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现代公司所有权与控制权的分离，增加了经理人与股东之间的代理成本，导致经理人与公司之间的利益不一致（Jensen和Meckling，1976）。经验研究表明，薪酬契约能够降低管理者与股东之间的委托代理成本，有效促进经理人与公司利益保持一致（Healy，1985），进而激励经理人按照公司利益行事（Jensen和Murphy，1990）。但管理层权力理论认为，薪酬契约本身就是一种代理问题。管理层权力影响董事会关于高管团队薪酬的制定，促使经理人在薪酬契约中谋求控制权私有收益（Bebchuk等，2002；Bebchuk和Fried，2003）。尤其是CEO会通过盈余操纵的机会主义手段来粉饰公司财务业绩，以满足薪酬合同的要求来实现自身短期利益最大化（Dechow和Skinner，2000；Jensen和Murphy，2012）。由此，薪酬契约激励经理人按照公司利益行事的作用可能会失效，薪酬契约反而可能会助长经理人损害公司价值的机会主义行为。Akerlof和Kranton（2000）、Akerlof和Kranton（2005）、Akerlof和Kranton（2008）、Akerlof和Kranton（2010）（以下统称为Akerlof和Kranton）理论上证实了经理人组织认同能够激励经理人按照企业利益行事，此后学者们开始使用他们的组织认同概念框架来检验经理人组织认同对代理成本的影响（Boivie等，2011；Abernethy等，2017），但鲜有研究从组织认同视角检验其能否改善薪酬契约有效性问题。
Akerlof和Kranton、Heinle等（2012）、Abernethy等（2017）认为，经理人组织认同是指经理人将自我身份（Self−identity）与企业身份重叠在一起，激励经理人按照企业利益行事。比如，当有人批评经理人所在公司时，经理人可能会感到批评公司就等于批评自己；当有人赞扬经理人所在公司时，经理人会感到这也是对他个人的赞扬（Mael和Ashforth，1992）。CEO主要负责公司战略、经营决策（Hambrick和Mason，1984；Hambrick，2007；Graham等，2013），经理人团队主要由CEO组建，因此相较于其他经理人，CEO组织认同对公司战略、经营决策的作用更大（Lange等，2015）。理论上来看，高管薪酬业绩敏感性反映了薪酬契约的有效性（Jensen和Murphy，1990；Core等，1999；Conyon和He，2011；Ke等，2012；Gao和Li，2015；Ke等，2016），因此，检验经理人组织认同对薪酬契约有效性影响的关键是检验CEO组织认同是否显著改善高管薪酬业绩敏感性。
因此，从CEO组织认同视角，基于证监会中国上市公司内部控制问卷调查数据中的CEO组织认同数据，本文以2014−2016年中国沪深A股上市公司为研究样本，考察CEO组织认同与高管薪酬业绩敏感性的关系。研究发现，CEO组织认同会显著增强高管薪酬业绩敏感性。进一步基于信息披露视角，按照财务报告质量、分析师跟踪进行分组检验发现，相比于财务报告质量较高的公司，CEO组织认同更能显著增强财务报告质量较低公司的高管薪酬业绩敏感性；相比于分析师跟踪较多的公司，CEO组织认同更能显著增强分析师跟踪较少公司的高管薪酬业绩敏感性。本文的研究结果表明，CEO组织认同能够显著增强高管薪酬与公司业绩的紧密性，进而促使经理人按照企业利益行事。总体上，本文的研究发现证实了CEO组织认同能够显著改善薪酬契约有效性。
本文可能的研究贡献如下：
第一，本文的研究拓展了高管薪酬业绩敏感性影响因素研究视角，丰富了薪酬契约有效性相关研究文献。已有研究主要关注公司治理机制（卢锐等，2011；Wang和Xiao，2011；罗进辉，2014；Cheng等，2015；Balsam等，2016；姜付秀等，2017；蔡贵龙等，2018）、公司特征（Schaefer，1998；Ke等，1999；Cichello，2005；Gao和Li，2015）、高管特征（Mishra等，2000；李四海等，2015）、制度环境（Ke等，2012；Ke等，2016）对高管薪酬业绩敏感性的影响，鲜有研究从组织认同视角探究CEO组织认同对高管薪酬业绩敏感性的影响。基于CEO组织认同视角，本文主要考察CEO组织认同对高管薪酬业绩敏感性的影响，发现CEO组织认同能够显著改善公司薪酬契约有效性。本文的研究丰富了薪酬契约有效性相关文献。
第二，本文的研究为Akerlof和Kranton的组织认同框架提供了经验证据，丰富了经理人组织认同经济后果研究。基于Akerlof和Kranton的组织认同框架，现有经验研究主要关注经理人组织认同对代理成本（Boivie等，2011；Abernethy等，2017）、内部控制质量（汤晓建和林斌，2018）的影响，鲜有关注CEO组织认同对薪酬契约有效性的影响。本文研究为Akerlof和Kranton的组织认同理论框架提供了CEO组织认同改善薪酬契约有效性方面的经验证据。
第三，本文的研究发现为改善公司薪酬契约有效性提供了CEO组织认同方面的政策启示。总体上，本文研究表明，CEO组织认同能够显著增强高管薪酬业绩敏感性，从而显著改善公司薪酬契约有效性。因此，公司有必要不断增强CEO组织认同感，以此改善公司薪酬契约有效性，有效激励经理人按照公司利益行事。
余文结构安排如下：第二部分是理论分析与研究假说；第三部分是研究设计；第四部分是实证结果分析；第五部分是研究结论。
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现代公司中两权分离导致经理人与股东之间信息不对称，从而诱发经理人道德风险（Moral Hazard）。但薪酬契约能够降低经理人与股东之间的信息不对称程度（Holmstrom，1989），激励经理人按照公司利益行事（Jensen和Murphy，1990）。事实上，薪酬契约主要将经理人薪酬与公司业绩挂钩，以此激励经理人按照公司利益行事。因此，薪酬契约有效性对经理人与公司之间的利益一致性具有显著影响。理论上，高管薪酬业绩敏感性反映了薪酬契约有效性（Jensen和Murphy，1990；Core等，1999；Conyon和He，2011；Ke等，2012；Gao和Li，2015；Ke等，2016），在很大程度上能够反映经理人与公司的利益一致性，进而激励经理人按照公司利益行事。因此，努力提高高管薪酬业绩敏感性能够有效改善薪酬契约有效性。
已有研究主要探究公司治理机制、公司特征、高管特征、制度环境等对高管薪酬业绩敏感性的影响，旨在改善薪酬契约有效性。（1）公司治理视角，包括控股股东（Wang和Xiao，2011；Chen等，2015；Cheng等，2015；姜付秀等，2017）、股东性质（张爱民等，2016；蔡贵龙等，2018）、机构投资者（张敏和姜付秀，2010）、分析师跟踪（Chen等，2015）、内部控制（卢锐等，2011）等；（2）公司特征视角，包括公司规模（Schaefer，1998；Cichello，2005）、是否上市（Ke等，1999；Gao和Li，2015）等；（3）高管特征视角，包括CEO风险偏好（Mishra等，2000）、高管年龄（李四海等，2015）等；（4）制度环境视角，包括制度环境差异（Ke等，2012）、财务报告环境（Ke等，2016）等。
而管理层权力理论认为，薪酬契约本身可能就是一种代理问题。受管理层权力影响，薪酬契约成为管理层谋求控制权私有收益的主要渠道，从而会增加经理人与公司之间的代理成本（Bebchuk等，2002；Bebchuk和Fried，2003），以此削弱薪酬业绩敏感性对经理人的激励作用。首先，基于个人利益最大化，经理人很大程度上会通过盈余操纵的机会主义手段来粉饰公司财务业绩，以此满足薪酬合同要求来获取自身短期利益最大化（Dechow和Skinner，2000；权小锋等，2010；Jensen和Murphy，2012）。其次，弱的公司治理机制会强化薪酬契约本身的代理问题，从而进一步削弱薪酬业绩敏感性对经理人的激励作用（Core等，1999；Firth等，2006；张敏和姜付秀，2010；Conyon和He，2011）。最后，风险规避型经理人弱化了薪酬业绩敏感性对自身的激励作用（Mishra等，2000）。因此，对保持经理人与公司之间的利益一致性，薪酬契约不但会失效，反而会助长经理人损害公司价值的机会主义行为。
Akerlof和Kranton理论证实了经理人组织认同能够激励经理人按照企业利益行事。一方面，基于组织认同内涵角度，组织认同能够让经理人通过接受企业的使命、愿景与目标方式认同自己在企业中的角色（Davis等，1997）。经理人的组织认同感将自身利益与企业利益更加紧密地绑定在一起（Mael和Ashforth，1992；汤晓建和林斌，2018）。此时，当企业饱受批评时，组织认同度高的经理人会感到尴尬；当企业受到褒扬时，组织认同度高的经理人会感到欣喜，而且公司的成功被看成是经理人自己的成功（Mael和Ashforth，1992；汤晓建和林斌，2018）。也就是说，经理人将自我完全融入企业，以此与企业共“荣辱”。另一方面，基于委托代理成本视角，在委托代理成本模型中，嵌入组织认同因素能够降低经理人与股东之间的委托代理成本（Boivie等，2011；Heinle等，2012），激励组织认同度高的经理人行为与公司目标保持一致，并按照公司利益行事（Akerlof和Kranton，2000；Akerlof和Kranton，2005；Akerlof和Kranton，2008；Heinle等，2012）。
因此，经理人组织认同很大程度上能够克服薪酬契约本身的代理问题，也能克服弱的公司治理机制、经理人风险规避等因素的影响，将经理人利益与公司利益绑定，激励经理人按照公司利益行事。CEO主要负责公司战略、经营决策（Hambrick和Mason，1984；Hambrick，2007；Graham等，2013），经理人团队成员主要由CEO组建；相较于其他经理人，CEO组织认同在公司战略、经营决策上作用更大（Lange等，2015）。可见，CEO组织认同在经理人组织认同中处于主导地位，会显著影响高管薪酬业绩敏感性，进而影响薪酬契约有效性。因此，可以合理推断，CEO组织认同能够显著增强高管薪酬业绩敏感性。据此，本文提出如下第一个假说：
H1：限定条件下，CEO组织认同显著增强高管薪酬业绩敏感性。
基于信息披露视角，弱的财务报告质量环境显著增加了对经理人短视投资行为的激励（Gigler等，2014；Kraft等，2018）。尤其是，弱的财务报告质量环境增加了经理人通过误报公司业绩信息来夸大薪酬激励的可能性，使得董事会难以察觉和替换真实业绩糟糕的经理人（Jongjaroenkamol和Laux，2017）。由此可见，弱的财务报告质量环境很大程度上为经理人通过盈余操纵的机会主义手段，粉饰公司财务业绩以满足薪酬合同的要求，获取自身短期利益最大化（Dechow和Skinner，2000；权小锋等，2010；Jensen和Murphy，2012）提供了可能。因此，弱的财务报告质量环境可能会显著削弱业绩薪酬敏感性对经理人按照公司利益行事的激励作用。然而，如前文所述，CEO组织认同能够克服薪酬契约自身的代理问题、弱的公司治理机制以及经理人风险规避等因素的影响，激励经理人按照公司利益行事。因此，在弱的财务报告质量环境下，CEO组织认同同样能够克服经理人短视行为的影响，增强高管薪酬与公司业绩的紧密性，从而改善薪酬契约有效性。因此，可以合理推断，相比于财务报告质量较高的公司，CEO组织认同更能显著增强财务报告质量较低公司的高管薪酬业绩敏感性。据此，本文提出如下第二个假说：
H2：限定条件下，相比于财务报告质量较高的公司，CEO组织认同更能显著增强财务报告质量较低公司的高管薪酬业绩敏感性。
理论上，分析师通过对管理者行为的有效监督能够显著降低管理者与股东之间的委托代理成本，以此促使管理者按照公司利益行事（Jensen和Meckling，1976）。监督假说认为，一方面，分析师会定期捕捉公司财务报告信息，频繁通过电话会议或实地调研方式向经理人询问公司经营状况（Mayew等，2013；Cheng等，2016；Han等，2018）；另一方面，分析师通过盈余预测研究报告或媒体访谈方式向机构投资者和个人投资者提供公司层面的共有和私有信息（Miller，2006），以此发挥对公司经理人行为的监督作用（魏志华等，2020；曾军等，2020）。已有研究表明，相比于较多分析师跟踪的公司，在较少分析师跟踪的公司中，CEO更可能进行盈余操纵以获得更多超额薪酬，从而降低薪酬业绩敏感性（Chen等，2015）。相比于较多分析师跟踪的公司，在较少分析师跟踪的公司中，薪酬业绩敏感性对经理人的激励作用会被削弱，经理人与股东之间的信息不对称加剧，从而助长了经理人短视行为。但CEO组织认同能够克服薪酬契约自身的代理问题、弱的公司治理机制以及经理人风险规避等因素的影响，将经理人利益与公司利益绑定，以此促使经理人按照公司利益行事。因此，在较少分析师跟踪的公司中，CEO组织认同同样能够克服经理人短视行为的影响，增强高管薪酬与公司业绩的紧密性，从而改善薪酬契约有效性。因此，可以合理推断，相比于分析师跟踪较多的公司，CEO组织认同更能显著增强分析师跟踪较少公司的高管薪酬业绩敏感性。据此，本文提出如下第三个假说：
H3：限定条件下，相比于分析师跟踪较多的公司，CEO组织认同更能显著增强分析师跟踪较少公司的高管薪酬业绩敏感性。
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本文使用的CEO组织认同数据来自证监会中国上市公司内部控制问卷调查数据库。2014年7月3日，证监会上市部牵头，联合证监会会计部、中国上市公司协会、深圳证券交易所、上海证券交易所、深圳迪博企业风险管理技术有限公司和中山大学内部控制研究中心，共同组建了证监会上市公司内部控制调研小组。该小组对中国上市公司内部控制调研问卷反复修改和论证，最终设计了一整套科学合理的内部控制调查问卷。2014年9月5日，该小组通过证监会会计部、深圳证券交易所、上海证券交易所等机构向中国A股所有上市公司发放问卷，问卷中包括CEO组织认同的调研内容。除向中国A股上市公司发放问卷外，该小组也深入公司进行实地调研、访谈。2014年10月10日，该小组召开证监会中国上市公司内部控制调查问卷研讨会，分析问卷回收情况，落实调查问卷工作。最终，该小组共收回2274套调查问卷，总体回收率为80.61%。
基于证监会中国上市公司内部控制问卷调查数据库中的CEO组织认同数据，假定CEO组织认同在短期内保持不变，本文选取2014−2016年中国A股上市公司为研究样本。具体地，根据如下原则进行数据选取：（1）剔除研究期间CEO离职的公司；（2）剔除数据缺失公司；（3）剔除金融类公司；（4）剔除上市不足2年的公司；（5）剔除CEO任期不足2年的公司。由于问卷是2014年下半年调研完成的，如果CEO在2014年后从所在公司离职，那么剔除该CEO离职后的样本数据。最终，本文得到2945家样本公司。为降低异常值影响，本文对连续变量在1%、99%分位数水平上进行了Winsorize处理。本文财务及其他数据来自CSMAR数据库。
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参考辛清泉等（2007）、方军雄（2009）、Chen等（2012）的取值方法，本文以公司披露的薪酬排名前三的高管薪酬总额取对数衡量高管薪酬（PAY）。
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本文的解释变量为CEO组织认同（CEO_OI），该数据来自证监会中国上市公司内部控制问卷调查数据库中的组织认同量表。如表1所示，组织认同量表参考了Mael和Ashforth（1992）的研究方法，首先，将CEO不同回答取值如下：1表示完全不符合，2表示部分符合，3表示一般，4表示符合，5表示完全符合。然后，对应加总每一位CEO的组织认同测度得分后取平均值。如果分值越高，则表明CEO组织认同感越强烈。为消除量纲影响，本文对CEO组织认同分别进行了中心化处理。其次，对CEO组织认同六个子项目数值进行信度分析，结果显示CEO组织认同信度系数Cronbach α值为0.8752，表明本文测度的CEO组织认同是可信的。最后，本文还测度了CEO组织认同各子项目之间的效标关联效度，结果显示各子项目相关系数最小值为0.450，最大值为0.749，即相关系数取值范围为（0.4，0.8），表明本文测度的CEO组织认同是有效的。综上，信度和效度检验结果表明，本文使用的CEO组织认同数据是准确可靠的。
表 1 组织认同量表
我认为以下陈述 完全
不符合部分
符合一般 符合 完全
符合（1）当有人批评我的公司时，我感觉就像在批评自己一样 （2）我很想知道其他人是怎么看待我的公司的 （3）我经常用“我们······”来描述我的公司的情况，而不是用“他们······” （4）我认为，我的公司的成功就是我的成功 （5）当有人赞扬我的公司时，我感觉这也是对我个人的赞扬 （6）假如我的公司因某事被媒体批评，我会感觉很尴尬 注：请根据您所在公司和您个人的实际情况，在相应的空格画“√”。 -
参考方军雄（2009）、Chen等（2012）、蔡贵龙等（2018）的研究，本文以公司息税前净利润取对数后的值衡量公司业绩（EBIT）。
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本文借鉴Dechow等（1995）的方法，计算可操控性应计并取绝对值（FRQ）。如果FRQ大于等于中位数，FRQD取值为1，反映较低的财务报告质量；否则，FRQD取值为0，反映较高的财务报告质量。
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本文用分析师跟踪虚拟变量（ANALYSFD）衡量分析师跟踪。如果分析师跟踪数（ANALYSF）大于等于均值，ANALYSFD取值为1；否则为0。
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借鉴已有研究（Firth等，2006；方军雄，2009；Chen等，2012；江伟等，2013；蔡贵龙等，2018），本文选取以下控制变量：公司规模（SIZE）、资产负债率（LEV）、成长性（GROWTH）、市价账面比（MB）、公司亏损（LOSS）、两职合一（DUAL）、董事会规模（BDSIZE）、是否大所审计（BIG8）、上一期审计意见（OPINION）、第一大股东持股比例（SHARE）、企业性质（SOE）、公司上市年限（AGE）。本文通过行业和年份虚拟变量控制行业和年份固定效应。具体变量定义如表2所示。
表 2 变量定义
变量 符号 定义 高管薪酬 PAY 薪酬排名前三的高管薪酬总额取对数 CEO组织认同 CEO_OI 取自证监会2014年中国上市公司内部控制问卷调查数据库中组织认同量表，量表中对应6项指标得分加总取均值 公司业绩 EBIT 公司息税前净利润取对数 财务报告质量 FRQD 借鉴Dechow等（1995）的方法计算可操控性应计取绝对值（FRQ）。如果FRQ大于等于中位数，则FRQD取值为1，否则为0 分析师跟踪 ANALYSFD 如果分析师跟踪数大于等于均值，取值为1，否则为0 公司规模 SIZE 期末资产取对数 资产负债率 LEV 负债总额/资产总额 成长性 GROWTH 营业收入增长率 市价账面比 MB 市场价值/账面价值 公司亏损 LOSS 如果公司当年净利润小于0，取值为1，否则为0 两职合一 DUAL 如果总经理和董事长为同一人，取值为1，否则为0 董事会规模 BDSIZE 董事会人数取自然对数 是否大所审计 BIG8 如果公司财务报表为前八大规模的会计师事务所（中国注册会计师协会排名）审计，取值为1，否则为0 上一期审计意见 OPINION 如果公司上一期财务报表被审计师出具非标准审计意见，取值为1，否则为0 第一大股东持股比例 SHARE 第一大股东持股股数/公司发行在外普通股总股数 企业性质 SOE 国有控股，取值为1，否则为0 公司上市年限 AGE 数据年度减去公司上市年度 -
参考Firth等（2006）、辛清泉等（2007）、方军雄（2009）、Chen等（2012）、蔡贵龙等（2018）的研究，为验证假说H1，本文构建如下检验模型（1）：
$$ \begin{split} PA{Y_{i,t}} =& {\alpha _0} + {\alpha _1}CEO\_O{I_{i,t}} + {\alpha _2}EBI{T_{i,t}} + {\alpha _3}EBI{T_{i,t}} \times CEO\_O{I_{i,t}} + {\alpha _4}SIZ{E_{i,t}}\\& + {\alpha _5}LE{V_{i,t}} +{\alpha _6}GROWT{H_{i,t}} + {\alpha _7}M{B_{i,t}} + {\alpha _8}LOS{S_{i,t}} + {\alpha _9}DUA{L_{i,t}}\\& +{\alpha _{10}}BDSIZ{E_{i,t}} + {\alpha _{11}}BIG{\textit{8}_{i,t}} + {\alpha _{12}}OPINIO{N_{i,t - 1}} + {\alpha _{13}}SHAR{E_{i,t}} \\&+ {\alpha _{14}} SO{E_{i,t}} + {\alpha _{15}}AG{E_{i,t}} + IND + YEAR + \varepsilon \end{split} $$ (1) 其中，如果α3为正值，且在统计上显著，则表明CEO组织认同显著增强了高管薪酬业绩敏感性。为验证假说H2和假说H3，本文分别按照财务报告质量（FRQD）、分析师跟踪（ANALYSFD）对模型（1）进行分组回归分析。
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表3报告了主要变量的描述性统计结果。结果显示：PAY的均值为14.305；EBIT的均值为19.154；未中心化的CEO_OI的均值为4.274，表明样本公司CEO的组织认同感存在正态分布右偏倾向，样本公司CEO的组织认同感普遍较高；FRQD的均值为0.485，表明48.5%的样本公司财务报告质量较低；ANALYSFD的均值为0.390，表明39%的样本公司存在较多分析师跟踪。
表 3 主要变量描述性统计结果
变量 样本数 均值 中位数 标准差 最小值 最大值 PAY 2945 14.305 14.270 0.673 11.593 17.188 EBIT 2945 19.154 19.142 1.387 15.532 22.726 CEO_OI 2945 4.274 4.333 0.627 1.000 5.000 FRQD 2945 0.485 0.000 0.500 0.000 1.000 ANALYSFD 2945 0.390 0.000 0.488 0.000 1.000 注：限于篇幅，未报告控制变量描述性统计结果，资料备索。 -
表4报告了CEO组织认同（CEO_OI）与高管薪酬业绩敏感性关系的回归结果。列（1）的回归结果显示，在控制影响高管薪酬相关变量后，息税前净利润与CEO组织认同交互项（EBIT×CEO_OI）与高管薪酬（PAY）在1%水平上显著正相关，表明CEO组织认同显著增强了高管薪酬业绩敏感性，假说H1得到支持。
表 4 基准回归结果
变量 PAY 全样本
（1）财务报告质量高
（2）财务报告质量低
（3）分析师跟踪多
（4）分析师跟踪少
（5）CEO_OI −0.831** −0.482 −1.231** −0.121 −0.810** (−2.518) (−1.398) (−2.520) (−0.172) (−2.259) EBIT 0.163*** 0.152*** 0.176*** 0.230*** 0.116*** (8.753) (6.679) (6.739) (6.285) (5.685) EBIT×CEO_OI 0.047*** 0.028 0.068*** 0.012 0.045** (2.661) (1.544) (2.616) (0.330) (2.332) SIZE 0.147*** 0.143*** 0.157*** 0.113** 0.129*** (4.907) (4.132) (3.773) (2.154) (3.859) LEV −0.250** −0.386*** −0.097 −0.079 −0.258** (−2.572) (−3.208) (−0.761) (−0.458) (−2.391) GROWTH −0.076** −0.051 −0.085** −0.124** −0.059 (−2.268) (−0.885) (−2.064) (−2.137) (−1.489) MB 0.016* 0.006 0.026** 0.016 0.003 (1.912) (0.640) (2.278) (1.042) (0.345) LOSS −0.035 −0.069 0.107 0.150 −0.080 (−0.477) (−0.789) (0.890) (0.579) (−1.070) DUAL 0.083** 0.072* 0.100** 0.096* 0.071* (2.422) (1.763) (2.289) (1.727) (1.828) BDSIZE 0.149* 0.225** 0.080 0.110 0.152* (1.866) (2.400) (0.786) (0.838) (1.673) BIG8 0.065** 0.063* 0.072** 0.033 0.079** (2.376) (1.909) (2.000) (0.755) (2.426) OPINION −0.199** −0.066 −0.240* −0.241 −0.170 (−1.962) (−0.595) (−1.753) (−0.686) (−1.629) SHARE −0.000 −0.006 0.065 −0.111 0.064 (−0.001) (−0.056) (0.545) (−0.728) (0.610) SOE −0.058 −0.069 −0.039 −0.129* −0.020 (−1.448) (−1.477) (−0.733) (−1.786) (−0.437) AGE 0.008** 0.009** 0.006 0.012* 0.007** (2.489) (2.408) (1.497) (1.952) (2.056) CONSTANT 7.350*** 7.741*** 6.814*** 6.990*** 8.530*** (14.669) (13.654) (10.490) (8.071) (14.932) IND & YEAR Yes Yes Yes Yes Yes Adj R2 0.328 0.322 0.340 0.350 0.265 N 2945 1517 1428 1150 1795 注：括号内为经过异方差调整和公司层面聚类稳健标准误调整后的t值；***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著。 列（2）的回归结果显示，在控制影响高管薪酬相关变量后，息税前净利润与CEO组织认同交互项（EBIT×CEO_OI）与高管薪酬（PAY）存在统计上不显著的正相关关系，表明在较高财务报告质量公司中CEO组织认同与高管薪酬业绩敏感性存在不显著的正相关关系。列（3）的回归结果显示，在控制影响高管薪酬相关变量后，息税前净利润与CEO组织认同交互项（EBIT×CEO_OI）与高管薪酬（PAY）在1%水平上显著正相关，表明在较低财务报告质量公司中CEO组织认同显著增强了高管薪酬业绩敏感性。列（2）、列（3）的回归结果表明，相比于财务报告质量较高的公司，CEO组织认同更能显著增强财务报告质量较低公司的高管薪酬业绩敏感性，假说H2得到支持。
列（4）的回归结果显示，在控制影响高管薪酬相关变量后，息税前净利润与CEO组织认同交互项（EBIT×CEO_OI）与高管薪酬（PAY）存在统计上不显著的正相关关系，表明在较多分析师跟踪的公司中CEO组织认同与高管薪酬业绩敏感性存在不显著的正相关关系。列（5）的回归结果显示，在控制影响高管薪酬相关变量后，息税前净利润与CEO组织认同交互项（EBIT×CEO_OI）与高管薪酬（PAY）在5%水平上存在显著正相关关系，表明在较少分析师跟踪的公司中CEO组织认同显著增强了高管薪酬业绩敏感性。列（4）、列（5）的回归结果表明，相比于分析师跟踪较多的公司，CEO组织认同更能显著增强分析师跟踪较少公司的高管薪酬业绩敏感性，假说H3得到支持。
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本文可能存在以下干扰研究结论的内生性问题：一方面，CEO组织认同对薪酬业绩敏感性的影响可能会受到某些遗漏变量的干扰，即存在遗漏变量问题；另一方面，CEO组织认同能够显著增强薪酬业绩敏感性，但薪酬敏感性强的公司，其CEO组织认同感可能原本就很强烈，即存在反向因果问题。
（1）考虑CEO人口统计学特征的影响
根据高阶理论，经理人的人口统计学特征（性别、年龄、教育背景等）会显著影响其决策行为（Hambrick和Mason，1984），因此，CEO人口统计学特征可能会影响其薪酬业绩敏感性。遗漏CEO人口统计学特征变量可能会干扰CEO组织认同与高管薪酬业绩敏感性的研究结论。为克服遗漏变量问题的影响，本文在模型（1）中控制了CEO人口统计学特征。常见的CEO人口统计学特征主要有CEO的性别、教育背景、年龄和任职期限，本文从中国研究数据服务平台（CNRDS）获得上述数据，并定义如下变量：CEO性别（CEO_MALE），如果CEO为男性，取值为1，否则为0；CEO教育背景（CEO_EDU），若CEO为博士、硕士、本科、大专、高中及以下学历，分别取值为4、3、2、1、0；CEO年龄（CEO_AGE）；CEO任职期限（CEO_TENURE）。统计显示（限于篇幅未报告，备索）：CEO性别（CEO_MALE）的均值为0.933，表明93.3%（6.7%）的样本公司CEO是男性（女性）；CEO教育背景（CEO_EDU）的均值为2.51，表明样本公司CEO普遍具有本科学历；CEO年龄（CEO_AGE）的均值为49.43，表明样本公司CEO平均年龄约为49岁；CEO任职期限（CEO_TENURE）的均值为5.77，表明样本公司CEO普遍任职年限大于5年。
表5报告了控制CEO人口统计学特征后的回归结果。列（1）的回归结果显示，在控制CEO人口统计学特征变量后，息税前净利润与CEO组织认同交互项（EBIT×CEO_OI）与高管薪酬（PAY）在5%水平上显著正相关，表明CEO组织认同显著增强了高管薪酬业绩敏感性。
表 5 考虑CEO人口统计学特征的回归结果
变量 PAY 全样本
（1）财务报告质量高
（2）财务报告质量低
（3）分析师跟踪多
（4）分析师跟踪少
（5）CEO_OI −0.805** −0.417 −1.233** −0.183 −0.767** (−2.428) (−1.207) (−2.503) (−0.262) (−2.109) EBIT 0.160*** 0.150*** 0.172*** 0.224*** 0.115*** (8.654) (6.650) (6.576) (6.332) (5.538) EBIT×CEO_OI 0.045** 0.025 0.069*** 0.015 0.043** (2.568) (1.344) (2.603) (0.411) (2.192) CEO_MALE −0.010 −0.014 0.004 −0.010 −0.030 (−0.136) (−0.181) (0.044) (−0.105) (−0.333) CEO_EDU 0.065*** 0.068*** 0.064** 0.093*** 0.039* (3.401) (3.055) (2.560) (3.014) (1.751) CEO_AGE 0.005* 0.005 0.005 0.003 0.006* (1.701) (1.496) (1.315) (0.678) (1.782) CEO_TENURE 0.002 0.001 0.002 0.003 0.003 (0.400) (0.208) (0.323) (0.333) (0.435) CONSTANT 7.264*** 7.698*** 6.667*** 6.989*** 8.402*** (13.931) (13.017) (9.762) (7.829) (14.197) CONTORLS Yes Yes Yes Yes Yes IND & YEAR Yes Yes Yes Yes Yes Adj R2 0.335 0.332 0.344 0.359 0.267 N 2897 1492 1405 1132 1765 注：括号内为经过异方差调整和公司层面聚类稳健标准误调整后的t值；***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 列（2）的回归结果显示，在控制CEO人口统计学特征变量后，息税前净利润与CEO组织认同交互项（EBIT×CEO_OI）与高管薪酬（PAY）存在统计上不显著的正相关关系，表明在较高财务报告质量公司中CEO组织认同与高管薪酬业绩敏感性存在不显著的正相关关系。列（3）的回归结果显示，在控制CEO人口统计学特征变量后，息税前净利润与CEO组织认同交互项（EBIT×CEO_OI）与高管薪酬（PAY）在1%水平上显著正相关，表明在较低财务报告质量公司中CEO组织认同显著增强了高管薪酬业绩敏感性。上述回归结果与基准回归结果一致，表明结论稳健。
列（4）的回归结果显示，在控制CEO人口统计学特征变量后，息税前净利润与CEO组织认同交互项（EBIT×CEO_OI）与高管薪酬（PAY）存在统计上不显著的正相关关系，表明在较多分析师跟踪的公司中CEO组织认同与高管薪酬业绩敏感性存在不显著的正相关关系。列（5）的回归结果显示，在控制CEO人口统计学特征变量后，息税前净利润与CEO组织认同交互项（EBIT×CEO_OI）与高管薪酬（PAY）在5%水平上显著正相关，表明在较少分析师跟踪的公司中CEO组织认同显著增强了高管薪酬业绩敏感性。上述回归结果与基准回归结果一致，表明结论稳健。
（2）考虑其他遗漏变量影响
本文采用固定效应模型克服其他遗漏变量问题对本文研究结论的干扰。由于受问卷的限制，解释变量CEO组织认同（CEO_OI）不随时间变化而变化，本文无法使用传统的固定效应模型。参考Aghion等（2013）、Kim和Zhang（2016）的方法，本文使用被解释变量的时间序列变化情况来控制公司固定效应的影响，即计算被解释变量高管薪酬指标（PAY）样本期前三年（2011−2013年）均值，并用该均值衡量公司固定效应（FIXED_EM）。表6的回归结果与基准回归结果一致，不再赘述。
表 6 固定效应模型
变量 PAY 全样本
（1）财务报告质量高
（2）财务报告质量低
（3）分析师跟踪多
（4）分析师跟踪少
（5）CEO_OI −0.449** −0.254 −0.687** 0.007 −0.536** (−2.003) (−1.041) (−2.220) (0.015) (−2.263) EBIT 0.078*** 0.071*** 0.086*** 0.119*** 0.059*** (7.062) (5.310) (5.337) (5.374) (4.626) EBIT×CEO_OI 0.025** 0.014 0.037** 0.002 0.029** (2.101) (1.129) (2.264) (0.078) (2.329) FIXED_EM 0.809*** 0.787*** 0.831*** 0.830*** 0.784*** (41.882) (31.816) (34.731) (29.872) (31.967) CONSTANT 1.396*** 1.811*** 0.987** 0.888* 2.112*** (4.319) (4.634) (2.331) (1.725) (5.552) CONTORLS Yes Yes Yes Yes Yes IND & YEAR Yes Yes Yes Yes Yes Adj R2 0.744 0.741 0.745 0.769 0.701 N 2931 1508 1423 1146 1785 注：括号内为经过异方差调整和公司层面聚类稳健标准误调整后的t值；***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。 （3）考虑反向因果问题
本文的研究结论可能还受到反向因果问题的干扰。参考Rosenbaum和Rubin（1983）、Kim等（2017）、汤晓建和张俊生（2017）、张俊生等（2018）克服反向因果问题的方法，本文采用倾向匹配得分方法（PSM）。首先，本文将CEO组织认同（CEO_OI）按照均值转换为虚拟变量；其次，以较高CEO组织认同感公司作为处置组，在较低CEO组织认同感公司中寻找与处置组相似的配对样本。本文按照1比1无放回最近邻匹配的PSM方法，构建如下PSM第一阶段的Probit配对模型（2）：
$$ \begin{split} CEO\_O{I_{i,t}} =& {\alpha _0} + {\alpha _1}EBI{T_{i,t}} + {\alpha _2}SIZ{E_{i,t}} + {\alpha _3}LE{V_{i,t}} + {\alpha _4}GROWT{H_{i,t}} + {\alpha _5}M{B_{i,t}} \\&+ {\alpha _6}LOS{S_{i,t}} + {\alpha _7}DUA{L_{i,t}} + {\alpha _8}BDSIZ{E_{i,t}} + {\alpha _9}BIG{8_{i,t}} + {\alpha _{10}}OPINIO{N_{i,t - 1}} \\&+ {\alpha _{11}}SHAR{E_{i,t}} + {\alpha _{12}}SO{E_{i,t}} + {\alpha _{13}}AG{E_{i,t}} + IND + YEAR + \varepsilon \\[-13pt]\end{split} $$ (2) PSM第一阶段回归结果（限于篇幅未报告，备索）显示，成长性（GROWTH）与CEO组织认同（CEO_OI）在5%水平上显著正相关，公司上市年限（AGE）与CEO组织认同（CEO_OI）在10%水平上显著正相关，表明CEO组织认同感较高的公司具有较高的成长性和较长的上市年限。
基于PSM第一阶段回归结果，本文以较高CEO组织认同感公司作为处置组，在较低CEO组织认同感公司中寻找与处置组相似的配对样本，得到1419家CEO组织认同感较高的公司和1419家CEO组织认同感较低的公司。PSM后的配对样本平衡性检验结果（限于篇幅未报告，备索）显示，模型（1）中所有控制变量均不存在统计水平上的显著差异，表明本文PSM匹配结果有效。PSM配对后的回归结果（限于篇幅未报告，备索）与基准回归结果一致，不再赘述。
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参考方军雄（2009）、Chen等（2012）的研究，本文以按年度经行业中位数调整的资产收益率（ROA）作为公司业绩的替代变量。替换公司业绩变量后CEO组织认同与高管薪酬业绩敏感性关系的回归结果（限于篇幅未报告，备索）与基准回归结果一致，不再赘述。
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理论上，薪酬契约能够激励经理人按照公司利益行事（Healy，1985；Jensen和Murphy，1990）。但是，鉴于薪酬契约本身的代理问题（Bebchuk等，2002；Bebchuk和Fried，2003）、弱的公司治理机制（Core等，1999；Firth等，2006；张敏和姜付秀，2010；Conyon和He，2011）、经理人风险规避（Mishra等，2000）等因素的影响，薪酬契约对经理人按照公司利益行事的激励作用并不完全有效。Akerlof和Kranton理论证实了经理人组织认同能够激励经理人按照企业利益行事。由于CEO主要负责公司战略、经营决策（Hambrick和Mason，1984；Hambrick，2007；Graham等，2013），而且经理人团队成员主要由CEO组建，相较于其他经理人，CEO组织认同在公司战略、经营决策上作用更大（Lange等，2015）。因此，CEO组织认同在经理人组织认同中处于主导地位，能够克服上述因素的不利影响，增强高管薪酬业绩敏感性，从而改善高管薪酬契约有效性。
基于委托代理理论和组织认同理论视角，以证监会中国上市公司内部控制问卷调查数据中CEO组织认同数据为研究基础，本文选取2014−2016年中国沪深A股上市公司为研究样本，考察CEO组织认同与高管薪酬业绩敏感性的关系。研究发现：（1）CEO组织认同能够显著增强高管薪酬业绩敏感性；（2）相比于财务报告质量较高的公司，CEO组织认同更能显著增强财务报告质量较低公司的高管薪酬业绩敏感性；（3）相比于分析师跟踪较多的公司，CEO组织认同更能显著增强分析师跟踪较少公司的高管薪酬业绩敏感性。
本文的研究证实了CEO组织认同能够抑制经理人短视行为，显著增强高管薪酬业绩敏感性，激励经理人按照公司利益行事。因此，在薪酬契约无法有效激励经理人按照公司利益行事时，从CEO组织认同视角去促使经理人按照公司利益行事显得尤为必要。现实中，企业应积极提升组织文化建设，营造良好的企业文化氛围，增强CEO在组织内部的认同感。监管者应加强CEO职业道德、技能素养等方面的培训，促进CEO组织认同感的提升。
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摘要: 已有文献证实经理人组织认同能够激励经理人按照企业利益行事。那么，经理人组织认同能否改善薪酬契约有效性？文章基于CEO组织认同视角，以证监会中国上市公司内部控制问卷调查数据中的CEO组织认同数据为基础，考察CEO组织认同与高管薪酬业绩敏感性的关系。研究发现，CEO组织认同显著增强了高管薪酬业绩敏感性；进一步按财务报告质量和分析师跟踪分组检验发现，这一关系在财务报告质量较低、分析师跟踪较少的公司更明显。
CEO Organization Identification and Executives’ Pay-Performance Sensitivity
Abstract: Prior studies reveal that organization identification can motivate managers to take actions strongly with firms. Then, can managers’ organization identification improve the effectiveness of compensation contracts? From the perspective of CEO organization identification, and based on CEO organization identification data from the internal control survey for listed firms in China sponsored by the Chinese Securities Regulatory Commissions, we test the relationship between CEO organization identification and executives’ pay-performance sensitivity. The findings show that CEO organization identification significantly strengthens executives’ pay-performance sensitivity. Further study are tested in group of the financial reporting quality and analysts’ following, and finds that the positive relationship between CEO organization identification and executives’ pay-performance sensitivities is more significant in firms with lower financial reporting quality and less analysts’ following. -
表 1 组织认同量表
我认为以下陈述 完全
不符合部分
符合一般 符合 完全
符合（1）当有人批评我的公司时，我感觉就像在批评自己一样 （2）我很想知道其他人是怎么看待我的公司的 （3）我经常用“我们······”来描述我的公司的情况，而不是用“他们······” （4）我认为，我的公司的成功就是我的成功 （5）当有人赞扬我的公司时，我感觉这也是对我个人的赞扬 （6）假如我的公司因某事被媒体批评，我会感觉很尴尬 注：请根据您所在公司和您个人的实际情况，在相应的空格画“√”。 
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表 2 变量定义
变量 符号 定义 高管薪酬 PAY 薪酬排名前三的高管薪酬总额取对数 CEO组织认同 CEO_OI 取自证监会2014年中国上市公司内部控制问卷调查数据库中组织认同量表，量表中对应6项指标得分加总取均值 公司业绩 EBIT 公司息税前净利润取对数 财务报告质量 FRQD 借鉴Dechow等（1995）的方法计算可操控性应计取绝对值（FRQ）。如果FRQ大于等于中位数，则FRQD取值为1，否则为0 分析师跟踪 ANALYSFD 如果分析师跟踪数大于等于均值，取值为1，否则为0 公司规模 SIZE 期末资产取对数 资产负债率 LEV 负债总额/资产总额 成长性 GROWTH 营业收入增长率 市价账面比 MB 市场价值/账面价值 公司亏损 LOSS 如果公司当年净利润小于0，取值为1，否则为0 两职合一 DUAL 如果总经理和董事长为同一人，取值为1，否则为0 董事会规模 BDSIZE 董事会人数取自然对数 是否大所审计 BIG8 如果公司财务报表为前八大规模的会计师事务所（中国注册会计师协会排名）审计，取值为1，否则为0 上一期审计意见 OPINION 如果公司上一期财务报表被审计师出具非标准审计意见，取值为1，否则为0 第一大股东持股比例 SHARE 第一大股东持股股数/公司发行在外普通股总股数 企业性质 SOE 国有控股，取值为1，否则为0 公司上市年限 AGE 数据年度减去公司上市年度
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表 3 主要变量描述性统计结果
变量 样本数 均值 中位数 标准差 最小值 最大值 PAY 2945 14.305 14.270 0.673 11.593 17.188 EBIT 2945 19.154 19.142 1.387 15.532 22.726 CEO_OI 2945 4.274 4.333 0.627 1.000 5.000 FRQD 2945 0.485 0.000 0.500 0.000 1.000 ANALYSFD 2945 0.390 0.000 0.488 0.000 1.000 注：限于篇幅，未报告控制变量描述性统计结果，资料备索。
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表 4 基准回归结果
变量 PAY 全样本
（1）财务报告质量高
（2）财务报告质量低
（3）分析师跟踪多
（4）分析师跟踪少
（5）CEO_OI −0.831** −0.482 −1.231** −0.121 −0.810** (−2.518) (−1.398) (−2.520) (−0.172) (−2.259) EBIT 0.163*** 0.152*** 0.176*** 0.230*** 0.116*** (8.753) (6.679) (6.739) (6.285) (5.685) EBIT×CEO_OI 0.047*** 0.028 0.068*** 0.012 0.045** (2.661) (1.544) (2.616) (0.330) (2.332) SIZE 0.147*** 0.143*** 0.157*** 0.113** 0.129*** (4.907) (4.132) (3.773) (2.154) (3.859) LEV −0.250** −0.386*** −0.097 −0.079 −0.258** (−2.572) (−3.208) (−0.761) (−0.458) (−2.391) GROWTH −0.076** −0.051 −0.085** −0.124** −0.059 (−2.268) (−0.885) (−2.064) (−2.137) (−1.489) MB 0.016* 0.006 0.026** 0.016 0.003 (1.912) (0.640) (2.278) (1.042) (0.345) LOSS −0.035 −0.069 0.107 0.150 −0.080 (−0.477) (−0.789) (0.890) (0.579) (−1.070) DUAL 0.083** 0.072* 0.100** 0.096* 0.071* (2.422) (1.763) (2.289) (1.727) (1.828) BDSIZE 0.149* 0.225** 0.080 0.110 0.152* (1.866) (2.400) (0.786) (0.838) (1.673) BIG8 0.065** 0.063* 0.072** 0.033 0.079** (2.376) (1.909) (2.000) (0.755) (2.426) OPINION −0.199** −0.066 −0.240* −0.241 −0.170 (−1.962) (−0.595) (−1.753) (−0.686) (−1.629) SHARE −0.000 −0.006 0.065 −0.111 0.064 (−0.001) (−0.056) (0.545) (−0.728) (0.610) SOE −0.058 −0.069 −0.039 −0.129* −0.020 (−1.448) (−1.477) (−0.733) (−1.786) (−0.437) AGE 0.008** 0.009** 0.006 0.012* 0.007** (2.489) (2.408) (1.497) (1.952) (2.056) CONSTANT 7.350*** 7.741*** 6.814*** 6.990*** 8.530*** (14.669) (13.654) (10.490) (8.071) (14.932) IND & YEAR Yes Yes Yes Yes Yes Adj R2 0.328 0.322 0.340 0.350 0.265 N 2945 1517 1428 1150 1795 注：括号内为经过异方差调整和公司层面聚类稳健标准误调整后的t值；***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著。
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表 5 考虑CEO人口统计学特征的回归结果
变量 PAY 全样本
（1）财务报告质量高
（2）财务报告质量低
（3）分析师跟踪多
（4）分析师跟踪少
（5）CEO_OI −0.805** −0.417 −1.233** −0.183 −0.767** (−2.428) (−1.207) (−2.503) (−0.262) (−2.109) EBIT 0.160*** 0.150*** 0.172*** 0.224*** 0.115*** (8.654) (6.650) (6.576) (6.332) (5.538) EBIT×CEO_OI 0.045** 0.025 0.069*** 0.015 0.043** (2.568) (1.344) (2.603) (0.411) (2.192) CEO_MALE −0.010 −0.014 0.004 −0.010 −0.030 (−0.136) (−0.181) (0.044) (−0.105) (−0.333) CEO_EDU 0.065*** 0.068*** 0.064** 0.093*** 0.039* (3.401) (3.055) (2.560) (3.014) (1.751) CEO_AGE 0.005* 0.005 0.005 0.003 0.006* (1.701) (1.496) (1.315) (0.678) (1.782) CEO_TENURE 0.002 0.001 0.002 0.003 0.003 (0.400) (0.208) (0.323) (0.333) (0.435) CONSTANT 7.264*** 7.698*** 6.667*** 6.989*** 8.402*** (13.931) (13.017) (9.762) (7.829) (14.197) CONTORLS Yes Yes Yes Yes Yes IND & YEAR Yes Yes Yes Yes Yes Adj R2 0.335 0.332 0.344 0.359 0.267 N 2897 1492 1405 1132 1765 注：括号内为经过异方差调整和公司层面聚类稳健标准误调整后的t值；***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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表 6 固定效应模型
变量 PAY 全样本
（1）财务报告质量高
（2）财务报告质量低
（3）分析师跟踪多
（4）分析师跟踪少
（5）CEO_OI −0.449** −0.254 −0.687** 0.007 −0.536** (−2.003) (−1.041) (−2.220) (0.015) (−2.263) EBIT 0.078*** 0.071*** 0.086*** 0.119*** 0.059*** (7.062) (5.310) (5.337) (5.374) (4.626) EBIT×CEO_OI 0.025** 0.014 0.037** 0.002 0.029** (2.101) (1.129) (2.264) (0.078) (2.329) FIXED_EM 0.809*** 0.787*** 0.831*** 0.830*** 0.784*** (41.882) (31.816) (34.731) (29.872) (31.967) CONSTANT 1.396*** 1.811*** 0.987** 0.888* 2.112*** (4.319) (4.634) (2.331) (1.725) (5.552) CONTORLS Yes Yes Yes Yes Yes IND & YEAR Yes Yes Yes Yes Yes Adj R2 0.744 0.741 0.745 0.769 0.701 N 2931 1508 1423 1146 1785 注：括号内为经过异方差调整和公司层面聚类稳健标准误调整后的t值；***、**、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著；限于篇幅，未报告控制变量回归结果，资料备索。
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