高管政治范文（精选9篇）
高管政治 第1篇
一、文献综述及假设提出
(一)政治关联与研发投资
政治关联是指企业与政府部门及相关机构之间存在的联系,从某种意义上说,政治关联是企业一种独特的资源, 资源基础理论表明独特的资源是企业保持永久竞争力的源泉, 因此如若企业能利用好政治关联这一资源则可以使企业得到来自政府层面的扶持, 甚至可能获取政府所拥有的某些稀缺资源, 从而增强企业市场竞争力 。 Hambrick & Mason(1984)的高层梯队理论提出高管团队的个人特征会对企业战略决策产生影响, 高管政治关联作为高管的社会资源也必然会对企业决策产生作用,在现有研究中,已有不少学者对政治关联与企业治理结构以及决策行为进行了研究,主要包括政治关联与企业业绩、税率、融资、政府援助以及行业进入壁垒等方面的关系研究。 企业研发投资程度已成为企业战略决策的一部分, 不可避免会受到高管政治关联情况的影响,具有政治关联的企业领导可以更快、更准确地获取政府有关技术创新的政策或者新项目申报信息,从而在决策过程中可以抓重点以获得来自政府的支持。 王珍义(2014)、徐学霞(2013)、李传宪(2013)、蔡地(2014)等学者的研究都表明企业政治关联可以促进技术创新, 甚至可以更容易地获得政府研发创新补贴。本文认为,政治关联是企业稀缺的资源,使得企业在融资、税率、政府补助等方面都获得了方便,让企业有更多的资金用于技术创新投入,增强企业技术创新能力,因此,基于以上分析,提出以下假设:
假设1:政治关联与研发投资具有正相关关系。
(二)高管激励对政治关联与企业研发投资的调节作用
调节作用是指存在第三个变量对因变量与自变量的关系产生影响, 它可能正向影响这一关系也可能负向影响这一关系。在研究政治关联与研发投资关系时,也存在一些变量对这一关系进行调节, 张平等学者的研究就发现高管平均受教育水平会对这一关系起到负向调节作用。
委托代理理论表明当企业两权分离时, 所有者与管理者的目标存在差异, 股东作为所有者追求的是企业利益最大化,而管理者在追求企业利益时还需考虑自身职位晋升、 个人名誉等,因而当管理者进行管理决策时,一旦发现存在较大风险, 就可能会为了避免失败带给自己不好影响而放弃机会从而保护自身利益。 所以,为了防止这一现象,就应该采取激励措施, 通过长短期激励使得管理者能够将个人利益与企业利益趋同化,从而促使企业更好发展。企业研发决策是一个高风险行为,投资周期长,一旦进行大强度研发投入就会很大程度影响企业流动资金周转情况, 从而影响其他投资行为,所以对于管理者而言,进行研发决策是谨慎的,即使拥有政治关联这一资源,如果研发投资行为影响到个人未来发展, 也会放弃政治关联所能带来的研发投资方面的便利。但是当企业能够给予薪酬或者股权上的激励,使管理者与企业命运联系起来, 能站在企业未来发展的角度看问题, 从而选择对企业发展有利的研发投资项目。 何霞 (2012)、蔡逸轩 (2014)、于雪然 (2104)等学者研究都发现高管激励能够有效促进企业研发投入, 且高管激励也能对高管团队背景与企业研发投入的关系起到调节作用。 本文认为,高管激励是一种对管理者肯定的行为,在激励下管理者更能考虑企业长期发展利益,不仅会加大研发投资,而且也会利用自身所拥有的社会资源为企业创造更多发展机会。 基于以上分析, 本文认为高管激励会对政治关联与企业研发投资关联产生调节作用,且产生的是正向调节作用,并提出以下假设:
假设2: 高管薪酬激励对政治关联与企业研发投资关系具有正向调节作用;
假设3: 高管股权激励对政治关联与企业研发投资关系具有正向调节作用。
二、研究设计
(一)样本选择与数据来源
高新技术企业相对于其他企业更注重技术创新, 对其进行研究更具有指导意义, 因此本文选择创业板的高新技术企业作为研究对象。 由于高新技术企业的评定以三年为一个周期, 因而本文以2011年至2013年期间被评为或通过复审的高新技术企业为样本,剔除2013年企业研发投资和高管政治关联信息不完善以及出现ST的企业,最终选定239家企业作为研究样本 ,其中具有政治关联企业107家 , 不具有政治关联企业132家。
研究中所需的数据可以分为四类:企业研发投资数据、政治关联数据、高管激励数据以及控制变量数据。 其中,企业研发投资数据中的研发投入和主营业务收入数据手工搜集于巨潮资讯网披露的企业年报; 政治关联数据来自国泰安数据库中的高管简历,为了保证政治关联信息准确性,还利用“证券代码+董事长或总经理名称+简历”或“证券代码+董事长或总经理名称+人大代表”“证券代码+董事长或总经理名称+政协委员”等方式通过新浪财经网、东方财富网、网易财经网等网站对政治关联信息进行核对; 而高管激励和控制变量数据中所需的高管平均薪酬、高管持股比例、总资产、总负债、营业收入、企业年龄、两职合一等数据均来自国泰安数据库。
(二)变量选取
1.企业研发投资选取 。 当前研究中 ,对企业研发投资的测量主要为:研发支出/主营业务收入、研发支出/总资产、研发人员/企业职工总人数等。 本文认为,企业研发投入主要包括人、财、物三大部分,而人、财、物最终都将以资金的形式表现出来,因此主要考虑研发资金投入情况,但由于各个企业规模各不相同, 如果仅以研发资金投入的绝对量作为研究变量,则缺乏对比性,因此本文采用研发资金投入的相对量指标来衡量企业研发投资情况,即采用研发投入/主营业务收入这一指标,用RDR表示。其中,研发资金投入数据主要搜集于年度报表中董事会报告披露的研发支出或者研发投入金额。
2.政治关联的选取。 关于对政治关联的度量,当前学术界主要分为三大类:一是使用哑变量,这是众多学者常用的衡量标准,即如果企业高管具有政治关联就用1表示,否则用0表示;二是比例法,用高管中具有政治背景的人数/高管总人数表示;三是赋值法,即根据政治关联程度不同进行赋值,如徐学霞(2013)等学者将高管具有中央级政治关联赋值为-1,无政治关联赋值为0,省级、地市等级别政治关联赋值为1。 本文研究目的是为了验证政治关联与企业研发投资的关系,而企业研发决策主要是由高管团队决定,其中董事长和总经理在这一决策中起着举足轻重的作用,因此在考虑政治关联时主要考虑董事长和总经理的政治背景。此外,本文研究的是政治关联是否对企业研发投资产生影响, 而不是影响程度, 因此借鉴张平 (2014)、 罗明新 (2013)等学者的研究,对政治关联的度量采用哑变量 ,即如果企业董事长或总经理具有政治关联用1表示, 否则用0表示,其中,董事长或总经理在人大、政协、军队或政府部门中任职或曾经任职就认为具有政治关联。
3.调节变量的选取。 在企业管理过程中 ,高管激励主要可以区别为物质激励和精神激励两大类, 物质激励包括薪酬激励和股权激励,精神激励包括职位晋升、带薪休假等。 由于精神激励难以客观衡量, 因此本文主要考虑物质激励对政治关联与企业研发投资关系的调节效应, 采用高管薪酬和高管持股比例这两大指标。其中,高管薪酬用高管团队成员的平均薪酬表示, 高管持股比例为高管团队成员持股总额占总股数的比例。
4.控制变量的选取。 除了政治关联外,影响企业研发投资情况的变量还很多,为了更好地揭示政治关联与企业研发投资之间的关系以及高管激励对这一关系的调节作用,在借鉴王珍义(2014)、彭忠文(2015)等人研究的基础上,本文还引入了企业规模、资产负债率、企业成长性、企业年龄、两职合一等变量作为控制变量。 其中,企业规模用总资产的自然对数表示;资产负债率为总负债与总资产的比值;企业成长性主要从营业收入方面考虑,用样本年份营业收入减前一年营业收入的差与前一年营业收入的比值表示;企业年龄为样本年份减去企业成立年份;两职合一为哑变量,如果企业董事长和总经理两职合一,则用1表示,否则用0表示。
根据以上分析, 本文所采用的各变量定义如下页表1所示。
(三)模型构建
根据上文的假设分析,具体模型构建如下:
模型1:RDR=α+β1PC +β2Ctrol+ε
模型2:RDR=α+β1PC +β2MI+β3(PC×MI)+β4Ctrol+ε
模型1用来验证政治关联与企业研发投资的关系,模型2是引入高管激励与政治关联的交叉项来验证高管激励对政治关联与企业研发投资关系的调节效应。模型中,RDR表示样本企业的研发投资,PC表示政治关联,MI为高管激励,包括高管平均薪酬(AC)和高管持股比例(MSR),PC×MI为政治关联与高管激励的交叉项,Ctrol为控制变量, 包括企业规 模 (SIZE)、 资产负债 率 (LEV)、 企业成长 性(GROWTH)、企业年龄(AGE)以及两职合一(DUAL);α 表示常数项,β1、β2、β3、β4为回归系数,ε 为误差项,用来修正模型。
三、实证检验
(一)描述性统计分析 (见表 2)
表2列示了各变量的描述性统计特征。(1)企业研发投资方面,高新技术企业的研发资金投入强度均值达到了7.44%, 高于我国平均水平,说明高新技术企业相对于其他企业更注重技术创新投入,总体上处于较好的创新状态,但与西方企业达到10%以上投入强度还有一段差距, 因此大部分企业还要加大创新投入力度;而从极大值0.4672和极小值1.45E-06来看,不同企业重视程度各不相同, 有些企业的研发投入资金占主营业务收入的比例几乎为0,造成企业间两级分化现象严重。 (2) 政治关联方面,均值为0.4477,表明董事长或总经理不具有政治关联的样本企业数量要稍高于具有政治关联的企业,但是从另一面也反映出企业寻求政治关联成为了一个普遍的现象。 (3)高管激励方面,高管平均薪酬的均值为209 763.7元, 高管持股比例的均值为36.78%,总体处于一种中等水平,而极大值和极小值则表明了企业间的差距,少数企业的高管平均薪酬和持股比例较高, 极大值达到了1 158 356元、73.86%,但也有部分企业的高管平均薪酬较低,而高管持股比例甚至为0, 说明不同企业对高管的激励力度有所不同。
表3是将样本企业区分为政治关联和非政治关联两类进行描述性统计对比分析。表3数据表明,不具有政治关联的企业研发资金投入强度无论是极大值、 极小值还是平均值都高于具有政治关联的企业, 这说明董事长或者总经理具有政治关联不仅不会提升企业技术创新投入力度, 反而会起到弱化作用。而从高管激励来看,无论是高管平均工资还是高管持股比例, 具有政治关联企业与不具有政治关联企业间的差距并不大, 表明政治关联并不会对企业高管激励政策产生过多的影响。
(二)相关性分析 (见表 4)
表4变量的相关性分析结果表明, 大部分变量的容忍度在0.75以上, 个别变量的容忍度在0.2左右, 但都大于0.1,不存在太低的容忍度 ;而在VIF值方面,大部分变量的VIF值都小于1.5,少数变量的VIF值在4左右 ,但数值都不太。从这两个指标结果可以看出,变量之间不存在多重共线性问题,可以进行回归分析。
(三)回归分析 (见下页表 5)
表5中, 模型1是政治关联对企业研发投资影响的回归结果,模型2、模型3分别是高管平均薪酬和高管持股比例对政治关联与企业研发投资关系调节作用的回归结果。 三个模型 都通过了F检验 , 且调整R方分别达 到了0.1196、0.1182、0.1152, 因此 , 可以用来分析政治关联与企业研发投资的关系以及高管激励对二者关系的调节效应。
模型1数据表明,政治关联与企业研发投资在5%水平显著负相关, 回归系数为-0.019, 这表明在控制了企业规模、资产负债率、企业成长性、企业年龄、两职合一等变量的情况下, 董事长或总经理具有政治关联的企业研发投入水平要比不具有政治关联的企业来得低, 即政治关联削弱了企业研发投入力度,假设1未通过检验。
本文选取高管平均薪酬和高管持股比例表示高管激励情况, 模型2和模型3的结果表明无论是高管平均薪酬还是高管持股比例,其与政治关联交叉项(AC×PC、MSR×PC) 均未通过t检验,且模型的调整R方也未得到提升,也就是说高管平均薪酬、 高管持股比例对政治关联与企业研发投资关系并未起到显著的调节作用, 即高管激励对二者关系不存在调节效应,假设2、假设3均未通过检验。
回归结果还表明控制变量中资产负债率、 企业年龄分别在1%、10%水平上对企业研发投资产生负作用, 即企业资产负债率越高,研发投资就越小;企业年龄越大,研发投资也越小。而企业规模、企业成长性和两职合一未检测到它们对企业研发投资的作用。
(四)稳健性检验 (见表 6)
通过以研发人员投入代替研发资金投入进行回归分析,得到回归结果如表6所示,发现与前述结果没有出现太大的差别;同时还通过减少控制变量个数进行分析,也得到了相同结论,由于篇幅有限,结果未列出。 以上检验均说明本文的研究结论是合理的。
四、结论与讨论
(一)相关结论
本文以创业板的高新技术企业为样本企业,根据高层梯队理论和资源基础理论,分析了政治关联对企业研发投资的影响,在这一分析基础上,借鉴委托代理理论,提出了高管激励对政治关联与企业研发投资关系的调节作用,根据相关数据分析结果,得到以下结论:(1)高新技术企业的研发投入强度相对较大,但与西方发达企业高达10%的研发投入相比还有一定差距,且企业间存在着严重的两级分化现象;(2)企业政治关联已是一个相对普遍的现象;(3)在控制企业规模、资产负债率、企业成长性、企业年龄、两职合一等变量的情况下,政治关联对企业研发投资产生了负向作用,即政治关联抑制了企业研发投入力度;(4) 高管平均薪酬和高管持股比例未对政治管理与企业研发投资关系起到调节作用,即高管激励不能调节政治关联与企业研发投资关系。
注:*、**、*** 表示在 10%、5%、1%水平上显著相关,括号内为 t 值,下同
(二)管理启示
本文研究结论对企业管理具有实践意义, 特别是在技术创新决策、追求政治关联行为、激励机制设计等方面有了一定指导性。
1.企业要提高创新意识 ,持续加大研发投入。 虽然从均值上看,高新技术企业的创新投入相对较高,但不可忽略两级分化现象以及与龙头企业之间的差距, 因此大部分企业要想获取竞争优势就必须要持续加大研发投入。(1)要提升员工的创新意识,制定相关制度对员工新思想、新思维进行奖励,从而构建良好的创新氛围;(2)培养一支善于挖掘市场信息的队伍,能够通过消费者消费信号分析未来的需求, 从而开发满足需求的新产品;(3) 要关注国家政策导向,分析研发风险,能针对性地进行研发创新;(4)研发周期长,有后续追加资金需求,因而要追踪研发各个阶段,了解研发实时情况,有效追加研发投入。
2.企业不可盲目追求政治关联行为 。 虽然政治关联可以给企业带来一定便利, 但是追求政治关联是一个高成本的行为,企业需要花费大量资源去维护这一关系,从而导致创新资本不足,不利于企业技术创新,而且伴随着市场化程度越来越大,政府干预也会越来越弱,因此企业要综合分析各方面情况,不可盲目追求政治关联这一行为。 (1)企业高层团队作为企业决策的参与者, 要充分分析政治关联作为社会资源带来的负面影响,特别是财力不足的创新型企业, 不能为了追寻政治关联而使得企业资金出现困难;(2)已经具有政治关联的企业,不能过分“依赖”于政府,要积极通过各种融资途径获得企业周转资金, 从而为创新投资储备更多资源,另一方面,政治关联企业要发挥政企关系的良性作用,接受政府的公共思维,但也要提升自身创新自主性,主动寻找市场需求。
高管车辆补贴规定 第2篇
红狮控股办〔2013〕152号
关于高管人员自购车辆补贴报销
管理的通知
各部门、区域公司、子公司：
根据集团《关于加强高管人员自购车辆补贴报销管理的通知》（红狮控股〔2011〕265号），明确规定自购车高管人员补贴标准及报销程序。现根据实际情况，决定予以修订。现通知如下：
一、适用范围
集团或子公司享受车贴的自购车辆的高管人员。
二、补贴标准
1、自购车辆发生的过路费、油费按实报销，经备案确认后次月起，凭正式发票每季度报销一次。其他费用自理。
2、自购车辆高管人员另给予固定补贴：
（1）子公司副总经理及以上高管人员20000元/年、保险费5500元/年。
（2）子公司总经理助理15000元/年、保险费5000元/年。（3）子公司班子成员12000元/年、保险费4600元/年。（4）固定补贴每满半年支付一次。中途岗位调整的，由所在公司按月分段计算，15日前调动、当月补贴由调入子公司发放，15日后调动、当月补贴由调出子公司发放。
3、有以下情况之一的，不予报销当月补贴及费用：（1）车辆行驶证、驾驶证等证件不齐的；
（2）未签订《安全责任书》（见附件1）、《租车协议书》（见附件2）的；
（3）未按规定办理保险及车辆、驾驶证年审的；（4）未将行驶证、驾驶证、保险卡等提交备案的；
（5）子公司省外高管人员未经同意驾车回家探亲、开会等；（6）酒后驾车的；
（7）有其他严重违反交通法规行为的。
三、报销程序
1、子公司设立车辆管理员，由财务科科长担任，主要负责以下工作：
（1）购车高管人员享受车贴资格的审核确认；（2）车辆及相关资料的备案登记；
（3）签订《安全责任书》、《租车协议》；（4）报销费用结算并建立台帐。
2、车辆备案：
购车人填写《高管人员车辆备案表》（见附3），并提交车辆行驶证、驾驶证及相关资料原件及复印件，交车辆管理员审核确认后，签订《安全责任书》、《租车协议》。
3、费用报销：
购车人填写《高管人员车辆补贴及费用报销申请单》（见附4），经财务科车辆管理员审核，报总经理（或授权副总）审批后支付。
四、安全责任
1、公司给予自购车辆高管人员补贴及费用报销，不改变车辆所属关系。购车人及所属车辆发生交通安全事故等一切责任，均由本人承担，与公司无关。
2、购车人应严格遵守道路交通安全法规，不开疲劳车，不酒后驾车、不危险驾车、不违章驾车，确保行车安全。
3、购车人应文明行车，遵守交通秩序，保持车容整洁、车况良好，维护企业形象。
五、其他规定
1、享受车贴的车辆，公司可视工作需要予以调用。
2、子公司省外高管回家探亲、开会等，不得驾车回家，确需驾车的须经总经理审批同意。
3、子公司安保科指定专人负责登记享受车贴车辆进出厂情况，作为费用报销审核依据之一。
4、本规定下发后，新购置日系车辆（如丰田、本田、日产等）不享受车辆补贴。
六、本通知自下发之日起执行，原规定与本规定不符的，以本规定为准。
七、本通知由集团财务部负责解释。
附件：
1、安全责任书
2、租车协议
3、高管人员购车备案表
4、高管人员车辆补贴及费用报销申请单
二○一三年五月十二日
抄送：集团OA公开发布。
高管政治 第3篇
截至2015年年底,我国境内上市公司共2827家,总市值53.13万亿元,庞大的上市公司群体中活跃着一批职业经理人。这些高管人员身居高位,年薪丰厚,从理论上来说应该是一个处于聚光灯下名利双收的职业。然而,伴随着资本市场的快速发展,上市公司高管变更呈现越来越频繁的趋势,以2014年和2015年为例,2014年年初沪深两市已有199家上市公司累计发布了214份高管辞职公告,而以沪市主板上市公司辞职的高管最多,共有75家公司发布了82份辞职公告。2015年年初以来已有350家上市公司披露了共涉及407位高管的离职公告,从披露的信息来看,离职高管队伍基本涵盖了上市公司的董事长、总经理、董事、独立董事等整个高管层。通用集团CEO杰克·韦尔奇被誉为“世界第一首席执行官”,他曾说过,相较于在20年间将通用集团的利润水平提升6倍而言,其最大的成功是为公司培养了大批优秀的高管人才和铸造了坚强有力的高管团队。高管人员的变更常常是许多潜在的利益相关者观察公司未来发展变化的一个重要指示灯,其中的许多未言明的原因成为学者研究的切入点。
国有企业与民营企业有着不同的属性,决定了国有企业高管变更与民营企业大为不同,不是简简单单地以经营绩效高低论英雄,如中国铝业2014年的ROE为-45%,营业收入增长率为-18%,董事长熊伟平正是在这一年出任国资委监事会主席。又如,2014年国药股份的董事长刘勇离职降为公司董事,而企业当年的ROE为21%,营业收入增长率为14%,经营绩效远好于中铝。国务院国资委直属的上市公司都是各行业的领军企业,在国家政治、经济活动中相对于其他国有企业而言处于相当重要的地位,发挥着重要作用,这些上市公司的高管变更与其他国有企业相比具有不同的经济与政治背景。高管人员的非常规或者异常变更使得企业的外部环境产生一定的波动,影响外部利益相关者对于企业的关注,甚至恶化企业的外部融资环境。然而,大型国有企业在一定程度上承担了国家对于特定资源的分配任务,国有企业本身的社会性和政治性决定了其高管变更必将引起社会的极大关注和讨论,未披露原因的高管变更信息甚至会引起社会的误解。国资委企业高管往往采取委任制,这种人力资源管理方式更多体现为政治资源在企业中的应用,本研究正是通过将国有企业高管变更与普通企业严格区别对待,认为其变更更多的是政治资源和政治利益在企业内部的正常流动,市场上的利益相关者和社会大众不必为此紧张,应该用一种全新的思路看待国有企业高管的变更。以往研究公司治理与高管变更的关系时,学者们更多地关注董事会规模和独立董事比例,本研究试图考察董事会会议和股东会会议的频率与高管变更之间的关联。
二、文献回顾
公司经营绩效对高管变更有显著影响。冯旭南(2012)发现公司经营绩效越差,高管发生变更的可能性就越大。张旭艳等(2013)也发现无论变更原因是正常还是非正常,高管变更都与变更前的业绩显著负相关。姜付秀等(2014)认为,国有企业对于经理人的显性业绩要求受到社会监督等因素的制约,使得国有企业相较于非国有企业更加看重公司绩效表现。Conyon(2014)认为中国的上市公司更愿意用企业业绩来决定CEO的去留。Jenter等(2015)认为高管人员很容易因为所任职的企业业绩不佳而被免职。但也有学者研究表明经营绩效对高管变更没有显著影响,如香港理工大学的Firth教授等(2006)研究发现国有控股企业高层更换与业绩的敏感性同法人股东控股企业没有显著差异,丁友刚等(2011)也发现公司业绩与高管升迁性变更无关。
第一大股东持股比例、董事会特征等公司治理因素对高管变更会产生影响。沈艺峰等(2007)研究发现,在ST公司中第一大股东持股比例增加了高管变更对于业绩的敏感性,即当业绩不佳时,第一大股东持股比例越高,高管越可能被更换。蒋荣等(2008)认为上市公司中董事会规模、第一大股东持股比率与总经理变更负相关。Raymond和Matthew(2012)得出公司治理层对于高管变更的决策更多受制于股东的压力。宗文龙等(2013)发现在控制业绩的情况下实施股权激励能降低高管被更换的概率。梁上坤等(2015)认为高管的变更与大股东占用企业的资金规模有关。张俊生等(2005)认为董事会会议召开的频率代表了董事对公司的关注程度和对高管的监督力度,在业绩下降的情况下董事会会议的频繁召开加速了总经理的变更。卢馨等(2011)也认为董事会频繁召开会议反映出董事勤勉履行职责,这样有利于提高对于高管的监督和约束效果。
政治关联是企业一项重要的社会资源,在给企业带来重要的多元化资源的同时,也促进了企业价值的增长。游家兴等(2010)认为当管理层职位受到威胁时,他们拥有的政治资源很可能成为其构筑职位壕沟的资本,即政治关联作为高管保护自己权益的最后一道稳定防线,会引起职位壕沟效应。Qingbo Yuan(2011)认为政治关联将使高管在企业绩效不佳时获得政府更多的补助而免于被解雇。王俊秋等(2012)的研究发现,政治关联通过有效削弱高管变更与企业绩效的敏感性达到破坏企业正常公司治理效力的作用。周林洁等(2013)通过研究不同产权性质企业政治关联对于高管变更的影响差异,发现政治关联并不是影响企业高管变更的因素。Jiaxing You等(2014)研究发现有政治关联的CEO不太容易被变更,政治关联降低了高管因业绩不佳而被解聘的概率。潘越等(2015)认为,地方官员的变动引起了地方国企高管的非正常变更,这种变动是基于地方政治权利的重新洗牌。
综上所述,学者们分别从公司绩效、公司治理、政治关联等视角研究了高管变更问题,但是这些研究更多的是基于单变量的角度进行的。本文以国务院国资委上市企业2013~2014年的数据为样本,在分别关注国务院国资委上市公司的经营绩效、公司治理、政治关联等单变量对公司高管变更的影响后,进一步研究了经营绩效、公司治理、政治关联等各因素的相互作用对公司高管变更的影响,特别是探讨了加入政治关联这个变量后,各因素对公司高管变更影响的差异性。
三、理论分析与研究假设
根据企业契约理论,企业本身就是一系列与各利益相关方之间的显性或隐性契约的组合体,这些契约建立了企业与各利益相关者之间的权利义务关系,而这种权利义务关系又进一步表现为企业与各利益相关者之间的委托代理关系。由于利益相关者各自追求自身利益的最大化,这使得企业与利益相关者之间出现利益偏差而产生代理成本,最终导致代理问题的出现。从理论上来说,解决委托代理问题的重要途径之一就是依靠股东协同行动、市场接管和高度发达的经理人市场三方面的力量,通过约束的方式监督和管理高管人员,也可以发挥声誉的惩罚作用对高管进行直接、有效的监管。当企业业绩较差时,股东通过实施高管离职这一强制性高管变更手段来惩罚高管,同时也对后继高管起到震慑作用。然而,国资委所属企业属于国家重点控制企业,其高管的任命一般不是简单地根据业绩考核,更多的是基于国家政治资源的分配、管理者的资历和经验。这类企业受国家政策的影响较大,其高管更多的是执行国家的宏观政策,因此企业盈利状况对于高管人员的影响很小。基于此,本文提出如下假设:
假设1:国资委所属企业的经营绩效对高管变更不存在显著影响。
公司治理理论认为,如果企业具备充分竞争的产品市场、经理人市场,以及高度发达的资本市场等这些外部条件,使得外部控制机制能够行之有效,资本市场会自然存在一种应对不良业绩的自动进行矫正的任免机制,通过果断更换业绩不佳的高管人员达到以儆效尤的目的,努力实现经营者和股东实际利益的一致(龚玉池,2001)。Jensen(1993)研究表明董事会规模与高管变更呈正相关的关系,即随着董事会规模的扩大,其监督高管的力度会增大,从而实现以董事会为中心的内部治理机制,通过董事会、监事会、大股东的监督作用来约束高管人员的行为,最终实现公司的目标。而董事会规模的扩大并不意味着公司治理效率的提高,当一个企业的董事会成员过多导致董事扯皮推诿、不积极参与决策时,董事会决策效率会降低。因此,在关注董事会规模的同时,更要关注董事会决策的质量,研究董事会会议召开的频率对于高管变更的影响。周建等(2009)研究发现,大股东对公司的控制程度与总经理变更显著正相关,即股权集中程度越高,在企业控制权的争夺中大股东对高管人员监督和约束的积极性也就越高,可以在公司业绩出现下降时及时更换不称职的高管人员。股东参与公司决策一方面通过授意董事会,另一方面也可以直接参加股东会表决,因此,股东会会议也是大股东监督、影响高管人员的重要媒介。基于此,本文提出如下假设:
假设2:公司的董事会会议次数、股东会会议次数、最大股东持股比例等公司治理因素与高管变更存在显著正相关关系。
美国杜克大学教授林南(1982)提出,资源是对主体有价值的物品,社会资源不同于个人资源,但是可以通过个人的社会关系网络获取并利用,社会资源是个体通过社会中直接和间接的联系可以接触到的资源。在社会网络中,如果主体所拥有联系的节点更加广泛,社会关系网络更加丰富,那么其更加容易获得资源、取得地位并获得成功。中国社会一向被认为是“关系”社会,人情、面子、缘分、礼尚往来等潜在的行为规范在维系社会秩序中发挥着重要的作用。无论对个人还是对企业而言,“关系”具有便利资源配置和获取资源的功能(刘少杰,2004)。企业社会关系网络的组成包括企业与政府的联系、企业与其他企业的联系、企业与商业伙伴(消费者、供应商、竞争对手)的联系等,其中,企业与政府的联系即企业的政治背景在中国显得尤为重要。高管的政治关联使得高管在政府和企业之间起着重要的连接作用,企业搜寻和占有社会资本的动机必然影响企业治理机制的安排。社会资源中的政治资源在企业运行中起着特殊作用,而高管人员的政治关联对于维持高管在企业中地位的稳定性起到至关重要的作用。基于委托代理冲突而设计的公司治理机制更容易因政治因素的存在被扭曲异化,职位壕沟效应降低了高管变更与业绩的敏感性(游家兴等,2010)。因此,当高管存在政治关联时,可能会影响公司治理机制的有效性,高管变更和公司业绩关系的灵敏度可能会受到影响。基于此,本文提出如下假设:
假设3:越是具有政治关联的高管越不容易变更,即高管的政治关联与高管变更存在显著负相关关系。
根据博弈理论,随机应变才能智胜对手,由于游戏参与者彼此的策略是相互依存的,所以通过事先做好准备来预见到对手可能采取的行动并灵活应对才能最终博弈胜出。一个主体的选择会影响到其他主体的选择,与此同时又受制于其他主体的选择。企业是由一个所有参与者合作博弈的集合构成,这个集合包括股东、债权人、高管、员工、顾客、供货商和政府等利益相关者(青木昌彦,2001)。董事会选举董事长或决定是否聘任公司总经理的过程,实际上是公司治理主体与高管层双方利益博弈的过程。在这个博弈过程中,如果各方可以就利益分配达成一致意见,高管很可能继续连任;如果利益不均或者发生明显冲突,高管很可能面临变更风险。经营绩效、公司治理、政治关联与高管变更的关系在企业管理中就是一种博弈,企业董事层、股东充分发挥表决权与高管人员的实际经营权进行博弈,治理权与管理权、经营绩效以及政治关联各种因素充分发挥作用,从而影响高管的变更。因此,本文提出如下假设:
假设4:在经营绩效、公司治理、政治关联三因素的共同作用下,经营绩效对公司高管变更没有显著影响,但政治关联与高管变更呈显著负相关关系,公司治理与高管变更呈显著正相关关系。
三、研究设计
1. 样本选择与数据来源。
国务院国资委直属的上市公司不同于一般国有企业,高管的政治关联背景表现得更为显著,研究政治关联更具有代表性。本研究以2013~2014年的国务院国资委直属上市公司为样本,分别剔除财务数据或公司治理数据缺失、当年被ST处理、高管常规性变更(死亡、退休、涉案)的公司,最终得到2013年的265家和2014年的278家共计543个有效样本。研究中的财务数据来自RESSET数据库和国泰安数据库,高管相关资料以和讯网、新浪财经、东方财富通、中国领导干部资料库等平台公布的数据为基础手工整理而得,高管变更和公司治理层数据直接来自国泰安数据库中的上市公司治理结构研究数据子库,实证研究使用SPSS 22.0统计软件完成。
2. 变量定义。
本文涉及的主要变量及说明见表1。
(1)因变量:高管变更。在国外的研究文献中,企业高管通常指CEO,在国内的研究文献中对高管的界定则主要限于董事长和总经理两个职位。借鉴已有研究(龚玉池,2001;刘星等,2012),将健康或死亡、退休、涉案等原因导致的高管变更定义为常规变更,其余高管变更定义为非常规变更(如辞职、个人原因、工作需要、解聘等)。基于研究主旨,本研究将高管变更界定为董事长或总经理职位的非常规变更。
(2)自变量与控制变量。本研究以经营绩效、公司治理和政治关联三个变量作为自变量。其中,高管的政治关联分为政治经历和政治身份,政治经历指高管具有政府工作背景或政府政治背景,政治身份是指政府职业荣誉。公司高管有在政府机关中任职的经历被认为具有政府工作背景,而公司高管担任过人大代表或政协委员则具有了政府政治背景,政府职业荣誉则是指公司高管曾被政府授予国家级的各种荣誉,如劳动模范、优秀企业家等。在此基础上,将高管的政治关联划分为国家级、省市级、无政治关联三个等级。
根据以往文献,本文还控制了以下因素:资产规模(Size)、营业收入增长率(Growth)、资产负债率(Lev)、高管年龄(Age)。其中年龄增长所带来的退休、身体状况不佳等自然原因使得高管更换与年龄之间存在一定的天然相关性。
3. 模型设计。
本研究利用模型(1)检验经营绩效与高管变更的总体相关性,利用模型(2)检验董事会会议次数、股东会会议次数、最大持股比例等公司治理变量与高管变更的关系,用模型(3)检验政治关联与高管变更的关系,用模型(4)检验经营绩效、公司治理、政治关联的共同作用对高管变更的影响。
四、实证结果及其分析
1. 描述性统计。
主要变量的描述性统计见表2和表3。在2013年的265家企业中有82家发生了高管变更,没有政治关联关系的为59家,占比72%,而在没有发生高管变更的183家企业中,有政治关联的有125家,占比68%。2014年的278家企业中,有91家发生了高管变更,其中没有政治关联关系的为77家,占比85%,而在没有发生高管变更的187家企业中,有政治关联的106家,占比57%。
高管变更的平均值为0.3168,有近三分之一的企业发生了董事长或者总经理的变更。经营绩效指标ROE平均值为-0.0369,最大值为3.8375,最小值为-50.0819,国有企业经营绩效水平存在很大的差异。《公司法》规定上市公司董事会每年度至少应召开两次会议,本研究中样本企业董事会会议次数最多为33次,最少也有0次的,显然董事会治理上存在一定差距。股东会会议次数最多是8次,最少也有1次的,股东参与度也存在差异。最大股东持股比例最大值为86.35%,最小值为4.96%,平均最大持股比例为41.79%,一方面国有企业一股独大现象普遍存在,另一方面国有企业股权的集中程度在不同企业存在明显差异。平均政治关联指数为0.6556,显示了国有企业中高管较强的政治关联现状,标准差0.7472表明不同企业之间高管的政治关联程度也存在一定差距。
2. 单变量回归分析。
经营绩效、公司治理、政治关联三个因素对公司高管变更的独立影响的回归结果见表4。在国务院国资委直属的上市公司中,公司经营绩效与高管变更没有显著的相关性,验证了假设1;董事会会议次数、股东会会议次数、最大股东持股比例三个指标与高管变更在5%的显著性水平上呈正相关关系,表明公司治理因素与高管变更存在显著正相关关系,验证了假设2;高管的政治关联与高管变更在1%的显著性水平上呈负相关关系,表明政治背景可以起到保护管理者免于被更换的作用,验证了假设3。
注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著,括号中为变量系数。
3. 多变量回归分析。
单变量回归分析考察的是经营绩效、公司治理、政治关联三个因素对公司高管变更的独立影响。而在企业现实的经营过程中,高管变更是多种因素共同作用的结果。因此,需要检验经营绩效、公司治理、政治关联三个因素共同作用情况下,对企业高管变更的影响及其差异性,多变量回归结果见表4模型(4)。
在三个因素的共同作用下,经营绩效与高管变更没有表现出显著相关性;公司治理仍与高管变更呈显著正相关关系,公司治理结构的三项指标即董事会会议次数、股东会会议次数、最大股东持股比例均通过了10%的显著性水平测试,其中股东会会议次数相比于模型(2)显著性水平有所下降,可以看出股东会会议次数与高管变更的关系受到经营绩效、政治关联等因素的显著影响;政治关联与企业高管变更仍然在1%的水平上呈显著负相关关系,与模型(2)中单变量的回归分析结果相比没有明显的差异。以上分析验证了假设4。
4. 稳健性检验。
为了验证以上结论的稳健性,本研究进行了如下检验:将代表经营绩效的净资产收益率(ROE)用总资产报酬率(ROA)替换;将代表公司治理的董事会会议次数、最大股东持股比例用董事会规模和第一、二大股东持股比例的比值两个指标替换;将原样本按照是否有政治关联分为有政治关联和无政治关联两个子样本,然后分别进行Logistic回归分析。
稳健性检验的回归结果与前面一致,证明原假设正确,由于文章篇幅所限,稳健性检验结果未予列示。
综上所述,本研究最终建立基于公司治理、政治关联共同作用与高管变更的回归模型,如下式所示:
五、结论及启示
本研究以国务院国资委所属企业2013~2014年的数据作为样本,通过考察经营绩效、公司治理、政治关联三个因素对高管变更的影响,我们发现:
1. 在国资委企业中,公司高管的变更并不是传统意义上的因业绩不佳所致。
无论是单独考察经营绩效对高管变更的影响,还是考察经营绩效、公司治理与政治关联的共同作用对高管变更的影响,结果都发现经营绩效与高管变更不存在显著的相关性。这种稳定的无关联性证明了当初的假设,国资委所属企业不同于一般意义上的国有企业,它们大多是关系着国家战略安全、重大能源资源、国计民生的产业,因此,绝不是一般意义上为了盈利而存在,更多地表现为一种国家的产业战略需求和国家控制力。国家对于这些企业高管的任命更多考虑政治上的可靠性、资历等,以保证国家的方针政策能够得到贯彻实施,高管人员受到更多的来自国家的制约,因此他们很难超越国家控制力自主经营企业,企业的经营状况反映的往往是国家政策调控的结果。
2. 公司治理作为企业的内部管理,对公司高管变更有显著的影响。
基于委托代理形成的现代企业管理模式中,股东、董事通过股东大会、董事会这些重要的机制以表决的方式影响企业的重大决策,进而制衡以经理层为主的公司管理层。董事会和股东大会召开会议的次数在一定程度上反映了企业委托层对于公司的关注度,他们是否认真勤勉履职关系到企业内部制衡机制是否贯彻落实,通过董事会、股东会监督和评价管理层的政策执行与公司发展状况,一方面体现了作为委托层的知情权,另一方面也能防止高管脱离企业发展战略,损害股东利益。在一股一票的企业决策体制下,大股东出于自身利益的考量会加强对高管行为的制约,一旦发生利益冲突,大股东的绝对优势会促使高管离职。而在这些国资委直属的上市公司中,国家或政府基于宏观层面的考量是导致高管变更的真正原因。
3. 政治关联是公司高管变更的重要因素。
政治背景作为高管人员独特的资源,这种与政府之间的天然媒介,一方面可以为企业正常经营扫清很多障碍,另一方面也为高管筑起防范潜在风险的围墙,在发生经营绩效不佳风险时,政治关联能够降低甚至消除业绩不佳对高管变更的影响。国家任命国资委直属上市公司重要管理人员时,政治背景是首要考虑因素,这在某种程度上代表了一定的政治可靠度。
目前,我国的经济发展处于转型期,国有企业也正处于改革深化阶段,其公司治理结构尚处于逐步完善的阶段,政治关联在国有企业人才选拔中所占的比重并没有降低的趋势。然而,对于广大的企业外部利益相关者来说,我们需要严格地将国有企业高管变更与一般民营企业区分开,不能狭隘地将这些人事调整归因于企业绩效不佳,而应更多地站在国家战略层面来考虑。
参考文献
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丁友刚,宋献中.政府控制、高管更换与公司业绩[J].会计研究,2011(6).
冯旭南,李心愉.公司经营绩效影响高管变更吗--来自地方国有上市公司的证据和启示[J].管理评论,2012(12).
张旭艳,刘旻.中国上市公司高级管理者变更与经营业绩关系的实证研究[J].西安财经学院学报,2013(3).
姜付秀,朱冰,王运通.国有企业的经理激励契约更不看重绩效吗?[J].管理世界,2014(9).
高管培训心得 第4篇
20xx年10月24日至11月2日，受公司委派，我参加了由中国保险行业协会主办，澳大利亚及新西兰金融与保险学会(ANZIIF)(以下简称“澳新学会”)承办的赴澳大利亚保险行业高管培训班。透过本次培训，增长了见识、学习了知识、提升了技能、结交了朋友，具体资料总结如下：
一、增长了见识。
澳大利亚地广人稀(国土面积是中国的79%，人口仅有中国的1.6%)，其保险行业经过150多年的发展，竞争充分，制度健全。澳大利亚保险市场经历过四个关键阶段：统一费率时期、首次整合、二次整合、网络阶段。首次整合期，即费率市场化改革阶段，行业发生巨变，多家大型保险公司倒闭，保险公司从150家降到30家左右;二次整合，部分公司透过合并/并购迅速扩张，市场份额快速扩大。两次整合对保险公司带来巨大冲击，同时也带来巨大机会。根据统计数据，澳大利亚平均1.3个人就拥有一辆汽车，而中国则11.9人拥有一辆汽车，两者相比，澳大利亚汽车保险已进入成熟期，市场竞争度处于较高水平，而中国汽车保险拥有巨大的发展空间。目前澳大利亚非寿险业务中个险业务占比60%左右，团险业务占比40%左右。个险业务全部透过直销进行业务拓展，网销和电销基本各占50%，网销占比稍强;电销中呼出业务主要以老客户续保为主。团险业务基本上以中介渠道为主。良好的市场竞争环境及完善的理赔管理体系保证了保险业务的盈利性。澳大利亚非寿险目前盈利水平在15%左右，综合赔付率在60%左右，综合费用率25%左右，较低的费用率得益于个险业务基本没有中间费用，配件价格的统一、透明化确保了赔付率水平。
二、学习了知识。
透过《领导力与战略转型》以及《制定战略与绩效管理》等课程的学习，一是了解了领导人的特征以及在转型期如何提升领导力。二是了解了领导人经常面临的5个诱惑：1)把自己的职务、地位看得比工作成果更重要;2)重人气轻职责;3)做事决策不果断，不能根据环境变化及时调整;4)过于追求和谐而限制了思想的交流和碰撞;5)以失去互信为代价而片面追求权威。以上5个诱惑在不同的领导身上都可能不同程度的存在，同时明白了如何才能更好地检视和完善。三是关于制定战略的过程。要透过与利益相关人的沟通，外部环境的扫描与分析，以及员工的广泛参与，制定贴合SMART原则的目标，并进行宣传和实施。四是关于绩效管理，重点了解了绩效中KPI制定应把握的三个关键因素：质的因素、量的因素、时间因素，以及如何向下属进行绩效评估并理解反馈，透过绩效管理为员工未来的发展和成长带给切实可行的规划。
三、提升了技能。
(一)在关于客户战略转型上，澳大利亚的做法给我们在未来的客户服务中带给了一些参考和借鉴:
1、客户战略的关键首先在于企业文化中客户服务意识的打造和培养，把客户服务转成一种意识中的习惯动作。
2、数据架构的搭建。客户服务是一套系统工程，务必有一个强大的数据库带给支持，数据库架构的再造将成为制约客户服务潜力提升的技术关键。
3、理赔是打造客户服务潜力的最直接体现。在理赔之前对客户服务的一些瑕疵客户都可能会谅解，但理赔的瑕疵对客户来讲是不能够原谅的，保险就是理赔在澳洲已深入人心。理赔前置是实现客户战略转型的第一步，主要关键点包括：理赔人员的选取、让客户知晓理赔进度、客户理赔回访等等细节管理。
4、做好续保细节管理。透过保险利益的重申、优质的客户服务等手段，促使客户坚定投保信心，继续续保。
(二)在保险公司的风险管理上，澳新学会专家介绍了澳大利亚保险公司风险管理体系，风险管理失效主要原因分析等，并注重把风险管理与公司董事的职责挂钩，把风险管理写进公司文化范畴。这也为未来在我司的风险管理从理念到方法上都带给了很好的借鉴，有利于我们不断提升风险管理水平，促进公司健康持续发展。
四、结交了朋友。
透过本次为期10天的培训与交流，与各公司领导早夕相处，大家一齐学习、一齐沟通、一齐探讨，结下了深厚的友情，彼此都成了很好的朋友。
高管政治 第5篇
目前, 政治联系现象在企业中已十分普遍,有关对政治联系的研究已经成为我国以及世界范围内的学术热点。 在我国,上市公司高管中具有政治联系的成员已经占据很大一部分的比重,他们建立起的政治联系已经成为政府与企业间的一条重要链条。有许多实证研究表示,有政治联系的公司不仅会获得融资方面的优惠、相对较低税率等收益,所以在转型过程中,会寻求和发展政治联系。 本文认为,对于企业政治联系方面的研究,核心问题是讨论中国公司治理转型模式下,如何运用不同渠道去影响资源配置的过程,在这一背景下,本文将探讨民营企业的政治联系主要方式是什么、政治联系对公司业绩是产生正效应的影响还是负效应,同时对该问题进行实证研究。
二、相关研究述评
企业政治参与在本质原因是出于对利益的考虑,首先是考虑物质利益,总是在不断寻找用最小的代价来获得最大利益的途径。
Goldman在研究美国的金融市场上政治联系对企业的影响时,依据不同派别对他们进行政治联系的分类。研究结果发现,对于具有高管政治联系的公司会出现正向相关的异常收益。
罗党论和唐清泉研究在转型经济下,政治联系对民营上市公司的生存及发展的影响,研究民营上市公司获取政治联系的原由。
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源
样本期间为2012-2014 年,(1)沪深两市所有实际控制人为个人的A股民营非金融上市公司;(2) 剔除金融行业的民营上市公司;(3) 剔除财务情况异常的公司,共获得3843 个有效样本,数据来源于国泰君安数据库。
(二)研究假设
1. 民营上市公司在正式制度的夹缝中,寻求正式制度的替代机制以减轻各种不合理的限制。 一方面,政府控制社会重要资源的支配权,包括市场进入、税收等。另一方面,民营企业为国家经济发展作出重要贡献,政治地位不断提高,这些变化为民营公司进入政治体制内奠定基础,据此本文提出假设1。
假设1:民营企业的整体政治联系与公司业绩正相关。
2. 在转轨经济下, 政府行政权力控制了大部分的社会资源。政府长期执行禁止民营企业进入电力、能源等行业的政策。 虽然“非公经济36 条”为民营企业进入垄断行业打开大门,同时也给予政府部门在市场进入方面更广的裁决权。 据此本文提出假设2。
假设2:民营上市公司高管政府类政治联系与公司业绩正向相关;
3. 不同权力主体拥有干预经济的能力和方式明显不同,对民营企业影响程度就会不同,反映在企业经营中的就是公司业绩的高低。 与政府相比,人大代表对税法方面并不具有直接发言权, 政协委员对税法制定、征收几乎没有影响。 据此本文提出假设3。
假设3:高管代表委员类政治联系与民营上市公司业绩正向相关,与政府类政治联系相比正面影响程度较低;
(三)变量定义
1. 股权结构(LSO)
第一大股东通常对公司的重大决策具有重大影响。 当其持股比例很高时,会主动经营好公司,其能够从公司的经营成果中获得很大利益。
2. 公司规模(Ln MC)
公司规模本文用公司年末总市场价值的自然对数来衡量。企业的规模对公司业绩存在显著影响。 因此,本文加入这一控制变量。
3. 公司财务杠杆(Leverage)
本文用公司财务杠杆来衡量公司的财务结构,比率。资产负债率越高,债务违约可能,公司的破产的风险越高,公司的资产负债率与公司负相关,所以,本文加入公司财务杠杆这一控制变量。
4. 市净率(PB)
该指标是非常重要的财务指标,一般来讲,市净率较低的股票,投资价值较高,反之,则较低;公司业绩越好,资产增值速度也就越快,股票净值就越高,本文加入这一控制变量。
5. 行业特征(IND)
不同行业的政府干预程度、竞争情况等都会有所差异,本文设置行业特征变量控制不同行业之间公司业绩的差异性。
6. 年度(Year)
不同年度, 样本的经济环境不一样,这可能对公司业绩产生较大影响, 因此,本文加入这一变量。
(四)模型设计
针对本文设计了三个实证模型用以检验高管政治联系对民营上市公司业绩的影响。
1. 对于研究假设1:具体模型如下:模型一:
PER =β0+β1PC +β2LSO +β3Ln MC +β4Leverage+β5PB+β6IND+β7Year+μ
2.对于假设2:具体模型如下:
模型二:
PER =β0+β1PCGOV +β2LSO +β3Ln -MC+β4Leverage+β5PB+β6IND+β7Year+μ
3.对于假设3:具体模型如下:
模型三:
PER =β0+β1PCDBWY +β2LSO +β3Ln MC +β4Leverage +β5PB +β6IND +β7Year+μ
四、实证分析
(一)描述性统计分析
从表1 可以发现,民营上市公司高管具有政治联系的比例达到33.57%, 说明民营上市公司的政治参与普遍存在。 以2012 年为基期,2013 年的政治联系的比例上涨了1.22%,2014 年的比例上涨了0.27%,政治联系的比例呈上升趋势。
表2、3 列示了对样本的进行描述性统计,下面将分组讨论。
从表2、表3 可以发现,具有政治联系的样本组的ROA极大值是2.03, 极小值-0.30, 均值是0.09, 无政治联系的样本组ROA极大值0.99,极小值-0.91,均值0.05,二者相比发现,以上结果验证了假设1。
本文剔除兼具两种类型政治联系后的样本量,获得表4 与表5 相关变量的描述性统计结果。
从表4、表5 可以得出,政府类政治联系样本组的ROA极大值是2.03, 极小值是-0.00,均值是0.11,代表委员类政治联系样本组的ROA极大值是1.12,极小值-0.07,均值0.07,以上支持假设二。
(二)回归分析
1. 表6 显示了高管政府类政治联系对民营上市公司业绩的影响。
2. 表7 显示了高管的整体政治联系对民营上市公司业绩的影响。
将表6 与7 对比可以看出,对政府类政治联系变量PCGOV进行回归,其系数均在1% 水平上显著, 系数为0.024(ROA) 显著为正, 对因变量公司业绩的影响较大; 对代表委员类政治联系变量PCDBWY进行回归,系数为0.01(ROA),在10%水平上显著(ROA),系数值偏小,对因变量公司业绩的影响比较微小。
五、结论
研究结果表明, 民营上市公司高管政治关系对企业业绩具有显著的正面影响, 具有政治关系的民营上市公司的业绩更好; 不同类型政治联系对公司业绩的影响也显著不同。 本文将高管的政治联系区分为政府类政治联系和委员代表类的政治联系两类,结果表明,与代表委员类政治联系相比, 政府类政治联系对公司业绩的提高作用具有更大。
摘要：文章选取了2012-2014年在沪深A股的3843家民营上市公司作为研究样本,结果表明:(1)在不分政治联系类型时,整体政治联系能够显著提高公司业绩;(2)在区分政治联系类型后,运用虚拟变量法测量政治联系,具有政府官员类政治联系的民营上市公司比代表委员类政治联系的公司业绩高一些,代表委员类的政治联系与公司业绩的影响程度很低。另外,公司规模、第一大股东的持股比例、市净率与政治联系呈正向相关,资产负债率则与政治联系反向相关。
关键词：政治联系,业绩,民营上市公司
参考文献
[1]李维安.演进中的中国公司治理:从行政型治理到经济型治理[J].南开管理评论,2009(04).
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[3]罗党论,唐清泉.政治关系、社会资本与政策资源获取:来自中国民营上市公司的经验证据[J].世界经济,2009(07).
高管政治 第6篇
随着我国经济快速发展,企业环境污染事件屡屡发生,而且瞒报问题较为突出。环境信息披露作为企业履行环保责任的直观体现,对于保障利益相关主体的环境知情权至关重要。
制度理论认为,政府在解决环境外部性问题上有着不可替代的作用,投资者保护程度是影响企业环境责任履行状况的重要因素(张兆国等,2013)。在中国转型经济时期,政治关联作为正式法律保护制度的替代机制,对企业经营行为产生诸多影响,也是预测信息披露质量的重要指标(Bushman、Piotroski,2006)。但是,已有文献对于投资者保护、高管政治关联与环境信息披露质量的关系并未取得一致结论,而且鲜有涉及投资者保护与高管政治关联之间可能存在的交互作用。政治关联本质上是不同的制度环境在企业及其高管行为方面的最终体现,制度诱因决定了在研究政治关联“社会负担效应”时要考虑投资者保护制度的调节作用(Qi等,2010)。本文以2010 ~2012年沪市A股重污染行业上市公司为样本,在分别检验投资者保护、高管政治关联对环境信息披露质量影响的基础上,进一步研究投资者保护对政治关联“社会负担效应”的调节效果,揭示制度因素能否对企业绿色行为发挥引导作用,以期为提升企业环境信息披露质量、更好地履行社会责任提供参考。
二、文献回顾及假设提出
(一)投资者保护与环境信息披露质量
投资者保护的“后果假说”强调法律环境所带来的经济后果。La Porta等(2000)将投资者保护引入公司治理的研究范畴,通过对49个国家的分析发现,法律体系与执法程度是影响信息披露质量的关键因素。在投资者保护较强的地区,股权结构较为分散,外部投资者和公司内部人更有可能由于信息不对称而引发代理问题,而有效的私人诉讼制度维护了投资者对高质量信息需求的权利,因此公司高管有动力披露更多更高质量的信息来缓解代理冲突(Francis等,2009)。对于环境信息披露,由于发展中国家的投资者保护水平还较弱,尤其缺乏对环境保护的法律执行力,企业的环境违法成本较低,导致企业缺乏环境信息披露的动力(Dasgupta等,2001)。但随着法律环境与投资者保护程度的不断改善,企业环境信息披露水平逐渐上升(Laine,2009)。尤其是强投资者保护地区具有更完善的法律体系和更严格的法律执行,对于环境信息披露违法的惩罚力度更大,信息操纵或造假的机会成本更大,这有利于更好地引导和敦促上市公司提高环境信息披露质量(魏志华、李常青,2009)。因此,本文提出如下假设:
假设1a:相比于弱投资者保护地区,强投资者保护地区的上市公司环境信息披露质量更高。
假设1b:地区投资者保护水平与环境信息披露质量正相关。
(二)政治关联与环境信息披露质量
政治关联可以被视为一种政府隐性担保,投资者、债权人或审计师等利益相关方会降低对高政治关联企业信息披露质量的严格要求(Faccio M.,2010)。郑军等(2010)研究发现,有政治关联的民营企业完全可以通过“关系”向现任审计师购买审计意见,以减少管制成本。而且,政治关联对信息披露质量的负面影响随着政治关联强度增加表现得越明显。田利辉等(2013)提出政治关联的“社会负担效应”,政府存在着政治和经济双重目标,具有政治关联企业(特别是由政府直接指派高管的国有企业)承担着维护社会稳定、建设和谐社会等社会负担,主动承担更多的社会责任并提高信息披露质量,而环保责任及信息披露就是社会负担的重要方面。具有政治关联的高管可能更看重自身在行政体系中的发展,那就更有动机去逢迎政府的需求,让企业承担环境保护的责任并积极地披露出来(Fan等,2007)。另外,具有政治关联的上市公司对于“关系”的敏感度更高,为了维护与众多利益相关方的关系就要注重公司的形象,除了经济贡献,环境信息披露也能为公司赢得良好的社会声誉(王成方等,2013)。基于此,本文提出如下假设:
假设2a:相比于无政治关联,高管有政治关联的上市公司环境信息披露质量更高。
假设2b:高管政治关联程度与环境信息披露质量正相关。
(三)投资者保护对高管政治关联与环境信息披露质量关系的调节作用
政治关联一直被认为是法律保护的替代机制,以非正式制度的方式缓解制度不完善对私有产权的破坏,促进企业的发展(何健生、陈海声,2012)。但是,随着投资者保护水平的提高,政治关联依然存在且呈增长趋势(罗党论、唐清泉,2009)。政治关联的建立本身有制度诱因的存在,因此,理想的情况是两种制度机制实现兼容(李维安等,2010)。在强投资者保护地区,政府更加重视投资者利益,对于上市公司隐瞒信息、损害投资者利益的行为将给予更加严厉的惩罚。可以预期,出于“关系”目的形成的高管政治关联会有效传递政府的这种利益诉求,推动上市公司行为与政府行为的“利益趋同”,促使环境信息披露质量得到提升。因此,本文提出如下假设:
假设3:在强投资者保护地区,高管政治关联与环境信息披露质量的正相关性更显著。
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源
根据环境保护部2008年颁布的《上市公司环保核查行业分类管理名录》中的重污染行业分类,本文选取2010~ 2012年沪市A股重污染行业上市公司作为研究样本,并进行如下筛选:选取发布社会责任报告(或可持续发展报告、环境报告书)的上市公司;剔除ST、PT公司以及数据缺失或异常的样本。经过上述处理,最后得到样本362个,其中2010年109个、2011年124个、2012年129个。
投资者保护水平数据来自樊纲等(2011)编制的《中国市场化指数》一书,政治关联数据根据国泰安数据库(CSMAR)中“高管个人简历”一栏提供的信息以及公司年报、网络信息整理得到。
(二)模型建立
为避免变量间的共线性问题,本文构建回归模型(1)对假设1a、假设2a进行检验:
构建回归模型(2)对假设1b、假设2b进行检验:
为检验假设3,在模型(1)的基础上加入交叉项得到模型(3):
其中:EDI表示上市公司环境信息披露质量;IPd、PCd为虚拟变量,分别衡量是否为强投资者保护地区、高管是否具有政治关联;IPc、PCc分别表示地区投资者保护水平、高管政治关联程度;IPd×PCd表示投资者保护与高管政治关联的交叉项;Controli为控制变量。
(三)变量定义
1. 被解释变量。本文从会计信息质量要求出发,综合已有研究,确定完整性、量化性、明晰性、可比性、及时性作为环境信息披露质量的5个指标。其中,完整性、量化性、明晰性、可比性指标均根据上交所2008年发布的《上市公司环境信息披露指引》(下称《指引》)中要求披露的9项内容赋分,及时性指标依据公司社会责任报告发布时间距发布截止日(同年报发布截止日4月30日)的天数计算。对于环境信息披露质量评分,采用内容分析法,将5个指标得分标准化后加总,即为环境信息披露质量指数(EDI)。指标具体赋值要求见表1。
2. 解释变量。
(1)投资者保护。参考吴克平、于富生(2013)的做法,采用目前被广泛使用的樊纲等(2011)公布的中国各地区市场化指数中“市场中介组织和法律制度环境”指数衡量投资者保护水平。但该数据只公布到2009年,2010 ~ 2012年数据是通过计算平均增长率的方法得到。将样本公司注册地所在省份(或自治区、直辖市)的“市场中介组织和法律制度环境”指数赋值该公司的投资者保护水平,并按照中位数值为界限衡量投资者保护强弱,大于等于中位数的为强投资者保护地区,赋值1;小于中位数的,赋值0。
(2)高管政治关联。借鉴罗党论、唐清泉(2009)的研究,将高管政治关联定义为上市公司高管(包括董事会成员、监事会成员及主要管理者等)是现任或前任的中央和各级地方政府官员、人大代表以及政协委员。进一步根据高管所任职务的级别高低计算出高管的政治关联程度,根据我国行政级别划分,对每位高管的政治关联程度评分如下:副省长及以上职务、全国人大代表、全国政协委员、在军队任副军级级别及以上,3分;副市长至副省长之间职务、省人大代表、省政协委员、副军级至副师级之间级别,2分;副市长以下职务、市级及以下人大代表、市级及以下政协委员、副师级以下级别、担任行业协会会长等,1分。将所有高管的政治关联评分加总,得到高管政治关联程度。
3. 控制变量。综合已有研究,本文控制了影响环境信息披露质量的其他重要因素,包括财务杠杆、盈利能力、股权性质、股权集中度、董事会规模、独立董事比例,同时将环境信息披露的年份作为控制变量。各变量详见表2:
四、实证检验及结果分析
(一)描述性统计分析
2010 ~ 2012年样本公司环境信息披露质量的各年平均值分别为1.479 1、1.615 0、1.521 7,先上升后下降,存在一定的波动,并未表现出明显的改善趋势,说明我国上市公司环境信息披露总体情况并不乐观。表3给出了主要变量的描述性统计结果。可以看出:环境信息披露质量(EDI)均值为1.553 7,最大值与最小值分别为3.756 7、0.146 7,标准差为0.750 7,表明重污染行业上市公司之间的环境信息披露质量差异较大;是否为强投资者保护地区(IPd)的中位数大于均值,说明大部分地区的投资者保护水平高于平均水平;高管是否具有政治关联(PCd)变量的均值为0.897 8,说明高管具有政治关联的样本占全样本的89.78%,建立政治关联已成为企业的普遍选择。
从表4的检验结果可以看出,强投资者保护地区、高管有政治关联的上市公司EDI的平均数和中位数均比弱投资者保护地区、高管无政治关联的上市公司高。针对平均值之差的T检验和中位数之差的符号秩检验显示,投资者保护强弱引发的环境信息披露质量差异在10%的水平上显著,高管有无政治关联引发的差异在1%的水平上显著,检验结果初步支持假设1a和假设2a。
注:*、**、***分别表示在 10%、5%和 1%的水平上显著,下同。
(二)相关性分析
如表5所示,自变量之间的相关系数大部分在0.5以下,只有是否为强投资者保护地区(IPd)与投资者保护水平(IPc)、高管是否具有政治关联(PCd)与高管政治关联程度(PCc)的相关系数较高,由于本文构建的实证检验模型并未将IPd与IPc、PCd与PCc出现在同一模型中,因此并不会造成多重共线问题。进一步通过考察方差膨胀因子(VIF)判定模型是否存在多重共线性,计算出的VIF均小于2,可以认为不存在严重的多重共线性。无论是Spearman系数还是Pearson相关系数,EDI与IPd、IPc、PCd、PCc均显著正相关。下文将通过回归模型加以检验。
注:右上方为Pearson相关系数,左下方为Spearman相关系数。
(三)回归结果与分析
为了缓解可能存在的异方差问题,本文采用White检验进行了修正。
模型(1)、模型(2)的回归结果见表6。
在表6的全样本回归结果中,变量IPd、PCd的回归系数分别在10%、5%的水平上显著为正(系数分别为0.100、0.123),支持假设1a、假设2a,这说明位于强投资者保护地区、高管具有政治关联的上市公司环境信息披露质量更高。强投资者保护地区的资本市场更发达,利益相关者的权益得到更好的维护,公司管理者更重视环境信息披露在投资者决策、政府监管中发挥的作用。不管是国有还是民营,高管具有政治关联的上市公司的政治敏感性更突出,有更强烈的动机去响应政府环境保护的政策要求,从而有积极性提高环境信息透明度。
针对高管有政治关联样本做出的回归分析中,变量IPc、PCc的系数分别为0.165(1%水平上显著)、0.113(5%水平上显著),与假设1b、假设2b的预期一致。随着投资者保护水平的提高,上市公司高管攫取私人控制权利益的能力和条件受到更多制约,违法披露成本的增加有利于约束公司环境信息披露行为。高管政治关联程度越高,上市公司及其高管对于维护来之不易的政治关联关系及公司声誉的重视程度越高,披露环境信息的压力和动力越大。
表7列示了模型(3)的估计结果。交叉项IPd×PCd的系数在10%水平上正向显著,调节效应得到证实,即在强投资者保护地区,高管政治关联与环境信息披露质量的正相关性得到进一步加强,支持假设3。相比于弱投资者保护地区,高管政治关联对公司环境信息披露质量的促进作用在强投资者保护地区更为显著,较高的环境信息披露质量是投资者保护机制与政治关联共同作用的“结果”。
(四)稳健性检验
为了验证实证结果的可靠性,本文进行以下稳健性测试:1前文仅使用了虚拟变量IPd、PCd在全样本检验中进行回归,为了进一步考察投资者保护水平与高管政治关联程度对环境信息披露质量的影响,在稳健性检验中分别用连续变量IPc、PCc替代虚拟变量,检验结果未发生显著变化;2考虑到股权性质影响高管政治关联的作用效应,将样本分为国有样本和民营样本两个子样本分开进行检验,发现高管政治关联对国有上市公司和民营上市公司的环境信息披露质量都具有显著的正向影响。稳健性检验的结果见表8。总体而言,本文的实证检验结果是可靠的。
五、研究结论与启示
本文以2010 ~ 2012年沪市A股重污染行业上市公司为样本,实证检验了投资者保护、高管政治关联对环境信息披露质量的影响。研究发现:1样本期间披露环境信息的上市公司数量在增加,但环境信息披露质量先上升后下降,而且各公司间差异较大;2投资者保护水平与环境信息披露质量正相关;3高管政治关联是环境信息披露质量的重要影响因素,高管政治关联程度增强有助于提升环境信息披露质量,支持政治关联“社会负担效应”假说;4在强投资者保护地区,高管政治关联与环境信息披露质量的正相关性更为显著,表明投资者保护机制对于公司行为起到了积极引导作用。
在实践中,投资者保护与政治关联的关系,一如“市场”与“政府”的关系,都是资源配置的手段,两者之间究竟是替代还是互补的关系,以及替代或互补的程度如何既取决于手段本身的特征,也取决于作用对象的范围和性质(马勇、陈雨露,2014)。本文研究证实对于提升环境信息披露质量这一目标,投资者保护与高管政治关联存在着彼此互补、协同的关系。
高管政治 第7篇
关键词：社会信任,高管政治关联,现金持有
Allen等[1]在一篇文章中提出了著名的“中国之谜”———根据LLSV的法律与经济发展理论, 中国薄弱的法律保护似乎不足以支撑如此快的经济增长速度。他们大胆地提出了一种解释, 认为中国存在着法律保护替代机制, 如信任、声誉和关系。往细微处考虑, 一国经济的发展与企业的发展是相辅相成的, 现金持有作为企业的一项重要财务决策, 一直是研究的热点和重点。正是在这样的背景下, 展开了对社会信任、高管政治关联与企业现金持有之间关系的研究。
近年来, 信任在经济领域所起的作用受到越来越多的研究者的关注, 例如, 张维迎等[2]通过研究发现, 信任能促进地区的经济绩效。Guiso等[3]研究发现社会信任水平的提高使金融市场更加完善。张敦力等[4]发现同政治关系一样, 社会信任也显著影响着民营企业银行贷款, 而且政治关系和社会信任之于银行贷款是一种替代性的关系。王文忠等[5]勇发现相比低社会信任地区, 企业家声誉及其水平与民企现金持有水平之间的负相关关系在高社会信任地区更加显著。与对研究社会信任渐起的热度不同, 学界对于企业持有现金的动机方面———交易动机、预防动机、代理动机———的研究已经比较成系统, 基于这种系统而衍生出的角度也日渐多样, 比如企业的财务状况、公司的治理结构、行业竞争等。陈德球等[6]检验了地方政府质量对企业现金持有行为的影响, 实证结果发现, 在政府质量越高的地区, 公司现金持有量越低;民营企业现金持有对政府质量的敏感度更高, 对国有企业来说, 随着其实际控制人行政级别的提高, 政府质量对现金持有的影响在减弱, 实证结果支持地方政府对企业现金持有决策的“扶持之手”假说。
尽管对企业现金持有的研究角度比较多样, 但是却鲜有文献从社会资本角度考察企业的现金持有行为, 而在这方面, 对政治关联的考察也多集中于减轻企业的融资约束。尽管如此, 近年来也有文章试图考察信任与现金持有、政治关联与现金持有之间的关系。例如, 贺方同等[7]通过考察信任对现金持有水平的影响渠道, 发现社会信任水平对企业现金持有水平有负向影响, 且如果正式制度越薄弱或信息不对称问题越严重, 这种负向影响将更加显著。栾天虹等[8]从产权角度出发, 研究了高管政治关联对企业现金持有行为的影响。他们发现, 与地方国企高管的政治关联作用不同, 民企高管的政治关联对企业现金持有水平的影响是负向的。
综合以上, 虽然与本文研究角度相关的研究成果已经出现, 但是考察同为正式制度替代机制的社会信任、政治关联对企业现金持有行为的不同影响却将是本文的创新点。这也将是本文可能的贡献, 深化对正式制度和非正式制度的认识。
1 理论分析与研究假设
1.1 社会信任及其与企业现金持有的关系
经济学家认为理性的人在追求长期利益的过程中逐渐形成了信任, 在这一过程中信任会使人们更易形成对对方的可确定的预期。从这一角度来讲, 社会信任因为能使投资者产生稳定的心理预期, 从而增强了他们的投资意愿, 使企业面临的融资约束减轻[7], 因此能减弱企业持有现金的预防性动机, 使企业的现金持有水平随之降低。由此, 社会信任对企业现金持有的作用路径, 如图1所示。
1.2 政治关联与企业现金持有的关系
在我国, 国有银行在为企业提供资金方面具有无可取代的作用, 这使我们有理由相信, 那些有政治背景的高管能帮助企业更轻松地从国有银行取得贷款, 而且政治关联的存在也会使企业可以更从容地应对未来现金流出现的不确定性, 从而缓解企业持有现金的预防性动机[8], 使企业的现金持有水平随之降低。但这种降低不是没有代价的, 它会刺激企业持有现金的代理动机。一方面, 高管为了编制政治关系会进行寻租, 另一方面, 政治关联也会助长政府的设租行为, 综合以上, 又会使企业的现金持有水平趋高。但是仍有理由相信“回报”将大于“代价”, 即高管政治关联对企业现金持有的影响总体上是负向的。由此, 高管政治关联对企业现金持有的作用路径, 如图2所示。
1.3 社会信任、高管政治关联与企业现金持有
根据以上分析, 社会信任和高管政治关联都能在一定程度上减弱企业的融资约束, 相应降低企业的现金持有水平。但是, 随着社会信任水平的提高, 以强化代理动机为代价的高管政治关联在减轻企业融资约束方面的作用将弱化, 也即, 在高社会信任度地区, 由于投资者稳定的心理预期而增强的投资意愿会普遍缓解企业面临的融资约束, 这就使政治关联在减轻融资约束方面的作用相对弱化, 由此与政治关联在低社会信任度地区企业中的表现形成差异。基于以上分析, 提出假设H1和H2。
假设1:其他条件不变, 社会信任、高管政治关联与企业的现金持有水平负相关。
假设2:其他条件不变, 高管政治关联对企业现金持有水平的影响在低社会信任度地区更显著。
2 研究设计
2.1 样本选择与数据来源
在实证上, 本文借鉴林聚任等关于社会信任维度的定义, 以领导、一般朋友、生意伙伴和不熟悉的人为一个维度, 反映社会信任。运用张维迎等2000年对全国各地区所做的跨省调查得到的信任数据为社会信任度量指标。同时, 以2011———2013年中国沪深A股民营上市企业为初始样本, 在剔除金融企业、ST和PT等异常公司以及相关指标缺失公司后, 最终得到1 983个公司年样本。本文所使用的高管政治关联数据来自CSMAR数据库, 其余数据来自CSMAR数据库、锐思数据库和万得数据库。
2.2 模型设定
为检验相关假设, 本文根据Opler等[9,10]的研究结论, 同时综合国内现有文献的研究成果, 以现金流、资本投资水平、企业规模和资产负债率等为控制变量, 构建对企业现金持有水平的回归模型为
其中:α1和α2是主要关注的对象。根据假设1, 预计两者都将小于0, 即社会信任水平、高管政治关联负向影响着企业现金持有水平。原因正如前所述, 社会信任水平越高, 企业持有现金的预防性动机越低, 与此不同的是, 高管政治关联在减弱企业持有现金的预防性动机的同时强化了企业持有现金的代理动机, 两者对企业现金持有水平的影响一负一正, 但仍然有理由相信“回报”大于“代价”, 即“减弱效应”强于“强化效应”, 从而认为α1也将是小于0的。
为检验假设2, 根据社会信任度水平中位数将31个省、直辖市和自治区划分为高社会信任度地区和低社会信任度地区, 用模型 (2) 检验在不同信任度地区, 高管政治关联对企业现金持有影响的差异问题。
其中:i表示企业, t表示时期, 主要考察系数α1。根据假设2, 预期以高社会信任度地区数据为样本得到的系数α1的绝对值要小于以低社会信任度地区数据为样本的绝对值。这是因为, 在高社会信任度地区, 来源于投资者稳定的心理预期的投资意愿使企业持有现金的预防性动机减弱, 从而使政治关联在降低企业现金持有水平方面的作用相对弱化, 系数α1的绝对值变小。
2.3 变量选择与定义
本文的变量选择与定义, 如表1所示。1) 现金持有水平 (Cash) :货币资金和交易性金融资产之和除以期末总资产;2) 政治关联虚拟变量 (Pol_dum) :其中如果公司高管是人大代表、政协委员或曾 (在) 任的政府官员, 则认为该公司高管具有政治关联, Pol_dum赋值为1, 否则赋值为0;3) 社会信任水平 (Trust) :运用张维迎等2000年对全国各地区的信任所做的跨省调查分析得到的信任数据为社会信任度量指标;4) 现金流 (Cash F) :净利润与折旧之和占期末总资产的比例;5) 资本投资水平 (Cap Ex) :构建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金除以期末总资产;6) 企业规模 (Size) :企业总资产的自然对数;7) 资产负债比率 (Lev) :企业期末总负债除以期末总资产;8) 资产净利率 (Roa) :期末净利润比期末总资产;9) 企业成长性 (Tobin_Q) :企业价值除以期末总资产;10) 非现金营运资本 (Wcap) :扣除现金持有水平后的营运资本除以非现金资产;11) 现金流的波动性 (CFVol) :经期末资产标准化的企业连续5年现金流的一阶差分的标准差;12) 股利支付虚拟变量 (Div_dum) :当企业当年有现金分红时, Div_dum=1, 否则Div_dum=0。此外, 模型还控制了年度和行业效应。
为检验假设2, 根据社会信任度水平中位数将全国31个省、直辖市和自治区划分为高社会信任度地区和低社会信任度地区, 分别对模型 (2) 进行检验, 其中大于中位数, 定义为高社会信任度地区, 否则为低社会信任度地区。
3 实证结果与分析
3.1 数据样本描述性统计
数据样本的描述性统计, 如表2所示。可知, 社会信任水平的指标 (Trust) 均值为0.091 3, 其中最小值为0.002 7, 最大值为0.218 9, 最大值与最小值之间相差近百倍, 说明各省区间社会信任水平相差悬殊, 从而更坚定了对全国31个省、自治区和直辖市按社会信任水平进行高低划分的路径选择。
3.2 实证结果分析
模型 (1) 的回归结果, 如表3所示。即社会信任水平、高管政治关联对民营企业现金持有的实证结果。由表3第一列全样本回归结果可知, 高管政治关联与企业现金持有之间呈显著的负相关关系, 而社会信任虽与企业现金持有也呈负相关关系, 但这种关系并不显著。为了探究其中原因, 将样本数据按照社会信任度水平中位数划分为高社会信任度地区数据和低社会信任度地区数据, 并对它们分别进行模型 (1) 的回归。由表3第二列回归结果可知, 在高社会信任度地区, 高管政治关联与企业现金持有负相关, 且在10%的水平下显著, 社会信任与企业现金持有的负相关关系依旧不显著;由表3第三列, 在低社会信任度地区, 高管政治关联与企业现金持有负相关, 且在5%的水平下显著, 社会信任与企业现金持有负相关, 且在5%的水平下显著。对比来看, 由低社会信任度地区数据得到的社会信任变量的系数绝对值远大于由高社会信任度地区数据得到的系数绝对值 (|-4.553|>|-0.0795|) , 由此我们猜想, 社会信任对企业现金持有存在边际效应, 即当社会信任水平较低时, 提高一单位信任度, 企业现金持有量存在较大幅度降低, 随着信任水平逐渐提高, 这种下降幅度越来越小。除此之外, 还发现, 不论是在高社会信任度地区还是在低社会信任度地区, 社会信任变量的系数绝对值都大于高管政治关联变量的系数绝对值 (|-0.0795|>|-0.0171|, |-4.553|>|-0.0471|) , 由此可知, 社会信任相比高管政治关联能更大程度的降低企业现金持有量。总体而言, 模型 (1) 的回归结果证实了假设1。
注:括号内为标准误;***、**、*分别表示在1%、5%和10%统计意义上显著。下同。
模型 (2) 的回归结果, 如表4所示。为的是分析在不同社会信任度地区高管政治关联对企业现金持有水平的影响有何不同。如表中第二、三列所示, 在高社会信任度地区, 高管政治关联与企业现金持有在10%的水平下显著负相关, 而在低社会信任度地区, 负相关的显著性水平达到5%, 且前者系数绝对值小于后者系数绝对值 (|-0.0171|<|-0.0494|) 。这说明, 随着社会信任水平的提高, 政治关联在减轻企业融资约束、降低企业现金持有方面的作用被削弱, 因此假设2得到验证。
3.3 稳健性检验
为确保上述结果是稳健的, 本文通过改变衡量现金持有水平的方法以及选取其他度量社会信任水平的指标进行稳健性检验。具体来说, 即用期末现金及现金等价物余额除以总资产来衡量企业的现金持有水平, 用中国综合社会调查 (CGSS) 2012年的相关调查数据计算各省、直辖市和自治区的社会信任度。在获取到样本数据并进行同上的检验后, 本文的关键结论仍保持不变, 故而认为前文的研究结果是稳健的。
4 结论与启示
本文根据2011—2013年中国沪深A股民营上市公司数据, 考察了社会信任、高管政治关联对企业现金持有水平的影响。研究结果发现, 在我国, 社会信任、高管政治关联都反向影响着民营上市企业现金持有水平。其中, 分析认为, 当社会信任度较高时, 居于其中的投资者具有来源于稳定的心理预期的强的投资意愿, 这种投资意愿缓解了企业面临的融资约束, 减弱了企业持有现金的预防性动机, 最终实现企业相对低水平的现金持有, 且社会信任具有边际效应, 即当社会信任水平较低时, 提高一单位信任度, 企业现金持有量存在较大幅度降低, 随着信任水平逐渐提高, 这种下降幅度越来越小;而高管政治关联虽同样可以减弱企业面临的融资约束, 降低企业的现金持有水平, 但这种“回报”却并非没有“代价”。所以相对于社会信任, 高管政治关联在降低企业现金持有方面的作用相对稍小, 且随着社会信任水平的提高, 政治关联的作用逐渐被削弱。由此我们认为, 虽然关系和信任同为正式制度的替代机制, 但两者在减轻民营企业融资约束、降低民营企业现金持有方面所起的作用却有些不同。
现阶段我国正经历经济和社会转型, 虽然政府有意扶持民营企业发展壮大, 但相对于国有企业, 民营企业仍面临着不同程度的信贷“歧视”和融资约束, 致使他们依赖于一些替代性的非正式制度和机制来支持企业的发展, 比如同政府建立政治联系。本文通过研究认为, 政府不仅仅要从政策上支持民营企业的发展, 也要注重对社会信任的构建, 因为社会信任在减轻民营企业融资约束方面不需要付出像构建政治关联那样的代价, 且能更大程度的降低企业现金持有水平。根据张维迎和柯荣住于2002年的研究发现———某地区的信任水平与这个地区人们之间交易被重复的可能性、交易的发达程度、教育水平等因素有很大的关系, 本文认为政府可以从以上几个方面入手, 构建整个社会的信任机制。与此同时, 民营企业也要以实际行动守得住这份信任, 增加企业透明度, 让投资者可以更可靠便捷地了解企业的经营状况。
参考文献
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高管政治 第8篇
自现代企业两权分离以来, 各类企业的领导人 (即CEO) , 一直是国内外学者关注的对象。但世界全球化使得企业外部环境瞬息万变, 越来越多的学者认识到单纯依靠管理者个人的直觉进行判断和决策的做法已无法适应时代的要求, 高效的高层管理团队 (以下简称为TMT) 对制定企业重大战略决策显得尤为重要。
1 高管认知与战略变革的关系
企业为实现持续发展, 必须不断通过战略变革来适应外部环境变化, 而战略变革认知研究的一个关键假说是, 环境不是客观决定的, 而是管理者通过认知, 把客观环境主观化[1]。从管理者认知视角看, 一个管理者不可能观察到企业内外部环境的每一个方面, 加上管理者对所观测到的现象都经由个人认知基础和价值观组成的“过滤器”进行选择性吸收, 使得管理者的理解更加存在局限性[2]。March&Simon (1958) 提出, 战略决策在某种程度上反映了决策者的特质, 每个决策者都有意识无意识将自身的“偏好”带入到了决策行为中, “偏好”反映决策者的认知、价值观和思维逻辑习惯。决策者解读筛选信息能力受制于自身知识、经验和悟性等因素以及决策过程中与其他团队成员的互动作用[3]。复杂、动态的企业内外部环境造成高管们或主动或被动地离开高管团队, TMT成员一旦发生了变换, 必会为团队带来新的认知, 影响整个团队的认知结构, 所以在决策互动过程中会形成认知复杂性。认知复杂性一方面使决策者在有限理性下较为全面地对团队综合信息进行解读, 借助整个团队成员对环境的认知, 更好把握企业现有的状况以及与动态环境变化相匹配所需的资源及能力, 把主观认知转化到实际的战略变革行动中去。但另一方面认知复杂性使成员容易产生认知冲突, 继而引起情绪冲突, 当情绪冲突无法得到有效解决时, 冲突便会阻碍变革的进行。周晓东 (2006) 将战略变革的认知层次划分为CEO个体层面的认知模式、TMT团队层面认知模式和企业文化组织层面认知模式。他指出文化本身就是一个企业认知过滤器, 它对战略变革能否成功实施起着相当重要的影响, 一旦变革与文化发生冲突, 变革将无法顺利进行。
2 高管任期与战略变革的关系
TMT认知对企业战略变革的影响不言而喻, 但认知不仅随成员各自特质变化而变化, 同时认知结构还随团队人员变化而变化。在每个企业里, 高管们都不可避免会有离职现象, 新成员的到来造成高管们进入TMT时间不一致, 经历企业发展阶段和事件便不同, 所以他们对企业内外环境和战略变革的解读不同, 这便是所谓的高管任期异质性。许多学者都认为任期异质性不仅使信息收集途径增多而且对信息解读也更加全面, 能够产生多种战略方案, 供决策者并对其进行全方位的评估, 从而保证了决策质量, 促进了组织的发展 (Dutton, 1987;Finkelstein&Hambrick, 1996) 。
多数学者认为任期长的TMT对企业发展比较好, 因为TMT任期短会影响团队成员沟通交流的深入程度 (Zenger&Lawrence, 1989;Eisenhardt&Schoonhoven, 1990) 。Hambrick等[4]在比较破产企业与成功企业的一些TMT特征时发现, 破产企业TMT的平均任期明显要短, 因为任期短的团队缺少充分的沟通交流, 使得团队内的成员彼此间的理解不够, 缺乏信息分享, 使决策者没有足够的信息收集的时间, 造成最终的战略决策错误。从股东视角看, 任期越长, 管理者越能从企业的长期利益出发采取决策行为;从利益相关者视角而言, 一个高管任期的长短可看作其对企业和利益相关者知识的有用度量[5]。从领导者视角而言, CEO任期的延长为其提供了更多的机会和权力来提拔、任命与自己观点相近的人员, 同时辞退意见不同者, 提高TMT同质性 (Mintzberg, 1983) 。Wiersema和Bantel (1992) 采用路径分析研究方法研究得出的结果也支持这种趋同性的结论, 他们研究发现倾向于战略变革的公司管理层往往具有年龄小、组织任期短及受教育水平高、以理工教育为背景等特征。但十几年后, 尽管团队成员人口统计特征存在差异, 但团队成员的认知却趋于相同, 也就是说, TMT认知在团队成员任期同质性情况下, 会随任期的延长, 越来越趋于同化。
可见, 对高管任期问题, 学者们观点不一。Boeker (1997) 认为团队任期的异质性, 可以增加TMT打破企业原有管理模式、重塑企业战略的机会, 增大战略变革可能性。Keck's (1997) 认为对任期问题需区别行业看待, 不同行业环境任期影响差别很大, 在复杂的环境中 (比如小型机器制造公司) , 短任期团队和异质性的团队是最有效率的;而在稳定的环境中 (比如水泥公司) , 长任期和同质性的团队是最有效率的。Priem等 (1999) 认为任期同质性相比异质性团队, 具有很低水平的冲突和良好的沟通模式, 但同时这些团队可能会缺乏健康的、丰富多样的观点。但古家军等[6]以我国民营企业为样本做研究, 则认为TMT任期异质性可能使成员达成一致的意见, 降低冲突的程度。并且他们从战略实施过程角度出发, 研究发现TMT成员任期异质性对战略决策的速度有负影响, 对决策的成本有正影响, 但是任期的异质性对决策的准确性没有显著影响。
3 总结
国内现有关于TMT与战略变革的研究基本集中在CEO更换或TMT人口统计特征异质性上, 对CEO以及TMT的界定各有不同, 实证结果存在较大的分歧。很少有学者重视除开CEO (董事长、总裁或总经理) 以外其他TMT成员变换对战略变革的影响, 未来可以实证研究其余TMT成员对战略变革绩效的影响, 丰富国内TMT的研究。
参考文献
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高管政治 第9篇
关键词：高管,薪酬设计,人口统计特征
高管薪酬研究一直是公司治理问题中的一大难点,几十年来,国内外已经积累了大量的文献。2008年的金融危机,再一次促使实务界和理论界进一步反思高管薪酬问题。高管薪酬受到诸多因素的影响,国内外大部分学者在探讨高管薪酬的决定因素时,侧重的是公司业绩对高管薪酬的影响,例如利润、收入或者净资产回报率等业绩变量对高管薪酬的影响。对于决定高管报酬的其他因素,例如高管人员的人口统计特征(包括高管的年龄、任职长短、受教育程度、经历等等)重视不足。针对此现象,国外开始逐渐有学者将研究的视角转向高管的人口统计特征角度。本文试图利用人力资本理论,从高管人口统计特征方面就国内外的最新研究进行综合评述,并在此基础上分析这些研究对我国企业高管人员进行薪酬设计的借鉴和启示意义。
1 人力资本理论与高管薪酬研究
高管薪酬的设计是公司治理中的一个重要问题。目前公司治理理论中占主导地位的是委托-代理理论。委托-代理理论的最早提出可以追溯到20世纪30年代初期。自从Berle等人首次提出了所有权与控制权相分离的观点之后,理论界开始关注代理问题,并突破了传统的企业利润最大化的假说,开创了从激励角度研究企业之先河[1]。Jensen等人认为所有权与控制权的分离导致了管理者为追求自身利益而牺牲股东利益,从而产生代理成本[2]。之后Fama等人进一步提出公司治理研究要解决好委托人与代理人之间的关系,其核心问题就是如何降低代理成本[3]。委托-代理关系的实质是委托人(企业所有者)放弃对公司的直接经营权,委托代理人(管理层)进行经营,并设计激励代理人按委托人的利益行事的契约。在所有权和经营权分离的情况下,由于企业所有者和管理层之间存在效用目标不一致、信息不对称、契约不完全及责任风险不对等的内在矛盾,管理层可能不完全贯彻所有者的意图,发生为追求个人目标利益而牺牲所有者目标利益的“道德风险”或“逆向选择”行为。为防止或尽量减少上述代理问题的发生,所有者可通过对管理层进行适当的激励和必要的监督约束来矫正其危及所有者利益的行为,或者由管理层向所有者交纳一定数量的保证金,以保证所有者的利益不受侵害。基于委托-代理理论,有些学者提出,为控制CEO的业绩,设计一个将组织业绩与CEO报酬挂钩的激励契约可能是最主要的办法[4]。
尽管理论上认为将业绩与高管薪酬相挂钩可以有效地防止代理成本,但是很多实证研究者在高管薪酬与业绩之间并没有找到相关关系[5,6]。因而有些学者开始利用人力资本理论来解释其对高管薪酬水平的影响,认为拥有更多人力资本的高管,能更好地完成他的工作,因而应该得到更高的报酬。从人力资本角度研究其对高管薪酬影响的学者大致分成两类,一类学者从高管个人人口统计特征角度来探讨其对高管薪酬的影响,比较有代表性的有Hogan和Mcpheters以及Murphy等[7,8]。另一类学者从关系人口学角度探讨董事会或者薪酬委员会成员与高管在人口统计特征方面的同质性或者异质性对高管薪酬的影响,比较有代表性的学者有Zajac和Westphal,以及Young和Buchholtz等[9,10]。从人口统计特征角度探索高管薪酬的影响因素不仅为高管薪酬决定因素的研究提供了一个崭新的视角,也为高管薪酬政策的制定提供了一定的启示。
2 高管人口统计特征对高管薪酬影响的研究述评
(1)高管个人人口统计特征与高管薪酬。从高管的个人统计特征来探讨其对高管薪酬的影响,先驱者可以追溯到Hogan和Mcpheters[7]。Hogan和Mcpheters对1975年美国福布斯薪酬排名在前45位的企业高管进行了实证检验。在该研究中,研究者分别采用年龄、在企业内的服务期限、CEO任职期限、教育程度作为高管人口统计特征的变量来验证这些个人特征和薪酬之间的关系。研究发现年龄与薪酬显著正相关,年龄每增长1岁,总薪酬能增长大约7 000美金;在一个企业里的服务期限的长短和高管薪酬水平负相关;作为CEO的任职期限和高管薪酬正相关;行政管理背景以及大学教育对薪酬没有重大影响;在职培训在决定薪酬上比正式教育更起决定作用。他们根据回归分析结果提出,当期收入和利润并不能充分地解释高管薪酬的确定,公司政策制定者也许会根据高管的一些个人特征来预测其未来的业绩,因而这些个人特征会影响到当期薪酬的确定。后来的研究者Murphy在验证CEO任职期限和高管薪酬之间实证关系时,却发现二者之间并不是一个简单的直线线性正相关关系[8]。他的研究结果表明,当高管在企业担任CEO多年后,随着年龄的增加,其所得报酬对企业绩效的敏感度开始逐渐降低。年龄组在55~60岁之间的高管,其薪酬和业绩的敏感度最高,年龄在61岁以上的高管,其薪酬和业绩的敏感度最低。Hill和Phan也提出了与Murphy同样的理论假设,并通过实证结果证明薪酬和业绩之间的关系会随CEO的任职年限的增长而变弱[11],这与Murphy研究结果相同。两个研究虽然都得出了同样的结果,但是利用的理论解释基础却不一致。Murphy利用学习理论来解释随CEO任期的增长,薪酬和业绩之间的关系变弱的原因,认为这是因为对于新任CEO,由于董事会成员对其能力不太了解,因而需要通过薪酬和业绩之间的挂钩来监督CEO。但随着其担任CEO年限的增长,CEO通过学习积累了经验,在这个过程中,董事会成员也开始对CEO的能力有所了解,不需要再通过企业业绩来衡量CEO的表现,因而其薪酬和企业业绩之间的关系变弱。与Murphy不同,Hill和Phan利用权力理论观点来解释假设成立的原因。他们认为薪酬和业绩之间的联系变弱是因为长时间的连任会扩长CEO的权利,CEO可以通过增换董事会成员、控制企业内部信息系统以阻挠薪酬委员会获得相关信息,或以控制内部信息系统的方式从而影响董事会议程等形式来影响董事会,最终有效地减弱了薪酬与业绩之间的联系。Hill和Phan认为,学习理论虽然也能用来解释随CEO任期的增加,其所得报酬对企业绩效的敏感度开始逐渐降低的命题,但是却不能用来解释,譬如,随CEO任期的增加,其所得报酬对企业规模的敏感度开始逐渐加强等其他命题,因而权力理论比学习理论更能有效地解释CEO任期与高管薪酬以及企业绩效等其他变量的关系。
(2)薪酬决策机构与高管人口统计特征的相似性与高管薪酬。由于高管的薪酬制定往往并不是由自己或者市场决定的,因而近年来国外学者又开始从高管薪酬的决策机构角度来探索决策机构成员和高管在人口统计特征方面的相似性对高管薪酬制定的影响。由于高管的薪酬主要由董事会或者下设的薪酬委员会来决定,因而研究者主要围绕着董事会成员和高管或者薪酬委员会成员和高管在人口统计特征上的相似性对高管薪酬的影响。Zajac等人研究了董事会成员人口统计特征和CEO人口统计特征上的相似性对薪酬制定的影响[9]。研究结果认为,CEO与董事会成员在人口统计特征上的相似性,会影响董事会采用何种理由来支持长期激励计划的实施(长期激励计划包括股票期权、业绩股份以及红利)。如果董事会成员和CEO在人口统计特征上存在较多相似点时,董事会倾向于利用人力资源理论(例如,需要吸引有才能的人才)来作为解释采用长期激励计划的目的;如果董事会成员和CEO在人口特征上不太相似时,董事会倾向于利用代理理论(例如,需要提供刺激)解释采用长期激励计划的目的。Young等人研究了公司薪酬委员会和CEO之间的相关人口统计特征变量的相似性对薪酬与业绩之间关系的影响[10]。他们提出如果薪酬委员会成员和CEO在相关人口统计变量,包括年龄、性别、经历(是否当过CEO)以及任期方面存在较大差异的话,那么彼此之间的不理解和不熟悉,使薪酬委员会在制定薪酬政策时,倾向于通过将CEO薪酬与企业业绩紧密挂钩来对CEO的工作进行监督。但他们的实证结果表明,薪酬委员会成员和CEO在年龄、性别、经历(是否当过CEO)方面的差异,并不会导致CEO薪酬与企业业绩的紧密挂钩,这些命题不成立。唯一验证成立的命题是,薪酬委员会成员任职期限与CEO在任职期限方面的差异,会导致CEO薪酬水平与企业业绩紧密挂钩。研究者也指出了这个命题成立的可能原因,如果薪酬委员会成员的任期长于CEO的任期,由于他们对CEO不熟悉,且他们的权利更大,因而似乎更倾向于将CEO薪酬与业绩挂钩;如果薪酬委员会成员的任期短于CEO的任期,由于他们之间缺乏共同的便于交流的经验,因而薪酬委员会似乎也倾向于将薪酬与业绩挂钩。
国内学者近几年来也针对人口统计特征,探讨了其对高管薪酬的影响,但是研究主要集中在高管年龄和教育程度对高管薪酬的影响上。李春涛、孔笑微将高管(包括总经理、副总经理)的教育程度从初中及初中以下、高中及中专、大学专科、大学本科、硕士、博士分别赋值为O到5,经研究发现,中国上市公司的经理层整体教育水平对公司的经营业绩有明显的正相关关系[12]。此外,他们将北京、上海、广东、浙江、江苏等省份的上市公司作为发达地区样本,研究发现,在经济发达地区教育对公司市场表现的贡献高于其他地区。这个结论说明,地区差异,实际上是背后的市场化水平的差异,对教育作用的发挥效率有明显影响。孙前路以上市民营企业为样本,也得到了相似的结论[13]。他的研究结果表明,民营企业高管学历与高管薪酬正相关关系明显,高管学历与高管薪酬的相关性远高于企业经营绩效与高管薪酬的相关性且地区行业差距明显。但是,汪金龙,李创菲以中部地区部分上市公司为样本,对高管人口统计特征对高管薪酬的影响进行研究时,却得出了不同的结论[14]。他通过多元回归分析方法来检验高管人口统计特征与公司绩效、高管报酬之间的相关关系。其实证研究表明,中部地区上市公司高管人员的任期、年龄以及教育背景分别与其报酬存在正相关关系但不显著,并得出结论,高学历并不一定跟高报酬成正比,高学历也未必能带来好的公司业绩。他的研究结果与上述学者不一致的原因可能在于样本的选择。对中部地区上市公司这一特定群体而言,经济的发展还需要依赖于大量生产要素的投入来推动,绝大多数企业尚未达到依靠企业的人力资本来推动业绩增长的阶段,人力资本的作用还有待于得到充分挖掘。尹飘扬、杨向阳主要从国企改制背景下,考虑了高管年龄和企业绩效的关系[15]。他们从国有企业改制背景的上市公司的回归统计分析得出结论,高管年龄45岁以下和55岁以上所占的比例和企业绩效呈现一定的负相关关系。研究者认为,导致这种现象的出现可能是高管45岁以下在管理才能方面的欠缺,而高管55岁以上可能会出现“不求有功,但求无过”的这种不作为的心态的出现造成的,这种现象尤其是在具有国营背景的上市公司中会存在。
3 高管人口统计特征对高管薪酬制度设计的启示
由前期研究者的研究可以看出,高管的薪酬不仅仅受到公司业绩的影响,人口统计上的特征也会对高管薪酬带来一定的影响,因而在对高管薪酬制度设计的时候,需要充分考虑这些因素的影响。
(1)在对高管薪酬制度设计的时候,应该深刻理解CEO和薪酬委员会成员之间个人统计特征之间的相似处对薪酬变动的影响。如果能深刻理解CEO和薪酬委员会成员之间的相似处对薪酬水平的影响的话,有助于合理地挑选委员会成员,更好地处理经营管理者和股东之间的关系。由于不同的人口统计特征对薪酬影响不同,比如,年龄的相似处对薪酬的影响和任期相似处对薪酬的影响不同,因而在挑选委员会成员时,应该注意尽量取得人口特征上的多样化。
(2)在对高管薪酬制度设计的时候,应该注意CEO年龄因素对不同薪酬方式偏好的影响。Gibbons等人发现在经理人员接近退休时,往往需要更多的现金激励。这个结论在我国并没有得到验证[16]。杜兴强、王丽华在对我国国有性质的上市公司高管薪酬实证检验中,发现如果高层管理当局的年龄超过58岁,他们的现金薪酬并没有像预测的那样有所增加[17]。虽然年龄与现金激励偏好之间的关系尚未定论,还有待于进一步检验,但这提醒薪酬政策制定者在制定高管薪酬时,应该考虑高管不同年龄对不同薪酬方式的偏好。此外,一般情况下,考虑到自己的职业生涯发展,年纪较轻的高管往往会更愿意去努力提高公司绩效,为自己树立良好的声誉和形象,因而倾向于将薪酬与业绩挂钩;但当企业高管接近退休年龄时,其往往不再担心其未来事业的发展问题,因而倾向于取得固定报酬或者其他高福利。由此在制定高管薪酬政策时,应该订立相应的防范措施,以避免高管人员的年龄越大,公司绩效会越差,但得到的补偿可能会越多。
(3)在对高管薪酬制度设计的时候,应该考虑CEO任期的期限对薪酬的影响。虽然CEO任期对高管薪酬的影响理论界还没有达成一致的看法,但毋庸质疑的是,CEO的任期越长,其权利也越大,他可以通过增换董事会成员、控制企业内部信息系统等方式来影响董事会或者薪酬委员会,进而会影响到薪酬政策的制定。因而应该进一步关注高层管理当局的权力与薪酬之间的相关性对薪酬的影响。
