論高管外部薪酬差距與投資效率的非線性關(guān)系

劉長進 楊漢明

【摘要】高管外部薪酬差距既具有正向激勵效應(yīng)又具有負向影響效果。以企業(yè)高管行業(yè)薪酬均值為參照點，利用2009～2016年中國A股上市公司的平衡面板數(shù)據(jù)，采用兩種非線性回歸方法，即運用包含平方項的固定效應(yīng)面板模型和門限面板模型實證考察高管外部薪酬差距對投資效率的非線性影響，并對其作用機理進行探討。結(jié)果表明：高管外部薪酬差距與投資效率呈現(xiàn)出顯著的倒U型關(guān)系，并且高管外部薪酬差距的激勵效應(yīng)表現(xiàn)出明顯的門限特征，通過門限面板模型找到臨界值，當外部薪酬差距達到臨界值時，外部薪酬差距對公司高管的激勵作用達到最大;當外部薪酬差距超過臨界值時，外部薪酬差距的激勵作用呈現(xiàn)出邊際遞減規(guī)律，對企業(yè)投資效率的作用變?nèi)?。合理估算高管外部薪酬差距的臨界值，有助于充分發(fā)揮薪酬制度對企業(yè)高管的激勵效果。

【關(guān)鍵詞】外部薪酬差距;投資效率;非線性效應(yīng);高管特征

【中圖分類號】F275 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2019）06-0035-11

一、文獻回顧

相較于高管行業(yè)薪酬均值，臨界值能更準確地對高管薪酬差距進行分組。

高管承擔著制定公司重要發(fā)展戰(zhàn)略、審批公司重要投資項目的責任，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)營成敗。高管人力資本存在差異性，市場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，進而會影響到公司業(yè)績[2]。由于投資決策是企業(yè)財務(wù)領(lǐng)域最重要的問題之一，必然也會受到高管外部薪酬差距的影響。王嘉歆、黃國良、高燕燕[3]發(fā)現(xiàn)我國上市公司高管薪酬外部不公平性導致高管出現(xiàn)了“黑嫉妒”的心理感知，進而增加了企業(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，特定因素對企業(yè)投資行為的影響可能并非簡單的線性影響，例如，酈金梁、何誠穎、陳偉等[4]研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)特質(zhì)風險對企業(yè)投資行為的影響表現(xiàn)為復雜的非線性關(guān)系。因此，高管外部薪酬差距與投資效率之間表現(xiàn)為簡單正向或負向線性關(guān)系，還是存在復雜的非線性關(guān)系？外部薪酬差距是否存在閾值效應(yīng)？對這些問題進行研究，對于不斷完善我國企業(yè)高管薪酬分配制度具有重要的現(xiàn)實意義。

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

一類研究認為外部高管薪酬差距與企業(yè)績效之間存在線性關(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)績存在負相關(guān)關(guān)系。張麗平、楊興全[6]研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司管理層外部薪酬差距與公司業(yè)績正相關(guān)。

另一類研究認為外部高管薪酬差距與企業(yè)績效之間存在非線性關(guān)系。這類文獻主要采用兩種方法：一是直接在計量模型中增加二次項進行研究，如：祁懷錦、周燕[7]通過引入高管薪酬外部公平性指標的二次項，研究發(fā)現(xiàn)高管薪酬外部公平性對企業(yè)績效具有正面激勵效應(yīng)，但過高的外部薪酬差距會導致對高管的激勵過度，而過低的外部薪酬差距則會導致激勵不足;覃予、靳毓[8]發(fā)現(xiàn)高管外部薪酬差距與公司業(yè)績之間存在倒U型關(guān)系，并且這種關(guān)系受經(jīng)濟周期的影響明顯。二是采用人為分組的方法進行研究，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向額外薪酬組分別進行回歸分析，研究發(fā)現(xiàn)正向額外薪酬僅對非國有企業(yè)業(yè)績具有正向影響，而負向額外薪酬對國有企業(yè)與非國有企業(yè)的業(yè)績均不產(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有企業(yè)提升業(yè)績。黃輝[9]采用相同的外部不公平指標進行了研究，研究結(jié)果存在明顯不同，結(jié)果表明正向額外薪酬對企業(yè)績效具有顯著負向影響，而負向額外薪酬與企業(yè)績效顯著正相關(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)均值組分別進行回歸分析，研究表明外部薪酬差距對非國有企業(yè)績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，而對于國有企業(yè)，無論高管薪酬高于行業(yè)均值還是低于行業(yè)均值，外部薪酬差距對企業(yè)績效均不產(chǎn)生顯著影響。

現(xiàn)有文獻雖然較為細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效果的影響方向，缺少對投資效率影響幅度的深入研究。二是盡管現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)高管外部薪酬差距與企業(yè)績效存在非線性關(guān)系，但是有關(guān)研究文獻僅在計量模型中引入高管外部薪酬差距的二次項，或者人為主觀地采用某一分組標準進行分組檢驗，可能難以準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效應(yīng)的結(jié)構(gòu)突變點。

盡管高管外部薪酬差距與企業(yè)績效之間關(guān)系的理論和經(jīng)驗研究還存在分歧，但已有研究結(jié)果表明，高管外部薪酬差距與企業(yè)績效之間的關(guān)系具有非線性特征，而不是簡單的線性關(guān)系。辛清泉、林斌、王彥超等[11]認為資本投資是連接高管薪酬激勵與企業(yè)績效之間的“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A股上市公司2009～2016年的平衡面板數(shù)據(jù)，實證檢驗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，進一步分析了外部薪酬差距激勵效應(yīng)的作用機理。本研究的可能貢獻在于：一是證實了外部薪酬差距對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效應(yīng)的結(jié)構(gòu)突變點，進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在一定程度上參照行業(yè)薪酬基準，高管通常也會與外部同行進行薪酬比較，高管薪酬與行業(yè)薪酬基準之間的差距會對薪酬激勵效果產(chǎn)生影響[12]。對于高管外部薪酬差距的影響效果，學術(shù)界有兩種不同的觀點。

一類觀點源于社會比較理論和經(jīng)理人市場理論，認為當高管薪酬高于行業(yè)基準薪酬（通常為行業(yè)薪酬均值或中位數(shù)）時，外部薪酬差距對企業(yè)績效具有促進作用[5]。根據(jù)社會比較理論，當高管薪酬高于行業(yè)基準薪酬時，由此獲得的心理滿足感，促使高管更有動力努力工作以維持薪酬比較優(yōu)勢，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)基準薪酬，他們通常會感覺遭受不公平對待從而產(chǎn)生不滿情緒，進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)理人市場理論認為，在有效的經(jīng)理人市場，高管外部薪酬差距反映了企業(yè)薪酬政策的市場競爭力，有助于提高企業(yè)績效[12]。

另一類觀點基于管理者權(quán)力理論、參照點契約理論，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企業(yè)績效沒有影響甚至產(chǎn)生負向影響的原因[10，13]。管理者權(quán)力理論認為高管可以利用自身權(quán)力對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)績脫節(jié)，導致實質(zhì)上的低效率合約安排，從而激勵無效甚至激勵倒掛[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高管的作用。

基于以上分析，本文認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)系時具有內(nèi)在互補性，而且不同理論同時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）時，社會比較理論和經(jīng)理人市場理論發(fā)揮主導作用，管理者權(quán)力理論和參照點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)為確保能力強的高管人力資本價值得到市場認可。具有市場競爭力的外部薪酬差距對高管具有激勵效應(yīng)，高管通過社會比較獲得薪酬滿足感，通過市場對自身人力資本價值的認可獲得自豪感，這都會促使高管更加重視自身能力提升和聲譽維護，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致高管對自身薪酬水平產(chǎn)生嚴重不公平的感知，于是其就會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險成本，通過規(guī)模擴張謀求私人收益，從而導致企業(yè)投資效率低下。當高管外部薪酬差距高于某一薪酬差距臨界值時，管理者權(quán)力理論和參照點契約理論發(fā)揮主導作用，管理者利用極度膨脹的權(quán)力謀取遠高于自身價值的薪酬，由此獲得的超額薪酬對高管并沒有任何約束作用，使得高管動力嚴重不足，無法帶來企業(yè)績效的提升，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?，本文提出：

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

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型的頂點并不一定就是外部薪酬差距激勵效應(yīng)的最優(yōu)點。例如，高良謀、盧建詞[15]考察了內(nèi)部薪酬差距與企業(yè)績效的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)倒U型曲線的頂點并非最優(yōu)內(nèi)部薪酬差距，因為在倒U型曲線的頂點，內(nèi)部薪酬差距對企業(yè)績效影響的邊際效應(yīng)可能是遞減的，該頂點對應(yīng)的薪酬策略并不是企業(yè)的最優(yōu)選擇。本文認為，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。

期望理論認為，激勵力=期望值×效價，而效價與期望負相關(guān)，即一個人估計達到目標的概率越高，則達到目標后滿足其需要的價值也就越小。由此可以推斷，高管外部薪酬激勵可能存在一個合理水平（期望值與效價相互牽制形成的），一旦超出這個水平，就會出現(xiàn)激勵過度或激勵不足，由此對企業(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薪酬差距的價值感知。當高管外部薪酬差距很小時，即高管外部薪酬差距遠低于某一臨界值時，外部薪酬差距對高管來說，效價就很弱甚至為零。即使高管認為達到目標的概率較大，但感知的薪酬差距價值很小，此時薪酬激勵的作用就會很小甚至為零。隨著高管外部薪酬差距的逐步擴大，高管對外部薪酬差距的價值感知也會隨之提升，在高管通過努力能夠達到目標的情況下，外部薪酬差距的正向激勵作用就會不斷增強。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]。擴大高管外部薪酬差距，可以使高管個人利益與企業(yè)利益趨于一致，激勵高管更加努力工作，在其進行企業(yè)投資決策時促使其以企業(yè)的長期利益為導向，從而使外部薪酬差距對投資效率的激勵效應(yīng)增強。與此同時，隨著高管外部薪酬差距的擴大，企業(yè)高管職位的潛在競爭強度也會不斷增加，使現(xiàn)任高管面臨更大的外部競爭壓力，這都會激勵高管更加努力工作，進行有利于企業(yè)長期發(fā)展的投資，以此來證明自己的管理才能，建立良好的聲譽，獲得更好的職業(yè)發(fā)展。因此，企業(yè)投資效率對高管外部薪酬差距的敏感性呈現(xiàn)出遞增的變動趨勢。

隨著高管外部薪酬差距的進一步擴大，當高管外部薪酬差距突破某一臨界值時，盡管高管感知外部薪酬差距的效價會越來越大，然而高管通過自身努力達到預期目標的難度也會越來越大，外部薪酬差距的正向激勵作用會越來越弱。當高管外部薪酬差距大于某一臨界值時，較大的高管外部薪酬差距一方面能夠激勵高管提高自身努力程度，但高管通過自身努力提高企業(yè)投資效率的難度會倍數(shù)增加，此時高管通過努力不一定會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，導致高管外部薪酬差距對投資效率的促進作用弱化。相關(guān)的實證研究也表明，薪酬差距對企業(yè)績效的激勵作用在年度和地區(qū)上呈現(xiàn)邊際遞減效應(yīng)[16]。筆者由此推斷，當高管薪酬差距高于某一臨界值時，高管外部薪酬差距對企業(yè)投資效率的激勵作用可能會呈現(xiàn)出邊際報酬遞減規(guī)律，企業(yè)投資效率對高管外部薪酬差距的敏感性表現(xiàn)出遞減的變化趨勢?；谏鲜隼碚摲治觯疚奶岢鲅芯考僭O(shè)：

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

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009～2016年滬深A股上市公司為初始樣本，并按以下步驟對數(shù)據(jù)進行篩選：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)計算，如果當年某行業(yè)公司數(shù)目過少，由此進行的外部薪酬差距激勵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命令對所有連續(xù)變量在1%分位以及99%分位進行了縮尾處理，描述性統(tǒng)計及實證分析都基于處理后的數(shù)據(jù)進行報告。本文使用數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，采用stata14.0軟件進行數(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。通過對模型（1）進行分年度分行業(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，對殘差取絕對值表示非效率投資的程度。為了研究的方便，本文對非效率投資作相反數(shù)處理，表示投資效率（Eff inv）。

Inv_new=β+βGrow+βLev+βCash+βAge+βsize+βYret+βInv_new+ε

（1）

Inv_new表示當年新增投資，參照劉慧龍、王成方、吳聯(lián)生[18]的做法，Inv_new的計算公式為：（購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長期資產(chǎn)的支出+取得子公司及其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額一處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額一折舊）/期初總資產(chǎn)。模型（1）中：除期初總資產(chǎn)取自資產(chǎn)負債表，其余數(shù)據(jù)均來源于現(xiàn)金流量表;Grow是投資機會變量，采用企業(yè)營業(yè)收入增長率來衡量;Lev是企業(yè)的資產(chǎn)負債率，通過負債合計金額除以資產(chǎn)合計金額獲得;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，通過計算上市年度至財務(wù)報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。，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是對模型設(shè)定具有很強的依賴性，而且模型回歸殘差衡量的只是實際薪酬與預期薪酬之差，并不是對高管薪酬進行社會比較的結(jié)果，因而并不能全面計量高管外部薪酬差距。

二是根據(jù)社會比較理論，將外部薪酬差距界定為特定企業(yè)高管薪酬與行業(yè)基準薪酬的比值。有學者將年度行業(yè)高管薪酬平均值（或中位數(shù)）作為行業(yè)基準薪酬，如Bizjak等[12]、黎文靖等[10]。也有學者選擇年度行業(yè)高管薪酬最大值作為行業(yè)基準薪酬，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價標準，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)高管薪酬最高三個值的平均值。

3.控制變量。為了考察外部薪酬差距對企業(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），國有企業(yè)取值為1，非國有企業(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;董事會規(guī)模（Board）以董事會總?cè)藬?shù)的自然對數(shù)來表示;獨立董事比例（Outdir），等于獨立董事人數(shù)除以董事會總?cè)藬?shù)，較高的獨立董事比例有助于抑制企業(yè)非效率投資行為;董事長和總經(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)財務(wù)特征變量。企業(yè)的自由現(xiàn)金流量（CF），用經(jīng)營現(xiàn)金流量凈值減去當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，并會減少投資不足行為;資產(chǎn)負債率（Lev），等于公司年末負債除以年末總資產(chǎn);企業(yè)規(guī)模（Size），以公司年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)來表示;總資產(chǎn)收益率（ROA），等于當年凈利潤除以年末總資產(chǎn)，取滯后一期值;營業(yè)收入增長率（Grow），等于當年營業(yè)收入減去上年營業(yè)收入的差額再除以上年營業(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)收益率的標準差（SDROA），反映企業(yè)經(jīng)營環(huán)境的變化，以控制行業(yè)環(huán)境變化對企業(yè)投資效率的影響，當經(jīng)濟不確定性程度較高時，同一行業(yè)內(nèi)部企業(yè)經(jīng)營業(yè)績差異將變得更大。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

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標準差為0.067，說明不同企業(yè)的投資效率存在顯著差異。

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

四、研究模型與實證結(jié)果及分析

（一）外部薪酬差距對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高管努力工作的手段，也可能是對高管努力工作給予的獎賞，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)理人市場理論，提供具有市場競爭力的薪酬，企業(yè)更容易吸引能力強的職業(yè)經(jīng)理人，進而為企業(yè)創(chuàng)造高額價值，如果企業(yè)業(yè)績不佳則意味著職業(yè)經(jīng)理人未能有效履行聘用合同而面臨被解聘的風險。因此，從市場的角度而言，應(yīng)先談高管的薪酬，后講高管的貢獻。如果高管的貢獻不能達到薪酬支付要求，則意味著高管要被解聘;如果高管的貢獻超過薪酬支付要求，企業(yè)會給予高管獎勵。由于投資行為對薪酬激勵的反應(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。

Eff_inv=β+βMgap-1+βMgap+βCF+βROA+βLev+βSize+βSOE+βTop1+βDual+βOutdir+βBoard+βSDROA+βGrow+ε（2）

其中，Mgap為外部薪酬差距變量，Mgap為外部薪酬差距的平方項，其余變量如前所述。如果β的符號顯著為正，β的符號顯著為負，表明外部薪酬差距對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）進行回歸分析之前，采用Hausman檢驗進行模型選擇，結(jié)果發(fā)現(xiàn)固定效應(yīng)面板模型優(yōu)于隨機效應(yīng)模型。因此，本文報告的是固定效應(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)健標準誤進行估計。估計結(jié)果如表3所示。

列（1）～（3）分別報告了全樣本、過度投資樣本、投資不足樣本下Mgap1對投資效率的影響，列（4）～（6）分別報告了全樣本、過度投資樣本、投資不足樣本下Mgap2對投資效率的影響。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時，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效應(yīng)，投資效率隨著高管外部薪酬差距的擴大而提高。這與王嘉歆、黃國良、高燕燕[3]的研究結(jié)果一致，肯定了外部薪酬差距對企業(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的二次項回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負，而且全樣本、過度投資樣本下Mgap2的二次項回歸系數(shù)也在1%水平上顯著為負，投資不足樣本下Mgap2的二次項回歸系數(shù)則在5%水平上顯著為負，這意味著外部薪酬差距對投資效率的激勵效應(yīng)并非是連續(xù)的，投資效率隨著高管外部薪酬差距的擴大而呈現(xiàn)倒U型變動趨勢，該研究結(jié)果證實了本文的假設(shè)1。

當采用行業(yè)均值基準衡量外部薪酬差距（Mgap1）時，對模型（2）在全樣本下進行求導計算可以獲得外部薪酬差距在倒U型頂點的取值約為3.33;當采用行業(yè)中位數(shù)基準衡量外部薪酬差距（Mgap2）時，對模型（2）在全樣本下進行求導計算可以獲得外部薪酬差距在倒U型頂點的取值約為4.5，說明在研究樣本中，基于行業(yè)均值基準衡量的外部薪酬差距約為3.33基于行業(yè)中位數(shù)基準衡量的外部薪酬差距約為4.5）時，企業(yè)投資效率達到最高，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大而提高。

然而，對比表1的描述性統(tǒng)計可以發(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型頂點處的取值（3.33、4.5）。進一步分析發(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)績效關(guān)系的研究表明，倒U型曲線的頂點并不是最優(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型曲線的頂點可能也并不是最優(yōu)外部薪酬差距，因此，有必要對該問題進行深入研究。

（二）外部薪酬差距對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的方式實證檢驗發(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雜的非線性關(guān)系。為保證研究結(jié)果的可靠性性和嚴謹性，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，還要運用其他計量方法檢驗可能存在的其他非線性關(guān)系。為了進一步識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效應(yīng)的結(jié)構(gòu)突變點，找出使外部薪酬差距激勵效應(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行了檢驗。

I.門限面板模型的構(gòu)建。根據(jù)前述實證檢驗發(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，有必要對其臨界值上下樣本分別檢驗。而如果只簡單地采用某一分組標準（如均值）進行分組檢驗，由此得出的研究結(jié)果可能并不能準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，而且可以檢驗可能存在的多個門限值。

本文首先構(gòu)建模型（3）求解高管外部薪酬差距激勵效果的門限值（γ），然后采用己確定的外部薪酬差距激勵效果的門限值（γ），利用分段回歸原理對模型（4）進行回歸。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效果的門限值，一方面是因為企業(yè)的經(jīng)營成果最終體現(xiàn)在企業(yè)業(yè)績上，投資效率的高低不宜直接作為高管激勵效果的評價標準。有研究表明，非效率投資行為盡管會造成企業(yè)的效率損失，但并非總是損害企業(yè)價值，也有可能會提高企業(yè)價值，促進區(qū)域經(jīng)濟增長[23，24]，因而考察外部薪酬差距的真實激勵效果，選取企業(yè)業(yè)績指標比投資效率要更科學。另一方面是因為企業(yè)業(yè)績指標的大小直接反映了企業(yè)經(jīng)營成果的優(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)績作為被解釋變量來驗證外部薪酬差距的激勵效果，更為直觀、易于理解。

ROA=α+φx+βMgapI（q≤γ）+βMgapI（q>γ）+μ+e（3）

Eff_inv=α+φx+βMgapI（q≤γ）+βMgapI（q>γ）+μ+e（4）

模型（3）中：α、φ為待估參數(shù)，i為公司，t為年份。ROA為凈資產(chǎn)收益率，表示企業(yè)績效;Mgap為高管外部薪酬差距;x為對被解釋變量有顯著影響的控制變量，包括資產(chǎn)負債率、公司規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、第一大股東持股、董事長和總經(jīng)理兩職合一、市值賬面價值比、滯后一期的營業(yè)收入增長率qit為門限變量，本文選取高管外部薪酬差距Mgap為門限變量，γ表示門限值，I（·）為示性函數(shù)，當括號中條件成立時，I=1，否則I=0。β、β分別為Mgap在門限值兩側(cè)的取值中對企業(yè)績效的不同影響系數(shù)，如β=β，則不存在門限效應(yīng)。μ為公司個體效應(yīng)，e為隨機擾動項。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，需要先將每一個觀測值減去其在時間維度上的組內(nèi)平均值以消除個體效應(yīng)μ，由此可以得到：

Y=X（y）（3+e*（5）

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行估計：第一步，對于給定的門限值γ，根據(jù)OLS原理，得到系數(shù)估計值β（γ）以及殘差平方和S（γ）;第二步，通過計算S（γ）的最小值來確定y的取值。接下來檢驗門限效應(yīng)是否顯著存在，原假設(shè)為H：β=β。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)，需要進一步檢驗門限值的真實性。

Hansen[22]構(gòu)造了統(tǒng)計量LR（γ）來確定γ估計值的置信區(qū)間：

LR（γ）=[S（γ）-S（γ）]/σ（6）

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

2.門限變量的平穩(wěn)性檢驗。門限面板模型一般要求所有時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檢驗和IPS檢驗兩種方法，檢驗門限變量（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。

3.門限面板模型檢驗結(jié)果。本文依次假定模型（3）中不存在門限值、存在一個門限值進行估計，獲得的統(tǒng)計量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行分析。

表6報告了單一門限估計值及其95%置信區(qū)間。為了更清晰地理解門限值的估計和置信區(qū)間的構(gòu)造過程，下面將檢驗估計的門限值的真實性。上圖為似然比函數(shù)圖。單一門限值2.6458是似然比檢驗LR為0時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報告了研究樣本2009～2016年期間在外部薪酬差距高低兩個區(qū)間的分布情況，根據(jù)表6報告的單一門限值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。可以看出，總體上高薪酬差距區(qū)間的公司數(shù)量呈現(xiàn)遞增趨勢，低薪酬差距區(qū)間的公司數(shù)量呈現(xiàn)遞減趨勢，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。

4.門檻回歸結(jié)果。表8分別報告了門限面板模型、穩(wěn)健標準誤固定效應(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。當外部薪酬差距低于門限值（2.6458）時，兩個模型中Mgap1回歸系數(shù)估計值均為0.009且在1%的水平上顯著;而當外部薪酬差距高于門限值（2.6458）時，兩個模型中Mgap1回歸系數(shù)估計值雖然仍在1%水平上顯著為正，但估計值下降至0.005。這表明低薪酬差距區(qū)間高管外部薪酬差距對企業(yè)績效的激勵效應(yīng)比高薪酬差距區(qū)間高管外部薪酬差距對企業(yè)績效的激勵效應(yīng)高出80%，即高管外部薪酬差距在門限值（2.6458）兩側(cè)對企業(yè)績效的激勵效應(yīng)存在不對稱性。

由于本文重點關(guān)注的是外部薪酬差距對投資效率的激勵效應(yīng)是否也具有非對稱性，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的交乘項進行回歸。表9報告了被解釋變量為投資效率的回歸結(jié)果。

由表9第（1）列可以看出，當外部薪酬差距低于門限值（2.6458）時，Mgap1回歸系數(shù)估計值為0.018且在1%水平上顯著;而當外部薪酬差距高于門限值（2.6458）時，Mgap1回歸系數(shù)估計值雖然也在1%水平上顯著為正，但系數(shù)估計值大幅下降至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)間外部薪酬差距對投資效率的正向效應(yīng)高出50%，也就是說，當外部薪酬差距擴大到超出門限值（2.6458）后，高管薪酬差距擴大產(chǎn)生的負面影響增加，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效應(yīng)表現(xiàn)出邊際遞減規(guī)律，外部薪酬差距的激勵效應(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)對投資效率的正向效應(yīng)具有不對稱性，驗證了假設(shè)2.

本文的研究表明，外部薪酬差距對企業(yè)投資效率和公司業(yè)績的影響是一致的，這說明本文關(guān)于外部薪酬差距激勵效果的結(jié)論是具有說服力的。隨著高管外部薪酬差距的擴大，高管能力得到企業(yè)投資者的認可，有效激發(fā)了高管的市場競爭意識，促使其更加努力工作，企業(yè)投資效率和公司業(yè)績由此得到大幅提升。當外部薪酬差距達到臨界值（2.6458）時，外部薪酬差距對公司高管的激勵作用達到最大，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)績效提升的速度。同時，由表1的描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，當前我國高管外部薪酬差距平均值僅為1.084雖然當高管薪酬差距達到均值時，其對企業(yè)投資效率具有一定的正向作用，但離最優(yōu)點2.6458相去甚遠，這意味著就本文搜集的A股上市公司樣本數(shù)據(jù)而言，我國上市公司高管外部薪酬差距還存在進一步擴大的空間。當前政府在制定和推行國有企業(yè)高管限薪政策時，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、貢獻大的企業(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)高管激勵不足。

五、穩(wěn)健性檢驗

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行穩(wěn)健性測試：

（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）來衡量投資機會，重新運行投資效率測度模型（1），得到新的投資效率指標，再采用已估算出的外部薪酬差距臨界值（2.6458），重新運行模型（4）分段回歸，估計結(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測算出的投資效率指標作為因變量時，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因業(yè)績指標的選取不同而出現(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)績的衡量指標，重新采用模型（3）測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）測算的外部薪酬差距臨界值差別不大。再采用己估算出的外部薪酬差距臨界值（2.6403），重新運行模型（4）分段回歸，估計結(jié)果也支持了假設(shè)2，這進一步驗證了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。限于篇幅，不再單獨報告。

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，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，因而對投資效率的激勵作用大幅減弱。

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;通過測算找到外部薪酬差距的結(jié)構(gòu)突變點并通過分析發(fā)現(xiàn)，總體而言，我國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，要允許部分能力強、貢獻大的企業(yè)高管獲得較高薪酬，適當拉開與外部同行的薪酬差距，否則有可能出現(xiàn)高管激勵不足。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)驗證據(jù)，要想發(fā)揮外部薪酬差距的激勵效果，應(yīng)充分發(fā)揮經(jīng)理人市場的市場自主調(diào)節(jié)作用，減少政府行政干預，合理利用人才資源，才能有效降低高管激勵不足和激勵過度的風險，將高管人才資源真正轉(zhuǎn)化為企業(yè)發(fā)展的動力。

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)等更能有效激勵高管人才的股權(quán)激勵薪酬，因而測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。

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