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近年来,我国经济增长由高速增长阶段转向高质量发展阶段。在高质量发展阶段,企业不再单一强调绩效或效率最大化,而更加突出以人为本的价值判断(黄速建等,2018)。党的二十大报告强调“就业是最基本的民生”,体现了党和国家坚持以人民为中心的发展思想、坚持稳中求进的工作总基调。然而,当前我国的职工权益保护工作仍然面临诸多挑战。中华全国总工会组织的第七次、第八次全国职工队伍状况调查表明,职工利益和诉求的表达渠道和实现存在一定问题
1 ,随意裁员、拖欠工资等现象仍时有发生2 。这些问题不仅损害了职工的合法权益,也违背了经济高质量发展阶段“以人为本”的发展理念。截至2022年年末,我国就业人员已超过7.335亿人,占总人口的52.0%3 。随着法治建设与社会和谐的同步推进,加强职工权益保护显得越来越重要。现有研究指出,若职工被排除在企业治理结构之外,则其权益就很难得到有效保护(杨瑞龙,2005;陈冬华等,2015),而调动职工参与企业管理有助于保障职工权益、促进职工和企业共同发展(Buchko,1992;Core和Guay,2001;Hochberg和Lindsey,2010;Kim和Ouimet,2014;Blasi等,2018)。董事会是公司治理的核心机构(Hermalin和Weisbach,1998),不同类型的董事在功能定位和治理效果上存在差异(陆正飞和胡诗阳,2015;Ndofor等,2015),职工董事的特殊职责是保障职工的合法权益(李红和高岚,2006;胡改蓉,2010)。职工代表进入董事会并参与企业决策,被视为最高层次的职工参与方式(施晓红,2004)。因此,职工董事制度的建立与完善,对于企业决策和职工权益维护具有重要影响。
1999年9月,党的十五届四中全会正式提出国有公司的董事会需要有职工代表。此后,《国有独资公司董事会试点企业职工董事管理办法(试行)》(国资发群工〔2006〕21号)、《董事会试点中央企业职工董事履行职责管理办法》(国资发群工〔2009〕53号)、《中华全国总工会关于加强公司制企业职工董事制度、职工监事制度建设的意见》(总工发〔2016〕33号)等政策陆续出台,有力推动了职工董事制度在国有企业中的建立和完善。这些制度提倡企业职工选举代表成为董事会成员,并规定职工董事从以下六个方面履行维护职工权益的特别职责:第一,开展职工相关的调研活动,听取职工意见和诉求;第二,就职工利益诉求与董事会成员保持沟通和交流;第三,参与决议事项的议案拟定,将职工诉求予以体现;第四,参与董事会会议等涉及职工利益的重要会议,行使发言权和表决权;第五,就涉及职工利益的重大事项提请召开董事会会议;第六,开展关于职工对经营管理、利益诉求等方面的专题报告。然而,现有文献对职工董事作用的直接讨论相对较少,为数不多的相关研究仅停留在理论与案例分析层面,大样本实证研究较为匮乏。因此,从职工权益保护视角对企业设立职工董事的影响后果展开研究,具有一定的理论和现实意义。
在委托代理的治理模式下,企业管理者面临业绩考核压力。当企业经营状况不佳时,管理者容易产生短视行为,如通过削减企业成本获得较好的企业绩效。而职工工资和福利、辞退补偿以及保证安全生产的其他投入等与企业职工权益息息相关,同时也是企业成本的重要构成,所以管理者短视可能会对职工权益造成损害。成本粘性是企业成本决策的重要表征,是指业务量上升时成本边际增加量大于业务量下降时成本边际减少量的现象(Anderson等,2003)。成本粘性在企业中普遍存在(Calleja等,2006),其产生机制和影响因素备受国内外学者关注。现有研究发现,调整成本是企业成本粘性产生的重要原因之一(Banker等,2013),劳动保护会提高企业成本向下调整的难度(Banker等,2013;廖冠民和陈燕,2014;刘媛媛和刘斌,2014)。职工董事具有保障职工合法权益的特殊职能,对有损职工权益的管理者短视行为以及相关成本决策具有监督和约束作用,进而对企业成本调整决策以及成本粘性产生重要影响。因此,本文以2008−2017年中国A股国有上市企业为样本,从成本粘性视角,探索职工董事设立对企业成本决策的影响,具体探索以下两个问题:企业设立职工董事是否会对其成本决策产生作用?这一作用是否以及如何受企业其他特征因素的影响?
本文可能的研究贡献如下:第一,从职工权益保护方面,为职工董事的作用研究提供了经验证据。职工董事是职工权益保护的重要制度,然而现有研究大多是理论性探讨,关于其经济后果的实证考察较为不足(崔生祥,2001;章迪诚,2001;胡改蓉,2010;黄炳艺和黄雨婷,2022)。本文首次从成本粘性视角对职工董事的作用进行了实证探索,并进一步分析了该作用在不同企业信息环境和行政级别下的差异。本文的发现验证了职工董事在职工权益保护方面的积极作用,为职工董事的作用研究增加了经验证据。第二,从企业间职工权益保护强度差异视角,拓展了企业成本决策影响因素的研究。现有文献对职工权益保护与成本粘性的研究主要集中于跨国比较层面(Banker等,2013),或关注劳动保护法规的作用(刘媛媛和刘斌,2014;江伟等,2016),鲜有考察企业间差异的影响。本文借助国有企业设立职工董事的场景,研究其对成本决策的影响,拓展了成本粘性的调整成本动因研究。第三,丰富了董事会不同组成对企业决策影响的研究。有别于已有关注执行董事、非执行董事与独立董事的文献(祝继高等,2015),本文聚焦研究职工董事及其治理作用,拓展了董事会不同组成对企业决策影响的研究。
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维护职工合法权益是工会的基本职责。部分研究从工会视角度量职工权益保护程度,普遍认为工会能够提升职工工资,缓解工资不平等,改善养老金、医疗保险等职工额外福利待遇(Lee,1978;Freeman,1981;李明和徐建炜,2014;毛学峰等,2016)。也有研究发现工会对职工权益没有直接影响,如Budd等(2012)、孙中伟和贺霞旭(2012)、袁青川(2018)利用中国企业数据,发现工会对工资增长和工资差异没有显著作用。一些研究关注了劳动保护法律和制度对职工权益保护的作用。如陈祎和刘阳阳(2010)、高山等(2021)以2008年《劳动合同法》的实施为契机,发现劳动保护法律能够规范企业与员工签订用工合同,提高职工薪资水平。但也有研究发现,劳动保护法律会加剧企业现阶段的成本负担(廖冠民和陈燕,2014;刘媛媛和刘斌,2014),甚至可能会增加基层员工的就业难度(丁守海,2010)。
当学者们认识到工会、《劳动保护法》等劳动保护相关法规的作用空间有限时,职工参与企业管理在职工权益保护上的优势便得到学术研究的广泛支持。职工参与企业管理的方式主要有信息参与、持股参与、经营参与以及监督参与四种(蒋大兴,2001)。现有研究对持股参与的关注较多,发现这种参与方式在改善职工激励机制、降低职工离职意愿、加强团队协作、降低企业经营风险等方面发挥了重要作用(Buchko,1992;Core和Guay,2001;Hochberg和Lindsey,2010;Kim和Ouimet,2014;Bova等,2015;Blasi等,2018)。也有文献关注了职工的信息参与和监督参与,如分析职工代表大会讨论权在劳动规章制度形成中的作用、检验监事会的治理有效性等(李海明和Sun Yongmei,2016;王兵等,2018;周泽将等,2019)。然而,对于参与方式较直接、影响程度较高的经营参与,尤其是职工董事制度,学术界的讨论相对较少。
现有文献对于职工权益保护与成本粘性的关系也展开了一定探讨,但主要集中于跨国比较层面。Banker等(2013)使用不同国家的就业保护立法条款作为劳动力调整成本的代理变量,发现企业层面的成本粘性随着国家层面就业保护规定严格程度的提高而提高。还有文献关注了劳动保护法规颁布前后的成本粘性变化,如江伟等(2016)发现《最低工资规定》有降低企业成本粘性的作用,刘媛媛和刘斌(2014)发现《劳动合同法》会提升人工成本粘性。然而,尚未有文献从微观企业角度,对不同企业间职工权益保护的差异与企业成本粘性之间的关系进行考察,尤其没有关注职工董事设立的影响。
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董事会通常由执行董事、非执行董事与独立董事三类董事构成(陆正飞和胡诗阳,2015),已有文献普遍围绕这三类董事的功能进行讨论(Fama,1980;Davidson等,2005;Schwartz-Ziv和Weisbach,2013;李维安和徐建,2014;彭博等,2020;焦跃华和孙源,2021)。职工董事制度是职工在企业管理中发挥作用和行使权利的重要途径,是公司法观念及制度发展与演进的结果(胡改蓉,2010)。职工董事的主要职责在于维护企业职工的知情权、参与权、表达权以及监督权等合法权益,其设立将对职工权益保护以及企业经营决策产生重要影响(黄炳艺和黄雨婷,2022)。然而,现有文献针对职工董事的直接研究相对较少。国外与职工董事制度最相关的是劳资共决制度。研究发现,该制度有助于缓解职工与董事会之间的信息不对称,减少裁员、重组、罢工等现象的发生,从而保障职工合法权益(Fauver和Fuerst,2006;Ginglinger等,2011;Kim等,2018)。还有研究发现,劳资共决制度会进一步影响企业债务融资成本、企业价值等(Gorton和Schmid,2004;Lin等,2018)。
国内关于职工董事的研究较少,仅有的研究主要是针对国有企业的理论性探讨,分析了建立职工董事制度的必要性、职工董事功能定位以及国有企业改制过程中存在的相关问题等(任鲁萍,2000;崔生祥,2001;章迪诚,2001;胡改蓉,2010)。目前国内关于职工董事对企业决策影响的实证研究并不多见,仅黄炳艺和黄雨婷(2022)研究发现,职工董事具有维护员工合法权益的动机,并且能够从员工方获取更多一线的价值信息,从而有助于提升企业投资效率。李红和高岚(2006)、胡改蓉(2010)、黄炳艺和黄雨婷(2022)等研究表明,职工董事具有较强的动机和能力维护职工的合法权益,能够帮助董事会更客观地了解企业职工的具体情况,从而缓解职工与董事会之间的信息不对称,更好地发挥董事会的监督和咨询功能。
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与职工权益相关的成本是企业成本决策的重要内容,本文基于对成本粘性动因的归纳,认为职工董事的设立会影响企业成本决策和成本调整难度,进而可能对企业成本粘性产生重要影响。
首先,作为职工代表,职工董事有足够的能力参与企业决策,以实现维护职工合法权益的目标。一方面,从企业外部制度角度,我国相关法律法规赋予了职工董事足够的权利,使得职工董事有能力以维护职工利益和诉求为导向参与企业决策。如《董事会试点中央企业职工董事履行职责管理办法》明确指出,职工董事享有与其他董事同等的权利,且应履行维护职工合法权益的特别职责。可见,职工董事能够参与董事会决策,并做出有利于职工权益的决策。另一方面,从企业内部组织角度,我国国有企业的职工董事多由工会主席或副主席担任,被视为工会力量的代表,能够促使企业施行有助于职工权益保护的制度(姚洋和钟宁桦,2008)。如推行工资集体协商制度,有助于提升企业职工待遇;加强对劳动合同订立和履行的监督,可以降低企业随意解雇职工的几率(魏下海等,2015)。
其次,职工董事有充分的动机参与企业决策,维护职工合法权益(李红和高岚,2006;胡改蓉,2010)。第一,根据利益相关者理论,企业所有权和控制权处于动态变化的过程中。在正常状态下,股东为了获得投资收益会出资支持企业运行,但股东治理的短视行为会使企业面临被恶意收购、破产、倒闭等非正常状态的威胁,从而导致职工权益受损。因此,为了预防非正常状态造成的损失,职工作为利益相关方应当作为有权主体,通过选举代表参与公司治理,以实现职工利益与股东利益受到平等的保护(张燕,2001)。第二,在社会主义制度下,生产资料公有制在我国占主体地位。对于国有独资和国有控股企业而言,职工既是国家的主人,也是企业的主人。因此,职工董事有充分的动机通过行权维护职工合法权益。第三,我国建立职工董事制度的初衷是保障职工的合法权益。如果职工的利益诉求得不到有效满足,那么作为其代表的职工董事可能因履职不到位而遭到处罚或罢免,这使得职工董事的各项决策会尽可能体现广大职工的利益诉求。
本文进一步结合调整成本进行分析。人力成本的调整包括职工遣散补偿、剩余职工的低沉士气、降低的企业声誉以及收入上升后雇佣新职工的培训成本等。与劳动保护强化了企业人力成本粘性的逻辑相似(Banker等,2013;刘媛媛和刘斌,2014),若企业董事会设有职工董事,当企业业务量下降时,董事会则更有可能促使企业遵循劳动保护法律和制度,做出有利于保障员工利益的经营决策。上述职工董事对职工权益的保障,不仅使企业随意解除职工劳动合同的难度加大、职工数量难以下降,还可能使得企业难以随意向下调整职工薪酬或其他福利待遇。这些均会增加企业业务量下降时的调整成本和调整难度,促使企业倾向于推迟或取消成本削减决策,从而导致企业成本粘性增大。反之,若企业未设立职工董事,董事会决策对职工利益诉求的考虑较少,则在企业收入下降时成本削减决策立即执行的可能性较大,故而企业成本粘性相对较小。
综上,本文提出研究假说H1a:职工董事设立会强化企业成本粘性。
尽管我国从明确提出职工董事制度至今已有20余年,相关法律法规和制度也对企业设立职工董事发挥了积极作用,但在实践中,职工董事发挥的具体作用与立法初衷可能还存在一定差距。在当前已实行董事会试点的国有独资公司中,职工董事大多身兼数职,如工会主席、委管干部、企业内部高管等,这使得职工董事无法保证决策的独立性,又因日常工作繁重,难以充分履行职工董事的特别职责。而对于少数由基层职工担任的职工董事,由于经营管理知识不足,通常难以提出建设性的意见,导致逐渐被边缘化,甚至可能沦为“花瓶董事”(胡改蓉,2010)。类似这些情况使得职工董事的能力和作用受到质疑。如果职工董事不能对董事会决策或其他关乎职工利益的重要事项产生重要影响,那么当经营状况变差时,企业管理者可能为了追求短期盈利增长而立刻执行成本削减政策(解除职工劳动合同、降低职工薪酬、暂停部分运营项目等)。同时,由于国有企业承担了更多的社会责任,当经营状况变差时,企业管理者也可能不会立即执行成本削减政策。此时职工董事的作用空间有限,即可能因缺乏作用对象而无法对企业成本粘性产生显著影响。因此,职工董事可能对企业的调整成本并不存在显著影响,故而也不会影响企业成本粘性。
综上,本文提出研究假说H1b:职工董事设立对企业成本粘性没有显著影响。
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为了检验职工董事与企业成本粘性的关系,本文参考Anderson等(2003)、梁上坤等(2015)、梁上坤(2017)、梁上坤(2018)的研究,构建如下模型(1)
4 :$$ \begin{split} \Delta Lncost=&a_{0}+a_{1}\Delta LnRev+a_{2}\Delta LnRev\times D+a_{3}\Delta LnRev\times{D}\times EmployD\\&+a_{4}EmployD +\Sigma\Delta LnRev\times D\times EcoVar+\Sigma EcoVar\\&+\Sigma ConVar+\Sigma Industry+\Sigma Year+ε \end{split} $$ (1) -
△Lncost表示成本变动,指当年营业成本的自然对数与上一年营业成本的自然对数之差。
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△LnRev表示收入变动,指当年营业收入的自然对数与上一年营业收入的自然对数之差。D为收入下降虚拟变量,若当年营业收入相比上一年营业收入下降取1,否则为0。EmployD为职工董事设立虚拟变量,若董事会成员中有职工董事取1,否则为0。
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借鉴Anderson等(2003)、韩岚岚和李百兴(2021)的研究,EcoVar表示经济变量,具体包括连续两年收入下降(D2)、经济增长(Gdpg)、人力资本密度(Einten)、资本密度(Ainten)。
ConVar表示其他控制变量,具体包括职工董事兼职数量(EmployD_Pnum)、盈利水平(Roa)、财务杠杆(Lev)、企业规模(Size)、上市年限(Age)、第一大股东持股比例(Sh)、两职合一(Dual)、市场化水平(Index)
5 。借鉴Cameron等(2011)的研究,Industry、Year分别用来控制行业、年份的固定效应,并进行Two-way Cluster回归。
主要变量定义见表1。
表 1 主要变量定义
变量 定义 △Lncost 成本变动。当年营业成本的自然对数与上一年营业成本的自然对数之差 △LnRev 收入变动。当年营业收入的自然对数与上一年营业收入的自然对数之差 D 收入下降。虚拟变量,若当年营业收入相比上一年营业收入下降取1,否则为0 EmployD 职工董事设立。虚拟变量,若董事会成员中有职工董事取1,否则为0 D2 连续两年收入下降。虚拟变量,若营业收入连续两年下降取1,否则为0 Gdpg 经济增长。当年GDP相对上一年GDP的增长率 Einten 人力资本密度。年末员工数与当年营业收入(百万元)的比值 Ainten 资本密度。年末资产总额与当年营业收入的比值 EmployD_Pnum 职工董事兼职数量。年末职工董事兼任工会主席、委管干部以及其他企业内部高管职务的数量。未设立职工董事,取0;设立职工董事但其没有兼任其他职务,取1;职工董事兼任一种职务取2,兼任两种职务取3,以此类推 Roa 盈利水平。当年营业利润与年末资产总额的比值 Lev 财务杠杆。年末负债总额与年末资产总额的比值 Size 企业规模。年末资产总额的自然对数 Age 上市年限。当年年份与上市年份之差 Sh 第一大股东持股比例。年末第一大股东持股数与总股数的比值 Dual 两职合一。虚拟变量,年末董事长兼任总经理取1,否则为0 Index 市场化水平。企业所在省份当年的市场化指数 在模型(1)中,a1为△LnRev的回归系数,a2为△LnRev×D的回归系数。当收入上升时,D=0,a1代表收入上升1%时成本上升的比例;当收入下降时,D=1,a1与a2共同测度收入下降1%时成本下降的比例(a1+a2)。若a2为负且显著,代表存在成本粘性;若a2为正且显著,代表存在成本反粘性。由此,若研究假说H1a成立,则职工董事设立与成本粘性交乘项(△LnRev×D×EmployD)的系数a3显著为负,即企业职工董事会强化成本粘性。若研究假说H1b成立,则职工董事设立与成本粘性交乘项(△LnRev×D×EmployD)的系数a3不显著。
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我国较早颁布的与职工董事相关的政策是《国有独资公司董事会试点企业职工董事管理办法(试行)》《董事会试点中央企业职工董事履行职责管理办法》,这些政策主要在大型国有企业和国有控股的公有制企业中试行。相对于非国有企业,这类企业设立职工董事的时间早,具有更为完善的职工董事制度体系,这为职工董事科学决策和监督提供了保障,因而职工董事能够对企业决策产生显著影响。因此,本文选择国有控股上市公司为样本研究职工董事的作用。
本文以2008−2017年我国A股国有上市企业为样本,剔除金融类、数据缺失类观测值后,最终获得8507个观测值。企业董事会成员信息为手工收集整理,财务和治理数据来自CSMAR数据库和CCER数据库。本文对所有连续变量进行了1%的双边缩尾。
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表2的Panel A报告了主要变量的描述性统计结果。数据显示,成本变动(△Lncost)和收入变动(△LnRev)的均值分别为0.105和0.099,收入下降(D)的观测值占比为31.8%,与赵息和李粮(2012)的统计结果接近。职工董事设立(EmployD)的均值为0.051,标准差为0.220,表明5.1%的国有上市企业董事会设有职工董事。职工董事兼职数量(EmployD_Pnum)的均值为0.072,本文手工整理的数据显示,有37%的职工董事兼任其他职务。其他变量的统计水平与梁上坤(2015)、韩岚岚和李百兴(2021)等的研究基本一致。
表 2 主要变量描述性统计与相关性分析
Panel A:主要变量描述性统计 变量 观测值 均值 下四分位 中位数 上四分位 标准差 △Lncost 8507 0.105 −0.037 0.091 0.219 0.289 △LnRev 8507 0.099 −0.047 0.086 0.219 0.312 D 8507 0.318 0.000 0.000 1.000 0.466 EmployD 8507 0.051 0.000 0.000 0.000 0.220 D2 8507 0.128 0.000 0.000 0.000 0.334 Gdpg 8507 8.043 6.800 7.600 9.100 1.232 Einten 8507 1.427 0.529 1.039 1.823 1.369 Ainten 8507 2.476 1.140 1.747 2.924 2.314 EmployD_Pnum 8507 0.072 0.000 0.000 0.000 0.336 表2的Panel B报告了主要变量的相关系数矩阵。结果显示,机械相关关系存在于收入变动(△LnRev)、成本变动(△Lncost)、收入下降(D)三个变量之间,并且存在于连续两年收入下降(D2)与当年收入下降(D)两个变量之间。其余变量之间的相关系数绝对值均在0.400以内,各变量的方差膨胀因子(VIF)均在5.000以内
6 ,表明多重共线性问题对本文研究不会产生重要影响。Panel B:主要变量相关系数矩阵 变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) 注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平下显著;限于篇幅,未报告控制变量的相关统计结果,资料备索。 (1) △Lncost 1.000 (2) △LnRev 0.923*** 1.000 (3) D −0.587*** −0.638*** 1.000 (4) EmployD −0.031** −0.027* 0.015 1.000 (5) D2 −0.356*** −0.377*** 0.561*** 0.039*** 1.000 (6) Gdpg 0.130*** 0.117*** −0.118*** −0.130*** −0.137*** 1.000 (7) Einten −0.133*** −0.152*** 0.126*** −0.013 0.137*** 0.130*** 1.000 (8) Ainten −0.101*** −0.135*** 0.124*** −0.047*** 0.112*** −0.070*** 0.177*** 1.000 -
表3报告了研究假说H1的回归结果。列(1)未加入控制变量,结果显示,成本粘性(△LnRev×D)的系数为负,且在1%水平下显著,即营业成本在营业收入上升时的边际增加量显著大于营业收入下降时的边际减少量,表明成本粘性存在,结果与孙铮和刘浩(2004)等的发现一致。列(2)加入职工董事设立(EmployD)及其与成本粘性的交乘项(△LnRev×D×EmployD)、经济变量及其与成本粘性的交乘项,结果显示,人力资本密度与成本粘性交乘项(△LnRev×D×Einten)以及资本密度与成本粘性交乘项(△LnRev×D×Ainten)的系数为负,且均在1%水平下显著,表明两者是成本粘性的重要驱动因素,该结果与Anderson等(2003)的发现一致。职工董事设立与成本粘性交乘项(△LnRev×D×EmployD)的系数为负,且在10%水平下显著。列(3)进一步加入其他控制变量,结果显示,职工董事设立与成本粘性交乘项(△LnRev×D×EmployD)的系数仍为负,且在5%水平下显著
7 ,表明职工董事的设立会使企业成本粘性发生相对其均值95.0%(−0.115/−0.121)左右的变动。这一发现支持了研究假说H1a,而研究假说H1b未获支持8 。表 3 职工董事设立与企业成本粘性
变量 △Lncost
(1)△Lncost
(2)△Lncost
(3)△LnRev 0.891*** 0.882*** 0.895*** (80.565) (77.718) (78.838) △LnRev×D −0.121*** −0.058 −0.037 (−5.390) (−0.576) (−0.400) △LnRev×D×EmployD −0.098* −0.115** (−1.743) (−2.357) EmployD −0.009* 0.005 (−1.804) (0.286) △LnRev×D×D2 0.029 0.021 (0.948) (0.712) D2 −0.008 −0.017*** (−1.540) (−3.261) △LnRev×D×Gdpg 0.014 0.016 (1.103) (1.293) Gdpg 0.018*** 0.017*** (8.548) (8.383) △LnRev×D×Einten −0.046*** −0.039*** (−4.167) (−3.746) Einten −0.005*** −0.006*** (−3.399) (−3.531) △LnRev×D×Ainten −0.019*** −0.025*** (−3.751) (−4.956) Ainten −0.001 −0.003** (−0.600) (−2.154) EmployD_Pnum −0.012 (−0.934) Controls No No Yes Industry/Year Yes Yes Yes Obs 8507 8507 8507 Adj R2 0.856 0.860 0.869 注:括号内为t值,*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平下显著;限于篇幅,未报告控制变量的回归结果,资料备索。下同。 -
本文使用企业固定效应模型来缓解不随时间变化的内生性问题,检验结果如表4列(1)所示。职工董事设立与成本粘性交乘项(△LnRev×D×EmployD)的系数为负,且在5%水平下显著,表明职工董事的设立强化了成本粘性,前文结论稳健。
表 4 稳健性测试一
变量 △Lncost
企业固定效应
(1)△Lncost
PSM
(2)△Lncost
Heckman两阶段
(3)△Lncost
Heckman两阶段
(4)△LnRev 0.902*** 0.924*** 0.893*** 0.893*** (83.046) (43.706) (72.398) (72.389) △LnRev×D −0.078 −0.247 0.093 0.093 (−0.771) (−1.009) (1.121) (1.121) △LnRev×D×EmployD −0.119** −0.159*** −0.098** −0.098** (−2.071) (−2.816) (−2.052) (−2.052) EmployD 0.015 0.014 0.011 0.010 (0.732) (0.727) (0.238) (0.233) EmployD_Pnum −0.014 −0.020 −0.007 −0.007 (−0.986) (−1.416) (−0.794) (−0.795) Lamda −0.002 −0.002 (−0.109) (−0.104) Controls Yes Yes Yes Yes Industry/Year Yes Yes Yes Yes Obs 8507 1192 6375 6375 Adj R2 0.876 0.921 0.901 0.901 -
前文发现可能存在一定的自选择问题。国有企业承担着稳定就业、保持社会稳定等社会责任,比较注重员工权益保护和设立职工董事,故而表现出较高的成本粘性;工会力量较强的企业,对职工签订劳动合同等权益的保护较为全面,也表现出更高的成本粘性,该类企业更有可能设立职工董事。对于上述内生性问题,本文进行以下两个方面的检验:
一是倾向得分匹配(PSM)检验。本文将处理组(设立职工董事)与对照组(未设立职工董事)进行匹配,以降低混杂因素的干扰。具体的PSM方法包括两个阶段:第一阶段,根据选择倾向打分,打分模型为Logit模型,因变量为职工董事设立虚拟变量(EmployD),解释变量包括企业规模(Size)、上市年限(Age)、人力资本密度(Einten)、资本密度(Ainten),并控制年份和行业效应。匹配处理后共得到处理组和对照组观测值1192个。第二阶段,根据分值进行样本配对,再使用模型(1)进行回归。表4列(2)的结果表明,前文结论依然稳健。
二是Heckman两阶段检验。中央企业、获得政府补贴以及税收优惠越多的企业本身承担了更多的社会责任,可能更愿意设立职工董事。因此在第一阶段回归中,本文以职工董事设立(EmployD)为被解释变量,以企业规模(Size)、上市年限(Age)、人力资本密度(Einten)、资本密度(Ainten)为解释变量,同时引入是否为中央企业(Central)、政府补贴(Subsidy)、企业实际税率(ETR)、企业捐赠(Donation)四个解释变量。其中,是否为中央企业(Central)为虚拟变量,中央企业取值为1,地方国有企业取值为0。政府补贴(Subsidy)为年末政府补贴与年末资产总额的比值,企业实际税率(ETR)为当年实际所得税费用与利润总额的比值,企业捐赠(Donation)为当年捐赠支出与年末资产总额的比值。本文将第一阶段计算的逆米尔斯比率Lamda加入模型(1)后回归,结果如表4列(3)所示。Lambda的系数不显著,说明不存在严重的自选择问题,且前文结论稳健。
本文进一步在第一阶段加入企业社会责任评分解释变量(CSR)(采用润灵环球对企业社会责任报告的评分),然后将以此计算的逆米尔斯比率Lamda加入模型(1)进行回归,结果如表4列(4)所示,前文结论依然稳健。
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本文发现,部分职工董事同时兼任工会主席、委管干部等职务,这可能导致职工董事设立与成本粘性的关系源自兼任。前文将职工董事兼职数量作为控制变量,能够一定程度上缓解兼职的可能影响。为获得更干净的研究结果,本文进一步将具有兼职情况的职工董事观测值剔除,重新进行回归。表5列(1)的结果与前文发现保持一致,不再赘述。
表 5 稳健性测试二
变量 △Lncost
保留职工董事单一职务样本
(1)△Lncost
控制操控性应计
(2)△Lncost
剔除金融危机年份样本
(3)△LnRev 0.896*** 0.889*** 0.891*** (78.271) (77.540) (66.989) △LnRev×D −0.037 −0.005 −0.154 (−0.397) (−0.052) (−1.546) △LnRev×D×EmployD −0.131** −0.129** −0.119** (−2.315) (−2.549) (−2.295) EmployD −0.011 0.004 0.007 (−1.605) (0.222) (0.402) △LnRev×D×AbsDa −0.544** (−2.056) AbsDa 0.085*** (2.805) EmployD_Pnum −0.012 −0.013 (−0.930) (−1.001) Controls Yes Yes Yes Industry/Year Yes Yes Yes Obs 8346 8507 6803 Adj R2 0.869 0.870 0.872 -
盈余管理影响企业成本决策和成本粘性(江伟等,2015)。本文以修正Jones模型(Dechow等,1995)计算的残差的绝对值来度量操控性应计(AbsDa),在模型(1)中加入操控性应计及其与成本粘性的交乘项进行回归。表5列(2)的结果显示,操控性应计与成本粘性交乘项(△LnRev×D×AbsDa)的系数为负,且在5%水平下显著,表明盈余管理影响成本粘性,在此基础上,职工董事设立影响成本粘性的结论依然成立。
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2008年金融危机的爆发使宏观经济形势发生剧烈动荡,显著影响了我国企业的成本粘性(马永强和张泽南,2013)。为缓解金融危机影响的干扰,本文剔除2008年、2009年的观测值,使用模型(1)重新进行回归(若仅剔除2008年观测值,结果一致)。表5列(3)的结果与前文发现保持一致,不再赘述。
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职工董事作为董事会治理的重要组成部分,其作用的发挥会受到企业内外部治理特征的影响。同时,从组成内容的角度,企业成本可细分为人力成本和非人力成本。对此,为进一步考察不同情境下职工董事设立对企业成本粘性的影响差异,本文分别从信息环境、行政级别、成本粘性类型三个方面,对职工董事设立与成本粘性的关系做进一步检验。
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企业信息环境的差异可能影响职工董事设立与成本粘性的关系。当企业信息环境较差时,信息不对称程度较大,职工可能更关注自身的风险与利益,对与职工利益相关的决策更加敏感。作为职工代表的职工董事,可能对企业成本削减决策的制定会更为慎重,进而表现为企业成本粘性的强化。反之,当企业信息环境较好时,信息传递较为透明,职工利益因信息不对称而受到侵害的风险较小。同时,职工董事能够更为客观地理解对自身短期有损但可能长期有益的成本削减决策,抵制情绪不高,故而其对成本粘性的影响可能较为微弱。为检验这一推论,本文根据企业内外部信息环境差异对样本进行分组检验。对于内部信息环境,本文参考Kim等(2011)、潘越等(2011)的研究,以企业累计操控性盈余衡量企业内部信息透明度(Inter_trans);对于外部信息环境,本文参考潘越等(2011)、吴战篪和李晓龙(2015)的研究,以分析师跟踪数量衡量企业外部信息透明度(Exter_trans)。根据累计操控性盈余和分析师跟踪数量的中位数,本文将全样本分为内部信息透明度低组和内部信息透明度高组、外部信息透明度低组和外部信息透明度高组。
表6报告了根据信息环境差异分组的回归结果。在列(1)内部信息透明度低组中,职工董事设立与成本粘性交乘项(△LnRev×D×EmployD)的系数为负,且在5%水平下显著;在列(2)内部信息透明度高组中,职工董事设立与成本粘性交乘项(△LnRev×D×EmployD)的系数为负,但不显著。在列(3)外部信息透明度低组中,职工董事设立与成本粘性交乘项(△LnRev×D×EmployD)的系数为负,且在5%水平下显著;在列(4)外部信息透明度高组中,职工董事设立与成本粘性交乘项(△LnRev×D×EmployD)的系数为负,但不显著。上述结果表明,职工董事设立对成本粘性的强化作用主要存在于内外部信息环境较差的企业。当企业内外部信息透明度较高时,职工董事设立对成本粘性并不具有显著的强化作用。
表 6 信息环境的影响
变量 △Lncost
内部信息透明度低
(1)△Lncost
内部信息透明度高
(2)△Lncost
外部信息透明度低
(3)△Lncost
外部信息透明度高
(4)△LnRev 0.886*** 0.913*** 0.861*** 0.937*** (58.290) (58.786) (47.060) (114.865) △LnRev×D −0.002 −0.167 0.217* −0.313** (−0.020) (−1.191) (1.684) (−2.163) △LnRev×D×EmployD −0.194** −0.053 −0.128** −0.107 (−2.500) (−1.023) (−2.040) (−1.137) EmployD −0.011 0.016 −0.002 0.005 (−0.321) (1.143) (−0.095) (0.379) △LnRev×D×D2 −0.005 0.081* 0.032 −0.008 (−0.137) (1.842) (0.800) (−0.212) D2 −0.027*** −0.001 −0.016** −0.022*** (−3.132) (−0.220) (−2.077) (−3.183) △LnRev×D×Gdpg 0.012 0.028 −0.012 0.045** (0.765) (1.599) (−0.735) (2.320) Gdpg 0.019*** 0.017*** 0.005 0.015*** (5.421) (6.891) (1.252) (5.008) △LnRev×D×Einten −0.048*** −0.027** −0.024** −0.066*** (−3.785) (−2.396) (−2.418) (−3.415) Einten −0.007*** −0.004* −0.005** −0.006** (−2.785) (−1.804) (−2.237) (−2.449) △LnRev×D×Ainten −0.021*** −0.025*** −0.031*** −0.018** (−3.183) (−4.383) (−5.223) (−2.014) Ainten −0.004* −0.002 −0.006** 0.001 (−1.679) (−1.131) (−2.315) (0.347) EmployD_Pnum −0.002 −0.017 −0.011 −0.008 (−0.097) (−1.543) (−0.624) (−0.726) Controls Yes Yes Yes Yes Industry/Year Yes Yes Yes Yes Obs 4064 4043 4118 4389 Adj R2 0.862 0.887 0.840 0.912 -
中央企业和地方国有企业的职工董事在履职行权方面存在一定差异,这可能对职工董事与企业成本决策的关系产生重要影响。一方面,中央企业相比于地方国有企业承担了更多的社会责任,其设立职工董事和落实职工董事职权的动机更强,相关制度建设也更全面,其职工董事对成本粘性的作用可能会更显著。另一方面,由于中央企业本身的公司治理机制和职工权益维护机制较为完善,管理者有损职工权益的短视行为会得到更多约束。相比于地方国有企业,中央企业职工权益受到损害的情况可能更少,职工董事的作用空间有限,对成本粘性的作用可能并不显著。为检验上述推论,本文根据企业所属的行政级别(Admin),将全样本划分为中央企业组和地方国有企业组,进行分组检验。
表7列(1)、列(2)报告了根据行政级别差异分组的回归结果。在列(1)中央企业组中,职工董事设立与成本粘性交乘项(△LnRev×D×EmployD)的系数为负,但不显著;在列(2)地方国有企业组中,职工董事设立与成本粘性交乘项(△LnRev×D×EmployD)的系数为负,且在5%水平下显著。结果表明,职工董事对成本粘性的作用主要体现在地方国有企业中。可能的原因在于,相比于中央企业,地方国有企业的治理机制和职工权益维护机制较为薄弱,职工董事制度实施后有更大的作用空间,故其对成本粘性的作用更显著。
表 7 行政级别与成本粘性类型的影响
变量 △Lncost
中央企业
(1)△Lncost
地方国有企业
(2)△LncostL
人力成本
(3)△LncostNL
非人力成本
(4)△LnRev 0.889*** 0.896*** 0.472*** 0.932*** (33.907) (68.842) (14.349) (115.997) △LnRev×D −0.163 0.081 −0.344 0.065 (−0.912) (0.744) (−1.178) (0.748) △LnRev×D×EmployD −0.011 −0.113** −0.069* −0.108* (−0.173) (−2.115) (−1.814) (−1.868) EmployD 0.028 0.007 0.001 0.011 (1.063) (0.323) (0.040) (0.486) △LnRev×D×D2 −0.179*** 0.040 0.126*** 0.018 (−2.932) (1.114) (13.681) (0.752) D2 −0.046*** −0.016** −0.014** −0.015** (−4.146) (−2.525) (−2.549) (−2.528) △LnRev×D×Gdpg 0.049 0.000 −0.004 0.010 (1.631) (0.018) (−0.124) (0.912) Gdpg 0.020*** 0.018*** 0.029*** 0.015*** (4.025) (7.000) (6.379) (9.722) △LnRev×D×Einten −0.077** −0.035*** 0.032*** −0.037*** (−2.130) (−3.895) (3.428) (−3.209) Einten −0.005 −0.006*** 0.014*** −0.008*** (−1.001) (−3.516) (6.631) (−4.456) △LnRev×D×Ainten −0.042** −0.024*** −0.018** −0.027*** (−2.544) (−4.547) (−2.218) (−6.028) Ainten −0.008* −0.004* −0.003 −0.003 (−1.805) (−1.960) (−1.601) (−1.567) EmployD_Pnum −0.023 −0.011 −0.003 −0.016 (−1.044) (−0.660) (−0.176) (−1.042) Controls Yes Yes Yes Yes Industry/Year Yes Yes Yes Yes Obs 1543 6081 8506 8506 Adj R2 0.878 0.872 0.346 0.850 -
前文指出,职工董事作为职工代表参与企业管理,有助于维护职工权益,因此会强化企业成本粘性。沿此逻辑,企业设立职工董事后,向下调整雇佣关系的难度增加,企业难以随意做出削减员工数量或薪酬的决策,短期内将直接表现为人力成本粘性的提高。同时,职工董事对职工权益的保障可能是持续的。即使企业业务量下降,企业也无法轻易裁员,员工数量稳定,导致董事会更有可能做出项目维持而不是削减的决策,进而可能导致非人力成本粘性的提高。因此,区分人力成本和非人力成本,职工董事设立对两者的粘性可能均存在强化作用。为检验这一推论,本文借鉴陆正飞等(2012)的研究,以支付给职工以及为职工支付的现金与高管薪酬的差额来度量人力成本(L),以营业成本与人力成本的差额度量非人力成本(NL),两者对应的△LnRev×D的系数分别用来刻画企业的人力成本粘性和非人力成本粘性。
表7列(3)、列(4)报告了区分人力成本粘性类型的回归结果。在列(3)对人力成本粘性的检验中,职工董事设立与成本粘性交乘项(△LnRev×D×EmployD)的系数为负,且在10%水平下显著;在列(4)对非人力成本粘性的检验中,职工董事设立与成本粘性交乘项(△LnRev×D×EmployD)的系数为负,且在10%水平下显著。上述结果表明,职工董事设立对人力成本粘性和非人力成本粘性均具有显著的强化作用,即对企业经营存在深刻影响。
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本文利用手工收集整理的企业董事会成员信息,以2008−2017年我国A股国有上市企业为样本,考察职工董事设立对企业成本决策的影响。研究发现,总体上,国有企业存在明显的成本粘性现象,并且职工董事的设立对企业成本粘性具有显著的强化作用,具体表现为职工董事的设立会使企业成本粘性显著增加。进一步研究发现:区分企业的信息环境,较差的信息环境会加剧信息不对称和职工维权风险,该环境下的职工董事对成本决策更关注、更谨慎,进而表现为职工董事强化成本粘性的现象较为显著;区分企业的行政级别,地方国有企业的治理机制和职工权益维护机制相对较弱,职工董事发挥作用的空间较大,故其对成本粘性的作用更显著;职工董事设立对不同类型成本粘性的影响不存在显著差异,其对企业的人力成本粘性与非人力成本粘性均存在显著的强化作用,表明职工董事设立对企业经营存在较为深刻的影响。结果表明,企业的信息环境、行政级别等特征会对职工董事履职行权的动机和能力产生重要影响,进而影响其对企业成本粘性的作用表现。本文从职工权益保护方面拓展了成本粘性影响因素的研究,从企业内部成本决策视角肯定了职工董事制度对于维护职工权益的积极意义。在我国坚持以人为本、推进经济高质量发展和持续深化国有企业改革的背景下,本文的发现具有一定现实启示。
第一,重视职工董事对职工权益的保护作用。董事会是公司治理的核心,对企业成本决策具有重要影响。本文研究表明,设立职工董事能够保护职工权益,促使企业在业务量下降时难以轻易地以减少职工利益的方式降低企业成本,进而造成企业成本粘性上升。由此,当企业职工权益未能得到有效保障时,可以从完善董事会组成的角度探寻原因,其中设立职工董事是一个可取的治理措施。尤其对于地方国有企业和内外部信息环境较差的企业,应该更加注重对职工董事制度的建立与完善。
第二,协同相关方助力职工董事作用的发挥。虽然本文发现职工董事的设立能够保障职工权益,但是目前样本期间内仅有5.1%的国有上市企业设有职工董事,而且非国有企业的职工董事数量占比更低。因此,职工董事制度的推行和完善在我国依然面临较大挑战,这需要政策制定者、企业管理者、职工董事、企业职工等相关主体的共同努力。对于政策制定者,本文建议进一步出台有关职工董事设立的强约束性指导规则。对于企业管理者,本文建议增强对职工董事作用的理性认知,自觉建立、完善本企业的职工董事制度,优化职工董事履职行权的工作条件,促进职工利益与企业价值的和谐发展。对于职工董事,首先应该明确设立职工董事的出发点是维护企业职工的合法权益,然后在此基础上积极履行特别职责,承担相应义务。对于企业职工,本文建议重视职工董事选举与职工自身权益维护的密切关系,认真行使职工代表大会的选举权,并加强对职工董事履职行权的监督。
第三,辩证对待企业成本粘性上升问题。成本粘性意味着企业成本不会随着业务量的变化而产生机械性变动。适当水平的成本粘性是企业管理者依据企业内外部经济环境以及职工等相关方利益需求,积极进行成本管理的结果,从长远来看有助于企业健康发展,而企业成本粘性过高则会加剧企业财务危机。本文研究发现,职工董事的设立对人力成本粘性和非人力成本粘性均具有显著的提升作用。这一方面体现了职工董事对企业雇员成本和成本管理的影响,启发我们关注和理性对待成本粘性上升背后的职工权益保障因素。另一方面,职工权益保障需要与企业整体利益的实现相协调,我们也需要关注成本粘性上升可能引起的财务问题,注意区分导致企业成本粘性上升的不同原因,科学处理非职工权益保护导致的成本粘性问题。
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摘要: 在“以人为本”的新发展理念下,职工董事制度是职工参与企业管理、维护职工合法权益的重要途径。文章采用手工收集的董事会成员信息,以2008−2017年我国A股国有上市企业为样本,考察职工董事设立对企业成本决策的影响。研究发现,职工董事设立会显著强化企业成本粘性;进一步研究发现,上述强化作用在信息环境较差的企业和地方国有企业中更显著,职工董事设立对于人力成本粘性和非人力成本粘性均具有显著的强化作用。研究从职工权益保护方面肯定了职工董事设立的积极作用,拓展了成本粘性动因研究,对于职工董事制度的完善具有一定参考价值。
The Establishment of Employee Directors and Firm’s Cost Decision
Abstract: Under the new development concept of people-centered, the employee director system is an important way for employees to participate in enterprise management and protect their legitimate rights and interests. Using data from China’s A-share state-owned listed companies from 2008 to 2017, this study examines the impact of employee director establishment on the cost decisions. The result shows that the establishment of employee directors significantly enhances firm cost stickiness. Further study finds that the above enhancement effect is particularly notable in local state-owned firms and firms with a poorer information environment, and that the establishment of employee directors significantly influences both labor cost stickiness and non-labor cost stickiness. The study supports the positive role of the establishment of employee directors from the perspective of safeguarding employees’ rights and interests, extends the study of cost stickiness determinants, and holds practical significance for the improvement of the employee director system. -
表 1 主要变量定义
变量 定义 △Lncost 成本变动。当年营业成本的自然对数与上一年营业成本的自然对数之差 △LnRev 收入变动。当年营业收入的自然对数与上一年营业收入的自然对数之差 D 收入下降。虚拟变量,若当年营业收入相比上一年营业收入下降取1,否则为0 EmployD 职工董事设立。虚拟变量,若董事会成员中有职工董事取1,否则为0 D2 连续两年收入下降。虚拟变量,若营业收入连续两年下降取1,否则为0 Gdpg 经济增长。当年GDP相对上一年GDP的增长率 Einten 人力资本密度。年末员工数与当年营业收入(百万元)的比值 Ainten 资本密度。年末资产总额与当年营业收入的比值 EmployD_Pnum 职工董事兼职数量。年末职工董事兼任工会主席、委管干部以及其他企业内部高管职务的数量。未设立职工董事,取0;设立职工董事但其没有兼任其他职务,取1;职工董事兼任一种职务取2,兼任两种职务取3,以此类推 Roa 盈利水平。当年营业利润与年末资产总额的比值 Lev 财务杠杆。年末负债总额与年末资产总额的比值 Size 企业规模。年末资产总额的自然对数 Age 上市年限。当年年份与上市年份之差 Sh 第一大股东持股比例。年末第一大股东持股数与总股数的比值 Dual 两职合一。虚拟变量,年末董事长兼任总经理取1,否则为0 Index 市场化水平。企业所在省份当年的市场化指数 表 2 主要变量描述性统计与相关性分析
Panel A:主要变量描述性统计 变量 观测值 均值 下四分位 中位数 上四分位 标准差 △Lncost 8507 0.105 −0.037 0.091 0.219 0.289 △LnRev 8507 0.099 −0.047 0.086 0.219 0.312 D 8507 0.318 0.000 0.000 1.000 0.466 EmployD 8507 0.051 0.000 0.000 0.000 0.220 D2 8507 0.128 0.000 0.000 0.000 0.334 Gdpg 8507 8.043 6.800 7.600 9.100 1.232 Einten 8507 1.427 0.529 1.039 1.823 1.369 Ainten 8507 2.476 1.140 1.747 2.924 2.314 EmployD_Pnum 8507 0.072 0.000 0.000 0.000 0.336 Panel B:主要变量相关系数矩阵 变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (1) △Lncost 1.000 (2) △LnRev 0.923*** 1.000 (3) D −0.587*** −0.638*** 1.000 (4) EmployD −0.031** −0.027* 0.015 1.000 (5) D2 −0.356*** −0.377*** 0.561*** 0.039*** 1.000 (6) Gdpg 0.130*** 0.117*** −0.118*** −0.130*** −0.137*** 1.000 (7) Einten −0.133*** −0.152*** 0.126*** −0.013 0.137*** 0.130*** 1.000 (8) Ainten −0.101*** −0.135*** 0.124*** −0.047*** 0.112*** −0.070*** 0.177*** 1.000 注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平下显著;限于篇幅,未报告控制变量的相关统计结果,资料备索。 表 3 职工董事设立与企业成本粘性
变量 △Lncost
(1)△Lncost
(2)△Lncost
(3)△LnRev 0.891*** 0.882*** 0.895*** (80.565) (77.718) (78.838) △LnRev×D −0.121*** −0.058 −0.037 (−5.390) (−0.576) (−0.400) △LnRev×D×EmployD −0.098* −0.115** (−1.743) (−2.357) EmployD −0.009* 0.005 (−1.804) (0.286) △LnRev×D×D2 0.029 0.021 (0.948) (0.712) D2 −0.008 −0.017*** (−1.540) (−3.261) △LnRev×D×Gdpg 0.014 0.016 (1.103) (1.293) Gdpg 0.018*** 0.017*** (8.548) (8.383) △LnRev×D×Einten −0.046*** −0.039*** (−4.167) (−3.746) Einten −0.005*** −0.006*** (−3.399) (−3.531) △LnRev×D×Ainten −0.019*** −0.025*** (−3.751) (−4.956) Ainten −0.001 −0.003** (−0.600) (−2.154) EmployD_Pnum −0.012 (−0.934) Controls No No Yes Industry/Year Yes Yes Yes Obs 8507 8507 8507 Adj R2 0.856 0.860 0.869 注:括号内为t值,*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平下显著;限于篇幅,未报告控制变量的回归结果,资料备索。下同。 表 4 稳健性测试一
变量 △Lncost
企业固定效应
(1)△Lncost
PSM
(2)△Lncost
Heckman两阶段
(3)△Lncost
Heckman两阶段
(4)△LnRev 0.902*** 0.924*** 0.893*** 0.893*** (83.046) (43.706) (72.398) (72.389) △LnRev×D −0.078 −0.247 0.093 0.093 (−0.771) (−1.009) (1.121) (1.121) △LnRev×D×EmployD −0.119** −0.159*** −0.098** −0.098** (−2.071) (−2.816) (−2.052) (−2.052) EmployD 0.015 0.014 0.011 0.010 (0.732) (0.727) (0.238) (0.233) EmployD_Pnum −0.014 −0.020 −0.007 −0.007 (−0.986) (−1.416) (−0.794) (−0.795) Lamda −0.002 −0.002 (−0.109) (−0.104) Controls Yes Yes Yes Yes Industry/Year Yes Yes Yes Yes Obs 8507 1192 6375 6375 Adj R2 0.876 0.921 0.901 0.901 表 5 稳健性测试二
变量 △Lncost
保留职工董事单一职务样本
(1)△Lncost
控制操控性应计
(2)△Lncost
剔除金融危机年份样本
(3)△LnRev 0.896*** 0.889*** 0.891*** (78.271) (77.540) (66.989) △LnRev×D −0.037 −0.005 −0.154 (−0.397) (−0.052) (−1.546) △LnRev×D×EmployD −0.131** −0.129** −0.119** (−2.315) (−2.549) (−2.295) EmployD −0.011 0.004 0.007 (−1.605) (0.222) (0.402) △LnRev×D×AbsDa −0.544** (−2.056) AbsDa 0.085*** (2.805) EmployD_Pnum −0.012 −0.013 (−0.930) (−1.001) Controls Yes Yes Yes Industry/Year Yes Yes Yes Obs 8346 8507 6803 Adj R2 0.869 0.870 0.872 表 6 信息环境的影响
变量 △Lncost
内部信息透明度低
(1)△Lncost
内部信息透明度高
(2)△Lncost
外部信息透明度低
(3)△Lncost
外部信息透明度高
(4)△LnRev 0.886*** 0.913*** 0.861*** 0.937*** (58.290) (58.786) (47.060) (114.865) △LnRev×D −0.002 −0.167 0.217* −0.313** (−0.020) (−1.191) (1.684) (−2.163) △LnRev×D×EmployD −0.194** −0.053 −0.128** −0.107 (−2.500) (−1.023) (−2.040) (−1.137) EmployD −0.011 0.016 −0.002 0.005 (−0.321) (1.143) (−0.095) (0.379) △LnRev×D×D2 −0.005 0.081* 0.032 −0.008 (−0.137) (1.842) (0.800) (−0.212) D2 −0.027*** −0.001 −0.016** −0.022*** (−3.132) (−0.220) (−2.077) (−3.183) △LnRev×D×Gdpg 0.012 0.028 −0.012 0.045** (0.765) (1.599) (−0.735) (2.320) Gdpg 0.019*** 0.017*** 0.005 0.015*** (5.421) (6.891) (1.252) (5.008) △LnRev×D×Einten −0.048*** −0.027** −0.024** −0.066*** (−3.785) (−2.396) (−2.418) (−3.415) Einten −0.007*** −0.004* −0.005** −0.006** (−2.785) (−1.804) (−2.237) (−2.449) △LnRev×D×Ainten −0.021*** −0.025*** −0.031*** −0.018** (−3.183) (−4.383) (−5.223) (−2.014) Ainten −0.004* −0.002 −0.006** 0.001 (−1.679) (−1.131) (−2.315) (0.347) EmployD_Pnum −0.002 −0.017 −0.011 −0.008 (−0.097) (−1.543) (−0.624) (−0.726) Controls Yes Yes Yes Yes Industry/Year Yes Yes Yes Yes Obs 4064 4043 4118 4389 Adj R2 0.862 0.887 0.840 0.912 表 7 行政级别与成本粘性类型的影响
变量 △Lncost
中央企业
(1)△Lncost
地方国有企业
(2)△LncostL
人力成本
(3)△LncostNL
非人力成本
(4)△LnRev 0.889*** 0.896*** 0.472*** 0.932*** (33.907) (68.842) (14.349) (115.997) △LnRev×D −0.163 0.081 −0.344 0.065 (−0.912) (0.744) (−1.178) (0.748) △LnRev×D×EmployD −0.011 −0.113** −0.069* −0.108* (−0.173) (−2.115) (−1.814) (−1.868) EmployD 0.028 0.007 0.001 0.011 (1.063) (0.323) (0.040) (0.486) △LnRev×D×D2 −0.179*** 0.040 0.126*** 0.018 (−2.932) (1.114) (13.681) (0.752) D2 −0.046*** −0.016** −0.014** −0.015** (−4.146) (−2.525) (−2.549) (−2.528) △LnRev×D×Gdpg 0.049 0.000 −0.004 0.010 (1.631) (0.018) (−0.124) (0.912) Gdpg 0.020*** 0.018*** 0.029*** 0.015*** (4.025) (7.000) (6.379) (9.722) △LnRev×D×Einten −0.077** −0.035*** 0.032*** −0.037*** (−2.130) (−3.895) (3.428) (−3.209) Einten −0.005 −0.006*** 0.014*** −0.008*** (−1.001) (−3.516) (6.631) (−4.456) △LnRev×D×Ainten −0.042** −0.024*** −0.018** −0.027*** (−2.544) (−4.547) (−2.218) (−6.028) Ainten −0.008* −0.004* −0.003 −0.003 (−1.805) (−1.960) (−1.601) (−1.567) EmployD_Pnum −0.023 −0.011 −0.003 −0.016 (−1.044) (−0.660) (−0.176) (−1.042) Controls Yes Yes Yes Yes Industry/Year Yes Yes Yes Yes Obs 1543 6081 8506 8506 Adj R2 0.878 0.872 0.346 0.850 -
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