女性高管可以抑制薪酬粘性吗

女性高管可以抑制薪酬粘性吗

罗宾，车嘉丽（教授）

【摘要】选取2012~2015年沪深A股上市公司作为样本，以剔除非经常性损益后的净利润作为企业业绩的衡量标准，以女性高管占所有高管的比例和虚拟变量两种方法来衡量女性高管，研究上市公司是否存在高管薪酬粘性特征，以及女性高管对薪酬粘性是否有抑制作用。研究结果表明：第一，高管薪酬呈现显著的粘性特征。第二，女性高管对薪酬粘性有明显的抑制作用，且女性高管职位越高，对薪酬粘性的抑制效果越明显。第三，市场竞争强弱不会影响女性高管对薪酬粘性的抑制效果，即无论是处于竞争的市场环境中，还是处于缺乏竞争的市场环境中，女性高管均会发挥对薪酬粘性的抑制作用。

【关键词】高管薪酬；薪酬粘性；女性高管；非经常性损益；市场竞争【中图分类号】F713.3

【文献标识码】A

【文章编号】1004-0994（2018）16-0081-10

一、引言

近年来，社会各界纷纷倡导企业要承担社会责任，企业管理者要发挥企业家精神。为了树立良好的声誉和形象，企业也把自己勇于承担、无私奉献的一面展现在公众面前。然而，新闻媒体却时常爆出高管天价薪酬事件，这不但让公众对企业的信任程度一落千丈，高管薪酬制定的合理性也受到质疑。高管薪酬问题属于委托代理问题的一部分，所有权与经营权相分离带来了信息不对称、代理成本过高等一系列问题。为了使管理者与所有者的利益趋于一致，有效缓解代理问题，高管薪酬激励制度应运而生。在薪酬激励制度下，为了使高管薪酬更加公开化、透明化，证监会强制要求上市公司披露高管人员薪酬信息。然而现状是上市公司对高管薪酬构成项目的披露太过简单，也缺少对薪酬与业绩二者关系的披露，这使得薪酬信息的披露流于形式[1]。据统计资料显示，截至2016年2月23日，有约百家上市公司公布了2015年的高管薪酬，其中约有四成上市公司的高管年薪出现与业绩下降不符的逆增长。这让我们不得不质疑薪酬激励能否达到预期效果？管理层出于自利动机是否会进行盈余管理来提高业绩，使得薪酬能与业绩在表面上同步变动呢？

自高层梯队理论提出以来，高管团队特征多样化越来越受到学者的重视，随着女性高管比例的不断提高，国内越来越多的学者开始关注女性高管的性格特征、执业风格、领导能力等与公司治理之间的关系。普华永道的调查显示，在一些新兴职业中，一半以上的全球大型企业向女性职员伸出了橄榄枝，这也意味着女性人才的竞争在未来会更加激烈。女性之所以越来越受重视，这与她们的价值观、道德水平和个性是紧密相关的。研究表明，男性的领导风格更加激进、自我和独立，而女性更注重人际交往和共赢。那么在薪酬激励制度的引导下，女性高管会如何应对呢？她们能够改变薪酬与业绩之间的不对称变动吗？

本文在理论推导的基础上，以上市公司剔除非经常性损益后的净利润作为业绩的衡量标准，以比例法和虚拟变量法来度量女性高管变量，实证检验上市公司高管薪酬是否具有粘性特征以及女性高管能否发挥治理作用以降低薪酬粘性。本文可能的贡献在于：第一，已有文献很少从管理层自身的特征出发，来研究其对薪酬粘性的影响，本文以高管性别特征为切入点进行研究，并取得了肯定的答案。第二，不仅对女性高管按照职位高低进行了分组，还考虑了在市场竞争环境的影响下女性高管对薪酬粘性的

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影响是否会发生变化。第三，本文从内部公司治理的角度出发，为上市公司改善内部治理结构、完善薪酬体系建设提供建议。

二、理论分析与研究假设（一）企业业绩与薪酬粘性

委托代理理论认为，所有权与经营权相分离，可能导致经营者出于自利动机，做出一些有损所有者利益的决策。为了减少这一现象的发生，Jensen、Meckling[2]提出了最优契约理论，管理者的薪酬在该契约的约束下与股东的利益和财富紧密相连。在我国，经营者报酬与业绩相挂钩的制度确立于1999年。随着制度的逐渐完善，我国学者也发现上市公司的高管薪酬与绩效显著正相关，但这并不意味着薪酬的变动与业绩的变动是同幅度的。国外学者Gaver等[3]发现当净利润上升时，薪酬会随之增加；但当净利润下降时，薪酬往往却呈现相反的变动趋势。Jackson等[4]和我国学者方军雄[5]则提出高管薪酬存在粘性特征，这种粘性特征体现为业绩上升时薪酬增加的幅度显著高于业绩下降时薪酬减少的幅度。Jensen、Murphy[6]认为出现这种状况的原因在于管理层出于对个人声誉和未来职业生涯的考虑，不会让薪酬随着业绩的下降而降低。同时，管理者的自利动机也使得他们将业绩的上升完全归功于自己的努力，而将业绩下降归因于外部的不可控因素，比如成本上升、竞争加剧等，以此推卸责任，阻碍薪酬下降[5]。另外，我国的传统文化倡导“以和为贵”，过于严苛的薪酬计划容易引起下属的不满和抵制，对企业发展不利，而宽容很多时候比苛刻更能增强组织凝聚力和激发参与者的上进心，因此公司中“奖优不惩劣”是很常见的现象[7]。据此，本文认为高管薪酬存在粘性特征。

管理层权力理论认为管理层在公司治理过程中拥有一定的权力，这个权力是把双刃剑。如果运用不当，管理层权力过大时，董事会很容易被管理层俘获或受其影响，不能恰当地履行其监督和管理职能。因此在薪酬契约的制定上，董事会有时会受制于管理层，这时管理层就有能力操纵利润，薪酬契约不再公平[8]。吕长江等[9]也认为，从经济人假说来看，每个独立的个体在社会中都是理性的经济人，都以追求个人利益、个人财富最大化为目标，管理者也不例外。为了达到这个目标，他们会用尽手上的一切权力去影响薪酬的制定。但是社会中还存在其他的利益

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财会月刊2018.16相关者，他们会特别关注管理层的动态，若高管的薪酬与业绩呈现逆增长，他们可能会因此而制造舆论，这对高管的声誉会造成很大的损害。为了避免丧失股东的信任和支持，管理层通常会采用一些“伪装”的方式来操纵薪酬。Healy[10]明确指出，管理层可通过盈余管理增加或者减少可操纵性利润以调整企业的收益，管理层借助盈余管理这个手段也可以更好地迎合薪酬契约。李延喜等[11]发现薪酬激励是上市公司盈余管理的一个诱导因素，管理层薪酬通常与调高的可操纵性应计利润之间存在明显的正相关关系。同样地，周辉等[12]和南晓莉等[13]也都发现盈余管理程度与管理者报酬呈正相关关系，盈余管理对薪酬业绩敏感性也有正向影响。

盈余管理的动机和手段多种多样，对非经常性损益的调节则成为众多企业操纵利润的一种常用方式。虽然证监会强制要求上市公司在年报中披露“扣除非经常性损益的净利润”这一项目，但由于盈余管理的动机和政策法规的不完善，上市公司仍可利用非经常性损益进行盈余管理。魏涛等[14]也提到无论是亏损还是盈利，公司一般都利用非经常性损益来进行盈余管理，对它的利用程度远远大于扣除非经常性损益后的应计利润。这是因为非经常性损益通常衡量的是与企业主要的经营活动无关且发生频率较低的收入或支出，其偶发性特征给上市公司带来了很大的盈余操纵空间[15]。若是剔除非经常性损益等盈余管理方式对业绩的影响，那么上市公司高管薪酬业绩敏感性会显著降低[16]。罗莉等[17]发现若以净利润作为企业业绩的衡量指标，高管薪酬存在很强的业绩敏感性；若以剔除非经常性损益后的净利润作为业绩衡量指标，高管薪酬的业绩敏感性会显著降低，薪酬粘性特征会更强。因此，管理层通过操纵非经常性损益，常常会掩盖薪酬的粘性特征，若采用剔除非经常性损益后的净利润作为业绩衡量标准，薪酬粘性特征会显露。基于此，本文提出第一个研究假设：

H1：以剔除非经常性损益后的净利润作为业绩衡量标准时，企业业绩上升时高管薪酬增加的幅度显著大于业绩下滑时薪酬减少的幅度。

（二）女性高管与薪酬粘性

首先，在现代企业中，女性担任高管职务的比例逐渐上升。外国媒体在报道中就提到，通过对比中美两国的女性职员，可发现在科技领域中国女性的地位越来越高，甚至超过了美国。女性高管在性格、价

值观、看待问题的方式等方面均表现出与男性高管不同的特质。首先，男性更容易表现出风险偏好、自我中心、侵略性等特征，女性则偏向于风险规避，因此女性高管在企业中的行为就更加保守和慎重

[18]

。Hersch等[19]也指出，从长远来看，女性的平均

寿命要长于男性，若选择从事高风险的工作会导致女性高管损失更大，那么她们会更加小心、谨慎。面对风险时保守审慎的态度，使得女性高管不会轻易操纵利润，获取与业绩相悖的高额薪酬。

其次，女性高管的道德意识更加强烈。社会心理学家Davis（1983）提到，女性在解决问题时，通常会采取换位思考的方式，这种方式可以更好地感受并理解他人的非语言情感，因此女性高管与股东、客户、员工等利益相关者之间可以建立更加融洽的关系[20]。在这种情况下，女性高管为了规避被撤职、举报或者调查的风险，为了能够实现股东利益的最大化，可能会更加遵守薪酬契约的规定，减少在职消费、操纵利润和薪酬等有损公司价值的行为。再者，男性高管对于物质、金钱、事业、前途更加看重，而与生俱来的母性光辉给予了女性高管一颗和善的心，她们更关注社会与人文价值[21]，对于薪酬则不会过分关注，对薪酬的不公平性也呈现出较低的敏感性[22]。因此，在出现业绩下滑的情形时，女性高管往往不会因薪酬下降而产生心理不平衡，也就不会选择盈余操纵，损害薪酬业绩的敏感性。

最后，对于成功和失败，男性和女性也有着不同的看法。男性高管通常将成功归因于自身的优秀，而将失败的责任推卸给运气不好等外部因素。女性高管却与之相反，她们通常会将业绩下降或投资失败归因于个人能力问题[18]。总而言之，本文认为女性高管在业绩下降时，会主动自降薪酬，承担责任，使得薪酬和业绩之间呈现同步发展的趋势，从而薪酬与业绩之间的敏感性会更强，薪酬粘性会随之降低。

《公司法》规定董事会可以聘任或者解聘公司经理并享有决定其报酬的权力，其中董事长对于总经理及其他高管的选用、解聘、决定报酬等事项享有提名权。由此可见，董事长对于高管薪酬有着极大的决定权。而管理层权力理论提到，由于管理层权力的过度膨胀，董事会被管理层俘获或受其影响，管理层有能力操纵利润并影响薪酬的制定[8]。方军雄[5]也认为，我国上市公司总经理和董事长两职合一的现象为管理层操控薪酬提供了可能。即管理层权力对高管薪酬有着重要的决定作用[23]，且高管权力越大，

越能影响企业内部资源的配置对薪酬制定的影响力[24][25]。综上可知，公司董事长和总经理对薪酬的制定具有重大影响，而处于关键职位的女性高管从构建企业内部公平、和谐、民主的大环境出发会主动降低薪酬粘性。因此本文认为，女性高管职位越高，对薪酬的决定作用就越大，对薪酬粘性的抑制作用就越明显。基于此，本文提出以下两个假设：

H2：女性高管比例越高，公司薪酬粘性越小。H3：女性高管职位越高，公司薪酬粘性越小。（三）市场竞争与高管薪酬

高管权力的膨胀导致高管为了一己私利谋求高额薪酬，市场竞争作为企业外部治理机制，其产生的清算压力能够发挥对管理层机会主义行为的约束作用[26]。这种约束作用体现在，市场竞争越激烈、企业被淘汰的几率越大，管理层会越发自觉地努力工作，这时企业的业绩能够更加充分地传递出高管的努力与能力方面的信息[27]。通过对企业会计利润与行业平均利润的比较，可以对管理者实现客观的评价[28]。这不仅加强了股东对管理层的约束，降低了监督成本，提高了企业业绩在薪酬契约中的重要性，还减少了管理层的自利行为，有效抑制了高管权力等非业绩因素对薪酬的影响[27][29]。另外，激烈的市场竞争使企业薪酬政策的制定更加市场化、透明化，高管进行薪酬操纵的难度加大[30]。这样一来，当业绩下降时，高管若执意保持现有薪酬水平，则不仅会丧失股东的信任与支持，严重时还会被解聘，因此高管会自愿降低薪酬作为惩罚，薪酬的业绩敏感性增强，女性高管在这时不会对薪酬粘性产生明显的抑制效果。对于处于非竞争环境下的企业，由于缺少了一项外部治理机制，同行业内不同企业之间缺乏可比性，会计业绩作为反映经理人员努力程度的标准还存在很大的噪音[31]，管理层此时会利用手中的权力操纵薪酬。在这种情况下，女性高管会约束自身行为，控制操纵力度，充分发挥对薪酬粘性的抑制作用，提高薪酬业绩的敏感性。基于此，本文提出第四个假设：

H4：市场竞争越弱，女性高管对薪酬粘性的抑制效果越明显。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2012~2015年所有沪深A股上市公司作为初始样本。考虑到金融企业和ST企业的特殊性，本文在初始样本的基础上剔除了金融企业和ST

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企业的相关数据及有缺失值的样本，最后共得到7266个观测值。为了减少极端值的影响，还对所有变量在1%的水平上进行了缩尾处理。文中数据来源于CSMAR和CCER数据库。

（二）变量定义

1.高管薪酬。高管薪酬分为货币薪酬和股权激励两个部分。由于我国股权激励制度起步较晚，高管持股比例也不一致，且公开数据难以分清股票的来源。因此，本文参照方军雄[5]

的做法，不考虑股权激励的作用，而是选取上市公司“薪酬最高的前三位高管”来定义高管，以其薪酬总额的自然对数作为高管薪酬的衡量标准。

2.公司业绩。通常作为业绩衡量标准的指标有净利润、剔除非经常损益后的净利润、净资产收益率、资产收益率等。本文认为管理层通过盈余管理操纵非经常性损益会掩盖薪酬的粘性特征，而采用剔除非经常性损益后的净利润作为业绩衡量标准，则薪酬粘性特征会显露。鉴于此，本文用剔除非经常性损益后的净利润（dnp）的自然对数来衡量公司业绩。3.女性高管。对女性高管的衡量主要有比例

法、虚拟变量法和赋值法[32]，本文采用比例法和虚拟变量法。比例法是指通过计算女性高管（包含董事、监事）占高管总人数的比例来衡量女性高管变量；虚拟变量法是指公司中有女性高管时取1，没有女性高管则取0。

4.市场竞争。借鉴通常的做法，本文采用赫芬达尔指数（hhi）作为市场竞争的衡量标准。hhi=n

（xi/X）2

n

，其中X=∑x=1

i，xi=1

ii为企业i的营业收入。该指标越小，说明市场竞争越激烈。市场竞争在本文中并不是作为一个变量，而是作为一个分组的标准。以所有行业市场竞争指数的中位数作为分界线，大

于中位数的为低市场竞争组，小于中位数的为高市场竞争组。

其余的控制变量不再赘述。主要变量的定义详见表1。

（三）模型设计

本文借鉴方军雄[5]研究薪酬粘性的模型，将Level模型作为主模型进行回归分析，Change模型用于稳健性检验。具体地，又将Level模型分为模型（1）和模型（2）。模型（1）用来检验以剔除非经常性损益后的净利润（dnp）作为业绩指标时，高管薪酬是否存在粘性特征。模型（2）在模型（1）的基础上加入女

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财会月刊2018.16表1变量定义

名称代码定义高管薪酬lnpay上市公司“薪酬最高的前三位高管”薪酬总额取自然对数高管薪酬变化△lnpay上市公司高管薪酬的边际变动量公司业绩lndnp剔除非经常性损益后的净利润取自然取数公司业绩变化△lndnp上市公司业绩的边际变化量业绩下降down哑变量，公司业绩下滑取1，否则为0上市公司女性高管（包含董事、监女性高管female1事）占所有高管的比重female2上市公司有女性高管取1，否则为0产权性质govern国有企业取1，否则为0公司规模size上市公司资产总额的自然对数资产负债率lever上市公司总负债与总资产的比例持股比例share第一大股东持股比例两职分离dual董事长兼任总经理时取0，否则取1独董比例rate独立董事在董事会中占比女性高管女性高管为（副）董事长或（副）总经职位position理取1，否则取0市场竞争市场竞争主体所占行业总收入百分指数hhi比的平方和年度year年度虚拟变量，属于某一年度取1，否则取0行业ind行业虚拟变量，属于某一行业取1，否则取0性高管作为调节变量，用来验证女性高管对薪酬粘性是否具有抑制作用。此外，本文还从所有样本中选出有女性高管任职的上市公司作为子样本，并对子样本按照女性高管职位的高低以及市场竞争强弱两种方式进行分组，以测试女性高管职位越高、对薪酬粘性的抑制效果是否越明显以及在不同的市场竞争环境下，女性高管对薪酬粘性的抑制作用是否有显著不同这两个假设。具体的模型设置如下：

Level模型：

lnpayi，t=a0+a1lndnpi，t+a2lndnpi，t×downi，t+a3downi，t+a4governi，t+a5sharei，t+a6sizei，t+a7duali，t+a8ratei，t+a9leveri，t+a10yeari，t+a11indi，t+εi，t

（1）

lnpayi，t=b0+b1lndnpi，t+b2femalei，t×lndnpi，t×downi，t+b3lndnpi，t×downi，t+b4femalei，t×lndnpi，t+b5downi，t+b6femalei，t+b7governi，t+b8sharei，t+b9sizei，t+b10duali，t+b11ratei，t+b12leveri，t+b13yeari，t+b14indi，t+εi，t

（2）

∑

Change△lnpay模型：

i，t=a0+a1+a△lndnpi，t+a2△lndnpi，t×downi，t

3downi，t+a4governi，t+a5sharei，t+a6sizei，t+a7duali，t+a8rate（3）

△lndnp△i，t+alnpay9leveri，t+a10yeari，t+a11indi，t+εi，t

i，t=b0+b1△lndnpi，t+b2femalei，t×

i，t×downi，t+b3△lndnpi，t×downi，t+

b4femalei，t×△lndnpi，t+b5downi，t+b6femalei，t+b7governi，t+b8sharei，t+b9sizei，t+b10duali，t+b11ratei，t+b12leveri，t+b13yeari，t+b14indi，t+εi，t

（4）

在模型（1）中，由于down在业绩上升时为0，则a1可以衡量薪酬对业绩上升的敏感程度；当业绩下降时down为1，则（a1+a2）衡量了薪酬对业绩下滑的敏感程度。根据薪酬粘性的定义，若a2<0、a1>（a1+a2），且a2值越小，则证明高管薪酬越具有粘性特征。

在模型（2）中，当业绩上升时，b1可以衡量薪酬对业绩上升的敏感程度；当业绩下滑时，女性高管对薪酬和业绩敏感性的调节效应可由系数（b1+b2）衡量。若b1（/b1+b2）四、实证分析（一）描述性统计

表2报告了相关变量的描述性统计结果。从PanelA中的female1可以看出，女性高管在所有高管中的均值为17.35%，最小值为0，最大值达到了62.5%，这说明在企业中高管男女比例还不协调，有很大的差距。但female2显示94.82%的企业中有女性高管，只有小部分企业没有女性高管任职，说明女性高管在企业中一般都占有一席之地，只是参与程度还较低。结合PanelB中女性高管的行业分布可以看到，女性高管在卫生、社会工作、住宿餐饮以及批发零售等行业中所占的比重较大，这也验证了之前提到的女性相比于男性而言更加注重社会和人文价值，也更擅长人际交往。而在传统的采掘、建筑及交通运输等行业，仍以男性高管为主导，女性高管比重小。PanelA中变量down的均值为0.4619，说明有46.19%的企业业绩有了下滑。在公司治理方面，国有企业所占比例达到38.7%，第一大股东持股比例的均值为35.81%，73.9%的样本出现了两职分离的情况，独立董事所占比例为37.36%，满足了证监会对独立董事至少要在上市公司董事会中占三分之一的要求。分组变量position显示有47.34%的女性高管为董事长或者（副）总经理，说明虽然公司高管性

别分布还不均衡，但女性高管在公司的地位有了一定的提高。hhi均值为0.0605，中位数为0.0096，说明大部分行业市场竞争激烈。结合PanelB可以看到，新兴行业和由政府主导的行业竞争强度较小，比如卫生、社会工作及水利、环境和公共设施管理业等；而传统的批发、零售及制造业，市场是充分竞争的。同时可注意到，教育业的hhi均值为1，这是因为在样本期间内，只有一家上市公司属于教育行业。

表2描述性统计PanelA：主要变量的描述性特征变量均值中位数最小值最大值标准差lnpay14.185714.157511.489717.35250.6759lndnp18.510818.46689.663825.62821.5871down0.46190.00000.00001.00000.4986female10.17350.16000.00000.62500.1052female20.94821.00000.00001.00000.2217govern0.38700.00000.00001.00000.4871share35.810933.94500.000099.000015.3894size21.991321.807314.941628.50871.3038dual0.73901.00000.00001.00000.4392rate0.37360.33330.18180.80000.0553lever0.42690.41450.00800.99810.2201position0.47340.00000.00001.00000.4993hhi0.06050.00960.00931.00000.1088PanelB：女性高管和市场竞争指数的行业分布行业female1female2hhi（均值）（均值）（均值）农、林、牧、渔业0.20690.95330.1138采矿业0.09380.85940.3568制造业0.17060.94540.0094电力、热力、燃气及水生产和供应业0.15360.97220.0663建筑业0.13300.91120.1374批发和零售业0.22410.98300.0296交通运输、仓储和邮政业0.13560.91900.0677住宿和餐饮业0.22361.00000.1953信息传输、软件和信息技术服务业0.18890.97950.3864房地产业0.19190.95910.0687租赁和商务服务业0.21540.97870.1351科学研究和技术服务业0.19780.93750.1581水利、环境和公共设施管理业0.19130.96230.2776教育业0.17521.00001.0000卫生和社会工作0.26071.00000.3491文化、体育和娱乐业0.20400.93580.0742综合类0.19030.97440.08712018.16财会月刊·85·□

（副）（二）相关性分析

本文对主要变量进行了相关系数分析，结果见表3。从表3中可以看到，高管薪酬与公司业绩在1%的水平上显著正相关，说明我国上市公司高管薪酬与公司业绩之间有较高的敏感性。另外，高管薪酬与产权性质、股权结构、公司规模等也有显著的相关关系，说明影响高管薪酬的因素有很多，这也与已有的文献一致，因此本文对此进行控制。还可以看到，女性高管与高管薪酬之间呈现显著的负相关关系，说明女性高管在一定程度上会降低高管薪酬，这与已有的研究结果相同，也为H2的提出提供了一定的依据。

（三）回归分析

为了验证以剔除非经常性损益后的净利润（dnp）作为业绩指标时，高管薪酬存在粘性特征（H1），对模型（1）进行回归，回归结果如表4所示。从表4中可以看出，lndnp×down的系数为-0.015，满足a2<0的条件，且在1%的水平上显著。lndnp的系数为0.079，那么业绩上升时薪酬增加的幅度是0.079，而业绩下降时薪酬减少的幅度是0.064（0.079-0.015）。经计算，业绩上升时薪酬增加的幅度是业绩下降时薪酬减少幅度的1.23倍［0.079/（0.079-0.015）］。这说明以dnp作为业绩指标时，业绩上升时薪酬增加的幅度远大于业绩下降时薪酬减少的幅度，高管薪酬存在粘性特征，H1得证。

接下来，为了验证女性高管是否对薪酬粘性具有抑制作用，在模型（2）中加入女性高管作为调节变量，通过计算薪酬变化幅度来判断女性高管对粘性特征的抑制效果，回归结果如表5所示。从表5中可

表3变量lnpaylndnpdown

lnpay0.478∗∗∗1

lndnp1

down

female1

表4变量lndnp

上市公司高管薪酬粘性回归结果

参数估计值-0.015∗∗∗0.324∗∗∗-0.019-0.001∗∗-0.031∗∗-0.172∗-0.074∗0.171∗∗∗0.079∗∗∗t值14.75-3.644.13-0.91-2.3716.84-2.44-1.77-1.82控制

8.878∗∗∗72660.29

42.75

0.000p值0.0000.0000.0000.3610.0180.0000.0150.0760.069

lndnp×downdowngovernsharesizedualrateleveryearind横截距样本数Adj.R2以看出，当女性高管变量采用女性高管比例即female1表示时，薪酬随业绩上升而增加的幅度为0.076；薪酬随业绩下降而减少的幅度是0.07（0.076-0.006），那么业绩上升时薪酬增加的幅度是业绩下降时薪酬减少幅度的1.09倍［0.076/（0.076-0.006）］，小于在加入女性高管变量前的1.24倍。虽然在业绩下滑时，女性高管与业绩的交乘项在10%的水平上与薪酬负相关，但与未加入女性高管变量前薪酬与业绩在1%的水平上显著负相关相比，显著性下降，也可以初步判断女性高管在一定程度上起到了对高管薪酬粘性的抑制作用。特别地，当本文将女性高管虚拟变量即female2代入模型（2）时，可以发现业绩上升时薪酬增加的幅度是业绩下降时薪酬减少幅度的1.03倍

主要变量pearson相关系数矩阵

female2

govern

share

size

dual

rate

lever

female1-0.033∗∗∗-0.139∗∗∗-0.039∗∗∗female2governsharesizedualratelever

0.108∗∗∗0.054∗∗∗0.440∗∗∗0.024∗∗-0.0130.007

0.244∗∗∗0.233∗∗∗0.135∗∗∗0.215∗∗∗0.013

-0.104∗∗∗-0.226∗∗∗1

-0.040∗∗∗-0.035∗∗∗0.386∗∗∗0.001

1

0.041∗∗∗-0.231∗∗∗-0.089∗∗∗1

0.725∗∗∗-0.032∗∗∗-0.226∗∗∗-0.067∗∗∗0.410∗∗∗0.252∗∗∗0.019∗0.001

0.058∗∗∗0.007

-0.068∗∗∗0.036∗∗∗-0.054∗∗∗-0.030∗∗∗0.189∗∗∗1

1

-0.125∗∗∗-0.042∗∗∗0.289∗∗∗0.047∗∗∗0.199∗∗∗0.008

1

0.120∗∗∗0.038∗∗∗-0.134∗∗∗-0.030∗∗∗0.335∗∗∗0.073∗∗∗0.535∗∗∗0.147∗∗∗-0.108∗∗∗1

1-0.017

1

注：∗、∗∗、∗∗∗分别表示10%、5%和1%的显著性水平，下同。

□·86财会月刊2018.16·

［0.072/（0.072-0.002）］，薪酬与业绩之间呈现了几乎同幅度的增减变动，且在业绩下滑时，女性高管与业绩交乘项的参数估计值虽然为负，但并不显著。因此，结合以上两种衡量女性高管变量的方式，本文都可得出女性高管发挥了对薪酬粘性的抑制作用，H2得证。

表5女性高管对薪酬粘性抑制性检验结果

模型（1）模型（2）变量参数参数估计值t值p值估计值t值p值lndnp0.076∗∗∗9.940.0000.072∗∗∗6.340.000lndnp×down-0.016∗∗∗-3.680.000-0.014∗∗∗-3.120.000female1×lndnp×down-0.006∗-1.680.099female1×lndnp0.0200.660.511female1-0.360-0.630.530female2×lndnp×down-0.002-1.290.196female2×lndnp0.0070.640.521female2-0.142-0.680.495down0.346∗∗∗4.330.0000.327∗∗∗4.160.000govern-0.019-0.890.374-0.020-0.940.349share-0.001∗∗-2.390.017-0.001∗∗-2.380.017size0.171∗∗∗16.670.0000.171∗∗∗16.760.000dual-0.032∗∗-2.480.013-0.032∗∗-2.490.013rate-0.171∗-1.750.079-0.175∗-1.800.072lever-0.074∗-1.810.070-0.073∗-1.800.071year控制控制ind控制控制横截距8.950∗∗∗38.640.0009.025∗∗∗31.440.000样本数72667266Adj.R20.290.289（四）进一步分析

为了更深入地研究女性高管在不同情形下是否对薪酬粘性有不同的抑制效果，本文分别从内部职位的高低和外部市场竞争强弱两个方面对有女性高管任职的上市公司子样本进行分组讨论。首先，按照女性高管的职位高低分为（副）董事长、（副）总经理组和其他组；然后，按照市场竞争指数中位数0.010为标准分为市场竞争强组（hhi<0.010）和市场竞争弱组（hhi>0.010）；最后，分别对以上分组后样本进

行回归，回归结果如表6和表7所示。

从表6中可以看到，当女性高管为（副）董事长或（副）总经理时，模型（1）中薪酬随业绩上升而增加的幅度是薪酬随业绩下降而减少幅度的1.24倍［0.078/（0.078-0.015）］；加入女性高管作为调节变量后，该值在模型（2）中为0.9倍［0.071/（0.071+0.008）］，且当业绩下降时，女性高管与业绩的交乘项参数由负变正，这说明高管薪酬与业绩之间的敏

感性增强，且不存在明显的薪酬粘性，薪酬随业绩上升而增加的幅度与薪酬随业绩下降而减少的幅度基本一致。当女性高管在公司担任其他职位时，经计算，虽然模型（2）相对模型（1）而言在一定程度上降低了薪酬粘性，但是对其的抑制效果不明显，而且在业绩下降时，女性高管与业绩的交乘项与薪酬在接近10%的水平上负相关，这说明女性高管在公司任其他职位时对薪酬粘性的抑制效果不如女性高管担任（副）董事长或（副）总经理时好。回归结果支持了H3，即女性高管职位越高，对薪酬粘性的抑制效果越明显。

同样地，从表7中可以看到，当市场竞争激烈时，薪酬粘性依旧存在，女性高管对其发挥了一定的抑制作用，模型（1）中薪酬随业绩上升而增加的幅度与薪酬随业绩下降而减少的幅度的比值从1.21倍［0.082/（0.082-0.014）］下降到了模型（2）的1.05倍［0.084/（0.084-0.004）］。当市场竞争较弱时，该幅度也从模型（1）的1.36倍［0.072/（0.072-0.019）］下降到模型（2）的1.11倍［0.068/（0.068-0.007）］。另外，在业绩下降时，无论市场竞争强弱，女性高管和业绩的交乘项与薪酬之间虽然为负相关，但均不显著。这说明无论市场竞争强弱，女性高管都对薪酬粘性发挥了明显的抑制作用，H4未被证实。通过观察，可以发现市场竞争强的企业高管薪酬粘性在一定程度上小于市场竞争弱的企业，市场竞争发挥了一定的外部治理作用。但是市场竞争较为激烈时，高管为了避免自身出现乏薪可收的状态，会把业绩下降的责任更多地归结于外部因素，比如竞争加剧、成本上升、政府监管等，从而逃避责任。股东也更多地采取激励而非惩罚措施，因此即使管理层权力受到了市场竞争的约束，但其薪酬仍不会随业绩的下降而减少，而会呈现粘性特征。这时女性高管出于前述的动机和原因，会在一定程度上抑制薪酬粘性。

（五）稳健性检验

在稳健性检验中，采用Change模型对以上假设

2018.16财会月刊·87·□

表6根据女性高管职位高低分组检验女性高管对薪酬粘性的抑制作用

（副）董事长/（副）总经理变量lndnp模型（1）参数估计值0.078∗∗∗-0.015∗∗0.258∗∗-0.027-0.002∗∗∗t值9.49-2.302.17-0.89-2.8412.41-0.35-3.38-1.85控制控制8.833∗∗∗35410.313930.159.004∗∗∗35410.313526.869.018∗∗∗33570.2741模型（2）参数估计值0.071∗∗∗0.008-0.012∗0.0390.227∗-0.876-0.030-0.002∗∗∗0.179∗∗∗-0.007-0.514∗∗∗-0.115∗t值6.101.19-1.790.691.86-0.84-0.99-2.8312.29-0.37-3.37-1.880.031-0.0010.159∗∗∗-0.040∗∗-0.010-0.0290.98-1.0710.73-2.26-0.07-0.50控制控制29.699.109∗∗∗33570.275726.010.328∗∗∗2.87-0.016∗∗-2.52模型（1）参数估计值0.078∗∗∗t值10.19其他模型（2）参数估计值0.075∗∗∗-0.011∗-0.015∗∗0.0190.370∗∗∗-0.3440.030-0.0010.157∗∗∗-0.040∗∗-0.013-0.027t值5.65-1.73-2.360.413.21-0.400.94-1.1110.54-2.27-0.09-0.48female1×lndnp×downlndnp×downfemale1×lndnpdownfemale1governsharesizedualrateleveryearind横截距样本数Adj.R2表7

变量lndnpfemale1×lndnp×downlndnp×downfemale1×lndnpdownfemale1governsharesizedualrateleveryearind横截距样本数Adj.R2□·88财会月刊2018.16·

0.180∗∗∗-0.007-0.516∗∗∗-0.114∗根据市场竞争强弱分组检验女性高管对薪酬粘性的抑制作用

市场竞争强模型（1）参数估计值0.082∗∗∗-0.014∗∗0.286∗∗∗-0.025-0.0010.188∗∗∗-0.013-0.118-0.187∗∗∗t值11.83-2.252.59-0.88-1.0213.56-0.75-0.92-3.55控制控制9.823∗∗∗43640.290129.659.899∗∗∗43640.290125.929.532∗∗∗25340.2943模型（2）参数估计值0.084∗∗∗-0.004-0.014∗∗-0.0050.299∗∗∗0.113-0.024-0.0010.187∗∗∗-0.013-0.116-0.187∗∗∗t值7.69-0.84-2.23-0.102.670.14-0.85-1.0313.45-0.76-0.90-3.550.003-0.002∗∗0.145∗∗∗-0.040∗-0.338∗∗0.1080.08-2.198.94-1.82-2.111.60控制控制30.959.668∗∗∗25340.294127.210.400∗∗∗3.23-0.019∗∗∗-2.90模型（1）参数估计值0.072∗∗∗t值7.89市场竞争弱模型（2）参数估计值0.068∗∗∗-0.007-0.020∗∗∗0.0310.440∗∗∗-0.6400.001-0.002∗∗0.144∗∗∗-0.040∗-0.341∗∗0.107t值5.00-1.16-3.020.593.45-0.650.03-2.168.78-1.85-2.131.58加以验证。Change模型具体分为模型（3）和模型（4），回归结果如表8所示。从表8中可以了解到，模型（3）中高管薪酬存在较为严重的粘性特征，薪酬随业绩上升的幅度与薪酬随业绩下降的幅度的比值达到了1.6倍［0.051/（0.051-0.019）］。这也证实了高管薪酬存在粘性。再看加入了女性高管变量的模型（4），该值只有1.14倍［0.067/（0.067-0.008）］，远远小于女性高管调节前的1.6倍，再次证明女性高管发挥了其对薪酬粘性的抑制作用。

Change模型对高管薪酬粘性及女性高管

表8对其抑制性检验结果

模型（3）模型（4）变量参数估计值t值p值参数估计值t值p值△lndnp0.051∗∗∗7.160.0000.067∗∗∗4.810.000△female1×downlndnp×-0.008-0.060.952△downlndnp×-0.019∗-1.930.053-0.046∗∗-2.440.015female1×△-0.001-0.020.984downlndnp-0.022∗∗-2.520.012-0.033∗∗∗-2.880.004female10.0220.440.663govern-0.044∗∗∗-5.120.000-0.049∗∗∗-4.490.000share-0.0010.230.819-0.000-0.620.535size-0.004-0.950.342-0.004-0.820.413dual-0.011-1.290.1970.0050.470.640rate-0.150∗∗-2.390.017-0.321∗∗∗-4.080.000lever0.0797∗∗∗3.520.0000.062∗∗2.220.027yearind控制控制横截距0.255∗∗∗3.010.0030.306∗∗∗2.840.005样本数68346834Adj.R20.03610.0325五、结论

本文以高管薪酬是否存在粘性特征为出发点，发现以剔除非经常性损益后的净利润（dnp）作为业绩衡量标准时，高管薪酬与业绩之间的敏感性会显著降低，二者之间出现粘性特征。同时，本文引入女性高管作为调节变量来检验其是否对薪酬粘性有抑制作用，结果发现女性高管能够降低薪酬粘性。另外，为了深入研究女性高管的调节作用，本文还按照

女性高管的职位高低和市场竞争强弱将样本进行分组。经对比发现，女性高管职位越高，对薪酬的决定作用越大，对薪酬粘性的抑制作用越明显，而位于较低职位的女性高管，虽然对薪酬粘性有一定的抑制作用，但效果不明显。而且女性高管对薪酬粘性的抑制作用不受市场竞争的影响，即无论是位于竞争较强的市场还是处于竞争较弱的市场，薪酬粘性都存在，女性高管都可以发挥对薪酬粘性的抑制作用。

本文的启示有：第一，企业中衡量业绩的指标有多种，有的业绩指标容易被管理层操控，有的则能真实反映企业的经营状况。因此，应用最优契约理论时，可选择一种或多种适合的业绩指标作为高管薪

酬的制定基础。这不仅会抑制管理层的自利行为，还能降低薪酬粘性，增强薪酬业绩敏感性。第二，女性高管的社会责任感、道德意识、价值观、个性均有别于男性高管，她们凭借独特的性别优势可以发挥对薪酬粘性的抑制作用。因此为了使内部治理机制更加完善，企业应该提高女性在公司中的地位，增加女性高管在管理层中的比例。在可能的情况下，可以像独立董事一样以法律法规的形式确定女性高管的比重。第三，市场竞争作为外部治理机制，有效地发挥了其监督作用，但也容易成为管理层不努力工作导致业绩下降却不愿降低薪酬的借口。女性高管在市场竞争较强的行业仍能发挥对薪酬粘性的抑制作用。因此，只有将内部治理机制和外部治理机制相结合，才能达到最优的治理效果。

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作者单位：广东财经大学会计学院，广州510320