高管薪酬監(jiān)督博弈與獨(dú)立董事有效性研究

高 塬, 馬連福

(1.南開大學(xué) 中國公司治理研究院,天津 300071; 2.南開大學(xué) 商學(xué)院,天津 300071; 3.天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 會計(jì)學(xué)院,天津 300222)

0 引言

上市公司管理層巨額薪酬問題屢見不鮮，這不僅關(guān)乎投資者的利益，也關(guān)乎分配公平問題。代理理論指出管理層基于自身利益出發(fā)，利用監(jiān)督者的信息劣勢獲取高額薪酬，造成代理成本上升[1]。同時(shí)，錯(cuò)配的薪酬契約也會導(dǎo)致激勵(lì)機(jī)制失效，降低管理層承擔(dān)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的意愿[2]。為了制約管理層的自利行為，不少研究基于董事會獨(dú)立性特征探討薪酬監(jiān)督問題，研究結(jié)果呈現(xiàn)出了不一致的現(xiàn)象[3,4]。甚至有學(xué)者指出獨(dú)立董事是上市公司的“花瓶”[5]。獨(dú)立董事是否真正發(fā)揮了作用？研究表明獨(dú)董可能委婉表達(dá)意見[6]，比如以非否定的語氣表達(dá)意見，從而避免矛盾產(chǎn)生[7]。

獨(dú)立董事在決定高管薪酬過程中扮演何種角色？不少學(xué)者嘗試將基于靜態(tài)結(jié)構(gòu)特征的董事會獨(dú)立性研究拓展至董事會監(jiān)督過程研究。比如陳運(yùn)森和謝德仁基于董事網(wǎng)絡(luò)探討外部資源信息獲取對于公司價(jià)值的提升作用[8]，易志高等基于媒體監(jiān)督的視角探討管理層的信息操控行為以及獨(dú)立董事失效的根源[9]，也有學(xué)者基于董事會會議頻率考察董事履職強(qiáng)度[10,11]，或者結(jié)合非正式層級考察董事會治理機(jī)制[12]。研究表明，獨(dú)立董事的監(jiān)督離不開信息保障。然而，現(xiàn)有研究缺乏對獨(dú)立董事內(nèi)部溝通網(wǎng)絡(luò)的剖析和建模，難以基于過程視角打開董事會的“黑箱”。本文借助數(shù)學(xué)建模和博弈分析，試圖突破已有研究欠缺對獨(dú)立董事監(jiān)督行為動(dòng)態(tài)分析的局限。此外，本文輔以實(shí)證檢驗(yàn)，試圖解構(gòu)影響監(jiān)督有效性的核心機(jī)制——獨(dú)立董事信息共享機(jī)制。實(shí)證結(jié)果表明：獨(dú)立董事的信息共享降低了高管薪酬水平，而管理層權(quán)力抑制了信息共享的治理效應(yīng)。研究揭示了獨(dú)立董事監(jiān)督的路徑，刻畫了董事會內(nèi)部溝通網(wǎng)絡(luò)，為上市公司制定有效的薪酬契約和約束管理者行為提供了啟示。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 管理者自利行為與高管薪酬

管理層權(quán)力指管理層基于決策自主權(quán)，對決策、執(zhí)行過程乃至公司治理監(jiān)督過程的影響能力[13]。已有研究對于薪酬契約的有效性存在最優(yōu)薪酬契約理論和管理者權(quán)力理論兩個(gè)理論框架[14]。前者認(rèn)為將高管收益與公司業(yè)績進(jìn)行綁定可以實(shí)現(xiàn)對高管的有效激勵(lì)，以激勵(lì)替代監(jiān)督[15]。然而，薪酬契約本身也存在成為代理問題的風(fēng)險(xiǎn)[16]。Cornelli等指出，強(qiáng)化薪酬激勵(lì)有效性的關(guān)鍵是明確管理者貢獻(xiàn)與真實(shí)業(yè)績的相關(guān)性[17]，這種相關(guān)性需要薪酬監(jiān)督者增強(qiáng)對高管日常工作情況以及公司財(cái)務(wù)信息的了解[18,19]。

現(xiàn)有研究從薪酬形式、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)以及薪酬攀比等方面探討管理者施加的影響[20～22]。這些研究顯示，薪酬制定過程體現(xiàn)了管理層與董事會的博弈[23～25]，信息的獲取對于薪酬契約的有效性具有關(guān)鍵性的影響。操控信息是高管自利行為的重要途徑[9]。參與薪酬制定的獨(dú)立董事能否充分掌握公司內(nèi)部信息，對于抑制管理者自利行為具有重要的意義。然而，現(xiàn)有研究對獨(dú)立董事獲取信息的充分性和路徑仍需完善，為此本文嘗試從獨(dú)立董事信息共享機(jī)制切入。

1.2 獨(dú)立董事有效性與信息共享

通過影響CEO的薪酬安排間接影響公司未來業(yè)績，是獨(dú)立董事履職、維護(hù)股東利益的重要內(nèi)容。現(xiàn)有研究主要從獨(dú)立性、信息獲取和提供能力、履職強(qiáng)度三個(gè)方面探討了獨(dú)立董事的有效性。但獨(dú)立董事與CEO的復(fù)雜關(guān)系會降低其監(jiān)督有效性[26,27]，這也凸顯了董事會靜態(tài)結(jié)構(gòu)研究的局限。信息獲取和提供能力是影響?yīng)毩⒍掳l(fā)揮作用的關(guān)鍵[28,29]，處于網(wǎng)絡(luò)中心的董事有助于吸收更多的信息[8]。不過，任職網(wǎng)絡(luò)難以衡量獨(dú)立董事的信息交互效果，兼職行為也會分散其精力。近年來，學(xué)者們開始從動(dòng)態(tài)視角考察獨(dú)立董事的履職強(qiáng)度，驗(yàn)證了董事參會頻率對公司價(jià)值的影響[10,11]。但這類研究選取的變量存在局限，仍需加以完善。

通過分析董事會的內(nèi)部溝通網(wǎng)絡(luò)，可以構(gòu)建信息共享指標(biāo)。獨(dú)立董事對薪酬相關(guān)信息的整合過程如下[10]：首先獨(dú)董收集、甄別并形成獨(dú)立監(jiān)督信息，經(jīng)過匯總(圖1-①的全部獨(dú)董)或者獨(dú)自(圖1-②的獨(dú)董1)與內(nèi)部董事進(jìn)行監(jiān)督。其中的關(guān)鍵在于“是否匯總獨(dú)立監(jiān)督信息”這一環(huán)節(jié)。具體過程如下：

圖1 董事會信息傳遞結(jié)構(gòu)

1.3 獨(dú)立董事參會與高管薪酬監(jiān)督博弈

參會次數(shù)的增多促進(jìn)了董事會溝通[30]。獨(dú)立董事能夠事先獲取會議內(nèi)部材料，增強(qiáng)了對高管工作內(nèi)容、工作能力、決策內(nèi)容的了解[31,32]。董事會周期性的會議促進(jìn)了雙方交流和協(xié)調(diào)，降低信息不對稱。溝通行為有效抑制了因高管的信息操控或溝通不足導(dǎo)致的信息評估偏差[33]。

圖3 內(nèi)部董事與Mi名獨(dú)董的監(jiān)督博弈

(1)～(Mi)中內(nèi)部董事減少了私有收益；(0)及(0’)～(Mi’)中內(nèi)部董事未減少私有收益。

Π減少=Π(1)+Π(2)+…+Π(Mi)

=ξ·[1-(1-η)Mi]·Pr-ξ·η·Mi·Ω

(1)

同理可知第i次會議內(nèi)部董事不減少私有收益的總體期望為:

Π不減少=Π(0)+Π(0′)+Π(2′)+Π(3′)+…+

Π(Mi′=ξ·(1-η)Mi·Pr)

(2)

Π全年=T·ξ·Pr-T·ξ·η·Ω+

(3)

假設(shè)1獨(dú)立董事信息共享水平升高能有效降低高管薪酬水平。

1.4 管理層權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng)

基于現(xiàn)有研究，高管可能從三方面對獨(dú)立董事的薪酬監(jiān)督進(jìn)行干預(yù)。首先，高管能夠通過控制董事會議事主題回避董事的監(jiān)督重心。管理層不僅對于公司對外信息披露有一定的決斷權(quán)，在內(nèi)部經(jīng)營事務(wù)上也掌握主導(dǎo)權(quán)，從而引導(dǎo)董事會議題。高管會對信息披露過程有選擇的進(jìn)行干預(yù)，借助“軟”信息的披露管理來謀取私利[9]。其次，高管可能壓制董事會意見表達(dá)。研究發(fā)現(xiàn)，董事會存在非正式層級，造成成員地位上出現(xiàn)差異，并且影響成員的互動(dòng)溝通行為[12]。地位高的成員往往能夠貫徹自己的意見，迫使地位低的成員服從和接受其領(lǐng)導(dǎo)。研究發(fā)現(xiàn)，董事會地位差異會降低公司投資效率[35]。研究還發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事表達(dá)不同意見后離職的風(fēng)險(xiǎn)加大[36]。最后，管理層存在與獨(dú)立董事合謀的可能性，從而影響?yīng)毩⒍卤O(jiān)督動(dòng)機(jī)并降低基于信息共享的監(jiān)督有效性。比如研究發(fā)現(xiàn)“董事超額薪酬”與CEO薪酬正相關(guān)[4]。自2001年開始，證監(jiān)會、國資委等部門下發(fā)了一系列文件，旨在通過制度基礎(chǔ)增強(qiáng)獨(dú)立董事的有效性，引導(dǎo)獨(dú)立董事增強(qiáng)監(jiān)督積極性，其實(shí)踐結(jié)果有待進(jìn)一步驗(yàn)證，這也契合本文進(jìn)行研究的初衷?；谝陨戏治鎏岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)2管理層權(quán)力會弱化獨(dú)立董事信息共享水平對高管薪酬的監(jiān)督效力。

2 實(shí)證研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

證監(jiān)會自2004年起要求上市公司披露獨(dú)董出席會議情況，參考杜興強(qiáng)等的研究[36]，本文以2004至2018年滬深兩市A股上市公司為樣本，并采取以下處理：(1)剔除金融類公司樣本；(2)剔除數(shù)據(jù)缺失的觀測值；(3)對主要連續(xù)變量在1%和99%水平進(jìn)行Winsorize處理以減少異常值影響。數(shù)據(jù)采集自國泰安和CCER數(shù)據(jù)庫，共19274個(gè)觀測值。

2.2 主要變量定義

被解釋變量為高管薪酬水平(lnSalary)，以排名前三的高管薪酬對數(shù)表示。

調(diào)節(jié)變量為管理層權(quán)力(Dual)，以董事長總經(jīng)理兩職兼任情況表示。

控制變量包括董事會規(guī)模(Boardsize)，會議次數(shù)(Meeting)，股權(quán)結(jié)構(gòu)(TopShare)，資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)，公司規(guī)模(lnAsset)，公司性質(zhì)(State)，盈利能力(ROA)。

2.3 計(jì)量模型設(shè)定

除了數(shù)理模型對假設(shè)1的初步驗(yàn)證，本文還結(jié)合實(shí)證方法對假設(shè)進(jìn)行全面的檢驗(yàn)。假設(shè)1需要驗(yàn)證信息共享(Sharing)升高會降低高管薪酬水平，為此設(shè)定回歸模型為：lnSalary=β0+β1×Sharing+β2×Control+ε。

假設(shè)2需要驗(yàn)證管理層權(quán)力與信息共享指標(biāo)的交乘項(xiàng)顯著性，回歸模型為：lnSalary=β0+β1×Sharing+β2×Dual+β3×Sharing×Dual+β4×ROA+β5×Control+ε。其中Control表示控制變量，ε為隨機(jī)誤差。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

實(shí)證結(jié)果部分先介紹描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，隨后以回歸模型驗(yàn)證的兩個(gè)主要假設(shè)，最后進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從總體上看，lnSalary均值為13.941，標(biāo)準(zhǔn)差為0.812，與陳運(yùn)森和謝德仁的統(tǒng)計(jì)結(jié)果近似(13.68，0.739)[8]，而最小值和最大值略大于其統(tǒng)計(jì)結(jié)果區(qū)間，顯示樣本量的擴(kuò)大以及年份的更新。Sharing均值為181.278，最大值為798，最小值為36，顯示不同公司之間獨(dú)董的信息共享水平差距明顯。Dual均值為0.223，顯示僅有約23%的觀測值存在兩職兼任現(xiàn)象。其余控制變量與羅進(jìn)輝等統(tǒng)計(jì)結(jié)果近似[5]，顯示樣本符合客觀現(xiàn)實(shí)并滿足隨機(jī)抽樣要求，具有較為廣泛的代表性。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

另外，各變量通過了Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)。lnSalary與Sharing、Dual顯著相關(guān)，并且各變量之間的相關(guān)性系數(shù)全部在0.6以下(最大為0.443)，不存在多重共線性問題。

3.2 回歸結(jié)果

表3報(bào)告了假設(shè)1、假設(shè)2的回歸結(jié)果，回歸方程顯著(p<0.01)，調(diào)整R2約0.4，解釋力度較強(qiáng)。(1)中Sharing與lnSalary顯著負(fù)相關(guān)(系數(shù)為-0.000，t值為-3.802)，驗(yàn)證了假設(shè)1的理論分析和數(shù)理模型結(jié)論，顯示信息充分共享的獨(dú)立董事監(jiān)督有效性增強(qiáng)。同時(shí)，會議次數(shù)與lnSalary顯著正相關(guān)，這顯示數(shù)理模型在預(yù)測lnSharing和會議頻率的函數(shù)關(guān)系上的準(zhǔn)確性，使假設(shè)1得到數(shù)理模型與實(shí)證回歸結(jié)果的交互驗(yàn)證。(2)較(1)加入Dual作為控制變量，系數(shù)顯著為正，說明管理層權(quán)力升高了高管薪酬水平，與已有文獻(xiàn)結(jié)果相似。(3)為(2)基礎(chǔ)上加入Sharing與Dual的交乘項(xiàng)，以驗(yàn)證管理層權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果顯示交乘項(xiàng)系數(shù)為正且顯著，Sharing保持系數(shù)為負(fù)且顯著，說明管理層權(quán)力的介入弱化了獨(dú)立董事信息共享對高管私有收益的監(jiān)督和約束能力。從調(diào)整R2看，(3)較(2)有所升高，說明調(diào)節(jié)效應(yīng)具有較強(qiáng)的解釋力度。假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表3 獨(dú)立董事信息共享對高管薪酬回歸結(jié)果

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

除了數(shù)理模型與回歸模型(1)的交互驗(yàn)證，本文采用了多種方法檢驗(yàn)回歸模型的穩(wěn)健性：①替換解釋和被解釋變量。②替換解釋變量。③使用t+1期被解釋變量。④考慮到2008年前后上市公司經(jīng)歷經(jīng)濟(jì)環(huán)境的較大波動(dòng)，截取該時(shí)點(diǎn)以后的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。假設(shè)1、假設(shè)2均通過驗(yàn)證。篇幅所限，正文不再贅述。

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

本文聚焦董事會內(nèi)部溝通網(wǎng)絡(luò)，基于獨(dú)立董事信息共享機(jī)制探討高管薪酬契約的監(jiān)督效果。研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事相互之間通過共享信息有效降低了高管薪酬水平。同時(shí)，管理者權(quán)力對獨(dú)立董事信息共享機(jī)制的監(jiān)督效力起到調(diào)節(jié)作用，具體表現(xiàn)為隨著管理者權(quán)力的增強(qiáng)，獨(dú)立董事信息共享對于高管薪酬的約束作用被弱化，這一結(jié)果說明信息共享機(jī)制的監(jiān)督有效性依賴于制度基礎(chǔ)對管理者權(quán)力的限制。為展示獨(dú)立董事信息共享過程本文建立了數(shù)理模型，并基于董事會監(jiān)督博弈分析信息共享對管理者自利行為的約束過程。以上研究支撐了以下理論認(rèn)知：獨(dú)立董事之間的溝通機(jī)制是提升董事會績效的關(guān)鍵。在確保監(jiān)督個(gè)體獨(dú)立性的基礎(chǔ)上，完善相互溝通管道，凝聚監(jiān)督群體的力量，是有效治理的關(guān)鍵。本文發(fā)展了基于履職強(qiáng)度的董事會成員行為強(qiáng)度研究，將體現(xiàn)價(jià)值判斷的獨(dú)立董事監(jiān)督信息與其行為強(qiáng)度結(jié)合分析，闡明了緩解董事會信息不對稱的重要途徑。

4.2 啟示

基于上述研究，本文獲得兩點(diǎn)啟示：首先，通過完善獨(dú)立董事行業(yè)規(guī)范增強(qiáng)其履職專業(yè)性，保障董事會現(xiàn)有溝通架構(gòu)被充分利用，并且推動(dòng)跨公司獨(dú)立董事行業(yè)交流邁向?qū)嵸|(zhì)建設(shè)。2018年修訂后的《上市公司治理準(zhǔn)則》進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)獨(dú)立董事出席會議的重要性。獨(dú)立董事的工作內(nèi)容復(fù)雜度高、影響深遠(yuǎn)。充分的溝通和交流有助于獨(dú)立董事對監(jiān)督重心和范圍、處理方式等形成共識，強(qiáng)化監(jiān)督標(biāo)準(zhǔn)、手段和底線。其次，應(yīng)加強(qiáng)獨(dú)立董事與中小股東的溝通。通過構(gòu)建獨(dú)立董事與中小股東直接溝通平臺，強(qiáng)化其監(jiān)督動(dòng)機(jī)。股東性質(zhì)的差異導(dǎo)致了監(jiān)督需求的不同。只有增強(qiáng)獨(dú)立董事對中小股東的代表性，才能促進(jìn)其聚焦核心監(jiān)督信息。