任人唯亲的董事会文化和经理人超额薪酬问题

2012年第12期

任人唯亲的董事会文化和经理人超额薪酬问题

郑志刚

孙娟娟

Rui Oliver

*

内容提要：本文从任人唯亲的董事会文化视角实证考察了我国上市公司中存在的经理人超额薪酬问题。在控制了导致经理人超额薪酬的潜在制度因素后，本文的研究表明而通过由股东（控股公司）而不是上市公经理人超额薪酬与任人唯亲的董事会文化有关，

司发放董事（长）薪酬将有助于打破任人唯亲的董事会文化，减缓经理人超额薪酬问题。本文从而以经理人超额薪酬为例说明我国上市公司董事会监督的有效性不仅仅体现在独立董事的比例、董事会的规模以及经理人是否兼任董事长等公司层面的制度（设计）特征上，而且与董事会的文化特征有关。在我国上市公司治理实践中如何寻找和设计合理的机制来打破任人唯亲等坏的董事会文化的路径依赖，建立和倡导良好的董事会文化由此变得十分重要。

关键词：经理人超额薪酬

董事会文化特征

任人唯亲

公司治理

一、引言

经理人超额薪酬（excess director compensation ）是指经理人利用手中的权力和影响寻租而获得2003）。经理人获得超额薪酬不仅导致公司未来业绩的超过公平谈判所得的收入（Bebchuk ＆Fried ，

下降，股东利益受损，而且损害社会公平，使贫富差距扩大。对于经理人超额薪酬问题，以往的研究更Bebchuk 等学者发展的经多是从制度（设计）因素导致董事会等监督作用无效而加以解释的。例如，

理人权力理论认为，由于所有权与控制权的分离，经理人对自身的薪酬设计事实上具有实质性影响。他们可以通过俘获董事会和薪酬委员会实际上能够为自己制定薪酬，因而经理人权力是导致经理人2003，2004；Bebchuk et al．，2010）。权小锋等（2010）、超额薪酬的重要原因（Bebchuk ＆Fried ，方军雄（2011）等基于我国上市公司的数据为经理人权力将导致超额薪酬提供了相关证据。

Jensen （1993）注意到董事会固有的文化因素会导致其在潜与上述强调制度因素的视角不同，

2004）指出，从对经理人权威尊敬的文化和社会规范意识里与CEO 合谋。Bebchuk ＆Fried （2003，

出发，董事通常不愿由于出面阻挠经理人的薪酬计划而破坏与经理人良好的同事关系。基于美国Brick et al．（2006）的研究发现，的证据，经理人超额薪酬与董事超额薪酬存在显著的正相关关系，（P．因而“与企业业绩低劣相联系的经理人超额薪酬可能是由任人唯亲的董事会文化导致的”404）。

本文关注董事会的文化特征对经理人超额薪酬的影响，并从以下三个方面构成了对公司治理基于我国上市公司的证据，本文的研究表明，除了代理问题和经理人权力等制文献新的贡献：首先，

*

郑志刚，中国人民大学财政金融学院和中国财政金融政策研究中心，邮政编码：100872，电子信箱：zhengzhigang @ruc．

1@163．com ；Rui Oliver ，edu．cn ；孙娟娟，中国人民大学财政金融学院，电子信箱：asseysun-中欧管理学院和香港中文大学，电子信（项目批准号：箱：oliver@baf．msmail．cuhk．edu．hk 。作者感谢国家自然基金项目“经理人超额薪酬：加强内部控制VS 限薪”

71072143）和“独立董事激励机制的影响因素和激励效果———来自我国上市公司的证据”（项目批准号：71272159）对本项研究的资Stephen Gong 、助，感谢陈冬华、张小茜、周开国及第八届中国金融学年会和浙江大学金融研究院Seminar 参会者，以及两位匿名审但文责自负。稿人对本文的有益评论和建设性意见，

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度因素外，任人唯亲的董事会文化同样是导致我国上市公司经理人超额薪酬的重要原因之一。这与Brick et al．（2006）基于美国数据得到的相关结论一致。本文的研究发现，在注重人情关系的东我国上市公司任人唯亲的董事会文化对经理人超额薪酬的影响更加严重。这与我方文化背景下，

董事的产生往往并非像理论所预期的一样从外部国上市公司并没有形成成熟的职业经理人市场，

，董事市场基于董事的声誉来聘任，而是经理人（或董事长）在符合条件的候选人中邀请“朋友”甚至“朋友的朋友”来担任有关。基于我国上市公司的很多研究表明，旨在提高董事会监督作用的独立董事制度并没有像预期一样发挥作用。本文以经理人超额薪酬为例表明在我国上市公司中董事董事会的规模以及经理人是否兼任董事长等公司会监督的有效性不仅仅体现在独立董事的比例、

层面的制度（设计）因素上，而且与董事会的文化特征有关。在我国上市公司治理实践中如何寻找和设计合理的机制来打破任人唯亲等坏的董事会文化的路径依赖，建立和倡导良好的董事会文化由此变得十分重要。

其次，从我国上市公司的现实制度背景出发，利用我国上市公司围绕薪酬实践形成的独特制度安排，本文进一步探讨了打破任人唯亲董事会文化的可能途径。在我国上市公司中，很多公司的董而是根据上一年度上市公司完成的业绩或上缴利润情况由作为股东的事长并不在上市公司领薪，

控股公司或其他单位发放。除了董事长，我国上市公司的部分董事也不在上市公司领薪。理论上，与在上市公司领薪的董事（长）相比，上述薪酬发放模式将避免这部分董事（长）担心自己的薪酬政策受制于经理人，而被迫在经理人薪酬政策制定中采取纵容和默许的态度，因而成为打破任人唯亲的董事会文化，提高董事会监督有效性的重要举措。本文基于我国上市公司的实证研究表明，通过减缓由股东（控股公司）而不是上市公司发放董事（长）薪酬将有助于打破任人唯亲的董事会文化，抑制经理人超经理人超额薪酬问题。这对于在公司治理实践中如何打破任人唯亲的董事会文化、额薪酬问题具有重要的政策涵义。

第三，本文通过在我国资本市场特定的制度背景下选择具有良好外生来源特性的工具变量控制了以往研究中可能存在的内生性问题，从而为任人唯亲的董事会文化将导致经理人超额薪酬提供了更加令人信服的证据。Brick et al．（2006）的研究仅仅表明经理人超额薪酬和用来度量任人唯亲的董事会文化的董事超额薪酬存在正相关关系，但这一关系是否由其他遗漏变量或双向的因果关系导致的？这一在今天看来可能会导致估计结果有偏的内生性问题在Brick et al．（2006）的研究中并没有得到很好的解决。我们注意到，通过由股东（控股公司）而不是上市公司支付董事（长）薪酬的发放模式起源于我国公司改制初期推出的灵活多样的制度安排，并路径依赖延续至今。上因而我们可以借助这述薪酬发放模式对于现在的公司治理状况而言则具有很好的外生来源特征，

一独特的制度安排来寻找合适的工具变量以控制以往研究中可能存在的内生性问题，为任人唯亲的董事会文化将导致经理人超额薪酬提供更加令人信服的证据。

本文第二部分回顾相关文献和提出研究假设，第三部分是对样本的描述和主要变量的度量，第四部分报告实证结果，第五部分进行稳健性检查，最后总结全文。

二、文献回顾与假设发展

Bebchuk ＆Fried （2003，2004）指出，由于所有权与控制权的分离，经理人对自身的薪酬设计具因而经理人权有实质性影响。经理人通过俘获董事会和薪酬委员会实际上能够为自己制定薪酬，

2004），力等制度（设计）特征是导致经理人超额薪酬的重要原因。按照Bebchuk ＆Fried （2003，由于经理人在提名董事进入新一轮董事会中扮演十分重要的角色，成为董事所带来的丰厚的年薪、名誉和社会交往使每一位希望在下一届董事会选举中重新获得提名的董事有激励讨好经理人；与此同时，经理人同样会反过来参与董事的年薪和津贴的制定。更重要地，一名董事一旦形成“喜欢与112

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，经理人对抗”的“声誉”将很难获得其他公司邀请加入董事会的机会。出于上述几个方面原因的考虑，董事在经理人薪酬合约设计问题上通常表现十分暧昧，容易妥协。正如Bebchuk ＆Fried （2003）指出的一样，董事会为经理人设计薪酬合约在成为解决代理问题的潜在工具的同时，自身赵宇恒（2008）的研究表明，扩大我国上市公司管理层权力并也成为代理问题的一部分。吕长江、

没有真正提高企业绩效，而成了机会主义盈余管理、提高薪酬的途径。权小峰等（2010）、方军雄（2011）等进一步证明我国国企高管会通过权力进行薪酬操纵。

Jensen （1993）很早即注意到董除了从经理人权力等制度特征解释董事会等监督作用无效外，

Core et al．（1999）、Cyert et 事会固有的文化导致其在潜意识里与CEO 合谋。Daily et al．（1998）、

al．（2002）等的实证研究发现，如果一个董事是在经理人任职期间任命的，该董事出于对任命他的，经理人的“忠诚”通常不会在董事会上发表反对意见；如果一家公司董事会的薪酬委员会委员是，来自另一家公司的经理人，出于对经理人这一职业的“社会认同”该董事往往选择向同为经理人2004）指出，的同行支付更高的薪酬。Bebchuk ＆Fried （2003，从对经理人权威尊敬的文化和社会规范出发，董事通常不愿由于出面阻挠经理人薪酬计划而破坏与经理人良好的同事关系。因而，在董事有激励讨好经理人，很难发挥预期的监督经理人的作用。上述对权威尊重的文化氛围中，

Brick et al．（2006）则直接将经理人超额薪酬与任人唯亲的董事会文化联系在一起。基于美国Brick et al．（2006）的研究发现，经理人超额薪酬与董事超额薪酬存在显著正相关关系。由的证据，

此他们认为，与企业业绩低劣相联系的经理人超额薪酬是由任人唯亲的董事会文化导致的。在Brick et al．（2006）看来，“由于获得高薪的董事更不可能为经理人添乱，董事超额薪酬因而与并不，“用现在媒体流行的语言，我们把与超额薪酬联系在一起的相互鼓励建设性批评的文化相联系”

‘隔靴止痒’（cronyism ）”（Brick et al．，2006）。基于以上式的批评和弱的监督现象称为‘任人唯亲’分析，我们提出假设1：

假设1：董事超额薪酬所反映的任人唯亲的董事会文化将导致经理人超额薪酬。

对于抑制经理人超额薪酬问题的解决思路，除了监管机构的限薪政策制定外，现有公司治理文献主要集中于加强董事会的力量和独立性以及外部大股东的作用等内部治理系统完善方面。Yermack （1996）、Core et al．（1999）等的研究表明，在规模较大的董事会中由于每个董事责任减少同时供职多个董事会的董事对某个公司事务关注不够，因而董事会规模而导致凝聚力和协调不足，

Cyert et 的大小和董事的繁忙程度都将影响董事抑制经理人超额薪酬的有效性；Brick et al．（2006）、al．（2002）的研究则表明，持较大比例股份的董事由于更加关注公司事务，通常会扮演更加积极的监督角色。

是严格履行监督职责并从股东那里获得相应的激励薪酬还是与经理人合谋以损害股东利益为代价获得合谋收益，取决于两种途径的成本和收益的比较。理论上，一个董事的职位的获得、续聘以及收入等如果受到作为监督对象的经理人的影响，则在监督经理人问题上，不可避免地表现出迟疑和易于妥协。有趣的是，在我国的公司治理实践中，由于公司改制初期推出的灵活多样的制度安有的公司的董事（长）在控股公司领薪，而有的则在上市公司领薪。这两种不同的薪酬发放模排，

式路径依赖至今。与在上市公司领薪的公司相比，在控股公司领薪的薪酬发放模式将避免这部分董事（长）担心自己的薪酬政策受制于经理人，而被迫在经理人薪酬政策制定中采取纵容和默许的因而在监督经理人问题上显示出更好的独立性。态度，

基于以上分析，我们提出假设2：

假设2：董事（长）不在上市公司领薪，有助于打破任人唯亲的董事会文化，抑制经理人超额薪酬。

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三、数据与变量描述

1．样本选取

但长期以来我们能获得的我国证监会在1998年开始要求上市公司在年报中披露高管的薪酬，

仅仅是高管薪酬的区间和区间内人数（例如前三高管的薪酬）等数据。从2005年上市公司开始披露高管个人的薪酬数据。同时考虑到估计经理人超额薪酬时需要近三年资产收益率（Roa ）的平均和考察经理人超额薪酬经济后果时需要下一年的业绩变动额，因此本文研究的样本期选择为2005－2009年，实际采用的样本年限则包括2010年。本文采用的相关数据来自国泰安信息技术有限ST 以及数据缺失的部分样本，公司CSMAR 数据库。我们剔除了金融行业、共获得5606个观察值。为了减轻异常值对实证结果的影响，所有连续变量都在1%和99%水平上进行了winsorize 处理。

2．变量的说明

从2000年开始我国上市公司经理人薪酬以基于年薪的货币薪酬为主，辅之以占总报酬比例很小的股票和股票期权激励等。本文以经理人一年所取得的货币薪酬来度量经理人薪酬（CEO pay ）。董事薪酬（Director pay ）则以前三董事的平均薪酬来衡量。借鉴Brick et al．（2006），经理人薪酬不仅受到托宾Q （Tq ）、总资产收益率（Roa ）、近3年Roa 的平均值（Ave _Roa）、股票收益率（Ret ）、主营业务收入（Sales ）、员工人数（Employee ）、资产负债率（Lev ）、有形资产比率（Tangible ）、主营业务收入增长率（Growth ）、所在省人均GDP （GDP_perCapita）以及产业（Industry ）等经济因素的影响，同时受经理人年龄（Age ）、性别（Gender ）、任期（Tenure ）、是否内部提拔（Internal_CEO）、当因而上述指标成为估计经理人超额薪酬的年是否发生经理人更替（Turnover ）等个人特征的影响，

重要变量。我们将在第4小节对经理人超额薪酬（Excess _CEO_pay ）和董事超额薪酬（Excess _director_pay）进行度量。表1的Panel A 定义经理人和董事的薪酬，Panel B 定义估计经理人（董事）超额薪酬所需要的变量。

Brick et al．（2006）采用董事超额薪酬来刻画任人唯亲的董事会文化，考察其对经理人超额薪“由于获得高薪的董事更不可能为经理人添乱，酬的影响。按照Brick et al．（2006），董事超额薪酬，因而与并不鼓励建设性批评的文化相联系”他们于是把与超额薪酬联系在一起的相互“隔靴搔（Brick ，et al．，2006）。从我国上市公司面临的特殊式的批评和弱的监督现象称为“任人唯亲”痒”

制度背景出发，我国职业经理人市场尚未成熟，上市公司董事的产生往往并非像理论所预期的一样从外部董事市场基于董事的声誉来聘任，而是上市公司（经理人或董事长）在符合条件的候选人中，甚至“朋友的朋友”来担任。董事超额薪酬的出现作为一种文化表征，很大程度体现邀请“朋友”

了亲戚朋友之间“一人得道，鸡犬升天”的利益均沾，而并非董事对企业真实贡献的合理回报。借鉴Brick et al．（2006），本文同样选择董事的超额薪酬来作为任人唯亲董事会文化的代理变量。

结合我国上市公司独特的制度背景，我们同时考察董事长不在本公司领薪（Chairman ）以及不在上市公司领薪的董事比例超过中位数（Nonpay ）等对经理人超额薪酬的抑制效应。公司治理文2001；Core et al．，1999；Yermack ，1996；Cyert 无论传统的代理问题（Bertrand ＆Mullainathan ，献表明，

et al．，2002），2003，2004；Bebchuk et al．，2010；权小锋等，2010；还是经理人权力（Bebchuk ＆Fried ，2011），方军雄，这些制度因素都可能导致经理人超额薪酬。我们在研究中控制了潜在的制度因Coreet al．（1999）等引入忙碌董事（Busy ）、我们还借鉴Yermack （1996）、同时担任其他公素。此外，

司经理人的董事的比例（Interlocking ）以及每年召开的董事会议次数（Meeting ）等指标来考察其对经理人超额薪酬的特殊效应。忙碌董事变量衡量董事对上市公司经理人的监督力度，通常忙碌董事的比例越高，董事会对经理人的监督力度越小；在其它公司担任经理人的董事往往对经理人职业有较高的社会认同，更容易给予身为同行的本公司经理人以较高的薪酬；每年召开的董事会议次数114

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越多则表明董事对经理人的监督力度越强，对于抑制经理人超额薪酬的作用则愈加明显。表1的Panel C 定义围绕经理人超额薪酬回归的主要解释变量，Panel D 定义围绕经理人超额薪酬回归需要控制的变量。表1

变量

Panel A CEO pay Director pay Panel B Tq Roa Ave_RoaRet Sales Employee Lev Tangible Growth GDP_perCapitaIndustry Gender Age Tenure Turnover Internal_CEOPanel C Chairman Nonpay Panel D Dual CEO equity Director equity Board_sizeIndependence Busy Interlocking Meeting State Top1Ibal BH

薪酬

总经理现金薪酬的自然对数前三董事平均薪酬的自然对数估计超额薪酬的变量

Tobin's Q ，重置价值/账面价值总资产收益率

t －1年至t －3年的ROA 平均值股票收益率

主营业务收入的自然对数员工人数的自然对数资产负债率有形资产比率主营业务收入增长率省人均GDP 的自然对数

虚拟变量，按证监会标准共分13个行业经理人性别，男性取值为0，女性取值为1经理人年龄经理人任期

虚拟变量，当年发生经理人更替取值为1，否则为0虚拟变量，经理人是内部提拔取值为1，否则为0超额薪酬的主要解释变量

虚拟变量，董事长不在本公司领薪取值为1，否则为0

虚拟变量，不在上市公司领薪董事比例超过中位数为1，否则为0控制变量

虚拟变量，总经理兼任董事长取值为1，否则取0经理人持股比例（%）董事持股比例（%）董事会人数独立董事比例

除本公司还在其它2家公司担任董事或监事的董事比例同时担任其他公司总经理的董事比例每年召开的董事会议次数

虚拟变量，控股股东性质为国有取值为1，否则为0第一大股东的持股比例

股权制衡，第一大股东与第2—5大股东持股比例和的比值虚拟变量，发行B 股或H 股取值为1，否则为0

主要变量的定义

变量描述

3．主要变量的描述性统计

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表2报告主要变量的描述性统计结果。表2

变量CEO pay Director pay Tq Roa Ave_RoaRet Sales Employee Lev Tangible Growth GDP_perCapitaGender Age Tenure Turnover Internal_CEOChairman Nonpay （%）Dual CEO equity Director equity Board_sizeIndependence Busy Interlocking Meeting State Top1Ibal BH

N [***********][***********][***********][***********][***********][***********][**************]6

主要变量的描述性统计

均值12. 4012. 121. 950. 020. 020. 4220. 777. 370. 550. 960. 2610. 150. 0546. 263. 660. 200. 670. 370. 270. 130. 280. 899. 320. 360. 150. 128. 830. 660. 368. 130. 09

标准差0. 910. 931. 540. 090. 071. 151. 441. 360. 330. 070. 850. 610. 216. 282. 920. 400. 470. 480. 190. 332. 205. 141. 930. 050. 180. 113. 620. 470. 1515. 110. 28

最小值7. 607. 090. 73－0. 52－0. 39－0. 817. 122. 080. 060. 16－0. 878. 540. 0026. 000. 080. 000. 000. 000. 000. 000. 000. 003. 000. 080. 000. 001. 000. 000. 040. 380. 00

最大值15. 7815. 5112. 270. 260. 215. 3628. 0012. 873. 551. 008. 7111. 271. 0075. 0024. 001. 001. 001. 000. 891. 0042. 8954. 7319. 000. 671. 000. 7536. 001. 000. 85118. 031. 00

从表2看到，不同公司经理人货币薪酬水平存在显著差距。其中最高10%的上市公司经理人平均薪酬水平是最低10%相应指标的24倍；在样本期内我国上市公司经理人平均薪酬水平从2005年的240884元增加到2009年的452360元，5年间增长近一倍，高于同期业绩增长速度。这使我们有理由怀疑我国上市公司在该样本期内存在经理人超额薪酬问题。董事薪酬呈现与经理人薪酬类似的特征。虽然董事长在上市公司领薪是一般上市公司的普遍做法，但我们的研究发现，在样本企业中，有37%的样本企业的董事长在股东单位而不是在上市公司领薪（其中，国有控股公司116

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平均为44%，私人控股公司平均为23%）；对于所有样本企业，平均27%的董事不在本公司领薪（其中，国有控股公司平均为29%，私人控股公司平均为21%）；13%的样本企业的董事长兼任总平均12%比例的董事同时担经理。样本企业中平均有15%的董事同时兼任两家以上公司的董事，

最少的仅为1次，最多的任其他公司经理人；董事每年出席会议次数在不同的样本之间差异较大，

达36次，平均为8次。样本企业中约66%的公司控股股东为国有性质。大股东持股比例较高，平均达到36%，是第2到5大股东持股比例和的8倍。我国上市公司大部分经理人不持股或持股比例很少。只有28%的样本企业经理人持有公司股份，但平均持股比例很低，仅为样本公司总股数的0. 38%。少数持股超过5%的经理人多为私人尤其是家族企业。平均89%比例的董事持有股份，但董事持股比例更低，董事持股比例之和超过1%的公司不到5%。

4．经理人（董事）超额薪酬的度量

如何度量经理人和董事超额薪酬目前文献主要存在两种方法：其一是Core et al．（1999）发展的方法。该方法把销售额、投资机会、企业业绩及其标准差等经济决定因素理解为决定经理人薪酬合理水平的因素，而把受董事会特征和股权结构影响的那部分薪酬理解为经理人超额薪酬的体现。Brick et al．（2006）发展的方法。通过对新经理人的薪酬与前任经理人的其二是Ang et al．（2003）、

薪酬、新经理人是否为内部选拔、经理人是否兼任董事长、公司的市场价值和资产负债率的回归拟Ang et al．（2003）把回归残差所反映的合理补偿之外的溢价理解为对经理人“超额”能力的补合，

偿。Brick et al．（2006）在Ang et al．（2003）模型中进一步包含了与经理人能力相关的变量（如经理人年龄、任期等），使回归的残差不再而是无法由合是经理人超额能力补偿的溢价，

理变量解释的经理人超额薪酬。本文首先借鉴Brick et al．（2006）采用如下（1）式的模型来估计经济因素和经理人个体特征对经理人薪酬的效应，然后计算回归残差来作为相应经理人超额薪酬的度量：

CEOpay i ，t =α+βX i ，t －1+θY i ，t +

Industry +Year +εi ，t

（1）

其中，CEOpay i ，t 为第i 个企业t 期经理人的薪酬水平（取自然对数），X t －1为由第i 个企业t －1期影响经理人超额薪酬的经济因素构成的向量。本文将经济因素进行滞后1期的处理。Y t 为由第i 个企业t 期经理人的个人特征构成的向量。Industry 和Year 分别控制产业和年度固定效应，εit 为误差项。本文同时使用控制产业和年度固定效应的最小二乘法（OLS ）和基于面板的固定效应模型（FE ）两种方法估计经济因素和经理人个体特征对经理人薪酬的效应。相关回归结果总结为表3。

从表3我们看到，经理人薪酬与上一年度的市场业绩Tq 和会计业绩Roa 显著正相关。资产负债率的系数显著为负。上市公司在市值

Tq Roa Ave_roaRet Sales Employee Lev Tangible Growth Gender Age Tenure Turnover Internal_CEOGDP_perCapita

_consYear Industry R 2F N Vif

表3经理人超额薪酬的Brick 方法的度量

CEO pay

OLS

＊＊

0. 05＊（0. 01）＊＊0. 73＊（0. 24）＊＊1. 46＊（0. 34）

FE 0. 02*（0. 01）

＊

0. 40＊（0. 20）

0. 40（0. 33）

＊0. 02＊（0. 01）

0. 03*（0. 02）

＊＊

（0. 01）0. 21＊

＊＊

－0. 05＊（0. 01）

0. 00（0. 03）0. 01（0. 03）－0. 15*（0. 08）－0. 06（0. 16）

＊

0. 04＊（0. 02）

0. 06（0. 05）0. 20（0. 16）0. 00（0. 01）－0. 00（0. 05）0. 01

＊＊＊

0. 09（0. 09）0. 00（0. 00）0. 01（0. 01）

＊＊－0. 34＊（0. 03）

（0. 00）

＊＊

0. 02＊（0. 00）＊＊－0. 33＊（0. 03）＊＊0. 08＊（0. 04）＊＊0. 28＊（0. 02）＊＊

（0. 26）4. 30＊

0. 02（0. 04）0. 32（0. 21）

＊＊

8. 80＊（2. 13）

Control Control 0. 3588. 015606

2. 62

Control 0. 2456. 815606

＊＊＊＊

5%注：括号中的数字为标准误；*、和＊分别表示在10%、

和1%的统计水平下显著。表4、表5、表6同。

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郑志刚等：任人唯亲的董事会文化和经理人超额薪酬问题

规模和经营规模的成长性也充分反映在经理人的薪酬上，销售收入增长率和薪酬水平正相关。与经理人薪酬水平还受到所在地的经济发展水平的影响，与所在省份的人均GDP 显著正预期一致，

但限于文章的篇幅这里不再报告。考虑到相关。我们采用同样的方法对董事超额薪酬进行度量，

采用FE 模型对减轻内生性问题的潜在作用和采用OLS 模型度量的经理人（董事）超额薪酬的相关计量结果比FE 结果显著性水平更高的事实，本文以下部分只报告采用FE 方法度量出的经理人超额薪酬的相关结果。

四、实证结果

1．均值差异检验

本节首先采用均值差异检验的方法来讨论影响经理人超额薪酬的潜在因素。对于可以区分不同属性的经理人超额薪酬影响因素，我们直接把样本公司按照属性区分为不同的两组；对于无法直接按照属性把样本划分为两组的经理人超额薪酬潜在影响因素，我们则按照中位数将样本公司分为两组。相关均值差异检验结果见表4，其中左半部分是以经理人薪酬绝对水平（Compensation ）为右半部分是以第3节所度量出的经理人超额薪酬（Excess compensation ）为比较对象。比较对象，表4

经理人薪酬均值差异检验结果

Compensation

Low

Chairman Nonpay Dual CEO equity Director equity Board_sizeIndependence Busy Interlocking Meeting State Top1Ibal BH

[***********][***********][***********][***********][1**********]6

High [***********][***********][***********][***********][1**********]1

Difference

＊

－19554＊

Excess compensation

t 值－1. 75－0. 053. 7210. 705. 636. 052. 869. 985. 068. 70－1. 94－0. 80－2. 2010. 49

Low 0. 020. 00－0. 01－0. 06－0. 06－0. 05－0. 02－0. 12－0. 08－0. 06－0. 020. 010. 04－0. 03

High －0. 030. 010. 100. 140. 050. 140. 030. 100. 040. 070. 01－0. 01－0. 040. 32

Difference

＊＊

－0. 05＊

t 值－2. 510. 463. 438. 535. 108. 032. 2610. 385. 495. 801. 53－0. 69－3. 729. 36

－515

＊＊

59712＊＊＊

126856＊＊＊

60406＊＊＊

72772＊＊＊

31594＊＊＊

106900＊＊＊

57793＊＊＊

93433＊＊

－22045＊

0. 01

＊＊

0. 11＊＊＊

0. 20＊＊＊

0. 11＊＊＊

0. 19＊＊＊

0. 05＊＊＊

0. 22＊＊＊

0. 12＊＊＊

0. 13＊

0. 03－0. 02

＊＊

－0. 08＊＊＊

0. 35＊

－8565

＊＊

－23694＊＊＊

196505＊

从表4我们看到，董事长不在上市公司领薪的公司其经理人无论薪酬绝对水平还是超额薪酬相对于在上市公司领薪的样本组而言较低，这表明早年企业改制过程中推出的不在上市公司领薪的制度安排可能对经理人超额薪酬具有抑制作用。具有较多的董事不在上市公司领薪的作用则不明显。如果董事长兼任总经理，则无论经理人薪酬的绝对水平和超额薪酬都较高。这表明董事长这一定程度支持了经理人权力会影响兼任经理人这种制度（设计）特征容易导致经理人超额薪酬，

2003，2004；Bebchuk et al．，2010；权小锋等，2010；方军经理人超额薪酬的观点（Bebchuk ＆Fried ，

2011）。经理人（董事）持股比例高的公司经理人薪酬绝对水平和超额薪酬也较高，雄，一定程度上表明股权激励制度所预期的协调经理人和股东利益的目的并未很好实现，这可能与经理人（董事）持股占全部薪酬总体比例偏低有关。与其它文献一致，忙碌董事比例、同时担任其他公司经理人的118

2012年第12期

董事比例高的公司，经理人薪酬水平和超额薪酬也较高，这表明董事疏于监督和对自身经理人职业的社会认同都会导致经理人超额薪酬，而频繁召开董事会有利于加强董事对经理人的监督，则起到1996；Core et al．，1999）。此外，股权制衡等都对抑制经理了抑制经理人超额薪酬的作用（Yermack ，人超额薪酬有一定作用。

2．经理人超额薪酬与任人唯亲的董事会文化

Brick et al．（2006）强调，所估计的经理人超额薪酬实际是一个相对的概念，而不是确切的超额薪酬的数值。为了避免我们的样本中可能包涵并不存在经理人超额薪酬样本的担心，本小节除了直接以所估计的经理人超额薪酬作为被解释变量使用固定效应（FE ）模型进行回归分析外，还同时我们将经理人超额薪酬大于零的取值为1，小于零使用Logit 模型进行回归。在Logit 模型回归中，

的取值为0，以此虚拟变量作为被解释变量。基本的回归模型如（2）式所示：

Excess _CEO _pay i ，t =α+β1*excess _d _pay i ，t +β2*excess _d _pay i ，t *Chairman i ，t +

β3*excess _d _pay i ，t *Nonpay i ，t +θcontrol i ，t +εit

（2）

Excess _CEO _pay i ，其中，t 表示第i 个企业在t 期的经理人超额薪酬。借鉴Brick et al．（2006），本文采用董事超额薪酬来刻画任人唯亲的董事会文化。对于董事（长）不在上市公司领薪的制度安排对任人唯亲的董事会文化的可能效应，本文通过引入反映上述制度特征的虚拟变量和反映任人唯亲董事会文化特征的董事超额薪酬的交互项来实现。这里excess _d _pay i ，t *Chairman i ，t 表示董事超额薪酬与董事长不在上市公司领薪的虚拟变量（Chairman ）的交互项；excess _d _pay i ，t *Nonpay i ，t 则表示董事超额薪酬和不在上市公司领薪的董事比例高于中位数的虚拟变量（Nonpay ）的交互项。control i ，董事会独立性（Independence ）、第1大t 表示董事会规模（Board_size）、股东持股比例（Top1）、第1大股东与第2—5大股东持股比例和的比值（Ibal ）、控股股东性质是否是否发行B 股或H 股（BH ）、忙碌董事（Busy ）、同时担任其他公司经理人的董事的为国有（State ）、

比例（Interlocking ）以及每年召开的董事会议次数（Meeting ）等控制变量。εit 为误差项。

采用（2）式回归的结果见表5。在控制了影响经理人超额薪酬的潜在因素后，Model1报告经理人超额薪酬与反映任人唯亲的董事会文化的董事超额薪酬直接回归的结果。Model2和Model3分别报告excess _d _pay i ，t *Chairman i ，t 和excess _d _pay i ，t *Nonpay i ，t 的相关结果。在每个Model 的两列中，左边的一列报告基于Logit 模型回归的结果，而右边的一列则报告基于FE 模型的回归结果。

从表5各个主要Model 中可以看出，采用Logit 和FE 两种估计方法得到的实证结果十分类似。在所有的Model 中，经理人超额薪酬与反映任人唯亲的董事会文化的董事超额薪酬都显著正相关。这和Brick et al．（2006）基于美国的证据得到的结论一致，也支持了本文第2节提出的假设1。具体而言，从基于FE 模型的回归结果来看，董事（超额）薪酬每增加10%，将带来经理人（超额）薪酬

①上述分析7%—8%的增长，远远高于Brick et al．（2006）基于美国数据得到的2. 2%的增长幅度。

表明，在注重人情关系的东方文化背景下，我国上市公司任人唯亲的董事会文化对经理人超额薪酬的影响更加严重。

从Model 2和Model 3我们看到，两个交叉项excess _d _pay i ，t *Chairman i ，t 和excess _d _pay i ，这表明董事（长）不在上市公司领薪将有助于打破任人唯亲的t *Nonpay i ，t 的系数均显著为负，董事会文化，在一定程度上抑制经理人超额薪酬现象。基于我国上市公司经理人薪酬制度形成的

①

上述结论的得出是建立在二者都没有控制内生性的前提下。剔除了内生性问题对估计结果的可能影响，我国上市公司

任人唯亲董事会文化对于经理人超额薪酬的实际效应要小一些。但由于基于美国的数据并没有控制内生性问题后的估计量，因此对于控制内生性问题后的二者我们无法进行比较。

11

9

郑志刚等：任人唯亲的董事会文化和经理人超额薪酬问题

董事（长）不在上市公司领薪的独特制度安排则使履行监督职责的董事（长）保持相对的独立性成为可能，一定程度上避免了Brick et al．（2006）所担心的任人唯亲的董事会文化的形成。本文的实证分析则为让董事长和其它董事在作为股东的控股公司或其他单位而非上市公司领薪这种制度设计在抑制经理人超额薪酬问题上的合理性提供了较早的证据。表5

任人唯亲的董事会文化对经理人超额薪酬效应的Logit 和FE 模型回归结果

Excess CEO pay Excess_d_pay

Excess_d_pay *Chairman Excess_d_pay *Nonpay Dual CEO equity Director equity Busy directors Interlocking Independence Board_sizeMeeting State Top1Ibal BH Cons Chi2/F R2N

0. 17（0. 10）0. 04*（0. 02）－0. 02*（0. 01）

＊＊

1. 07＊

＊

0. 10＊

＊

0. 28＊

＊＊

0. 12＊

Model 1Logit

＊＊

2. 94＊

Model 2

FE

Logit

＊＊

3. 71＊

Model 3

FE

Logit

＊＊

4. 09＊

FE

＊＊

0. 77＊

＊＊

0. 68＊＊＊

0. 74＊

（0. 09）（0. 02）（0. 14）

＊＊

－1. 56＊

（0. 03）

＊＊

－0. 13＊

（0. 16）（0. 03）

（0. 17）（0. 03）

＊＊

－1. 83＊

＊＊

－0. 13＊

（0. 18）

＊

0. 23＊

（0. 03）

＊＊

0. 11＊

（0. 04）

＊

0. 02＊

（0. 12）0. 04（0. 02）

＊

－0. 02＊

（0. 04）

＊

0. 02＊

（0. 11）0. 04*（0. 02）

＊

－0. 02＊

（0. 04）

＊

0. 02＊

（0. 01）－0. 00（0. 00）0. 07（0. 07）

＊

0. 17＊

（0. 01）－0. 00*（0. 00）0. 07（0. 06）0. 15*（0. 08）0. 32（0. 22）－0. 01（0. 01）0. 00*（0. 00）－0. 03（0. 04）0. 09（0. 12）0. 00（0. 00）（dropped ）

．－0. 16（0. 13）72. 210. 625606

（0. 01）－0. 00*（0. 00）0. 06（0. 06）

＊

0. 17＊

（0. 01）

＊＊

1. 02＊

（0. 01）

＊＊

1. 02＊

（0. 22）

＊＊

2. 11＊

（0. 22）

＊＊

2. 17＊

（0. 22）

＊＊

2. 18＊

（0. 35）

＊＊

3. 54＊

（0. 08）0. 32（0. 22）－0. 01（0. 01）

＊

0. 00＊

（0. 35）

＊＊

3. 56＊

（0. 35）

＊＊

3. 23＊

（0. 08）0. 31（0. 22）－0. 01（0. 01）0. 00*（0. 00）－0. 03（0. 04）0. 08（0. 12）0. 00（0. 00）（dropped ）

．－0. 15（0. 13）74. 020. 625606

（0. 85）0. 04*（0. 02）

＊

0. 03＊

（0. 86）

＊

0. 04＊

（0. 87）

＊

0. 05＊

（0. 02）

＊

0. 03＊

（0. 02）

＊

0. 03＊

（0. 01）

＊＊

0. 55＊

（0. 00）－0. 03（0. 04）0. 10（0. 12）0. 00（0. 00）（dropped ）

．－0. 13（0. 13）80. 680. 615606

（0. 01）

＊＊

0. 55＊

（0. 01）

＊＊

0. 55＊

（0. 08）

＊＊

0. 84＊

（0. 08）

＊＊

0. 79＊

（0. 08）

＊＊

0. 78＊

（0. 28）

＊

－0. 01＊

（0. 28）

＊

－0. 01＊

（0. 28）

＊

－0. 00＊

（0. 00）0. 12（0. 13）

＊＊

－2. 79＊

（0. 00）0. 10（0. 13）

＊＊

－2. 90＊

（0. 00）0. 11（0. 13）

＊＊

－2. 83＊

（0. 42）1222. 120. 405606

（0. 42）1204. 630. 425606

（0. 43）1220. 950. 425606

在控制变量中，很多反映制度特征的因素影响显著。例如，经理人超额薪酬与忙碌董事的比例120

2012年第12期

显著正相关，表明董事兼任的职务越多，他们对上市公司的关注度越小，因而不能有效履行应尽的监督职责。召开董事会的频率的提高并没有像预期一样成为抑制经理人超额薪酬的机制，反而由在一定程度上助长了任人唯亲的董事会文化的形于彼此的频繁接触使双方需要妥协和相互支持，

这进一步支持了公司治理文献中普遍认为由成。经理人超额薪酬与董事会规模正相关但不显著，

于搭便车的倾向和沟通的效率问题，更大的董事会规模往往有损董事会监督的有效性的结论（Jensen ，1993；Yermack ，1996）。同时担任其他公司经理人的董事的系数显著为正，说明经理人群Core et al．（1999）和Murphy （1999），体之间存在职业相互认同倾向。按照Yermack （1996）、董事出更高的报酬。在一定意义上这同样是董事会于本性会自然地倾向给予同样身为经理人的“同行”文化特征影响经理人超额薪酬的佐证。

上述证据表明，要想全面抑制经理人超额薪酬，除了设法打破任人唯亲的董事会文化（诸如考虑由控股股东而不是上市公司向经理人发放薪酬以及不能同时兼任多家公司的董事等对董事的任职条件的限定），还需要一系列和履职要求（对董事兼任职务的限定等）等公司治理安排中制度（设计）因素的协调和配合。

3．内生性问题的控制

对于Brick et al．（2006）工作的一个重要批评是经理人超额薪酬和反映任人唯亲的董事会文或者二者之间具有双向因果关系。本文的一个尝试是化的董事超额薪酬共同受到遗漏变量影响，

利用我国上市公司很多公司的董事（长）并不在上市公司领薪这一独特的制度安排采用基于工具变量的最小两阶段（2SLS ）回归来控制以往研究中可能存在的内生性问题，为任人唯亲的董事会文很多公司的董事（长）并不化影响经理人超额薪酬提供更加令人信服的证据。在我国上市公司中，

而是根据上一年度上市公司完成的业绩或上缴利润情况由作为股东的控股公司在上市公司领薪，

或其他单位发放。理论上，与在上市公司领薪的董事（长）相比，上述薪酬发放模式将避免这部分而被迫在经理人薪酬政策制定中采取纵容和默许的董事（长）担心自己的薪酬政策受制于经理人，

态度，因而在监督经理人问题上显示出更强的独立性来。需要说明的是，这两种不同的薪酬发放模式起源于我国公司改制初期推出的灵活多样的制度安排，并路径依赖延续至今。因而上述薪酬发放模式对于现在的公司治理状况而言具有很好的外生来源特征，为本文从我国资本市场特殊的制度背景出发寻找合理的工具变量来控制Brick et al．（2006）在计量研究中可能存在的内生性问题，提供令人信服的任人唯亲董事会文化会导致经理人超额薪酬的证据带来了便利。

本文分别以董事长不在上市公司领薪的虚拟变量（Chairman ）和不在上市公司领薪的董事比例高于中位数的虚拟变量（Nonpay ）作为工具变量（IV ）。采用上述变量作为工具变量的合理性在于，作为具有外生来源性质的变量，董事（长）是否在上市公司领薪无疑将影响董事的超额薪酬，从而任人唯亲的董事会文化的形成，但董事（长）不在上市公司领薪并不会必然导致经理人获得超额薪酬。表6报告基于上述工具变量的两阶段最小二乘（2SLS ）回归结果。其中Model1报告以Chairman 做工具变量的相关结果，Model2报告以Nonpay 为工具变量的相关结果，在Model3则报告我们同时报告两个阶段的回归同时以上述两个变量作为工具变量的相关结果。在每个Model 中，结果。

从表6我们看到，在控制了内生性问题后，经理人超额薪酬与董事超额薪酬的回归系数为0. 12，与之前没有控制内生性问题所得到的0. 68相比低了很多。这表明在经理人超额薪酬和董事超额薪酬所反映的任人唯亲的董事会文化的关系上确实存在严重的内生性问题。尽管如此，在控制了内生性问题后，经理人超额薪酬和董事超额薪酬显著的正相关关系表明，任人唯亲的董事会文化仍然是导致经理人超额薪酬的重要原因。当采用Nonpay 作为工具变量时，经理人超额薪酬与董事超额薪酬的正相关关系的显著性水平减弱。

12

1

郑志刚等：任人唯亲的董事会文化和经理人超额薪酬问题

表6

Excess CEO pay Excess_d_pay Chairman Nonpay Dual CEO equity Director equity Busy directors Interlocking Independence Board_sizeMeeting State Top1Ibal BH Cons Chi2R 2N

任人唯亲的董事会文化对经理人超额薪酬效应的2SLS 回归结果

IV =Chairman Stage1

Stage2

＊＊

0. 12＊

IV =Nonpay Stage1

Stage20. 00（0. 05）

Stage1

IV =Both

Stage2

＊

0. 08＊

（0. 04）

＊＊

－0. 55＊

（0. 04）

＊＊

－0. 41＊

（0. 02）

＊＊

－0. 45＊

（0. 03）

＊＊

－0. 26＊

（0. 02）

＊＊

－0. 14＊

＊＊

0. 12＊

（0. 02）

＊＊

0. 13＊

＊＊

－0. 12＊

＊＊

0. 12＊

0. 02（0. 03）0. 01（0. 00）0. 010. 66

＊＊＊

（0. 03）

＊＊

0. 01＊

（0. 03）

＊＊

0. 01＊

（0. 03）

＊＊

0. 02＊

（0. 03）

＊＊

0. 01＊

（0. 03）

＊＊

0. 02＊

（0. 00）0. 010. 64

＊＊＊

（0. 01）0. 00（0. 00）0. 54

＊＊＊

（0. 01）0. 00（0. 00）0. 61

＊＊＊

（0. 00）0. 000. 66

＊＊

（0. 01）0. 00（0. 00）

＊＊

0. 56＊

（0. 00）

＊＊＊

（0. 00）

＊＊＊

（0. 00）

＊＊＊

（0. 06）－0. 02（0. 10）0. 26（0. 22）

＊＊

0. 08＊

（0. 06）

＊＊

0. 33＊

（0. 06）0. 00（0. 10）－0. 15（0. 23）

＊＊

0. 08＊

（0. 06）

＊＊

0. 30＊

（0. 06）0. 07（0. 09）0. 03（0. 22）

＊＊

0. 08＊

（0. 06）

＊＊

0. 32＊

（0. 09）

＊＊

0. 66＊

（0. 10）

＊＊

0. 68＊

（0. 09）

＊＊

0. 67＊

（0. 20）

＊＊

0. 05＊

（0. 22）

＊＊

0. 06＊

（0. 21）

＊＊

0. 06＊

（0. 01）

＊＊

0. 02＊

（0. 01）

＊＊

0. 02＊

（0. 01）

＊＊

0. 02＊

（0. 01）

＊＊

0. 02＊

（0. 01）

＊＊

0. 02＊

（0. 01）

＊＊

0. 02＊

（0. 00）－0. 03（0. 02）－0. 07（0. 07）0. 00（0. 00）

＊＊

0. 33＊

（0. 00）0. 04*（0. 02）－0. 06（0. 07）－0. 00（0. 00）

＊＊

0. 23＊

（0. 00）

＊

－0. 06＊

（0. 00）0. 03（0. 02）－0. 09（0. 07）－0. 00（0. 00）

＊＊

0. 27＊

（0. 00）－0. 02（0. 02）－0. 07（0. 07）0. 00（0. 00）

＊＊

0. 33＊

（0. 00）0. 04（0. 02）－0. 07（0. 07）－0. 00（0. 00）

＊＊

0. 24＊

（0. 02）－0. 180. 00（0. 00）

＊＊

0. 30＊

＊＊

（0. 07）

（0. 03）

＊＊

－0. 87＊

（0. 03）

＊＊

－1. 08＊

（0. 03）

＊＊

－0. 68＊

（0. 04）

＊＊

－1. 19＊

（0. 03）

＊＊

－0. 73＊

（0. 04）

＊＊

－1. 12＊

（0. 11）88. 60. 175606

（0. 10）624. 040. 255606

（0. 12）78. 660. 155606

（0. 12）506. 160. 095606

（0. 11）92. 610. 195606

（0. 11）576. 120. 195606

五、稳健性检查

1．对经理人超额薪酬的其它估计

之前本文采用的经理人超额薪酬的度量是按照Brick et al．（2006）的方法估计的。为了避免可能存在的度量误差问题和保证相关结论的稳健，在本小节我们进一步采用Core et al．（1999）的方法来度量经理人超额薪酬。采用的模型如（3）式所示：

CEOpay i ，t =α+βEconomic factors i ，t －1+θboard structure i ，t －1+

λownership structure i ，t －1+γi +εit

122

（3）

2012年第12期

Economicfactors i ，其中，CEOpay i ，t 为第i 企业t 期（取自然对数）的经理人货币薪酬水平，t －1为第i 个企业t －1期影响经理人超额薪酬的经济因素，Boardstructure i ，t －1和Ownershipstructure i ，t －1分别为第i 个企业在t －1期的董事会和股权结构变量。γi 表示企业个体效应，εit 为特异性误差。在Core et al．（1999）看来，合理的薪酬水平只应由客观的经济因素决定，而薪酬中与董事会特征和持股结构相关的部分很可能是人为操纵的结果，因而属于经理人超额薪酬的范畴。利用（3）式的估按照（4）式进行计算即得到采用Core et al．（1999）的度量方法所得到的经理人超额薪酬：计量，

^^Excess _CEO _Pay i ，（4）t =θboard structure i ，t －1+λownership structure i ，t －1

由于（4）式中已包含董事会特征和股权结构的因素，因此并不适合开展类似于本文第4节第2

①与基于Brick 经理人超小节的回归分析。我们进行了类似于第4节第1小节的均值差异检验。

在众多影响经理人超额薪酬的潜在因素中，董事（长）在股东单位而额薪酬的均值差异结果类似，

不在上市公司领薪对于经理人超额薪酬的抑制作用，而董事长同时兼任经理人则会助长经理人超额薪酬。相关结果在采用两种经理人超额薪酬度量方法的一致性表明，本文的相关结论是稳健的。

2．经理人超额薪酬的经济后果

对经理人超额薪酬的关注源于其可能对企业未来绩效产生的负面效应。理论上，经理人（利用手中的权力或任人唯亲的董事会文化）只有以降低企业未来的业绩，损害股东的利益为前提获得的与企业绩效不对称的薪酬才能称为超额薪酬。因此，实证检验本文前文所估计的经理人超额薪酬与未来企业业绩的关系将成为判断本文所估计的经理人超额薪酬是否确实“超额”的重要标准。

本小节考察本文所度量的两种经理人超额薪酬的经济后果。我们以下一年的业绩变动额作为被解释变量，在控制其它影响业绩的因素的基础上，分别检验Brick 经理人超额薪酬和Core 经理人

②检验结果表明，经理人超额薪酬对企业未来业绩存在显著负效超额薪酬对未来业绩变动的影响。

应。这在一定程度表明，经理人超额薪酬的存在将损害公司未来业绩，因而成为未来公司治理需要迫切解决的问题之一。本小节的分析同时也表明我国部分上市公司经理人的薪酬确实“超额”了。

六、结论

本文从任人唯亲的董事会文化视角实证考察了我国上市公司中存在的经理人超额薪酬问题，得到的主要结论如下：第一，除了代理问题和经理人权力等制度特征外，任人唯亲的董事会文化同样是导致我国上市公司经理人超额薪酬的重要原因之一；第二，经理人超额薪酬的存在将损害公司未来业绩；第三，我国上市公司在薪酬实践中所形成的董事（长）不在上市公司领薪的制度安排一抑制经理人超额薪酬。定程度上有助于打破任人唯亲的董事会文化，

本文研究的政策涵义是，在公司治理中除了强调制度设计本身的重要性外，实践中如何寻找和设计合理的机制来打破任人唯亲等坏的董事会文化的路径依赖，建立和倡导良好的董事会文化对于提高公司治理的有效性同样十分重要。

参考文献

2011：《高管权力与企业薪酬变动的非对称性》，《经济研究》方军雄，第4期。

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①②受论文篇幅限制，我们没有将这些结果报告在正文中。读者可以通过电子邮件向作者索取。

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Cronyism of Board Culture and Excess Executive Compensation

b d

Zheng Zhigang a ，，Sun Juanjuan a and Rui Oliver c ，

（a ：School of Finance ，Renmin University of China ；

b ：China Financial Policy Research Center ，Renmin University of China ；

c ：Sino-European International Management Institute ；d ：Chinese University of Hong Kong ）

Abstract ：This paper empirically explores excess executive compensation from the perspective of cronyism of board culture based on China's listed firms．After controlling for the potentially influential institutional characteristics of excess executive compensation ，we show that cronyism of board culture would lead to excess executive compensation and to compensate the directors （chairman ）through shareholders instead of the listed firms will help to break cronyism and refrain excess executive compensation．This paper therefore provides evidence that besides the institutional characteristics at firm level （such as the ratio of independent directors ，board size and CEO duality ），culture characteristics of the board will also affect the effectiveness of board supervision by using excess executive compensations as an example．The policy implication of this paper in corporate governance practice is that China's listed firms should design the feasible mechanisms to break the cronyism in board culture and build the healthy board culture．

Key Words ：Excess Director Compensation ；Board Culture ；Cronyism ；Corporate Governance JEL Classification ：G18，G30，G32

（责任编辑：宏亮）（校对：晓鸥）

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