按照传统“有效契约论”,业绩型薪酬契约被视为解决管理者与股东间委托代理问题的核心治理机制(Jensen和Meckling,1976;Holmstrom,1979),随着业绩型薪酬契约的广泛采用,其潜在的弊端却相继浮现,过于强调公司业绩的薪酬制度可能导致高管采取短视或过度冒险的行为(Bebchuk等,2002;方军雄,2012;Hoi等,2020)。此外,“天价高管薪酬”现象引起社会广泛争议,“管理层权力观”随之盛行:管理层控制权在一定程度上引发管理层的自利行为,导致薪酬激励失效(Bebchuk等,2002;Bebchuk和Fried,2003;吕长江和赵宇恒,2008;吴育辉和吴世农,2010)。因此,引入其他治理手段对高管加以激励和约束,不仅是对现有理论研究的有效应用和补充(Fama,1980;Fama和Jensen,1983;Hart,1983;Traichal等,1999;Rhodes,2016),更是在缓解高管薪酬激励的负面影响和进一步提高公司治理效果等方面具有极强的现实意义。
经理人市场就是一种解决股东与管理层间委托代理问题的重要机制:通过经理人之间的公平竞争和企业与经理人之间的重复博弈,在经理人市场的竞争威胁、信息传递和声誉机制三重作用下,经理人市场对显性薪酬激励能产生替代作用(Holmstrom,1999)。然而,由于我国的经理人市场发展起步晚,国有企业经理人选聘制度市场化程度较低,民营企业聘任外部经理人的概率也不高,加之地区经济发展不平衡和劳动力市场分割等困境(李路路等,2016),经理人市场的治理作用远远没有得到有效发挥。不过,随着市场化改革深入推进,经理人市场在优化人力资源配置、完善公司治理等方面的作用日益受到关注。十八届三中全会提出,“要建立职业经理人制度,更好发挥企业家作用”,此后国务院连续下发多项文件鼓励推行职业经理人制度。在经理人市场化进程加速推进的关键时刻,认识和理解经理人市场与传统薪酬激励的交互关系,对两种激励手段的有机结合与效用发挥具有极大的现实必要性(陈婧和方军雄,2020)。地方政府人才引进政策的发布和实施为本文提供了一个天然的实验契机,人才引进政策会导致地区经理人市场竞争程度发生明显变化,同时使研究免受内生性的困扰。基于此,本文借助地方政府人才引进政策的发布和实施这一系列外生冲击作为研究契机,探究外部经理人市场对企业高管薪酬契约制度的替代作用。
我们预期,随着人才引进政策落地和更多优秀人才流入,经理人之间竞争也随之加剧,从而对在位企业高管产生有效的治理效果,最终更好地发挥经理人市场的激励约束作用。第一,潜在的经理人候选者会给在位高管施加竞争压力,缓解高管懈怠甚至不作为引发的道德风险。第二,完善的外部经理人市场能为董事会提供更多有关经理人能力和努力程度的有效信息,在弱化逆向选择风险的同时加强对经理人的监督约束。同时在多期重复博弈中,经理人市场机制强调经理人声誉在其个人职业生涯中的信息显示作用,激励高管为构建和维护长远声誉而克制短期自利行为。企业可以据此减少对业绩型薪酬契约的依赖,转而更好地发挥经理人市场机制的外部治理作用。那么,业绩型薪酬契约将被后者替代,高管薪酬业绩敏感性相应被弱化。基于此,我们手工搜集国内24个主要城市的人才引进政策作为外生冲击事件,选取2007—2019年间A股非金融类上市公司作为研究样本,探究各地人才引进政策发布和实施对当地企业高管薪酬业绩敏感性的影响。研究结果表明,所在城市发布人才引进政策后,当地公司高管薪酬业绩敏感性显著下降,这一结果在改变业绩衡量指标、加入公司固定效应、调整政策发布时间、考虑时间趋势影响、加入城市宏观经济控制变量、删除一线城市后,仍然保持稳健。进一步分析发现,人才政策的实施使得企业更多地采取代理权变更的方式对高管进行激励约束,具体表现为高管变更业绩敏感性的提高。截面检验中,独立董事比例低、由非四大审计和分析师跟踪数低的分组样本呈现出更明显的高管薪酬业绩敏感性弱化和高管变更业绩敏感性提升。以上结果表明旨在改善地区劳动力市场的人才引进政策确实能有效发挥经理人市场机制的外部治理功能,部分替代业绩型薪酬在高管契约设计中的激励约束作用。
本文可能的贡献主要有以下两点:第一,本文直接检验外部经理人市场机制对微观企业高管薪酬契约设计的冲击影响。长期以来,经理人市场与业绩型薪酬契约间的替代关系是公司治理领域的重要话题,对经理人市场发展较为滞后的中国来说更是如此。已有研究选取高铁开通外生事件进行初步检验(陈婧和方军雄,2020),本文则以地方政府人才引进政策这一冲击为背景,再次表明经理人市场确实能对公司的薪酬契约产生替代作用。第二,地方人才引进政策是当前中国经济中的重要现象,对其实施效果的系统性实证检验是对监管当局和学术界热切关注的及时回应(Giannetti等,2015)。已有研究考察了地方人才引进政策对企业创新决策和研发人员招聘力度的影响(孙鲲鹏等,2021;钟腾等,2021),与上述研究不同,我们考察的是人才引进政策如何作用于企业的内部治理机制决策,具体考察其对高管薪酬契约业绩敏感性的作用,这有助于我们更全面地评价人才引进政策的经济后果。
二、政策背景、文献回顾与理论分析(一)人才引进政策
改革开放以来,迅速腾飞的中国经济虽然受益于巨大的“人口红利”,却始终面临着高素质人才紧缺、低技术劳动力溢余的矛盾局面。然而,无论是经济结构转型升级和市场化改革不断深化的外部环境要求,还是持续建设发展但仍显粗糙薄弱的内部公司治理制度,都亟需国内企业吸收高质量人才以应对化解外在风险并提升企业运营治理水平。为此,党和国家贯彻实施人才强国战略,并多次强调要“破除妨碍劳动力、人才社会性流动的体制机制弊端”“把党内和党外、国内和国外各方面优秀人才集聚到党和人民的伟大奋斗中来”。人才作为具有较高流动性的生产要素,会自发地流向更具吸引力的产业和地区,“孔雀东南飞”就是此类现象的生动注解。因此,各省市政府为了不在城市发展竞赛中陷入劣势,有极强的动力广纳海内外人才以提高本地企业竞争力和区域城市吸引力。近年来,全国多个省市地区纷纷出台人才引进政策,“抢人大战”一词逐渐进入社会公众的视野。
截至目前,已有超100个地级及以上城市发布各类人才引进政策,涉及降低入户门槛、发放经济补贴、提供住房优惠、便利子女教育等多种形式。和此前部分地区已有的仅针对顶尖人才的引进政策相比,此次大量集中发布的人才引进政策具有大范围、多层级、多形式的竞争性特点,不仅覆盖学界和业界的顶尖高端人才,还惠及不同层次院校的应届毕业生,并且按照人才的不同层次和各类需求制定差异化的优惠政策。以江苏省常州市实行的“龙城英才计划”为例,该项人才引进政策针对按标准细分后的海内外精英人才、领军型创业人才、高端经营管理人才、现代服务业高端人才、产业紧缺人才、社会事业高端人才、高技能领军人才分别给予适配的便利与补助,还从多方同时发力,在为人才提供生活住房补贴、创新创业补助、科研研究经费的同时,给引才企业发放资金资助以提高用人单位的人才招揽积极性。
人口迁移和劳动力流动向来是经济学领域中的经典话题,我国特有的户籍制度及其伴生的子女随迁教育问题更是一直以来塑造劳动力市场格局的重要因素(蔡昉等,2001;张吉鹏等,2020;张俊森,2020;王春超和叶蓓,2021)。宏观层面而言,消解阻碍劳动力自由流动的迁移成本不仅能提高经济生产力(Tombe和Zhu,2019),还能缓解收入不平等这一社会问题(Fan,2019)。微观角度来看,作为劳动力主要接纳方的企业将人力资本视作核心生产要素,因此地区层面的户籍管理政策会直接影响企业的人力资源管理计划。实证结果表明改变劳动力流动的户籍放松政策会赋予企业的雇佣决策更多调整空间(Wang等,2021),但传导到企业的具体经营决策,户籍宽松导致的大量低技能劳动力涌入让企业在享受“人口红利”的同时,却也使创新动力受到抑制(Chen等,2020)。
不同于单一的户籍管理政策变动,地方政府发布的各项人才引进政策主要面向高技能、高学历、高创新能力群体,涉及落户便利、经济补助、税收优惠、子女教育问题解决等诸多方面,对企业紧缺的高素质人才具有显著的增量吸引力。钟腾等(2021)以2006—2012年各省市发布的海外科技创新人才政策为研究背景,发现地方人才引进政策能显著提升辖区内企业的研发投入。孙鲲鹏等(2021)则选取与本文相同的研究背景,发现所在城市发布人才引进政策后不仅直接减轻企业负担的薪酬成本,还能通过人才要素集聚提升创新产出效率,这驱使企业招聘更多的研发人员。但同样作为企业的高素质人才,管理层是企业战略方向的制定者和具体运营决策的指挥者,却在国内的这一支文献中未受到研究者的充分关注,这激起了我们的研究兴趣。
(二)高管薪酬契约与替代性治理机制
企业股东和其聘任的经理人之间并非完全利益一致,高管薪酬契约制度于是被视作弥合二者间信息不对称、进而缓解代理问题的有效机制(Jensen和Meckling,1976)。理想的高管薪酬契约设计应使高管所获薪酬与促使企业价值最大化的经理人行为直接挂钩,从而最大程度地激励高管为实现股东财富最大化而不懈努力,但管理者的行为无法被完全观察和证实,高管薪酬契约这一显性制度也就无法被完美实行(Holmstrom,1979)。为衡量企业高管薪酬契约施行的有效性,高管薪酬业绩敏感性作为一种衡量标准被国内外学者广泛应用。薪酬业绩敏感性直接刻画经理人薪酬与业绩表现之间的相关性,故通常而言,更高的薪酬业绩敏感性意味着更合理的企业薪酬契约设计,经理人和股东间利益也就更为趋同(Ortiz-Molina,2007),大量的实证研究从不同角度充分验证了上述正向关联:当企业约定的薪酬支付目标无法达到时,契约设计的激励目也就难以实现,此时高管薪酬业绩敏感性降低(Hall和Knox,2004)。外部监管能提高薪酬契约有效性,因此在高管薪酬面临更为严格的信息披露要求和税务抵扣监管时,高管薪酬业绩敏感性随之上升(Perry和Zenner,2001)。若企业原有的高管薪酬契约设计失效,债权人的介入再次激活薪酬契约制度后,高管薪酬业绩敏感性又相应回升(Gilson和Vetsuypens,1993)。
然而,实务界层出不穷的公司丑闻和不断涌现的企业高管“天价薪酬”或“零薪酬”乱象令学者们对“有效契约论”下的高薪激励作用逐渐存疑。实际上,经理人因其自身在企业内部的控制力和影响力,并未独立于薪酬契约的制定过程,甚至直接插手董事会提名和薪酬契约制定的过程(Shivdasani和Yermack,1999;Bebchuk和Fried,2003)。旨在降低股东和高管间代理成本的高管薪酬契约反而成为代理问题的来源之一,由此发展而出的“管理者权力观”也在研究中不断被证实。已有文献表明:经理人会利用其权力攫取高额奖金(Stefanescu等,2018),股权支付因其天然较高的不确定性而时常落入高管的操纵范围,股权择时授予、有偏信息披露和财报质量扭曲都是高管为实现股权支付薪酬最大化而常用的操作手段(Aboody和Kasznik,2000;Efendi等,2007;Devos等,2015)。高管利用自身权力谋取私利的直接结果是高管薪酬业绩敏感性指标的弱化(权小锋等,2010;耿云江和王明晓,2016)。在国内研究场景下,政府补助和公开发行后的超募资金都为高管攫取公司利益提供了操作空间,最终使薪酬契约有效性受损、高管薪酬业绩敏感性降低(罗宏等,2014;张路和张瀚文,2017)。
可见,在无法完全阻断高管权力干涉的情况下,薪酬契约制度因其自身支付形式和评价指标的多样性和复杂性,难免使得高管薪酬契约制度的整体有效性无法尽如人意。事实上,高管高薪契约制度也并非解决企业内部代理问题的唯一途径,当存在其他合理有效的治理机制时,董事会可以顺势减少对薪酬激励机制的依赖,以摆脱经理人对高管薪酬契约制度的过度干涉和辖制。经理人市场、控制权市场、产品市场、债权人治理、政府监管等外部治理机制都能一定程度上替代高管薪酬契约制度来发挥对高管的激励和约束作用。Fama(1980)认为经理人置身企业之中,而企业又立足于外部市场,因此具备长期声誉机制的经理人市场可以替代薪酬契约的显性激励作用。当企业的所有权与控制权实现有效分离,内部人资本的市场化意味着可以依赖控制权市场对经理人进行监督,故高度流通的控制权市场能有效替代内部薪酬激励制度,实现对股东权益的充分保护(Fama和Jensen,1983)。Hart(1983)主张发达的产品竞争市场在抑制高管自利行为中的重要作用,原因在于完全竞争市场下企业已无可供经理人攫取私利的利润空间,此时产品市场机制自然是最理想的高管激励约束制度。债务契约则因其条款天然地存在与高管业绩评价指标重合的可能,从而令企业债务契约制度能部分替代高管薪酬契约制度在降低内部信息不对称中的作用(Rhodes,2016)。Traichal等(1999)发现处于政府管制行业的企业,其薪酬业绩敏感性更低,这是政府监管对薪酬激励机制替代性作用的有效验证。国内研究也发现来自外部的债务条款约束、媒体监督、行政监管,源自内部的内部控制改善,或者提高股价信息含量以激活中小投资者治理功能等方式都能约束高管自利行为,实现治理机制的应有作用(卢锐等,2011;陈骏和徐玉德,2012;杨德明和赵璨,2012;苏冬蔚和熊家财,2013;耿云江和王明晓,2016)。
本文关心的是,近年间中国地方政府陆续发布的人才引进政策能否催熟本地经理人市场,进而发挥后者对企业高管激励与监督的治理作用,从而部分替代企业内部的业绩型薪酬契约制度。
(三)人才引进政策与高管薪酬契约
中国经理人市场的发展起步晚、进程慢,究其原因:一是国有企业经理人选聘制度的市场化程度较低,民营企业当中家族企业选聘外部经理人的概率较低。二是受限于地区经济发展不平衡、劳动力市场分割和高管薪酬契约信息披露不足等困境,经理人市场的治理作用远远没有得到有效发挥(李路路等,2016;陈婧和方军雄,2020)。好在,随着市场化改革深入推进,经理人市场在优化人力资源配置、完善公司治理等方面的作用越发受到关注。十八届三中全会提出,“要建立职业经理人制度,更好发挥企业家作用”,此后国务院连续下发多项文件,持续推行职业经理人制度。我们预期,近些年各省市发布和实施的人才引进政策会对当地经理人市场产生重要影响。人才引进政策涉及的城市数量多、涵盖范围广、补贴力度大,最为直接的结果就是企业招聘人才压力的缓解和延揽人才能力的提升。一方面,由于政府提供的个人经济补贴减轻被引进人员的生活成本,成功向本地市场导入人才,从而减少企业搜寻人才和异地招聘所需承担的额外成本。同时,户籍、住房、子女教育等便利政策作为人才可以获取的非货币性薪酬补偿,将显著提升企业的议价能力(孙鲲鹏等,2021)。另一方面,当地政府向辖区企业提供的人才专项资金直接充裕企业招聘的可用预算,从可支配现金流的角度为企业分担雇佣成本。可以预见,各项人才引进政策能有效弥补部分城市吸引力不足的劣势,鼓励人才主动异地流动、打破劳动力市场分割的僵局,本地经理人市场在高素质、高技能人才的持续导入下将得到长足发展。
经理人市场是企业所有者和职业经理人就后者的人力资本进行互相筛选与交易的特质性市场,长期的重复博弈过程使得能决定经理人未来经济回报和职业发展的声誉不仅成为经理人显示个人能力的重要信号,也是企业所有者用以激励经理人的有效工具(Fama,1980)。因此对企业来说,成熟完善的经理人市场机制能通过竞争威胁、信息传递和声誉机制三条路径发挥其外部治理机制的作用,缓解企业股东和经理人之间的逆向选择和道德风险问题。首先,在成熟的经理人市场中,充足的潜在经理人供应能给在位高管施加代理权竞争压力,激励在位高管勤勉尽责、创造股东财富,避免落入被解聘的境地(Jenter和Lewellen,2021),这将缓解高管懈怠甚至不作为引发的道德风险。其次,从完善的外部经理人市场中,董事会可以获取有关经理人能力和努力程度的有效信息,以做出最优的经理人聘任、激励、评价和解聘决策,在弱化逆向选择风险的同时加强对经理人的监督约束。再次,在不断完善的经理人市场下,多期重复博弈过程将驱使经理人建立和维持个人声誉,激励后者为维护长远声誉而克制短期自利行为(Holmstrom,1999)。而所在地政府出台人才引进政策后,在城市吸引力提升的基础上,各项优惠政策在人才供给和人才需求双方同时发力,不仅减轻人才的经济、生活负担,也提升企业积极广纳人才的意愿和能力。最后,倘若引进的储备人才足以激活本地经理人市场,则上述竞争威胁、信息传递和声誉机制三种作用机理被凸显,经理人市场机制激励和约束管理层的外部治理作用将得以体现。
与此形成对比,企业内部的高管薪酬契约制度虽然同样以引导管理层和股东利益趋同为目标,却往往因管理层膨胀的内部权力而使薪酬契约的制定过程被扭曲,有损其制约和监督高管的设计初衷(Shivdasani和Yermack,1999;Bebchuk和Fried,2003)。在具体实践中,管理层不仅会为谋取私利而直接扭曲财报质量(Efendi等,2007),使得薪酬业绩敏感性指标失真(罗宏等,2014;张路和张瀚文,2017);即便在面临被解聘的风险时,高管依然能通过推迟坏消息的方式来瞒天过海(Ali等,2019),使薪酬业绩敏感性指标失效。甚至,在城市人才引进政策激活本地经理人市场进而提升经理人市场流动性后,高管议价能力的上升可能会进一步推高其薪酬水平(Gao等,2015)。
因此,在外部经理人市场同样能弥合代理问题、减少代理摩擦,而高管薪酬契约有效性不足甚至需支付更高薪酬水平的情况下,继续依赖薪酬业绩型激励制度就不再是企业和董事会的理性最优选择,不断发展完善的经理人市场机制将替代原有的业绩型薪酬激励制度,高管薪酬业绩敏感性随之弱化。据此,本文提出如下假设:
假设:所在城市发布人才引进政策后,企业的高管薪酬业绩敏感性显著降低。
但是我们也注意到,人才引进政策的出台能否有效激活本地经理人市场仍未可知,相应地,其进一步对薪酬契约制度的替代作用可能难以实现。同时,辖区内企业的在位高管在面临更多的外部竞争威胁和更大的长远声誉压力时,可能会减少利用手中权力谋取短期私利的行为(Holmstrom,1999),薪酬契约制度的有效性得以保全,我们也就难以观察到高管薪酬业绩敏感性的降低。故地方政府发布人才引进政策后,经理人市场机制究竟能否发挥对企业薪酬契约激励制度的替代作用并显现出薪酬业绩敏感性弱化的证据,仍是留待实证检验的问题。
三、研究设计(一)研究模型
1.模型设定
借鉴已有文献(卢锐等,2011;耿云江和王明晓,2016),我们建立如下薪酬业绩敏感性模型(1):
$ \begin{aligned} LNPA{Y}_{i,t}=&{\beta }_{0}+{\beta }_{1}\times POLIC{Y}_{i,t}+{\beta }_{2}\times RO{A}_{i,t}+{\beta }_{3}\times POLICY\times RO{A}_{i,t}\\ & \text+\beta \times {Controls}_{i,t}+{\gamma }_{i}+{\mu }_{t}+{\eta }_{i}+{\varepsilon }_{i,t} \end{aligned} $ | (1) |
2.被解释变量
参考已有文献(卢锐等,2011),被解释变量LNPAY为上市公司高管前三名薪酬总额取对数,以此衡量企业高管薪酬水平。
3.解释变量
根据我们手动搜集和整理的地方政府人才引进政策的发布情况,以哑变量POLICY表征企业注册地所在城市当年是否已经发布人才引进政策,若是则取1,否则取0。
ROA为企业资产回报率,刻画企业经营业绩;交乘项POLICY×ROA是我们关心的主要变量,系数为正表明人才引进政策发布后企业的高管薪酬业绩敏感性上升,反之下降。
4.控制变量
参考既有文献(罗宏等,2014;唐松和孙铮,2014;刘慧龙,2017;张路和张瀚文,2017),我们在模型中控制公司经济特征和公司治理特征控制变量,具体变量和定义见表1。
变量类型 | 变量名 | 变量定义 |
被解释变量 | LNPAY | 高管薪酬,高管前三名薪酬总额取对数 |
解释变量 | POLICY | 企业注册地所在城市当年已实行人才引进政策,取1;否则取0 |
ROA | 资产回报率,净利润与总资产之比 | |
POLICY×ROA | POLICY与ROA的交乘项 | |
公司经济特
征控制变量 |
ABH | 交叉上市,若是则取1,否则取0 |
SIZE | 公司规模,公司总资产的自然对数 | |
LEV | 财务杠杆,长期负债与总资产之比 | |
RVOL | 股票波动收益率波动性,月股票收益率标准差 | |
MTB | 成长性,本年度公司所有者权益的市值与账面价值之比 | |
SOE | 国企,若是则取1,否则取0 | |
CASH | 现金持有量,企业现金与总资产之比 | |
INCOME_CH | 营业收入增长率 | |
RETURN | 股票年度回报率 | |
公司治理特
征控制变量 |
BOARD | 董事会规模,董事会人数取对数 |
IDR | 独立董事比例 | |
DUAL | 两职合一,若董事长、总经理为同一人则取1,否则取0 | |
MGTSHARE | 高管持股比例 | |
OWNERSHIP | 第一大股东持股比例 | |
城市经济特
征控制变量 |
GDP_CH | 城市GDP同比增长率 |
BUDGET_INCOME | 城市地方财政收入同比增长率 |
此外,在模型中我们还控制年份固定效应γi、行业固定效应μt和城市固定效应ηi。为控制潜在的截面相关问题,本文在所有回归中对标准误进行公司维度的聚类稳健性处理。
(二)样本选择与描述性统计
为保证样本城市间的可比性,本文在选取城市研究对象时要求其满足以下标准:需在2019年及之前发布相关人才引进政策并实施,且所在地注册的上市公司数超过30家。样本最终涵盖24个主要城市,包括北京、上海、深圳、广州、天津、重庆、成都、南京、无锡、苏州、常州、杭州、宁波、绍兴、福州、厦门、东莞、佛山、汕头、合肥、长沙、武汉、西安、青岛,覆盖华北、华南、华东、华中、西南、西北六大区域。截至2019年,这24个城市共有2222家上市公司,占A股上市公司总数的60%,故我们认为尽管本文的样本经过筛选但仍具有较高的代表性。
在确定各地人才引进政策时,我们首先在各地政府门户网站按照关键词“人才”“引进”进行搜索,同时在百度搜索引擎中按“某市”“抢人大战”“人才引进”“人才政策”“落户”等关键词组合搜索相关新闻以作补充,最终手动整理了国内24个城市的人才引进政策发布情况。
本文选取上述24个城市2007—2019年间所有A股上市公司作为样本,并剔除金融业公司、被ST公司、主要变量值缺失的公司,最终得到12971条观测值。我们对所有连续性变量进行了1%和99%缩尾处理。所有变量数据均来自CSMAR和WIND数据库。
全样本相关变量的描述性统计如表2所示。可以看到,高管薪酬的自然对数为14.36,这与以往研究结果可比(张路和张翰文,2017)。企业ROA均值为4.7%,标准差为0.052,表明样本企业的经营业绩存在较大差异。销售增长率均值为21.7%,企业第一大股东的持股比例均值为35.7%,高管平均持股13.4%,董事会平均5人,其中独董比例37.4%,有26.1%的样本公司董事长与总经理两职合一。
变量 | 均值 | 标准差 | 最小值 | 中位数 | 最大值 | 观测值数 |
LNPAY | 14.360 | 0.679 | 12.283 | 14.357 | 16.139 | 12971 |
ROA | 0.047 | 0.052 | −0.152 | 0.042 | 0.221 | 12971 |
ABH | 0.079 | 0.271 | 0 | 0 | 1 | 12971 |
SIZE | 22.089 | 1.312 | 19.64 | 21.900 | 25.984 | 12971 |
RVOL | 0.134 | 0.062 | 0.045 | 0.120 | 0.376 | 12971 |
MTB | 0.004 | 0.003 | 0.001 | 0.003 | 0.021 | 12971 |
LEV | 0.432 | 0.207 | 0.054 | 0.429 | 0.886 | 12971 |
SOE | 0.412 | 0.492 | 0 | 0 | 1 | 12971 |
CASH | 0.194 | 0.133 | 0.013 | 0.157 | 0.615 | 12971 |
INCOME_CH | 0.217 | 0.500 | −0.544 | 0.127 | 3.607 | 12971 |
RETURN | 0.196 | 0.710 | −0.706 | −0.006 | 3.153 | 12971 |
DUAL | 0.261 | 0.439 | 0 | 0 | 1 | 12971 |
OWNERSHIP | 0.357 | 0.148 | 0.091 | 0.339 | 0.743 | 12971 |
BOARD | 2.137 | 0.204 | 1.609 | 2.197 | 2.708 | 12971 |
IDR | 0.374 | 0.053 | 0.333 | 0.333 | 0.571 | 12971 |
MGTSHARE | 0.134 | 0.201 | 0 | 0.002 | 0.681 | 12971 |
(一)基本实证结果与分析
1.人才引进政策与高管薪酬业绩敏感性
表3列示的是基于模型(1)的回归结果,其中第(1)列仅包含人才引进政策发布哑变量和行业、年份、城市固定效应;第(2)列在第(1)列基础上加入公司经济特征控制变量;第(3)列在第(2)列基础上加入公司治理控制变量。
(1) | (2) | (3) | |
LNPAY | LNPAY | LNPAY | |
POLICY | 0.066*** | 0.059*** | 0.058*** |
(2.960) | (2.904) | (2.855) | |
ROA | 2.671*** | 2.388*** | 2.512*** |
(10.214) | (10.103) | (10.496) | |
POLICY×ROA | −0.802** | −0.621** | −0.603** |
(−2.514) | (−2.230) | (−2.176) | |
ABH | −0.085* | −0.094** | |
(−1.761) | (−1.971) | ||
SIZE | 0.269*** | 0.272*** | |
(21.145) | (21.353) | ||
RVOL | −0.060 | 0.007 | |
(−0.450) | (0.052) | ||
MTB | 13.093*** | 13.603*** | |
(3.127) | (3.255) | ||
LEV | −0.024 | −0.058 | |
(−0.346) | (−0.847) | ||
SOE | 0.004 | −0.016 | |
(0.132) | (−0.490) | ||
CASH | 0.326*** | 0.351*** | |
(4.138) | (4.498) | ||
INCOME_CH | −0.050*** | −0.048*** | |
(−4.144) | (−3.998) | ||
RETURN | −0.037*** | −0.041*** | |
(−3.095) | (−3.442) | ||
DUAL | 0.001 | ||
(0.051) | |||
OWNERSHIP | −0.334*** | ||
(−4.295) | |||
BOARD | 0.085 | ||
(1.383) | |||
IDR | −0.431** | ||
(−2.129) | |||
MGTSHARE | −0.174*** | ||
(−2.924) | |||
CONSTANT | 13.513*** | 7.819*** | 7.848*** |
(151.750) | (29.093) | (26.638) | |
Year/Industry/City | YES | YES | YES |
调整后R2 | 0.276 | 0.456 | 0.465 |
N | 12971 | 12971 | 12971 |
注:t值根据公司个体进行聚类稳健性标准误处理。*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。下文同。 |
回归结果表明,在加入相关控制变量和控制固定效应后,ROA与高管薪酬显著正相关,这说明企业业绩确实与高管报酬相挂钩,与现有文献的发现相一致。我们所关心的交乘项POLICY×ROA的系数显著为负(5%的显著性水平),表明在企业所在地政府发布人才引进政策后,高管薪酬业绩敏感性随之下降,这一结果验证了经理人市场机制对业绩型薪酬契约的替代治理作用。
2. 稳健性检验
为证明主要回归结果的稳健性,我们还进行以下一系列检验:
第一,替换衡量企业业绩的指标。表3的主回归结果中,本文采用ROA作为企业业绩指标的度量,在此我们将其分别替换为ROE和EPS,替换后的交乘项系数仍显著为负,结果保持稳健(篇幅所限未具体列出)。
第二,加入公司固定效应。为避免公司层面的遗漏变量问题引发的内生性问题,我们在模型(1)中加入公司层面的固定效应并重新回归。无论是以ROA、ROE还是EPS衡量业绩,加入公司固定效应后结果都保持稳健(篇幅所限未具体列出)。
第三,主回归中所用人才引进政策发布时间均按照各地首次发布相关意见的日期来确定,相较于具体管理办法的出台日期,前者发布的时间更早、最早引起关注。鉴于管理办法涉及政策实施的具体操作,我们在此亦采用人才引进政策管理办法出台的日期重新定义政策发布日(POLICY_BF)并对模型(1)再次回归,主要结果如表4中Panel A所示,保持稳健。
Panel A 以政策管理办法出台定义政策发布 | |||
选取的业绩衡量指标 | (1) | (2) | (3) |
以ROA衡量 | 以ROE衡量 | 以EPS衡量 | |
POLICY_BF | 0.068*** | 0.060*** | 0.065*** |
(3.295) | (3.018) | (3.194) | |
ROA(ROE,EPS) | 2.550*** | 1.191*** | 0.306*** |
(11.595) | (11.973) | (11.898) | |
POLICY_BF×ROA(ROE,EPS) | −0.908*** | −0.455*** | −0.112*** |
(−3.543) | (−3.479) | (−3.877) | |
Control | YES | YES | YES |
Year/Industry/City | YES | YES | YES |
调整后R2 | 0.465 | 0.464 | 0.465 |
N | 12971 | 12971 | 12971 |
Panel B “伪政策发布日” | |||
选取的“伪政策发布日” | (1) | (2) | (3) |
POLICY_1 | POLICY_2 | POLICY_3 | |
POLICY_Pseudo | −0.002 | 0.008 | 0.004 |
(−0.135) | (0.448) | (0.200) | |
ROA | 2.303*** | 2.263*** | 2.270*** |
(12.231) | (12.252) | (12.511) | |
POLICY_Pseudo×ROA | −0.489 | −0.115 | −0.246 |
(−1.645) | (−0.375) | (−0.740) | |
Control | YES | YES | YES |
Year/ Industry/ City | YES | YES | YES |
调整后R2 | 0.464 | 0.464 | 0.464 |
N | 12971 | 12971 | 12971 |
Panel C 加入城市宏观经济控制变量 | |||
选取的业绩衡量指标 | (1) | (2) | (3) |
以ROA衡量 | 以ROE衡量 | 以EPS衡量 | |
POLICY | 0.054*** | 0.057*** | 0.063*** |
(2.682) | (2.979) | (3.155) | |
ROA(ROE,EPS) | 2.515*** | 1.211*** | 0.310*** |
(10.506) | (11.252) | (10.898) | |
POLICY×ROA(ROE,EPS) | −0.597** | −0.385*** | −0.096*** |
(−2.156) | (−2.842) | (−3.055) | |
GDP_CH | −0.339** | −0.325** | −0.344** |
(−2.088) | (−1.998) | (−2.155) | |
BUDGET_INCOME | −0.058** | −0.059** | −0.064** |
(−2.029) | (−2.073) | (−2.257) | |
Control | YES | YES | YES |
Year/Industry/City | YES | YES | YES |
调整后R2 | 0.465 | 0.464 | 0.465 |
N | 12971 | 12971 | 12971 |
第四,为排除人工判断政策发布日期的误差及时间趋势导致本文主要结果的可能,我们以所确定政策发布年度的前一年(POLICY_1)、前两年(POLICY_2)、前三年(POLICY_3)作为“伪政策发布日”(POLICY_Pseudo),并对模型(1)重新进行回归。表4中Panel B的结果表明,“伪政策发布日”后,所在地企业的高管薪酬业绩敏感性并未显著下降。可见,我们所确定的各地人才引进政策的发布时间是相对准确的,本文的实证结果也确实是由人才引进政策发布所致,而非时间趋势下的自然结果。
最后,考虑到部分城市在制度环境、经济发展、其他基础设施方面的差异使其在人才吸引中具备天然优势,且这些城市的本地经理人市场发展可能原本就相对成熟,因此存在部分城市样本主导本文结果的可能,这将有损本文结论的可拓展性。为此我们首先在模型(1)中加入城市宏观经济控制变量GPD_CH(GDP同比变化)和BUDGET_INCOME(地方财政收入同比变化)控制城市层面随时间变化的经济发展水平变量并重新回归,表4 Panel C中的结果中,交乘项均显著为负。其次我们删除注册地在北京、上海、广州和深圳(四大一线城市)的上市公司并重新回归,交乘项仍显著为负(篇幅所限未在表中列出)。因此本文结果仍保持稳健,并非部分经济较为发达的城市样本主导本文结果所致。
(二)进一步分析:人才引进政策与高管变更业绩敏感性
我们在进一步分析中排除“管理者权力观”下可能产生的替代性假说,并试图探究企业应用外部经理人市场机制来监督和约束高管的具体路径。
如前所述,企业高管并未独立于高管薪酬契约的制定过程(权小锋等,2010),探究人才引进政策对高管薪酬契约的影响无法忽视管理者权力观在其中的可能作用。首先,当企业所在地政府以各类经济补助和政策优惠吸引外地人才后,本地经理人市场的人才供应随之提升。外来人才的涌入对在位高管形成竞争威胁,表现不佳高管被解聘的风险上升(Ali等,2019),这可能进一步刺激高管短视心理,高管利用自身权力攫取个人利益、侵占公司财富的动机被激化(DeFond和Park,1997)。其次,人才引进政策的发布在充裕企业人力雇佣资金的同时,一定程度上减轻企业的异地招聘成本,这将提高企业的总体薪酬预算,为高管的薪酬寻租行为提供更多空间。因此对于人才引进政策后企业高管薪酬业绩敏感性的降低,存在如下竞争性解释:在“管理者权力观”下,人才引进政策使得经理人谋取个人私利的动机和空间加强,扭曲后的高管薪酬契约呈现出高管薪酬业绩敏感性的进一步弱化。
为排除这一替代性假说,我们对人才引进政策与高管变更业绩敏感性的关系进行检验,理由如下:倘若本地经理人市场在人才引进政策后得到长足发展,董事会将拥有更多的经理候选人以供选择,同时用以评价在位高管业绩表现的信息将更为全面和准确。此时董事会运用经理市场机制替代原有业绩薪酬型激励的可能路径就是更多地采取代理权变更的方式对高管进行监督约束,伴随高管薪酬业绩敏感性指标弱化的是高管变更业绩敏感性的强化。相反在“管理者权力观”下,高管会通过直接或间接的方式扭曲业绩评价,比如选择有利于抬高自身议价空间的同行可比公司作为业绩参考,或者直接操纵业绩以完成本期业绩目标(Bizjak,2011;Bennett等,2017;Dikolli等,2018)。那么涉及企业业绩评价的高管薪酬业绩敏感性和高管变更业绩敏感性都将难以摆脱经理人的干涉,二者会呈现同步弱化的特征。
为此,我们构建如下Logit回归模型,其中若上市公司的总经理或董事长发生强制性变更,则变量TURNOVER取1,否则为0;解释变量PERFORMANCE分别以ROA、ROE、EPS度量。TURNOVER与PERFORMANCE交乘项的系数反映高管变更业绩敏感性,系数越负表明高管变更业绩敏感性越强,最终结果在表5中进行列示。
选取的业绩衡量指标 | (1) | (2) | (3) |
TURNOVER | TURNOVER | TURNOVER | |
以ROA衡量 | 以ROE衡量 | 以EPS衡量 | |
POLICY | 0.136 | 0.107 | 0.151 |
(0.972) | (0.779) | (1.069) | |
ROA(ROE,EPS) | −3.690*** | −1.486*** | −0.295* |
(−3.685) | (−3.074) | (−1.862) | |
POLICY×ROA(ROE,EPS) | −3.167** | −1.399** | −0.487** |
(−2.332) | (−2.129) | (−2.126) | |
CONSTANT | −1.679 | −1.610 | −1.850 |
(−1.494) | (−1.423) | (−1.608) | |
Control | YES | YES | YES |
Year/Industry/City | YES | YES | YES |
Pseudo R2 | 0.037 | 0.035 | 0.034 |
N | 12970 | 12970 | 12970 |
$ \begin{aligned} Logit(TURNOVER{)}_{i,t}= & {\beta }_{0}+{\beta }_{1}\times POLIC{Y}_{i,t}+{\beta }_{2}\times PERFORMANC{E}_{i,t} +{\beta }_{3}\times \\ & POLICY\times PERFORMANC{E}_{i,t}+\beta \times {Controls}_{i,t}\\ &+{\gamma }_{i}+{\mu }_{t}+{\eta }_{i}+{\epsilon }_{i,t} \end{aligned} $ | (2) |
表5中,在以ROA、ROE和EPS分别衡量企业业绩时,POLICY×PERFORMANCE的系数均显著为负(5%的显著性水平),说明人才引进政策发布后,企业的高管变更业绩敏感性得到强化。这一结果驳斥了本文主回归结果中观察到的高管薪酬业绩敏感性弱化是高管滥用手中权力导致的扭曲性结果。因此,人才引进政策确实能起到完善本地经理人市场机制的作用,其中代理权变更威胁是董事会诉诸的主要路径,并借此替代业绩型薪酬制度来对高管进行激励和约束。
(三)横截面检验
前文结果表明,所在地政府发布人才引进政策后,本地经理人市场的完善令董事会倾向于运用代理权变更约束高管并减少对业绩型薪酬契约的依赖,从而使高管薪酬业绩敏感下降而高管变更业绩敏感性得到强化。究其原因,业绩型薪酬契约在“管理者权力观”下的失真和扭曲才使其被日益成熟的外部经理人市场所替代。因此我们预期,人才引进政策后经理人市场机制对业绩型薪酬契约的替代效应会在不同企业中产生差异,具体地,当原有业绩型薪酬契约失效的可能性更高时,董事会有更强的动机转向经理人市场机制;假若业绩型薪酬契约在其他治理机制在位的保障下得以有效实施,企业未必有动力转而寻求外部的经理人市场制度以监督约束高管,我们也就难以观察到人才引进政策下高管薪酬业绩敏感性的弱化与高管变更业绩敏感性的强化。为此我们从其他治理机制对企业高管薪酬契约有效性影响的角度出发,分别从独董比例、是否由四大事务所审计和分析师跟踪数三个维度加以分析检验。
1.独立董事、人才引进政策和高管薪酬契约
独立董事制度作为具有较高独立性的内部治理机制,承担着咨询和监督两大职责,但关于该项制度是否有效仍存在较大争议(罗进辉,2014)。倘若独立董事未能起到应有的咨询和监督职能,业绩型薪酬契约制度也就难以实现最优的激励效果,此时董事会更有动力选择替代性的经理人市场机制。本文根据上市公司董事会中独董比例的高低进行分组检验,对高管薪酬业绩敏感性和高管变更业绩敏感性的回归结果见表6中Panel A。可以看到,独董比例低的公司在当地政府发布人才引进政策后,高管薪酬业绩敏感性弱化和高管变更业绩敏感性强化的结果都更显著,而高独董比例组的交乘项系数则无统计显著性。所以,难以发挥独立董事治理作用的企业更可能转而依赖外部的经理人市场制度对在位高管进行约束。
Panel A 独董比例分组 | ||||
(1) | (2) | (3) | (4) | |
LNPAY | TURNOVER | |||
独董比例高 | 独董比例低 | 独董比例高 | 独董比例低 | |
POLICY | 0.067** | 0.060** | 0.216 | 0.096 |
(2.297) | (2.158) | (1.054) | (0.508) | |
ROA | 2.213*** | 2.847*** | −4.231*** | −2.856* |
(7.477) | (9.044) | (−2.907) | (−1.914) | |
POLICY×ROA | −0.470 | −0.806** | −1.624 | −5.009** |
(−1.350) | (−2.081) | (−0.841) | (−2.546) | |
Control | YES | YES | YES | YES |
Year/Industry/City | YES | YES | YES | YES |
N | 5963 | 7008 | 5962 | 7008 |
Panel B 四大审计分组 | ||||
(1) | (2) | (3) | (4) | |
LNPAY | TURNOVER | |||
由四大审计 | 由非四大审计 | 由四大审计 | 由非四大审计 | |
POLICY | 0.155** | 0.057*** | 0.410 | 0.092 |
(1.990) | (2.758) | (0.518) | (0.632) | |
ROA | 3.153*** | 2.415*** | −4.315 | −3.804*** |
(3.628) | (9.937) | (−0.760) | (−3.710) | |
POLICY×ROA | −1.184 | −0.667** | 8.044 | −3.661*** |
(−1.028) | (−2.362) | (1.078) | (−2.724) | |
Control | YES | YES | YES | YES |
Year/Industry/City | YES | YES | YES | YES |
N | 949 | 12022 | 888 | 12022 |
Panel C 分析师跟踪数分组 | ||||
(1) | (2) | (3) | (4) | |
LNPAY | TURNOVER | |||
分析师跟踪多 | 分析师跟踪少 | 分析师跟踪多 | 分析师跟踪少 | |
POLICY | 0.044 | 0.052** | 0.017 | 0.179 |
(1.326) | (2.033) | (0.072) | (0.993) | |
ROA | 2.569*** | 1.534*** | −3.545** | −2.670* |
(7.012) | (5.908) | (−2.410) | (−1.828) | |
POLICY×ROA | −0.145 | −0.691** | −2.414 | −3.819** |
(−0.344) | (−2.066) | (−0.929) | (−2.097) | |
Control | YES | YES | YES | YES |
Year/Industry/City | YES | YES | YES | YES |
N | 6233 | 6738 | 6231 | 6737 |
2.审计师、人才引进政策和高管薪酬契约
高声誉会计师事务所意味着更高的审计质量(DeFond和Zhang,2014),此时股东和董事会能掌握更为相关、可靠的财务信息,能从改善业绩指标衡量的角度更好地评价高管能力水平和努力程度,进而约束管理者自利行为。我们预期,较高的财报质量降低了企业内部信息不对称,因此当上市公司由高质量事务所审计时,高管在人才引进政策刺激下产生的短视心理被遏制,此时业绩型薪酬契约制度尚能取得差强人意的效果,被外部经理人市场机制替代的可能性有所降低。本文按上市公司是否四大会计师事务所审计进行分组检验,回归结果见表6中Panel B。可以看到,当上市公司由非四大事务所审计时,地方政府发布人才引进政策后高管薪酬业绩敏感性和高管变更业绩敏感性分别进一步弱化和强化,而由四大审计的分组则无以上结果。故由非四大会计师事务审计的公司可能面临较差的内部信息环境,也就有更强烈的意愿转向外部趋于完善的经理人市场机制。
3.分析师跟踪、人才引进政策和高管薪酬契约
分析师是资本市场中重要的信息传递者和提供者,在减少企业内外部信息不对称、提高资本市场配置效率方面起着重要作用(Schipper,1991;方军雄,2007)。当上市公司高管的诸多薪酬乱象引发外界讨论时,分析师跟踪数多公司的高管薪酬更有可能受到资本市场的关注,进而发挥其外部监管的作用,业绩型薪酬契约制度的有效性有所保障,企业诉诸于外部经理人市场机制的意愿并不强烈。本文按上市公司分析师跟踪数多少进行分组检验,回归结果见表6中Panel C。表中结果显示,地方政府发布人才引进政策后,分析师跟踪数较多的分组未见明显的高管薪酬业绩敏感性降低和高管变更业绩敏感性上升,分析师跟踪数较少的分组则观察到交乘项系数值的显著下降。以上结果验证了分析师作为外部治理方在监督高管行为、缓解代理问题中的有效作用,当企业的分析师跟踪数较少时,企业在监督约束高管时更可能启用外部经理人市场机制替代内部业绩型薪酬契约制度。
五、研究结论与启示近年间不断加码的城市间“抢人大战”持续吸引着社会各界的关注,各地政府出台的各类人才引进政策呈现出大范围、多形式、多层次的竞争性局面。已有研究表明城市层面的人才引进政策能激活区域创新、鼓励企业研发投入和研发人员招聘(孙鲲鹏等,2021;钟腾等,2021),我们的研究则将关注点转向人才引进政策对本地微观企业高管薪酬契约的影响。本文的实证结果揭示,在地方人才引进政策发布后,经理人市场机制会一定程度上替代企业内部业绩型薪酬契约对高管的激励和约束作用,呈现出高管薪酬业绩敏感性的弱化。产生这一结果的原因在于企业和董事会忌惮高管内部的权力影响,而成熟的经理人市场制度则能通过竞争威胁、信息传递和声誉机制三种路径对在位高管进行约束,顺势部分取代原有业绩型薪酬契约制度的治理作用。在替换业绩衡量指标、加入企业固定效应、改变政策确定标准、考虑时间趋势因素、加入城市宏观经济控制变量和删除四大一线城市后,上述结果仍保持稳健。进一步分析中,人才引进政策后高管变更业绩敏感性的显著上升驳斥了人才引进政策激化高管短视心理而导致高管薪酬业绩敏感性弱化的替代性假说。横截面分析中,上述现象在独立董事比例低、由非四大事务所审计和分析师跟踪数低的分组中更加显著。
本文的政策启示在于:(1)分割和孱弱的经理人市场被视为阻碍中国企业高质量发展和治理改善的重要制度性因素,我们的研究表明,在户籍制度逐步放松的大背景下,地方政府相继实施的人才政策有助于经理人市场的快速成长,从而对企业治理产生重要的影响。(2)在社会发展日益复杂化的当下,各项改革措施需要以全局、动态的视角加以统筹谋划,不能“毕其功于一役”,需要重视改革措施和现有制度之间的协同集成效应。我们的研究表明,旨在吸引更多人才的地方政府人才政策会对辖区企业的治理产生重要冲击。
本文的不足与展望在于:(1)我们关注的是地方人才引进政策对企业高管薪酬契约的影响,主要聚焦于所在地政府发布人才引进政策后对高管薪酬业绩敏感性的弱化。事实上,高管薪酬契约是一个十分复杂的研究话题,本文并未对高管薪酬契约的支付形式和具体考核指标进行异质性区分。在高管薪酬契约有效性的研究话题内,未来研究也可从超额薪酬、薪酬差距等方面进行深入探讨。(2)在样本选择方面,本文仅限于选定的24个主要城市,未能穷尽样本期间内发布人才引进政策的所有国内城市,未来学者们可以对此进行补充,以进一步提高本文结论的可靠性与可拓展性。
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