非CEO高管內(nèi)部治理對費(fèi)用粘性的影響

仇 萌, 張俊瑞, 王良輝

(西安交通大學(xué)管理學(xué)院,陜西西安 710049)

1 引 言

成本管理是企業(yè)管理的重要組成部分, 隨著當(dāng)前經(jīng)濟(jì)下行壓力增大, 供給側(cè)改革, 以及“三去一降一補(bǔ)”目標(biāo)的提出,企業(yè)如何控制成本、降低成本成為實(shí)務(wù)界和學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn).傳統(tǒng)的成本習(xí)性分析認(rèn)為成本變動幅度與業(yè)務(wù)變動幅度相關(guān),而與業(yè)務(wù)變動方向無關(guān)[1],該觀點(diǎn)只是基于理想生產(chǎn)情況進(jìn)行描述,忽略了管理層在成本管理中的作用.事實(shí)上成本的費(fèi)用粘性產(chǎn)生于公司權(quán)力組織和管理層人擇行為,現(xiàn)代企業(yè)制度的所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離產(chǎn)生了委托–代理問題,經(jīng)理人基于自身利益最大化目標(biāo)所制定的企業(yè)決策可能損害所有者利益[2,3].如何通過發(fā)揮公司治理效應(yīng)抑制成本粘性和保證企業(yè)利益,是企業(yè)在優(yōu)化高管團(tuán)隊(duì)建設(shè)、構(gòu)建公司治理體系和提升資源配置效率過程中亟需關(guān)注和探索的問題.

費(fèi)用粘性反映了業(yè)務(wù)量上升時的邊際費(fèi)用增加量大于業(yè)務(wù)下降時的邊際費(fèi)用減少量這一現(xiàn)象,當(dāng)企業(yè)向下調(diào)整承諾資源的成本幅度越大時,企業(yè)的費(fèi)用粘性越嚴(yán)重[4,5];當(dāng)未來業(yè)務(wù)量更可能出現(xiàn)反彈時,企業(yè)的費(fèi)用粘性增加[6].管理層代理問題是費(fèi)用粘性產(chǎn)生的主要原因之一[7].基于對企業(yè)調(diào)整成本和未來業(yè)務(wù)量的理性判斷,管理者可能刻意地在當(dāng)期業(yè)務(wù)量下降時保留資源、形成費(fèi)用粘性,該決策符合企業(yè)最優(yōu)資源配置的要求.然而在實(shí)際中,并非所有維持費(fèi)用水平的決策都源于管理者的理性權(quán)衡和客觀取舍,通常存在三類引發(fā)企業(yè)費(fèi)用粘性的管理者代理行為.

第一,“帝國建造”理論認(rèn)為管理者存在過度擴(kuò)張企業(yè)規(guī)模的機(jī)會主義動機(jī),以此來追求更高的地位、權(quán)力、名譽(yù)和薪酬[8].Chen 等[9]以企業(yè)自由現(xiàn)金流、經(jīng)理人(chief executive officer,CEO)視野、任期和薪酬結(jié)構(gòu)衡量CEO“帝國建造”的動機(jī)強(qiáng)弱,發(fā)現(xiàn)“個人帝國”動機(jī)正向影響費(fèi)用粘性.Calleja 等[10]比較了英美德法四國的企業(yè)費(fèi)用粘性,認(rèn)為在公司治理水平較高的國家,企業(yè)的費(fèi)用粘性更低,間接說明了“帝國建造”動機(jī)是企業(yè)費(fèi)用粘性的成因之一.第二,“自大假說”認(rèn)為管理者過度自信是企業(yè)致力于無效擴(kuò)張的重要原因[11].Chen 等[12]發(fā)現(xiàn)過度自信的管理者存在“好于平均”和“刻度偏差”兩項(xiàng)心理偏差1“好于平均”表示管理者高估了自身相對于其他行為人的能力水平;“刻度偏差”表示管理者高估自己的知識技能,縮小了對事情的估計(jì)范圍,高估自己預(yù)測的準(zhǔn)確性.,因此更可能高估企業(yè)未來業(yè)務(wù)量反彈的可能性,從而增加企業(yè)費(fèi)用粘性.梁上坤[13]分別以宏觀景氣指數(shù)、管理層相對薪酬和持股變化反映管理者過度自信水平,發(fā)現(xiàn)管理者過度自信正向影響企業(yè)費(fèi)用粘性.第三,管理者具有“享受安逸”的動機(jī)[14],當(dāng)企業(yè)的治理水平降低時,管理者在決策過程中會因?yàn)榘灿诂F(xiàn)狀而選擇較容易實(shí)施的決策[15,16].Bertrand 等[17]研究發(fā)現(xiàn)在反并購法實(shí)施以后,公司治理水平下降,管理者更不傾向削減企業(yè)規(guī)模,更愿意增加職工薪酬,表明管理者偏好于以規(guī)避困難決策和支付更高薪酬換取安逸.相比向上調(diào)整承諾資源,管理者向下調(diào)整承諾資源需要付出更高的成本2如終止長期合同時需要跟供應(yīng)商與客戶談判,解雇員工時需要涉及費(fèi)用賠付的協(xié)商,甚至面臨訴訟風(fēng)險[11,19].,當(dāng)管理者安于現(xiàn)狀時,企業(yè)的費(fèi)用更不容易得到及時削減,此時將加重企業(yè)費(fèi)用粘性.綜上所述,由管理者的“帝國建造”、“自大假說”以及“享受安逸”三種動機(jī)而引發(fā)的企業(yè)費(fèi)用粘性不符合企業(yè)資源配置最優(yōu)化的要求,將對企業(yè)的經(jīng)營績效產(chǎn)生負(fù)面影響.

為防范管理者的自利行為,除了董事會、薪酬契約、外部審計(jì)等發(fā)揮監(jiān)督效應(yīng)的公司治理機(jī)制以外,還有一種自下而上的非CEO 高管內(nèi)部治理機(jī)制在實(shí)際情景中發(fā)揮著重要的作用.非CEO 高管內(nèi)部治理是指非CEO 高管對CEO 代理行為實(shí)施有效制約與平衡的治理機(jī)制[6].這種“自下而上”的治理機(jī)制來源于高管團(tuán)隊(duì)中非CEO 高管對CEO 代理行為的治理動機(jī)與治理能力: 一方面,非CEO 高管是企業(yè)未來CEO 的候選人,且其平均年齡比CEO 小,相較CEO 而言更為遠(yuǎn)視,具有監(jiān)管CEO 代理行為的動機(jī);另一方面,非CEO高管是CEO 決策的具體執(zhí)行者, CEO 決策需要非CEO 高管在實(shí)施過程中積極配合,相較其它治理機(jī)制,非CEO 高管對CEO 的自利決策發(fā)揮監(jiān)督效應(yīng)時具有信息優(yōu)勢,從而具有監(jiān)管CEO 代理行為的能力[18?20].因此,有必要探究非CEO 高管內(nèi)部治理如何影響企業(yè)運(yùn)營決策.

不同于調(diào)整成本和客觀預(yù)期形成的費(fèi)用粘性, CEO 代理行為產(chǎn)生的費(fèi)用粘性會對企業(yè)的資源配置和經(jīng)營效率產(chǎn)生負(fù)面影響.那么,作為一種“自下而上”的治理機(jī)制,非CEO 高管內(nèi)部治理能否抑制代理問題產(chǎn)生的費(fèi)用粘性呢?非CEO 高管內(nèi)部治理抑制企業(yè)費(fèi)用粘性的機(jī)制是什么? 非CEO 高管內(nèi)部治理與其它公司治理機(jī)制是彼此相容還是互為排斥呢?為解決以上問題,本文以2003年～2015年我國滬深A(yù) 股上市公司為研究樣本,構(gòu)建實(shí)證回歸模型對研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn),并通過雙重差分模型、傾向匹配得分、變量替代法等穩(wěn)健性方法檢驗(yàn)了上述命題.研究發(fā)現(xiàn),非CEO 高管內(nèi)部治理對企業(yè)費(fèi)用粘性起抑制作用.進(jìn)一步梳理影響機(jī)制發(fā)現(xiàn),當(dāng)非CEO 高管的治理動機(jī)、治理能力較強(qiáng)時,非CEO 高管內(nèi)部治理對費(fèi)用粘性的抑制作用更強(qiáng).具體地,一方面新增非CEO 高管在高管團(tuán)隊(duì)占比(指在CEO 任期內(nèi)加入管理層的非CEO 高管)較低或CEO年齡臨近退休,非CEO 高管具有更強(qiáng)的治理動機(jī),非CEO 高管內(nèi)部治理的強(qiáng)度更高,對企業(yè)費(fèi)用粘性的抑制作用更強(qiáng).另一方面非CEO 高管與CEO 的薪酬比較高或非CEO 高管在其它公司兼任董事時,非CEO高管具有更強(qiáng)的治理動機(jī),非CEO 高管內(nèi)部治理的強(qiáng)度更高,對企業(yè)費(fèi)用粘性的抑制作用更強(qiáng).

與已有研究相比,本文關(guān)注了“自下而上”的內(nèi)部治理機(jī)制,為公司治理理論提供了新的研究視角.已有文獻(xiàn)大多關(guān)注了董事會、薪酬契約等“自上而下”的內(nèi)部治理機(jī)制對高管代理行為的抑制作用[21?22],忽視了存在于高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的治理機(jī)制.本文結(jié)合理論和實(shí)證分析,表明高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部存在非CEO 高管對CEO代理行為的有效監(jiān)管,是對已有公司治理文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充.本文深入高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部,豐富了費(fèi)用粘性影響因素的研究.已有高管代理行為對費(fèi)用粘性影響的研究[23?26]均忽視了在費(fèi)用調(diào)整決策中非CEO 高管對CEO的監(jiān)管作用和動機(jī).本文將非CEO 高管引入費(fèi)用粘性研究中,探究非CEO 高管與CEO 的互動如何影響企業(yè)費(fèi)用調(diào)整策略,為企業(yè)費(fèi)用粘性的成因提供進(jìn)一步的啟示.

2 研究假設(shè)

CEO 對企業(yè)費(fèi)用調(diào)整決策方案進(jìn)行選擇,但其決策偏好可能損害股東價值;非CEO 高管通過調(diào)整實(shí)施決策的程度來約束CEO 自利的決策偏好,促使最終形成有益于股東價值的均衡狀態(tài).從這種“自下而上”的非CEO 高管對CEO 制約與平衡的公司治理機(jī)制角度出發(fā),以治理動機(jī)與治理能力兩個方面分析非CEO高管內(nèi)部治理如何抑制企業(yè)費(fèi)用粘性并提出研究假設(shè).

2.1 非CEO 高管內(nèi)部治理與企業(yè)費(fèi)用粘性

非CEO 高管具有約束CEO 代理行為、抑制企業(yè)費(fèi)用粘性的動機(jī).當(dāng)企業(yè)費(fèi)用粘性程度過高時,管理層未能及時調(diào)整費(fèi)用決策,將會放大企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險、加速企業(yè)的業(yè)績下滑,威脅企業(yè)的持續(xù)生存與發(fā)展能力[23,24],此時會觸發(fā)非CEO 高管對CEO 代理行為進(jìn)行制約的動機(jī).首先,非CEO 高管是下一任CEO 的預(yù)備人選,更重視企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展和長期價值.Cremers 等[27]與Acharya 等[7]的研究表明有70%～80%的CEO 繼任者來自企業(yè)內(nèi)部,相似地,杜興強(qiáng)等[28]也發(fā)現(xiàn)當(dāng)CEO 變更時,其繼任者更可能來自企業(yè)內(nèi)部3本文的研究顯示,樣本企業(yè)從內(nèi)部選聘CEO 的占比高達(dá)72.3%..由于在非CEO 高管中很可能就有企業(yè)未來的CEO,而CEO 薪酬、職位穩(wěn)定性、外部任職機(jī)會等均與企業(yè)績效相關(guān)[29,30],所以非CEO 高管比現(xiàn)任CEO 更加遠(yuǎn)視.其次,非CEO 高管相較CEO 而言普遍更為年輕.Acharya 等[7]和Jain 等[20]均發(fā)現(xiàn)非CEO 高管的平均年齡比CEO 小3.75 歲左右4本文的研究顯示,樣本企業(yè)CEO-非CEO 高管的平均年齡差距約為2.4 歲..由于年齡的差異,相較于CEO,非CEO 高管的未來薪酬占職業(yè)生涯財(cái)富總額的比重更高,換而言之,非CEO 高管職業(yè)生涯的財(cái)富創(chuàng)造更依賴于企業(yè)未來的業(yè)績表現(xiàn)[17],事實(shí)上已有文獻(xiàn)以管理者年齡較小作為其遠(yuǎn)視的替代變量[31?33].因此,更為遠(yuǎn)視、更為年輕的非CEO 高管具有約束CEO 代理行為、抑制企業(yè)費(fèi)用粘性的動機(jī).

同時,非CEO 高管有能力約束CEO 代理行為、抑制企業(yè)費(fèi)用粘性.首先,非CEO 高管在企業(yè)運(yùn)營過程中參與度很高,具有信息優(yōu)勢[34].Graham 等[35]通過問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn),僅15%的受訪者表示CEO 是企業(yè)資源調(diào)整的唯一決策者,即大多數(shù)受訪者認(rèn)為非CEO 高管參與了企業(yè)資源配置決策.另一方面,費(fèi)用調(diào)整決策相關(guān)信息貫穿于企業(yè)內(nèi)部運(yùn)營過程,決策實(shí)施者非CEO 高管更具有效監(jiān)管的信息基礎(chǔ)[36].與由外及內(nèi)的治理機(jī)制相比,非CEO 高管相較于獨(dú)立董事、外部審計(jì)等更具有顯著的信息優(yōu)勢.同樣地,與由上至下的治理機(jī)制相比,非CEO 高管比股東大會、董事會等對CEO 費(fèi)用決策進(jìn)行直接監(jiān)管的成本更低.因此,非CEO 高管內(nèi)部治理比其它公司治理機(jī)制更能直接有效監(jiān)管代理行為產(chǎn)生的費(fèi)用粘性.其次, CEO 在進(jìn)行費(fèi)用調(diào)整時需要非CEO 高管的配合.雖然CEO 是費(fèi)用調(diào)整的最終決策者,但是實(shí)施費(fèi)用調(diào)整卻大多屬于各非CEO高管的職能領(lǐng)域[18].Aghion 等[37]的研究表明非CEO 高管對管轄范圍內(nèi)的職能部門具有更強(qiáng)的信息優(yōu)勢,進(jìn)而對費(fèi)用調(diào)整的實(shí)施具有實(shí)際決定權(quán).如市場營銷部門的高管負(fù)責(zé)廣告費(fèi)、展覽費(fèi)的調(diào)整,人力資源部門的高管負(fù)責(zé)人員調(diào)動及薪酬調(diào)整.最后, CEO 的薪酬與福利水平受非CEO 高管努力程度的影響.已有研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)CEO 偏好決策與非CEO 高管利益不一致時,非CEO 高管會降低努力程度,從而降低了企業(yè)的現(xiàn)金流創(chuàng)造以及CEO 的薪酬水平[7,38].當(dāng)CEO 預(yù)測到自利的決策可能降低非CEO 高管努力程度時, CEO 會選擇更加理性的決策[34].因此,雖然CEO 可能出于自利動機(jī)增加費(fèi)用粘性,但預(yù)測到非CEO 高管的工作熱情將受到打擊, CEO 更可能按照調(diào)整成本和業(yè)務(wù)量預(yù)期進(jìn)行客觀的費(fèi)用調(diào)整.

綜上所述,非CEO 高管有動機(jī)和能力去約束CEO 的“機(jī)會主義行為”,降低企業(yè)費(fèi)用粘性.故提出下面的假設(shè)1.

假設(shè)1非CEO 高管內(nèi)部治理對企業(yè)費(fèi)用粘性起抑制作用.

2.2 非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度與企業(yè)費(fèi)用粘性

正如已有研究指出的那樣,非CEO 高管內(nèi)部治理的強(qiáng)度受非CEO 高管治理動機(jī)和治理能力兩個方面的影響[18].據(jù)此,從非CEO 高管治理動機(jī)與治理能力兩個視角,探討非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度對企業(yè)費(fèi)用粘性的調(diào)節(jié)作用并提出研究假設(shè).

2.2.1 基于非CEO 高管治理動機(jī)視角的研究假設(shè)

基于非CEO 高管治理動機(jī)視角,選擇新增非CEO 高管在高管團(tuán)隊(duì)占比(指在CEO 任期內(nèi)加入管理層的非CEO 高管)和CEO年齡臨近退休兩個替代變量,分析非CEO 高管治理動機(jī)影響非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度,據(jù)此分別提出假設(shè).

當(dāng)新增非CEO 高管在管理層團(tuán)隊(duì)中的占比更低時,非CEO 高管的治理動機(jī)越強(qiáng),反之新增非CEO 高管在管理層團(tuán)隊(duì)中的占比更高時,非CEO 高管的治理動機(jī)越弱[39].Coles 等[40]提出了“新增董事”(即CEO任期內(nèi)新聘非CEO 高管),并發(fā)現(xiàn)新增董事占比越高,董事會的監(jiān)督動機(jī)越弱.Khanna 等[41]進(jìn)一步提出“新增高管”的概念,并發(fā)現(xiàn)新增董事和新增高管的占比越高,管理層成員對CEO 的監(jiān)管動機(jī)越弱,企業(yè)違規(guī)行為發(fā)生的概率越高.借鑒這些研究,以新增非CEO 高管占比來反映非CEO 高管對CEO 代理行為的治理動機(jī)具有合理性.當(dāng)新增非CEO 高管在高管成員中占比更低時,非CEO 高管具有更強(qiáng)的治理動機(jī),非CEO高管內(nèi)部治理的強(qiáng)度更高,對企業(yè)費(fèi)用粘性的抑制作用更強(qiáng).故提出下面的假設(shè)2.1.

假設(shè)2.1當(dāng)新增非CEO 高管占比較低時,非CEO 高管內(nèi)部治理對費(fèi)用粘性的抑制作用更強(qiáng).

當(dāng)CEO 越是臨近退休時,非CEO 高管的治理動機(jī)越強(qiáng).CEO 在臨近退休時更為短視,其對企業(yè)長期價值的關(guān)注度下降,將引發(fā)更多的代理問題[31?32].李培功等[42]認(rèn)為隨著CEO 預(yù)期任期縮短, CEO 犧牲股東長遠(yuǎn)利益進(jìn)行自利性投資的動機(jī)增強(qiáng),可能導(dǎo)致企業(yè)過度投資.謝獲寶等[24]發(fā)現(xiàn)即將離任的CEO 會增加尋求自我補(bǔ)償?shù)臋C(jī)會主義行為,導(dǎo)致企業(yè)費(fèi)用粘性加重.

CEO 代理行為導(dǎo)致的費(fèi)用粘性使成本費(fèi)用支出偏離最優(yōu)配置水平,損害企業(yè)長期利益.由于非CEO 高管更為遠(yuǎn)視[32],對企業(yè)長期價值的關(guān)注程度更高,因此當(dāng)CEO 臨近退休時,非CEO 高管的治理動機(jī)更強(qiáng).此外,Acharya 等[7]認(rèn)為當(dāng)CEO 臨近退休時,非CEO 高管成為CEO 繼任者的等候期更短、可能性更大,此時非CEO 高管具有更強(qiáng)的治理動機(jī).故提出下面的假設(shè)2.2.

假設(shè)2.2當(dāng)CEO 臨近退休時,非CEO 高管內(nèi)部治理對費(fèi)用粘性的抑制作用更強(qiáng).

2.2.2 基于非CEO 高管治理能力視角的研究假設(shè)

基于非CEO 高管的治理能力視角,選擇非CEO 高管與CEO 的薪酬比、非CEO 高管在其它公司兼任董事兩個替代變量,來分析非CEO 高管治理能力影響非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度,并探討非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度對費(fèi)用粘性的抑制作用,據(jù)此分別提出假設(shè).

當(dāng)非CEO 高管與CEO 的薪酬比越高時, 非CEO 高管的治理能力越強(qiáng).薪酬水平通常反映了經(jīng)理人市場上高管的外部機(jī)會薪酬,一定程度上可以表征高管的個人價值以及在公司內(nèi)部的影響力[18,43].Feng等[44]發(fā)現(xiàn)相對薪酬較高的CEO 更有能力迫使財(cái)務(wù)總監(jiān)進(jìn)行重大的會計(jì)信息操縱.Bebchuk 等[45]發(fā)現(xiàn)CEO薪酬占比越高的公司存在越嚴(yán)重的代理問題,表現(xiàn)為企業(yè)績效下滑、并購效率降低、CEO 離職–業(yè)績敏感性減弱等一系列現(xiàn)象,這也表明CEO 相對薪酬可以反映CEO 在企業(yè)內(nèi)部的影響力及尋租能力.類似地,Cheng 等[18]使用非CEO 高管與CEO 的薪酬比來表示非CEO 高管的相對影響力.因此, 當(dāng)非CEO 高管與CEO 的薪酬比越高時,非CEO 高管的治理能力越強(qiáng),非CEO 高管內(nèi)部治理的強(qiáng)度更高.故提出如下假設(shè)3.1.

假設(shè)3.1當(dāng)非CEO 高管與CEO 的薪酬比較高時,非CEO 高管內(nèi)部治理對費(fèi)用粘性的抑制作用更強(qiáng).

當(dāng)非CEO 高管在其它公司兼任董事時,非CEO 高管的治理能力越強(qiáng).Finkelstein[43]和Masulis 等[46]發(fā)現(xiàn)高管在其它公司兼任董事能夠反映高管的權(quán)力和地位,這些高管在企業(yè)中更具影響力且更可能成為CEO候選人.陳運(yùn)森[47]認(rèn)為獨(dú)立董事在其它公司兼任董事的數(shù)量越多時,其非正式權(quán)力越大、具有更高的聲譽(yù)和更多的潛在任職機(jī)會,這類董事不會過分擔(dān)心因得罪管理層而失去職位,對CEO 的代理行為具有更高的監(jiān)管能力.因此,當(dāng)非CEO 高管在其它公司兼任董事時,非CEO 高管的治理能力越強(qiáng),非CEO 高管內(nèi)部治理的強(qiáng)度更高.故提出下面的假設(shè)3.2.

假設(shè)3.2當(dāng)非CEO 高管在其它公司兼任董事時,非CEO 高管內(nèi)部治理對費(fèi)用粘性的抑制作用更強(qiáng).

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇

研究樣本選取2003年～2015年我國深滬兩市的A股上市公司,上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫.參照Anderson 等[48]篩選方法對樣本進(jìn)行如下清理: 1)根據(jù)中國證券監(jiān)督管理委員會上市公司行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn),剔除金融業(yè)上市公司的樣本;2)剔除*ST,ST,PT 公司的樣本;3)剔除有明顯錯誤信息的樣本,如總資產(chǎn)或者銷售收入值為零或者為負(fù)等;4)剔除當(dāng)年銷售管理費(fèi)用之和大于銷售收入的樣本;5)剔除不能滿足至少連續(xù)兩年有銷售收入和銷售管理費(fèi)用數(shù)據(jù)的樣本;6)剔除相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失的樣本.經(jīng)過以上篩選程序,最終得到16 379 個公司年份樣本.

3.2 變量定義與模型設(shè)計(jì)

文中定義了下列變量,用于構(gòu)建模型.

SGAi,t為公司i在t年的銷售費(fèi)用和管理費(fèi)用之和.

SGA-changei,t為公司i銷售管理費(fèi)用變化的代理變量,以t年銷售管理費(fèi)用(SGAi,t)與t ?1年銷售管理費(fèi)用(SGAi,t?1)比值的自然對數(shù)來衡量.

REVENi,t為公司i在t年的主營業(yè)務(wù)收入.

REVEN-changei,t為公司i主營業(yè)務(wù)收入變化的代理變量,以t年主營業(yè)務(wù)收入(REVENi,t)與t ?1年銷售管理費(fèi)用(REVENi,t?1)比值的自然對數(shù)來衡量

DEGi,t為公司i在t年的主營業(yè)務(wù)收入較t ?1年下降,取1,否則取0.

MIG1i,t為公司i的CEO 和非CEO 高管平均年齡的差異,如式(2)所示.

MIG2i,t為經(jīng)行業(yè)/年份調(diào)整后的CEO 和非CEO 高管平均年齡的差異,如式(3)所示

SUGi,t表示公司i的主營業(yè)務(wù)收入是否連續(xù)兩年下降,SUGi,t=1 表示下降,否則SUGi,t=0.

GDPi,t為公司i所在地區(qū)t年的國民生產(chǎn)總值增長率衡量.

AIi,t為公司i在t年總資產(chǎn)與主營業(yè)務(wù)收入的比值,取對數(shù)形式.

EIi,t為公司i在t年員工數(shù)量與主營業(yè)務(wù)收入的比值(以萬元為單位),取對數(shù)形式.

INCEN1 表示新增非CEO 高管的占比(CO-EXE), INCEN1 = 1 表示占比低于行業(yè)/年份中位數(shù), 否則INCEN1=0.

INCEN2 表示當(dāng)CEO年齡( CEO AGE)是否大于行業(yè)/年份中位數(shù), 若是, 則INCEN2=1, 若否,則INCEN2=0.

INFLU1 表示非CEO 高管與CEO 的薪酬比(REL-COM)是否高于行業(yè)/年份中位數(shù),若是,則INFLU1=1,若否,則取INFLU1=0.

INFLU2 表示非CEO 高管是否兼任其它公司董事(OTH-BOA), 若INFLU1 = 1 表示兼任, 否則INFLU1=0.

為了檢驗(yàn)假設(shè)1,以企業(yè)銷售管理費(fèi)用變化比值取對數(shù)(SGA chang)作為因變量,主營業(yè)務(wù)收入變化比值對數(shù)(REVEN-change)為自變量,由于假設(shè)1 討論非CEO 高管內(nèi)部治理對企業(yè)費(fèi)用粘性的影響,因此根據(jù)既有研究,加入主營業(yè)務(wù)收入是否下降的虛擬變量(DEG)和REVEN-change 的交互項(xiàng)檢驗(yàn)企業(yè)是否存在費(fèi)用粘性.在前者交互項(xiàng)再加入非CEO 高管內(nèi)部治理變量(MIG)的交互項(xiàng),建構(gòu)如下回歸模型

其中SGA-changei,t為公司i銷售管理費(fèi)用變化的代理變量, 以t年銷售管理費(fèi)用SGA-changei,t與t ?1年銷售管理費(fèi)用SGA-changei,t比值的自然對數(shù)來衡量.REVEN-changei,t為公司i主營業(yè)務(wù)收入變化的代理變量,以t年主營業(yè)務(wù)收入REVEN-changei,t與t ?1年主營業(yè)務(wù)收入REVEN-changei,t?1比值的自然對數(shù)來衡量;DEGi,t為虛擬變量表示主營業(yè)務(wù)收入是否下降,即當(dāng)本年主營業(yè)務(wù)收入低于上年主營業(yè)務(wù)收入時取1, 否則取0.具體地, DEGi,t取0 表示t年主營業(yè)務(wù)收入較t ?1年未下降, 此時主營業(yè)務(wù)收入每增加1%,銷售管理費(fèi)用增加β1%;DEGi,t取1 表示t年相較t ?1年主營業(yè)務(wù)收入下降,此時主營業(yè)務(wù)收入每降低1%,銷售管理費(fèi)用降低(β1+β2)%.當(dāng)費(fèi)用在業(yè)務(wù)量上升時的邊際增加量(β1)大于費(fèi)用在業(yè)務(wù)量下降時的邊際減少量(β1+β2),即模型(1)中的β2為負(fù),表明樣本企業(yè)普遍存在費(fèi)用粘性.

MIGi,t非CEO 高管內(nèi)部治理程度,采用兩種衡量方式,首先,參照J(rèn)ain 等[19]和Cheng 等[18],使用CEO和非CEO 高管平均年齡的差異(MIG1)衡量高管內(nèi)部治理程度,即

其中CEO-AGEi,t為t時期公司i的CEO年齡,SUD-AGEi,t為t時期公司i的非CEO 高管的平均年齡.

其次,為了控制年份和行業(yè)因素對該差異的影響,還使用了經(jīng)行業(yè)/年份調(diào)整后的年齡差異(MIG2)作為非CEO 高管內(nèi)部治理的另一個衡量指標(biāo),即

其中INDUSTRY-MIGj,t表示t時期j行業(yè)內(nèi)所有樣本公司CEO年齡與非CEO 高管平均年齡的差距.

若回歸方程(1)中變量DEGi,t×REVEN changei,t×MIGi,t的系數(shù)β3為正,則意味著非CEO 高管內(nèi)部治理對企業(yè)費(fèi)用粘性存在抑制作用從而驗(yàn)證假設(shè)1.

假設(shè)2.1 和假設(shè)2.2 主要討論非CEO 高管治理動機(jī)強(qiáng)弱程度不同,是否會對非CEO 高管內(nèi)部治理與企業(yè)費(fèi)用粘性的關(guān)系產(chǎn)生影響,因此構(gòu)建兩類表示非CEO 高管治理動機(jī)強(qiáng)弱的虛擬變量(INCEN1,INCEN2).首先針對假設(shè)2.1,參照文獻(xiàn)[34,40,41],使用新增非CEO 高管的占比(CO-EXE)表示非CEO 高管的治理動機(jī),該比例越高,非CEO 高管的治理動機(jī)越弱,比例越低,非CEO 高管治理動機(jī)越強(qiáng).當(dāng)該比例低于行業(yè)/年份中位數(shù)時,INCEN1 取1,否則取0.其次針對假設(shè)2.2,參照文獻(xiàn)[19],使用CEO 臨近退休(CEO-HOR)表示非CEO 高管的治理動機(jī).當(dāng)CEO 臨近退休時,其決策中的代理問題越嚴(yán)重[24,42],此時非CEO 高管具有更強(qiáng)的治理動機(jī).當(dāng)CEO年齡大于其行業(yè)/年份中位數(shù)時,非CEO 高管具有較強(qiáng)的治理動機(jī),INCEN2 取1,否則取0.

假設(shè)3.1 和假設(shè)3.2 主要討論非CEO 高管治理能力強(qiáng)弱程度不同,是否會對非CEO 高管內(nèi)部治理與企業(yè)費(fèi)用粘性的關(guān)系產(chǎn)生影響,因此構(gòu)建兩類表示非CEO 高管治理能力強(qiáng)弱的虛擬變量(INFLU1,INFLU2).首先針對假設(shè)3.1,參照文獻(xiàn)[18],使用非CEO 高管與CEO 的薪酬比表示非CEO 高管的治理能力,薪酬能夠反映高管在企業(yè)中的權(quán)力和地位[43,45],因此當(dāng)非CEO 高管與CEO 的薪酬比更高時,表明非CEO 高管具有較強(qiáng)的治理能力,該比值高于行業(yè)/年份中位數(shù)時INFLU1 取1,否則取0.其次針對假設(shè)3.2,使用非CEO高管是否兼任其它公司董事反映非CEO 高管的治理能力,Finkelstein[43]和Masulis 等[46]發(fā)現(xiàn)董事兼任能夠反映高管的權(quán)力和地位,因此兼任其它公司董事的非CEO 高管的治理能力更強(qiáng),此時INFLU2 取1,否則取0.

此外, 在回歸方程(1)中還選取了以下四個變量作為控制變量, 分別為: 1) 主營業(yè)務(wù)收入連續(xù)兩年下降(記為SUCi,t),該變量為虛擬變量,當(dāng)公司i的主營業(yè)務(wù)收入連續(xù)兩年下滑時該變量取1,否則取 0;2)經(jīng)濟(jì)增長率(記為GDPi,t),用公司i所在地區(qū)t年的國民生產(chǎn)總值增長率衡量;3)企業(yè)資產(chǎn)密集度(記為AIi,t),用公司i在t年總資產(chǎn)與主營業(yè)務(wù)收入之間的比值表示;4)企業(yè)員工密集度(記為EIi,t),用公司i在t年員工數(shù)量與主營業(yè)務(wù)收入(以萬元為單位)之間的比值表示.

4 實(shí)證結(jié)果及分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1～表3.由表1 可知,銷售管理費(fèi)用(SGA)的均值為4.219 億元(中位數(shù)為1.577 億元),主營業(yè)務(wù)收入(REVEN)的均值為45.375 億元(中位數(shù)為12.660 億元),銷售管理費(fèi)用占年主營業(yè)務(wù)收入比例的均值為0.183(中位數(shù)為0.128).

表1 銷售管理費(fèi)用和主營業(yè)務(wù)收入分布的描述性統(tǒng)計(jì)Tabel 1 Descriptive statistics of sales management expenses and main business income

從表2 可以看出, 當(dāng)年主營業(yè)務(wù)收入相較上年主營業(yè)務(wù)收入出現(xiàn)下降的樣本企業(yè)占總觀測樣本的30.5%, 當(dāng)年銷售管理費(fèi)用相較上年銷售管理費(fèi)用出現(xiàn)下降的樣本企業(yè)占總樣本數(shù)量的26.3%, 表明至少有一部分主營業(yè)務(wù)收入下降的樣本企業(yè)并沒有調(diào)減相應(yīng)的銷售管理費(fèi)用.在銷售管理費(fèi)用出現(xiàn)下降的企業(yè)中, 降幅的平均值為20.4%(中位數(shù)為12.0%).在主營業(yè)務(wù)收入出現(xiàn)下降的企業(yè)中, 降幅的平均值為19.9%(中位數(shù)為10.5%),表明樣本企業(yè)普遍存在費(fèi)用粘性.

表2 銷售管理費(fèi)用和主營業(yè)務(wù)收入波動的描述性統(tǒng)計(jì)Tabel 2 Descriptive statistics of sales management expenses and main business income fluctuations

表3 給出了其它主要變量的描述性統(tǒng)計(jì).可以看出, CEO 和非CEO 高管年齡差異的平均值為2.370,中位數(shù)為2.100,表明樣本企業(yè)CEO 和非CEO 高管之間存在年齡差,非CEO 高管更為年輕,更具有遠(yuǎn)見,這與文獻(xiàn)[18,19]中的結(jié)果是一致的,初步支持了假設(shè)1 預(yù)期的前提即樣本企業(yè)存在非CEO 高管內(nèi)部治理.

此外,假設(shè)2.1 和假設(shè)2.2 從兩類非CEO 治理動機(jī)變量探討非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度,從表3 可以看出,在CEO 任期內(nèi)上任的高管占非CEO 高管的平均比例為24.7%(中位數(shù)為16.7%)即新增高管占比較低,以及CEO 的平均年齡約為48 歲接近退休年齡,均表明非CEO 高管具有治理動機(jī);假設(shè)3.1 假設(shè)3.2 從兩類非CEO 治理能力變量探討非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度,從表3 還可以看出,非CEO 高管與CEO 薪酬比的平均值為77.6%(中位數(shù)為69.1%),該比值較高,以及平均有37.5%的樣本企業(yè)具有至少一名在其它公司擔(dān)任董事職務(wù)的非CEO 高管,均表明非CEO 高管具有治理能力.

表3 其它變量的描述性統(tǒng)計(jì)Tabel 3 Descriptive statistics of other variables

4.2 多元回歸結(jié)果分析

4.2.1 非CEO 高管內(nèi)部治理與企業(yè)費(fèi)用粘性

將模型(1)進(jìn)行OLS 回歸分析以檢驗(yàn)假設(shè)1,回歸結(jié)果見表4.表4 中的第1 列未加入控制變量,系數(shù)為負(fù)且在1%水平下顯著,表明樣本企業(yè)存在費(fèi)用粘性.進(jìn)一步地,根據(jù)文獻(xiàn)[23,25,48],表4 中的第2 列在第1 列的基礎(chǔ)上增加了相關(guān)的控制變量(SUC,GDP,AI,EI)和一些變量間的交互項(xiàng).可以看到,銷售收入連續(xù)下降(SUC)與DEC×REVEN-change 的交互項(xiàng)為正,且在1%水平下顯著,表明此時高管對未來業(yè)務(wù)量的預(yù)期較低,當(dāng)主營業(yè)務(wù)收入降低時,高管更愿意削減銷售管理費(fèi)用.資產(chǎn)密集程度(AI)與DEC×REVEN-change的交互項(xiàng)為負(fù),且在1%水平下顯著,表明資產(chǎn)密集型企業(yè)的調(diào)整成本更高,因而費(fèi)用粘性更嚴(yán)重.以上回歸結(jié)果與文獻(xiàn)[48]的結(jié)論一致.

表4 非CEO 高管內(nèi)部治理對企業(yè)費(fèi)用粘性的影響Tabel 4 The impact of the internal governance of subordinate executivese on the expenses stickiness

續(xù)表4Tabel 4 Continues

為了探討非CEO 高管內(nèi)部治理對企業(yè)費(fèi)用粘性的影響,第3 列在第2 列的基礎(chǔ)上加入了非CEO 高管內(nèi)部治理變量(MIG)及該變量與DEC×REVEN-change 的交互項(xiàng).其中, 第3列使用了CEO 和非CEO高管平均年齡的差異測量非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度MIG1(定義見式(2)), 此列回歸結(jié)果顯示, DEC×REVEN-change×MIG 的系數(shù)(β3)為正且在5%水平下顯著,表明非CEO 高管內(nèi)部治理越強(qiáng),企業(yè)費(fèi)用粘性越低.在第3 列基礎(chǔ)上, 第4 列使用經(jīng)行業(yè)/年份調(diào)整后的年齡差異MIG2(定義見式(3)) 來替代第3 列的MIG1 測量非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度,此列回歸結(jié)果顯示DEC×REVEN-change×MIG 的系數(shù)(β3)仍然為正且在5%水平下顯著,表明無論使用哪種衡量方式,非CEO 高管內(nèi)部治理對企業(yè)費(fèi)用粘性始終存在顯著的抑制作用.綜上所述,表4 中的第3 列和第4 列實(shí)證結(jié)果均支持前面提出的假設(shè)1,即非CEO 高管內(nèi)部治理對企業(yè)費(fèi)用粘性存在抑制作用,非CEO 高管內(nèi)部治理越強(qiáng),企業(yè)的費(fèi)用粘性越低.

4.2.2 非CEO 高管治理動機(jī)、非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度與企業(yè)費(fèi)用粘性

根據(jù)新增非CEO 高管的占比(CO EXE)和CEO年齡( CEO HOR)的行業(yè)/年份中位數(shù), 將全樣本分成非CEO 高管治理動機(jī)較弱組,對應(yīng)表5中第1 列、第3 列、第5 列和第7 列,和非CEO 高管治理動機(jī)較強(qiáng)組,對應(yīng)表5 中第第2 列、第4 列、第6 列和第8 列兩組子樣本,利用模型(1)分別進(jìn)行分組回歸,以檢驗(yàn)前面提出的假設(shè)2.1 和假設(shè)2.2.

表5 給出了回歸結(jié)果,其中第1 列～第4 列使用新增非CEO 高管占比為非CEO 高管治理動機(jī)的替代變量, 第5 列～第8 列列使用CEO年齡為非CEO 高管治理動機(jī)的替代變量.其中第1 列、第2 列和第5列、第6 列使用了CEO 和非CEO 高管平均年齡的差異(MIG1)度量非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度,第3 列、第4 列和第7 列、第8 列則使用了經(jīng)行業(yè)/年份調(diào)整后的年齡差異(MIG2)度量非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度.由表5 的回歸結(jié)果可以看出, 在非CEO 高管治理動機(jī)較弱(即新增非CEO 高管占比較高, 因此INCEN1取0)子樣本回歸中(第1 列、第3 列),DEC×REVEN-change×MIG 的系數(shù)(β3)均不顯著,即非CEO 高管治理動機(jī)較弱時,非CEO 高管內(nèi)部治理不會顯著抑制企業(yè)費(fèi)用粘性.而在非CEO 高管治理動機(jī)較強(qiáng)(即新增非CEO 高管占比較低,因此INCEN1 取1)子樣本回歸中(第2 列、第4 列),DEC×REVEN-change×MIG的系數(shù)(β3)始終為正且在1%水平下顯著,這一結(jié)果顯示當(dāng)新增非CEO 高管占比較低時,非CEO 高管內(nèi)部治理對費(fèi)用粘性的抑制作用更強(qiáng),支持了前面提出的假設(shè)2.1.

表5 非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度與企業(yè)費(fèi)用粘性: 非CEO 高管治理動機(jī)的影響Tabel 5 The intensity of internal governance of subordinate executives and the expenses stickiness:Based on the impact of internal governance of subordinate executives’motivations

類似地,在非CEO 高管治理動機(jī)較弱(即CEO年齡未臨近退休INCEN2 取0)子樣本回歸中(第5 列和第7 列), DEC×REVEN change×MIG 的系數(shù)(β3) 均不顯著, 即非CEO 高管治理動機(jī)較弱時, 非CEO 高管內(nèi)部治理不會顯著抑制企業(yè)費(fèi)用粘性.而在非CEO 高管治理動機(jī)較強(qiáng)(即CEO年齡臨近退休INCEN2取1)子樣本回歸中(第6 列、第8 列), DEC×REVEN-change×MIG的系數(shù)(β3)始終為正且在1% 水平下顯著,表明當(dāng)CEO 臨近退休時, 非CEO 高管內(nèi)部治理對費(fèi)用粘性的抑制作用更強(qiáng), 支持了前面提出的假設(shè)2.2.

4.2.3 非CEO 高管治理能力、非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度與企業(yè)費(fèi)用粘性

根據(jù)非CEO 高管與CEO 薪酬比(REL-COM)的行業(yè)/年份中位數(shù)和非CEO 高管是否兼任其他公司董事(OTH-BOA),將全樣本分成非CEO 高管治理能力較弱(對應(yīng)表6 的第1 列、第3 列、第5 列、第7 列)和非CEO 高管治理能力較強(qiáng)(對應(yīng)表6 的第2 列、第4 列、第6 列、第8 列)兩組子樣本,利用模型(1)分別進(jìn)行分組回歸,以檢驗(yàn)前面提出的假設(shè)3.1 和假設(shè)3.2.

表6 給出了回歸結(jié)果,其中第1 列～第4 列使用非CEO 高管與CEO 薪酬比為非CEO 高管治理能力的替代變量,第5 列～第8 列使用非CEO 高管是否兼任其他公司董事為非CEO 高管治理能力的替代變量.其中第1 列、第2 列和第5 列、第6 列使用了CEO 和非CEO 高管平均年齡的差異(MIG1)度量非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度,第3 列、第4 列和第7 列、第8 列則使用了經(jīng)行業(yè)/年份調(diào)整后的年齡差異(MIG2)度量非CEO高管內(nèi)部治理強(qiáng)度.由表6 的回歸結(jié)果可以看出,在非CEO 高管治理能力較弱(即新增非CEO 高管占比較高INFLU1取0)子樣本回歸中(第1 列、第3 列),DEC×REVEN-change×MIG的系數(shù)(β3)雖然也為正,但均未能通過顯著性檢驗(yàn),即非CEO 高管治理能力較弱時,非CEO 高管內(nèi)部治理不會顯著抑制企業(yè)費(fèi)用粘性.而在非CEO 高管治理能力較強(qiáng)(即非CEO 高管與CEO 薪酬比較高INFLU1取1)子樣本回歸中(第2 列、第4 列),DEC×REVEN-change×MIG的系數(shù)(β3)始終為正且在5%水平下顯著,這一結(jié)果顯示非CEO 高管與CEO 的薪酬比較高時,非CEO 高管內(nèi)部治理對費(fèi)用粘性的抑制作用更強(qiáng),支持了前面提出的假設(shè)3.1.

表6 非CEO 高管內(nèi)部治理強(qiáng)度與企業(yè)費(fèi)用粘性: 非CEO 高管治理能力的影響Tabel 6 The intensity of internal governance of subordinate executives and the expenses stickiness:Based on the impact of internal governance of subordinate executives’capabilities

此外, 在非CEO 高管治理能力較弱(即非CEO 高管未兼任其他公司董事INFLU2取0)子樣本回歸中(第5 列、第7 列), DEC×REVEN-change×MIG的系數(shù)(β3)雖然也為正, 但均未能通過顯著性檢驗(yàn),即非CEO 高管治理能力較弱時, 非CEO 高管內(nèi)部治理不會顯著抑制企業(yè)費(fèi)用粘性.而在非CEO高管治理能力較強(qiáng)(即非CEO 高管兼任其他公司董事INFLU2 取1) 子樣本回歸中(第6 列、第8 列),DEC×REVEN-change×MIG 的系數(shù)(β3)始終為正,且分別在5%和1%水平下顯著,表明當(dāng)非CEO 高管在其它公司兼任董事時,非CEO 高管內(nèi)部治理對費(fèi)用粘性的抑制作用更強(qiáng),支持了前面提出的假設(shè)3.1.

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證研究結(jié)果可靠,下面分別使用雙重差分模型、傾向得分匹配、替代解釋變量方法等進(jìn)行了下列穩(wěn)健性檢驗(yàn):

1)基于非CEO 高管兼任外部董事構(gòu)建雙重差分模型.為解決遺漏變量的內(nèi)生性問題,借鑒Cheng 等[8]以非CEO 高管兼任外部董事這一擬自然實(shí)驗(yàn)構(gòu)建雙重差分模型,替代模型(1)中的非CEO 高管內(nèi)部治理變量(MIG),檢驗(yàn)非CEO 高管內(nèi)部治理對企業(yè)費(fèi)用粘性的影響為

其中POST 為時間虛擬變量,當(dāng)非CEO 高管兼任外部董事時取1,否則取0.TREAT 為事件虛擬變量,當(dāng)公司在樣本期間內(nèi)有至少一名非CEO 高管兼任外部董事時取1,否則取0.

此外, 為了更全面地考察非CEO 高管兼任外部董事事件期內(nèi)的變化, 還對三個不同的時間窗口進(jìn)行了分析,分別為[?1,+1]即兼任事件的前后一年作為時間窗,[?2,+2]即兼任事件的前后兩年作為時間窗,[?3,+3]即兼任事件的前后三年作為時間窗.結(jié)果如表7 所示,系數(shù)均為正且在5%及以下水平顯著,進(jìn)一步支持假設(shè)1.

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)1: 雙重差分模型Tabel 7 Robustness test 1: Difference in difference model

續(xù)表7Tabel 7 Continues

2) 使用傾向得分配對構(gòu)建配對樣本.為進(jìn)一步控制公司治理的影響作用, 借鑒文獻(xiàn)[20], 以兩職兼任、獨(dú)董比例、管理層持股比例、第一大股東持股比例、第二至第十大股東的股權(quán)集中程度、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、是否擁有母公司以及是否交叉上市, 這八個關(guān)系到非CEO 高管內(nèi)部治理的公司治理變量為配對基準(zhǔn),為非CEO 高管內(nèi)部治理兩個變量(MIG1)和(MIG2)分別匹配相應(yīng)的控制組樣本, 在對處理組和控制組中的個體進(jìn)行匹配時, 需要度量個體間的距離, 傾向得分匹配法不僅是一維變量, 而且取值介于[0,1]之間, 在此分別采取大于四分位數(shù)與大于五分位數(shù)兩個標(biāo)準(zhǔn), 運(yùn)用Logit 回歸來實(shí)現(xiàn)得到以下四組樣本在表8 中以SAMPLE1,SAMPLE2,SAMPLE3 以及SAMPLE4 列示,利用模型(1)分別檢驗(yàn)四組樣本,結(jié)果如表8 所示,DEC×REVEN-change×MIG 的系數(shù)(β3)始終為正且在10%及以下水平顯著,回歸結(jié)果保持穩(wěn)健.

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果2: 傾向得分配對Tabel 8 Robustness test 2: Propensity score matching

續(xù)表8Tabel 8 Continues

3)替換非CEO 高管內(nèi)部治理的測度方法.借鑒文獻(xiàn)[18,19],使用一系列的替代變量表示非CEO 高管內(nèi)部治理,具體分別用以下四個變量替代模型(1)中的MIGi,t進(jìn)行檢驗(yàn).(a)非CEO 高管的視野(HOR)即CEO年齡(CEO-AGE)大于行業(yè)/年份中位數(shù)時取1,否則取0;(b)非CEO 高管的超額薪酬(COM)即非CEO 高管與CEO 的薪酬比(REL-COM)高于行業(yè)/年份中位數(shù)時取1,否則取0;(c)標(biāo)準(zhǔn)化后的HOR 和COM 的加總值(MIG3);(d)百分位化后的HOR 和COM 的加總值(MIG4).結(jié)果如表9 所示,DEC×REVEN-change×MIG的系數(shù)(β3)為正始終在10%及以下水平顯著,回歸結(jié)果依舊保持穩(wěn)健.

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果3: 替換非CEO 高管內(nèi)部治理測度Tabel 9 Robustness test 3: Alternative internal governance of subordinate executives measurement

續(xù)表9Tabel 9 Continues

4) 替換非CEO 高管治理動機(jī)和治理能力的測度方法.首先針對非CEO 高管內(nèi)部治理動機(jī), 參照文獻(xiàn)[7, 19], 使用現(xiàn)任CEO 是否來自內(nèi)部選聘表示非CEO 高管的治理動機(jī),當(dāng)現(xiàn)任CEO 來自內(nèi)部選聘時,非CEO 高管治理動機(jī)越強(qiáng),INCEN3 取1,否則取0.其次針對非CEO 高管內(nèi)部治理能力,參照文獻(xiàn)[43],使用CEO 權(quán)力來衡量非CEO 高管的治理能力,當(dāng)CEO 權(quán)力大于行業(yè)/年份中位數(shù)時,意味著非CEO 高管具有更強(qiáng)的治理能力,此時INFLU3 取1,否則取0.結(jié)果如表10 所示,奇數(shù)列中DEC×REVEN-change×MIG的系數(shù)(β3)始終為正且在10%及以下水平顯著,偶數(shù)列中(β3)系數(shù)不顯著,回歸結(jié)果保持穩(wěn)健.

表10 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果4: 替換治理動機(jī)和能力測度Tabel 10 Robustness test 4: Alternative governance motivation and ability measurement

5 結(jié)束語

已有關(guān)于公司治理領(lǐng)域的文獻(xiàn)重點(diǎn)關(guān)注了自上而下,由外到內(nèi)的治理機(jī)制,卻很少關(guān)注非CEO 高管在抑制代理行為過程中的積極作用.同時,關(guān)于高管內(nèi)部治理的文獻(xiàn)并沒有討論非CEO 高管是否能夠通過發(fā)揮治理作用,減少代理行為,進(jìn)而提升企業(yè)資源配置效率.鑒于此,以我國滬深兩市2003年～2015年間的所有A股上市公司為研究對象,發(fā)現(xiàn)非CEO 高管內(nèi)部治理對企業(yè)費(fèi)用粘性具有抑制作用.研究結(jié)論拓展了公司治理理論的研究視角,發(fā)展了費(fèi)用粘性的影響因素研究,并具有一定的現(xiàn)實(shí)啟示: 第一,為董事會優(yōu)化高管團(tuán)隊(duì)建設(shè)提供理論指導(dǎo).根據(jù)《中華人民共和國公司法》和《上市公司章程指引》,董事會在高管的聘任與解聘過程中發(fā)揮主導(dǎo)作用.已有研究多從高管團(tuán)隊(duì)整體屬性和高管個人特征方面提出團(tuán)隊(duì)優(yōu)化的指導(dǎo)意見,本文重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)非CEO 高管作為高管團(tuán)隊(duì)的重要一極,對代理行為的治理作用及其作用情境,為董事會加強(qiáng)對非CEO 高管的任職條件審核以及上市公司聘用非CEO 高管決策提供了理論依據(jù).第二,為利益相關(guān)者評估公司治理提供理論依據(jù),為上市公司提升治理水平提供實(shí)踐啟示.《中華人民共和國證券法》和《上市公司治理準(zhǔn)則》均指出,公司治理是規(guī)范上市公司運(yùn)作,促進(jìn)我國證券市場健康發(fā)展的關(guān)鍵.已有研究多探討內(nèi)部機(jī)制(如董事會,薪酬契約,股權(quán)結(jié)構(gòu)等)和外部機(jī)制(如并購市場,法律體系,股東保護(hù)機(jī)制等)對代理行為的抑制作用,本文重點(diǎn)關(guān)注自下而上的非CEO 高管內(nèi)部治理機(jī)制,為投資者,債權(quán)人,政府等利益相關(guān)者評估上市公司治理水平提供新視角,也為上市公司發(fā)展和完善治理體系提供重要啟示.第三,為供給側(cè)改革和產(chǎn)能過剩問題提供微觀層面的啟發(fā).中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”,發(fā)展的戰(zhàn)略重心逐步從需求側(cè)轉(zhuǎn)向供給側(cè),降低企業(yè)成本費(fèi)用,提升企業(yè)資源配置效率是供給側(cè)改革和“去產(chǎn)能”的關(guān)鍵環(huán)節(jié).本文重點(diǎn)探討非CEO 高管作為企業(yè)運(yùn)營決策的參與者與實(shí)施人,在降低企業(yè)費(fèi)用粘性,提升資源配置效率過程中的作用,將為供給側(cè)改革和“去產(chǎn)能”提供微觀層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù).