社会网络视角下的管理层权力与高管薪酬粘性 ——基于董事联结的调节效应

李 洋，汪 平，曹 琴

(1.首都经济贸易大学 会计学院，北京 100070；2.四川师范大学 商学院，成都 610101；3.中铁建工集团有限公司广州分公司 财务部，广州 511400)

内容提要：董事联结作为一种非正式的制度安排，是企业获取异质性信息和稀缺资源的重要渠道。本文基于社会网络关系视角，构建了公司层面的董事网络中心度，考察董事联结对管理层权力与高管薪酬粘性的作用机理。研究结果表明，管理层权力越大，高管薪酬粘性越强；董事网络中心度弱化了二者之间的关系，具有显著的负向调节效应。进一步区分联结强度后发现，内外部董事联结关系的强弱会对治理效应产生差异化影响，需要警惕内部董事的强联结关系存在正向调节效应而加剧高管薪酬粘性。以上发现意味着，网络位置与联结强度是影响董事联结治理效果的两大关键要素，董事联结的网络位置对管理层权力及薪酬粘性会产生重要的治理机制，但其作用的发挥同时需要依赖于内外部董事联结关系的强弱。

一、引言

社会结构中广泛存在着各种社会关系，社会网络是由人、企业、组织等某些特定群体彼此联结所构成的相对稳定的系统(Wellman and Berkowitz，1988)。企业作为嵌入社会结构之中的重要个体，其网络关系既包括与供应商、客户、合作伙伴等其他企业的业务往来，也包括高管、董事、监事等高层管理团队的相互衔接，还涉及与政府部门之间的政治关联。企业借助社会关系形成一张巨大的“网”，信息和资源通过网络可以在成员之间快速流动，实现资源的再分配。一家企业的经济行为可能会导致蝴蝶效应，通过网络体系的链接传播，辐射到其他企业甚至整个产业链。受传统儒家处世哲学的影响，以及当前转型经济环境的特殊性，我国企业处在“关系型社会”的制度背景中，社会关系网络已经成为企业生存和发展的重要手段。特别是资本市场各项制度仍不健全，企业更加需要依赖“社会关系”来获取异质性信息和稀缺资源。社会网络作为一种重要的信息传导路径，能够在很大程度上替代正式制度，镶嵌于网络中的各种社会资本，包括信息、知识、声誉、战略资源、决策影响力等，使企业所在网络具备有效的资源配置功能(左晓宇和孙谦，2018)。

现代企业间通过交叉持股、连锁董事、高管兼任等构造了众多错综复杂的社会关系，其中董事网络是形成社会网络的主要形式，即董事个体同时任职于不同公司董事会而形成的直接或间接的网络关系(谢德仁和陈运森，2012)。在两个及以上公司董事会兼任的董事叫做连锁董事，公司董事会之间所有连锁关系的集合称为董事联结(Cohen and Frazzini et al.，2008；李留闯，2015)。目前董事联结现象在国内外上市公司都极为普遍，Larcker et al.(2013)发现2000-2007年有75%的美国上市公司至少和其他公司共同雇佣同一董事；陈仕华等(2013)则指出我国约有85%的A股上市公司都存在董事联结关系。在中国特殊的“关系型社会”中，作为一种非正式的制度结构，董事联结能够较好地克服正式制度不健全带来的市场问题，为企业之间相互获取外部信息、有效利用稀缺资源提供重要渠道，具有明显的公司治理效应。

近年来，随着高管“天价薪酬”、“高奖低罚”现象持续升温，学界开始反思最优契约理论对于管理层薪酬的解释力。尽管2014年、2015年国家分别出台了针对央企和国有银行的高管薪酬调控举措，但并未有效解决上市公司高管薪酬的“倒挂现象”。伴随高管薪酬与业绩不对称性的日益显现，Bebchuk et al.(2003)提出的管理层权力理论成为研究薪酬粘性及其经济后果的有力工具。当管理层权力过大甚至凌驾于董事会之上，为其获取了操纵薪酬制定标准的优势和机会，本应由董事会负责设计的薪酬条款转变成管理层自定薪酬，致使薪酬业绩严重不对称，加剧了薪酬粘性现象。与此同时，管理层权力理论也为我们提供了董事联结有效性研究的极佳视角。Larcker et al.(2010)认为，董事联结网络可以抑制管理层权力，缓解信息不对称，为薪酬契约的优化提供积极的战略信息。陈运森和谢德仁(2012)也指出，董事联结关系可以促进高管薪酬激励对于未来业绩提升的治理效应。因此，在我国特殊的“关系型社会”背景下，本文基于社会网络理论和管理层权力理论，试图回答以下问题：董事联结网络对高管薪酬粘性是否具有治理效应？董事联结如何调节管理层权力与高管薪酬粘性之间的关系？在不同网络位置、不同联结强度下治理效应是否存在差异化影响？其内在的作用机理是什么？

本文可能的贡献如下：(1)从动态的社会网络视角，引入董事联结这一现实且普遍的情景因素，检验其网络关系对于管理层权力监督、薪酬粘性抑制的治理效果，并论证了管理层权力理论在我国特有制度环境下的适用性；(2)将宏观层面的社会研究方法和微观层面的公司治理领域有机结合，探索了不同董事网络位置的作用路径，促进了社会网络分析与公司金融研究的交叉融合；(3)不仅仅着眼于连锁董事个体，而是将董事会看作整个决策团体，构建公司层面的董事网络中心度，拓宽了公司金融研究的边界条件；(4)以往研究大都肯定董事联结的正面效应，却鲜有学者提及其负面影响，本文根据联结强度进一步区分内外部董事联结的强弱关系，更为完整地揭示了不同强度下治理效应的差异化影响，为我国董事网络关系的完善和高管薪酬契约的优化提供了理论依据与数据支持。

二、理论分析与研究假设

(一)管理层权力与高管薪酬粘性

高管薪酬包括货币薪酬、股权激励、在职消费等，由于我国股权激励尚处于初级阶段，形式单一且力度较小，同时在职消费往往具有隐蔽性，因此本文侧重研究货币薪酬的粘性特征。西方研究高管薪酬粘性始于上世纪末，Gaver et al.(1998)发现CEO在业绩上升时能够获取超额薪酬激励，在业绩下降时却并未调整，进而引发了学界对于薪酬粘性的思考。Jackson et al.(2008)对高管薪酬粘性给出了明确定义，即随业绩上升而增加的边际薪酬大于随业绩下降而减少的边际薪酬。方军雄(2009)则认为中国上市公司的薪酬业绩敏感性并不对称，董事会独立性可以抑制高管薪酬粘性，进而开启了国内该领域研究的先河。其后诸多学者也都证实了中国上市公司高管薪酬的粘性特征普遍存在。

最优契约理论将高管薪酬与企业业绩正向挂钩，一度缓解了股东和管理层之间的代理问题。然而，接连曝光的薪酬业绩不匹配乱象严重降低了最优契约理论的有效性，高管薪酬粘性问题需要寻找新的突破口，管理层权力理论则可以给予更为合理的解释。当管理层权力过大甚至掌握企业控制权时，可能导致高管和董事会共谋，此时薪酬契约反而成为股东和董事会之间一种新的代理问题(Bebchuk and Fried，2002)。基于我国特有的经济背景和制度环境，管理层权力被赋予了典型的中国特色。由于政府权力逐步下放，国有企业的所有者“缺位”致使控制权向经营者转移，从而出现严重的内部人控制现象，管理层权力日趋扩大；而在一股独大的股权结构下，民营企业的管理层往往就是大股东，同时受政府约束较少，公司治理机制弱化，管理层权力更为强大(王烨和叶玲等，2012)。薪酬体系此时成为高管谋求自身福利的常规手段，管理层以参与薪酬委员会、控制董事提名等方式自定薪酬条款，让薪酬水平在业绩上升时保持向上的弹性，在业绩下降时保持向下的刚性(高文亮和罗宏等，2011)，且管理层权力越大，薪酬业绩的不对称性会更加明显(张华荣和李波，2018)。基于以上分析，本文提出假设1：

H1：管理层权力与高管薪酬粘性呈正相关关系，在其他条件一定的情况下，管理层权力越大，高管薪酬粘性越强。

(二)董事联结与高管薪酬粘性

董事联结作为一种特殊的社会网络关系，其价值在于镶嵌在社会网络中的由声誉、信息和知识、战略资源三种类型所构成的社会资本(谢德仁和陈运森，2012)。董事网络分布可以视作由节点和纽带所构成的系统，每个连锁董事相当于节点，彼此之间的联结关系即是纽带(陈运森和谢德仁，2012)，由此搭建的动态网络能够互通信息、共享资源。根据社会网络理论，网络中心度是衡量网络位置、评价个体在网络中影响力的核心指标(罗家德，2010)。因为连锁董事分别在不同的企业董事会任职，所以每个董事的网络位置不一致，任职的企业数量越多，代表董事所处的网络中心度越高。董事越处于社会网络的中心位置，在不同企业之间的联结关系就越广，信息传递的机会与渠道就越多，对网络中资源的控制力和对其他企业的影响程度相对更大，拥有的社会资本也就越多，进而导致其治理动机与治理能力产生了差异。

从治理动机的角度，镶嵌于董事网络中的社会资本能够为连锁董事获得一定的社会声誉和关系认同。处于网络中心位置的董事随着身份地位的提高与职业认同感的增强，产生了一种类似于“明星”的光环效应(洪峰，2015)，避免声誉受损的动机更强。其在管理层的压力干扰下，参与公司治理的动机和意愿更强，薪酬谈判的博弈中也能取得更大的话语权，对于薪酬业绩倒挂等内部人控制现象能够客观、独立地发挥监督作用，进而有效抑制高管薪酬粘性。

从治理能力的角度，董事联结在信息和知识的传递过程中发挥着重要的桥梁与传导作用(Cohen and Frazzini et al.，2008)。处于网络中心位置的董事从其兼任企业中可以得到更为丰富的薪酬激励知识，既有奖励绩效、福利状况、薪酬水平等显性知识，又有薪酬监管机制、薪酬设计方案等隐性知识(郝云宏和左雪莲，2018)。这些信息通过董事网络在联结企业中及时传播并相互借鉴，还能保持有效的准确度与较高的影响力，能够对薪酬契约的优化与薪酬粘性的监管起到积极的治理效应。基于以上分析，本文提出假设2：

H2：董事联结与高管薪酬粘性呈负相关关系，在其他条件一定的情况下，董事网络中心度越高，高管薪酬粘性越弱。

(三)董事联结对管理层权力与高管薪酬粘性的调节效应

管理层权力具有两面性，既可以作为高管激励的重要模式，又可能成为管理层寻租的基本渠道。如果管理层权力过大甚至凌驾于董事会之上，就可以利用其权力俘获董事会并渗透进薪酬方案的制定过程，使得自身薪酬在业绩波动时呈现出向上的弹性和向下的刚性。高管薪酬契约是一项重要且具有模糊性的决策，模仿效应(Beckman and Haunschild，2002)的存在，促使高管会选择薪酬较高的企业作为参照对象进行攀比，进而引起薪酬业绩敏感度降低，导致薪酬粘性增大。

但模仿效应同样也作用于董事网络之中。董事联结在企业交互过程中具有信息媒介的功能，可以缓解联结企业之间的信息不对称程度，连锁董事由此获得最核心的信息和资源，并推动行为和决策在联结企业网络中快速传播(李留闯，2015)。这些信息包括反收购计划、上市地点选择、盈余操纵手法、信息披露策略、高管薪酬方案等，不仅内容丰富、可信度高，而且董事会亲自参与了信息的产生过程。董事联结的信息优势，能够有效降低董事会对于高管薪酬契约的信息不足，加大对管理层权力膨胀的约束力，降低管理层寻租的可能性。而且，Bizjak et al.(2009)发现董事会在进行高管薪酬决策时，会在很大程度上对董事联结企业的行为进行模仿，李敏娜和王铁男(2014)也认为董事联结会促进企业间薪酬标准和激励机制的效仿，说明作为有限理性的决策者，董事会更偏好联结企业的信息。不仅如此，董事联结企业还具有基础特征的趋同性(李留闯，2015)。联结企业既可以共享董事网络内部的重要知识和稀缺资源，还会因联结关系而相互交流、彼此模仿有关薪酬方案的详尽可靠信息，增强了管理层权力过大的防御机制，弱化了高管薪酬的粘性程度。

由此可见，董事网络所镶嵌的社会资本，能让董事会的监督机制直接作用于管理层权力之上。即使管理层获取超过公平谈判所得的超额薪酬，又或者人为导致薪酬业绩敏感度下降，但董事联结关系能提高董事会在高管薪酬契约中的治理效应，在很大程度上遏制高管寻租行为，进而降低薪酬粘性程度。此外，越靠近网络中心位置的董事，其信息获取能力、监督独立性以及声誉机制都更强，也就具有更大的治理动机和治理能力，可以对高管薪酬方案制定的全过程进行更为有效把控，竭力抑制管理层攫取超额薪酬的可能性。基于以上分析，本文提出假设3：

H3：董事联结在管理层权力与高管薪酬粘性之间具有负向调节效应，在其他条件一定的情况下，董事网络中心度越高，管理层权力对高管薪酬粘性的影响程度更加弱化。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选择了沪市2013-2017年全部A股上市公司作为初始研究样本，需要说明的是，由于被解释变量涉及的薪酬变动与业绩变动要进行前后年度的数据对比，所以其时限区间为2012-2017年。首先，我们通过以下步骤识别样本公司的董事联结关系：(1)从CSMAR数据库中搜集董事任职资料作为基础信息；(2)从姓名、性别、年龄、学历、工作经历等方面剔除重名的董事，保证每个董事的身份独一无二；(3)确定每一样本公司是否与其他公司发生董事联结关系。然后，剔除ST、金融类、不足考察年限、数据异常及缺失的样本，最终得到4070个公司年度观测值，并对主要连续变量进行了上下1%的Winsorize处理，以消除极端值的影响。此外，采用大型社会网络数据分析软件Pajek计算公司层面的董事网络中心度，采用Stata14.0进行统计分析。

表1列示了样本公司的董事联结分布情况。在4070个公司年度观测值中，仅与一家公司形成董事网络的比例为10.76%，与五家以下(包括五家)公司发生联结关系的比例为59.12%，拥有五家以上董事联结公司的比例为40.88%。由此说明，随着国内资本市场的发展和公司治理制度的完善，董事联结现象在上市公司中广泛存在，并呈现越来越密集的蛛网特征。

表1 样本公司的董事联结分布

(二)变量设计

1.被解释变量：高管薪酬粘性值。本文借鉴步丹璐和文彩虹(2013)的做法，首先通过前后年度的比较计算高管薪酬变动率与企业业绩变动率，前者除以后者即可得到薪酬业绩敏感性；然后分别计算企业业绩在上升年度与下降年度各自的敏感性均值，前者减去后者即可得到高管薪酬粘性值ECS，计算公式如下：

(1)

其中，D=i表示企业业绩的升降，i=1即业绩上升，i=0即业绩下降；t为第t年度；Pay表示高管(不包括董事和监事)薪酬，以薪酬排名前三高管的年度货币薪酬总额来衡量；(Payt-Payt-1)/Payt-1表示高管薪酬变动率；NI表示企业业绩，以净利润来衡量；(NIt-NIt-1)/NIt-1表示企业业绩变动率。

薪酬粘性定义为随业绩上升而增加的边际薪酬大于随业绩下降而减少的边际薪酬，即正常情况下粘性值应该大于0，但也可能出现业绩上升时薪酬反而下降等特殊情况，导致粘性值小于0。本文的公司年度观测值共计4070个，其中高管薪酬粘性值为正的有3250个，占全样本的79.85%；为负的有820个，占全样本的20.15%，可见“重奖轻罚”现象在我国上市公司较为普遍。为了减少异常值对实证结果的影响，本文选择高管薪酬粘性值大于0的观测值作为主要变量进行描述性统计、相关性分析与多元回归分析，然后利用全样本进行稳健性检验。

2.解释变量：管理层权力综合指标。基于Finkelstein(1992)提出的权力模型，可依据其来源将管理层权力划分为结构权力、所有权权力、声望权力、专家权力四个维度。本文参照陶文杰和金占明(2015)的做法，从权力模型的四个维度进一步细化为11个指标来对管理层权力进行衡量。结构权力维度，包括独立董事比例、董事会规模(董事人数)、两职兼任(董事长与总经理是否为同一人，是为1，否为0)；所有权权力维度包括第一大股东持股比例、机构投资者持股比例、高管持股比例；声望权力维度包括高管任期、高管年龄、政治关联(高管是否在政府部门任职，是为1，否为0)；专家权力维度包括教育水平(高管是否具有硕士及以上学历，是为1，否为0)、专业职称(高管是否具有高级职称，是为1，否为0)。

本文采用因子分析法得出管理层权力的综合指标。其中，KMO值为0.637，Bartlett球度检验统计量的伴随概率Sig.为0，符合因子分析的前提条件。总方差分解表提取了7个公共因子进行测度，累积贡献率为74.67%，包含了原始变量的大部分信息，如表2所示。

表2 总方差分解表

根据因子得分系数矩阵(篇幅限制从略)，将7个公共因子得分依次乘以旋转平方和载入的方差贡献率，再除以累积贡献率，就得到了管理层权力综合指标的计量模型：

Power=0.17K1+0.154K2+0.153K3+0.142K4+0.131K5+0.127K6+0.123K7

(2)

3.调节变量：董事网络中心度。中心度作为社会网络分析领域一个关键的结构变量，用于刻画网络中不同个体行为的差异化影响，主要包括程度中心度、中介中心度和接近中心度(Wasserman and Faust，1994)。董事网络中心度的本质含义在于，衡量每位连锁董事所处的网络位置对其获取信息和资源能力大小的影响程度。陈运森和谢德仁(2011)指出，接近中心度要求网络图形必须完全相连，且对董事网络发挥公司治理作用影响较弱，并与程度中心度高度相关，因此本文只选择程度中心度和中介中心度作为董事联结的衡量指标。

程度中心度反映某位董事和其他董事发生直接联结关系的数量之和，体现个人在董事网络中交流的活跃性，其计算方法为：

(3)

其中，i表示某位董事；j表示当年除了i之外的其他董事；Xij表示一个网络联结关系，如果董事i与j至少在一个公司董事会任职则为1，否则为0；g表示网络中当年担任董事的总人数，由于不同年度的董事人数不一致，其规模差异可以通过(g-1)来消除。

中介中心度反映某位董事控制其他董事联系路径的程度，体现董事网络中不同联结关系对信息流的控制性，其计算方法为：

(4)

为了从公司层面研究董事网络中心度，本文首先选取所有董事和任职公司数据，设定每个董事专属的标识，如果某董事在某公司任职则为1，否则为0，进而建立“董事-公司”二维矩阵；接着通过社会网络数据分析软件Pajek，把二维矩阵转化为“公司-公司”一维矩阵，就能够得到公司层面的董事网络中心度指标Degree和Betweenness，并取均值来反映其平均水平。

4.控制变量。为了单独考察董事联结对管理层权力与高管薪酬粘性的治理效应，还需要控制一些其他的内外部影响因素。参考前人的研究，本文选取了公司规模、杠杆水平、股权性质、公司成长性等变量控制经营特征和治理特征对高管薪酬粘性的作用。由于我国不同地区的薪酬水平与粘性程度差异较大，本文通过公司注册地控制区域发展失衡的影响。此外，还控制了行业固定效应与年度固定效应。

本文研究变量的具体定义与衡量方法见表3。

(三)研究模型

为了验证假设1，本文构建多元回归模型(5)。Power的回归系数β1表示管理层权力与高管薪酬粘性之间的相关性，根据假设1，我们预期β1大于0。

ECS=β0+β1×Power+β2×Size+β3×Lev+β4×SOE+β5×Growth+β6×East+β7×Central+β8×West+∑IND+∑Year+ε

(5)

为了验证假设2，本文构建多元回归模型(6)。BI表示董事联结变量，包括程度中心度Degree、中介中心度Betweenness。BI的回归系数β1表示董事联结与高管薪酬粘性之间的相关性，根据假设2，我们预期β1小于0。

ECS=β0+β1×BI+β2×Size+β3×Lev+β4×SOE+β5×Growth+β6×East+β7×Central+β8×West+∑IND+∑Year+ε

(6)

为了验证假设3，本文构建多元回归模型(7)。交互项Power×BI的回归系数β3表示董事联结对管理层权力与高管薪酬粘性之间关系的调节效应，根据假设3，我们预期β3小于0。

ECS=β0+β1×Power+β2×BI+β3×Power×BI+β4×Size+β5×Lev+β6×SOE+β7×Growth+β8×East+β9×Central+β10×West+∑IND+∑Year+ε

(7)

表3 研究变量设置与定义

表4 主要变量的描述性统计

四、实证检验与结果分析

(一)描述性统计

主要变量的描述性统计结果如表4所示。可以看出，高管薪酬粘性值ECS的均值为2.723，最大值和最小值分别为54.766、0.016，中位数为0.892，标准差高达6.051，说明高管薪酬在业绩上升时的增加幅度比业绩下降时的减少幅度平均高出2.723%，我国上市公司普遍存在高管薪酬粘性特征，且在不同企业中差异明显。管理层权力综合指标Power的均值为4.486，最大值和最小值分别为5.282、3.103，中位数为4.526，标准差很小，说明在国有企业所有者缺位、民营企业受约束较少的背景下，管理层权力释放已成为我国上市公司一种普遍的共性，且不同企业均广泛存在这一现象，寻租行为的发生不可避免地会加剧高管薪酬粘性。程度中心度Degree的均值为5.013，最大值和最小值分别为17.333、0.002，中位数为5，标准差为3.33，反映了平均每家上市公司与其他五家左右的公司连锁，董事联结在我国已比较盛行，但各企业之间的连锁数量差异较大。中介中心度Betweenness的均值为0.003,最大值和最小值分别为0.031、0，标准差很小，表明了我国上市公司不同联结关系对信息流的控制度比较接近，或许也从另一个角度揭示了目前董事网络中的信息流通还缺乏异质性和稀缺性。

(二)相关性分析

主要变量的相关系数矩阵如表5所示。可以看出，高管薪酬粘性值ECS与管理层权力综合指标Power在1%水平下显著正相关，说明管理层权力越大，高管薪酬粘性越强，假设1得到初步验证。同时，ECS与程度中心度Degree、中介中心度Betweenness分别在1%水平和5%水平下显著负相关，说明董事网络中心度越高，高管薪酬粘性越弱，假设2也得到初步验证，但无法说明董事联结对管理层权力和高管薪酬粘性的调节效应，假设3还需要进行后续检验。

除了程度中心度Degree和中介中心度Betweenness之间的相关系数为0.754外，其余变量间的相关系数均在0.5以下。具体分析发现，两个中心度指标Degree和Betweenness具有一定程度的信息重叠，所以分别进入不同的模型，对其回归结果并无影响。此外，主要变量的方差膨胀因子(VIF)均小于10，进一步表明本文所选取的研究变量重叠度较低、拟合优度较好、多重共线性较弱，适合引入模型进行回归分析。

表5 主要变量的相关系数矩阵

注：*、**、***分别表示10%、5%、1%水平下显著(下同)。

(三)多元回归分析

本文采用OLS回归模型进行分析，结果如表6所示。模型(5)为管理层权力与高管薪酬粘性的检验结果。Power与ECS的回归系数为正，且在1%的水平下显著，说明管理层权力的膨胀会导致薪酬业绩敏感性的不对称变化进一步加大，使高管薪酬呈现出向上的弹性和向下的刚性，即管理层权力越大，高管薪酬粘性越强，假设1得到验证。

模型(6)为董事网络中心度与高管薪酬粘性的检验结果。在Degree、Betweenness的两组回归中，BI与ECS的回归系数都为负，且在1%的水平下显著，说明董事网络中心度越高，拥有的社会资本越多，对网络中资源的控制力和影响力就越大，能够对薪酬契约的优化起到积极的治理效应，高管薪酬粘性也就越弱，假设2得到验证。

模型(7)为董事网络中心度对管理层权力与高管薪酬粘性调节效应的检验结果。在Degree、Betweenness的两组回归中，Power与ECS都在1%水平下显著正相关，BI与ECS都在5%水平下显著负相关，与模型(5)、(6)的结果基本一致，假设1、假设2再一次被验证。而交互项Power×BI与ECS的回归系数都为负，且在5%的水平下显著，说明董事越靠近网络中心位置，越具有更大的治理动机和治理能力，能够进一步增强董事会对于管理层权力过大的防御机制，进而遏制高管寻租行为，降低高管薪酬粘性程度，即董事网络中心度在管理层权力与高管薪酬粘性之间具有负向调节效应，假设3也得到验证。

控制变量方面，模型(5)、(6)、(7)的Size与ECS都在1%水平下显著正相关，可能的解释是公司规模越大，组织结构越复杂，管理层的能力和经验显得更为重要，也就提高了高管在薪酬谈判中的议价能力，加剧了薪酬粘性。Lev与ECS都在1%水平下显著负相关，这是源于债务本息的刚性约束，减少了管理层的自由现金流与过度投资行为，债权人的治理效应也能在一定程度上抑制高管薪酬粘性。而所有模型的SOE、Growth都不显著，反映了股权性质与公司成长性对高管薪酬粘性并未产生显著影响，这一结果与某些文献观点不符(如洪峰，2015；张华荣和李波，2018)。本文认为目前无论国有企业还是民营企业，管理层权力过大已经成为一种共性，都在不可避免地加剧薪酬业绩不对称，股权性质并非造成高管薪酬粘性的关键因素。而公司成长性的影响虽然不显著，但本文认为不能一概而论，应该基于企业生命周期理论对不同发展阶段的薪酬粘性程度进行深入分析。

表6 管理层权力、高管薪酬粘性与董事网络中心度的OLS回归结果

注：括号内为t值(下同)。

(四)稳健性检验

为了保证回归结果的可靠性，本文首先加入高管薪酬粘性值为负的全样本观测值，纳入模型(5)、(6)、(7)重新进行回归分析，稳健性检验结果如表7所示。可以看出，各变量回归系数的正负与表6一致，除了部分显著性水平发生了变化，结果并没有实质性的差异，仍支持本文的研究假设。

此外，本文还进行了其他形式的稳健性检验：(1)变更董事网络中心度衡量指标：因为公司治理决策可能往往由网络中心度最高的董事发挥主要作用，所以本文借鉴陈运森和谢德仁(2012)的做法，用程度中心度、中介中心度的最大值替换均值作为公司层面的网络中心度指标。(2)滞后解释变量：为了降低同期相关性问题，防止董事联结网络对高管薪酬粘性的影响存在滞后效应，本文对主要的解释变量采用了滞后一期处理。(3)消除规模替代效应：一般来说，规模越大的上市公司越有能力聘请网络中心位置较高的优质董事。为了降低董事网络中心度的负向调节效应是由公司规模所导致的可能性，本文按照Size的中位数，将样本分为大规模公司和小规模公司两个组别分别进行回归。以上做法的回归结果都比较稳定，不影响主要结论，假设仍然得到了支持。

表7 稳健性检验结果

(五)进一步分析：董事联结强度

上文检验了董事网络中心度对管理层权力与高管薪酬粘性的负向调节效应，但除了对网络位置的考量，不同的董事联结关系是否有强弱之分？强弱关系的影响程度是否有所差异？Granovetter(1973)首次提出联结强度的概念，从认识时间长短、互动频率、亲密程度、互惠交互程度等维度考察联结关系的强弱，将其划分为弱联结关系与强联结关系。弱联结容易建立在社会经济特征不同的个体之间，能够跨越社会界限充当信息桥，更有利于信息的传递，且产生的信息具有互补性和异质性；强联结容易建立在年龄、性别、学历、职业、收入等社会经济特征相似的个体之间，产生的信息具有冗余性和同质性(Gulati，1995)。

在董事网络中，根据董事职务的性质，可以分为外部(独立)董事与内部(执行)董事。外部董事一般为高校教授或会计、法律、技术等专业人士，一般靠董事会议、专业委员会会议及私下交流来进行沟通，其治理作用主要靠声誉，互惠交互程度较低。尤其当独立董事在多家企业董事会任职时，其掌握的资源和信息更加具有异质性、多元化的特征，容易充当董事网络之间信息桥的功能(谢德仁和陈运森，2012)。内部董事隶属企业内部成员且大都是高级管理层，认识时间长、互动频率高、接触机会多，相互联结时获得的信息和知识同质化程度高。本文根据联结强度区分外部董事联结与内部董事联结，外部董事联结是指外部董事之间、外部董事与内部董事之间(即至少一方为外部董事)形成的社会网络，属于弱联结关系；内部董事联结是指内部董事之间形成的社会网络，属于强联结关系。这与陈仕华等(2013)对内、外部联结关系的划分标准有所不同。

在我国关系型社会的特殊制度背景下，为了更为深入地检验董事联结的治理效应，本文再次基于模型(6)、(7)，利用全样本进一步分析不同联结强度对于管理层权力与高管薪酬粘性的关系是否存在差异化影响，结果如表8所示。模型(6)、(7)中的BI表示董事联结变量，此时把网络中心度变量替换为联结强度变量，其中，BI_out表示外部董事联结，考察是否存在外部董事的弱联结关系，是为1，否为0；BI_in表示内部董事联结，考察是否存在内部董事的强联结关系，是为1，否为0。

模型(6)为董事联结强度与高管薪酬粘性的检验结果，模型(7)为董事联结强度对管理层权力与高管薪酬粘性调节效应的检验结果。两组模型共同显示，BI_out与ECS显著负相关，BI_in与ECS显著正相关，只是显著性水平略有差异；此外，模型(7)可以看出，交互项Power×BI_out与ECS在1%水平下显著负相关，Power×BI_in与ECS在5%水平下显著正相关。这说明董事联结强度对管理层权力与高管薪酬粘性的关系具有差异化影响：外部董事联结形成的弱联结关系是基于独立董事构建的社会网络体系，镶嵌于网络中的社会资本以及监督独立性能够提高董事会在薪酬契约中的治理效应，降低管理层寻租的可能性，抑制高管薪酬粘性；内部董事联结形成的强联结关系导致董事与高管之间界限模糊，难以有效监督管理层行为，反而构建了管理层的一种防御机制，容易形成一元化治理结构，进而助长权力谋私行为，加剧高管薪酬粘性。因此，外部董事的弱联结关系在管理层权力与高管薪酬粘性之间存在负向调节效应，内部董事的强联结关系在管理层权力与高管薪酬粘性之间存在正向调节效应，而且外部董事联结比内部董事联结的影响程度更为显著。这一结论与假设3不符，但对于未来进一步探索董事联结网络提供了新的研究视角。

表8 管理层权力、高管薪酬粘性与董事联结强度的OLS回归结果

五、研究结论与启示

(一)研究结论

董事联结关系作为一种非正式的制度安排，是企业获取外部异质性信息和稀缺资源的重要渠道。本文基于社会网络分析视角，选取2013-2017年沪市A股上市公司数据为样本，理论分析并实证检验了管理层权力对高管薪酬粘性的影响，以及董事联结在监督管理层权力、弱化薪酬粘性方面的治理效应。研究结果显示，在国有企业所有者缺位、民营企业受约束较少的市场环境中，管理层权力的膨胀使高管薪酬呈现出向上的弹性和向下的刚性，即管理层权力越大，高管薪酬粘性越强。在我国“关系型社会”的制度背景下，董事越处于社会网络的中心位置，对网络中信息和资源的控制力就越强，能以更大的治理动机和治理能力遏制管理层寻租行为，降低高管薪酬粘性程度，即董事网络中心度在管理层权力与高管薪酬粘性之间具有负向调节效应。进一步区分联结强度后发现，外部董事联结属于弱联结关系，更能发挥对管理层权力的治理作用，抑制高管薪酬粘性，存在负向调节效应；内部董事联结属于强联结关系，容易助长管理层权力扩张，加剧高管薪酬粘性，存在正向调节效应，且外部董事联结比内部董事联结具有更为显著的影响。这些发现意味着，董事联结的网络位置对管理层权力及薪酬粘性会产生重要的治理机制，但其作用的发挥同时需要依赖于内外部董事联结关系的强弱。因此，网络位置与联结强度是影响董事联结治理效果的两大关键要素。

(二)研究启示

我国的正式制度约束力较弱，而董事网络实际上充当了正式制度的替代品对公司治理产生影响。现有文献大都通过网络中心度指标来衡量董事联结关系，并从多个角度证实了董事网络具有积极的治理效应。本文的研究结论也印证了前人的观点，即董事网络中心度越高，管理层寻租的可能性越小，高管薪酬粘性程度越弱。然而，郝云宏和左雪莲(2018)在研究高层管理团队(TMT)网络时，一方面肯定了TMT网络在信息和知识的传递过程中发挥传导作用，一方面也指出TMT网络降低了董事会独立性，削弱了对管理层的监督效应，导致高管薪酬水平更高。那么，董事联结网络在公司治理过程中是否会带来负面影响？这个问题目前鲜有学者提及。本文的研究结论显示，外部董事的弱联结关系能够有效约束管理层权力和高管薪酬粘性，但内部董事的强联结关系却模糊了董事与高管的界限，反而产生了消极的治理效应，这需要引起人们的警惕，不能只关注网络中心度而忽视了内部强联结关系的负作用，应该将二者进行综合考量。具体而言，企业需要完善董事遴选机制，不仅考察董事自身的个人属性特征，还应衡量其在董事网络中所处的位置，尽可能识别网络中心度更高的优质董事；同时，还需要优化董事网络结构，有效区分内外部董事联结，着重构建外部董事的弱联结关系，充分发挥董事联结积极的治理作用。