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制定合理的高管薪酬契约、抑制高管代理问题是独立董事工作的重要内容。《上市公司治理准则》(证监发〔2002〕1号)规定:“上市公司董事会可以按照股东大会的有关决议,设立战略、审计、提名、薪酬与考核等专门委员会。专门委员会成员全部由董事组成,其中审计委员会、提名委员会、薪酬与考核委员会中独立董事应占多数并担任召集人。”信息是独立董事的决策基础,独立董事履职效果的高低取决于其掌握信息的数量与质量(Adams和Ferreira,2007),高管薪酬契约的合理制定同样需要建立在独立董事掌握足够信息的基础上。然而在实际履职过程中,独立董事群体却面临着信息供应不足的困境(Brooks等,2009;杨有红和黄志雄,2015)。独立董事主要通过参加董事会会议获取企业真实信息,但董事会会议信息的供应却由高管掌控,高管出于寻租动机会隐藏甚至歪曲真实信息,这削弱了独立董事在高管薪酬制定方面的话语权(Jensen和Murphy,1990;Brooks等,2009;杨有红和黄志雄,2015)。
参加股东大会为独立董事获得更多企业真实信息提供了可能的渠道。《中华人民共和国公司法》(下称《公司法》)第一百条规定:“股东大会应当每年召开一次年会。有下列情形之一的,应当在两个月内召开临时股东大会:(一)董事人数不足本法规定人数或者公司章程所定人数的三分之二时;(二)公司未弥补的亏损达实收股本总额三分之一时;(三)单独或者合计持有公司百分之十以上股份的股东请求时;(四)董事会认为必要时;(五)监事会提议召开时;(六)公司章程规定的其他情形”;第一百零二条规定:“单独或者合计持有公司百分之三以上股份的股东,可以在股东大会召开十日前提出临时提案并书面提交董事会。”除控股股东外,大量中小投资者也会参加股东大会,由于在地理区域、利益立场、知识背景等方面存在差异,其对公司经营的理解也不尽相同,掌握的信息能够相互补充印证。尽管股东大会通常只是审议已有决策,但中小股东对议案的提问以及股东之间的交流甚至否决议案的过程也会产生螺旋式的信息溢出。更重要的是,受政策规定制约,独立董事仅能通过现场参会的方式参加股东大会,因此独立董事能够与投资者面对面交流或见证投资者与企业内部人的交流。现场交流的主要优势在于信息的传递途径更加立体化,可以通过有声语言和非语言符号提高信息传递效率,便于参会者获得信息、解读信息①。
高管薪酬契约设计的基本规则是薪酬与业绩挂钩(Jensen和Murphy,1990),但这一政策会诱发高管操纵盈余以追求更高个人薪酬的行为(Watts和Zimmerman,1978)。高管操纵企业盈余的动机在于追求更高的个人薪酬,操纵能力则来自信息优势地位(孔东民等,2013)。独立董事获得企业真实信息有助于其识别并纠正高管的盈余操纵行为,并对潜在的盈余操纵行为产生震慑作用。独立董事获得企业真实信息有助于评估高管真实绩效,最终抑制高管代理问题,降低高管薪酬,促进高管薪酬回归理性。
本文检验了独立董事参加股东大会与高管薪酬水平的关系,并按照独立董事的信息获取能力进行了区分检验,发现独立董事参加股东大会能够获得更多企业真实信息并据此降低高管薪酬;相比于其他类型独立董事,处于第二任期的独立董事、担任薪酬委员会委员的独立董事和具有财务会计专业背景的独立董事参加股东大会能够获取更多的高管薪酬信息,对高管薪酬的抑制作用更强。此外,本文还检验了独立董事在股东大会上获取的真实信息降低高管薪酬的机制,发现股东大会信息通过减少高管的盈余操纵行为而降低了高管薪酬。本文在创造性地使用股东大会召开当天的天气状况作为工具变量后,该结果依然存在。
本文的研究意义在于识别了一项独立董事获取信息的新渠道,并验证这条信息渠道的有效性,并在以下方面可能存在创新:(1)通过独立董事参加股东大会的独特视角,论证了掌握真实信息有助于提高独立董事监督效果的推测,相比于以往通过模型推导和问卷调查间接论证信息与独立董事履职之间关系的研究(Brooks等,2009;Masulis和Zhang,2019),本文的证据更为直接;(2)证明了独立董事参加股东大会能够获得包括高管薪酬信息在内的企业真实信息,参加股东大会能够帮助独立董事摆脱对高管的信息依赖,是降低企业代理问题的有效手段,为监管部门相关规定的合理性提供了证据支持,具有较强的政策意义;(3)丰富了高管薪酬影响因素的研究,为理解企业高管薪酬契约的形成和治理、保护投资者利益提供了新思路。
余文内容安排如下:第二部分为文献综述,第三部分为理论分析,第四部分为研究设计,第五部分为实证结果与分析,第六部分为结论与政策建议。
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信息能够降低个体和组织决策的不确定性,提高决策质量(Shannon,1948)。企业真实信息由内部人掌控,因而独立董事的履职效果很大程度上取决于高管的信息供应能力和供应意愿(Fama和Jensen,1983)。遗憾的是,高管往往出于寻租动机而刻意隐瞒、歪曲信息,独立董事甚至需要放弃部分独立性以换取高管的信息供应,独立董事的治理效果最终是在独立性和信息之间权衡的结果(Adams和Ferreira,2007)。
薪酬契约是解决高管代理问题的核心机制,却也成为代理问题的主要体现和高管寻租的必然结果(Bebchuk和Fried,2003;吴育辉和吴世农,2010)。调查显示,88.3%的受访独立董事认为抑制高管薪酬是独立董事的主要工作,且自己有能力影响高管薪酬的制定(Brooks等,2009)。然而,独立董事制定合理的高管薪酬契约及监督薪酬契约的执行必须建立在掌握企业真实信息的基础上。
董事会规模越大,越能够容纳更多经验丰富的独立董事,这些独立董事的信息获取能力较强,掌握更多的信息有助于独立董事抑制高管攫取超额薪酬的自利行为(李延喜等,2007)。独立董事履职所需信息可以通过董事网络进行传播,网络中心度高的独立董事能够掌握更多的关于高管薪酬契约制定与考核的信息,进而能够提高其在制定高管薪酬事项上的话语权和高管薪酬契约的有效性(陈运森和谢德仁,2012)。兼职是独立董事个人声誉和专业能力的体现,独立董事偏爱距离较近,声誉相对更高的企业,会更积极地参加这些企业的董事会会议,自然也能从这些企业获得更多信息,提高薪酬契约的有效性(全怡和陈冬华,2016)。相比于异地独立董事,国有企业中的本地独立董事能够更密切地关注高管代理行为,能够更便利地实地调研企业运作,掌握更多真实信息,抑制高管超额薪酬,增加高管薪酬—业绩敏感性(罗进辉等,2018)。当独立董事网络中心度较高时,独立董事之间能够迅速以较低成本传递包括CEO薪酬在内的信息,这些信息将会成为其调整CEO薪酬时的参考(Barnea和Guedj,2007)。信息对决策的基础性影响不仅体现在决策相关信息的增加能够提高独立董事监督高管薪酬契约的力度,更体现在信息的减少将削弱独立董事的监督效果。董事会构成的多样性可能在内部产生亚群体并导致组织断裂,组织断裂会阻碍独立董事之间的信息交流,降低互信程度。信息鸿沟的产生会降低独立董事的监督力度,导致CEO获得更高的超额薪酬(Van等,2018)。
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独立董事能否获取企业真实信息首先取决于高管的信息供应意愿和企业信息透明度的高低。唐清泉和罗党论(2006)的调查显示,78%的受访独立董事认为公司关键信息向独立董事自由流动是发挥独立董事作用的基本前提,65%的受访独立董事认为企业高管设置的议题背景资料难以真正理解。杨有红和黄志雄(2015)对中国资本市场独立董事履职状况的调研结果显示,仅有40.8%的企业会在董事会会议召开前一周将董事会议案信息送到独立董事手中,57.7%的企业未与独立董事沟通开会时间。即使在相对成熟的国外资本市场,也同样存在高管限制独立董事自由获取信息的现象。Brooks等(2009)发现,绝大部分受访独立董事认同企业CEO是自己最重要的信息来源这一说法,但CEO同时也是自己履职过程中最大的信息障碍。
从外部信息环境来看,独立董事任职企业的信息透明度越高、信息获取渠道越多,独立董事越能以低成本获得更多真实信息,进而提高履职效果。陈宏辉和贾生华(2002)研究发现,高管有目的地信息歪曲和非欺骗性地信息误导会影响独立董事的决策和判断。提高独立董事治理效率的有效途径在于鼓励独立董事前往企业开展现场办公,保证独立董事能够掌握与决策有关的企业内部信息。分析师承担着解读企业信息的重任,跟踪分析师较多的企业信息透明度也较高,这些企业的独立董事能够以更低的成本获取内部信息,进而对企业绩效产生积极作用(牛建波和赵静,2012)。独立董事的网络位置能够使其充当企业间的信息桥梁,网络中心度较高的独立董事能够获得相对更多的关于治理行为和企业投资的信息,因而能够有效监督经理人非效率投资(陈运森和谢德仁,2011)。当企业跟踪分析师数量较少、信息环境较差时,独立董事凭借其网络位置在不同企业间传递信息的作用会更强(陈运森和郑登津,2017),这说明独立董事自身获得的信息能够有效弥补外部信息不透明带来的不足。规模较小或较少召开董事会会议的企业信息不对称程度较高,但本地独立董事能够凭借其本地社会网络和实地走访获得真实信息,降低企业股价崩盘风险(董红晔,2016)。
独立董事能否获得企业真实信息还受自身信息获取能力的影响。任期较长的独立董事参加了相对更多的董事会会议、股东大会,能够在长期任职过程中逐步加深对高管经营风格、企业特征以及商业环境等的理解,这些企业特质信息都将成为独立董事的职业经验,进而有助于独立董事理解并获取更多真实信息(Vafeas,2003;陈冬华和相加凤,2017;Huang和Hilary,2018)。相比于其他类型独立董事,具有财务会计专业背景的独立董事能够更好地理解并掌握企业盈余相关信息,有效提高企业盈余质量(胡奕明和唐松莲,2008;黄海杰等,2016)。当与任职上市公司同处一地时,具有财务会计专业背景的独立董事的信息获取能力和信息优势更加明显,更能够通过本地社会网络获取私有信息,降低企业股价崩盘风险(董红晔,2016;赵放等,2017)。独立董事与企业地理距离越近,参加会议越便利,越能够通过实地调研获得企业软信息,提高企业财务信息质量(张洪辉等,2019)。上述研究表明,特定类型的独立董事在理解和掌握企业财务信息方面具有相对优势,并能将信息优势转化为较好的治理效果。
关于独立董事信息获取与高管薪酬之间关系的话题虽已有广泛探讨,但在信息获取渠道方面,现有研究大多从企业外部信息环境(牛建波和赵静,2012)、具有财务会计专业背景独立董事(赵放等,2017)、董事网络(陈运森和谢德仁,2011)、高管为独立董事提供信息(唐清泉和罗党论,2006)等方面展开,并不直接、客观。本文发现独立董事通过参加股东大会可以直接获得企业真实信息,这一观点更具客观性,在政策建议上也更具可操作性。
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企业剩余索取权与剩余控制权的分离形成了委托代理问题(Jensen和Meckling,1976)。合理的薪酬契约能够有效激励并约束高管,实现企业价值最大化(Jensen和Murphy,1990)。与此同时,企业内外部的信息不对称为高管寻租提供了契机,高管薪酬反而成为代理问题的一部分。独立董事制度因此成为公司治理的重要机制之一,以进一步约束高管寻租行为,监督薪酬契约的执行(Fama和Jensen,1983)。独立董事发挥公司治理作用离不开充分可靠的信息,而现实中高管是最主要的信息提供者,高管提供的信息并不总是真实和完整的。因此,帮助独立董事拥有更多获取企业真实信息的渠道显得尤为重要。
股东大会为独立董事客观获得企业真实信息提供了一个不错的场景。首先,相比于董事会会议,股东大会的包容性较强,无论股东持股多少,均有法定权利参加。更重要的是,参会股东代表着不同利益群体,在知识背景、信息储备、地理区位、利益诉求、风险偏好等方面存在差异,其对企业经营状况和高管薪酬契约的理解也不尽相同。众多异质性股东之间的审议、交流、讨论,对高管的提问和交流对话会暴露企业真实经营状况并产生螺旋式的信息溢出(Matsumoto等,2011)。其次,会议主持人介绍议案和相关人员回答股东提问时的肢体语言和神情、语气也能够传递议案之外的信息(谢德仁和林乐,2015)。最后,除个人股东外,股东大会还会有一定数量的机构投资者、中介机构和律师事务所参加,参会人员的多元化为溢出更多企业真实信息提供契机。参会独立董事能够从中了解更多企业真实状况,获得那些“只可意会,难以言传”的软信息(谭劲松和林雨晨,2016),进而对企业实际经营状况进行合理评判(Cheng等,2016)。
从传播学的角度来看,现场的面对面沟通使得信息传递方式更加立体化,人们可以通过有声语言和非语言符号进行信息传递,进而有利于信息的传递交流。语言沟通的优势在于交流具有对称性、情境性和及时性特征,交流双方能够通过互动方式及时传递、补充信息,从而对特定话题或其他话题进行深入解读②。相比于有声语言,非语言符号传递的信息更加丰富。首先,非语言符号能够影响信息接收者的思考能力和思考深度,尤其当信息接收者信息渠道受限时,这种现象更加明显。其次,现场的非语言符号具有暗示功能。信息接收者如果对信息发布者的身体姿势持负面看法,则会导致接收者拒绝信任该消息(Briñol等,2007)。最后,非语言符号通过影响信息接收者的思考方式而影响信息传递效果。如与面带微笑的说话者接触的人更可能产生积极态度,而与皱眉的说话者接触的人更可能产生消极态度(Burgoon等,1990;Ottati等,1997)。在人际交往中,非语言符号传递的信息比重能够达到65%(Birdwhistell,1970)。因此,独立董事现场参加股东大会能够获得大量新增信息。
独立董事参加股东大会能够获得更多企业真实信息。企业股东大会一般在总部所在地召开,独立董事前往参加,缩短了其与上市公司的地理距离。这有助于独立董事尤其是异地独立董事实地观察企业经营状况、办公状况等,增加其对企业真实状况的了解,降低信息不对称程度(罗进辉等,2018)。聆听众多异质性股东的讨论能够使独立董事了解企业整体经营状况,增加独立董事的实务经验。结合已掌握信息和参加股东大会获得的真实信息,独立董事能够加深对上市公司内外部环境、高管努力程度和能力边界的认识,进而有助于独立董事形成新认识、新观点。当股东大会信息溢出量一定时,信息接收能力越强的独立董事,获取的真实信息越多。信息获取能力较强的独立董事能够更好地理解并掌握企业相关议案内容(Huang和Hilary,2018)、准确获取股东讨论、传递的潜在信息。因此,独立董事参加股东大会能够获得企业真实信息,且其信息获取能力越强,获得真实信息越多。
独立董事掌握企业真实信息有助于评估高管薪酬契约的合理性并及时进行调整。高管薪酬契约包含多项较为复杂的子契约,如薪酬结构、薪资行情、绩效情况、激励工具和考核标准等(陈运森和谢德仁,2012)。在不同地理区域和不同时期甚至需要考虑薪酬与在职消费之间的替代关系(陈冬华等,2010)。高管薪酬契约的重要性和复杂性要求独立董事对高管能力、企业经营状况、行业状况乃至宏观经济形势具有深刻认识。从独立董事的角度看,参加股东大会能够使其掌握更多真实信息,改善信息劣势地位,这有助于准确评估高管的能力边界和努力程度,从而制定更加符合实际的薪酬契约。从高管的角度看,独立董事现场办公能够对高管产生警示作用。高管之所以能够进行权力寻租,其动机和能力来自于信息优势地位,当高管预期到独立董事参加股东大会能够获得真实信息时,便会在一定程度上约束自己的寻租行为,降低权力寻租程度。基于以上分析,本文提出如下假说:
H1:独立董事参加股东大会能够获得更多企业真实信息并据此降低高管薪酬,提高高管薪酬合理性。
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本文选择2012−2017年在上海证券交易所上市的企业作为研究对象。原因在于应证监会要求,上市公司自2012年开始统一披露独立董事参加股东大会的情况,且只有在上海证券交易所上市的企业详细披露了每位独立董事参加历次股东大会的详细数据。本文还按以下标准对样本进行了筛选:(1)剔除金融行业上市公司;(2)剔除ST公司;(3)剔除缺失值样本;(4)剔除含有任期超过6年的独立董事的公司−年样本。经过上述处理后,最终得到4246个公司−年样本。为避免异常值影响,本文对所有连续变量在1%和99%分位进行缩尾处理。本文的独立董事参加股东大会的数据来自手工整理,其他变量来自CSMAR数据库,统计软件为Stata 14.0。
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参考杨德明和赵璨(2012)的研究,本文使用高管超额薪酬衡量高管薪酬合理性,首先使用模型(1)进行回归,得到的残差即为高管超额薪酬(ABPAY),进而将高管超额薪酬作为被解释变量置于模型(2)进行检验。
$$ \begin{split} Salar{y_{i,t}} =& {\alpha _0} + {\alpha _1}Siz{e_{i,t}} + {\alpha _2}Le{v_{i,t}} + {\alpha _3}RO{A_{i,t}} + {\alpha _4}RO{A_{i,t - 1}} + {\alpha _5}SO{E_{i,t}} \\& + {\alpha _6}Dua{l_{i,t}} + {\alpha _7}Boar{d_{i,t}} + {\alpha _8}MShar{e_{i,t}} + Year + Ind + \varepsilon \end{split} $$ (1) $$ \begin{split} ABPA{Y_{i,t}} =& {\alpha _0} + {\alpha _1}AttendRat{e_{i,t}} + {\alpha _2}Siz{e_{i,t}} + {\alpha _3}Le{v_{i,t}} + {\alpha _4}RO{A_{i,t}} + {\alpha _5}Dua{l_{i,t}} + {\alpha _6}Boar{d_{i,t}} \\& + {\alpha _7}Ind{e_{i,t}} + {\alpha _8}Top{\textit{1}_{i,t}} + {\alpha _9}Balanc{e_{i,t}} + {\alpha _{10}}SO{E_{i,t}} + {\alpha _{11}}Big{\textit{4}_{i,t}} + {\alpha _{12}}M{B_{i,t}} \\& + {\alpha _{13}}Zone + {\alpha _{14}}MShar{e_{i,t}} + {\alpha _{15}}MFe{e_{i,t}} + {\alpha _{16}}Personally + {\alpha _{17}}Directorships \\& + {\alpha _{18}}IndeSalary + Year + Industry + {\varepsilon _{i,t}}\\[-13pt] \end{split} $$ (2) 模型(1)中,Salary为企业薪酬最高的前三位高管薪酬总额的自然对数,Size为企业年末总资产的自然对数,Lev为企业债务水平,ROA为企业年度总资产回报率,SOE为企业产权性质,Dual为两职合一情况,Board为企业董事会人数,MShare为管理层持股比例,通过分年度、分行业回归,预测高管超额薪酬(ABPAY)。
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本文解释变量AttendRate的计算方法为首先计算每位独立董事实际参加股东大会次数占当年应参加股东大会次数的比例,然后再计算所有独立董事出席会议比例的平均值。本文样本中剔除了当年离职的独立董事个体,仅保留12月31日在任的独立董事个体,并在此基础上构建解释变量③。
关于独立董事出席股东大会的政策规定,《公司法》第一百五十条规定:“股东会或者股东大会要求董事、监事、高级管理人员列席会议的,董事、监事、高级管理人员应当列席并接受股东的质询。”《上市公司股东大会规则(2016 年修订)》(证监会公告〔2016〕22 号)第二十六条规定:“上市公司召开股东大会,全体董事、监事和董事会秘书应当出席会议,经理和其他高级管理人员应当列席会议。”但证监会、上交所和深交所并未规定独立董事缺席股东大会的处理办法。从现实情况来看,上述法规的相关内容并非硬性规定,独立董事参加股东大会仍属于自愿行为。此外,独立董事不需要在股东大会上进行表决,因此其参加股东大会的形式只有现场参会和缺席会议两种形式,不包括委托出席和网络出席。
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参考已有研究(杨德明和赵璨,2012;周泽将等,2018;马惠娴和佟爱琴,2019),本文选取如下控制变量:企业规模(Size)、债务水平(Lev)、盈利能力(ROA)、两职合一(Dual)、董事会规模(Board)、独立董事比例(Inde)、第一大股东持股比例(Top1)、股权制衡度(Balance)、国有企业(SOE)、国际四大会计师事务所(Big4)、市值账面比(MB)、企业区位(Zone)、高管持股比例(MShare)、管理费用率(MFee)、独立董事亲自参加董事会会议的频率(Personally)、独立董事兼职董事席位数量(Directorships)以及独立董事薪酬(IndeSalary)。具体变量定义见表1。
表 1 变量定义
变量 定义 Salary 薪酬最高的前三位高管薪酬总额的自然对数 ABPAY 使用模型(1)预测出的高管超额薪酬 AttendRate 所有独立董事当年实际参加股东大会次数占当年应参加股东大会次数的均值 Size 企业年末总资产的自然对数 Lev 总负债/总资产 ROA 息税前利润/〔(期初总资产+期末总资产)/2〕 Dual 若企业董事长兼任总经理时取值为1,否则为0 Board 企业董事会人数 Inde 企业独立董事人数占董事会人数比例 Top1 第一大股东持股比例 Balance 第二到第十大股东持股比例之和/第一大股东持股比例 SOE 当公司的终极控股股东为各级国资委、国有法人、政府及其相关行政机构时取值为1,否则为0
Big4 企业审计机构为国际四大所时取值为1,否则为0 MB 市值账面比 Zone 地区虚拟变量,当企业总部位于沿海地区时取值为0,否则为1 MShare 高管持股比例 MFee 管理费用/营业收入 Personally 独立董事亲自参加董事会会议的频率 Directorships 独立董事兼职董事席位数量 IndeSalary Ln(独立董事年度津贴+1) Year 年度控制变量 Industry 行业控制变量 -
表2报告了主要变量的描述性统计结果。高管超额薪酬的均值为0,最小值为−2.143,最大值为1.949;独立董事平均参加了62.5%的股东大会;企业规模自然对数的均值为22.650,负债水平均值为48.6%,盈利水平均值为3.5%,均处于合理区间。其余变量的统计结果未发现异常,不再赘述。
表 2 描述性统计
变量 样本量 均值 标准差 最小值 P25 中位数 P75 最大值 ABPAY 4246 0 0.565 −2.143 −0.364 0.005 0.363 1.949 AttendRate 4246 0.625 0.330 0.000 0.333 0.667 1.000 1.000 Size 4246 22.650 1.390 19.671 21.702 22.483 23.538 26.547 Lev 4246 0.486 0.205 0.072 0.331 0.486 0.641 0.927 ROA 4246 0.035 0.049 −0.148 0.011 0.030 0.058 0.189 Dual 4246 0.165 0.371 0.000 0.000 0.000 0.000 1.000 Board 4246 8.938 1.778 3.000 8.000 9.000 9.000 18.000 Inde 4246 0.371 0.051 0.333 0.333 0.333 0.400 0.571 Top1 4246 0.290 0.183 0.001 0.149 0.286 0.424 0.742 Balance 4246 0.960 1.104 0.035 0.222 0.554 1.233 5.807 SOE 4246 0.583 0.493 0.000 0.000 1.000 1.000 1.000 Big4 4246 0.098 0.297 0.000 0.000 0.000 0.000 1.000 MB 4246 1.885 1.863 0.182 0.720 1.338 2.299 11.388 Zone 4246 0.339 0.474 0.000 0.000 0.000 1.000 1.000 MShare 4246 0.022 0.079 0.000 0.000 0.000 0.001 0.544 MFee 4246 0.092 0.085 0.008 0.042 0.071 0.110 0.566 Personally 4246 0.928 0.210 0.000 0.952 1.000 1.000 1.000 Directorships 4246 1.982 0.716 1.000 1.333 2.000 2.400 4.000 IndeSalary 4246 10.711 1.889 0.000 10.706 11.002 11.290 12.378 -
表3报告了独立董事参加股东大会与高管超额薪酬之间关系的回归结果。AttendRate的回归系数为−0.119,在1%水平上显著。这说明独立董事参加股东大会能够获得更多企业真实信息,进而有利于约束高管代理行为,降低高管超额薪酬,假说H1得到验证。控制变量均符合预期,不再赘述。
表 3 独立董事信息获取与高管超额薪酬
变量 ABPAY AttendRate −0.119*** (−3.117) Size −0.025 (−1.509) Lev 0.092 (0.953) ROA −0.035 (−0.110) Dual −0.005 (−0.128) Board −0.004 (−0.424) Inde −0.403 (−1.329) Top1 0.014 (0.138) Balance 0.040*** (2.782) SOE 0.033 (0.823) Big4 0.145** (2.248) MB −0.006 (−0.524) Zone −0.257*** (−7.262) MShare −0.227 (−1.233) MFee 0.400* (1.676) Personally −0.034 (−0.583) Directorships 0.042** (2.134) IndeSalary 0.021*** (3.022) Constant 0.577 (1.399) 年度固定效应 控制 行业固定效应 控制 N 4246 Adj. R2 0.061 注:括号内为经公司层面聚类调整的t值,***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。 -
参考罗进辉等(2018)的研究,本文将高管前三名薪酬总额替换为“董事、监事和高管前三名薪酬总额”以及“董事、监事和高管薪酬总额”,重新预测高管超额薪酬(ABPAY1和ABPAY2)。表4列(1)、列(2)的结果显示,无论使用何种指标衡量高管薪酬,独立董事参加股东大均能够显著抑制高管超额薪酬,提高高管薪酬合理性。
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《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》(证监发〔2001〕102号)规定:“如因独立董事辞职导致公司董事会中独立董事所占的比例低于本《指导意见》规定的最低要求时,该独立董事的辞职报告应当在下任独立董事填补其缺额后生效。”故较多企业中存在一定数量的任期大于6年的独立董事。考虑到存在超期独立董事的企业经营情况存在特殊性,前文检验中剔除了该类样本。在稳健性检验部分,本文将该部分超期独立董事重新纳入样本进行检验。表4列(3)的回归结果与表3的结果一致,表明本文结果未受样本选择的影响。
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从前文所述《公司法》第一百条的规定来看,在企业经营状况出现较大变动的年份,上市公司会召开更多股东大会,高管薪酬也会受到影响。因此高管薪酬的降低可能并非独立董事的作用,而是股东大会本身使然。为排除该替代性解释,本文使用两种方法进行重新验证。一是以当年仅召开了一次股东大会的企业为样本;二是仍使用全样本,但在模型中加入当年股东大会次数变量(Sharemeeting)。结果如表4列(4)、列(5)所示。表4列(4)为当年仅召开了一次股东大会的样本,AttendRate的回归系数为−0.116,在10%水平上显著;列(5)加入当年股东大会次数变量(Sharemeeting),AttendRate的回归系数为−0.113,在1%水平上显著。该结果说明本文结论不受股东大会召开次数的影响。
表 4 稳健性检验
变量 替换高管超额薪酬指标 未剔除超期独立董事 排除股东大会次数的影响 下年度高管超额薪酬 ABPAY1
(1)ABPAY2
(2)ABPAY
(3)ABPAY
(4)ABPAY
(5)ForwardABPAY
(6)Attendrate −0.150*** −0.136*** −0.113*** −0.116* −0.113*** −0.121*** (−3.733) (−3.557) (−2.961) (−1.680) (−2.992) (−2.896) Sharemeeting 0.007 (0.824) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Year/Industry 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 4246 4246 4528 718 4246 4206 Adj. R2 0.043 0.056 0.061 0.083 0.061 0.111 注:括号内为经公司层面聚类调整的t值,***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著;限于篇幅,未报告控制变量结果,资料备索。 -
为解决潜在的逆向因果问题,本文使用下年度的高管超额薪酬(ForwardABPAY)作为被解释变量重新验证。回归结果如表4列(6)所示,本文假说H1仍然成立。
本文进一步借鉴Han等(2018)的研究,采用上市公司所在地的天气状况作为独立董事参加股东大会的工具变量④,运用两阶段最小二乘法排除逆向因果问题的干扰。具体的,本文首先确定样本期内企业历次股东大会的召开日期,再精确识别会议召开当天当地的天气状况。若当天最高气温大于37摄氏度、最低气温小于0摄氏度或降水量大于10mm,则将当天定义为不利天气。若企业当年召开股东大会时遭遇了不利天气,则工具变量Weather取值为1,否则为0。表5列(1)的回归结果显示,Weather的回归系数为−0.071,在1%水平上显著。这说明若企业当年召开股东大会时遭遇不利天气,则独立董事参加股东大会的频率会显著降低。列(2)的回归结果显示,使用第一阶段计算的原解释变量估计值替代原解释变量后,独立董事参加股东大会能够显著降低高管超额薪酬,本文结论不受逆向因果问题的干扰。
表 5 稳健性检验:工具变量回归与内生性处理
变量 工具变量回归 PSM检验 遗漏变量 AttendRate
(1)ABPAY
(2)ABPAY
(3)ABPAY
(4)Weather −0.071*** (−6.605) AttendRate −0.545* (−1.934) Cragg−Donald Wald F statistic 51.434*** Anderson canon. corr. LM statistic 51.344*** AttendRate −0.115*** (−2.766) AttendRateRE −0.122*** (−3.136) Controls 控制 控制 控制 控制 Year/Industry 控制 控制 控制 控制 N 4246 4246 2278 4173 Adj. R2 0.093 0.013 0.073 0.061 注:括号内为经公司层面聚类调整的t值,***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著;限于篇幅,未报告控制变量结果,资料备索。 -
企业高管薪酬和独立董事参加股东大会的决策均内生于公司治理。本文参考Hoi等(2019)的研究,采用倾向得分匹配法控制潜在的自选择问题。首先按照独立董事参加股东大会频率的高低进行排序并划分为三等分,将频率最高的1/3数据赋值为1,最低的1/3数据赋值为0。然后将参会频率较高的样本与参会频率较低的样本进行匹配,规则为1比1无放回抽样,卡尺距离为0.01。匹配得到的结果为独立董事参会频率的倾向得分较高,但实际参会频率却较低的样本。匹配后的回归结果如表5列(3)所示,仍然支持本文假说。
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借鉴Kim等(2014)的研究,本文使用残差法控制遗漏变量问题。第一阶段首先使用影响独立董事参加股东大会的因素进行分年度回归并提取残差。本文选择企业上年度资产规模(LagSize)、上年度资产负债率(LagLev)、上年度总资产回报率(LagROA)、上年度董事会规模(LagBoard)、上年度独董兼职数量均值(LagDirectorships)、上年度企业上市年限(LagList)作为控制变量。第二阶段将第一阶段求得的残差⑤作为解释变量重新回归,结果如表5列(4)所示,上文结论仍然成立。
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为进一步验证独立董事参加股东大会能够获得更多企业真实信息,进而有助于抑制高管超额薪酬的假设,本文按照独立董事任期长度进行区分,若当年独立董事任期大于3年则划分为长任期,小于3年则划分为短任期。这里的逻辑在于,任期较长的独立董事对企业经营状况、管理层能力、经营风格有着更深刻的理解,信息获取能力较强(陈冬华和相加凤,2017;Huang和Hilary,2018),其参加股东大会能够获得更多企业真实信息,进而更有效地抑制高管薪酬。鉴于独立董事以及董事会的决策过程是群体决策(Huang和Hilary,2018),大多数情况下,独立董事需要与其他董事交流、统一认识并进行群体决策,因此本文使用独立董事整体的任期均值作为区分标准。
表6的回归结果显示,列(1)中AttendRate的回归系数为−0.168,在1%水平上显著,列(2)中AttendRate的回归系数为−0.078,在10%水平上显著。这说明当独立董事任期较长时,其参加股东大会能够获得更多真实信息并有效降低高管超额薪酬。当独立董事任期较短时,虽然独立性较强,但囿于掌握的信息有限,其抑制高管超额薪酬的作用较弱。
表 6 独立董事信息获取与高管超额薪酬:进一步检验
变量 ABPAY 长任期
(1)短任期
(2)有兼任薪酬
委员会委员
(3)无兼任薪酬
委员会委员
(4)有财务会计
专业背景
(5)无财务会计
专业背景
(6)AttendRate −0.168*** −0.078* −0.167*** −0.152** −0.129*** −0.105 (−2.883) (−1.878) (−3.077) (−2.033) (−2.593) (−1.093) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Year/Industry 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 1605 2641 2856 895 2980 771 Adj. R2 0.062 0.057 0.074 0.062 0.066 0.086 注:括号内为经公司层面聚类调整的t值,***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著;限于篇幅,未报告控制变量结果,资料备索。 -
薪酬委员会是董事会下属的专门委员会,其主要职责在于负责制定公司董事及其他高管的考核标准并进行考核,制定、审查公司董事、监事及其他高管的薪酬方案。可以合理预期,当参加股东大会的独立董事中含有薪酬委员会委员时,其能够有针对性地获得关于高管薪酬的相关信息,最终降低高管薪酬。本文进一步区分当年参加股东大会的独立董事中是否含有薪酬委员会委员,以检验其对独立董事信息获取量的影响。需要说明的是,企业当年可能召开多次股东大会,兼任薪酬委员会委员的独立董事也可能有多位。本文定义当至少有一位兼任薪酬委员会委员的独立董事参加了至少一次股东大会时,即认为当年的股东大会有兼任薪酬委员会委员的独立董事参加,反之则当年的股东大会无兼任薪酬委员会委员的独立董事参加。
表6列(3)的回归结果显示,当参加股东大会的独立董事中含薪酬委员会委员时,独立董事参加股东大会能够获得更多信息并抑制高管超额薪酬;列(4)的回归结果显示,当参加股东大会的独立董事中不含薪酬委员会委员时,独立董事参加股东大会获得的信息对抑制高管超额薪酬的作用较小。
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高管薪酬契约结构复杂,影响因素众多,且往往需要结合企业经营绩效加以理解。因此,具有财务会计专业背景的独立董事更能够理解公司盈余相关信息和复杂的薪酬契约。本文按照企业当年有无具有财务会计专业背景的独立董事参加股东大会进行了区分。本文定义当至少有一位具有财务会计专业背景的独立董事参加了至少一次股东大会时,即认为当年的股东大会有具有财务会计专业背景的独立董事参加,反之则当年的股东大会无具有财务会计专业背景的独立董事参加。
表6列(5)的回归结果显示,具有财务会计专业背景的独立董事参加股东大会能够获得更多信息并抑制高管超额薪酬;列(6)的回归结果显示,不具有财务会计专业背景的独立董事参加股东大会则不能够获得足够信息,也不能有效抑制高管超额薪酬。
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一般而言,高管薪酬契约主要由基本薪酬和绩效薪酬两部分组成,后者与企业绩效相关。薪酬与企业绩效相匹配是高管薪酬契约设计的最主要标准,但这一政策会诱发高管操纵盈余以追求更高个人薪酬(Watts和Zimmerman,1978;王克敏和王志超,2007)。陈胜蓝和卢锐(2012)甚至发现在剔除高管盈余管理因素后,中国的股权分置改革提高高管薪酬与企业真实业绩敏感性的作用不复存在。来自高管股权激励的证据也显示,企业高管为了获得行权资格,会操纵损益分类“踩线”达标行权业绩条件(Bennett等,2017;谢德仁等,2019)。占据信息优势地位是高管盈余操纵的重要契机(孔东民等,2013),独立董事掌握真实信息,能够有效识别企业会计政策和业务政策选择的恰当性(Wang等,2015),有效识别高管绩效中的个人努力和盈余操纵,准确评估高管岗位绩效的完成情况,及时纠正高管盈余操纵的行为。
本文从独立董事获取信息降低了高管盈余操纵的视角进行机制检验。借鉴刘慧龙(2017)的研究,采用经收益调整的修正Jones模型(Kothari等,2005)衡量高管的盈余操纵程度,估计出的操控性应计项目的绝对值越大,说明高管的盈余操纵幅度越大。表7报告了独立董事信息获取对盈余操纵与高管薪酬关系的影响。列(1)的结果显示,独立董事参加股东大会变量的回归系数为−0.008,在5%水平上显著,这说明独立董事获取真实信息显著降低了高管的盈余操纵程度。列(5)的结果显示,EM×ROA的回归系数在5%水平上显著为负,Attendrate×ROA×EM的回归系数在5%水平上显著为正。这说明当独立董事参加股东大会获取了更多真实信息时,盈余操纵降低高管薪酬业绩敏感性的作用会被削弱。综上,独立董事参加股东大会获取的信息抑制了高管的盈余操纵行为,由此降低了高管超额薪酬。
表 7 独立董事信息获取对盈余操纵与高管超额薪酬关系的影响
变量 EM
(1)ABPAY
(2)ABPAY
(3)ABPAY
(4)ABPAY
(5)Attendrate −0.008** −0.135*** −0.137*** −0.119*** −0.106* (−2.384) (−2.858) (−3.102) (−3.121) (−1.920) Attendrate×EM 0.274 −0.357 (0.557) (−0.688) Attendrate×ROA 0.495 −0.762 (0.774) (−0.836) EM×ROA −3.084 −11.561** (−1.080) (−2.517) Attendrate×ROA×EM 16.397** (2.302) ROA 0.067** −0.034 −0.328 0.218 0.613 (2.080) (−0.108) (−0.641) (0.512) (0.851) EM −0.186 −0.027 0.085 0.256 (−0.541) (−0.126) (0.397) (0.757) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 Year/Industry 控制 控制 控制 控制 控制 N 4246 4246 4246 4246 4246 Adj. R2 0.076 0.060 0.061 0.061 0.061 注:括号内为经公司层面聚类调整的t值,***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著;限于篇幅,未报告控制变量结果,资料备索。 -
信息是独立董事决策的基础,是抑制高管代理问题、提高高管薪酬合理性的关键。虽然监管部门以及理论界和实务界均认识到了信息对于独立董事的重要性,但独立董事在履职过程中长期处于信息弱势地位的现实却并未得到有效改善。股东大会作为企业的最高权力机构,其参会人员多元,股东对议案的讨论不受高管干扰,独立董事参加股东大会能够获得更多的企业真实信息。本文基于独立董事参加股东大会的视角考察独立董事信息获取与高管薪酬合理性之间的关系。研究发现:(1)独立董事参加股东大会能够获得真实信息并据此抑制高管薪酬;(2)当独立董事的信息获取能力较强,例如处于第二任期、兼任薪酬委员会委员或具有财务会计专业背景时,其对高管薪酬的抑制作用更强;(3)机制检验表明,独立董事的上述作用通过减少高管的盈余操纵行为得以实现。
本文的政策含义在于:(1)信息有助于提高独立董事的监督效果。监管部门和企业应注重保障独立董事的知情权,加强对独立董事的信息报送,改善独立董事的信息劣势地位,帮助独立董事掌握更多的企业真实信息。(2)任期内积累是独立董事获得企业特质信息的重要途径,这启示监管层和企业组建董事会时应注重独立董事任期搭配的合理性。(3)参加股东大会是独立董事获得企业真实信息的重要途径,为监管部门相关规定提供了证据支持,这启示监管层应鼓励独立董事尤其是担任薪酬委员会委员的独立董事和具有财务会计专业背景的独立董事积极参加公司股东大会,主动获取企业真实信息。
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摘要: 企业真实信息是独立董事正确决策的基础。文章利用独立董事参加股东大会的特定场景,考察独立董事从中自主获取信息与高管薪酬合理性的关系。结果发现,独立董事能够通过参加股东大会获得真实信息并据此抑制高管薪酬,且独立董事的信息接收能力越强,其通过参加股东大会获得信息对高管薪酬的抑制作用就越明显。这种信息接收能力表现在独立董事处于第二任期、兼任薪酬委员会委员、具有财务会计专业背景等。机制检验表明,上述作用通过减少高管盈余操纵行为得以实现。研究结论表明,独立董事通过参加股东大会能够直接获取企业真实信息并提高监督效果,为资本市场完善投资者保护制度提供了直接证据。
Independent Directors’ Information Acquisition and Rationality of Executive Compensation: Empirical Evidence from Shareholders’ Meeting
Abstract: Real information is the base of independent directors’ right decisions. Using the setting that independent directors attend shareholders’ meeting, this paper studies the relation between information that independent directors acquire from shareholders’ meeting and rationality of executive compensation. The empirical results show that independent directors can acquire real operational information from shareholders’ meeting to restrict executive compensation. The negative effect is more significant when independent directors’ ability to obtain information is stronger, which is shown as independent directors’ in second term, being as members of compensation committee or being as financial independent directors. The mechanism test shows that the above effects are achieved by reducing executives’ earnings manipulation. This paper not only reveals independent directors can acquire real operational information from shareholders’ meeting to monitor executives effectively, but also provides the direct evidence for the capital market to improve the investor protection system. -
表 1 变量定义
变量 定义 Salary 薪酬最高的前三位高管薪酬总额的自然对数 ABPAY 使用模型(1)预测出的高管超额薪酬 AttendRate 所有独立董事当年实际参加股东大会次数占当年应参加股东大会次数的均值 Size 企业年末总资产的自然对数 Lev 总负债/总资产 ROA 息税前利润/〔(期初总资产+期末总资产)/2〕 Dual 若企业董事长兼任总经理时取值为1,否则为0 Board 企业董事会人数 Inde 企业独立董事人数占董事会人数比例 Top1 第一大股东持股比例 Balance 第二到第十大股东持股比例之和/第一大股东持股比例 SOE 当公司的终极控股股东为各级国资委、国有法人、政府及其相关行政机构时取值为1,否则为0
Big4 企业审计机构为国际四大所时取值为1,否则为0 MB 市值账面比 Zone 地区虚拟变量,当企业总部位于沿海地区时取值为0,否则为1 MShare 高管持股比例 MFee 管理费用/营业收入 Personally 独立董事亲自参加董事会会议的频率 Directorships 独立董事兼职董事席位数量 IndeSalary Ln(独立董事年度津贴+1) Year 年度控制变量 Industry 行业控制变量 表 2 描述性统计
变量 样本量 均值 标准差 最小值 P25 中位数 P75 最大值 ABPAY 4246 0 0.565 −2.143 −0.364 0.005 0.363 1.949 AttendRate 4246 0.625 0.330 0.000 0.333 0.667 1.000 1.000 Size 4246 22.650 1.390 19.671 21.702 22.483 23.538 26.547 Lev 4246 0.486 0.205 0.072 0.331 0.486 0.641 0.927 ROA 4246 0.035 0.049 −0.148 0.011 0.030 0.058 0.189 Dual 4246 0.165 0.371 0.000 0.000 0.000 0.000 1.000 Board 4246 8.938 1.778 3.000 8.000 9.000 9.000 18.000 Inde 4246 0.371 0.051 0.333 0.333 0.333 0.400 0.571 Top1 4246 0.290 0.183 0.001 0.149 0.286 0.424 0.742 Balance 4246 0.960 1.104 0.035 0.222 0.554 1.233 5.807 SOE 4246 0.583 0.493 0.000 0.000 1.000 1.000 1.000 Big4 4246 0.098 0.297 0.000 0.000 0.000 0.000 1.000 MB 4246 1.885 1.863 0.182 0.720 1.338 2.299 11.388 Zone 4246 0.339 0.474 0.000 0.000 0.000 1.000 1.000 MShare 4246 0.022 0.079 0.000 0.000 0.000 0.001 0.544 MFee 4246 0.092 0.085 0.008 0.042 0.071 0.110 0.566 Personally 4246 0.928 0.210 0.000 0.952 1.000 1.000 1.000 Directorships 4246 1.982 0.716 1.000 1.333 2.000 2.400 4.000 IndeSalary 4246 10.711 1.889 0.000 10.706 11.002 11.290 12.378 表 3 独立董事信息获取与高管超额薪酬
变量 ABPAY AttendRate −0.119*** (−3.117) Size −0.025 (−1.509) Lev 0.092 (0.953) ROA −0.035 (−0.110) Dual −0.005 (−0.128) Board −0.004 (−0.424) Inde −0.403 (−1.329) Top1 0.014 (0.138) Balance 0.040*** (2.782) SOE 0.033 (0.823) Big4 0.145** (2.248) MB −0.006 (−0.524) Zone −0.257*** (−7.262) MShare −0.227 (−1.233) MFee 0.400* (1.676) Personally −0.034 (−0.583) Directorships 0.042** (2.134) IndeSalary 0.021*** (3.022) Constant 0.577 (1.399) 年度固定效应 控制 行业固定效应 控制 N 4246 Adj. R2 0.061 注:括号内为经公司层面聚类调整的t值,***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。 表 4 稳健性检验
变量 替换高管超额薪酬指标 未剔除超期独立董事 排除股东大会次数的影响 下年度高管超额薪酬 ABPAY1
(1)ABPAY2
(2)ABPAY
(3)ABPAY
(4)ABPAY
(5)ForwardABPAY
(6)Attendrate −0.150*** −0.136*** −0.113*** −0.116* −0.113*** −0.121*** (−3.733) (−3.557) (−2.961) (−1.680) (−2.992) (−2.896) Sharemeeting 0.007 (0.824) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Year/Industry 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 4246 4246 4528 718 4246 4206 Adj. R2 0.043 0.056 0.061 0.083 0.061 0.111 注:括号内为经公司层面聚类调整的t值,***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著;限于篇幅,未报告控制变量结果,资料备索。 表 5 稳健性检验:工具变量回归与内生性处理
变量 工具变量回归 PSM检验 遗漏变量 AttendRate
(1)ABPAY
(2)ABPAY
(3)ABPAY
(4)Weather −0.071*** (−6.605) AttendRate −0.545* (−1.934) Cragg−Donald Wald F statistic 51.434*** Anderson canon. corr. LM statistic 51.344*** AttendRate −0.115*** (−2.766) AttendRateRE −0.122*** (−3.136) Controls 控制 控制 控制 控制 Year/Industry 控制 控制 控制 控制 N 4246 4246 2278 4173 Adj. R2 0.093 0.013 0.073 0.061 注:括号内为经公司层面聚类调整的t值,***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著;限于篇幅,未报告控制变量结果,资料备索。 表 6 独立董事信息获取与高管超额薪酬:进一步检验
变量 ABPAY 长任期
(1)短任期
(2)有兼任薪酬
委员会委员
(3)无兼任薪酬
委员会委员
(4)有财务会计
专业背景
(5)无财务会计
专业背景
(6)AttendRate −0.168*** −0.078* −0.167*** −0.152** −0.129*** −0.105 (−2.883) (−1.878) (−3.077) (−2.033) (−2.593) (−1.093) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Year/Industry 控制 控制 控制 控制 控制 控制 N 1605 2641 2856 895 2980 771 Adj. R2 0.062 0.057 0.074 0.062 0.066 0.086 注:括号内为经公司层面聚类调整的t值,***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著;限于篇幅,未报告控制变量结果,资料备索。 表 7 独立董事信息获取对盈余操纵与高管超额薪酬关系的影响
变量 EM
(1)ABPAY
(2)ABPAY
(3)ABPAY
(4)ABPAY
(5)Attendrate −0.008** −0.135*** −0.137*** −0.119*** −0.106* (−2.384) (−2.858) (−3.102) (−3.121) (−1.920) Attendrate×EM 0.274 −0.357 (0.557) (−0.688) Attendrate×ROA 0.495 −0.762 (0.774) (−0.836) EM×ROA −3.084 −11.561** (−1.080) (−2.517) Attendrate×ROA×EM 16.397** (2.302) ROA 0.067** −0.034 −0.328 0.218 0.613 (2.080) (−0.108) (−0.641) (0.512) (0.851) EM −0.186 −0.027 0.085 0.256 (−0.541) (−0.126) (0.397) (0.757) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 Year/Industry 控制 控制 控制 控制 控制 N 4246 4246 4246 4246 4246 Adj. R2 0.076 0.060 0.061 0.061 0.061 注:括号内为经公司层面聚类调整的t值,***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著;限于篇幅,未报告控制变量结果,资料备索。 -
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