盛明泉 蔣世戰(zhàn)

【摘 要】 文章以2010—2016年A股制造業(yè)上市公司為研究對象，采用OP方法、LP方法測算了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并檢驗(yàn)了高管貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，高管貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈倒U型關(guān)系，即當(dāng)貨幣薪酬處于較低水平時(shí)，企業(yè)全要素生產(chǎn)率隨著貨幣薪酬的增加而逐漸提高，而當(dāng)貨幣薪酬過高亦會(huì)導(dǎo)致高管過度激勵(lì)，不利于企業(yè)生產(chǎn)率的提升;在區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后發(fā)現(xiàn)，無論在國有企業(yè)還是在非國有企業(yè)中，過度激勵(lì)均會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制治理效應(yīng)的有效發(fā)揮促進(jìn)了貨幣薪酬激勵(lì)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響。上述的研究結(jié)論說明企業(yè)應(yīng)當(dāng)制定合理的薪酬激勵(lì)計(jì)劃以及注重內(nèi)部控制制度的建設(shè)。

【關(guān)鍵詞】 貨幣薪酬激勵(lì); 全要素生產(chǎn)率; 內(nèi)部控制質(zhì)量; 制造業(yè)企業(yè)

【中圖分類號】 F272.923? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2019）09-0005-07

一、引言

隨著我國供給側(cè)改革的不斷推進(jìn)，如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)更高質(zhì)量的發(fā)展，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量增長是當(dāng)下重點(diǎn)關(guān)注的問題。改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)取得了快速的發(fā)展，如今中國已經(jīng)成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，但卓越的經(jīng)濟(jì)增長率并沒有與之相匹配的全要素生產(chǎn)率的增長[1]。全要素生產(chǎn)率作為經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力源泉，成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動(dòng)力變革的關(guān)鍵，黨的十九大報(bào)告也明確提出了提高全要素生產(chǎn)率的目標(biāo)要求，那么，微觀層面的實(shí)體企業(yè)該如何進(jìn)一步優(yōu)化治理結(jié)構(gòu)，提高管理水平以提升全要素生產(chǎn)率呢？

本文重點(diǎn)關(guān)注問題是：從微觀角度探究高管貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系[2]。在促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級的過程中，實(shí)體經(jīng)濟(jì)的重要性不言而喻，而制造業(yè)也是實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心，因此，經(jīng)營者如何有效地管理好企業(yè)內(nèi)部，保持企業(yè)健康穩(wěn)定發(fā)展是需重點(diǎn)關(guān)注的問題?，F(xiàn)代公司治理的核心問題之一也是如何更加有效地激勵(lì)高層管理團(tuán)隊(duì)成員努力工作，貨幣薪酬是對高管最直接、最有效的激勵(lì)方式，它可以提高高管的工作積極性，優(yōu)化企業(yè)的資源配置效率，加大企業(yè)的研發(fā)投入，不斷推動(dòng)企業(yè)向前發(fā)展[3-5]。但過高的貨幣薪酬激勵(lì)可能并非一定有利于企業(yè)的成長，因此，本文重點(diǎn)研究高管貨幣薪酬與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系及過度激勵(lì)是否會(huì)對企業(yè)帶來負(fù)面的影響。

本文以2010—2016年A股制造業(yè)上市公司為研究對象，采用OP方法、LP方法測算了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并檢驗(yàn)了高管貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，高管貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈倒U型關(guān)系，并且發(fā)現(xiàn)無論在國有企業(yè)還是在非國有企業(yè)中，高管的貨幣薪酬激勵(lì)均存在邊際遞減效應(yīng)和過度激勵(lì)的負(fù)面影響。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制治理效應(yīng)的有效發(fā)揮促進(jìn)了貨幣薪酬激勵(lì)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響。本文可能的貢獻(xiàn)：第一，從激勵(lì)機(jī)制的視角探究貨幣薪酬與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，并分析了過度激勵(lì)所帶來的后果，為企業(yè)制定合理的薪酬提供一定的借鑒;第二，從內(nèi)部控制有效性的角度分析了對貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，說明了企業(yè)應(yīng)當(dāng)注重內(nèi)部控制制度的建設(shè)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）高管貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

兩權(quán)分離是現(xiàn)代企業(yè)制度典型的特征之一，因所有權(quán)與控制權(quán)的分離所有者和管理者必然會(huì)產(chǎn)生代理沖突，由于所有者享有企業(yè)剩余利潤分配權(quán)，而管理者只是享有固定的崗位工資，管理層出于自利行為的考慮，會(huì)存在逆向選擇與道德風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而做出不利于企業(yè)成長的決策。薪酬契約機(jī)制將個(gè)人財(cái)富與公司價(jià)值捆綁經(jīng)營，有效緩解管理層自利行為引發(fā)的代理沖突，有利于從源頭上壓縮“代理人機(jī)會(huì)主義”空間[6]。

在知識經(jīng)濟(jì)背景下，人力資本成為促進(jìn)企業(yè)成長的重要資源，全要素生產(chǎn)率受到資源（包括人力、物力、財(cái)力）開發(fā)利用效率的影響，人力是影響生產(chǎn)率最為關(guān)鍵的因素，任何提高生產(chǎn)率的措施必須依靠人才能實(shí)施，人力資本作為知識和技術(shù)進(jìn)步的載體，是決定全要素生產(chǎn)率增長最重要的因素[2，7]。根據(jù)公平理論，高管的薪酬比普通員工通常要高很多，這就迫使高管要付出更多的努力來提高自己的領(lǐng)導(dǎo)地位，為企業(yè)做出更多的貢獻(xiàn)，此外，高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部薪酬的差距也會(huì)形成一種競爭的關(guān)系，高管職位的潛在競爭強(qiáng)度會(huì)因?yàn)樘岣哓泿判匠昙?lì)而加大，這將有效激勵(lì)現(xiàn)任的高管努力工作，以免被其他競爭者所替代，進(jìn)而有利于企業(yè)人力資本的積累，貨幣薪酬是對高管人力資本付出最直接性的回報(bào)，它不僅是對高管工作和結(jié)果的評定，更是對其自身價(jià)值的認(rèn)可。因此，貨幣薪酬激勵(lì)可以通過企業(yè)人力資本的積累進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)效率的提升。

技術(shù)的進(jìn)步和資源配置效率的改善同樣也是影響全要素生產(chǎn)率的主要因素[8-9]，盧慧芳等[10]認(rèn)為對管理層薪酬激勵(lì)越大，企業(yè)融資約束程度越小。融資約束的降低事實(shí)上降低了企業(yè)發(fā)展所面臨的資本錯(cuò)配問題，進(jìn)而提高了企業(yè)資源的配置效率[12]。韓亞欣等[3]研究認(rèn)為高管實(shí)行薪酬激勵(lì)對企業(yè)的研發(fā)投資有顯著的正向促進(jìn)作用，因?yàn)楝F(xiàn)代企業(yè)的委托代理制度，必然會(huì)造成股東與管理層的利益沖突，再加上創(chuàng)新投資活動(dòng)也具有投資高、風(fēng)險(xiǎn)大的特點(diǎn)，高管難免會(huì)為了個(gè)人利益而存在短視的管理行為，往往會(huì)舍棄一些能給企業(yè)帶來收益的投資項(xiàng)目，造成企業(yè)損失，而高管激勵(lì)契約可以強(qiáng)化企業(yè)高管支持技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)機(jī)與行為，從而持續(xù)提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，因此，貨幣薪酬激勵(lì)也可以通過促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步而促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)效率的提升。

但根據(jù)期望理論，貨幣薪酬是否會(huì)影響高管的行為取決于給個(gè)人所帶來的吸引力，與個(gè)人財(cái)富較高的高管相比，高薪酬對個(gè)人財(cái)富較低的高管的吸引力會(huì)更強(qiáng)。過高的貨幣薪酬激勵(lì)可能并非一定有利于企業(yè)的成長，因?yàn)樾匠甑臉?biāo)準(zhǔn)受多種因素的影響，如對單位的貢獻(xiàn)程度、工作的復(fù)雜程度、職位的高低等，一旦企業(yè)不考慮這些因素，制定較高的薪酬將會(huì)造成過度激勵(lì)，當(dāng)過高的薪酬與業(yè)績不匹配時(shí)，企業(yè)運(yùn)營成本會(huì)大大增加，資源無法得到有效的配置，企業(yè)的生產(chǎn)效率必然會(huì)受到影響[12]。根據(jù)馬斯洛的需求層級理論可知，人的需求是分層次的，尤其是對于高層管理人員更加注重對高層次需求的追求，過高的貨幣薪酬激勵(lì)導(dǎo)致成本上升，不利于企業(yè)長久發(fā)展。因此，注意到高管貨幣薪酬激勵(lì)可能存在的邊際遞減效應(yīng)以及過度的薪酬激勵(lì)可能損害企業(yè)的成長。因此，本文提出假設(shè)1。

H1：在其他條件不變的情況下，高管貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈倒U型關(guān)系。

（二）高管貨幣薪酬激勵(lì)、內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

內(nèi)部控制制度屬于企業(yè)治理重要的組成部分之一，它有利于降低企業(yè)內(nèi)部各層級之間的代理風(fēng)險(xiǎn)和保障企業(yè)組織目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)[13]。

由于兩權(quán)分離，股東難以全面地了解管理層的努力程度，因而，只能根據(jù)管理人員任職期間所帶來的業(yè)績來支付貨幣報(bào)酬，但管理層的自利行為會(huì)導(dǎo)致其人為操縱業(yè)績，這樣可能會(huì)導(dǎo)致激勵(lì)的錯(cuò)位而難以達(dá)到預(yù)期的激勵(lì)效果。高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以提高企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，使財(cái)務(wù)報(bào)表反映企業(yè)真實(shí)的財(cái)務(wù)狀況、經(jīng)營成果等，從而更加客觀公正地對管理層的努力做出評價(jià)，并以此為依據(jù)支付相應(yīng)的報(bào)酬[14]，即高業(yè)績支付高貨幣報(bào)酬，低業(yè)績支付低貨幣報(bào)酬，這樣既可以激勵(lì)高管更加努力地工作，也可避免因支付過高的薪酬而增加運(yùn)營成本。

高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以提高企業(yè)信息的透明度，進(jìn)而緩解股東和經(jīng)理人之間的信息不對稱，從而降低企業(yè)簽訂貨幣薪酬激勵(lì)契約的交易成本，優(yōu)化上市公司的信息環(huán)境[15]，而且管理層的績效考評、薪酬激勵(lì)也是企業(yè)內(nèi)部控制規(guī)范的重要監(jiān)控對象，因此企業(yè)內(nèi)部控制的質(zhì)量越高，高管薪酬激勵(lì)契約的有效性也就越強(qiáng)。相反，無效的內(nèi)部控制會(huì)導(dǎo)致財(cái)務(wù)信息錯(cuò)報(bào)和漏報(bào)的概率加大，由于財(cái)務(wù)信息質(zhì)量差，難以反映企業(yè)管理層的經(jīng)營業(yè)績，也就難以制定合理的薪酬激勵(lì)政策，甚至還會(huì)加重經(jīng)理人的自利行為，此外，Paletta et al.[16]的研究也發(fā)現(xiàn)企業(yè)無效的內(nèi)部控制是導(dǎo)致高管所獲薪酬與其業(yè)績不匹配的重要原因。

總之，內(nèi)部控制治理效應(yīng)的有效發(fā)揮既有利于企業(yè)制定合理的薪酬激勵(lì)計(jì)劃，也可以降低股東與管理層之間的代理成本，進(jìn)而優(yōu)化企業(yè)的資源配置效率和管理水平的提升。因此，本文提出假設(shè)2。

H2：在其他條件不變的情況下，內(nèi)部控制治理效應(yīng)的有效發(fā)揮促進(jìn)了高管貨幣薪酬激勵(lì)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2016年中國A股制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為樣本，選取制造業(yè)為研究對象的原因是實(shí)體經(jīng)濟(jì)對國家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展至關(guān)重要，而制造業(yè)也是實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心，因此，探討關(guān)于制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的問題有一定的現(xiàn)實(shí)意義。對數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下的處理：（1）剔除了ST類公司;（2）剔除了資產(chǎn)負(fù)債率大于1的公司;（3）剔除了數(shù)據(jù)缺失的公司;（4）對主要變量進(jìn)行了1%的縮尾處理。經(jīng)過上述處理后，最終得到了7 261個(gè)公司的非平衡面板數(shù)據(jù)。

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)通過手工整理所得，全要素生產(chǎn)率通過相關(guān)數(shù)據(jù)綜合測算而出，內(nèi)部控制有效性數(shù)據(jù)來自迪博公司提供的內(nèi)部控制指數(shù)，其余數(shù)據(jù)全部來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），并運(yùn)用Stata 14對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

（二）變量及模型的設(shè)計(jì)

1.被解釋變量

全要素生產(chǎn)率（TFP）一般含義指的是資源開發(fā)利用的效率，即投入與產(chǎn)出的關(guān)系。具體的測算方法有OLS方法、FE方法、OP方法、LP方法、DEA方法等，OLS方法和FE方法是最基本的測算手段，雖然測算過程簡單，但難以有效解決內(nèi)生性問題，DEA方法更適合測算宏觀層面的生產(chǎn)率問題，半?yún)?shù)方法如OP方法、LP方法采用代理變量，在一定程度上可以解決同時(shí)性偏差和樣本選擇偏差問題，可以有效緩解內(nèi)生性問題，因此本文參考Olley et al.[17]的方法，用OP方法測算出企業(yè)的TFP，并以LP方法計(jì)算的結(jié)果做適當(dāng)?shù)姆€(wěn)健性檢驗(yàn)。

OP方法的測算模型：

Ln Y=β0+β1Ln K+β2Ln L+β3Ln M+β4Age+β5Exit+β6Soe+β7Ex+β8Year

其中，Y（營業(yè)收入）;K（固定資產(chǎn)凈值）;M（購入商品和勞務(wù)的金額）;Age（企業(yè)年齡的對數(shù)）;控制變量：Soe（企業(yè)的性質(zhì)）和Ex（企業(yè)是否出口）;代理變量I（企業(yè)的投資）;自由變量L（員工人數(shù)）和M（購入商品和勞務(wù)的金額）;Year（年度）;Exit（企業(yè)是否退出市場）。對上式進(jìn)行回歸，得到回歸模型的殘差即為全要素生產(chǎn)率（TFP_OP）。

2.解釋變量及調(diào)節(jié)變量

高管貨幣薪酬激勵(lì)（Pay）參考盧銳等[18]的做法，用排名前三高管貨幣薪酬的對數(shù)來表示。內(nèi)部控制質(zhì)量（IC），本文采用迪博公司提供的內(nèi)部控制指數(shù)作為衡量內(nèi)部控制質(zhì)量的指標(biāo)，內(nèi)部控制的指數(shù)越大，內(nèi)部控制的質(zhì)量也越好。目前學(xué)者采用各種各樣的方法來衡量內(nèi)部控制，但都過于單一，而迪博公司提供的內(nèi)部控制指數(shù)是從內(nèi)部控制的五大目標(biāo)去衡量，綜合性較強(qiáng)，可靠性較高，因此本文采用該指標(biāo)來衡量內(nèi)部控制質(zhì)量。

3.控制變量

參考相關(guān)學(xué)者的一些研究，本文選擇的控制變量有：企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)收益率（Roa）、企業(yè)年齡（Age）、現(xiàn)金流（Cash）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、股權(quán)集中度（First）、獨(dú)董比例（Indr）、董事會(huì)規(guī)模（DS）、年度變量（Year）。變量的具體定義如表1所示。

4.模型設(shè)計(jì)

為了驗(yàn)證H1，即高管貨幣薪酬激勵(lì)（Pay、Pay2）與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，設(shè)計(jì)了模型1：

TFP=β0+β1Pay+β2Pay2+β3Size+β4Roa+β5Age+β6Cash+β7Lev+β8Soe+β9First+β10Indr+β11DS+β12Year+ε? （1）

為了驗(yàn)證H2，即內(nèi)部控制有效性的治理效應(yīng)對高管貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率關(guān)系的影響，設(shè)計(jì)了模型2：

TFP=β0+β1Pay+β2IC+β3Pay×IC+β4Size+β5Roa+β6Age+β7Cash+β8Lev+β9Soe+β10First+β11Indr+β12DS+β13Year+ε? （2）

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了各變量描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果，被解釋變量企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP_OP）的平均值為3.692，整體的取值分布在2.230到6.089之間，說明不同企業(yè)之間的生產(chǎn)率存在一定的差異。這與之前相關(guān)學(xué)者的測算基本一致，如盛明泉等[19]估算上市公司整體TFP集中分布在3到6之間，平均值為4左右。核心解釋變量高管貨幣薪酬（Pay）是取過對數(shù)的分布結(jié)果，取值分布在12.26到15.99之間，可以看出不同企業(yè)高管的貨幣薪酬也相對較大。調(diào)節(jié)變量內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）指標(biāo)越大，說明企業(yè)內(nèi)部控制越有效，其最大值（最小值）為9.777（0），平均值為6.568，說明企業(yè)之間內(nèi)部控制質(zhì)量相差較大，內(nèi)部控制的質(zhì)量仍有進(jìn)一步優(yōu)化的空間。控制變量獨(dú)立董事（Indr）最小值為0.182，平均值為0.371，中國證監(jiān)會(huì)要求公司獨(dú)立董事占比（Indr）應(yīng)不低于三分之一，但是從最小值看只有0.182，遠(yuǎn)低于0.33的要求，說明企業(yè)自身的內(nèi)部治理仍需進(jìn)一步的完善，優(yōu)化企業(yè)的制度建設(shè)。其他控制變量取值分布總體上分布較為合理，此處不再一一敘述。

（二）變量間的相關(guān)系數(shù)分析

表3呈現(xiàn)了主要變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)，Pay與TFP_OP的相關(guān)系數(shù)為0.277，在1%的水平上顯著為正，初步說明了適度的貨幣薪酬激勵(lì)能夠提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。企業(yè)的特征變量同樣與企業(yè)生產(chǎn)率有著一定的關(guān)系，如Size與TFP_OP存在顯著為正的關(guān)系，說明企業(yè)規(guī)模越大，管理經(jīng)驗(yàn)、資源的配置水平也會(huì)有所提高，進(jìn)而有利于企業(yè)生產(chǎn)率的提升，同樣Age與TFP_OP也存在著顯著為正的關(guān)系。但Lev與TFP_OP存在顯著為負(fù)的關(guān)系，初步表明企業(yè)存在融資約束時(shí)，資源的配置效率會(huì)受到影響，進(jìn)而影響企業(yè)的生產(chǎn)率。變量兩兩間的相關(guān)系數(shù)大部分都小于0.5，個(gè)別系數(shù)也僅略大于0.5，說明本研究的回歸均不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（三）高管的貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的檢驗(yàn)結(jié)果見表4。被解釋變量是全要素生產(chǎn)率，解釋變量為貨幣薪酬激勵(lì)包括Pay和Pay2，第（1）列展示了Pay、Pay2和TFP_OP的關(guān)系，Pay的系數(shù)為0.377，在1%的水平上顯著，Pay2的系數(shù)為-0.009，在10%的水平上顯著，初步驗(yàn)證了高管貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈倒U型關(guān)系。第（2）列、第（3）列在第（1）列的基礎(chǔ)上，分別加入控制變量和年度的回歸結(jié)果，Pay的符號方向以及顯著性仍無明顯改變，Pay2的系數(shù)顯著性進(jìn)一步加強(qiáng)。另外，相較于第（1）列而言，第（2）列、第（3）列的Adj.R2穩(wěn)步上升，一定程度上佐證了模型架構(gòu)的合理性，上述的檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了H1的成立，說明適當(dāng)?shù)呢泿判匠昙?lì)有利于企業(yè)生產(chǎn)率的提升，但過高的貨幣薪酬激勵(lì)反而會(huì)給企業(yè)帶來負(fù)面的影響。為了進(jìn)一步探究國有企業(yè)與非國有企業(yè)的貨幣薪酬是否均存在邊際遞減效應(yīng)以及過度激勵(lì)，參照了盛明泉等[20]的思路將總樣本分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)來進(jìn)行分組討論，回歸結(jié)果如第（4）列、第（5）列所示，回歸結(jié)果表明Pay和Pay2的符號及顯著性均未發(fā)生變化，說明無論在國有企業(yè)還是在非國有企業(yè)中，過度激勵(lì)均會(huì)產(chǎn)生負(fù)面的影響。

控制變量Size的回歸系數(shù)為0.041，且在1%的水平上顯著，說明規(guī)模大的企業(yè)，全要素生產(chǎn)率也會(huì)相應(yīng)的變大，原因可能是大的企業(yè)人員管理規(guī)范、有自己的核心技術(shù)、更能夠有效地運(yùn)用資金。Age前的回歸系數(shù)為0.026，且在1%的水平上顯著，說明上市時(shí)間長的公司，在公司的經(jīng)營管理方面越有經(jīng)驗(yàn)，應(yīng)對外部環(huán)境變化的能力也越強(qiáng)。但I(xiàn)ndr卻與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，可能的原因是獨(dú)立董事不止在一家公司任職導(dǎo)致工作效率會(huì)低下;獨(dú)立董事任命也由公司決定，獨(dú)立性也比較差。

（四）高管的貨幣薪酬激勵(lì)、內(nèi)部控制質(zhì)量與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

表5列示了內(nèi)部控制質(zhì)量對高管的貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率關(guān)系調(diào)節(jié)作用的檢驗(yàn)結(jié)果。本文選取IC來作為調(diào)節(jié)變量。參照方杰等[21]和盛明泉等[22]的做法，第一步，為了避免變量之間多重共線性導(dǎo)致的消極影響，本文對自變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理;第二步，在檢驗(yàn)假設(shè)是否成立時(shí)，采用了分層回歸法。

表5第（1）列是加入解釋變量和調(diào)節(jié)變量的回歸結(jié)果，第（2）列是在第一列的基礎(chǔ)上加上交乘項(xiàng)的回歸結(jié)果，回歸結(jié)果表明由（1）到（2）的回歸R2變化了0.001，Pay×IC交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.007，且在5%的水平上顯著，說明內(nèi)部控制治理效應(yīng)的有效發(fā)揮促進(jìn)了貨幣薪酬激勵(lì)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響，驗(yàn)證了H2的成立。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文做了如下測試：

1.關(guān)于被解釋變量TFP的衡量

本文采用LP方法去測量全要素生產(chǎn)率（TFP_LP）來代替被解釋變量TFP_OP進(jìn)行檢驗(yàn)，為驗(yàn)證假設(shè)1是否成立，回歸結(jié)果在表6第（1）列列示?？梢钥闯鯬ay與Pay2系數(shù)的符號和顯著性均未發(fā)生改變，進(jìn)一步驗(yàn)證了H1的成立。

2.考慮到可能存在的內(nèi)生性問題

企業(yè)實(shí)行的激勵(lì)措施，有利于高管更加努力地工作，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)效率的提高和業(yè)績的提升，但當(dāng)企業(yè)生產(chǎn)效率提高、業(yè)績提升，企業(yè)也可能會(huì)加大對高管和普通員工的獎(jiǎng)賞力度，這樣可能會(huì)產(chǎn)生因反向因果而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。為了緩解其對研究結(jié)論的影響，參照盛明泉等[23]的研究，采用自變量的滯后一期來進(jìn)行回歸即Lpay、Lpay2。回歸結(jié)果在表6第（2）列，可以看出核心解釋變量的系數(shù)符號和顯著性均未發(fā)生變化，進(jìn)一步驗(yàn)證高管貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。

五、結(jié)論與啟示

全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要推動(dòng)力，提升全要素生產(chǎn)率對于實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量增長有著重要的意義。本文以2010—2016年A股制造業(yè)上市公司為研究對象，采用OP方法、LP方法測算了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并檢驗(yàn)了高管貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，高管貨幣薪酬激勵(lì)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈倒U型關(guān)系，即當(dāng)貨幣薪酬處于較低水平時(shí)，企業(yè)全要素生產(chǎn)率隨著貨幣薪酬增加而逐漸增加，而當(dāng)貨幣薪酬過高亦會(huì)導(dǎo)致高管過度激勵(lì)，同樣不利于企業(yè)生產(chǎn)率的提升;在區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后發(fā)現(xiàn)，無論在國有企業(yè)還是在非國有企業(yè)中，過度激勵(lì)均會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制治理效應(yīng)的有效發(fā)揮促進(jìn)了貨幣薪酬激勵(lì)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響。

基于上述的研究，本文提出以下兩點(diǎn)建議：第一，盡管適當(dāng)?shù)呢泿判匠昕梢约?lì)高管更加努力地工作，但企業(yè)應(yīng)當(dāng)注意激勵(lì)的實(shí)際效果。因?yàn)樨泿判匠昙?lì)存在邊際遞減效應(yīng)，對管理層的激勵(lì)應(yīng)當(dāng)在綜合各方面因素后，實(shí)施恰當(dāng)?shù)募?lì)。過度激勵(lì)不僅會(huì)增加企業(yè)的運(yùn)營成本，還會(huì)給企業(yè)的成長帶來不利的影響。第二，內(nèi)部控制制度作為企業(yè)治理重要的組成部分，管理層的績效考評、薪酬激勵(lì)也是企業(yè)內(nèi)部控制制度的重要監(jiān)控對象，內(nèi)部控制制度也越來越受到國家和企業(yè)的重視，如何讓內(nèi)部控制制度發(fā)揮其應(yīng)有的作用而不是形同虛設(shè)是企業(yè)應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注的方向。總之，企業(yè)應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步優(yōu)化內(nèi)部控制制度，努力加強(qiáng)內(nèi)部控制建設(shè)。

【參考文獻(xiàn)】

[1] KUIJS L.China through 2020—a macroeconomic scenario[D].World Bank China Research Working Paper，2009：1-18.

[2] YOUNG A.The tyranny of numbers：confronting the statistical realities of the East Asian growth experience[J].Quarterly Journal of Economics，1995，110（3）：641-680.

[3] 韓亞欣，文芳，許碧蓮.管理者薪酬水平與企業(yè)研發(fā)投資——基于廣東戰(zhàn)略性新興企業(yè)的研究[J].科技管理研究，2017，37（3）：153-157.

[4] 谷豐，張林，張鳳元.生命周期、高管薪酬激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新投資——來自創(chuàng)業(yè)板上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2018（1）：146-156.

[5] 盛明泉，汪順，鮑群.國有企業(yè)高層管理人員職業(yè)生涯預(yù)期與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系研究[J].管理學(xué)報(bào)，2018，15（11）：1647-1654.

[6] JENSEN M C，MECKLING W H.Theory of the firm：managerial behavior，agency costs and ownership structure[J].Journal of Financial Economics，1976（3）：305-360.

[7] MESSINIS G，AHMED A，MESSINIS G，et al.Human capital，innovation and technology diffusion[J/OL].Ssrn Electronic Journal，2009.

[8] GRILICHES Z.R&D and the productivity slowdown[J].American Economic Review，1980，70（2）：343-348.

[9] 綦好東，郭駿超，朱煒.國有企業(yè)混合所有制改革：動(dòng)力、阻力與實(shí)現(xiàn)路徑[J].管理世界，2017（10）：8-19.

[10] 盧慧芳，吳華晶.融資約束對管理層薪酬激勵(lì)機(jī)制的影響——來自上市公司的實(shí)證研究[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2013，25（2）：86-97.

[11] 張濤，郭瀟.高管薪酬契約與融資約束研究——基于我國滬深A(yù)股上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)與管理評論，2018，34（1）：96-107.

[12] 左晶晶，唐躍軍.過度激勵(lì)與企業(yè)業(yè)績——基于邊際遞減效應(yīng)和中國上市公司高管團(tuán)隊(duì)的研究[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2010（1）：48-56.

[13] 彭桃英，汲德雅.媒體監(jiān)督、內(nèi)部控制質(zhì)量與管理層代理成本[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2014，35（2）：61-65.

[14] TANG D，TIAN F，YAN H.Internal control quality and credit default swap spreads[J].Accounting Horizons，2015，29（3）：603-629.

[15] DOYLE J，GE W，MCVAY S.Accruals quality and internal control over financial reporting[J].The Accounting Review，2007，82（5）：1141-1170.

[16] PALETTA A，ALIMEHMETI G.SOX disclosure and the effect of internal controls on executive compensation[J].Journal of Accounting Auditing & Finance，2018，33（2）：277-295.

[17] OLLEY G S，PAKES A.The dynamics of productivity in the telecommunications equipment industry[J].Econometrica，1996，64（6）：1263-1297.

[18] 盧銳，柳建華，許寧.內(nèi)部控制、產(chǎn)權(quán)與高管薪酬業(yè)績敏感性[J].會(huì)計(jì)研究，2011（10）：42-48，96.

[19] 盛明泉，汪順，商玉萍.金融資產(chǎn)配置與實(shí)體企業(yè)全要素生產(chǎn)率：“產(chǎn)融相長”還是“脫實(shí)向虛”[J].財(cái)貿(mào)研究，2018，29（10）：87-97，110.

[20] 盛明泉，張春強(qiáng)，王燁.高管股權(quán)激勵(lì)與資本結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)調(diào)整[J].會(huì)計(jì)研究，2016（2）：44-50，95.

[21] 方杰，溫忠麟，梁東梅.基于多元回歸的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析[J].心理科學(xué)，2015（2）：715-720.

[22] 盛明泉，蔣世戰(zhàn).高管股權(quán)激勵(lì)、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)全要素生產(chǎn)率——基于制造業(yè)企業(yè)的實(shí)證分析[J].貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2019（2）：70-76.

[23] 盛明泉，張婭楠，蔣世戰(zhàn).高管薪酬差距與企業(yè)全要素生產(chǎn)率[J].河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報(bào)，2019，40（2）：81-89.