企业异质性视角下高管薪酬激励对社会责任的影响研究

金顺姬 司愉婷 何 微

(昆明理工大学管理与经济学院，昆明 650093)

0 引 言

高管作为高级职业经理人，负责企业日常经营活动。高管能通过实施可持续战略决定企业的社会责任行为[1]。根据代理理论，因所有者与经营者之间存在信息不对称，高管的决策存在一定的私利动机。目前我国高管薪酬方案主要为货币激励，良好的高管激励机制能缓解代理问题，还能引导高管的决策行为。高管激励机制能使经营者与所有者利益保持一致，有利于高管积极履行社会责任，推动企业可持续发展[2]。

现实经济活动中，企业存在明显的异质性特征，会使高管薪酬与社会责任披露关联性有偏差，高管激励机制无法在日常经营中发挥最佳效果，亦无法敦促高管积极履行社会责任。本文结合生产效率、内部控制、行业属性、市场竞争环境等因素在企业异质性视角下全面探讨高管薪酬激励与社会责任披露相关性。

1 文献综述及研究假设

1.1 高管薪酬激励对社会责任披露的影响分析

基于委托代理框架，委托人通过薪酬激励使受托人努力实现企业价值最大化，但企业高管在日常经营中往往会掺杂私利动机，企业可以为高管提供有效补偿，以减轻代理问题，进而改善企业的社会绩效及社会地位[3]。

虽然我国出台了督促上市公司披露社会责任信息的政策，但大多企业为应规披露，极少企业自发披露。并且，高管薪酬与企业社会责任具有明显的利益连同效益，当企业外部环境复杂且未达到受托人的薪酬激励预期时，高管会减少社会责任承担，更倾向强化直观的财务指标以获取额外奖励及委托人的认同[4]。

企业调整薪酬合同能促进高管主动承担风险、积极履行企业社会责任，这一现象在高治理水平企业中更显著[5]。高管薪酬激励能正向影响企业的决策行为、社会责任履行水平与企业社会责任绩效。基于以上分析，提出假设1。

H1：高管薪酬激励水平越高，企业社会责任披露水平越高。

1.2 企业异质性视角下高管薪酬激励对社会责任披露的影响分析

企业异质性指企业间存在规模、资本密集度、所有权、人力资本、组织方式等差异使企业生产效率不同，企业为重污染行业时承受的风险及风险管理能力也不同。内部控制是风险管理的重点，对企业生产效率影响极大，治理良好的企业呈现更高社会责任披露水平。本文归纳企业异质性特征采用企业生产效率、内部控制、行业属性、市场竞争环境等方面的差异指标。

1.2.1 生产效率差异

生产效率是重要的内部因素。高效率企业的高管会自觉做出有利于企业长期发展的经营决策[6]；而低效率企业的高管经营决策时容易受到不同动机的影响，企业只能通过财务激励约束高管。

高管薪酬激励会影响管理决策、战略动机及企业的社会责任绩效。基于马斯洛需求层次理论，只有达到高管预期薪酬他们才愿意考虑社会责任、个人声誉及企业发展。低效率企业的绩效普遍较低，高管对薪酬不满，社会责任的履行与披露也不够尽责。基于以上分析，提出假设2a。

H2a：相比高生产效率企业，低生产效率企业高管薪酬激励水平越高社会责任披露水平越高。

1.2.2 内部控制差异

内控水平较高的企业能有效约束高管的私利动机，因此治理良好的企业社会责任履行以及披露水平更高。若企业治理水平较低，高管在日常经营中易掺杂自身获取利益动机，而不注重企业的社会责任履行。基于以上分析，提出假设2b。

H2b：相比高内部控制企业，低内部控制企业中高管薪酬激励水平越高，社会责任披露水平越高。

1.2.3 行业属性差异

重污染企业高管普遍认为环保投资挤占生产成本，会降低企业绩效和薪酬水平。因此，对重污染企业高管提供更好的薪酬激励才能提高其环保投资积极性、企业社会责任披露水平，促进企业可持续发展。基于以上分析，提出假设2c。

H2c：相比非重污染企业，重污染企业高管薪酬激励水平越高社会责任披露水平越高。

1.2.4 市场竞争环境差异

市场竞争是外部有效治理机制，影响企业经营策略。根据波特成本领先战略，若想获得长期优势或长期利润，高管应积极履行社会责任、推动企业可持续发展。

市场竞争环境影响企业履行社会责任。在高竞争环境下高管业绩压力大，无暇顾及企业的长期发展与履行社会责任行为；加强财务激励能避免短期盈利行为、提高其社会责任披露积极性，利于传递公司积极信息、树立良好形象、提高企业声誉并得到投资者青睐而改善公司绩效，有利于敦促高管提高社会责任披露信息质量。根据以上分析，提出假设2d。

H2d：企业面临的市场竞争压力相对较大时高管薪酬激励水平越高，社会责任披露水平越高。

2 研究设计

2.1 研究样本选取

本文选取2013—2018年发布社会责任报告的A股上市公司为初始样本，依据规则进行筛选：剔除金融业上市公司；剔除ST公司及数据缺失的样本；为避免极值影响模型准确性，对变量在1%分位点上下用winsorize做缩尾处理。最终用于研究的样本为3 030个观测值。数据来源于润灵环球企业社会责任评级(RKS)数据库和万德数据库。

2.2 变量定义

2.2.1 被解释变量

本文的被解释变量为社会责任披露水平。其衡量指标采用润灵环球责任评级数据库中对上市公司CSR报告的评级得分，评分越高则社会责任信息披露水平越高。

2.2.2 解释变量

本文的解释变量为高管薪酬。高管薪酬一般分为货币薪酬和股权激励，因我国上市公司大多数未将股权激励作为主要高管薪酬，本文参考国内文献，以货币激励，即公司前三名高管的薪酬总额取对数，为高管薪酬的代替变量。该指数越高则高管薪酬越高。

2.2.3 分组变量

本文分组的变量包括生产效率、内部控制、行业属性等。

生产效率(TFP)：本文借鉴Schoar的计算思路[7]，采用Cobb-Douglas生产函数；产出水平为当年主营业务收入和平均存货总增加额，资本投入为当年固定资产平均额，劳动力投入为现金流量表中“支付给职工及为职工支付的现金”和平均应付职工薪酬总增加额，中间产品等投入为现金流量表中“购买商品、接受劳务支付的现金”和平均应付账款总增加额。产出水平为因变量，资本投入、劳动力投入、中间产品等投入为自变量，控制行业和时间效应并进行回归分析，得到的残差为全要素生产效率(TEP)。根据TEP值的中位数将样本划分为高效率企业(TEP=1)和低效率企业(TEP=0)。

内部控制(InterC)：内部控制影响公司生产效率。本文选取迪博数据库中内控指数来测量企业的内控质量，以中位数为基准，高于中位数即高内控企业组为1，反之即低内控企业组为0。

行业属性(IND)：借鉴汤亚莉等的行业分类[8]，结合环保部出台的重污染行业划分标准与2012年中国证监会颁布的《上市公司行业分类指引》，将样本企业划分为重污染行业(IND=1)和非重污染行业(IND=0)。

市场竞争环境(PCM)：该变量选用勒纳指数测量，该指数越大则企业市场竞争压力越小。参考傅传锐等的研究[9]，使用竞争指数的中位数将样本划分为低竞争环境组及高竞争环境组。竞争指数低的分组是高竞争环境为1，否则为0。

2.2.4 控制变量

本文根据文献选取的控制变量有：资产负债率(Lev)；企业规模(Size)，采用企业期末总资产的自然对数表示；资产营业收入转化率(Turn)，采用企业当年营业收入除以平均资产总额表示；经营活动现金流(CFO)，采用经营活动产生的现金流量除以资产总额表示；两职合一(Dual)，表示方式为董事长兼任总经理时取1，否则为0；董事会规模(Board)，采用董事会总人数取对数表示；高管总数量(Mnum)；第一大股东持股比例(CR1)，采用第一大股东持股数量除以总股数表示；披露意愿(VOL)，以自愿披露取1，否则为0表示；企业性质(SOE)，以国有企业取1，否则取0表示。

2.3 模型构建

为了对本文提出的5条假设进行检验，构建如下模型：

CSR=a0+β1Lnpay+β2Lev+β3Size+β4Turn+β5CFO+β6Dual+β7Board+β8Mnum+β9CR1+β10VOL+β11SOE+ε

(1)

为检验假设1，本文主要在式(1)中关注高管薪酬(Lnpay)显著性和系数的正负方向。若系数为正则表明高管薪酬能提高企业社会责任披露水平。检验假设2a至2d，本文按生产效率(TFP)、内部控制(InterC)、行业属性(IND)、市场竞争环境(PCM)等因素，将样本企业分组后，进行回归分析。

3 实证分析

3.1 描述性统计

表1为主要变量的描述性统计结果。其中，社会责任信息披露水平(CSR)均值为41.08，介于最小值22.54与最大值76.07之间，这表明不同企业社会责任披露水平差异较大。但高管薪酬(Lnpay)的均值为14.61，标准差为0.70，且最大值、最小值之间的差异不大，这表明企业高管薪酬差异较小。

表1 主要变量描述性统计

3.2 多元回归分析

3.2.1 回归结果

全样本分析及异质性视角下的回归结果如表2所示。基于此表数据验证H1、H2a和H2b。

如表2的第1列所示，高管薪酬与社会责任的回归系数在1%水平上显著正相关，表明企业的社会责任披露水平与高管薪酬成正比，H1得到了验证。各组分析结果的最大VIF值均未超过3，排除变量之间多重共线性问题。

表2 高管薪酬激励与社会责任披露：生产效率及内部控制

使用表2回归结果的第2列和第3列求证假设2a。如表2的第2和第3列所示，高生产效率及低生产效率样本群中，高管薪酬与社会责任披露水平各在5%及1%水平上显著正相关；而资产周转率(Turn)在高生产效率样本中在1%水平上显著正相关，在低生产效率样本中仅在10%水平上显著正相关。表明在经营过程或提升企业风险管理效率、提高社会信任等方面，低生产效率企业高管不如高生产效率企业高管，因此应加强财务激励促进高管履行社会责任披露义务。假设2a基于以上分析结果得到了验证。

如表2的第4和第5列所示，高内控及低内控样本群中，高管薪酬与社会责任披露水平分别呈现在10%以及1%水平上显著正相关。说明高质量的内部控制能约束高管。因此低质量内控企业应不断通过财务激励促进高管履行社会责任披露义务。基于以上分析结果，假设2b得到了验证。

行业属性及市场竞争视角下的回归结果如表3所示，基于此表数据验证假设2c和2d。

如表3的第1及第2列所示，重污染样本中高管薪酬与社会责任披露水平在1%水平上显著正相关，而非重污染样本群中无显著性。说明重污染企业只有通过增加高管薪酬才能提升高管环保投资行为的积极性和企业经济绩效。假设2c得到了验证。

表3 高管薪酬激励与社会责任披露：行业属性及市场竞争

如表3的第3及第4列所示，高竞争组中高管薪酬激励与企业社会责任在1%水平上呈现显著性，而在低竞争组中则在5%水平上显著。表明外部竞争环境也是影响高管披露社会责任的要素之一，高竞争环境中更明显。企业面对较大的竞争压力时，加大高管的激励强度能提高企业的社会责任披露水平。假设2d得到了验证。

3.2.2 进一步分析：产权性质分组分析

我国上市公司多由国有企业改制，产权性质也发生变化。政府为国有企业避免竞争建立了有效的保护机制，利于其壮大规模、获得长期利润，因此国有企业的社会责任报告信息披露质量也相对较高。产权性质视角下的回归结果见表4。

表4 高管薪酬激励与社会责任披露：产权性质

如表4的第1及第2列所示，国有企业和非国有企业高管薪酬系数均在1%水平上显著。说明高管薪酬激励在国有、非国有企业中敏感性均较高，在我国混合所有制经济改革环境中，经济改革为非国有企业也注入了新的发展活力，政府对企业社会责任信息披露政策的宣传及规范实施使社会责任在经济主体中得到了更高的关注，社会责任信息披露的企业更多，质量也得到了提升。

3.2.3 稳健性检验

为检测研究结果的稳健性，本文参照郭雪萌等的研究[10]，以高管前三名薪酬总额平均值取对数来代替高管薪酬解释变量，重新进行全样本和分组回归分析。各项分析结果均与正文的回归结果一致。

4 结论与启示

本文尝试性地将企业异质性作为调节变量，对高管薪酬激励与社会责任披露相关性进行了实证检验。研究结果表明：①生产效率高的企业中，高管薪酬激励与社会责任披露在5%水平上显著，而在低生产效率企业中其相关性在1%水平上显著，说明高管薪酬财务激励效果在低生产效率企业中更明显；②在低内控企业中，高管薪酬激励与社会责任披露在1%水平上显著，相反在高内控企业中显示无相关，高管薪酬财务激励效果在低内控企业才会发挥作用；③在是否重污染企业分组中，仅在重污染企业发现了1%水平上的显著性；④在高低竞争企业分组中，分别在5%及1%水平上显著，说明高竞争企业高管薪酬财务激励效果更加明显。

根据上述研究结论，本文得到如下启示：第一，应提高企业的生产效率及企业内控质量，不畏竞争压力合法合规运营，才能使企业积极履行社会责任；第二，对于从事污染行业的企业，应加强环保制度约束及社会责任披露的硬性要求。在企业经营状态不理想时，如生产效率低、内控质量差、市场竞争激烈、企业属于重污染行业需加强环保投入等，应加强高管薪酬激励以约束高管行为。因此，在高管管理中应结合企业异质性条件，正确制定高管薪酬激励方案，敦促高管积极履行社会责任。