高管權力、媒體關注與高管私有收益
——基于我國A股上市公司的經驗證據

黃 娟，張達龍

(西南財經大學 會計學院，四川 成都 611130)

一、引言

長期以來，我國上市公司一直存在著薪酬亂象，一是貨幣薪酬亂象，譬如天價貨幣薪酬；二是在職消費亂象，譬如巨額在職消費。貨幣薪酬亂象和在職消費亂象都反映出當前上市公司高管薪酬體系的無序狀態(tài)，在這些亂象背后更多體現的是高管謀取私有收益的行為。高管作為理性經濟人，有追求私有收益、最大化自身效用函數的動機。根據管理層權力理論，高管權力為高管影響薪酬契約，進而謀取私有收益創(chuàng)造了條件。那么，高管權力的增大是否會導致高管私有收益的增加？以及在區(qū)分產權性質和控制層級后，兩者的關系是怎樣？黨的十八大以來，在中央厲行反腐和持續(xù)推進國企高管薪酬改革的背景下，對此進行研究很有必要。這是本文思考的第一個問題。

黨的十九大強調，要重視和提高媒體對社會的影響力，充分發(fā)揮媒體應有的作用。經驗研究表明，媒體能夠降低信息不對稱，通過監(jiān)管機制、聲譽機制、壓力機制，發(fā)揮公司治理作用。作為新興和轉型經濟體，我國的法律制度并不完善，且總體水平較低。由此，法律之外的替代機制，譬如媒體，如何發(fā)揮作用值得關注。然而，媒體對高管利用權力謀取私有收益的行為有何影響，相關的研究仍比較缺乏。在這一背景下，媒體關注是否能夠抑制高管權力對高管私有收益的影響？以及在區(qū)分產權性質和控制層級后，它們的關系又是怎樣？這是本文思考的第二個問題。

本文的貢獻在于：第一，豐富對中國制度背景下高管權力作用后果的認識。本文針對高管權力對高管私有收益的影響，在區(qū)分產權性質和控制層級的基礎上，進行較為深入的探索。第二，拓展高管私有收益相關的研究。一方面，以往對高管私有收益的研究，較少從貨幣性私有收益和非貨幣性私有收益展開，本文在區(qū)分產權性質和控制層級的基礎上，對此進行豐富和拓展。另一方面，以往對高管私有收益的研究大都從公司內部治理機制的視角出發(fā)，本文則從媒體這一重要的外部治理機制進行拓展。第三，為媒體影響高管權力與高管私有收益的關系提供較為翔實的經驗證據。以往對媒體關注的研究主要集中在盈余質量、內部控制等多方面，然而有關媒體關注如何影響高管行為，尤其是高管謀取私有收益行為的研究并不多見，本文對此進行有益的補充。

二、文獻回顧

(一)高管權力與高管私有收益

針對高管謀取私有收益的行為，不少學者試圖從高管權力角度去尋找答案。Jensen和Meckling認為兩權分離后，經理掌握了公司控制權，經理能夠通過控制權獲取職務消費、職業(yè)聲譽等私有收益[1]。基于我國國企高管薪酬改革的制度背景，權小鋒等發(fā)現，國企高管權力越大，其獲取的私有收益越多，且地方國企高管更偏好貨幣性私有收益，央企高管更偏好非貨幣性私有收益[2]。從紀委治理的視角，陳仕華等發(fā)現，國企紀委的治理參與對高管利用權力謀取貨幣性私有收益行為沒有顯著影響，但對高管非貨幣性私有收益有顯著的抑制作用[3]。在并購方面，高管權力越大，越可能推進并購，進而謀取更高的私有收益[4]。在超募融資方面，國有和非國有上市公司在超募融資后，其高管利用職權均獲得了更高的貨幣性私有收益和非貨幣性私有收益[5]。

(二)媒體關注對內部契約的影響

作為信息中介，媒體能夠降低企業(yè)內外部的信息不對稱，通過監(jiān)管機制、聲譽機制和壓力機制來約束高管行為，進而發(fā)揮公司治理的作用。一方面，媒體有降低信息不對稱的能力[6]；另一方面，媒體有降低信息不對稱的動機[7,8]。李培功等認為，我國媒體主要通過監(jiān)管機制發(fā)揮治理作用[8]。Dyck等認為，媒體主要通過聲譽機制發(fā)揮治理作用[9]。Fang等認為媒體治理作用是通過市場壓力、輿論壓力、監(jiān)管部門介入壓力等壓力機制實現的[10]。

關于媒體與高管私有收益的研究，主要有以下觀點。基于我國資本市場高管薪酬亂象的背景，楊德明等發(fā)現，對于天價薪酬，媒體發(fā)揮了一定的治理作用[11]。李培功等認為，媒體對上市公司的負面報道使高管超額薪酬部分顯著降低[12]。薛健等指出 ，媒體曝光對國企高管超額在職消費具有顯著的威懾效應[13]。然而，DeAngelo等研究發(fā)現媒體對高管謀取控制權私利行為并無抑制與治理作用[14]。此外，Core等認為，媒體雖然會對高管超額薪酬作出報道，但媒體的報道對超額薪酬沒有影響[15]。

媒體同樣會對高管權力產生影響。Dyck等發(fā)現媒體關注有助于約束高管濫用職權的行為[9]。Liu等認為，當媒體對公司的報道增加時，高管利用權力推進有損公司價值的并購行為能夠得到有效抑制[16]。徐細雄等指出，媒體治理能夠緩解高管利用權力尋租[17]。基于雙重代理成本的視角，羅進輝認為，媒體能夠約束高管濫用權力的機會主義行為，進而降低公司的代理成本[7]。Liu等發(fā)現媒體能對高管權力進行約束，更好發(fā)揮出高管的人力資本價值[18]。

(三)簡要評述

盡管目前對高管權力、媒體關注、高管私有收益相關的研究已經取得一定的進展，但總體而言，仍存在著以下問題：一是現有研究較少從媒體視角考察媒體對高管貨幣性和非貨幣性私有收益的影響。二是現有研究較少從國企和非國企、央企和地方國企等微觀角度考察媒體對高管謀取私有收益行為的影響。而不同產權性質和控制層級的企業(yè)，媒體所發(fā)揮的作用有所差異，并且高管權力影響私有收益的表現也有所差異。三是現有研究較少從監(jiān)管機制、聲譽機制、壓力機制綜合視角對某一問題展開分析。本文運用這三種機制，具體分析媒體對高管權力與高管私有收益之間關系的作用機理。四是十八大以來，中央厲行反腐、整飭“四風”以及持續(xù)推進國企高管薪酬改革，在此背景下，研究高管權力對高管私有收益的影響以及媒體的外部治理作用很有必要。而現有研究較少涉及，或者研究結論尚存差異，有待進一步檢驗。因此，在以上對文獻回顧的基礎上，本文針對現有研究存在的不足進行思考和探索。

三、理論分析與研究假說

(一)高管權力與高管私有收益

借鑒已有研究，本文將高管權力劃分為所有權權力、組織結構性權力和個人能力權力三個維度[19]，以此分析高管權力對高管私有收益的作用機理。第一，高管的所有權權力來源于企業(yè)的股權安排。股權安排具體包括三個指標：股權分散度、高管是否持股、機構投資者持股水平。公司股權較分散、高管持有公司股份、機構投資者持股水平較低時，不利于約束高管權力，基于最大化自身利益的動機，高管會謀取更多私有收益。第二，高管的組織結構性權力來源于企業(yè)的組織結構。選取以下三個指標對組織結構性權力進行分析：董事會規(guī)模、內部董事比例、兩職合一。董事會規(guī)模較大、內部董事較多以及總經理兼任董事長時，不利于約束高管權力，基于最大化自身利益的動機，高管會謀取更多私有收益。第三，高管的個人能力權力來源于高管自身的能力和稟賦[19]。高管任期是從時間維度來衡量高管權力，專業(yè)能力越強，任期越長，高管對企業(yè)影響力、控制力可能越大，不利于約束高管權力，基于最大化自身利益的動機，高管會謀取更多私有收益。

高管有能力、有動機、有機會謀取私有收益。首先，高管有能力謀取私有收益。管理層權力理論認為，高管利用所有權安排、企業(yè)組織結構以及個人能力，能夠獲得較大的權力。其次，高管有動機謀取私有收益。基于經濟人假設，隨著權力的日益膨脹，高管有強烈的機會主義動機謀取更高私有收益。最后，高管有機會謀取私有收益。公司兩權分離以及信息不對稱導致的約束機制弱化，為高管謀取私有收益提供了便利[20]。

產權性質不同，高管權力對私有收益的影響也存在差異。對于國有企業(yè)而言，一方面，國有企業(yè)嚴重的所有者“缺位”和高管內部人控制問題，為高管利用權力謀取私有收益提供了機會和可能。另一方面，我國仍處于國企高管薪酬體制改革過渡時期，舊的薪酬體制尚未完全瓦解，新的體制尚未完全建立。企業(yè)自報、國資委審核備案仍然是現階段我國國企高管薪酬確定的方式。信息不對稱、上級主管部門缺乏動力監(jiān)督、薪酬方案的審批 “流于形式”、薪酬委員會成員不盡責，這都為國企高管利用權力謀取私有收益的機會主義行為創(chuàng)造了條件。對于非國有企業(yè)而言，一方面，鑒于高管往往由創(chuàng)立者擔任，高管權力往往體現為大股東的權力，高管權力在非國有企業(yè)內部則更為強大[21]。另一方面，我國法律制度尚不完善，法律不能有效制約高管利用權力謀取私利損害股東利益的行為。此外，相對而言，由于國有企業(yè)所受監(jiān)管力度更強和社會輿論壓力更大，以及國企高管出于政治晉升的考慮，在利用其權力謀取私有收益時會采用更加隱蔽的手段，故而更加偏好有較強隱性特征的非貨幣性私有收益。相反，非國有企業(yè)高管薪酬不受政府管制，高管在利用其權力謀取私有收益時會更加肆無忌憚，其更偏好顯性的貨幣性私有收益。

國企的控制層級不同，高管對私有收益的偏好也不同。由于在所受約束[22]、經營目標市場化程度[23]、政府干預程度[24]等方面存在差異，中央政府和地方政府控制的國企高管利用權力謀取私有收益的行為顯著不同。相對于地方國企而言，一方面，央企更大的影響力導致其面臨的社會輿論壓力更大、高管謀取私利的社會“憤怒成本”更高；另一方面，央企受到主管部門的監(jiān)管力度更大。因此，高管在謀取私有收益時會采用更加隱蔽的手段，故而更偏好有較強隱性特征的非貨幣性私有收益。相對而言，我國地方政府與地方國企的相互依賴性更強。地方政府的GDP增長、就業(yè)穩(wěn)定的政績目標，需要依靠地方國企來實現。為了實現政治、經濟目標，地方政府一直存在著對地方國企的“掠奪”。地方國企往往承擔了更多的政策性負擔[25]、過多的地方政府過度投資[26]和冗余職工[27]。此外，地方國企高管薪酬體制尚未完全建立，在高管薪酬確定上，高管擁有極大的權力，通常由高管自報金額，地方政府對薪酬方案審批流于形式，高管在很大程度上決定著自己的貨幣性薪酬。追求自身效用函數最大化的本性使得地方國企高管的道德風險問題更加嚴重，在利用其權力謀取私有收益時會更加無所顧忌，也更加顯性，因此其更偏好具有顯性特征的貨幣性私有收益。

綜上，本文提出以下假設：

H1：高管權力越大，高管私有收益水平越高，即高管權力與高管貨幣性私有收益和非貨幣性私有收益均顯著正相關。

H1a：總體來看，在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中，上述關系均成立。

H1b：國企高管更傾向于謀取非貨幣性私有收益，非國有企業(yè)高管更傾向于謀取貨幣性私有收益。

H1c：央企高管更傾向于謀取非貨幣性私有收益，地方國企高管更傾向于謀取貨幣性私有收益。

(二)媒體關注對高管權力與高管私有收益關系的影響

媒體主要通過監(jiān)管機制、聲譽機制和壓力機制來約束高管行為。其一，監(jiān)管機制是通過引起監(jiān)管部門的介入，進而約束高管行為。媒體對信息的報道能壓縮公司治理問題隱藏的時間和空間，增加暴露的程度和可能性，進而可能引起監(jiān)管部門的注意和介入[8,9]。當媒體曝光后，行政、司法等監(jiān)管部門可能會介入，制定或執(zhí)行法律、法規(guī)、規(guī)章，甚至對違法企業(yè)實施罰款等處罰措施，直接對高管權力起到約束作用，抑制高管利用權力謀取私有收益[12]。其二，聲譽機制是通過對利益相關者的聲譽造成影響，進而約束高管行為。媒體對高管利用權力謀取私有收益等腐敗行為的曝光，會帶來以下結果：一是影響監(jiān)管部門的聲譽，促使監(jiān)管部門加強監(jiān)管，約束高管權力。二是影響企業(yè)的聲譽，為維護在客戶心中的形象，企業(yè)會約束高管權力。三是影響高管的聲譽，良好的聲譽能增加高管在經理人市場中的競爭力，影響其未來在經理人市場上的溢價，因此，高管會主動約束自己的權力，減少私有收益的獲取，維護其形象[28]。其三，壓力機制是通過給高管帶來壓力，進而約束高管行為。壓力機制具體體現為以下三方面：一是媒體的曝光，可能影響公司股價，給高管帶來較大的業(yè)績壓力。二是媒體的曝光，可能引起監(jiān)管部門的介入，給高管帶來較大的監(jiān)管壓力。三是媒體的曝光可能會給高管帶來較大的輿論壓力。

產權性質方面，由于國企和非國企高管權力形成路徑不同，因此媒體對高管利用權力謀取私有收益行為的抑制作用也存在較大差異。在我國，國企高管往往由政府任命，因此，在監(jiān)管部門心中的形象和聲譽是高管十分關心的。當媒體對企業(yè)關注，使高管利用權力謀取私有收益行為隱藏的空間和時間被壓縮，曝光的風險加大。因此，媒體關注度提高時，國企高管會約束利用權力謀取私有收益的行為。非國有企業(yè)高管雖然往往由創(chuàng)立者擔任，但當企業(yè)處于媒體較高的關注度下，高管出于聲譽的考慮，也會約束利用權力謀取私有收益的行為。

控制層級方面，央企和地方國企所屬的控制層級不同，媒體對高管權力的抑制作用存在差異。央企更大的影響力導致其面臨的社會輿論壓力更大、高管謀取私利的社會“憤怒成本”更高，主管部門往往對央企的監(jiān)管力度更大。央企高管利用權力謀取私有收益行為被媒體曝光，影響高管的政治晉升和社會穩(wěn)定，后果往往比較嚴重。鑒于以上考慮，高管會約束自己的權力。我國地方政府與地方國企的相互依賴性較強。地方政府的GDP增長、就業(yè)穩(wěn)定的政績目標，需要依靠地方國企來實現。地方國企往往承擔了更多的政策性負擔[25]、過多的地方政府過度投資[26]和冗余職工[27]。為了實現政治、經濟目標，地方政府一直存在著對地方國企的“掠奪”，干預媒體對地方國企的治理在所難免。因此，媒體對地方國企高管利用權力謀取私有收益行為的抑制作用較弱。

綜上，本文提出以下假設：

H2：媒體關注能夠顯著抑制高管權力對高管貨幣性私有收益和非貨幣性私有收益的正向作用。

H2a：總體來看，在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中，上述關系均成立。

H2b：媒體關注能夠顯著抑制央企高管權力對高管貨幣性私有收益和非貨幣性私有收益的正向作用。

H2c：媒體關注不能顯著抑制地方國企高管權力對高管貨幣性私有收益和非貨幣性私有收益的正向作用。

本文的研究框架如圖1所示：

圖1 高管權力、媒體關注與高管私有收益邏輯框架圖

四、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文以2012-2016年我國滬深兩市A股上市公司為研究樣本。在此基礎上進行以下處理：(1)剔除金融類企業(yè)樣本；(2)剔除ST企業(yè)樣本；(3)剔除數據缺失的樣本；(4)剔除未披露終極控制人信息的樣本；(5)對連續(xù)變量進行Winsorize上下1%的縮尾處理。得到3276家樣本企業(yè)，共獲得高管貨幣性私有收益樣本數據4201條，高管非貨幣性私有收益樣本數據3329條。

媒體關注數據手工搜集于《中國重要報紙全文數據庫》，滯后一期，取2011-2015年數據。首先，剔除公司簡稱易產生誤導的上市公司，譬如“陽光城”“王府井”“大西洋”“張家界”“太陽能”“黑芝麻”“中關村”等，以免對數據造成較大干擾[29]。其次，為了將遺漏的可能降至最低，本文采用“全文+公司簡稱+精確”逐年檢索。最后，逐一閱讀每條新聞標題和摘要，刪除與檢索公司無關的報道，得出每家公司年度媒體報道總數，得到樣本11660個。在搜集時，對于更名公司利用萬得(Wind)數據庫和百度搜索引擎查詢公司的曾用名。在穩(wěn)健性檢驗中，按照以上方法，本文手工搜集了我國最具影響力的8大財經報紙的報道數量作為媒體關注的度量。①

上市公司所處地區(qū)城鎮(zhèn)職工平均工資數據手工搜集于國家統(tǒng)計局網站《中國統(tǒng)計年鑒》，股票日收益波動率數據來自瑞思數據庫，其他數據均來自國泰安數據庫(CSMAR)。本文主要運用Excel2010和Stata13.0軟件對數據進行分析和處理。

(二)變量定義

1. 被解釋變量的定義

本文的被解釋變量為高管私有收益PriB。包括高管貨幣性私有收益Unpay和高管非貨幣性私有收益Unperks。

(1)高管貨幣性私有收益(Unpay)

高管貨幣性私有收益，用高管超額貨幣薪酬衡量，即高管實際貨幣薪酬與預期正常貨幣薪酬之間的差額，取正值。其中，預期正常貨幣薪酬是綜合考慮合理經濟因素后得到的[15,30]。本文對權小鋒等的模型稍作改進，②用模型(1)估計預期正常的貨幣薪酬[2]：

Lnpayi,t=α0+β1Lnsizei,t+β2Roai,t+β3Roai,t-1+β4Areawagei,t+β5Easti,t+β6Midi,t+β7Westi,t+ΣIndustry+ΣYear+εi,t

(1)

其中，Lnpayi,t為薪酬排名前三位的高管的貨幣薪酬之和，取自然對數；Lnsizei,t為營業(yè)收入，取自然對數，表示公司規(guī)模；Roai,t為會計業(yè)績；Roai,t-1為會計業(yè)績，滯后一期；Areawagei,t為上市公司所處地區(qū)城鎮(zhèn)職工平均工資；Easti,t、Midi,t、Westi,t分別表示為上市公司處于東、中、西部地區(qū)的虛擬變量。

(2)

(2)高管非貨幣性私有收益(Unperks)

高管非貨幣性私有收益，用高管超額在職消費衡量，即高管實際在職消費與預期正常的在職消費之間的差額，取正值。其中，預期正常在職消費是綜合考慮合理經濟因素后得到的[31]。用模型(3)估計預期正常的在職消費[2]：

(3)

其中，Perksi,t為在職消費，用“管理費用”總額扣除“管理費用明細”中的董事、高管以及監(jiān)事會成員薪酬總額、無形資產攤銷額、稅金、研發(fā)費用、低值易耗品攤銷等明顯不屬于在職消費的項目后的金額衡量[2]；Asseti,t-1為上期末總資產；ΔSalei,t為本期主營業(yè)務收入的變動額；PPEi,t為本期廠房、財產和設備等固定資產的凈值；Inventoryi,t為本期存貨總額；Lnemployeei,t為本期企業(yè)雇傭的員工總數，取自然對數。

(4)

2. 解釋變量的定義

(1)媒體關注(Lnmedia)

根據公司簡稱，在《中國重要報紙全文數據庫》中檢索每家公司年度新聞報道量，加1后取自然對數，記為Lnmedia[32]。為消除可能存在的內生性，本文媒體關注采用滯后一期數據[33]。

(2)高管權力(Power)

結合我國公司治理的實際，借鑒已有文獻的做法，選擇以下指標衡量高管權力：

表1高管權力衡量指標

高管權力是由一系列指標綜合構成。綜合高管權力細分指標的虛擬變量，合成高管權力積分變量Power[21]。

(三)模型設計

本文構建以下模型，檢驗所提出的假設：

1. 高管權力與高管私有收益研究模型

本文設計模型(5)、(6)對第一組假設H1、H1a、H1b、H1c進行檢驗[3]。如果β1顯著大于0，則說明高管會利用其權力謀取貨幣性私有收益和非貨幣性私有收益。

Unpayi,t=α0+β1Poweri,t+β2Roai,t+β3Lnsizei,t+β4Cashi,t+β5Riski,t+β6TobinQi,t+β7Leveli,t+β8Growthi,t+ΣIndustry+ΣYear+εi,t

(5)

Unperksi,t=α0+β1Poweri,t+β2Roai,t+β3Lnsizei,t+β4Cashi,t+β5Riski,t+β6TobinQi,t+β7Leveli,t+β8Growthi,t+β9Lnpayi,t+ΣIndustry+ΣYear+εi,t

(6)

2. 高管權力、媒體關注與高管私有收益研究模型

本文設計模型(7)、(8)對第二組假設H2、H2a、H2b、H2c進行檢驗。如果顯著小于0，則說明媒體關注度的提高會對高管利用其權力謀取貨幣性私有收益和非貨幣性私有收益的行為產生抑制作用。

Unpayi,t=α0+β1Poweri,t+β2Lnmediai,t-1*Poweri,t+β3Lnmediai,t-1+β4Roai,t+β5Cashi,t+β6Lnsizei,t+β7Riski,t+β8TobinQi,t+β9Leveli,t+β10Growthi,t+ΣIndustry+ΣYear+εi,t

(7)

Unperksi,t=α0+β1Poweri,t+β2Lnmediai,t-1*Poweri,t+β3Lnmediai,t-1+β4Roai,t+β5Cashi,t+β6Lnsizei,t+β7Riski,t+β8TobinQi,t+β9Leveli,t+β10Growthi,t+β11Lnpayi,t+ΣIndustry+ΣYear+εi,t

(8)

五、實證研究與結果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表3是貨幣性私有收益樣本組主要變量描述性統(tǒng)計。從表3可以看出：

1. 貨幣性私有收益(Unpay)的最小值為0.0065，最大值為1.7190，標準差為0.3866，說明高管貨幣性私有收益差距較大。

2. 高管權力(Power)最小值為0，最大值為6，標準差為1.2050，說明高管權力差別很大。

3. 本文的媒體關注(Lnmedia)為媒體報道量加1取自然對數，其均值為3.9592(即企業(yè)每年平均被媒體報道約51次)，最大值為7.1107，最小值為0，即沒有被媒體報道過，可見樣本之間被媒體關注情況差異很大。

表4主要變量描述性統(tǒng)計(非貨幣性私有收益樣本組)

表4是非貨幣性私有收益樣本組主要變量描述性統(tǒng)計。從表4可以看出：

1. 非貨幣性私有收益(Unperks)的最小值為0.0001，最大值為0.1127，標準差為0.0184，說明高管非貨幣性私有收益差距不大。

2. 高管權力(Power)最小值為0，最大值為5，標準差為1.2129，說明企業(yè)的高管權力差異很大。

3. 媒體關注(Lnmedia)均值為3.7037(即企業(yè)每年平均被媒體報道約40次)，最大值為6.7310，最小值為0.6931，可見樣本之間被媒體關注情況有很大差異。

表5是對不同產權性質企業(yè)高管私有收益的均值T檢驗。由表5可知：

1. 對于貨幣性私有收益(Unpay)，非國有企業(yè)的均值0.4771大于國有企業(yè)的0.4469，地方國企的均值0.4487大于央企的0.4458；對于非貨幣性私有收益(Unperks)，國有企業(yè)的均值0.0169大于非國有企業(yè)的0.0150，央企的均值0.0170大于地方國企的0.0166。這說明，不同產權性質的企業(yè)，對貨幣性和非貨幣性私有收益的偏好是不同的。

2. 國有企業(yè)和非國有企業(yè)高管的貨幣性私有收益均值差異T檢驗的t值為-2.4785，非貨幣性私有收益均值差異T檢驗的t值為2.9101，它們均在1%水平上顯著。但是，央企和地方國企高管的私有收益均值差異T檢驗的t值均沒有通過顯著性檢驗。這說明，國有企業(yè)和非國有企業(yè)高管的私有收益均值存在顯著性差異，而央企和地方國企高管的私有收益均值不存在顯著性差異。

表5不同產權性質下高管私有收益均值分組檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著.

表6不同產權性質下高管私有收益中值分組檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著.

表6是對不同產權性質企業(yè)高管私有收益的中值Wilcoxon秩和檢驗。由表6可知：

1. 對于貨幣性私有收益(Unpay)，非國有企業(yè)的中值0.3879大于國有企業(yè)的0.3445，地方國企的中值0.3489大于央企的0.3430；對于非貨幣性私有收益(Unperks)，國有企業(yè)的中值0.0112大于非國有企業(yè)的0.0094，央企的中值0.0114大于地方國企的0.0108。同樣，這說明，不同產權性質的企業(yè)，對貨幣性和非貨幣性私有收益的偏好是不同的。

2. 國有企業(yè)和非國有企業(yè)高管的貨幣性私有收益中值差異Wilcoxon秩和檢驗的z值為-2.7500，非貨幣性私有收益中值差異Wilcoxon秩和檢驗的z值為4.2080，它們均在1%水平上顯著。但是，央企和地方國企高管的私有收益中值差異Wilcoxon秩和檢驗的z值沒有通過顯著性檢驗。這說明，國有企業(yè)和非國有企業(yè)高管的貨幣性私有收益中值存在顯著性差異，而央企和地方國企高管的私有收益中值不存在顯著性差異。

總體來看，需要注意的是，盡管央企和地方國企高管私有收益的均值、中值不存在顯著性差異，但這并不能表明央企與地方國企高管對貨幣性和非貨幣性私有收益的偏好是不存在顯著差異的，還需要進一步實證檢驗。因此，表5、表6只是對假設H1b、H1c進行了初步的驗證。

(二)相關性分析

由表7、表8可知：

1. 高管權力(Power)與高管貨幣性私有收益(Unpay)的相關系數為0.1317，且在1%的水平上顯著；高管權力(Power)與高管非貨幣性私有收益(Unperks)的相關系數為0.0712，同樣，在1%的水平上顯著。這初步驗證了假設H1，即高管權力與私有收益顯著正相關。

2. 其它變量的相關性也基本符合預期。比如，媒體關注(Lnmedia)與高管私有收益顯著負相關，初步驗證了媒體對高管利用權力謀取私有收益行為有一定的抑制作用；資產收益率(Roa)、公司規(guī)模(Lnsize)、現金持有量(Cash)、營業(yè)收入增長率(Growth)均與私有收益正相關，這與已有文獻和理論預期基本相符。

3. 總體來看，各變量間相關系數基本上都小于0.5，這表明，解釋變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

表7主要變量相關性分析(貨幣性私有收益樣本組)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著.

表8主要變量相關性分析(非貨幣性私有收益樣本組)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著.

(三)多元回歸分析

1. 高管權力與高管私有收益的回歸結果與分析

模型(5)和模型(6)，分別在不同產權性質和控制層級下，針對高管權力與高管貨幣性私有收益、高管權力與高管非貨幣性私有收益之間關系進行檢驗，在此基礎上，來驗證第一組假設H1、H1a、H1b、H1c。模型(5)和模型(6)的回歸結果見表9。

在表9中，左半部分是模型(5)的回歸結果，驗證高管權力與高管貨幣性私有收益的關系。其中，第(1)(2)(3)(4)(5)列分別代表全樣本、國有企業(yè)、非國有企業(yè)、中央國有企業(yè)、地方國有企業(yè)的回歸結果。右半部分為模型(6)的回歸結果，驗證高管權力與高管非貨幣性私有收益的關系。其中，第(6)(7)(8)(9)(10)列分別代表全樣本、國有企業(yè)、非國有企業(yè)、中央國有企業(yè)、地方國有企業(yè)的回歸結果。

表9高管權力與高管私有收益的回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內為t值.

從表9中可得到以下結論：

(1)在第(1)列中，高管權力(Power)的系數為0.0448，且在1%的水平上顯著；在第(6)列中，Power的系數為0.0005，顯著性水平為10%，通過顯著性檢驗。由此可知，高管權力與高管貨幣性私有收益、高管權力與高管非貨幣性私有收益均顯著正相關。假設H1得到驗證。

(2)在第(2)列中，Power的系數為0.0378，且在1%的水平上顯著；在第(3)列中，Power的系數為0.0479，且在1%的水平上顯著。這說明高管權力與高管貨幣性私有收益之間顯著正相關的關系，在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中均成立。在第(7)列中，Power的系數為0.0012，且在1%的水平上顯著，在第(8)列中，Power的系數為0.0007，在5%的水平上顯著。這說明高管權力與高管非貨幣性私有收益之間顯著正相關的關系，在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中均成立。假設H1a得到驗證。

(3)首先，對比第(2)列和第(3)列。在第(2)列中，Power的系數為0.0378，在1%的水平上顯著；在第(3)列中，Power的系數為0.0479，在1%的水平上顯著，0.0479大于0.0378。這說明非國企高管更偏好利用權力謀取貨幣性私有收益。然后，再對比第(7)列和第(8)列。在第(7)列中，Power的系數為0.0012，在1%的水平上顯著；在第(8)列中，Power的系數為0.0007，在5%的水平上顯著，0.0012大于0.007。這說明國有企業(yè)高管更偏好利用權力謀取非貨幣性私有收益。因此，假設H1b得到驗證。

(4)首先，對比第(4)列和第(5)列。在第(4)列中，Power的系數為0.0141，沒有通過顯著性檢驗；在第(5)列中，Power的系數為0.0450，在1%的水平上顯著，且0.0450大于0.0141。這說明地方國企高管更偏好利用權力謀取貨幣性私有收益。然后，再對比第(9)列和第(10)列。在第(10)列中，Power的系數為0.0008，沒有通過顯著性檢驗；在第(9)列中，Power的系數為0.0013，在10%的水平上顯著，且0.0013大于0.008。這說明央企高管更偏好利用權力謀取更為隱性的非貨幣性私有收益。因此，假設H1c得到驗證。

(5)在表9中，其他變量的回歸系數的顯著性和符號基本符合預期。同時，調整的可決系數(Adj-R2)也表明回歸模型能夠對樣本進行較好的擬合。此外，F值均在1%的水平上顯著，說明各解釋變量聯合起來對高管私有收益有顯著的線性關系，整個模型具有較好的統(tǒng)計顯著性。

2. 高管權力、媒體關注與高管私有收益的回歸結果與分析

模型(7)和模型(8)，分別在不同產權性質和控制層級下，針對媒體關注對高管權力與高管貨幣性私有收益關系的調節(jié)作用、媒體關注對高管權力與高管非貨幣性私有收益關系的調節(jié)作用進行檢驗，在此基礎上，來驗證第二組假設H2、H2a、H2b、H2c。模型(7)和模型(8)的回歸結果見表10。

表10高管權力、媒體關注與高管私有收益的回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內為t值.

在表10中，左半部分是模型(7)的回歸結果，驗證媒體關注對高管權力與高管貨幣性私有收益關系的調節(jié)作用。其中，第(1)(2)(3)(4)(5)列分別代表全樣本、國有企業(yè)、非國有企業(yè)、中央國有企業(yè)、地方國有企業(yè)的回歸結果。右半部分為模型(8)的回歸結果，驗證媒體關注對高管權力與高管非貨幣性私有收益關系的調節(jié)作用。其中，第(6)(7)(8)(9)(10)列分別代表全樣本、國有企業(yè)、非國有企業(yè)、中央國有企業(yè)、地方國有企業(yè)的回歸結果。

從表10中可得到以下結論：

(1)在第(1)列中，交乘項(Power*Lnmedia)的系數為-0.0237，且在1%的水平上顯著；在第(6)列中，Power*Lnmedia的系數為-0.0006，顯著性水平為1%，通過顯著性檢驗。由此可知，媒體關注對高管權力與高管貨幣性私有收益之間的正向關系、媒體關注對高管權力與高管非貨幣性私有收益之間的正向關系均有顯著的抑制作用。假設H2得到驗證。

(2)在第(2)列中，Power*Lnmedia的系數為-0.0089，且在10%的水平上顯著；在第(3)列中， Power*Lnmedia的系數為-0.0384，且在1%的水平上顯著。這說明，無論在國有企業(yè)還是非國有企業(yè)中，媒體關注對高管權力與高管貨幣性私有收益之間的正向關系均具有顯著的抑制作用。在第(7)列中交乘項Power*Lnmedia的系數為-0.0013，且在1%的水平上顯著；在第(8)列中， Power*Lnmedia的系數為-0.0006，在10%的水平上顯著。這說明，無論在國有企業(yè)還是非國有企業(yè)中，媒體關注對高管權力與高管非貨幣性私有收益之間的正向關系均具有顯著的抑制作用。假設H2a得到驗證。

(3)對比第(4)列和第(9)列。在第(4)列中，Power*Lnmedia的系數為-0.0303，在1%的水平上顯著；在第(9)列中，Power*Lnmedia的系數為-0.0021，在1%的水平上顯著。這說明媒體關注能夠顯著抑制央企高管權力對貨幣性私有收益和非貨幣性私有收益的正向作用。因此，假設H2b得到驗證。

(4)對比第(5)列和第(10)列。在第(5)列中，Power*Lnmedia的系數為-0.0029，沒有通過顯著性檢驗；在第(10)列中，Power*Lnmedia的系數為-0.0002，同樣，沒有通過顯著性檢驗。這說明媒體關注不能顯著抑制地方國企高管權力對貨幣性私有收益和非貨幣性私有收益的正向作用。因此，假設H2c得到驗證。

(5)在表10中，其他變量的回歸系數的顯著性和符號基本符合預期。同時，調整的可決系數(Adj-R2)也表明回歸模型能夠對樣本進行較好的擬合。此外，F值均在1%的水平上顯著，說明各解釋變量聯合起來對高管私有收益有顯著的線性關系，整個模型具有較好的統(tǒng)計顯著性。

(四)穩(wěn)健性檢驗

變量的衡量方式可能影響結論的穩(wěn)健性。為保證本文結論的可靠性，采用以下方法進行穩(wěn)健性測試：第一，用“董監(jiān)高薪酬總額”代替“薪酬最高的前三位高管的薪酬總額”，重新對貨幣薪酬進行衡量，在此基礎上，利用模型(1)、(2)重新求得高管貨幣性私有收益。第二，通過對“管理費用明細”中的差旅費、培訓費、業(yè)務招待費、會議費、交通費等進行加總[34]，以此重新來衡量在職消費，在此基礎上，利用模型(3)、(4)重新求得高管非貨幣性私有收益。第三，由于《中國證券報》《證券日報》《證券時報》《上海證券報》《中國經營報》《經濟觀察報》《21世紀經濟報道》《第一財經日報》作為我國最具影響力的8大財經報紙[12]，因此，手工搜集這8份報紙的報道量來重新衡量媒體關注。

1. 高管權力與高管私有收益的穩(wěn)健性檢驗

結合以上穩(wěn)健性測試方法，運用模型(5)和模型(6)對高管權力與高管私有收益的回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。穩(wěn)健性檢驗結果見表11。

表11與表9對比可知，除了個別控制變量的顯著性稍有不同，其他結果與原結論一致。說明原結論是穩(wěn)健的。

表11高管權力與高管私有收益回歸結果的穩(wěn)健性檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內為t值.

2. 高管權力、媒體關注與高管私有收益的穩(wěn)健性檢驗

結合以上穩(wěn)健性測試方法，運用模型(7)和模型(8)對媒體關注對高管權力與高管私有收益關系調節(jié)作用的回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。穩(wěn)健性檢驗結果見表12。

表12高管權力、媒體關注與高管私有收益回歸結果的穩(wěn)健性檢驗

表12(續(xù))

VariableUnpayUnperks(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(10)全樣本國企非國企央企地方國企全樣本國企非國企央企地方國企Lnmedia0.0204?0.01650.0333?0.0326-0.0014-0.0012?-0.0011-0.0002-0.0001-0.0016(1.74)(1.06)(1.88)(1.49)(-0.06)(-1.76)(-1.19)(-0.17)(-0.05)(-1.34)Roa0.7307???0.9664???0.4037??1.8330???0.3122-0.0123?-0.0077-0.0081-0.0215-0.0042(5.38)(4.34)(2.32)(5.21)(1.07)(-1.88)(-0.73)(-0.96)(-1.45)(-0.28)Lnsize0.0551???0.0418???0.0782???0.01700.0566???0.0021???0.0019???0.0015???0.0030???0.0017??(9.03)(4.70)(8.91)(1.18)(4.72)(5.48)(3.38)(2.72)(3.36)(2.23)Cash0.1011??0.2369???0.05960.15440.2704???0.0111???0.0171???0.00440.0249???0.0123??(2.19)(3.01)(1.03)(1.25)(2.64)(4.01)(3.96)(1.23)(3.92)(2.11)Risk-2.4447??-0.6842-2.8300??0.1606-1.64410.06980.1555?0.03100.20190.1186(-2.28)(-0.39)(-2.08)(0.06)(-0.73)(1.23)(1.73)(0.43)(1.45)(1.00)Lnpay0.0027???-0.00010.0049???0.0022-0.0016(5.09)(-0.16)(7.16)(1.63)(-1.45)TobinQ0.0115???-0.0132?0.0227???-0.0388???0.01220.0018???0.0017???0.0019???0.0008?0.0027???(3.03)(-1.80)(4.94)(-3.70)(1.13)(9.19)(4.60)(8.20)(1.71)(4.66)Level-0.0682?-0.1183?-0.0900?-0.1922?-0.07830.00270.00230.0021-0.00010.0029(-1.66)(-1.83)(-1.67)(-1.67)(-0.99)(1.33)(0.75)(0.75)(-0.01)(0.73)Growth-0.0453???-0.0537?-0.0530??-0.0667-0.03340.0053???0.0087???0.0038???0.0077???0.0091???(-2.64)(-1.74)(-2.55)(-1.24)(-0.90)(6.37)(6.56)(3.56)(3.86)(5.27)_cons-0.7839???-0.5806???-1.2401???0.0434-0.9401???-0.0754???-0.0291??-0.1026???-0.0850???-0.0061(-5.65)(-2.77)(-6.38)(0.13)(-3.41)(-8.07)(-2.08)(-8.04)(-3.64)(-0.33)年份控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制行業(yè)控制控制控制控制控制控制控制控制控制控制N44711811266067811333499155619435281028Adj-R20.06890.09210.08510.15020.10420.14220.16160.17490.22770.1614F12.0214???7.3283???9.8328???5.2733???5.8761???19.7064???10.9912???15.6983???6.5486???8.0586???

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內為t值.

表12與表10對比可知，除了個別控制變量的顯著性稍有不同，其他結果與原結論一致。說明原結論是穩(wěn)健的。

六、研究結論與啟示

本文以2012-2016年我國滬深A股上市公司為樣本，對高管權力、媒體關注與高管私有收益之間的關系進行了探索。研究發(fā)現：

第一，高管權力與高管私有收益方面。總體來看，無論是在國有企業(yè)還是在非國有企業(yè)中，高管權力越大，高管私有收益水平越高；國企高管更偏好非貨幣性私有收益，非國有企業(yè)高管更偏好貨幣性私有收益；央企高管更偏好非貨幣性私有收益，地方國企高管更偏好貨幣性私有收益。

第二，媒體關注的抑制作用方面。總體來看，無論是在國有企業(yè)還是在非國有企業(yè)中，媒體關注均能夠顯著抑制高管權力對高管私有收益的正向作用；媒體關注能夠顯著抑制央企高管權力對高管私有收益的正向作用；媒體關注不能顯著抑制地方國企高管權力對高管私有收益的正向作用。

上述研究結論的重要啟示在于：第一，完善公司內部治理機制。譬如，完善內部信息披露機制，降低信息不對稱程度；加強股東大會、董事會、監(jiān)事會對高管層的監(jiān)督作用，約束高管利用權力謀取私利。第二，充分利用媒體這一外部治理機制。譬如，鼓勵媒體客觀公正的報道相關信息，引導和鼓勵媒體創(chuàng)新傳播手段，特別是重視互聯網等新媒體的作用。

[注釋]

① 這8大財經報紙分別為《中國證券報》《證券日報》《證券時報》《上海證券報》《中國經營報》《經濟觀察報》《21世紀經濟報道》《第一財經日報》.

② 值得注意的是，權小鋒等(2010)把我國劃分為東部、中部、西部三個經濟區(qū)域，以此，引入兩個虛擬變量.鑒于國家統(tǒng)計局進行城鎮(zhèn)職工平均工資統(tǒng)計時，把我國劃分為東部、中部、西部、東北四個經濟區(qū)域.因此，為了更好度量預期正常高管薪酬水平，本文在模型(1)中，引入了三個虛擬變量，分別是東(East)、中(Mid)、西(West).