行业锦标赛激励有效性研究——基于企业风险承担视角的经验证据

周泽将,高雅萍,雷 玲

(1.安徽大学 商学院,安徽 合肥 230601;2.安徽大学 经济学院,安徽 合肥 230601)

一、 引 言

锦标赛理论强调竞赛结果的相对位次,这极大地提升了参赛人的主观能动性,因此被广泛应用于激励机制设计中。近年来,国外学者将锦标赛理论拓展至外部劳动力市场,提出行业锦标赛激励的概念,行业锦标赛激励是利用CEO对行业薪酬差距和职位晋升概率的特殊情绪来调动CEO的竞争心理,以CEO与同行业内最高薪酬CEO间的薪酬差距反映行业锦标赛激励强度。具体而言,CEO为了争取行业劳动力市场更高的薪资报酬和晋升机会而参与行业锦标赛竞争,获胜的CEO不仅有机会晋升到行业内标杆企业任职并获得更高的薪资报酬、权力和地位,而且能够增加其在劳动力市场的议价能力和自身市场价值,上述基于行业锦标赛竞争激发的CEO的竞争心理是否会影响其风险承担意愿是本文思考的起点。相关研究表明,行业锦标赛激励提高了盈余管理程度和现金持有水平(Park,2017;Huang等,2019)[1-2]、降低了审计费用(Tan,2021)[3]以及提升了企业绩效和企业风险(Coles等,2018)[4]等。值得注意的是,中国的制度背景和高管激励机制与西方国家相比存在较大的差异,一方面,目前中国正处于新兴加转轨阶段,经理人市场发展相对滞后,尤其是国有企业经理人选聘机制尚未完全市场化,一定程度上影响了经理人市场的功能发挥。另一方面,在以美国为代表的西方国家中,股权激励早已成为CEO激励的主流方式(梁上坤,2016)[5],而中国上市公司股权激励管理办法自2005年开始试行,到目前为止对CEO实施股权激励的上市公司占比不足一半,(1)来自国泰安数据库的统计数据显示:2009—2019年中国资本市场A股上市公司30639个样本中有13084个样本对CEO实施了股权激励,占总样本的比例为42.70%,说明超过一半的样本未对CEO实施股权激励;同时,CEO持股比例均值为0.0401,中位数为0.0000,进一步表明中国上市公司CEO持股比例较低。货币薪酬激励在高管激励机制中仍然占据着主导性地位。在以上现实背景下,(2)决定行业锦标赛激励在中国资本市场是否适用的一个前提条件是CEO在企业间的流动性情况。本文统计了2009—2019年中国资本市场A股上市公司CEO继任来源数据,发现25.28%的CEO来源于外部聘任,说明企业间CEO的流动较为普遍,这为行业锦标赛激励提供了良好的适用场景。研究行业锦标赛激励在中国资本市场是否有效具有重要的现实意义。

目前来看,基于中国制度背景下有关行业锦标赛激励的研究相对不足,且对行业锦标赛激励的有效性持有异议。梅春等(2019)[6]、朱辰和华桂宏(2021)[7]的研究表明,行业锦标赛激励对企业创新产出和绿色创新具有显著的促进作用;王虹等(2021)[8]发现,行业锦标赛激励提升了企业金融化水平;而邓鸣茂等(2020)[9]认为行业锦标赛激励强化了CEO隐藏坏消息的动机,进而加剧了股价崩盘风险。上述研究呈现不同观点的主要原因在于所选择研究视角的差异性。本文认为,客观评价行业锦标赛激励是否有效应当选择恰当的研究视角,而基于企业风险承担角度进行检验更为合理。CEO作为企业风险活动的关键决策者,其风险承担意愿决定了企业追求高风险高收益投资项目的倾向性,并最终反映到企业竞争优势以及经营绩效等方面(李文贵和余明桂,2012)[10]。而中国社会自古以来深受儒家文化的熏陶,集体主义、和谐主义以及风险规避主义等思想深入人心并渗透至企业经营管理中,降低了组织和个人的风险承担意愿(Li等,2013)[11],进而会阻碍企业价值创造和社会资本积累(Nakano和Nguyen,2012)[12]。因此,通过检验行业锦标赛激励能否提升企业风险承担水平能够更加直接和客观地评价行业锦标赛激励的有效性。

基于以上思考,本文以企业风险承担作为切入点,选取2009—2019年间中国资本市场A股上市公司为研究样本,实证检验行业锦标赛激励对企业风险承担水平的影响。在此基础上,本文引入了经理人市场有效性、CEO过度自信、CEO受教育程度和产权性质四个情境变量进行分组检验,同时进一步深入分析了行业锦标赛激励影响企业风险承担水平的作用机制和经济后果。本文可能的增量贡献主要体现在以下三个方面:(1)相较于已有研究从创新产出(梅春等,2019)[6]、企业金融化(王虹等,2021)[8]以及审计费用(Tan,2021)[3]等角度检验行业锦标赛激励的有效性,本文以风险承担作为切入点,能够更为直接地反映行业锦标赛激励对CEO决策行为的作用效果,相关研究结论有利于更加客观地评价行业锦标赛激励的有效性。(2)尽管Coles等(2018)[4]以美国企业为研究样本,检验了行业锦标赛激励对企业绩效和企业风险的影响,但是不同制度背景下高管激励机制存在差异,西方资本市场中主要以股权、期权等方式对CEO进行激励,而中国资本市场中货币薪酬激励占据了主导性地位,本文为新兴资本市场行业锦标赛激励有效性研究提供了经验证据。(3)企业风险承担本质上需要落脚到实际的投资意愿和投资行为上,本文研究表明行业锦标赛激励可以通过增强投资意愿和提高研发支出来提升企业风险承担水平,有助于从投资决策视角厘清行业锦标赛激励影响企业风险承担水平的作用机理。

二、 理论分析与研究假设

风险承担行为反映了企业对高风险但预期净现值为正的投资项目的选择,较高的风险承担水平有利于企业抓住投资机会、增强竞争优势。作为企业经营活动的关键决策者,CEO对高风险投资项目的态度和偏好会直接影响到企业的风险承担水平。而在现代企业所有权和经营权相分离的背景下,CEO仅拥有企业的剩余经营权,其承担的风险与享有的收益并不匹配,使得CEO往往是风险规避者的代表。行业内的薪酬差距能够激发CEO的竞争意识,进而影响其风险活动的决策行为。本文依据代理理论和声誉理论详细分析行业锦标赛激励对企业风险承担的影响,具体如下:

(1)基于代理理论,行业锦标赛激励能够缓解股东与CEO之间的风险偏好差异,进而提升CEO承担风险的意愿。代理问题导致股东与CEO两类主体在风险偏好上存在差异,为了实现自我效用最大化,CEO更倾向于通过占用企业现金流的方式获取私有收益(何威风等,2016)[13]。理论上,股东与CEO之间的代理问题越严重,CEO承担风险的意愿越低。行业锦标赛激励能够缓解股东与CEO之间的委托代理冲突,弱化CEO的机会主义行为动机,使得CEO与股东的目标趋于一致。为了跻身于同行业前列、获得更高的薪资报酬,CEO固有的“不求有功但求无过”心态会有所改观,转而倾向于通过努力工作提高企业业绩、实现企业价值增长。尤其对于过度自信的CEO而言,他们往往对外部环境和企业未来发展持有更加开放的态度,其在投资决策时可能会低估失败的概率且高估预期收益,从而愿意承担更多的风险。因此,行业锦标赛激励能够提高CEO承担风险的意愿,进而减少CEO为了规避风险而放弃预期净现值为正的投资行为。

(2)基于声誉理论,行业锦标赛激励会增强CEO追求高声誉的动机,促使薪酬位次靠后的CEO愿意承担更多风险。经理人市场有效程度与职业经理人的流动性和声誉机制的作用效果直接相关,处于经理人市场发展较好的地区,声誉机制越能有效发挥作用。CEO在行业内获得的薪酬水平是其市场声誉的直接体现,获得高水平的薪酬意味着CEO具有良好的声誉和社会地位,而薪酬位次靠后的CEO在劳动力市场中的声誉往往较低(周泽将等,2018)[14]。为了维护和提高自身声誉,薪酬位次靠后的CEO更会考虑其在劳动力市场的认可度以及未来的议价能力(Kato和Long,2011)[15]。行业锦标赛激励会强化较低声誉CEO“富贵险中求”的心理,促使其全情投入,进而倾向于选择高风险但预期净现值为正的投资项目,以提高自身在劳动力市场的声誉水平。因此,行业锦标赛激励有利于强化声誉机制的运行效率,促使声誉较低的CEO更愿意承担风险,进而提升企业风险承担水平。

基于以上分析,本文提出如下的研究假说:

H1:限定其他条件,行业锦标赛激励会显著提升企业风险承担水平。

三、 研究设计

(一) 样本选取与数据来源

本文选取2009—2019年间中国资本市场A股上市公司为初始研究样本,并参考以往研究惯例剔除以下样本:①金融保险行业的样本;②资不抵债(资产负债率大于1)的样本;③ST、* ST等处于异常交易状态的样本;④CEO薪酬为0的样本;⑤部分指标缺失的样本,最终获得15205个公司—年度样本观测值。本研究所涉及的数据均来源于国泰安数据库CSMAR和中国经济金融数据库CCER。为了克服极端值对研究结果带来的影响,本文对所有连续变量在1%和99%分位进行了winsorize缩尾处理。

(二) 模型设定与变量定义

为了检验研究假说H1行业锦标赛激励能否提升企业风险承担水平,本文构建如下实证模型(1):

RISK=β0+β1INDTI+β2SIZE+β3LEV+β4ROA+β5FIRST+β6LISTY+β7GROWTH+β8CASH+β9AGE+β10SHARE+YEAR+INDUS+ε

(1)

其中,RISK表示企业风险承担水平,该值越大,企业风险承担水平越高;INDTI表示行业锦标赛激励。其余变量为一系列控制变量,ε为随机误差项。

本文各研究变量的详细定义如下:

1.被解释变量(企业风险承担水平RISK)。已有研究主要从以下四个维度衡量企业风险承担水平:①盈利能力波动性(Faccio等,2011;余明桂等,2013;王熹和陈雪,2022;牛枫等,2022)[16-19];②股票收益率波动性(周泽将等,2019)[20];③现金流波动性(Li等,2013)[11];④研发支出(Coles等,2006)[21]。但被学者们广泛使用和认可的是以盈利能力波动性来衡量企业风险承担水平,因此本文参考余明桂等(2013)[17]的研究,采用盈利能力波动性衡量企业风险承担水平,具体通过观察时段内经行业和年度均值调整后的公司息税折旧及摊销前利润与期末总资产之比的标准差(RISK1)和极差(RISK2),计算方法如下:

(2)

RISK2it=Max(AdjROAijt,AdjROAijt+1,AdjROAijt+2)-Min(AdjROAijt,AdjROAijt+1,AdjROAijt+2)

(3)

(4)

其中,AdjROAijt为经行业和年度均值调整后的息税折旧及摊销前利润与期末总资产之比,EBITDAijt表示息税折旧及摊销前利润,Assetijt表示平均总资产,下标i、j和t分别表示公司、行业与年度,n表示第t年j行业的公司总数,T=3表示以3年(t年至t+2年)为一个观测时段,向后滚动两年计算企业风险承担水平。

2.解释变量(行业锦标赛激励INDTI)。借鉴Coles等(2018)[4]、Huang等(2019)[2]的做法,使用CEO与本行业内最高薪酬CEO间薪酬差距的自然对数衡量行业锦标赛激励,具体计算方法如下:

INDTI=Ln[MAX(CEOPAY)-CEOPAY]

(5)

其中,CEOPAY为CEO报告期薪酬总额。INDTI值越大,表明CEO与本行业内最高薪酬CEO间的薪酬差距越大,也即行业锦标赛激励强度越大。

3.控制变量。参考现有研究(Faccio等,2011;余明桂等,2013)[16-17],选取以下变量在多元回归模型中加以控制,主要涵括:公司规模SIZE、资产负债率LEV、总资产收益率ROA、股权集中度FIRST、公司上市年限LISTY、成长能力GROWTH、现金持有量CASH、CEO年龄AGE、股权激励SHARE、行业虚拟变量INDUS和年度虚拟变量YEAR。

(三) 描述性统计分析

表2列示了主要变量的描述性统计分析结果。可以看出:①企业风险承担水平RISK的标准差均大于其均值,且最大值与最小值之间差距较大,说明中国上市公司风险承担水平整体不高且不同企业之间风险承担水平差异较大。②行业锦标赛激励INDTI的最小值为12.7759,最大值为16.6139,表明行业内不同公司之间CEO薪酬差距较大,与已有研究结论基本一致(梅春等,2019)[6]。③盈利能力ROA的均值为0.0452,标准差为0.0531,反映出中国上市公司的盈利能力整体偏低;股权集中度FIRST的均值为0.5764,表明中国上市公司股权普遍较为集中。

四、 实证结果与分析

(一) 回归结果分析

表3列示了行业锦标赛激励与企业风险承担水平之间的多元回归分析结果,当被解释变量为RISK1时,行业锦标赛激励INDTI的回归系数等于0.0031,在1%水平上显著为正(t值=4.4877);当被解释变量为RISK2时,行业锦标赛激励INDTI的回归系数等于0.0062,也在1%水平上显著为正(t值=4.7978),以上数据联合表明,行业锦标赛激励显著提升了企业风险承担水平,验证了研究假说H1。呈现上述现象的原因在于:一方面,行业锦标赛激励能够降低股东与CEO之间的代理成本,缓解二者之间的风险偏好差异,进而提升CEO的承担风险意愿和动机;另一方面,行业锦标赛激励有利于增强CEO追求高声誉的动机,促使薪酬位次靠后的CEO愿意承担更多风险,进而提高企业风险承担水平。从经济意义上看,行业锦标赛激励INDTI每增加一个标准差,企业风险承担水平RISK将提高5.80%左右(被解释变量为RISK1时,则变动5.66%;被解释变量为RISK2时,则变动5.98%),这一结果表明行业锦标赛激励对企业风险承担水平的影响具有重要的经济意义。

(二) 稳健性检验

1.工具变量法。本文参考Huang等(2019)[2]和梅春等(2019)[6]的研究,使用行业内高于本公司CEO薪酬的CEO人数作为行业锦标赛激励的工具变量(INDTI_N)。原因在于,本公司CEO在行业内的薪酬越低,高于其薪酬的CEO人数就越多,即行业内高于本公司CEO薪酬的CEO人数与行业锦标赛激励正相关,但是行业内高于本公司CEO薪酬的CEO人数不会直接影响到单个上市公司的风险承担水平,符合工具变量外生性的要求。工具变量法第一阶段回归结果表明,行业内高于本公司CEO薪酬的CEO人数与行业锦标赛激励在1%水平上显著正相关,即满足了工具变量相关性要求。弱工具变量检验显示,Minimumeigenvalue等于94.651,在1%水平上拒绝“存在弱工具变量”的原假设,Kleibergen-PaaprkLM值和Cragg-DonaldWaldF值分别为128.414和94.651,进一步表明本文所选的工具变量不存在弱工具变量问题。2SLS回归结果如表4所示,行业锦标赛激励INDTI的回归系数均在5%水平上显著为正,表明在控制内生性问题后,本文的研究结论依然成立。

2.倾向得分匹配法。若行业锦标赛激励、企业风险承担水平和控制变量为非线性函数关系时,行业锦标赛激励的估计系数可能存在偏误,为缓解模型函数误设导致的内生性问题,本文采用基于Logit模型的倾向得分匹配法进行检验。具体地,首先构建Logit逻辑回归模型(6),估计得到样本企业的倾向得分值,进一步依据所得到的倾向得分值进行卡尺为1%的最邻近匹配。

HIGHINDTI=β0+β1SIZE+β2LEV+β3ROA+β4FIRST+β5LISTY+β6GROWTH+β7CASH+β8AGE+β9SHARE+YEAR+INDUS+ε

(6)

其中,HIGHINDTI为哑变量,若企业行业锦标赛激励大于同年度行业锦标赛激励的3/4分位数时,则赋值为1,否则为0。经PSM匹配后,这些变量的取值在实验组和对照组之间的差异已经不具有统计显著性;且匹配后SIZE、LEV、ROA、FIRST、LISTY、GROWTH、CASH、SHARE和AGE的偏差率的绝对值均小于10%,上述结果联合表明PSM匹配满足了均衡性假设。基于倾向得分匹配样本对模型(1)进行最小二乘估计,回归结果如表5所示,行业锦标赛激励INDTI的回归系数均在1%水平上显著为正,表明在考虑了模型函数误设的情况下,行业锦标赛激励与企业风险承担水平依然显著为正,研究结论未发生实质性改变。

3.补充可能影响企业风险承担水平的其他控制变量。为了缓解因遗漏变量导致的内生性问题,本文参考Coles等(2018)[4]、Huang等(2019)[2]的研究,进一步控制了可能影响企业风险承担水平的其他CEO层面和行业层面的变量,包括CEO过度自信OC、CEO受教育程度EDU、(3)CEO过度自信和CEO受教育程度的具体变量定义见进一步分析中的情境分析。任职期限TENURE(CEO在其任职公司的任职年限)、两职合一DUAL(若公司CEO同时兼任董事长赋值为1,否则为0)、内部薪酬差距FIRMGAP(CEO薪酬与公司核心高管平均薪酬的差值取对数)和行业内CEO人数INDUS#CEOs(同行业同年度公司CEO人数之和取对数)。补充上述六个控制变量后,回归结果如表6所示,行业锦标赛激励INDTI的回归系数均在1%水平上显著为正,进一步验证了本文的研究结论。

4.公司固定效应。行业锦标赛激励对企业风险承担水平的促进作用,也可能是由某些不随时间变化且不可观测到的个体因素导致的,因此本文进一步使用公司固定效应模型进行检验。回归结果如表7所示,行业锦标赛激励INDTI的回归系数均在1%水平上显著为正,回归结果未发生实质性变化。

5.替换变量度量方式。(1)替换行业锦标赛激励测度指标。上文使用CEO与行业内最高薪酬CEO间的薪酬差距的自然对数来衡量行业锦标赛激励,然而行业内CEO最高薪酬可能是由于某个偶然事件导致的,如此度量的行业锦标赛激励显然会高估行业锦标赛激励强度(Coles等,2018)[4]。因此,本文进一步使用CEO薪酬与行业内公司次高薪酬CEO间薪酬差距的自然对数衡量行业锦标赛激励(INDTI_S)。改变行业锦标赛激励变量度量方式后的回归结果如表8所示,INDTI_S的回归系数均在5%水平上显著为正,表明本文的研究结论依然成立。(2)替换企业风险承担水平的测度指标。为了减弱关键变量度量偏差对研究结论可能产生的不利影响,本文参考Faccio等(2011)[16]、许永斌和张爱兰(2023)[22]的做法,选择如下指标衡量企业风险承担水平:第一,观察时段内经行业和年度均值调整后的3年公司总资产净利润率的标准差(RISK3)和极差(RISK4);第二,观察时段内经行业和年度均值调整后的3年公司资产报酬率的标准差(RISK5)和极差(RISK6)。按照上述方法重新计算了企业风险承担水平后,回归结果如表9所示,INDTI的回归系数均至少在1%水平上显著为正,进一步验证了本文的研究结论。

五、 进一步分析

(一) 情境分析

1.经理人市场有效性的情境分析。经理人市场有效程度直接反映了职业经理人的流动性和声誉机制的作用效果,进而会对行业锦标赛的激励作用产生深刻影响。尽管整体上中国的经理人市场发展相对滞后(梁上坤,2016)[5],但由于资源禀赋、区位条件等因素的影响,不同地区之间发展极不均衡,经理人市场有效性也存在较大差异。当企业处于经理人市场发展较好的地区,CEO不仅更容易获得外聘的机会,而且其声誉机制可以得到有效发挥,增强了行业锦标赛激励有效性。薪酬位次靠后的CEO具有强烈的动机去提升企业业绩,进而更愿意从事高风险高收益的投资活动。因此,本文认为经理人市场有效性会强化行业锦标赛激励与企业风险承担之间的正向关系。

为了验证上述猜想,本文定义经理人市场有效性变量ME,具体使用中国社会科学院发布的《中国城市竞争力报告》中的“综合竞争力指数”衡量经理人市场有效程度,若ME高于均值,赋值为1,否则为0。表10列示了按照经理人市场有效性进行分组的多元回归结果:在经理人市场有效性程度较高组,行业锦标赛激励INDTI的回归系数均在1%水平上显著为正;而在经理人市场有效性程度较低组中,INDTI的回归系数虽然为正,但在统计学意义上均不显著。进一步的组间系数差异性检验显示,Chi2值分别等于171.43和171.97,均在1%水平上显著。上述结果表明,行业锦标赛激励有效性受制于经理人市场发展情况,经理人市场有效性会强化行业锦标赛对企业风险承担的促进作用。

表1 变量来源与定义

表2 主要变量的描述性统计

表4 行业锦标赛激励与企业风险承担:工具变量法

表6 行业锦标赛激励和企业风险承担:补充其他控制变量

表7 行业锦标赛激励和企业风险承担:公司固定效应

表8 行业锦标赛激励与企业风险承担:替换行业锦标赛的度量方式

表9 行业锦标赛激励与企业风险承担:替换企业风险承担水平的度量方式

表10 行业锦标赛激励与企业风险承担水平:经理人市场有效性的情境分析

2.CEO过度自信的情境分析。过度自信是高估个人能力的一种认知偏差(Tang等,2018)[23],这种认知偏差在高管中表现得尤为突出。作为关键高管之一,CEO过度自信会影响其风险承担意愿和投资决策行为。相较于非过度自信的CEO,过度自信的CEO对外部环境及企业未来发展持有更为乐观的态度,一方面会低估实际投资成本和投资失败的可能性,另一方面会高估预期投资收益和投资成功的概率(余明桂等,2013)[17]。在行业锦标赛激励下,过度自信的CEO在投资决策中愿意承担更多的风险。因此,本文预期行业锦标赛激励对企业风险承担的促进作用在CEO过度自信的企业中表现得更为明显。

为了检验以上猜想,本文参考余明桂等(2013)[17]的研究,从四个维度衡量CEO过度自信。具体包括性别GENDER(若CEO的性别为男性,则赋值为1,否则为0)、年龄AGE[Max(AGE)-AGE]/[Max(AGE)-Min(AGE)]、受教育程度EDU(若CEO的学历为硕士及以上,则赋值为1,否则为0)、两职合一DUAL,CEO过度自信水平OC=(GENDER+AGE+EDU+DUAL)/4。以OC的均值为临界点,将本文的研究样本区分为CEO过度自信和CEO非过度自信两组,若OC高于其均值则为CEO过度自信,将OC赋值为1,否则为0。分组检验结果如表11所示,在CEO过度自信组中,行业锦标赛激励INDTI的回归系数在1%水平上显著为正;而在CEO非过度自信组中,INDTI的回归系数分别在10%和5%水平上显著为正,且其值与CEO过度自信组相比有所降低。另外,组间系数差异性检验显示,Chi2值分别等于92.62和91.91,均在1%水平上通过显著性检验。以上结果联合表明,CEO过度自信强化了行业锦标赛激励对企业风险承担水平的正向影响。

表11 行业锦标赛激励与企业风险承担水平:CEO过度自信的情境分析

3.CEO受教育程度的情境分析。个人受教育程度能够反映其对知识掌握的深度,进而影响其认知层次和决策行为(King等,2016)[24]。具体至企业最高管理者,CEO受教育程度会影响其经营决策和风险承担意愿。与受教育程度较高的CEO相比,受教育程度较低的CEO在相同的年龄阶段积累了较为丰富的实践经验,因此在决策中对风险投资项目呈现出更加开放的态度(吕文栋等,2015)[25]。而受教育程度较高的CEO因多年的学习经验而具有更加系统的知识体系,能够理性认识投资项目所面临的收益与风险,对实践活动中的风险投资行为更为谨慎。由于受教育程度较高CEO的风险承担意愿较低,CEO受教育程度较高的企业对高管激励具有更高的需求,这为行业锦标赛激励提供了更大的发挥空间。因此,本文认为与CEO受教育程度较低的企业相比,行业锦标赛激励对企业风险承担的提升作用在CEO受教育程度较高的企业中更为显著。

为了检验CEO受教育程度的情境性作用,本文定义CEO受教育程度变量EDU,若CEO的学历为硕士及以上则赋值为1,否则为0。表12列示了按照CEO受教育程度进行分组检验的多元回归结果,在CEO受教育程度较高组,行业锦标赛激励INDTI的回归系数均在1%水平上显著为正;而在CEO受教育程度较低组中INDTI的回归系数均在10%水平上显著,且其值与CEO受教育程度较高组相比有所降低。组间系数差异性检验显示,Chi2值分别等于57.16和55.46,均在5%水平上显著。以上经验证据验证了CEO受教育程度有利于强化行业锦标赛激励对企业风险承担的促进作用这一猜想。

表12 行业锦标赛激励与企业风险承担水平:CEO受教育程度的情境分析

4.产权性质的情境分析。不同产权性质下,企业高管的职业定位有所差异。在国有企业中,CEO往往具有“政府官员”和“经理人”的双重身份,且受到“限薪令”的影响。相较于“经理人”身份,国有企业的CEO更加注重“政府官员”的身份(于李胜等,2019)[26],其在进行投资决策时主要以政治上的晋升而非企业价值最大化为目标导向,往往不愿意承担较高的风险。而在非国有企业中,CEO的职业追求在于获得优渥的薪酬和较高的市场声誉。为了提升企业业绩、获得劳动力市场的认可,非国有企业中的CEO承担风险的意愿更为强烈。因此,与国有企业相比,行业锦标赛激励对企业风险承担水平的提升作用在非国有企业中更为有效。

为了检验产权性质的情境性作用,本文设置产权性质变量SOE,若公司为国有控股则将SOE赋值为1,否则为0。基于产权性质分组的回归结果如表13所示,在非国有企业组,行业锦标赛激励INDTI的回归系数均在1%水平上显著;而在国有企业组,INDTI的回归系数均未通过显著性检验。组间系数差异性检验显示,Chi2值分别等于155.28和154.71,均在1%水平上通过了显著性检验。以上研究结果表明,产权性质弱化了行业锦标赛激励对企业风险承担的促进作用。

表13 行业锦标赛激励与企业风险承担水平:产权性质的情境分析

(二) 影响机制分析

在前文的理论分析中,本文基于代理理论和声誉理论的视角分析了行业锦标赛激励对企业风险承担的促进作用,验证了行业锦标赛激励的有效性。而风险承担水平实际上是企业决策行为的反映,其本质需要落脚到投资意愿和投资行为上。换言之,行业锦标赛激励如何影响投资意愿和投资行为进而作用于企业风险承担值得探究。理论而言,行业锦标赛激励会增强CEO的投资意愿、扩大企业的投资规模,使得企业较少地放弃高风险但净现值为正的投资项目,进而提升风险承担水平。本文拟使用战略激进度(STRATEGY)度量投资意愿,参考孟庆斌等(2019)[27]的研究,从研发创新倾向、市场扩张倾向、成长性、生产效率、结构稳定性和资本密度六个维度评价公司的战略激进度。使用研发支出(R&D)度量投资行为,原因在于行业锦标赛激励通过影响投资行为进而提升企业风险承担水平,那么这种投资行为更应该体现在风险性投资中,而研发是一种高风险高收益的投资活动(Kini和Williams,2012)[28]。为了检验行业锦标赛激励对投资意愿和投资行为的影响,本文构建了如下的计量模型进行检验。

STRATEGY=β0+β1INDTI+β2SIZE+β3LEV+β4ROA+β5FIRST+β6LISTY+β7GROWTH+β8CASH+β9AGE+β10SHARE+YEAR+INDUS+ε

(7)

R&D=β0+β1INDTI+β2SIZE+β3LEV+β4ROA+β5FIRST+β6LISTY+β7GROWTH+β8CASH+β9AGE+β10SHARE+YEAR+INDUS+ε

(8)

表14的回归结果显示:第(1)列中,行业锦标赛激励INDTI的回归系数在5%水平上显著为正,表明行业锦标赛激励强度越大,企业战略越激进,即行业锦标赛激励强化了CEO的投资意愿。第(2)列中,行业锦标赛激励INDTI的系数在5%水平上显著为正,说明行业锦标赛激励可以显著提高企业的研发支出。CEO为了提高企业绩效、从行业竞争中胜出,青睐于选择高风险高收益的投资项目,因此行业锦标赛激励加大了企业的研发支出。综合上述分析,行业锦标赛激励主要通过增强投资意愿和提高研发支出进而提升企业风险承担水平。

表14 行业锦标赛激励与企业风险承担水平:影响机制检验

六、 经济后果检验

对于股东和投资者而言,最为关心的问题是行业锦标赛激励能否切实提升企业业绩,而提升企业业绩也是企业承担风险的最终目的。具体地,本文分别从市场业绩和会计业绩两个维度来衡量企业业绩,理论上,市场业绩能够及时地反映出企业承担较高风险带来预期收益的变动情况,而股东财富变动情况可以通过会计业绩得以反映。鉴于此,本文建立如下模型(9)检验行业锦标赛激励对企业业绩的影响,进一步明晰行业锦标赛激励产生的经济后果。

RET(ROE)=β0+β1INDTI+β2SIZE+β3LEV+β4ROA+β5FIRST+β6LISTY+β7GROWTH+β8CASH+β9AGE+β10SHARE+YEAR+INDUS+ε

(9)

模型(9)中,市场业绩RET和会计业绩ROE分别采用考虑现金红利再投资的年个股回报率和净资产收益率加以度量,其他变量定义与前文保持一致。表15列示了行业锦标赛激励与企业业绩之间的多元回归结果,INDTI的回归系数均在1%水平上显著为正,以上经验证据表明行业锦标赛激励显著提升了企业业绩,进一步验证了行业锦标赛激励的有效性。

表15 行业锦标赛激励与企业业绩

七、 研究结论与政策启示

本文以企业风险承担为切入点,选取中国资本市场2009—2019年间A股上市公司为研究样本,对行业锦标赛激励的有效性问题展开了一系列研究。结果表明,行业锦标赛激励显著提升了企业风险承担水平,经过工具变量法、倾向得分匹配法、补充遗漏变量、更换变量度量方式等稳健性检验后,上述研究结论依然成立。引入经理人市场有效性、CEO过度自信、CEO受教育程度和产权性质作为情境变量后发现,行业锦标赛激励对风险承担水平的提升作用在经理人市场有效程度较高、CEO过度自信或CEO受教育水平较高的企业样本中表现得更为明显,而产权性质削弱了行业锦标赛激励对企业风险承担水平的促进作用。影响机制检验表明,行业锦标赛激励主要通过增强投资意愿和提高研发支出进而提升了企业风险承担水平。此外,行业锦标赛激励显著提升了企业业绩。以上研究结论验证了行业锦标赛激励的有效性,为深入理解中国资本市场行业锦标赛激励的治理作用提供了微观层面的经验证据。

基于上述研究结论,本文具有如下的政策启示意义:第一,鉴于行业锦标赛激励在中国资本市场能够发挥有效的治理作用,企业在制定高管薪酬契约时,除了要考虑内部薪酬差距产生的激励作用,同时也要关注同行业高管薪酬差距情况。具体而言,企业可以考虑以同行业内CEO的高薪酬为参考标准,适当调整本公司CEO薪酬水平,以充分发挥行业锦标赛的激励效果,进而达到提高企业风险承担水平和公司绩效的目标。第二,企业在应用行业锦标赛激励时应该注意其在不同情境下的差异性效果,在经理人市场有效程度较高、CEO过度自信以及CEO受教育程度较高的企业样本中,行业锦标赛激励能够发挥更好的效果,因此这类企业应该更加重视行业锦标赛激励的作用,以降低股东与CEO之间的代理成本,提高CEO与股东目标的一致性。而对于经理人市场发展较差、CEO非过度自信以及CEO受教育程度较低的企业而言,则不应当将高管激励机制的重心放在行业锦标赛上。第三,加快推进经理人市场建设,为行业锦标赛激励提供良好的制度环境。目前国内经理人市场发展尚不成熟,尤其是国有企业经理人选聘机制还没有完全放开,导致行业锦标赛在国有企业中的激励效果并不明显。因此,要积极完善国有企业职业经理人制度,提高薪酬业绩敏感性,使行业锦标赛的激励效果能够在国有企业中得以充分发挥。