2017, Vol. 39
文章信息
 | 外国经济与管理 2017年39卷第11期 |
- 梅春, 赵晓菊, 钱乐乐
- Mei Chun, Zhao Xiaoju, Qian Lele
- CEO权力会影响垂直薪酬差异筛选效应吗？
- Does ceo power influence the sorting effect of vertical pay dispersion?
- 外国经济与管理, 2017, 39(11): 103-119
- Foreign Economics & Management, 2017, 39(11): 103-119.
-
文章历史
- 收稿日期: 2016-12-26
2017第39卷第11期
2.上海财经大学 金融学院，上海 200433
2.School of Finance, Shanghai University of Finance and Economics, Shanghai 200433, China
高管之间的垂直薪酬差异不仅会影响高管的工作努力程度，还会影响高管的主动离职倾向，前者是垂直薪酬差异对高管的激励效应，后者是垂直薪酬差异对高管的筛选效应。国内外大量文献研究了垂直薪酬差异对高管的激励效应，且主流观点认为垂直薪酬差异能够激励高管努力工作，有利于公司绩效的提升。如Kale等（2009）发现CEO与非CEO高管之间的垂直薪酬差异能够对非CEO高管产生锦标赛激励效应，垂直薪酬差异越大，非CEO高管工作努力程度越高，进而公司绩效越好。Chen等（2011）也得出中国上市公司高管之间的垂直薪酬差异与公司绩效正相关的结论。类似的发现还有Eriksson（1999）、Faleye等（2013）、周权雄和朱卫平（2010）、徐淋等（2015）等。然而，相比国内外大量研究垂直薪酬差异激励效应的文献，研究垂直薪酬差异筛选效应的文献较少，且研究结论并未一致。如Kale等（2014）发现较高的垂直薪酬差异会导致较高的非CEO高管主动离职率。Ridge等（2014）却发现垂直薪酬差异与非CEO高管离职倾向负相关。国内只有梅春和赵晓菊（2016）研究了中国上市公司垂直薪酬差异的筛选效应，他们发现CEO与副总经理之间的垂直薪酬差异与副总经理主动离职率显著正相关。
同时，随着我国上市公司现代企业制度的逐步建立，上市公司CEO权力不断增强（卢锐，2008），CEO利用权力为自己谋取私利的现象日益普遍（刘星等，2012）。CEO权力越大，其对董事会的控制力越强，越不可能因为公司业绩不佳而被董事会解聘，同时也越可能获取较高水平的薪酬（Bebchuk和Fried，2004），前者降低了副总经理职位晋升的概率，后者增加了副总经理对垂直薪酬差异的敏感度，它们均会影响垂直薪酬差异与副总经理主动离职倾向的关系，因而CEO权力也可能会影响垂直薪酬差异的筛选效应。鉴于此，本文在梅春和赵晓菊（2016）研究的基础上，利用我国A股上市公司数据，使用CEO与副总经理之间的薪酬差距作为垂直薪酬差异，考察了CEO权力对垂直薪酬差异筛选效应的影响。①
① 本文中CEO 包括总经理、CEO 和总裁；副总经理包括副总经理、副总裁、常务副总经理、常务副总裁、高级副总经理、高级副总裁、执行副总裁和执行副总经理。
CEO权力的发挥会受到公司内部治理结构和外部治理环境的影响。当公司内部治理结构和外部治理环境较好时，CEO权力的发挥会受到有效地监督和制衡，CEO较难利用权力为自己谋取私利，CEO权力较难影响垂直薪酬差异与副总经理主动离职倾向的关系。我国还处于经济转型时期，上市公司大部分是国有企业，相比非国有企业，国有企业内部治理结构较不完善（王克敏和王志超，2007），因而本文考察了国有企业和非国有企业样本CEO权力对垂直薪酬差异筛选效应影响是否存在差异。同时，市场化进程是影响公司治理的一个重要的外部环境因素（杨兴全等，2011），因而本文还考察了CEO权力对垂直薪酬差异筛选效应的影响是否受制于上市公司所在地的市场化进程。另外，梅春和赵晓菊（2016）发现垂直薪酬差异筛选效应会负向影响公司绩效，在此基础上，本文还研究了垂直薪酬差异筛选效应对公司绩效的影响是否会受制于CEO权力。
本文的贡献有以下两点：第一，本文拓展了CEO权力对高管行为影响的文献。大量国内外文献研究了CEO权力与高管薪酬、公司绩效等关系，不同于以往文献，本文研究了CEO权力对垂直薪酬差异筛选效应的影响，发现CEO权力加重了垂直薪酬差异的负向筛选效应，因而本文为CEO权力影响高管行为提供了新的研究视角。第二，本文拓展了垂直薪酬差异筛选效应经济后果的文献。梅春和赵晓菊（2016）发现垂直薪酬差异筛选效应会负向影响公司绩效，本文发现CEO权力加重了垂直薪酬差异筛选效应对公司绩效的负向影响，因而本文为垂直薪酬差异筛选效应的经济后果提供了新的研究视角。
二、理论分析与研究假设（一）CEO权力与垂直薪酬差异筛选效应
梅春和赵晓菊（2016）使用锦标赛理论和公平理论分析了CEO与副总经理之间的垂直薪酬差异对副总经理主动离职行为的影响。他们认为，一方面，根据锦标赛理论，垂直薪酬差异越大，副总经理职位晋升后获取的薪酬增值越多，其离开公司的机会成本越大，越可能会留任公司参与锦标赛竞争，主动离职倾向越低；另一方面，根据公平理论，垂直薪酬差异越大，副总经理对垂直薪酬差异的敏感度越高，其越可能会感到不公平，主动离职倾向越高。因而垂直薪酬差异对副总经理主动离职倾向的影响取决于副总经理离开公司的机会成本和副总经理对垂直薪酬差异的敏感度。因此，本文使用锦标赛理论和公平理论，理论分析CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职倾向关系的影响。首先，CEO权力越大，副总经理离开公司的机会成本越低。根据高管权力理论，强权CEO对董事会的控制力较强，对选聘董事的话语权较大，更可能安排符合其利益的人做董事，因而被选聘的董事对CEO的忠诚度较高（Shivdasani和Yermack，1999），他们可能不会真正履行董事的权利和义务。因此，当CEO因为自身能力不足或工作努力程度不够导致公司业绩不佳时，董事也不可能会提议解聘CEO，这意味着CEO权利越大，CEO越不可能会因为公司业绩不佳而被董事会解聘。如Allen和Panian（1982）、Boeker（1992）均发现在CEO因为较差的公司业绩而面临被董事会解聘时，如果CEO权力足够大，CEO将不会被解聘。刘星等（2012）也发现公司业绩越差，CEO变更的可能性越大，而CEO权力降低了两者的负相关关系。所以，当强权CEO被董事会解聘的概率较低时，副总经理晋升为CEO的概率较低，在垂直薪酬差异既定的情况下，副总经理留任公司参与锦标赛竞争的期望收益也较低，副总经理离开公司的机会成本也较低。
其次，CEO权力越大，副总经理对垂直薪酬差异的敏感度越高。强权CEO对董事会的控制力较强，会影响薪酬设定程序的合理性（Grinstein和Hribar，2004），使其获得较高水平的薪酬，CEO薪酬会偏离最优水平（Tosi等，2000），导致CEO与其他高管的薪酬差距扩大（Bebchuk等，2002；张长征和李怀祖，2008）。Bebchuk和Fried（2004）、Cheng（2005）均发现强权CEO能够对薪酬设计过程施加影响，获取较高水平的薪酬，同时强权CEO还能够操纵薪酬业绩敏感性而获得较高水平的薪酬。卢锐（2008）、吕长江和赵宇恒（2008）均发现我国上市公司强权CEO能够自定薪酬，进而谋取高额薪酬。根据公平理论，CEO权力越大，CEO越可能会利用自身权力获取较高水平薪酬，副总经理越可能会觉得自己在公司受到不公正待遇（Dulebohn和Werling，2007），副总经理对垂直薪酬差异的敏感度也越高。
综上，CEO权力越大，副总经理离开公司的机会成本越低，以及副总经理对垂直薪酬差异的敏感度越高，又根据梅春和赵晓菊（2016）垂直薪酬差异正向影响副总经理主动离职率的结论，本文认为CEO权力越大，垂直薪酬差异对副总经理主动离职率的正向影响越大，CEO权力加重了垂直薪酬差异对副总经理的负向筛选效应。基于以上的分析，本文提出以下假设：
假设1：CEO权力越大，垂直薪酬差异的负向筛选效应越强。
（二）CEO权力、产权性质与垂直薪酬差异筛选效应
当公司的内部治理结构较为完善时，CEO权力的发挥能够受到有效地监督和制衡，CEO较难利用权力为自己谋取私利，CEO权力也较难影响垂直薪酬差异与副总经理主动离职倾向的关系。相比非国有企业，国有企业的内部治理结构较不完善（王克敏和王志超，2007），国有企业CEO权力的发挥更难受到有效地监督和制衡（杨兴全等，2014）。因此，本文分析国有企业和非国有企业CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职倾向关系影响的差异。
改革开放以来，随着国家对国有企业让利放权的改革，国有企业CEO逐步获得了企业生产经营等各方面的权力，CEO权力不断得到增强（卢锐，2008）。同时，我国国有企业产权性质较为特殊，国有企业属于全体人民，导致国有企业的“内部人控制”问题较为严重（青木昌彦和钱颖一，1995；费方域，1996），国有企业CEO拥有了较大的权力。然而国有企业的治理结构不够健全（王克敏和王志超，2007），职工与工会力量较弱（陈冬华等，2011），导致国有企业CEO不断膨胀的权力无法受到有效地监督和制衡（杨兴全等，2014）。同时，我国是一个高权力距离的社会（廖建桥等，2010），国有企业高管的任命权掌握在上级政府主管部门，这导致国有企业CEO并不会受到其下属的监督，国有企业CEO权力很难受到企业内部的监督和制衡。
非国有企业产权清晰，不存在国有企业的“所有者缺位”问题，非国有企业的治理结构较完善（王新等，2015），CEO滥用权力的行为会受到董事会和监事会的监督，并会受到相应的惩罚（刘青松和肖星，2015）。同时，非国有企业的经理人市场发展较为成熟和完善，为了维护自己在经理人市场中的声誉，非国有企业CEO会尽量避免滥用权力，否则遭到新闻媒体曝光后，会对自己在经理人市场的声誉产生很大的负面影响，并导致自己在经理人市场中的价格大幅度降低。
综上，相比非国有企业，国有企业CEO权力的发挥较难受到有效地监督和制衡，国有企业CEO更容易利用权力为自己谋取私利，其后果主要表现为以下两方面：一方面，国有企业CEO因为公司业绩不佳而被董事会解聘的概率较小，导致国有企业副总经理晋升为CEO的概率较低，国有企业副总经理留任公司参与锦标赛竞争的期望收益较低，其离开公司的机会成本也较低；另一方面，国有企业CEO更可能利用权力为自己谋取较高水平的薪酬，导致国有企业副总经理对垂直薪酬差异的敏感度较高。结合假设1，本文认为相比非国有企业，CEO权力对垂直薪酬差异与国有企业副总经理主动离职率关系的正向影响更大，CEO权力对国有企业垂直薪酬差异负向筛选效应的影响更大。基于以上分析，本文提出以下假设：
假设2：相比非国有企业，CEO权力对国有企业垂直薪酬差异负向筛选效应的影响更大。
（三）CEO权力、市场化进程与垂直薪酬差异筛选效应
良好的外部治理环境能够提升公司的治理结构（严也舟，2012），进而能够约束CEO权力的发挥，抑制CEO对权力的滥用。如Bechuk和Fried（2004）、万华林等（2010）均发现，完善的外部治理机制能够有效地对CEO权力进行约束，能够抑制CEO滥用权力的寻租行为。市场化进程是影响公司治理的一个重要的外部环境因素（杨兴全等，2011）。改革开放以来，我国的市场化水平得到了很大提升，但由于我国各地区之间的经济发展水平、政府干预程度和法治水平均存在较大差异，我国各地区的市场化进程也具有明显的差异（樊纲等，2003）。
市场化进程对上市公司的治理结构有重要的影响，表现为，地区的市场化进程越高，该地区的法律制度环境水平越高，地方政府对上市公司的干预越少，上市公司的规范运作程度越高，上市公司越可能建立有效的公司治理机制，越可能对CEO权力的发挥进行有效地监督和制衡。因此，相比市场化进程较高地区，市场化进程较低地区的企业CEO更可能利用权力为自己谋取私利，表现为：一方面，市场化进程较低地区的企业CEO因为公司业绩不佳而被董事会解聘的概率较小，副总经理晋升为CEO的概率较低，其留任公司的期望收益较低，离开公司的机会成本也较低。另一方面，市场化进程较低地区的企业CEO越倾向于利用权力为自己谋取高额薪酬，副总经理更可能会觉得自己受到不公正待遇，其对垂直薪酬差异的敏感度也较高。又结合假设1，本文认为上市公司所在地的市场化进程越高，CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职率关系的正向影响越小，CEO权力对垂直薪酬差异负向筛选效应的影响也越小。基于以上分析，本文提出以下假设：
假设3：上市公司所在地的市场化进程越高，CEO权力对垂直薪酬差异负向筛选效应的影响越小。
三、研究设计（一）样本选择
本文的研究样本包括2005—2015年我国A股非金融类上市公司，剔除了相关指标缺失上市公司样本和ST类上市公司样本后，有12 056个公司年度样本可用于实证分析。副总经理主动离职应属于副总经理个人自愿行为，因此为了获取副总经理主动离职数据，本文通过查询上市公司年报，将副总经理主动离职定义为年报中披露的副总经理因为个人原因离职，且以后不再担任公司任何职位的情况。本文使用的数据均来自CSMAR数据库。
（二）变量说明
1. 被解释变量
借鉴Kale等（2014），副总经理主动离职率TURNOVER取公司主动离职的副总经理人数与副总经理总人数的比值。
2. 解释变量
（1）垂直薪酬差异。借鉴Kini和Williams（2012），本文将垂直薪酬差异取值为CEO薪酬与副总经理薪酬中位数差值的自然对数，即VERPAYGAP=Log（CEOPAY-median（VPPAY））。其中，VERPAYGAP表示垂直薪酬差异，CEOPAY表示CEO薪酬，VPPAY表示副总经理薪酬。
（2）CEO权力。借鉴Finkelstein（1992）、王烨等（2012）的做法，本文分别从以下维度衡量CEO权力，即：①CEO是否兼任董事长。当CEO兼任董事长时，董事会对CEO的监督效率较低，CEO的权力更大。当CEO兼任董事长时，该指标取1，否则取0。②CEO任期。CEO任职时间越久，其对董事会的控制力越强，权力也越大。当CEO任期大于或等于行业中位数时，该指标取1，否则取0。③CEO持股。CEO持有公司股份会增加CEO在董事会的话语权，进而增大CEO权力。当CEO持股公司股份，该指标取1，否则取0。④董事会独立性。独立董事比例越高，董事会越能有效地监督CEO，越能有效地削弱CEO权力。若独立董事比重小于或等于行业中位数时，该指标取1，否则取0。⑤董事会规模。董事会规模越大，董事之间的沟通、协调越困难，董事会越难以有效地监督CEO，CEO权力越大。若董事会成员数量大于或等于行业均值时，该指标取1，否则取0。⑥CEO学历水平。CEO学历越高，其所具备的专业知识越多，经营公司方面的能力越强，CEO权力越大。若CEO具有硕士及以上学历，该指标取1，否则取0。本文对这六个CEO权力指标进行主成分分析，得到的综合指标作为CEO权力的综合指数POWER。
（3）产权性质。本文根据上市公司的最终控制人来确定上市公司的产权性质STATE。
（4）市场化进程。本文选取樊纲等著《中国市场化指数：各地区市场化相对进程2011年报告》中的市场化指数来表示上市公司所在地的市场化进程MARKET，因为该报告只有2010年之前的市场化指数数据，本文使用2007年、2008年和2009年这三年指数的均值表示2010年的市场化指数，以此类推，用此方法得出后面几年的市场化指数。
3. 控制变量
参考Ridge等（2014）、Kale等（2014）以及王锟和李伟（2012），本文控制了以下变量：副总经理年龄（Log（VPAGE））、副总经理薪酬（Log（VPPAY））、副总经理持股比例（VPSTOCK）、CEO年龄（Log（CEOAGE））、CEO是否变更（CEOTURNOVER）、CEO持股比例（CEOSTOCK）、第一大股东与第二大股东持股比例之比（TOP1/TOP2）、第一大股东持股比例（TOP1）、独立董事比例（INDBOARD）、总经理是否兼任董事长（CHAIR）、董事会规模（Log（BOARD））、公司规模（Log（ASSETS））、公司绩效（ROA）、公司是否实施股权激励（INCENTIVE）、公司风险（RISK）、年度和行业虚拟变量。①表1是各变量的具体定义，本文所有的连续变量均做了1%的缩尾处理（winsorize）。
① 按照证监会2012年的行业分类标准对上市公司进行分类，制造业采用两位行业代码，其他行业采用一位行业代码。
| 类 型 | 变 量 | 说 明 | 具体定义 |
| 被解释变量 | TURNOVER | 副总经理主动离职率 | 主动离职的副总经理人数与副总经理总人数的比值 |
| 解释变量 | VERPAYGAP | 垂直薪酬差异 | CEO薪酬与副总经理薪酬中位数差值的自然对数 |
| POWER | CEO权力 | CEO权力的六个指标的主成分分析得到的综合指标 | |
| STATE | 产权性质 | 公司是国有企业，则STATE取1，否则取0 | |
| MARKET | 市场化进程 | 《中国市场化指数：各地区市场化相对进程2011年报告》中的市场化指数 | |
| 控制变量 | Log（VPAGE） | 副总经理年龄 | 副总经理年龄中位数的自然对数 |
| Log（VPPAY） | 副总经理薪酬 | 副总经理薪酬中位数的自然对数 | |
| VPSTOCK | 副总经理持股比例 | 副总经理持股比例的中位数 | |
| Log（CEOAGE） | CEO年龄 | CEO年龄的自然对数 | |
| CEOTURNOVER | CEO是否变更 | CEO变更，取1，否则取0 | |
| CEOSTOCK | CEO持股比例 | CEO持股数与公司总股本的比值 | |
| TOP1/TOP2 | 第一与第二大股东持股比例之比 | 第一与第二大股东持股比例的比值 | |
| TOP1 | 第一大股东持股比例 | 第一大股东持股数占公司总股本的比例 | |
| INDBOARD | 独立董事比例 | 独立董事占董事人数的比例 | |
| CHAIR | 总经理是否兼任董事长 | 总经理兼任董事长，取1，否则取0 | |
| Log（BOARD） | 董事会规模 | 董事人数的自然对数 | |
| Log（ASSETS） | 公司规模 | 公司总资产的自然对数 | |
| ROA | 公司绩效 | 公司总资产收益率 | |
| INCENTIVE | 公司是否实施股权激励 | 公司在某年度正在实施股权激励，取1，否则取0 | |
| RISK | 公司风险 | 公司过去五年股票月回报率的标准差 | |
| YEAR | 年份 | 年份虚拟变量 | |
| INDUSTRY | 行业 | 行业虚拟变量 |
（三）模型设计
本文使用模型1检验CEO权力对垂直薪酬差异筛选效应的影响。如果模型1中VERPAYGAP×POWER的估计系数显著为正，则表明CEO权力越大，垂直薪酬差异对副总经理主动离职率的正向影响越大，垂直薪酬差异的负向筛选效应越强。
|
$\begin{split}{{TURNOVER}}{ _{i,t}}{\rm{ = }}\!\!\!& {{\rm{\beta }}_{\rm{0}}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{1}}}{{VERPAYGA}}{P_{i,t - 1}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{2}}}{{VERPAYGA}}{P_{i,t - 1}}{{\times POWE}}{R_{i,t}}\\& {\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{3}}}{{POWE}}{R_{i,t}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_j}{{Contro}}{l_{i,t - 1}}{\rm{ + }}{{\rm{\varepsilon }}_{i,t}}\end{split}$
|
(1) |
本文使用模型2检验国有企业和非国有企业CEO权力对垂直薪酬差异筛选效应影响的差异，如果模型2中VERPAYGAP×POWER×STATE的估计系数显著为正，则表明相比非国有企业，CEO权力对垂直薪酬差异与国有企业副总经理主动离职率关系的正向影响更大，CEO权力对国有企业垂直薪酬差异负向筛选效应的影响更大。
|
$\begin{split}{{TURNOVER}}{ _{i,t}}{\rm{ = }}\!\!\!&{{\rm{\beta }}_{\rm{0}}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{1}}}{{VERPAYGA}}{P_{i,t - 1}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{2}}}{{VERPAYGA}}{P_{i,t - 1}}{{\times POWE}}{R_{i,t}}{\rm{ + }}\\& {{\rm{\beta }}_{\rm{3}}}{{VERPAYGA}}{P_{i,t - 1}}{{\times POWE}}{R_{i,t}}{{\times STAT}}{E_{i,t}}{\rm{ + }}\\& {{\rm{\beta }}_{\rm{4}}}{{VERPAYGA}}{P_{i,t - 1}}{{\times STAT}}{E_{i,t}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{5}}}{{POWE}}{R_{i,t}}{{\times STAT}}{E_{i,t}}{\rm{ + }}\\& {{\rm{\beta }}_{\rm{6}}}{{POWE}}{R_{i,t}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_7}{{STAT}}{E_{i,t}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_j}{{Contro}}{l_{i,t - 1}}{\rm{ + }}{{\rm{\varepsilon }}_{i,t}}\end{split}$
|
(2) |
本文使用模型3检验CEO权力对垂直薪酬差异筛选效应的影响是否受制于上市公司所在地的市场化进程，如果模型3中VERPAYGAP×POWER×MARKET的估计系数显著为负，则表明上市公司所在地的市场化进程越高，CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职率关系的正向影响越小，CEO权力对垂直薪酬差异负向筛选效应的影响也越小。
|
$\begin{split}{{TURNOVER}}{ _{i,t}}{\rm{ = }}\!\!\!&{{\rm{\beta }}_{\rm{0}}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{1}}}{{VERPAYGA}}{P_{i,t - 1}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{2}}}{{VERPAYGA}}{P_{i,t - 1}}{{\times POWE}}{R_{i,t}}{\rm{ + }}\\& {{\rm{\beta }}_{\rm{3}}}{{VERPAYGA}}{P_{i,t - 1}}{{\times POWE}}{R_{i,t}}{{\times MARKE}}{T_{i,t}}{\rm{ + }}\\& {{\rm{\beta }}_{\rm{4}}}{{VERPAYGA}}{P_{i,t - 1}}{{\times MARKE}}{T_{i,t}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{5}}}{{POWE}}{R_{i,t}}{{\times MARKE}}{T_{i,t}}{\rm{ + }}\\& {{\rm{\beta }}_{\rm{6}}}{{POWE}}{R_{i,t}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{7}}}{{MARKE}}{T_{i,t}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_j}{{Contro}}{l_{i,t - 1}}{\rm{ + }}{{\rm{\varepsilon }}_{i,t}}\end{split}$
|
(3) |
本文在模型2中控制了垂直薪酬差异、CEO权力和产权性质两两变量之间的二元交互项，在模型3中控制了垂直薪酬差异、CEO权力和市场化进程两两变量之间的二元交互项。
为了减轻垂直薪酬差异与副总经理主动离职率之间存在的内生性问题，模型中的垂直薪酬差异和控制变量均取滞后一期的数值。以上模型同时使用最小二乘法（OLS）以及Papke和Wooldridge（1996）提出的Fractional Logit模型进行估计。①
① 本文使用Fractional Logit模型的理由是线性回归模型不能确保被解释变量TURNOVER的预测值介于0~1之间。
四、研究结果（一）描述性统计
变量的描述性统计如表2所示。TURNOVER均值为0.021，表明我国上市公司副总经理主动离职率的平均水平不高，这也意味着我国上市公司高管主动离职倾向较低，上市公司之间并未实现高管的充分流动。VERPAYGAP的均值为12.169，标准差为12.439，表明我国上市公司垂直薪酬差异总体水平不高，但差异性较大。STATE的均值为0.624，表明我国大部分上市公司是国有企业。CEOSTOCK和VPSTOCK的均值分别为0.039和0.003，表明我国上市公司副总经理持股比例的平均水平远低于CEO。CHAIR的均值为0.222，表明我国上市公司总经理兼任董事长的现象并不普遍。ROA的均值为0.038，标准差为0.070，表明我国上市公司绩效的平均水平较低，但差异性较大。
| 变 量 | 样本量 | 均 值 | 中位数 | 最大值 | 最小值 | 标准差 |
| TURNOVER | 12 056 | 0.021 | 0 | 1 | 0 | 0.099 |
| VERPAYGAP | 12 056 | 12.169 | 11.603 | 14.346 | 8.132 | 12.439 |
| POWER | 12 056 | 0.004 | –0.065 | 2.799 | –2.353 | 1.173 |
| STATE | 12 056 | 0.624 | 1 | 1 | 0 | 0.468 |
| MARKET | 12 056 | 9.006 | 9.447 | 11.871 | 0.384 | 1.925 |
| Log（VPAGE） | 12 056 | 3.847 | 3.829 | 4.249 | 3.332 | 1.616 |
| Log（VPPAY） | 12 056 | 12.862 | 12.596 | 14.426 | 10.297 | 12.558 |
| VPSTOCK | 12 056 | 0.003 | 0 | 0.053 | 0 | 0.008 |
| Log（CEOAGE） | 12 056 | 3.884 | 3.871 | 4.357 | 3.178 | 1.904 |
| CEOTURNOVER | 12 056 | 0.146 | 0 | 1 | 0 | 0.358 |
| CEOSTOCK | 12 056 | 0.039 | 0 | 0.494 | 0 | 0.096 |
| TOP1/TOP2 | 12 056 | 13.278 | 4.384 | 155.487 | 1.002 | 24.313 |
| TOP1 | 12 056 | 0.364 | 0.346 | 0.751 | 0.094 | 0.151 |
| INDBOARD | 12 056 | 0.363 | 0.333 | 0.800 | 0.091 | 0.056 |
| CHAIR | 12 056 | 0.222 | 0 | 1 | 0 | 0.414 |
| Log（BOARD） | 12 056 | 2.172 | 2.197 | 2.944 | 1.098 | 0.206 |
| Log（ASSETS） | 12 056 | 21.578 | 21.464 | 25.337 | 18.758 | 1.226 |
| ROA | 12 056 | 0.038 | 0.035 | 0.246 | –0.288 | 0.070 |
| INCENTIVE | 12 056 | 0.077 | 0 | 1 | 0 | 0.251 |
| RISK | 12 056 | 0.145 | 0.143 | 0.336 | 0.064 | 0.045 |
| 注：数据来自CSMAR数据库，VERPAYGAP和Log（VPPAY）的单位为人民币元，Log（VPAGE）和Log（CEOAGE）的单位为岁。 | ||||||
（二）假设1的检验结果
假设1的检验结果如表3所示，前两列是OLS模型的估计结果，后两列是Fractional Logit模型的估计结果。第1列和第3列VERPAYGAP的回归系数均显著为正，表明垂直薪酬差异与副总经理主动离职率显著正相关，这意味着垂直薪酬差异对副总经理有负向的筛选效应，这与梅春和赵晓菊（2016）、Kale等（2014）的发现一致。第2列和第4列VERPAYGAP×POWER的回归系数均显著为正，表明CEO权力越大，垂直薪酬差异对副总经理主动离职率的正向影响越大，垂直薪酬差异的负向筛选效应越强，支持了假设1。这意味着CEO权力加重了垂直薪酬差异对副总经理的负向筛选效应，因此，为了减轻垂直薪酬差异对高管的负向筛选效应，上市公司应加强对CEO权力的监督和制衡，抑制强势CEO对权力的滥用。
| 变 量 | OLS（1） | OLS（2） | Fractional Logit（3） | Fractional Logit（4） |
| VERPAYGAPt–1 | 0.001 9** | 0.001 1 | 0.121 3** | 0.070 3 |
| （2.174） | （1.532） | （2.124） | （1.537） | |
| VERPAYGAPt–1× POWERt | 0.001 8** | 0.087 5** | ||
| （2.254） | （2.193） | |||
| POWERt | 0.009 3 | 0.114 3 | ||
| （1.262） | （1.265） | |||
| STATEt | –0.012 9*** | –0.013 6*** | –0.823 0*** | –0.848 7*** |
| （–5.469） | （–5.456） | （–6.015） | （–5.954） | |
| Log（VPAGE）t–1 | –0.032 1*** | –0.033 9*** | –1.810 4*** | –1.936 5*** |
| （–3.319） | （–3.427） | （–3.154） | （–3.654） | |
| Log（VPPAY）t–1 | 0.000 3 | –0.000 1 | 0.012 3 | –0.009 4 |
| （0.231） | （–0.049） | （0.143） | （–0.118） | |
| VPSTOCKt–1 | –0.291 5 | –0.225 3 | –8.243 5 | –6.547 6 |
| （–1.512） | （–1.156） | （–0.935） | （–0.797） | |
| Log（CEOAGE）t–1 | –0.006 3 | –0.004 1 | –0.418 7 | –0.303 6 |
| （–0.918） | （–0.602） | （–0.998） | （–0.706） | |
| CEOTURNOVERt–1 | 0.063 2*** | 0.057 3*** | 2.638*** | 2.247*** |
| （2.854） | （2.307） | （3.134） | （2.657） | |
| CEOSTOCKt–1 | 0.040 6 | 0.038 8* | 0.623 4 | 0.702 4 |
| （1.738） | （1.764） | （0.923） | （1.036） | |
| TOP1/TOP2t–1 | –0.000 0* | –0.000 0* | –0.003 2 | –0.004 1 |
| （–1.892） | （–1.860） | （–1.156） | （–1.336） | |
| TOP1t–1 | 0.007 8 | 0.005 3 | 0.236 5 | 0.126 5 |
| （1.109） | （0.729） | （0.620） | （0.360） | |
| INDBOARDt–1 | 0.012 3 | 0.008 4 | 0.253 9 | 0.253 4 |
| （0.634） | （0.410） | （0.214） | （0.203） | |
| CHAIRt–1 | 0.000 8 | –0.000 5 | 0.024 1 | –0.026 5 |
| （0.235） | （–0.136） | （0.210） | （–0.226） | |
| Log（BOARD）t–1 | –0.004 7 | –0.003 8 | –0.416 4 | –0.285 4 |
| （–0.876） | （–0.702） | （–1.256） | （–0.694） | |
| Log（ASSETS）t–1 | –0.004 6*** | –0.003 9*** | –0.302 4*** | –0.297 6*** |
| （–4.702） | （–4.104） | （–4.264） | （–4.476） | |
| ROAt–1 | –0.042 7** | –0.047 1*** | –2.154 7*** | –2.592 4*** |
| （–2.264） | （–2.903） | （–2.838） | （–3.365） | |
| INCENTIVEt–1 | –0.001 1 | –0.000 8 | –0.439 2 | –0.427 8 |
| （–0.291） | （–0.224） | （–0.365） | （–0.310） | |
| RISKt–1 | –0.033 6 | –0.027 3 | –0.938 7 | –0.665 4 |
| （–1.112） | （–0.936） | （–0.548） | （–0.431） | |
| 常数项 | 0.256 9*** | 0.224 4*** | 11.764*** | 10.380 3*** |
| （5.124） | （4.160） | （3.825） | （3.154） | |
| 年份 | YES | YES | YES | YES |
| 行业 | YES | YES | YES | YES |
| N | 12 056 | 12 056 | 12 056 | 12 056 |
| Adj R2 | 0.042 | 0.043 | ||
| 注：***、**、*分别表示1%、5%、10%水平上显著；括号内的数值为经过个体cluster修正的t统计量。 | ||||
（三）假设2和假设3的检验结果
表4是假设2和假设3的检验结果，前两列是OLS模型的估计结果，后两列是Fractional Logit模型的估计结果。第1列和第3列VERPAYGAP×POWER×STATE的估计系数分别为0.000 5和0.021 4，且均显著为正，表明CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职率关系的影响在国有企业和非国有企业中存在显著差异，表现为相比非国有企业，CEO权力对垂直薪酬差异与国有企业副总经理主动离职率关系的正向影响更大，这意味着相比非国有企业，CEO权力对国有企业垂直薪酬差异的负向筛选效应更大，支持了假设2。因此，国有企业更应该完善治理结构，加强对CEO权力的监督和制衡，遏制国有企业CEO对权力的滥用。
表4的第2列和第4列VERPAYGAP×POWER×MARKET的估计系数分别为–0.000 2和–0.004 3，且均显著为负，表明CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职率关系影响受制于上市公司所在地的市场化进程，表现为市场化进程越高，CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职率关系的正向影响越小，这意味着上市公司所在地的市场化进程越高，CEO权力对垂直薪酬差异负向筛选效应的影响越小，支持了假设3。因此，政府应加强地区制度环境建设，不断提升地区的市场化水平，以达到公司外部治理环境的提升。
| 变 量 | OLS（1） | OLS（2） | Fractional Logit（3） | Fractional Logit（4） |
| VERPAYGAPt–1 | 0.000 7 | 0.001 4 | 0.063 8 | 0.134 5* |
| （1.243） | （1.604） | （1.052） | （1.943） | |
| VERPAYGAPt–1× POWERt | 0.000 7 | 0.001 6** | 0.072 4 | 0.089 6* |
| （1.048） | （2.149） | （1.360） | （1.899） | |
| VERPAYGAPt–1× POWERt× STATEt | 0.000 5** | 0.021 4** | ||
| （2.180） | （2.318） | |||
| VERPAYGAPt–1× POWERt× MARKETt | –0.000 2* | –0.004 3** | ||
| （–1.968） | （–2.204） | |||
| VERPAYGAPt–1 × STATEt | 0.002 9 | 0.168 6** | ||
| （1.580） | （2.138） | |||
| POWERt× STATEt | 0.001 8 | 0.164 1 | ||
| （1.164） | （1.539） | |||
| VERPAYGAPt–1 × MARKETt | 0.000 5 | 0.014 6 | ||
| （1.240） | （1.241） | |||
| POWERt× MARKETt | 0.000 1 | 0.005 7 | ||
| （0.746） | （1.485） | |||
| POWERt | 0.006 9 | 0.014 7*** | 0.098 7 | 0.262 7* |
| （1.119） | （2.631） | （1.243） | （1.836） | |
| MARKETt | 0.000 6 | 0.031 6 | ||
| （1.037） | （1.207） | |||
| STATEt | –0.030 5*** | –0.012 6*** | –0.957 5*** | –0.783 6*** |
| （–9.367） | （–4.765） | （–8.163） | （–5.543） | |
| Log（VPAGE）t–1 | –0.031 7*** | –0.039 0*** | –1.964 8*** | –1.963 7*** |
| （–3.360） | （–3.638） | （–3.849） | （–3.732） | |
| Log（VPPAY）t–1 | –0.000 1 | –0.000 6 | –0.026 8 | –0.056 5 |
| （–0.046） | （–0.521） | （–0.198） | （–0.502） | |
| VPSTOCKt–1 | –0.203 7 | –0.235 6 | –5.886 5 | –7.307 2 |
| （–1.142） | （–1.215） | （–0.734） | （–1.121） |
（四）稳健性检验
1 不同的垂直薪酬差异指标
借鉴Henderson和Fredrickson（2001），本文将垂直薪酬差异取值为CEO薪酬与副总经理薪酬均值差值的自然对数，以检验文中的主要假设。检验结果显示VERPAYGAP×POWER的回归系数均显著为正①，因此CEO权力越大，垂直薪酬差异对副总经理主动离职率的正向影响越大，支持了假设1。VERPAYGAP×POWER×STATE的回归系数均显著为正，表明CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职率关系的影响在国有企业和非国有企业中存在显著差异，即相比非国有企业，CEO权力对垂直薪酬差异与国有企业副总经理主动离职率关系的影响更大，支持了假设2。VERPAYGAP×POWER×MARKET的回归系数均为负，且显著，表明CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职率关系的影响受制于上市公司所在地的市场化进程，即市场化进程越高，CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职率关系的影响越小，支持了假设3。
① 限于篇幅，未列示结果，可向作者索取数据，以下同。
| 变 量 | OLS（1） | OLS（2） |
| VERPAYGAP t–1 | 0.006 2*** | 0.006 3*** |
| （8.167） | （8.228） | |
| VERPAYGAP t–1×POWERt | –0.001 2* | –0.000 7 |
| （–1.962） | （–0.991） | |
| TURNOVERt | –0.022 0** | |
| （–2.552） | ||
| STATEt | –0.004 6** | –0.003 7* |
| （–2.276） | （–1.940） | |
| POWERt | –0.001 9 | –0.001 7 |
| （–0.308） | （–0.269） | |
| LEVERAGEt | –0.123 3*** | –0.123 3*** |
| （–17.808） | （–17.801） | |
| Log（ASSETS）t | 0.010 3*** | 0.010 2*** |
| （9.980） | （9.909） | |
| GROWt | 0.015 2*** | 0.015 2*** |
| （11.139） | （11.127） | |
| INCENTIVEt | 0.012 2*** | 0.012 0*** |
| （4.991） | （4.961） | |
| RISKt | 0.011 7 | 0.011 5 |
| （0.578） | （0.571） | |
| INDBOARDt | –0.018 7 | –0.018 1 |
| （–1.074） | （–1.043） | |
| Log（BOARD）t | 0.009 5* | 0.009 3* |
| （1.942） | （1.901） | |
| VPSTOCKt | 0.242 1** | 0.232 3** |
| （2.558） | （2.441） | |
| CEOSTOCKt | 0.002 5 | 0.003 5 |
| （0.304） | （0.418） | |
| CHAIRt | –0.006 5*** | –0.006 5*** |
| （–2.734） | （–2.752） | |
| 截距项 | –0.206 1*** | –0.203 9*** |
| （–9.042） | （–8.968） | |
| 年份 | YES | YES |
| 行业 | YES | YES |
| 观测值 | 11 968 | 11 968 |
| Adj R2 | 0.280 | 0.279 |
| 注：***、**、*分别表示1%、5%、10%水平上显著；括号内的数值为经过个体cluster修正的t统计量。 | ||
2. 不同的副总经理主动离职率
借鉴Kale等（2014）的做法，使用上市公司副总经理在年度内退休也作为其主动离职来计算副总经理主动离职率，对文中假设进行检验。因而此时副总经理主动离职便包括了副总经理因个人原因和退休原因离职两种情况。VERPAYGAP×POWER的回归系数均显著为正，表明CEO权力越大，垂直薪酬差异对副总经理主动离职率的正向影响越大，支持了假设1。VERPAYGAP×POWER×STATE的回归系数均显著为正，因此CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职率关系的影响在国有企业和非国有企业中存在显著差异，即相比非国有企业，CEO权力对垂直薪酬差异与国有企业副总经理主动离职率关系的影响更大，支持了假设2。VERPAYGAP×POWER×MARKET的回归系数均为负，且显著，表明CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职率关系的影响受制于上市公司所在地的市场化进程，即市场化进程越高，CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职率关系的影响越小，支持了假设3。
3. 不同的CEO权力指数
借鉴徐细雄和刘星（2013）的做法，本文使用六个CEO权力指标之和作为CEO权力综合指数对本文的假设进行检验。检验结果显示VERPAYGAP×POWER的回归系数均显著为正，表明CEO权力越大，垂直薪酬差异对副总经理主动离职率的正向影响越大，支持了假设1。VERPAYGAP×POWER×STATE的回归系数均显著为正，因此CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职率关系的影响在国有企业和非国有企业中存在显著差异，即相比非国有企业，CEO权力对垂直薪酬差异与国有企业副总经理主动离职率关系的影响更大，支持了假设2。VERPAYGAP×POWER×MARKET的回归系数均为负，且显著，表明CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职率关系的影响受制于上市公司所在地的市场化进程，即市场化进程越高，CEO权力对垂直薪酬差异与副总经理主动离职率关系的影响越小，支持了假设3。
五、CEO权力与垂直薪酬差异筛选效应的经济后果本文前面的研究结果表明CEO权力加重了垂直薪酬差异的负向筛选效应，梅春和赵晓菊（2016）还发现垂直薪酬差异的筛选效应会负向影响公司绩效，那么CEO权力是否也会加重垂直薪酬差异筛选效应对公司绩效的负向影响呢？为检验这个问题，本文考察CEO权力与垂直薪酬差异的交互项通过副总经理主动离职率对公司绩效的间接影响，如果CEO权力与垂直薪酬差异的交互项通过副总经理主动离职率间接地负向影响公司绩效，则表明CEO权力越大，垂直薪酬差异通过副总经理主动离职率对公司绩效的间接负向影响越大，即CEO权力加重了垂直薪酬差异筛选效应对公司绩效的负向影响。
自变量通过中间变量对因变量的间接效应通常可以分为中介效应和遮掩效应（Mackinnon等，2000）。中介效应是指自变量对因变量的间接效应与直接效应的符号相同时的间接效应，而遮掩效应是指自变量对因变量的间接效应与直接效应的符号相反时的间接效应（Cliff和Earleywine，1994；Rucker等，2011）。被广泛使用的检验中介效应的方法是Baron和Kenny（1986）提出的逐步法，该方法以直接效应和间接效应符号相同为前提条件，只能检验中介效应，而不能检验遮掩效应（Mackinnon等，2000）。温忠麟和叶宝娟（2014）在总结了Mackinnon等（2000）、Rucker等（2011）等前人研究成果的基础上，提出了一种检验变量间接效应的方法，该方法既可以检验中介效应，也可以检验遮掩效应。具体地，研究自变量（X）通过中间变量（M）对因变量（Y）的间接影响，可以用如下的方程描述：
|
$Y = cX + {e_1}$
|
(4) |
|
$M = aX + {e_2}$
|
(5) |
|
$Y = c'X + bM + {e_3}$
|
(6) |
第一步，检验方程（4）的回归系数c，如果显著，按中介效应立论，否则按遮掩效应立论。但无论是否显著，都要进行后续检验。第二步，依次检验方程（5）的回归系数a和方程（6）的回归系数b，如果都显著，则间接效应显著，转至第四步；如果至少有一个不显著，进行第三步。第三步，用Bootstrap法直接检验H0：ab=0。如果拒绝原假设，则间接效应显著，进行第四步；否则间接效应不显著，停止分析。第四步，检验方程（6）的系数c′，如果不显著，则直接效应不显著，表明只有中介效应。如果显著，则直接效应显著，进行第五步。第五步，比较ab和c′的符号，如果同号，属于部分中介效应，如果异号，属于遮掩效应。
借鉴温忠麟和叶宝娟（2014），本文通过考察CEO权力与垂直薪酬差异的交互项通过副总经理主动离职率对公司绩效的间接效应，以检验CEO权力是否加重了垂直薪酬差异筛选效应对公司绩效的负向影响。第一步检验CEO权力与垂直薪酬差异的交互项对公司绩效影响的模型（如模型7所示），第二步检验CEO权力与垂直薪酬差异的交互项对副总经理主动离职率影响的模型（如前文的模型1所示），以及当副总经理主动离职率和CEO权力与垂直薪酬差异的交互项都作为解释变量时，检验副总经理主动离职率对公司绩效的影响模型（如模型8所示）。模型7和模型8中的被解释变量公司绩效为总资产收益率ROA。
借鉴Kale等（2009）以及Faleye等（2013），模型7和模型8中的控制变量包括：①公司杠杆（LEVERAGE），取公司总负债与总资产的比值；②公司规模（Log（ASSETS））；③产权性质（STATE）；④公司成长性（GROW），取公司销售收入的增长率；⑤公司是否实施股权激励（INCENTIVE）；⑥公司风险（RISK）；⑦独立董事比例（INDBOARD）；⑧董事会规模（Log（BOARD））；⑨副总经理持股比例（VPSTOCK）；⑩CEO持股比例（CEOSTOCK）；⑪CEO是否兼任董事长（CHAIR）。另外还控制了年份和行业固定效应。
|
$\begin{split}ROA{{\kern 1pt} _{i,t}}{\rm{ = }}\!\!\!& {{\rm{\beta }}_{\rm{0}}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{1}}}VERPAYGA{P_{i,t - 1}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{2}}}VERPAYGA{P_{i,t - 1}} \times POWE{R_{i,t}}{\rm{ + }}\\& {{\rm{\beta }}_{\rm{3}}}POWE{R_{i,t}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{j}}}Contro{l_{i,t}}{\rm{ + }}{{\rm{\varepsilon }}_{i,t}}\end{split}$
|
(7) |
|
$\begin{split}ROA{{\kern 1pt} _{{\rm{i,t}}}}{\rm{ = }}\!\!\!&{{\rm{\beta }}_{\rm{0}}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{1}}}VERPAYGA{P_{i,t - 1}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{2}}}VERPAYGA{P_{i,t - 1}} \times POWE{R_{i,t}}{\rm{ + }}\\& {{\rm{\beta }}_{\rm{3}}}POWE{R_{i,t}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_{\rm{4}}}TURNOVE{R_{i,t}}{\rm{ + }}{{\rm{\beta }}_j}Contro{l_{i,t}}{\rm{ + }}{{\rm{\varepsilon }}_{i,t}}\end{split}$
|
(8) |
第一步需要检验模型7，检验结果如表5的第1列所示，VERPAYGAP×POWER的回归系数显著为负，表明CEO权力显著地负向调节了垂直薪酬差异与公司绩效的关系。第二步需要检验模型1和模型8，表3已经给出了模型1的检验结果，结果表明CEO权力显著地正向调节了垂直薪酬差异与副总经理主动离职率的关系，模型8的检验结果如表5的第2列所示，TURNOVER的回归系数显著为负，表明副总经理主动离职率越高，公司绩效越差。所以，CEO权力与垂直薪酬差异的交互项会通过副总经理主动离职率显著地间接负向影响公司绩效，即CEO权力越大，垂直薪酬差异通过副总经理主动离职率对公司绩效的间接负向影响越大，CEO权力加重了垂直薪酬差异筛选效应对公司绩效的负向影响。第四步，模型8中VERPAYGAP×POWER的回归系数为负，但不显著，因而副总经理主动离职率起着完全中介效应。
六、研究结论与展望（一）研究结论
本文利用我国上市公司数据，以锦标赛理论和公平理论为理论基础，以CEO与副总经理之间的薪酬差距作为垂直薪酬差异，研究了CEO权力对垂直薪酬差异筛选效应的影响，同时还考察了上市公司的产权性质和上市公司所在地的市场化进程在其中的调节作用。本文的研究结果表明：CEO权力加重了垂直薪酬差异的负向筛选效应；CEO权力对国有企业垂直薪酬差异负向筛选效应的影响大于非国有企业：上市公司所在地的市场化进程越高，CEO权力对垂直薪酬差异负向筛选效应的影响越小。本文还进一步考察了CEO权力对垂直薪酬差异筛选效应经济后果的影响，发现CEO权力加重了垂直薪酬差异筛选效应对公司绩效的负向影响。
（二）管理启示
本文的研究结论对我国上市公司留住高管、保持高管团队稳定性有重要的参考意义。第一，上市公司应加强对CEO权力的监督和制衡。本文发现CEO权力会加重垂直薪酬差异的负向筛选效应，因而上市公司应加强内部治理机制建设，加强董事会和监事会对CEO权力的监督和制衡，抑制强势CEO为了自身利益而导致管理层团队的不稳定。第二，进一步完善国有企业的治理结构。本文发现CEO权力对国有企业垂直薪酬差异负向筛选效应的影响大于非国有企业，原因可能是国有企业的治理结构不完善，国有企业CEO权力难以受到有效地监督和制衡。因而国有企业应进一步完善治理结构，理顺国有企业CEO的权力、责任和利益之间的关系，遏制国有企业CEO权力的滥用。同时，还应积极推进国有企业混合所有制改革，引进更多的民营管理人才和有效的监督和制衡机制，进而有利于对国有企业CEO行使权力的监督和制衡。第三，加强地区制度环境建设，提高地区的市场化水平。本文发现市场化进程能够减轻CEO权力对垂直薪酬差异负向筛选效应的影响。因而政府应加强地区制度环境建设，不断提升地区的市场化水平，以为本地企业的经营发展提供良好的外部环境。
（三）研究展望与启示
本文探讨了CEO权力对垂直薪酬差异筛选效应的影响，基于国内外有关薪酬差异筛选效应的文献较少，未来的研究可以进一步地拓展。首先，研究垂直薪酬差异对公司外部高管的筛选效应。垂直薪酬差异不仅会对公司内部高管产生筛选效应，同时还可能会对公司外部高管产生筛选效应，即设计良好的垂直薪酬差异还可能会吸引公司外部优秀高管加入公司。然而由于数据的可得性问题，鲜有学者研究过垂直薪酬差异如何对公司外部高管产生筛选效应，未来的研究可以在这方面进行尝试。其次，研究公司和高管特征等因素对垂直薪酬差异筛选效应的影响。本文以副总经理离开公司的机会成本和副总经理对垂直薪酬差异的敏感度为切入点，分析了CEO权力对垂直薪酬差异筛选效应的影响。因此，一些影响高管离开公司机会成本或高管对垂直薪酬差异敏感度的公司和高管特征等因素也可能会影响垂直薪酬差异的筛选效应，未来的研究可以在这方面作进一步地拓展。
| [1] | 陈冬华, 陈富生, 沈永建. 高管继任、职工薪酬与隐性契约——基于中国上市公司的经验证据[J]. 经济研究, 2011(S2): 100–111. |
| [2] | 樊纲, 王小鲁, 张立文, 等. 中国各地区市场化相对进程报告[J]. 经济研究, 2003(3): 9–18, 89. |
| [3] | 费方域. 控制内部人控制——国企改革中的治理机制研究[J]. 经济研究, 1996(6): 31–39. |
| [4] | 廖建桥, 赵君, 张永军. 权力距离对中国领导行为的影响研究[J]. 管理学报, 2010(7): 988–992. |
| [5] | 刘青松, 肖星. 败也业绩, 成也业绩?——国企高管变更的实证研究[J]. 管理世界, 2015(3): 151–163. |
| [6] | 刘星, 代彬, 郝颖. 高管权力与公司治理效率——基于国有上市公司高管变更的视角[J]. 管理工程学报, 2012(1): 1–12. |
| [7] | 卢锐. 管理层权力、薪酬与业绩敏感性分析——来自中国上市公司的经验证据[J]. 当代财经, 2008(7): 107–112. |
| [8] | 吕长江, 赵宇恒. 国有企业管理者激励效应研究——基于管理者权力的解释[J]. 管理世界, 2008(11): 99–109. |
| [9] | 梅春, 赵晓菊. 薪酬差异、高管主动离职率与公司绩效[J]. 外国经济与管理, 2016(4): 19–35. |
| [10] | 青木昌彦, 钱颖一.转轨经济中的公司治理结构[M].北京: 中国经济出版社, 1995. |
| [11] | 谭亚莉, 廖建桥, 李骥. 管理者非伦理行为到组织腐败的衍变过程、机制与干预: 基于心理社会微观视角的分析[J]. 管理世界, 2011(12): 68–77. |
| [12] | 万华林, 陈信元. 治理环境、企业寻租与交易成本——基于中国上市公司非生产性支出的经验证据[J]. 经济学(季刊), 2010(2): 553–570. |
| [13] | 王克敏, 王志超. 高管控制权、报酬与盈余管理——基于中国上市公司的实证研究[J]. 管理世界, 2007(7): 111–119. |
| [14] | 王锟, 李伟. 高管政治背景对其离职—业绩敏感性的影响[J]. 南开管理评论, 2012(6): 104–110, 134. |
| [15] | 王新, 毛慧贞, 李彦霖. 经理人权力、薪酬结构与企业业绩[J]. 南开管理评论, 2015(1): 130–140. |
| [16] | 王烨, 叶玲, 盛明泉. 管理层权力、机会主义动机与股权激励计划设计[J]. 会计研究, 2012(10): 35–41. |
| [17] | 温忠麟, 叶宝娟. 中介效应分析: 方法和模型发展[J]. 心理科学进展, 2014(5): 731–745. |
| [18] | 徐淋, 刘春林, 杨昕悦. 高层管理团队薪酬差异对公司绩效的影响——基于环境不确定性的调节作用[J]. 经济管理, 2015(4): 61–70. |
| [19] | 徐细雄, 刘星. 放权改革、薪酬管制与企业高管腐败[J]. 管理世界, 2013(3): 119–132. |
| [20] | 严也舟. 外部治理环境、内部治理结构与合谋侵占实证分析[J]. 管理评论, 2012(4): 28–35, 44. |
| [21] | 杨兴全, 张丽平, 吴昊旻. 市场化进程、管理层权力与公司现金持有[J]. 南开管理评论, 2014(2): 34–45. |
| [22] | 杨兴全, 曾义, 吴昊旻. 市场化进程、终极股东控制与公司资本投资价值[J]. 商业经济与管理, 2011(3): 34–43. |
| [23] | 张长征, 李怀祖. 经理自主权、高管报酬差距与公司业绩[J]. 中国软科学, 2008(4): 117–126. |
| [24] | 周权雄, 朱卫平. 国企锦标赛激励效应与制约因素研究[J]. 经济学(季刊), 2010(2): 571–596. |
| [25] | Allen M P, Panian S K. Power, performance, and succession in the large corporation[J]. Administrative Science Quarterly, 1982, 27(4): 538–547. |
| [26] | Baron R M, Kenny D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 1986, 51(6): 1173–1182. |
| [27] | Bebchuk L A, Fried J M, Walker D I. Managerial power and rent extraction in the design of executive compensation[J]. University of Chicago Law Review, 2002, 69(3): 751–846. |
| [28] | Boeker W. Power and managerial dismissal: Scapegoating at the top[J]. Administrative Science Quarterly, 1992, 37(3): 400–421. |
| [29] | Chen J, Ezzamel M, Cai Z M. Managerial power theory, tournament theory, and executive pay in China[J]. Journal of Corporate Finance, 2011, 17(4): 1176–1199. |
| [30] | Dulebohn J H, Werling S E. Compensation research past, present, and future[J]. Human Resource Management Review, 2007, 17(2): 191–207. |
| [31] | Eriksson T. Executive compensation and tournament theory: Empirical tests on Danish data[J]. Journal of Labor Economics, 1999, 17(2): 262–280. |
| [32] | Faleye O, Reis E, Venkateswaran A. The determinants and effects of CEO–employee pay ratios[J]. Journal of Banking & Finance, 2013, 37(8): 3258–3272. |
| [33] | Finkelstein S. Power in top management teams: Dimensions, measurement, and validation[J]. Academy of Management Journal, 1992, 35(3): 505–538. |
| [34] | Grinstein Y, Hribar P. CEO compensation and incentives: Evidence from M&A bonuses[J]. Journal of Financial Economics, 2004, 73(1): 119–143. |
| [35] | Henderson A D, Fredrickson J W. Top management team coordination needs and the CEO pay gap: A competitive test of economic and behavioral Views[J]. Academy of Management Journal, 2001, 44(1): 96–117. |
| [36] | Kale J R, Reis E, Venkateswaran A. Rank-Order tournaments and incentive alignment: The effect on firm performance[J]. The Journal of Finance, 2009, 64(3): 1479–1512. |
| [37] | Kale J R, Reis E, Venkateswaran A. Pay inequalities and managerial turnover[J]. Journal of Empirical Finance, 2014, 27: 21–39. |
| [38] | Kini O, Williams R. Tournament incentives, firm risk, and corporate policies[J]. Journal of Financial Economics, 2012, 103(2): 350–376. |
| [39] | MacKinnon D P, Krull J L, Lockwood C M. Equivalence of the mediation, confounding and suppression effect[J]. Prevention Science, 2000, 1(4): 173–181. |
| [40] | Papke L E, Wooldridge J M. Econometric methods for fractional response variables with an application to 401(k) plan participation rates[J]. Journal of Applied Econometrics, 1996, 11(6): 619–632. |
| [41] | Ridge J W, Hill A D, Aime F. Implications of multiple concurrent pay comparisons for top-team turnover[J]. Journal of Management, 2014, 43(3): 671–690. |
| [42] | Rucker D D, Preacher K J, Tormala Z L, et al. Mediation analysis in social psychology: Current practices and new recommendations[J]. Social and Personality Psychology Compass, 2011, 5(6): 359–371. |
| [43] | Shivdasani A, Yermack D. CEO involvement in the selection of new board members: An empirical analysis[J]. The Journal of Finance, 1999, 54(5): 1829–1853. |
| [44] | Tosi H L, Werner S, Katz J P, et al. How much does performance matter? A meta-analysis of CEO pay studies[J]. Journal of Management, 2000, 26(2): 301–339. |