高管薪酬监督博弈与独立董事有效性研究

高 塬, 马连福

(1.南开大学 中国公司治理研究院,天津 300071; 2.南开大学 商学院,天津 300071; 3.天津财经大学 会计学院,天津 300222)

上市公司管理层巨额薪酬问题屡见不鲜，这不仅关乎投资者的利益，也关乎分配公平问题。代理理论指出管理层基于自身利益出发，利用监督者的信息劣势获取高额薪酬，造成代理成本上升[1]。同时，错配的薪酬契约也会导致激励机制失效，降低管理层承担经营风险的意愿[2]。为了制约管理层的自利行为，不少研究基于董事会独立性特征探讨薪酬监督问题，研究结果呈现出了不一致的现象[3,4]。甚至有学者指出独立董事是上市公司的“花瓶”[5]。独立董事是否真正发挥了作用？研究表明独董可能委婉表达意见[6]，比如以非否定的语气表达意见，从而避免矛盾产生[7]。

独立董事在决定高管薪酬过程中扮演何种角色？不少学者尝试将基于静态结构特征的董事会独立性研究拓展至董事会监督过程研究。比如陈运森和谢德仁基于董事网络探讨外部资源信息获取对于公司价值的提升作用[8]，易志高等基于媒体监督的视角探讨管理层的信息操控行为以及独立董事失效的根源[9]，也有学者基于董事会会议频率考察董事履职强度[10,11]，或者结合非正式层级考察董事会治理机制[12]。研究表明，独立董事的监督离不开信息保障。然而，现有研究缺乏对独立董事内部沟通网络的剖析和建模，难以基于过程视角打开董事会的“黑箱”。本文借助数学建模和博弈分析，试图突破已有研究欠缺对独立董事监督行为动态分析的局限。此外，本文辅以实证检验，试图解构影响监督有效性的核心机制——独立董事信息共享机制。实证结果表明：独立董事的信息共享降低了高管薪酬水平，而管理层权力抑制了信息共享的治理效应。研究揭示了独立董事监督的路径，刻画了董事会内部沟通网络，为上市公司制定有效的薪酬契约和约束管理者行为提供了启示。

1.1 管理者自利行为与高管薪酬

管理层权力指管理层基于决策自主权，对决策、执行过程乃至公司治理监督过程的影响能力[13]。已有研究对于薪酬契约的有效性存在最优薪酬契约理论和管理者权力理论两个理论框架[14]。前者认为将高管收益与公司业绩进行绑定可以实现对高管的有效激励，以激励替代监督[15]。然而，薪酬契约本身也存在成为代理问题的风险[16]。Cornelli等指出，强化薪酬激励有效性的关键是明确管理者贡献与真实业绩的相关性[17]，这种相关性需要薪酬监督者增强对高管日常工作情况以及公司财务信息的了解[18,19]。

现有研究从薪酬形式、产权性质以及薪酬攀比等方面探讨管理者施加的影响[20～22]。这些研究显示，薪酬制定过程体现了管理层与董事会的博弈[23～25]，信息的获取对于薪酬契约的有效性具有关键性的影响。操控信息是高管自利行为的重要途径[9]。参与薪酬制定的独立董事能否充分掌握公司内部信息，对于抑制管理者自利行为具有重要的意义。然而，现有研究对独立董事获取信息的充分性和路径仍需完善，为此本文尝试从独立董事信息共享机制切入。

1.2 独立董事有效性与信息共享

通过影响CEO的薪酬安排间接影响公司未来业绩，是独立董事履职、维护股东利益的重要内容。现有研究主要从独立性、信息获取和提供能力、履职强度三个方面探讨了独立董事的有效性。但独立董事与CEO的复杂关系会降低其监督有效性[26,27]，这也凸显了董事会静态结构研究的局限。信息获取和提供能力是影响独立董事发挥作用的关键[28,29]，处于网络中心的董事有助于吸收更多的信息[8]。不过，任职网络难以衡量独立董事的信息交互效果，兼职行为也会分散其精力。近年来，学者们开始从动态视角考察独立董事的履职强度，验证了董事参会频率对公司价值的影响[10,11]。但这类研究选取的变量存在局限，仍需加以完善。

通过分析董事会的内部沟通网络，可以构建信息共享指标。独立董事对薪酬相关信息的整合过程如下[10]：首先独董收集、甄别并形成独立监督信息，经过汇总(图1-①的全部独董)或者独自(图1-②的独董1)与内部董事进行监督。其中的关键在于“是否汇总独立监督信息”这一环节。具体过程如下：

图1 董事会信息传递结构

1.3 独立董事参会与高管薪酬监督博弈

参会次数的增多促进了董事会沟通[30]。独立董事能够事先获取会议内部材料，增强了对高管工作内容、工作能力、决策内容的了解[31,32]。董事会周期性的会议促进了双方交流和协调，降低信息不对称。沟通行为有效抑制了因高管的信息操控或沟通不足导致的信息评估偏差[33]。

图3 内部董事与Mi名独董的监督博弈

(1)～(Mi)中内部董事减少了私有收益；
(0)及(0’)～(Mi’)中内部董事未减少私有收益。

Π减少=Π(1)+Π(2)+…+Π(Mi)

=ξ·[1-(1-η)Mi]·Pr-ξ·η·Mi·Ω

(1)

同理可知第i次会议内部董事不减少私有收益的总体期望为:

Π不减少=Π(0)+Π(0′)+Π(2′)+Π(3′)+…+

Π(Mi′=ξ·(1-η)Mi·Pr)

(2)

Π全年=T·ξ·Pr-T·ξ·η·Ω+

(3)

假设1独立董事信息共享水平升高能有效降低高管薪酬水平。

1.4 管理层权力的调节效应

基于现有研究，高管可能从三方面对独立董事的薪酬监督进行干预。首先，高管能够通过控制董事会议事主题回避董事的监督重心。管理层不仅对于公司对外信息披露有一定的决断权，在内部经营事务上也掌握主导权，从而引导董事会议题。高管会对信息披露过程有选择的进行干预，借助“软”信息的披露管理来谋取私利[9]。其次，高管可能压制董事会意见表达。研究发现，董事会存在非正式层级，造成成员地位上出现差异，并且影响成员的互动沟通行为[12]。地位高的成员往往能够贯彻自己的意见，迫使地位低的成员服从和接受其领导。研究发现，董事会地位差异会降低公司投资效率[35]。研究还发现，独立董事表达不同意见后离职的风险加大[36]。最后，管理层存在与独立董事合谋的可能性，从而影响独立董事监督动机并降低基于信息共享的监督有效性。比如研究发现“董事超额薪酬”与CEO薪酬正相关[4]。自2001年开始，证监会、国资委等部门下发了一系列文件，旨在通过制度基础增强独立董事的有效性，引导独立董事增强监督积极性，其实践结果有待进一步验证，这也契合本文进行研究的初衷。基于以上分析提出以下假设：

假设2管理层权力会弱化独立董事信息共享水平对高管薪酬的监督效力。

2.1 样本选取与数据来源

证监会自2004年起要求上市公司披露独董出席会议情况，参考杜兴强等的研究[36]，本文以2004至2018年沪深两市A股上市公司为样本，并采取以下处理：(1)剔除金融类公司样本；
(2)剔除数据缺失的观测值；
(3)对主要连续变量在1%和99%水平进行Winsorize处理以减少异常值影响。数据采集自国泰安和CCER数据库，共19274个观测值。

2.2 主要变量定义

被解释变量为高管薪酬水平(lnSalary)，以排名前三的高管薪酬对数表示。

调节变量为管理层权力(Dual)，以董事长总经理两职兼任情况表示。

控制变量包括董事会规模(Boardsize)，会议次数(Meeting)，股权结构(TopShare)，资产负债率(Lev)，公司规模(lnAsset)，公司性质(State)，盈利能力(ROA)。

2.3 计量模型设定

除了数理模型对假设1的初步验证，本文还结合实证方法对假设进行全面的检验。假设1需要验证信息共享(Sharing)升高会降低高管薪酬水平，为此设定回归模型为：lnSalary=β0+β1×Sharing+β2×Control+ε。

假设2需要验证管理层权力与信息共享指标的交乘项显著性，回归模型为：lnSalary=β0+β1×Sharing+β2×Dual+β3×Sharing×Dual+β4×ROA+β5×Control+ε。其中Control表示控制变量，ε为随机误差。

实证结果部分先介绍描述性统计结果，随后以回归模型验证的两个主要假设，最后进行稳健性检验。

3.1 描述性统计

表2报告了主要变量的描述性统计结果。从总体上看，lnSalary均值为13.941，标准差为0.812，与陈运森和谢德仁的统计结果近似(13.68，0.739)[8]，而最小值和最大值略大于其统计结果区间，显示样本量的扩大以及年份的更新。Sharing均值为181.278，最大值为798，最小值为36，显示不同公司之间独董的信息共享水平差距明显。Dual均值为0.223，显示仅有约23%的观测值存在两职兼任现象。其余控制变量与罗进辉等统计结果近似[5]，显示样本符合客观现实并满足随机抽样要求，具有较为广泛的代表性。

表2 主要变量描述性统计

另外，各变量通过了Pearson相关性检验。lnSalary与Sharing、Dual显著相关，并且各变量之间的相关性系数全部在0.6以下(最大为0.443)，不存在多重共线性问题。

3.2 回归结果

表3报告了假设1、假设2的回归结果，回归方程显著(p<0.01)，调整R2约0.4，解释力度较强。(1)中Sharing与lnSalary显著负相关(系数为-0.000，t值为-3.802)，验证了假设1的理论分析和数理模型结论，显示信息充分共享的独立董事监督有效性增强。同时，会议次数与lnSalary显著正相关，这显示数理模型在预测lnSharing和会议频率的函数关系上的准确性，使假设1得到数理模型与实证回归结果的交互验证。(2)较(1)加入Dual作为控制变量，系数显著为正，说明管理层权力升高了高管薪酬水平，与已有文献结果相似。(3)为(2)基础上加入Sharing与Dual的交乘项，以验证管理层权力的调节效应。结果显示交乘项系数为正且显著，Sharing保持系数为负且显著，说明管理层权力的介入弱化了独立董事信息共享对高管私有收益的监督和约束能力。从调整R2看，(3)较(2)有所升高，说明调节效应具有较强的解释力度。假设2得到验证。

表3 独立董事信息共享对高管薪酬回归结果

3.3 稳健性检验

除了数理模型与回归模型(1)的交互验证，本文采用了多种方法检验回归模型的稳健性：①替换解释和被解释变量。②替换解释变量。③使用t+1期被解释变量。④考虑到2008年前后上市公司经历经济环境的较大波动，截取该时点以后的数据进行检验。假设1、假设2均通过验证。篇幅所限，正文不再赘述。

4.1 结论

本文聚焦董事会内部沟通网络，基于独立董事信息共享机制探讨高管薪酬契约的监督效果。研究发现，独立董事相互之间通过共享信息有效降低了高管薪酬水平。同时，管理者权力对独立董事信息共享机制的监督效力起到调节作用，具体表现为随着管理者权力的增强，独立董事信息共享对于高管薪酬的约束作用被弱化，这一结果说明信息共享机制的监督有效性依赖于制度基础对管理者权力的限制。为展示独立董事信息共享过程本文建立了数理模型，并基于董事会监督博弈分析信息共享对管理者自利行为的约束过程。以上研究支撑了以下理论认知：独立董事之间的沟通机制是提升董事会绩效的关键。在确保监督个体独立性的基础上，完善相互沟通管道，凝聚监督群体的力量，是有效治理的关键。本文发展了基于履职强度的董事会成员行为强度研究，将体现价值判断的独立董事监督信息与其行为强度结合分析，阐明了缓解董事会信息不对称的重要途径。

4.2 启示

基于上述研究，本文获得两点启示：首先，通过完善独立董事行业规范增强其履职专业性，保障董事会现有沟通架构被充分利用，并且推动跨公司独立董事行业交流迈向实质建设。2018年修订后的《上市公司治理准则》进一步强调独立董事出席会议的重要性。独立董事的工作内容复杂度高、影响深远。充分的沟通和交流有助于独立董事对监督重心和范围、处理方式等形成共识，强化监督标准、手段和底线。其次，应加强独立董事与中小股东的沟通。通过构建独立董事与中小股东直接沟通平台，强化其监督动机。股东性质的差异导致了监督需求的不同。只有增强独立董事对中小股东的代表性，才能促进其聚焦核心监督信息。