一、引 言
中国的发展依赖于“有为政府”与“有效市场”的结合(陈云贤,2019),政府对经济增长始终发挥着至关重要的作用。产业政策作为政府优化产业结构、引导资源配置和预防“市场失灵”的重要手段,长期以来对中国经济具有持续且广泛的影响(Chen等,2017;江飞涛和李晓萍,2018;陈冬华等,2021)。同时,在不断深化经济体制改革的实践中,产业政策逐渐向普惠化和功能性转型,并开始关注与其他宏观调控制度的协同性。①在此背景下,从更加广泛的视域深入考察产业政策的实施效果及其内在传导机制等问题,兼具理论与实践双重价值。收入分配问题攸关经济发展与社会稳定,缩小收入差距既是构建“双循环”新发展格局的客观需求,也是保民生、促民生、增福祉的必然要求。当前,中国面临的内外部环境日趋复杂,如何优化收入分配格局以拉动内需,成为中国收入差距与收入基尼系数双高背景下亟需回应的话题(郭凯明和罗敏,2021)。
讨论产业政策广泛影响的必要性和收入分配问题的重要性,共同凸显了从收入分配视角评价产业政策的迫切性。这不仅有利于从政策供给上提高新发展格局下产业政策的协同性,还有利于深化理解宏观政策对收入分配的影响及其作用路径,为处理好效率与公平的关系提供经验证据。本文尝试利用微观企业数据,考察产业政策如何影响企业薪酬安排,以厘清产业政策影响企业收入分配的内在传导机制和经济后果。一方面,作为微观经济主体,企业是产业政策的直接作用对象,受产业政策影响也最为广泛与直接(江飞涛和李晓萍,2010);另一方面,工资性收入不仅是居民收入的重要来源,还是企业雇用劳动力的货币性成本,使得企业既能通过生产经营参与宏观经济活动,也能通过薪酬安排影响居民收入分配,进而成为居民收入分配中的重要微观环节。此外,薪酬安排虽然对企业而言是内部收益分配和激励工作效能的自主管理机制,但是受到诸多外部环境因素的影响,呈现出差异化的薪酬定价和内部薪酬差距。可以预见,产业政策在优化产业结构布局和促进产业转型升级的同时,势必也会“间接”影响企业的薪酬安排。在此背景下,产业政策是否以及如何影响企业薪酬安排进而影响企业效率?这是本文聚焦的核心问题。
本文从薪酬水平和内部薪酬差距两个方面来刻画企业的薪酬安排,探究产业政策影响企业薪酬安排的内在机制及经济后果,并以2001—2019年中国A股上市公司为研究样本进行实证检验。研究发现,产业政策显著提高了扶持企业的薪酬水平,降低了内部薪酬差距。普通员工薪酬水平上升而高管薪酬没有显著上涨,是扶持企业薪酬水平提高和内部薪酬差距下降的直观原因。机制检验发现,产业政策对扶持企业产生了“激励效应”和“引导效应”。其中,“激励效应”通过产业规模扩张和产业升级两个渠道提高了扶持企业的薪酬水平(主要是普通员工薪酬水平),而“引导效应”则通过引导扶持的非国有企业内部薪酬差距向同行业国有企业内部薪酬差距收敛,降低了扶持企业的内部薪酬差距。经济后果检验发现,产业政策优化了扶持企业的组织效率,改善了企业薪酬水平和内部薪酬差距对企业创新绩效的促进作用。上述结果表明,产业政策的实施不仅有助于提高扶持企业普通员工的收入水平,还缓解了居民收入差距过大的问题,且上述影响并没有造成扶持企业的效率损失,反而优化了扶持企业的组织效率,同时兼顾了效率与公平。此外,产业政策还会对非扶持企业的薪酬安排产生“溢出效应”,即通过挤出劳动力供给和加剧资源约束两个渠道,对非扶持企业的薪酬水平和内部薪酬差距发挥差异化作用。这表明产业政策存在外部性,且其外部性影响与产业政策的实施力度、扶持目标和扶持方式相关。
本文的研究贡献主要体现在:第一,丰富了产业政策对收入的影响以及与收入分配制度改革协同性的相关研究。收入增长及差距变动实际上内生于特定的制度环境,宏观经济政策在促进经济发展的同时,也在影响并重塑收入分配及其机制。因此,厘清宏观经济政策如何影响微观企业收益分配有助于深化理解上述问题。目前,关于产业政策影响工资性收入的研究依然较少(Kline and Moretti,2014),国内研究更多将工资性收入视为产业政策下扶持企业经营收入内在分配的结果(白极星和周京奎,2018;吴万宗等,2018)。本文不仅全面刻画了产业政策对工资性收入的作用,考虑了劳动力异质性以及产业政策对非扶持企业的影响,还将劳动力市场、政府干预等外部因素纳入分析框架中,丰富和拓展了相关研究。第二,不同于产业政策会诱发企业迎合性投机行为从而削弱政策实施效果的结论(黎文靖和郑曼妮,2016;杨国超和芮萌,2020),本文揭示了产业政策还能正向引导企业主动关注其薪酬安排的公平性,并促进组织效率和创新效率提升。这为产业政策的客观效能以及“有为政府”与“有效市场”的结合互动提供了新的视角与证据。第三,关于公司薪酬安排影响因素的现有研究主要集中在企业及其高管的个人特征层面,鲜有涉及外部环境变化等相关因素。而企业的薪酬定价并非仅仅由企业内部决定,也内生于所处的制度环境。因此,从产业政策角度来考察企业薪酬安排,无疑有助于拓展企业薪酬结构及其效率的相关研究。
二、理论分析与研究假设
(一)理论分析
1. 产业政策的“激励效应”与“引导效应”。产业政策的制定、实施及其效果内生于特定的制度环境。在长期实践中,中国产业政策既影响了资源配置,也深化了政府与市场的显性互动。前者表现在相关扶持产业内行政效率的提高、行业准入限制的放松以及信贷、土地等要素资源的倾斜,后者则体现在政府对扶持企业的筛选与识别、政府对扶持资源使用情况的关注与干预以及扶持企业为从政府获得更多资源而采取主动迎合行为。
尽管这两方面都会对企业行为产生影响,但是其内在机制并不相同。资源向扶持产业和企业倾斜改变了扶持产业和企业的资源约束条件,是基于约束条件变化而产生的企业行为变化。例如,由于获得更多的信贷支持、政府补助和税收优惠,扶持企业的创新水平提高(余明桂等,2016),投资规模扩大(王克敏等,2017);由于资源受限,非扶持企业会向扶持产业投资,实施多元化经营(杨兴全等,2018)。资源依赖理论认为,组织成长对外部资源的需求造成了资源需求方对控制方的依赖,需求方需要与控制方进行资源交换以获取必要的生存资源(Provan等,1980;Pfeffer和Salancik,2003)。为了降低对外部资源的依赖与风险,组织倾向于将外部不确定性内部化(Selznick,1984)。一般而言,当需要从政府获取发展所需的资源时,企业往往会寻求赢得政府青睐的机会,如通过主动响应政府号召、满足政府需求以及塑造良好社会形象等行为(张敏等,2013),降低资源获取的不确定性。在产业政策下,扶持企业会通过引入国有资本来获得更多政府补贴与税收优惠(李文贵和邵毅平,2016),高新技术企业税收优惠政策会引致部分企业通过虚增研发投入达到资格认定条件来获得补贴资源(杨国超和芮萌,2020)。这表明扶持企业存在迎合政府偏好以获取更多支持的动机和行为。
基于此,本文将产业政策下制度资源和要素资源向扶持产业和企业倾斜而对扶持企业产生的影响界定为产业政策的“激励效应”,将产业政策下政企互动引致扶持企业行为的变化界定为产业政策的“引导效应”,以此分析产业政策与扶持企业薪酬安排之间的关系予以分析。
2. 劳动力异质性与企业薪酬安排。从本质来看,薪酬是企业为获得劳动力使用权而支付的货币性报酬。薪酬既是企业内部收益分配的结果,也是外部劳动力市场中劳动力价格的体现。理论上,在完全竞争的劳动力市场中,员工薪酬取决于劳动力市场供需均衡。然而,劳动力市场中广泛存在的交易成本使员工工资决定机制还受到劳动力流动性、劳资双方议价能力等因素的影响(任太增,2010;谢申祥等,2019),而上述因素均与劳动力的异质性相关。因此,企业的薪酬定价不仅被动地受到劳动力供需结构的影响,还与企业对异质性劳动力的需求有关,主要体现在员工技能异质性和职位异质性两个方面。
与低技能劳动力相比,高技能劳动力的不可替代性更强,流动性与议价能力更高(杨薇和孔东民,2019)。当对高技能员工存在需求时,企业需要向其支付更高的薪酬。职位异质性与企业薪酬定价间的关系则更加复杂。与普通员工相比,企业高管具有较高的人力资本专用性,且中国经理人市场尚待完善,使得高管薪酬定价与普通员工薪酬定价具有较明显的异质性。具有专用性的资产一旦转变用途,其价值会大幅减损(Williamson,1979)。因此,人力资本专用性投资需要利用长期契约的方式来减少“敲竹杠”问题的发生(Grossman和Hart,1986)。企业高管的专用性人力资本不仅提高了其外部搜寻工作的机会成本,还强化了企业对高管的依赖(张京心等,2017),抑制了外部经理人市场的发育和职业经理人的市场流动性。中国经理人市场发展起步较晚,企业长期以来外聘高管的需求不高,国有企业通常是组织任命,民营企业则倾向于内部选拔聘任(陈婧和方军雄,2020),这在一定程度上抑制了中国经理人市场的发展与完善。上述特点使企业高管的薪酬定价机制无法单纯从外部劳动力市场予以解释,还需更多地考虑企业内部因素的影响。较为典型的便是现代企业制度下的代理问题:高管在企业发展决策中具有较大话语权,有操纵薪酬安排的动机和能力(方军雄,2011);而基于公司治理动机,企业具有利用薪酬制度对高管进行激励与约束的需求(周泽将等,2018)。这种内部互动增强了企业对高管薪酬定价的影响。高管较高的人力资本专用性和经理人市场的不完备性使高管薪酬的议价过程更多地停留在企业内部,这进一步增强了企业对高管薪酬的议价能力及影响。
基于上述分析,本文认为在探究产业政策对扶持企业薪酬安排的影响时,不仅需要考虑产业政策下企业投资行为改变引致劳动力市场供需结构变化对薪酬的影响,还需要基于异质性劳动力的视角,结合产业政策的“激励效应”与“引导效应”,充分考虑产业政策对企业薪酬定价的综合影响。本文的逻辑框架见图1。
(二)研究假设
1. 产业政策与扶持企业薪酬水平。从产业层面看,产业政策的激励使扶持产业获得更加丰富的资源配给与更加宽松的行政审批环境,吸引大量企业涌入受扶持产业(杨兴全等,2018)。这扩大了扶持企业的投资规模(王克敏等,2017),提高了企业创新水平(余明桂等,2016),并带动了产业规模扩张和产业技术升级。而产业政策的激励很可能引起相关行业包括劳动力规模和劳动力质量在内的劳动需求的改变,以更大规模、更高质量的劳动需求偏好匹配迅速发展的扶持产业,并进一步传导至劳动力市场,引起均衡价格变化,推高受扶持产业的薪酬定价。从企业层面看,追求利润最大化的企业会依据外部资源约束条件的不同,采用不同的要素投入组合。高昂的融资成本是制约中国企业使用更多资本投入而非劳动的原因之一(申广军,2020)。产业政策在推高劳动价格的同时,为行业内企业提供了更加宽松的融资环境和更加直接的财政补贴,使企业获得更多的融资便利(Chen等,2017;韩岚岚和李百兴,2021)以及政府补助和税收优惠(余明桂等,2016)。这会降低资本投入价格,促使企业选择资本密集度高的生产方式,并通过提高高技能人才的雇用比例来满足企业“资本—技能互补”的需求,进而强化企业利用高薪酬吸引高技能人才的动机。基于上述分析,本文提出以下假设:
假设1:产业政策会提高扶持企业的薪酬水平。
2. 产业政策与扶持企业内部薪酬差距。上述假设推导未考虑职位异质性对薪酬水平的差异化影响。考虑到高管与普通员工薪酬定价机制的差异,本文进一步分析产业政策对扶持企业内部薪酬差距的影响。
一方面,产业政策的“激励效应”可能影响扶持企业的高管薪酬水平和内部薪酬差距。产业扩张会引致对高管人员的需求扩增,在一定程度上可能推高高管薪酬。同时,由于高管人员处于缺乏供给弹性的劳动力市场中,产业政策在行业层面的激励会增加高管聘用需求,企业高管薪酬的增加幅度很可能高于普通员工。这不仅会推高高管薪酬,还会扩大内部薪酬差距。在企业层面,受产业政策扶持的企业在“激励效应”下会扩大投资规模,增加创新投入,这意味着高管将承担更高的投资决策失败等风险。高管有动机要求企业提高薪酬水平,以补偿其所面临的潜在风险;企业也会基于激励相容的考虑,通过提高高管薪酬来激励其从企业利益出发进行经营管理。此外,产业政策会使扶持企业获得更多的补贴与资源,这为企业高管操纵薪酬、提高自身薪酬水平提供了便利。方军雄(2011)研究指出,高管权利会引致企业薪酬呈现非对称性变动,存在明显的“尺蠖现象”,即加薪时高管薪酬的增加幅度高于普通员工,而减薪时高管没有减薪或减薪幅度低于普通员工。上述分析表明,产业政策的“激励效应”可能会提高扶持企业的高管薪酬水平,且因经理人市场供给缺乏弹性、经理人自利动机等因素,高管薪酬的上升幅度高于普通员工,进而扩大企业内部薪酬差距。另一方面,产业政策的“引导效应”也可能影响扶持企业的高管薪酬水平和内部薪酬差距。为了获得更多政府支持,扶持企业不仅需要提升自身社会形象,还需要与其他扶持企业竞争以获得政府的持续关注。因此,相关企业可能会持续关注政府偏好,并据此塑造自身形象。过高的高管薪酬是社会公众长期以来关心的问题。合理调节高收入既是社会公众基于公平感知而产生的强烈诉求,也是中国深化收入分配制度改革的需要。政府长期以来对国有企业高管薪酬的关注与管理,包括抑制国有企业高管过高薪酬、将国有企业高管薪酬与普通员工薪酬挂钩等举措(陈冬华等,2005),也反映了政府对企业高管过高薪酬的负面态度。因此,扶持企业可能会主动降低高管薪酬,缩小内部薪酬差距,通过塑造良好积极的社会形象,迎合政府偏好,向政府传递积极信号,以寻求更多政府支持。②基于上述分析,本文提出以下竞争性假设:
假设2a:产业政策会扩大扶持企业的内部薪酬差距。
假设2b:产业政策会缩小扶持企业的内部薪酬差距。
三、研究设计
(一)样本筛选与数据来源
本文以2001—2019年中国A股上市公司作为研究样本,并剔除了金融类企业、ST和PT公司、变量数据缺失以及总资产和所有者权益非正数的样本。本文对公司层面连续变量在上下1%水平上进行了Winsorize处理,最终得到29031个公司—年度观测值。本文的产业政策信息主要来自国家颁布的“五年规划”,企业数据来自国泰安数据库,宏观经济数据来自EPS数据库。
(二)模型构建与变量定义
为了检验产业政策对扶持企业薪酬安排的影响,本文构建了如下模型:
$ {Salary}_{i,j,p,t}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{IP}_{i,t}+\sum Control+{\gamma }_{j}+{\delta }_{p}+{\theta }_{t}+{\varepsilon }_{i,j,p,t} $ | (1) |
解释变量IP表示产业政策。本文利用国家“十五”计划、“十一五”规划、“十二五”规划以及“十三五”规划文件中关于产业规划的阐述,将文件中明确提出鼓励、支持、重点发展和大力发展的行业视为受到产业政策扶持的行业。如果企业处于产业政策扶持的行业,则IP取值为1,否则为0。被解释变量Salary表示企业的薪酬安排,包括薪酬水平(Lnpay)、内部薪酬差距(Paygap)、高管薪酬水平(Lncom)和普通员工薪酬水平(Lnwage)。Lnpay为企业当年薪酬总额(万元)除以年末员工总数取自然对数,本文以企业当年实际支付的工资薪金与资产负债表中“应付职工薪酬”当年变化值的合计数作为当年薪酬总额。Paygap为企业当年高级管理人员③薪酬前三名的均值除以普通员工薪酬水平。Lncom为企业当年高级管理人员薪酬前三名的均值(万元)取自然对数,Lnwage为企业当年薪酬总额扣除高级管理人员薪酬总额后的金额(万元)除以普通员工总人数④取自然对数。
控制变量(Control)考虑了企业和地区层面的影响因素,包括企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、总资产收益率(Roa)、企业成长性(Growth)、资产可转移程度(Trans)、股权集中度(Top1)、两职合一(Dual)、企业年龄(Age)和产权性质(Soe),以及政府财政收入情况(FR)和地区工资水平(Lnap)。
四、实证结果分析
(一)描述性统计⑤
企业平均薪酬为11.16万元,普通员工平均薪酬为11.04万元,与企业平均薪酬接近,可能是因为企业普通员工的薪酬总额占比和总人数占比较大,而企业高管平均薪酬为71.14万元,两者的薪酬差距(Paygap)达到7.81倍。产业政策(IP)的均值为0.59,说明样本期内过半数的观测值受到产业政策的扶持。受产业政策扶持的普遍性及其重要影响为本文研究奠定了坚实的基础。
(二)基本回归分析
表1报告了产业政策对企业薪酬安排影响的检验结果。列(1)中IP的系数显著为正,表明产业政策显著提高了扶持企业的薪酬水平,初步支持了假设1。列(2)中IP的系数显著为负,说明受产业政策扶持的企业内部薪酬差距显著低于非扶持企业,初步证明产业政策缩小了扶持企业的内部薪酬差距(假设2b)。列(3)和列(4)区分高管和普通员工后发现,扶持企业普通员工薪酬水平的上升是扶持企业薪酬水平上升的直观原因,高管薪酬水平则没有发生显著变化,从而扶持企业的内部薪酬差距缩小。此外,表1结果还揭示了产业政策对扶持企业普通员工薪酬水平和高管薪酬水平的影响不具有同步性。考虑到中国企业薪酬存在明显的尺蠖效应(方军雄,2011),扶持企业高管薪酬水平未发生显著变化很可能源于产业政策抑制了扶持企业高管薪酬水平的上升。
(1) | (2) | (3) | (4) | |
Lnpay | Paygap | Lnwage | Lncom | |
IP | 0.0966*** | −0.7866*** | 0.0961*** | 0.0161 |
(7.4414) | (−4.2975) | (7.3315) | (0.9897) | |
Control | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
N | 29031 | 29031 | 29031 | 29031 |
Adj. R2 | 0.4702 | 0.1907 | 0.4630 | 0.5036 |
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著,回归结果在公司层面进行了聚类调整,回归中还控制了行业、省份与年度固定效应。 |
(三)内生性检验⑳
1. 双重差分法(DID)。为识别产业政策与企业薪酬安排之间的因果关系,本文利用“十二五”规划出台对扶持产业进行调整这一准自然实验,选取2006—2015年沪深A股上市公司数据,将在“十一五”规划和“十二五”规划期间均受到产业政策扶持的观测样本作为实验组(Treat=1),将在“十一五”规划期间受到产业政策扶持而在“十二五”规划期间未受扶持的观测样本作为对照组(Treat=0)。⑥变量Post刻画产业政策是否发生变化,2011年及以后为1,其他为0。此外,本文还使用PSM-DID模型进行了估计。检验结果与基准回归一致,表明利用DID模型缓解可能的内生性问题后,本文结论仍然成立。
2. 工具变量法。本文的双重差分模型可能存在因样本不完备而导致的估计结果偏误,无法充分缓解内生性问题。⑧本文进一步采用工具变量法,利用国家领导人换届来构建产业政策的工具变量。一方面,国家领导人的执政风格存在差异,很可能对产业政策的行业选取产生影响;另一方面,国家领导人换届不会直接影响企业薪酬安排。第二阶段回归结果与基准回归一致,表明利用工具变量法缓解可能的内生性问题后,本文结论仍然稳健。
3. 其他检验。考虑到样本选择偏差可能导致估计偏误,本文分别利用倾向得分匹配法(PSM)和Heckman两阶段模型,控制可观测变量与不可观察变量所引致的样本选择偏差,重新检验了产业政策对企业薪酬安排的影响,结果与基准回归一致,进一步说明本文主要结论是稳健的。
(四)稳健性检验⑪
本文通过改变企业薪酬安排的衡量方式来克服可能存在的度量误差问题,还通过控制企业固定效应来克服可能存在的模型误设问题。检验结果同样支持本文基本结论。
五、机制分析
(一)激励效应
1. 激励效应下的产业规模扩张需求。如果产业政策引致扶持产业的劳动力市场供需情况发生改变,并传导至企业的薪酬定价,那么在企业层面,需求增加将削弱需求端的议价能力,扶持企业劳动力需求的价格敏感性将下降。在产业层面,激励效应带来的产业规模扩张将表现为扶持产业的劳动力雇佣规模扩大。为此,本文构建了如下模型:
$ {{\rm{Ln}}emp}_{i,j,p,t}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{{\rm{Ln}}pay}_{i,t}+{\alpha }_{2}{IP}_{i,t}+{\alpha }_{3}{{\rm{Ln}}pay}_{i,t}\times {IP}_{i,t}+\sum Control+{\gamma }_{j}+{\delta }_{p}+{\theta }_{t}+{\varepsilon }_{i,j,p,t} $ | (2) |
$ {Ind\_emp}_{j,t}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{IP}_{j,t}+\sum Control+{\gamma }_{j}+{\delta }_{p}+{\theta }_{t}+{\varepsilon }_{j,p,t} $ | (3) |
模型(2)考察产业政策对扶持企业劳动力需求的价格敏感性的影响。Lnemp表示企业雇佣规模,等于企业年末员工总人数取自然对数。模型(2)加入了产业政策(IP)与薪酬水平(Lnpay)的交互项,控制变量与基准模型一致。模型(3)考察产业政策对扶持产业劳动力雇佣规模的影响。Ind_emp为相关行业当年雇佣规模取自然对数,⑫模型(3)还控制了行业的销售利润率、固定资产规模以及产品市场竞争的影响。
表2中Panel A为企业层面的检验结果。列(1)中Lnpay与IP的交互项系数显著为正,而Lnpay的系数显著为负。这表明产业政策减弱了劳动力价格对扶持企业雇佣规模的抑制作用,即产业政策降低了扶持企业劳动力需求的价格敏感性。列(2)中Lnwage的系数显著为负,表明普通员工薪酬提高显著降低了其雇佣规模,⑬Lnwage与IP的交互项系数显著为正,说明产业政策降低了扶持企业普通员工需求的价格敏感性。列(3)中Lncom的系数显著为正,在一定程度上表明企业的高管规模⑭不具有价格敏感性,而交互项的系数不显著,进一步说明产业政策没有影响扶持企业高管薪酬水平与其雇佣规模之间的关系。Panel B为产业层面的检验结果。IP显著为正,表明产业政策显著提高了扶持产业的雇佣规模,且这种促进作用具有长期性。上述结果表明,产业政策激励下的产业规模扩张提升了扶持产业的劳动力需求,并传导至扶持企业的薪酬定价,提高了扶持企业的薪酬水平。
Panel A:产业政策对扶持企业劳动力需求价格敏感性的影响 | |||
(1) | (2) | (3) | |
Lnemp | Lnworker | Lnexec | |
Lnpay | −0.9614*** | ||
(−31.6874) | |||
Lnpay×IP | 0.0948*** | ||
(3.1982) | |||
Lnwage | −0.9378*** | ||
(−29.8687) | |||
Lnwage×IP | 0.0874*** | ||
(2.8536) | |||
Lncom | 0.0414*** | ||
(6.3604) | |||
Lncom×IP | >0.0019 | ||
(−0.2697) | |||
IP | −1.0605*** | −0.9791*** | 0.0348 |
(−3.1535) | (−2.8189) | (0.3844) | |
Control | 控制 | 控制 | 控制 |
N | 29031 | 29031 | 29031 |
Adj. R2 | 0.7387 | 0.7321 | 0.2858 |
Panel B:产业政策对扶持行业劳动力雇佣规模的影响 | |||
(4) | (5) | (6) | |
Ind_empt | Ind_empt | Ind_empt+1 | |
IP | 0.5370*** | 0.2951* | 0.3136** |
(3.1261) | (1.8787) | (2.0168) | |
Control | 未控制 | 控制 | 控制 |
N | 1112 | 1112 | 1030 |
Adj. R2 | 0.3484 | 0.4125 | 0.4210 |
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著,回归结果在公司层面进行了聚类调整,回归中还控制了行业、省份与年度固定效应。 |
2. 激励效应下的产业升级需求。如果产业政策激励扶持产业和企业升级,由此影响扶持企业的劳动力需求偏好−扶持企业薪酬水平提高源自人力资本溢价,那么产业政策将优化扶持企业的人力资本结构,即产业政策会提高扶持企业高技能人才的雇佣比例。为此,本文构建了如下模型:
$ {EmpStru}_{i,j,p,t}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{IP}_{i,t}+\sum Control+{\gamma }_{j}+{\delta }_{p}+{\theta }_{t}+{\varepsilon }_{i,j,p,t} $ | (4) |
其中,EmpStru表示企业的人力资本结构,参考刘啟仁和赵灿(2020)的做法,本文使用受教育程度来区分人力资本,分别将硕士及以上学历、本科及以上学历和大专及以上学历归为高技能劳动者,计算企业当年相应学历的员工人数比例,用Master、Bachelor和College表示,这一比例越高,企业人力资本结构越优。表3中IP的系数显著为正,表明产业政策显著优化了扶持企业的人力资本结构,与非扶持企业相比,扶持企业拥有更高比例的高技能劳动者。此外,本文还使用中介模型验证了扶持企业人力资本结构优化是产业政策提高扶持企业薪酬水平的重要中介,⑮进一步说明产业政策通过优化扶持企业的人力资本结构而提高了企业薪酬水平。
(1) | (2) | (3) | |
Master | Bachelor | College | |
IP | 0.0070*** | 0.0251*** | 0.0371*** |
(4.3790) | (5.4153) | (6.2419) | |
Control | 控制 | 控制 | 控制 |
N | 18202 | 23035 | 22975 |
Adj. R2 | 0.2310 | 0.4434 | 0.3816 |
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著,回归结果在公司层面进行了聚类调整,控制变量与基准回归一致,回归中还控制了行业、省份与年度固定效应。 |
(二)引导效应
基于上文分析,在拥有更多资源便利的前提下,扶持企业的高管薪酬没有显著上升而内部薪酬差距显著下降是一种“异象”。那么,这种“异象”是否来源于产业政策的“引导效应”?本文认为,产业政策发挥“引导效应”基于三个关键要素:一是企业获取资源的可能性和急迫性;二是企业能够感知政府偏好;三是政府偏好能够量化。基于上述考虑,本文做了如下研究设计:一是检验产业政策对国有与非国有扶持企业的内部薪酬差距是否存在异质性影响,且非国有企业的内部薪酬差距是否对产业政策更加敏感。二是检验产业政策下扶持企业(特别是非国有扶持企业)的内部薪酬差距下降是否参考可能存在的量化指标。由于信息不对称广泛存在,非国有企业直接知悉政府偏好的信息搜寻成本过高,而通过国有企业公开披露的信息来间接了解政府偏好的信息搜寻成本相对较小。同行业内国有上市公司的内部薪酬差距可以作为相应的量化指标。因此,本文拟检验产业政策是否使扶持企业(特别是非国有扶持企业)的内部薪酬差距收敛于同行业内国有企业的内部薪酬差距,以识别产业政策的“引导效应”。具体而言,本文首先依据产权性质进行分组,考察产业政策对国有企业(Soe=1)和非国有企业(Soe=0)内部薪酬差距的影响,然后检验扶持企业的内部薪酬差距是否会向同行业内国有企业收敛。为此,本文构建了如下模型:
$ {Dgap}_{i,j,p,t}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{IP}_{i,p}+\sum Control+{\gamma }_{j}+{\delta }_{p}+{\theta }_{t}+{\varepsilon }_{i,j,p,t} $ | (5) |
由于企业在t期只能获得t−1期市场上公开披露的信息,企业t期的薪酬政策很可能以t−1期的信息作为参照。为此,本文计算t−1期同行业国有企业内部薪酬差距的均值和中位数,用样本企业t期的内部薪酬差距(Paygap)分别与两者相减并取绝对值,记为Dgap1和Dgap2。Dgap越小,企业内部薪酬差距越收敛于同行业国有企业的内部薪酬差距。
表4中列(1)和列(2)结果表明,产业政策显著缩小了扶持的非国有企业的内部薪酬差距,而没有影响扶持的国有企业的内部薪酬差距,表明非国有企业的内部薪酬差距对产业政策更加敏感。列(3)至列(8)为模型(5)的估计结果。与非扶持企业相比,扶持企业的内部薪酬差距更倾向于向同行业国有企业内部薪酬差距收敛。同时,IP的系数在国有企业样本中并不显著,而在非国有企业样本中显著为负。国有企业与政府的天然联系缓解了其与政府之间的信息不对称,使其能够直接知悉政府的需求偏好,而并不依赖于外部公开信息。上述结果表明,产业政策发挥了“引导效应”,扶持企业出于迎合动机抑制了高管薪酬水平的上升,缩小了企业内部薪酬差距,且主要对扶持的非国有企业发挥作用。⑯
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |
Paygap | Dgap1 | Dgap2 | ||||||
Soe=1 | Soe=0 | ALL | Soe=1 | Soe=0 | ALL | Soe=1 | Soe=0 | |
IP | −0.4119 | −1.0023*** | −0.6163*** | −0.1075 | −0.8556*** | −0.5344*** | −0.1694 | −0.6527*** |
(−1.4217) | (−3.8445) | (−4.1325) | (−0.4902) | (−>4.4560) | (−3.1613) | (−0.6856) | (−3.0274) | |
Control | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
N | 10385 | 14153 | 24538 | 10385 | 14153 | 24538 | 10385 | 14153 |
Adj. R2 | 0.2394 | 0.2315 | 0.1118 | 0.1450 | 0.1290 | 0.1377 | 0.1784 | 0.1634 |
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著,回归结果在公司层面进行了聚类调整,控制变量与基准回归一致,回归中还控制了行业、省份与年度固定效应。 |
六、拓展性讨论
(一)扶持企业薪酬安排变化的经济后果:基于企业创新绩效的检验
本文从薪酬水平和内部薪酬差距两个维度,分析了产业政策影响企业薪酬安排的经济后果(创新绩效),⑰结果见表5。列(1)至列(3)中Lnpay不显著,而交互项的系数显著为正,表明薪酬水平上升促进了扶持企业的创新绩效,对非扶持企业的创新绩效则无影响,即产业政策的“激励效应”有效提升了企业的创新绩效。⑱列(4)至列(6)中Paygap不显著,而交互项的系数显著为正,表明内部薪酬差距对非扶持企业没有发挥激励作用,对扶持企业则发挥了明显的激励作用。尽管产业政策缩小了扶持企业的内部薪酬差距,但是内部薪酬差距并非 “越小越好”,而是收敛于行业内国有企业内部薪酬差距的平均水平。这说明产业政策对扶持企业内部薪酬差距的抑制作用是有限度的,且政府可以通过产业政策引导扶持企业,使其内部薪酬差距保持在合理范围内。本文认为,产业政策的引导效应抑制高管薪酬上涨并缩小内部薪酬差距在某种程度上改善了普通员工对公平的感知,抑制了内部薪酬差距对创新绩效的负面作用,从平均意义上看有助于内部薪酬差距发挥锦标赛作用,⑲对扶持企业发挥了正向引导作用。表5结果还表明,产业政策影响企业薪酬安排的价值效应具有长期性。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
Lnpatt | Lnpatt+1 | Lnpatt+2 | Lnpatt | Lnpatt+1 | Lnpatt+2 | |
IP | −1.3278*** | −1.1587** | −1.0515* | 0.2607*** | 0.2650*** | 0.2783*** |
(−3.1541) | (−2.5040) | (−2.0376) | (5.9499) | (5.5947) | (5.3452) | |
Lnpay | −0.0185 | −0.0089 | 0.0015 | |||
(−0.5488) | (−0.2413) | (0.0372) | ||||
Lnpay×IP | 0.1517*** | 0.1380*** | 0.1293*** | |||
(4.0557) | (3.3608) | (2.8212) | ||||
Paygap | −0.0004 | −0.0004 | −0.0009 | |||
(−0.1235) | (−0.1229) | (−0.2507) | ||||
Paygap×IP | 0.0176*** | 0.0180*** | 0.0166*** | |||
(3.9260) | (3.8221) | (3.2906) | ||||
Control | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
N | 29007 | 24518 | 20590 | 29007 | 24518 | 20590 |
Adj. R2 | 0.3940 | 0.3871 | 0.3774 | 0.3954 | 0.3887 | 0.3785 |
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著,回归结果在公司层面进行了聚类调整,控制变量与基准回归一致,回归中还控制了行业、省份与年度固定效应。 |
(二)产业政策对非扶持企业薪酬安排的“溢出效应”
中国的产业政策不仅对扶持企业具有直接影响,还可能间接地对非扶持企业产生“溢出效应”,影响非扶持企业的薪酬安排。产业政策可能会通过资源约束和挤出劳动力供给两个渠道对非扶持企业的薪酬安排产生影响。首先,产业政策在向扶持产业提供资源支持和政策引导的同时,客观上会压缩非扶持产业可获取的资源,使其面临更严重的外部资源约束(祝继高等,2015)。现有研究指出,外部融资约束是抑制企业薪酬水平的重要因素(Butler和Cornaggia,2011)。因此,产业政策很可能通过资源约束渠道,抑制非扶持企业的薪酬水平。同时,与普通员工相比,企业高管具有更强的议价能力。企业高管的高议价能力不仅源于高人力资本溢价,还源于更丰富的社会关系和更强的关系构建能力。由于面临资源约束,非扶持企业可能会提高高管薪酬水平,从而扩大内部薪酬差距。其次,产业政策在促进扶持产业快速发展的同时,会扩大其劳动力雇佣规模。产业政策向市场传递的信号也可能使劳动力流向产业政策扶持的行业,从而挤出非扶持产业的劳动力供给。上述因素增加了非扶持企业雇佣新员工和保持员工稳定的难度。非扶持企业很可能不得不通过提高薪酬水平来保持稳定的雇佣水平。与企业高管相比,普通员工具有更高的流动性,非扶持企业的普通员工薪酬水平对劳动力供给挤出可能更加敏感,从而非扶持企业的内部薪酬差距缩小。
为进一步揭示产业政策对企业薪酬安排影响的广泛性,考察产业政策是否通过资源约束和挤出劳动力供给而影响非扶持企业的薪酬安排,本文基于区域维度,根据国家产业政策实施范围的差异来构造检验产业政策“溢出效应”的指标。具体而言,本文使用同省份产业政策扶持企业的净资产总和占当地企业净资产总和的比重(Ratio1)来刻画当地资源配置的扭曲程度,Ratio1越大,非扶持企业越容易受到资源约束;使用同省份产业政策扶持企业的员工总人数与全省企业员工总人数的比重(Ratio2)来刻画当地劳动力市场中扶持产业对劳动力的需求程度,Ratio2越大,非扶持产业的劳动力供给越容易被挤出。表6为产业政策“溢出效应”的检验结果。列(1)中Ratio1的系数显著为负,而Ratio2的系数显著为正,表明当地扶持产业对资源的高需求降低了非扶持企业的薪酬水平,对劳动力的高需求则推高了非扶持企业的薪酬水平。列(2)中Ratio1的系数显著为正,而Ratio2的系数显著为负,表明当地扶持产业对资源的高需求扩大了非扶持企业的内部薪酬差距,对劳动力的高需求则缩小了非扶持企业的内部薪酬差距。表6结果表明,产业政策存在比较明显的“溢出效应”,且通过资源约束和挤出劳动力供给两个渠道影响非扶持企业的薪酬安排。Ration1和Ration2对非扶持企业薪酬安排的不同影响也表明,产业政策对非扶持企业的“溢出效应”与产业政策的扶持目标和扶持方式有较大关系。如果产业政策采取以干预要素资源分配为主的扶持方式,则可能提高非扶持企业要素资源的获取成本,从而降低企业薪酬水平,扩大内部薪酬差距。如果产业政策的扶持对象以劳动密集型产业为主,则可能提高非扶持企业的薪酬水平。因此,产业政策的制定与实施应当充分考虑政策目标与当地具体情况的契合度。
(1) | (2) | |
Lnpay | Paygap | |
Ratio1 | −0.2333** | 6.2183*** |
(−2.0170) | (4.6785) | |
Ratio2 | 0.3496*** | −5.9764*** |
(3.0510) | (4.4008) | |
Control | 控制 | 控制 |
N | 11822 | 11822 |
Adj. R2 | 0.4844 | 0.2084 |
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著,回归结果在公司层面进行了聚类调整,控制变量与基准回归一致,回归中还控制了行业、省份与年度固定效应。 |
七、研究结论与政策启示
现阶段,国家愈发关注产业政策与其他宏观调控政策的协同性。同时,以缩小收入差距、提高中低收入群体收入水平为目标的收入分配制度改革既是现实需要,也是贯彻新发展理念的重大实践课题。讨论产业政策广泛影响的必要性和收入分配问题的重要性使基于收入分配视角的产业政策评价具有重要意义。本文研究表明,产业政策对扶持企业的薪酬安排发挥了激励与引导作用,通过“激励效应”提高了企业薪酬水平,通过“引导效应”抑制了高管薪酬上涨并缩小了内部薪酬差距。产业政策影响扶持企业薪酬水平和内部薪酬差距的内在机制尽管并不相同,但是都显著改善了薪酬水平和内部薪酬差距对企业创新绩效的促进作用。这说明产业政策的实施不仅有助于提高扶持企业普通员工的收入水平,缓解了居民收入差距过大的问题,还促进了扶持企业组织效率的提升,兼顾了效率与公平。此外,产业政策还会对非扶持企业的薪酬安排发挥“溢出效应”,说明产业政策的外部性影响与产业政策的设计与实施密切相关。
基于上述结论,本文得到以下政策启示:一方面,作为国家参与和影响宏微观经济运行的重要工具,产业政策的设计与实施应当充分彰显“有为政府”辅助或激励“有效市场”的价值功能。本文认为,产业政策能够促进政府对市场的正向引导,其作用发挥依赖于政府的治理能力、与政府偏好相关信息的可传递性以及企业具有获取扶持资格的潜在预期。政府应当关注其作为“有为政府”的价值功能,借助产业政策的扶持激励,正向引导并规范企业行为,促进企业组织效率,在不断提高自身治理能力的同时,关注“政府—企业”信息传递渠道的拓展,并可通过树立企业“典范”来引导其他企业竞争效仿。此外,政府还可扩大潜在扶持范围,使更多企业拥有通过竞争获得扶持机会的资格,以扩大引导作用的影响范围。另一方面,政府应当纵深关注产业政策的倾向性及其“外部性”影响,特别是对非扶持企业的“溢出效应”。本文结果表明,产业政策的实施力度、扶持目标以及扶持方式均会影响其溢出效应的程度。政府不应将产业政策作为促进经济发展的唯一方式,应当通过多种政策工具的组合运用,减小产业政策可能存在的负外部性影响。在扶持目标和扶持方式的选择方面,政府应当充分考虑与当地具体情况的契合度,因地制宜,尽量避免以直接干预资源分配的方式造成对非扶持企业的负担。
① 中共中央、国务院于2020年5月11日印发《国务院关于新时代加快完善社会主义市场经济体制的意见》,指出要“推动产业政策向普惠化和功能性转型,强化对技术创新和结构升级的支持,加强产业政策和竞争政策协同”,并增强产业政策与其他宏观经济调控政策的协同性以服务于国家发展规划。
② 需要说明的是,本文倾向于认为企业迎合政府抑制高管过高薪酬的偏好是一种成本收益权衡后的理性选择。
③ 本文中高级管理人员指企业年报披露的包括董事、监事和高管在内的全部人员。
④ 普通员工总人数=员工总人数−高级管理人员总人数。
⑤ 受篇幅限制,描述性统计结果备索。
⑥ 实验组与对照组满足平行趋势假设。
⑦ 本文基于实验组的企业特征、行业特征以及地方特征进行初始匹配,匹配后的样本还进行了平衡性检验,匹配后的处理组与实验组无系统性差异。
⑧ 感谢匿名审稿专家提出的建设性意见。
⑨ 此外,尽管工具变量法下产业政策对企业高管薪酬(Lncom)的估计系数显著为正,结合对比基准回归结果,该结果不具备稳健性。
⑩ 受限于文章篇幅,相关实证检验结果备索。
⑪ 受篇幅限制,稳健性检验结果备索。
⑫ 行业雇佣规模数据来自《中国劳动就业统计年鉴》。
⑬ 普通员工雇佣规模(Lnworker)为企业员工总人数扣除高管总人数(不含独立董事)后取自然对数。
⑭ 高管规模(Lnexec)为企业高管总人数(不含独立董事)取自然对数。
⑮ 受篇幅限制,相关检验结果备索。
⑯ 本文还检验了扶持企业高管薪酬水平是否存在向同行业国有企业高管薪酬水平收敛的现象。结果表明,企业高管薪酬水平没有因产业政策而发生类似于内部薪酬差距的规律性变动。这一结果进一步强化本文的基本结论。
⑰ 本文使用当年发明专利申请数加1后的自然对数作为企业创新绩效的代理变量(Lnpat)。
⑱ 本文基于列(1)的结果计算了企业薪酬水平变化时产业政策对扶持企业创新绩效的边际影响,当企业的薪酬水平在合理范围内时,产业政策始终会对扶持企业的创新绩效发挥促进作用。受篇幅限制,检验结果备索。
⑲ 内部薪酬差距对企业绩效的影响是锦标赛理论与比较理论共同作用的结果(孔东民等,2017;杨婵等,2017),即内部薪酬差距总体而言具有激励作用,但过高的内部薪酬差距可能会带来员工公平感的丧失,从而抑制企业绩效。
⑳ 受篇幅限制,内生性检验结果备索。
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