),而當(dāng)女性董事占比達(dá)到1/3后,二者之間的薪酬差異不再顯著(β=-0.075,不顯著)。假設(shè)2b的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示,當(dāng)女性董事占比小于1/3時(shí),男性和女性董秘的薪酬增加額存在顯著差異(β=-0.096,p<0.05),但女性董事占比達(dá)到1/3后,董秘性別對(duì)薪酬增加額的影響變得不再顯著(β=-0.121,不顯著)。有關(guān)假設(shè)2a和2b的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果均與前文結(jié)論保持一致。

    5 結(jié)論與啟示

    本文基于群際關(guān)系理論和歸因理論,解構(gòu)了女性董事通過(guò)影響董事會(huì)的歸因偏差進(jìn)而影響董秘性別薪酬差異的作用路徑,探索了女性董事對(duì)高管性別平等性產(chǎn)生影響的內(nèi)在機(jī)理,以及女性董事發(fā)揮作用的條件。主要研究發(fā)現(xiàn)如下:

    (1)董秘性別薪酬差異確實(shí)存在,女性董秘的薪酬總額和年度薪酬增加額均顯著低于男性董秘。在控制了董秘履職能力、地區(qū)差異、家庭-工作沖突等因素的影響后,實(shí)證研究結(jié)果證實(shí)了董事會(huì)的性別偏見(jiàn)確實(shí)引致了董秘薪酬的性別差異。

    (2)女性董事參與治理能夠有效降低董事會(huì)性別偏見(jiàn)對(duì)董秘薪酬差異的影響,提升高管性別平等性。研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)女性董事占比低于1/3時(shí),董秘薪酬的性別差異顯著;當(dāng)女性董事占比達(dá)到1/3后,男女董秘之間的薪酬差異不再顯著。該結(jié)果與Elkinawy和Stater[4]“當(dāng)董事會(huì)中男性董事更多時(shí),高管性別薪酬差異更顯著”的研究結(jié)果具有較強(qiáng)一致性。

    (3)女性董事參與治理能夠顯著降低董秘年度薪酬增加額的性別差異,使女性董秘能夠得到像男性董秘一樣多的薪酬獎(jiǎng)勵(lì)。而在女性董事占比不足1/3時(shí),在薪酬調(diào)整活動(dòng)中,女性董秘得到的薪酬獎(jiǎng)勵(lì)低于男性董秘,受到的薪酬懲罰卻高于男性董秘。該研究發(fā)現(xiàn)清晰地揭示了董事會(huì)性別偏見(jiàn)對(duì)男女董秘薪酬變動(dòng)影響的差異性效果。

    本文的研究啟示是:(1)雖然組織內(nèi)部很難規(guī)避由潛意識(shí)上的歸因偏差造成的性別偏見(jiàn)問(wèn)題,但女性董事具備消減性別偏見(jiàn)的動(dòng)機(jī)和能力。合理發(fā)揮女性董事影響力是解決組織內(nèi)部性別不平等問(wèn)題的可行方式。(2)人數(shù)占比是權(quán)衡女性董事治理機(jī)制設(shè)計(jì)有效性的重要指標(biāo),在女性董事人數(shù)在董事會(huì)中占比較高的公司,董事會(huì)為高管團(tuán)隊(duì)打造無(wú)性別偏見(jiàn)的薪酬方案的可能性更高。無(wú)性別偏見(jiàn)的薪酬方案能夠提高團(tuán)隊(duì)中女性成員的工作熱情和忠誠(chéng)度,公平的績(jī)效薪酬方案甚至能夠激發(fā)團(tuán)隊(duì)整體的創(chuàng)造力。結(jié)合本文的研究結(jié)論,建議企業(yè)加強(qiáng)重視女性董事在紓解組織內(nèi)部性別不平等難題上的作用,更系統(tǒng)地評(píng)估女性董事的多元化價(jià)值,更全面地考量董事會(huì)人員性別多元化設(shè)置的重要意義,并結(jié)合企業(yè)經(jīng)營(yíng)的實(shí)際情況,適當(dāng)調(diào)整董事會(huì)女性董事成員比例,打造高效董事會(huì)。

    參 考 文 獻(xiàn):

    [1]李實(shí),宋錦,劉小川.中國(guó)城鎮(zhèn)職工性別工資差距的演變[J].管理世界,2014,(3):53-65,187.

    [2]Turner J C.自我歸類論[M].北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社,2011.1-249.

    [3]Hogg M A, Abrams D, Otten S, et al.. The social identity perspective: intergroup relations, self-conception, and small groups[J]. Small Group Research, 2004, 35(3): 246-276.

    [4]Elkinawy S, Stater M. Gender differences in executive compensation: variation with board gender composition and time[J]. Journal of Economics & Business, 2011, 63(1): 23-45.

    [5]Wang M, Kelan E. The gender quota and female leadership: effects of the Norwegian gender quota on board chairs and CEOs[J]. Journal of Business Ethics, 2013, 117(3): 449-466.

    [6]Francis B, Hasan I, Park J C, et al.. Gender differences in financial reporting decision-making: evidence from accounting conservatism[J]. Contemporary Accounting Research, 2015, 32(3): 1285-1318.

    [7]Elmagrhi M H, Ntim C G, Elamer A A, et al.. A study of environmental policies and regulations, governance structures, and environmental performance: the role of female directors[J]. Business Strategy and the Environment, 2019, 28(1): 206-220.

    [8]Liao Z J, Zhang M T, Wang X P. Do female directors influence firms environmental innovation? The moderating role of ownership type[J]. Corporate Social Responsibility & Environmental Management, 2019, 26(1): 257-263.

    [9]Park S H, Westphal J D. Social discrimination in the corporate elite: how status affects the propensity for minority CEOs to receive blame for low firm performance[J]. Administrative Science Quarterly, 2013, 58(4): 542-586.

    [10]周建,王順昊,張雙鵬.董秘信息提供、獨(dú)立董事履職有效性與公司績(jī)效[J].管理科學(xué),2018,31(5):97-116.

    [11]Heider F. The psychology of interpersonal relations[M]. New York: John Wiley & Sons. Inc, 1958. 1-317.

    [12]Jones E E. How do people perceive the causes of behavior? Experiments based on attribution theory offer some insights into how actors and observers differ in viewing the causal structure of their social world[J]. American Scientist, 1976, 64(3): 300-305.

    [13]Tajfel H. Social psychology of intergroup relations[J]. Annual Review of Psychology, 1982, 33(1): 1-39.

    [14]Pettigrew T F. The ultimate attribution error: extending allports cognitive analysis of prejudice[J]. Personality & Social Psychology Bulletin, 1979, 5(4): 461-476.

    [15]Sun H P, Westphal J D. Social discrimination in the corporate elite[J]. Administrative Science Quarterly, 2013, 58(4): 542-586.

    [16]Hill A D, Upadhyay A D, Beekun R I. Do female and ethnically diverse executives endure inequity in the CEO position or do they benefit from their minority status? An empirical examination[J]. Strategic Management Journal, 2015, 36(8): 1115-1134.

    [17]Knippen J M, Shen W, Zhu Q. Limited progress? The effect of external pressure for board gender diversity on the increase of female directors[J]. Strategic Management Journal, 2019, 40(7): 1123-1150.

    [18]Mikulincer M, Shaver P R. Attachment theory and intergroup bias: evidence that priming the secure base schema attenuates negative reactions to out-groups[J]. Journal of Personality & Social Psychology, 2001, 81(1): 97-115.

    [19]Cuddy A J, Fiske S T, Glick P. The BIAS map: behaviors from intergroup affect and stereotypes[J]. Journal of Personality & Social Psychology, 2007, 92(4): 631-648.

    [20]李蘭,仲為國(guó),王云峰.中國(guó)女企業(yè)家發(fā)展:現(xiàn)狀、問(wèn)題與期望——2505位女企業(yè)家問(wèn)卷調(diào)查報(bào)告[J].管理世界,2017,(11):50-64.

    [21]Konrad A M, Kramer V, Erkut S. Critical mass: the impact of three or more women on corporate boards[J]. Organizational Dynamics, 2008, 37(2): 145-164.

    [22]Bugeja M, Matolcsy Z, Spiropoulos H. The association between gender-diverse compensation committees and CEO compensation[J]. Journal of Business Ethics, 2015, 139(2): 1-16.

    [23]Geiler P, Renneboog L. Are female top managers really paid less[J]. Journal of Corporate Finance, 2015, 35(12): 345-369.

    [24]Pucheta-Martinez M C, Bel-Oms I, Olcina-Sempere G. Female institutional directors on boards and firm value[J]. Journal of Business Ethics, 2018, 152(2): 343-363.

    [25]Kanter R M. Men and women of the corporation revisited[J]. Management Review, 1987, 76(3): 14-16.

    [26]Focke F, Maug E, Niessen-Ruenzi A. The impact of firm prestige on executive compensation[J]. Journal of Financial Economics, 2016, 123(2): 313-336.

    [27]康華,程成,朱文璟.高管內(nèi)部薪酬差距、經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)與企業(yè)研發(fā)投入[J].預(yù)測(cè),2020,39(1):51-58.

    [28]Gayle G L, Golan L, Miller R A. Gender differences in executive compensation and job mobility[J]. Journal of Labor Economics, 2012, 30(4): 829-871.

    欧美日韩视频精品一区| .国产精品久久| 熟女电影av网| 国产午夜精品久久久久久一区二区三区| 亚洲精品日韩av片在线观看| 亚洲国产精品专区欧美| 亚洲第一区二区三区不卡| 亚洲不卡免费看| 精品人妻熟女av久视频| 国产免费一区二区三区四区乱码| av又黄又爽大尺度在线免费看| 成人国产av品久久久| www.色视频.com| 国产午夜精品久久久久久一区二区三区| 亚洲中文av在线| 日韩电影二区| 亚洲va在线va天堂va国产| 男人舔奶头视频| videos熟女内射| 卡戴珊不雅视频在线播放| 日日撸夜夜添| 国产亚洲午夜精品一区二区久久| 91精品国产国语对白视频| 欧美性感艳星| 国产亚洲5aaaaa淫片| 只有这里有精品99| 久久人妻熟女aⅴ| 午夜免费观看性视频| 97超碰精品成人国产| 一个人看的www免费观看视频| 久久久久久九九精品二区国产| 亚洲精品日韩av片在线观看| 各种免费的搞黄视频| 一级毛片久久久久久久久女| 在线 av 中文字幕| 亚洲精品一区蜜桃| 99九九线精品视频在线观看视频| 51国产日韩欧美| 久久久久久久久久久丰满| 在线观看免费视频网站a站| 大香蕉久久网| 边亲边吃奶的免费视频| 久久久久久伊人网av| 深爱激情五月婷婷| 久久久久精品性色| 亚洲国产成人一精品久久久| 国产精品人妻久久久久久| 亚洲成人av在线免费| 自拍偷自拍亚洲精品老妇| 各种免费的搞黄视频| 91精品国产国语对白视频| 日韩一区二区三区影片| 精品亚洲成a人片在线观看 | 亚洲av电影在线观看一区二区三区| 丰满少妇做爰视频| 如何舔出高潮| 欧美+日韩+精品| 欧美xxⅹ黑人| 国产一区二区三区av在线| 少妇人妻 视频| 精品亚洲乱码少妇综合久久| 美女福利国产在线 | 十分钟在线观看高清视频www | 日本与韩国留学比较| 99久久精品一区二区三区| 久久久国产一区二区| 久久久成人免费电影| 91久久精品电影网| 免费观看在线日韩| 色网站视频免费| www.av在线官网国产| 九草在线视频观看| 性高湖久久久久久久久免费观看| 精品酒店卫生间| 女性生殖器流出的白浆| 免费av不卡在线播放| 精品国产一区二区三区久久久樱花 | 国产亚洲91精品色在线| 久久国产亚洲av麻豆专区| 国产黄色视频一区二区在线观看| 99热这里只有是精品50| 一级毛片黄色毛片免费观看视频| 99热网站在线观看| 成人国产麻豆网| 交换朋友夫妻互换小说| 国内揄拍国产精品人妻在线| 欧美性感艳星| 成人二区视频| 亚洲欧美成人精品一区二区| 亚洲电影在线观看av| 婷婷色综合大香蕉| 亚洲精品国产色婷婷电影| 能在线免费看毛片的网站| 久久久久性生活片| 亚洲人成网站在线观看播放| 成人毛片60女人毛片免费| 视频区图区小说| 丰满迷人的少妇在线观看| 亚洲欧美中文字幕日韩二区| 日本欧美视频一区| 亚洲av日韩在线播放| 国产精品秋霞免费鲁丝片| 国产精品精品国产色婷婷| 久久国内精品自在自线图片| 最近最新中文字幕大全电影3| 成人免费观看视频高清| 日本午夜av视频| 国产精品欧美亚洲77777| 18禁裸乳无遮挡免费网站照片| 亚洲精品456在线播放app| 80岁老熟妇乱子伦牲交| 交换朋友夫妻互换小说| 国产亚洲欧美精品永久| av卡一久久| 热re99久久精品国产66热6| 精品一区二区三卡| 亚洲精品aⅴ在线观看| 国产精品av视频在线免费观看| 国产综合精华液| 日韩 亚洲 欧美在线| 亚洲av成人精品一区久久| 亚洲成人av在线免费| 视频区图区小说| 久久青草综合色| 免费观看的影片在线观看| 精品99又大又爽又粗少妇毛片| 少妇的逼水好多| 亚洲欧美一区二区三区黑人 | 性色avwww在线观看| 干丝袜人妻中文字幕| 国产精品麻豆人妻色哟哟久久| 欧美高清成人免费视频www| 国产男女超爽视频在线观看| 美女国产视频在线观看| 嫩草影院新地址| 在线观看免费高清a一片| 国产亚洲91精品色在线| 中文字幕精品免费在线观看视频 | 青青草视频在线视频观看| 不卡视频在线观看欧美| 久久精品国产亚洲av涩爱| 久久亚洲国产成人精品v| 成人亚洲精品一区在线观看 | 蜜桃亚洲精品一区二区三区| 韩国av在线不卡| 特大巨黑吊av在线直播| av专区在线播放| 国产精品一区二区在线观看99| 亚洲第一区二区三区不卡| 久久人妻熟女aⅴ| 亚洲欧美日韩无卡精品| 一级片'在线观看视频| 五月玫瑰六月丁香| 97在线视频观看| 久久综合国产亚洲精品| 一级毛片久久久久久久久女| 啦啦啦视频在线资源免费观看| 婷婷色av中文字幕| 国产成人精品福利久久| 精品久久久久久电影网| 亚洲va在线va天堂va国产| 18禁动态无遮挡网站| 久久久久国产网址| 精品一区二区免费观看| 久久久色成人| 国产欧美日韩精品一区二区| 亚洲欧美日韩东京热| 日韩欧美 国产精品| 日韩精品有码人妻一区| 国产91av在线免费观看| 最近手机中文字幕大全| 亚洲精品日本国产第一区| 少妇熟女欧美另类| 欧美日韩亚洲高清精品| 97超碰精品成人国产| 午夜日本视频在线| 七月丁香在线播放| 国产视频首页在线观看| 国产69精品久久久久777片| 伦理电影大哥的女人| 国产亚洲91精品色在线| 欧美高清性xxxxhd video| 身体一侧抽搐| 一级二级三级毛片免费看| 久久99热6这里只有精品| kizo精华| 久久久久精品久久久久真实原创| 中文字幕精品免费在线观看视频 | 美女国产视频在线观看| 深爱激情五月婷婷| 麻豆精品久久久久久蜜桃| 在线观看免费视频网站a站| 边亲边吃奶的免费视频| 视频区图区小说| 91久久精品国产一区二区三区| 国精品久久久久久国模美| 国产无遮挡羞羞视频在线观看| 99久久精品一区二区三区| 午夜福利高清视频| 各种免费的搞黄视频| 王馨瑶露胸无遮挡在线观看| 在线观看一区二区三区激情| 边亲边吃奶的免费视频| 欧美bdsm另类| 一区二区三区四区激情视频| 中文字幕免费在线视频6| 一个人看视频在线观看www免费| 国产精品无大码| 黄色怎么调成土黄色| 久热久热在线精品观看| 成人高潮视频无遮挡免费网站| 精品国产乱码久久久久久小说| 黄色怎么调成土黄色| 干丝袜人妻中文字幕| 亚洲av中文字字幕乱码综合| 午夜福利高清视频| 一级二级三级毛片免费看| 久久99热6这里只有精品| 成人一区二区视频在线观看| 成人高潮视频无遮挡免费网站| 99re6热这里在线精品视频| 日韩一区二区视频免费看| 91狼人影院| 精品国产一区二区三区久久久樱花 | 亚洲精品456在线播放app| 欧美3d第一页| 在线免费观看不下载黄p国产| 久久久久性生活片| 中文字幕人妻熟人妻熟丝袜美| 亚洲性久久影院| 天天躁夜夜躁狠狠久久av| 777米奇影视久久| 亚洲国产色片| 日韩国内少妇激情av| 搡女人真爽免费视频火全软件| 丰满少妇做爰视频| 日韩欧美一区视频在线观看 | 99re6热这里在线精品视频| 亚洲av成人精品一二三区| 日本一二三区视频观看| 极品少妇高潮喷水抽搐| av在线蜜桃| 亚洲精品国产成人久久av| 国产亚洲一区二区精品| 亚洲av二区三区四区| 日本wwww免费看| 国产精品嫩草影院av在线观看| 午夜视频国产福利| 观看av在线不卡| 亚洲婷婷狠狠爱综合网| h视频一区二区三区| 久久99蜜桃精品久久| 高清不卡的av网站| 精品一品国产午夜福利视频| 亚洲真实伦在线观看| 久久99热这里只频精品6学生| 香蕉精品网在线| 少妇高潮的动态图| xxx大片免费视频| 久久人人爽人人片av| 精品少妇黑人巨大在线播放| 一本—道久久a久久精品蜜桃钙片| 亚洲精品国产av成人精品| 最近最新中文字幕大全电影3| 纵有疾风起免费观看全集完整版| 综合色丁香网| 最近最新中文字幕大全电影3| 国产乱人视频| 一二三四中文在线观看免费高清| 久久精品熟女亚洲av麻豆精品| 街头女战士在线观看网站| 少妇猛男粗大的猛烈进出视频| 少妇精品久久久久久久| 亚洲精品aⅴ在线观看| 青春草亚洲视频在线观看| 黄色欧美视频在线观看| 日韩大片免费观看网站| av黄色大香蕉| 26uuu在线亚洲综合色| 麻豆成人午夜福利视频| 男女免费视频国产| 最近手机中文字幕大全| 亚洲色图av天堂| 中国国产av一级| 成人综合一区亚洲| 国产精品国产三级国产av玫瑰| 美女视频免费永久观看网站| 中文欧美无线码| 欧美精品亚洲一区二区| 91久久精品电影网| 国产淫片久久久久久久久| 欧美区成人在线视频| 天美传媒精品一区二区| 精品亚洲成国产av| 少妇高潮的动态图| 日韩中字成人| 日韩av免费高清视频| 成年免费大片在线观看| 国产白丝娇喘喷水9色精品| 日日撸夜夜添| 国产 精品1| 欧美日本视频| 欧美日韩精品成人综合77777| 激情 狠狠 欧美| 在线免费十八禁| 久久久久久久亚洲中文字幕| 女人久久www免费人成看片| 我的老师免费观看完整版| 欧美精品国产亚洲| 好男人视频免费观看在线| 国产欧美日韩一区二区三区在线 | 精品一区在线观看国产| 久热久热在线精品观看| 99视频精品全部免费 在线| 五月玫瑰六月丁香| 色婷婷久久久亚洲欧美| videos熟女内射| 在线看a的网站| 狂野欧美激情性xxxx在线观看| 嘟嘟电影网在线观看| 国产av精品麻豆| 亚洲国产欧美人成| 午夜激情福利司机影院| 91久久精品电影网| 黄色视频在线播放观看不卡| 永久免费av网站大全| 中文字幕精品免费在线观看视频 | 水蜜桃什么品种好| av网站免费在线观看视频| 热99国产精品久久久久久7| 美女脱内裤让男人舔精品视频| 午夜福利视频精品| 黄色日韩在线| 亚洲成人手机| 岛国毛片在线播放| 午夜免费鲁丝| 黄色配什么色好看| 亚洲aⅴ乱码一区二区在线播放| 欧美激情国产日韩精品一区| 青青草视频在线视频观看| 日日摸夜夜添夜夜添av毛片| 国产亚洲午夜精品一区二区久久| a级一级毛片免费在线观看| 一级片'在线观看视频| 99热这里只有是精品50| 国产成人精品婷婷| 久久久精品免费免费高清| 大片电影免费在线观看免费| 久久这里有精品视频免费| 九色成人免费人妻av| 日韩视频在线欧美| 日本午夜av视频| 毛片女人毛片| 人人妻人人看人人澡| 日本午夜av视频| 男人爽女人下面视频在线观看| 日本黄色日本黄色录像| 爱豆传媒免费全集在线观看| 亚洲成人一二三区av| 日本-黄色视频高清免费观看| 日本av手机在线免费观看| 亚洲国产精品999| av一本久久久久| 美女中出高潮动态图| 亚洲欧美成人综合另类久久久| 国产老妇伦熟女老妇高清| 人妻一区二区av| av免费观看日本| 日韩亚洲欧美综合| 麻豆成人av视频| xxx大片免费视频| 欧美成人精品欧美一级黄| 欧美最新免费一区二区三区| 日本猛色少妇xxxxx猛交久久| 在线观看一区二区三区激情| 亚洲av成人精品一二三区| 欧美成人午夜免费资源| 亚洲av男天堂| 免费黄频网站在线观看国产| 久久久久视频综合| 国产欧美日韩精品一区二区| 国产高清国产精品国产三级 | 啦啦啦视频在线资源免费观看| 少妇高潮的动态图| 日韩欧美精品免费久久| 身体一侧抽搐| 亚洲精品第二区| 国产成人精品久久久久久| 亚洲,一卡二卡三卡| 久久久久久久国产电影| 99精国产麻豆久久婷婷| 久久影院123| 精品久久久噜噜| 少妇被粗大猛烈的视频| 国产老妇伦熟女老妇高清| 亚洲色图av天堂| 偷拍熟女少妇极品色| 成人午夜精彩视频在线观看| 我要看日韩黄色一级片| 日韩国内少妇激情av| 高清不卡的av网站| 国产av精品麻豆| 大香蕉97超碰在线| 中文字幕av成人在线电影| 最近2019中文字幕mv第一页| 街头女战士在线观看网站| 男人狂女人下面高潮的视频| 国产精品秋霞免费鲁丝片| 中文字幕人妻熟人妻熟丝袜美| 七月丁香在线播放| 免费人成在线观看视频色| 免费久久久久久久精品成人欧美视频 | 人妻少妇偷人精品九色| 91午夜精品亚洲一区二区三区| 亚洲精品成人av观看孕妇| 纵有疾风起免费观看全集完整版| 人妻少妇偷人精品九色| 街头女战士在线观看网站| 欧美成人精品欧美一级黄| 免费播放大片免费观看视频在线观看| av黄色大香蕉| 国产精品人妻久久久影院| 一个人免费看片子| 五月玫瑰六月丁香| 日韩电影二区| 欧美一区二区亚洲| 女人久久www免费人成看片| videossex国产| 免费观看在线日韩| 在线免费观看不下载黄p国产| 日本与韩国留学比较| 特大巨黑吊av在线直播| 一级毛片 在线播放| 国产成人精品一,二区| 九色成人免费人妻av| 亚洲精华国产精华液的使用体验| av在线播放精品| 老司机影院毛片| 在现免费观看毛片| av在线观看视频网站免费| 国产精品蜜桃在线观看| 亚洲av男天堂| 99久久精品一区二区三区| 国产男人的电影天堂91| 久久精品国产鲁丝片午夜精品| 少妇人妻一区二区三区视频| 夜夜骑夜夜射夜夜干| 三级国产精品片| av网站免费在线观看视频| 三级国产精品片| 最黄视频免费看| 欧美高清性xxxxhd video| 精品久久久久久久久亚洲| 成年免费大片在线观看| 亚洲av日韩在线播放| 插阴视频在线观看视频| 国产在线视频一区二区| 97在线视频观看| 免费少妇av软件| 少妇人妻久久综合中文| 亚洲成人一二三区av| 男女啪啪激烈高潮av片| 能在线免费看毛片的网站| 黄色配什么色好看| 天堂8中文在线网| 18+在线观看网站| 欧美国产精品一级二级三级 | 久久久a久久爽久久v久久| 精华霜和精华液先用哪个| 在线免费观看不下载黄p国产| 亚洲欧美一区二区三区黑人 | 久久韩国三级中文字幕| 一个人看的www免费观看视频| 国产精品熟女久久久久浪| 日日啪夜夜撸| 狠狠精品人妻久久久久久综合| 亚洲av.av天堂| 亚洲丝袜综合中文字幕| 久久精品久久精品一区二区三区| 你懂的网址亚洲精品在线观看| 狂野欧美激情性bbbbbb| 日韩伦理黄色片| 老女人水多毛片| 精品一区在线观看国产| 成人免费观看视频高清| 亚洲国产精品成人久久小说| 国产午夜精品久久久久久一区二区三区| 高清毛片免费看| av免费在线看不卡| 在线观看人妻少妇| 一级毛片 在线播放| 亚洲精品一区蜜桃| 亚洲欧洲国产日韩| 特大巨黑吊av在线直播| 国产一区亚洲一区在线观看| 国产毛片在线视频| 精品久久久精品久久久| 永久网站在线| 亚洲精品中文字幕在线视频 | 少妇人妻久久综合中文| 欧美变态另类bdsm刘玥| 国产精品久久久久久av不卡| 22中文网久久字幕| 晚上一个人看的免费电影| 久久久久视频综合| 国产成人一区二区在线| videossex国产| 久久精品人妻少妇| 国产91av在线免费观看| 有码 亚洲区| www.av在线官网国产| 久久久色成人| 日本午夜av视频| 国产成人a区在线观看| 美女xxoo啪啪120秒动态图| 免费av不卡在线播放| 欧美日韩视频精品一区| 久久久久久久久久久丰满| 色哟哟·www| 亚洲国产日韩一区二区| 亚洲精品日本国产第一区| 国产 一区精品| 亚洲人成网站高清观看| 久久综合国产亚洲精品| 肉色欧美久久久久久久蜜桃| 热re99久久精品国产66热6| 成人国产av品久久久| 在线亚洲精品国产二区图片欧美 | 最近最新中文字幕免费大全7| 蜜桃在线观看..| 97热精品久久久久久| 午夜福利高清视频| 欧美成人午夜免费资源| 精品一区在线观看国产| 老司机影院毛片| 一级黄片播放器| www.色视频.com| 蜜桃在线观看..| 日韩欧美精品免费久久| 在线观看免费日韩欧美大片 | 亚洲国产成人一精品久久久| 2018国产大陆天天弄谢| 女人久久www免费人成看片| 熟女人妻精品中文字幕| 男女下面进入的视频免费午夜| h视频一区二区三区| 卡戴珊不雅视频在线播放| 国产乱人视频| 日日啪夜夜爽| 日韩强制内射视频| 大陆偷拍与自拍| 99热这里只有是精品在线观看| av免费在线看不卡| 欧美激情国产日韩精品一区| 国产精品熟女久久久久浪| 一区在线观看完整版| 中文字幕久久专区| 在线观看免费高清a一片| 亚洲激情五月婷婷啪啪| av黄色大香蕉| 少妇裸体淫交视频免费看高清| 欧美三级亚洲精品| 晚上一个人看的免费电影| 国产精品免费大片| 黄色日韩在线| 青春草国产在线视频| 黑人高潮一二区| 亚洲久久久国产精品| 中文乱码字字幕精品一区二区三区| 精华霜和精华液先用哪个| 成年女人在线观看亚洲视频| 六月丁香七月| 亚洲精品,欧美精品| 国产成人精品一,二区| 亚洲色图综合在线观看| 久久精品人妻少妇| 精品亚洲成国产av| 国产黄片视频在线免费观看| 成人毛片60女人毛片免费| 亚洲美女搞黄在线观看| 欧美另类一区| 国产精品久久久久久久电影| 国产成人aa在线观看| 精品人妻视频免费看| 久久精品国产a三级三级三级| 十分钟在线观看高清视频www | 色视频www国产| 日韩中字成人| 国产大屁股一区二区在线视频| 高清av免费在线| 亚洲精华国产精华液的使用体验| 久久精品久久精品一区二区三区| 国产男女超爽视频在线观看| 一级毛片我不卡| 汤姆久久久久久久影院中文字幕| 99热这里只有是精品50| 啦啦啦视频在线资源免费观看| 午夜日本视频在线| 少妇精品久久久久久久| 啦啦啦视频在线资源免费观看| 2022亚洲国产成人精品| 欧美一级a爱片免费观看看| 男男h啪啪无遮挡| 自拍偷自拍亚洲精品老妇| 亚洲三级黄色毛片| 美女内射精品一级片tv| 欧美亚洲 丝袜 人妻 在线| 丝袜喷水一区| 99国产精品免费福利视频| 下体分泌物呈黄色| 99热网站在线观看| 不卡视频在线观看欧美| 久久精品夜色国产| 亚洲精品色激情综合| 久久久久久久久久久免费av|