孫再凌，蔡宇瑩，趙雨亭

（內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070）

一、引言

董事成員雄厚的社會(huì)資本無(wú)疑會(huì)為企業(yè)經(jīng)營(yíng)帶來(lái)紅利，但從群體決策層面分析，“全明星”陣容的董事會(huì)可能會(huì)陷入成員間對(duì)地位爭(zhēng)奪的漩渦，增加許多無(wú)效討論的時(shí)間，從而降低董事會(huì)監(jiān)督管理層的能力［1］。有學(xué)者提出，董事會(huì)成員社會(huì)資本差異較大時(shí)，董事會(huì)內(nèi)部能夠建立清晰的非正式層級(jí)［2］。層級(jí)的產(chǎn)生，可以使董事會(huì)內(nèi)部達(dá)成一致意見，提高決策效率和監(jiān)管能力［3，4］。同時(shí)學(xué)術(shù)界也基于中國(guó)背景下對(duì)董事會(huì)非正式層級(jí)的治理效力進(jìn)行了多方面的探討，比如企業(yè)績(jī)效、企業(yè)資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)行為等［5-11］。在此研究基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步探索董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)費(fèi)用粘性的關(guān)系：一方面，現(xiàn)有研究有關(guān)董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)內(nèi)部運(yùn)營(yíng)決策研究相對(duì)較少；另一方面，董事會(huì)非正式層級(jí)能否對(duì)公司治理產(chǎn)生積極效果仍存在一定爭(zhēng)議［6］。費(fèi)用粘性是經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)下滑時(shí)企業(yè)資源配置決策的體現(xiàn)，是企業(yè)運(yùn)營(yíng)效率和風(fēng)險(xiǎn)不同方面的重要表現(xiàn)［12，13］。企業(yè)存在費(fèi)用粘性現(xiàn)象，則收入下降時(shí)利潤(rùn)會(huì)加速下滑，同時(shí)說(shuō)明企業(yè)資源配置不當(dāng)，難以適應(yīng)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，容易陷入經(jīng)營(yíng)困境［14］。近年來(lái)，受疫情等影響，我國(guó)企業(yè)普遍存在收入下滑現(xiàn)象，在費(fèi)用粘性現(xiàn)象中考察董事會(huì)非正式層級(jí)的作用，探討抑制費(fèi)用粘性的新途經(jīng)，控制利潤(rùn)下滑速度，具有一定現(xiàn)實(shí)意義?；诖?，文章采用實(shí)證分析的方法，對(duì)董事會(huì)非正式層級(jí)與費(fèi)用粘性的關(guān)系進(jìn)行分析，并驗(yàn)證兩者間的作用渠道，以期能夠豐富費(fèi)用粘性影響因素方面的研究。

本文的研究貢獻(xiàn)，表現(xiàn)在如下三個(gè)方面：首先，本文從董事會(huì)個(gè)體層面入手，分析與董事成員兼職數(shù)量、董事的政治關(guān)系、董事的影響力相關(guān)的非正式層級(jí)對(duì)費(fèi)用粘性的影響，為更好地認(rèn)識(shí)董事會(huì)非正式層級(jí)與費(fèi)用粘性的關(guān)系，提供了理論指導(dǎo)與證據(jù)支撐。第二，區(qū)別于以往學(xué)者通過(guò)某一種學(xué)說(shuō)來(lái)闡釋董事會(huì)非正式層級(jí)的意義，本文以預(yù)期地位理論為主，輔以關(guān)系契約理論進(jìn)行分析，可以較為系統(tǒng)和全面地理解董事會(huì)非正式層級(jí)的作用機(jī)制，拓寬組織中非正式層級(jí)的研究［3，9，11］。第三，現(xiàn)有公司治理相關(guān)法律規(guī)范，只對(duì)董事會(huì)正式結(jié)構(gòu)等作詳細(xì)的安排，忽略對(duì)董事會(huì)運(yùn)行過(guò)程的重視，最終導(dǎo)致董事會(huì)治理合規(guī)性得到改善而有效性不足［15］。文章研究結(jié)論為相關(guān)政策制定者探索發(fā)揮董事會(huì)在公司治理中的有效作用提供政策依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧

（一）費(fèi)用粘性的相關(guān)研究

費(fèi)用粘性（Cost Stickiness）是指企業(yè)業(yè)務(wù)量上升，成本費(fèi)用支出變化的幅度超過(guò)企業(yè)業(yè)務(wù)量下降時(shí)的變化幅度的情況［16］。Anderson等人以美國(guó)上市公司為研究對(duì)象，首次驗(yàn)證了成本這種非對(duì)稱變動(dòng)現(xiàn)象，部分上市公司近20年財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)表明，銷管費(fèi)用（包括銷售費(fèi)用、一般費(fèi)用和管理費(fèi)用）在業(yè)務(wù)量每增加1%時(shí)增長(zhǎng)了0.55%，而在業(yè)務(wù)量每下降1%時(shí)只減少了0.35%［16］。針對(duì)這一現(xiàn)象，Anderson等人借用了經(jīng)濟(jì)學(xué)中價(jià)格粘性的定義，即價(jià)格的調(diào)整慢于商品市場(chǎng)供求關(guān)系的變化，定義這種費(fèi)用調(diào)整慢于業(yè)務(wù)量變化的現(xiàn)象為“（成本）費(fèi)用粘性”。

大部分學(xué)者研究的結(jié)果表明，費(fèi)用粘性對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)不利，是企業(yè)資源錯(cuò)配的表現(xiàn)，會(huì)導(dǎo)致企業(yè)投資不足以及經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)增大［14，17，18］。蔣德權(quán)認(rèn)為費(fèi)用粘性會(huì)擠占企業(yè)現(xiàn)金流，是一種資源的閑置，因而在企業(yè)可用于投資資源有限的前提下，費(fèi)用粘性會(huì)導(dǎo)致企業(yè)投資不足［17］。為降低費(fèi)用粘性的負(fù)面影響，學(xué)界從費(fèi)用粘性的成因出發(fā)，以探索抑制粘性的機(jī)制和渠道。國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，管理者行為，特別是其機(jī)會(huì)主義（自利）行為是導(dǎo)致費(fèi)用粘性的重要原因［12，19］。孫錚和劉浩研究認(rèn)為，經(jīng)理人的薪酬作為費(fèi)用的一部分，面對(duì)收入的波動(dòng)，經(jīng)理人更偏向于維持或擴(kuò)大費(fèi)用規(guī)模，而非減少，從而產(chǎn)生“粘性”現(xiàn)象［12］。秦興俊和李糧以并購(gòu)重組次數(shù)及規(guī)模、自由現(xiàn)金流、經(jīng)理人任期，以及薪酬結(jié)構(gòu)作為管理者自利行為的代理變量，實(shí)證檢驗(yàn)其與費(fèi)用粘性呈正相關(guān)的關(guān)系［20］。因此監(jiān)督和制約管理者行為，是控制企業(yè)費(fèi)用粘性的較好出發(fā)點(diǎn)。董事會(huì)作為約束管理者行為的利器，一直備受學(xué)者關(guān)注。

（二）董事會(huì)治理與費(fèi)用粘性

董事會(huì)治理對(duì)費(fèi)用粘性影響的研究，主要圍繞董事會(huì)正式結(jié)構(gòu)、過(guò)程、獨(dú)立性，以及非正式因素等。一般而言，較大的董事會(huì)規(guī)模、較高的獨(dú)董比例以及兩職分離情況，可以通過(guò)提高董事會(huì)監(jiān)督能力以及保持其決策的獨(dú)立性來(lái)控制費(fèi)用粘性［21］。董事會(huì)治理過(guò)程主要指董事會(huì)會(huì)議頻率的影響。高頻率的董事會(huì)會(huì)議可以反映董事會(huì)治理的積極性，同時(shí)會(huì)議也給予董事間更多的溝通時(shí)間，更加了解企業(yè)資源配置情況和監(jiān)督管理層，進(jìn)而抑制費(fèi)用粘性［22］。董事會(huì)與高管之間的關(guān)聯(lián)程度是董事會(huì)獨(dú)立性的重要指標(biāo)。張俊瑞等研究高管與獨(dú)立董事社會(huì)關(guān)系對(duì)費(fèi)用粘性的影響，研究發(fā)現(xiàn)兩者間現(xiàn)在或以往共同的任職經(jīng)歷削弱董事會(huì)獨(dú)立性以及監(jiān)督能力，強(qiáng)化“機(jī)會(huì)主義”引起的費(fèi)用粘性，隨著獨(dú)立董事的離任，這種情況得到改善［23］。杜興強(qiáng)和殷敬偉則從董事長(zhǎng)-CEO間可能的聯(lián)結(jié)關(guān)系出發(fā)，認(rèn)為當(dāng)兩者姓氏一致時(shí)，盡管董事會(huì)獨(dú)立性隱形層面可能會(huì)受影響，但雙方間產(chǎn)生的身份認(rèn)同感成為規(guī)范CEO行為的一種機(jī)制，從而導(dǎo)致費(fèi)用粘性降低［24］。董事會(huì)非正式因素是指考慮董事會(huì)在具體人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征和社會(huì)資本對(duì)費(fèi)用粘性的影響。陳豪力從董事長(zhǎng)早年經(jīng)歷出發(fā)，考察青少年時(shí)期經(jīng)歷的饑荒經(jīng)歷對(duì)粘性的影響，研究結(jié)果表明饑荒經(jīng)歷會(huì)改變董事長(zhǎng)樂(lè)觀預(yù)期，會(huì)使董事長(zhǎng)傾向于保守決策，從而削弱企業(yè)成本粘性［25］?？梢?，董事會(huì)治理是抑制費(fèi)用粘性的重要因素，而董事會(huì)非正式層級(jí)作為董事會(huì)發(fā)揮治理效用的渠道之一，其對(duì)企業(yè)費(fèi)用粘性的影響尚未受到足夠關(guān)注。

（三）董事會(huì)非正式層級(jí)的治理效果

組織層級(jí)可以理解為個(gè)體根據(jù)一個(gè)或多個(gè)有價(jià)值的社會(huì)維度的排序，權(quán)力和地位是層級(jí)重要的兩個(gè)維度，以權(quán)力為基礎(chǔ)的是正式層級(jí)，而以地位為基礎(chǔ)的是非正式層級(jí)［26］。董事會(huì)非正式層級(jí)的構(gòu)建，是以社會(huì)資本差異性為基礎(chǔ)的。非正式層級(jí)在董事間交流和互動(dòng)過(guò)程中產(chǎn)生，是成員們基于對(duì)彼此能力和影響力的排序而逐步形成的隱形紐帶［3］。研究認(rèn)為，董事會(huì)各成員間地位差異越大，團(tuán)體所形成的非正式層級(jí)越清晰。層級(jí)有助于滿足群體成員減少不確定性和認(rèn)知的需求，即誰(shuí)的觀點(diǎn)值得關(guān)注、誰(shuí)應(yīng)該是正確的、應(yīng)該服從誰(shuí)的指令、哪些信息可以被忽略，以及如何對(duì)待特定的他人提供一致的方案，因而被群體所需要［27］。董事會(huì)的工作描述模糊不清，分工不明確，難以通過(guò)正式的規(guī)則和程序?qū)ぷ鬟M(jìn)行指導(dǎo)［28］。且基于一人一票的決策規(guī)則，董事會(huì)成員（包括董事長(zhǎng)）在顯性層面上地位是平等的，不存在正式的層級(jí)，因而需要非正式層級(jí)來(lái)彌補(bǔ)層級(jí)的空缺［5，7］。此外，董事會(huì)若缺乏明顯的地位差距認(rèn)知，會(huì)導(dǎo)致成員間無(wú)效爭(zhēng)論增多，難以在有效的會(huì)議時(shí)間對(duì)決策等達(dá)成共識(shí)，容易被管理者干預(yù)其意志，因而董事會(huì)需要隱形力量——非正式層級(jí)來(lái)減少?zèng)_突，提升決策效率和監(jiān)管能力［29］。

現(xiàn)有研究表明，董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)于企業(yè)決策行為具有異質(zhì)性的影響。積極層面而言，董事會(huì)非正式層級(jí)提高了董事會(huì)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)信息的有效整合和利用，避免董事成員間無(wú)效的決策爭(zhēng)論和沖突，繼而提升決策效率和決策質(zhì)量［5］。比如在制定戰(zhàn)略決策時(shí)，非正式層級(jí)可以簡(jiǎn)化決策程序，降低戰(zhàn)略變革的復(fù)雜程度，幫助企業(yè)加快戰(zhàn)略決策的制定［30］。同時(shí)非正式層級(jí)被認(rèn)為是基于董事成員間的信任所建立的，可以增強(qiáng)成員凝聚力，避免少部分董事成員被管理者所控制，保持董事會(huì)決策獨(dú)立性［9］。但也有學(xué)者認(rèn)為非正式層級(jí)可能減少多元化思想的碰撞和信息的共享，導(dǎo)致決策所包含有效信息減少，給企業(yè)帶來(lái)非理性投資增加等負(fù)面影響［31］。武立東等研究發(fā)現(xiàn)，非正式層級(jí)可以使董事成員間相互結(jié)盟，形成小團(tuán)體競(jìng)爭(zhēng)，減少了決策多元化意見，但同時(shí)使得決策過(guò)程中決策信息源減少，最終降低決策質(zhì)量［31］。而有關(guān)非正式層級(jí)對(duì)決策結(jié)果的影響，同樣具有爭(zhēng)議。較多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于企業(yè)績(jī)效，非正式層級(jí)具有正面的影響力，在相同條件下，越清晰的非正式層級(jí)，越有助于績(jī)效的提高［2，5，7］。黃文鋒等在對(duì)國(guó)有企業(yè)董事會(huì)治理與公司績(jī)效進(jìn)行研究中發(fā)現(xiàn)，非正式層級(jí)清晰度與公司績(jī)效負(fù)相關(guān)，這一結(jié)果與其他學(xué)者的研究成果相異［6］。

總體而言，董事會(huì)非正式層級(jí)治理效果具有異質(zhì)性，且相關(guān)研究還沒(méi)有涉及企業(yè)成本管理方面。基于現(xiàn)有研究的不足，本文選取從費(fèi)用粘性的角度，分析董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)于企業(yè)資源配置決策的作用，可以拓展董事會(huì)對(duì)于費(fèi)用粘性治理效果的研究，為更好地理解公司治理環(huán)境與企業(yè)資源配置之間的關(guān)系提供幫助。

（四）董事會(huì)非正式層級(jí)的測(cè)量

在組織管理研究中，層級(jí)清晰度通常通過(guò)基尼系數(shù)或者變異系數(shù)來(lái)測(cè)量，系數(shù)越大，表明組織層級(jí)越清晰。He和Huang在確定各董事地位賦值的條件下，采用基尼系數(shù)和變異系數(shù)進(jìn)行測(cè)量，得到層級(jí)系數(shù)幾乎一致，因而可以取兩者之一作為參考［2］。而有關(guān)董事個(gè)體地位的測(cè)量，He和Huang以董事外部兼職數(shù)量作為衡量指標(biāo)，國(guó)內(nèi)部分學(xué)者也以此作為參考進(jìn)行了衡量［7］。張耀偉等在此基礎(chǔ)上添加中國(guó)情景的考慮，地位測(cè)量包含董事兼任政府職務(wù)或重要協(xié)會(huì)任職的情況［5］。武立東等又加入家族成員這一背景的影響［31］。陳仕華和張瑞彬則以兼職數(shù)量、媒體關(guān)注度、政治關(guān)聯(lián)作為因素，測(cè)量董事地位［3］。綜合以上，我們認(rèn)為在中國(guó)情景下，政治關(guān)聯(lián)是董事可能帶給組織紅利的重要渠道，兼職數(shù)量則是董事能力的體現(xiàn)，加之媒體關(guān)注度會(huì)影響成員間影響力的判斷，因而本文借鑒陳仕華和張瑞彬的做法，對(duì)董事個(gè)人地位進(jìn)行測(cè)量，再以基尼系數(shù)測(cè)量出董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度。

三、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）理論基礎(chǔ)

1.預(yù)期地位理論

預(yù)期地位理論（Expectation State Theory）認(rèn)為，群體成員會(huì)根據(jù)彼此間能力和影響力的差異對(duì)自身在群體中的地位進(jìn)行預(yù)測(cè)，從而形成非正式層級(jí)，也就是地位層級(jí)（status hierarchy），且差異越大，層級(jí)越為清晰［32］。個(gè)人能力和影響力越大，越能得到成員的信任和尊重，占據(jù)層級(jí)中越高的位置［33］。對(duì)個(gè)人能力和影響力的衡量，主要源于以下三個(gè)維度：一是成員所控制資源；二是成員對(duì)群體可能的貢獻(xiàn)；三是如性別、年齡和政治背景等個(gè)人特征［26，32］。

群體成員預(yù)期地位的差異會(huì)影響成員間的互動(dòng)，具體表現(xiàn)為高層級(jí)成員的領(lǐng)導(dǎo)行為與低層級(jí)成員的順從行為，越為清晰的層級(jí)，領(lǐng)導(dǎo)和順從行為強(qiáng)度越大［2］。高層級(jí)成員往往更為自信，且出于維護(hù)自身聲譽(yù)的動(dòng)機(jī)，更愿意將資源投入企業(yè)中，重視決策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，同時(shí)在團(tuán)隊(duì)發(fā)生爭(zhēng)執(zhí)時(shí)，充當(dāng)“仲裁者”角色，對(duì)沖突雙方進(jìn)行調(diào)解，并達(dá)成一致意見［2］。低層級(jí)成員則體現(xiàn)為順從行為，順從行為也分為主動(dòng)順從和被動(dòng)順從。主動(dòng)順從是指出于對(duì)高層級(jí)成員能力的認(rèn)可和對(duì)其績(jī)效貢獻(xiàn)的期望［26］。在互動(dòng)過(guò)程中，低層級(jí)成員往往更依賴和信任高層級(jí)成員，發(fā)表更少的反對(duì)意見，且避免沖突［3］。被動(dòng)順從是指為了避免高層級(jí)成員的敵意以及其他成員的排擠，即使成員所發(fā)表意見錯(cuò)誤，低層級(jí)成員也選擇遵從［2］。

董事會(huì)非正式層級(jí)正是基于能力和影響力的差距而形成的地位層級(jí)［2］。由于董事會(huì)是非績(jī)效團(tuán)隊(duì)，專業(yè)性知識(shí)和能力不能直接在履職過(guò)程中體現(xiàn)，董事會(huì)成員能力和影響力的測(cè)量一般基于個(gè)體顯性資源因素，包括社會(huì)資本和中國(guó)情景下較為重要的政治聯(lián)系［2，32］。

2.關(guān)系契約理論

Macneil提出，人與人之間存在一種關(guān)系性的交換關(guān)系，稱為契約。契約有幾個(gè)基礎(chǔ)性特點(diǎn)，包括交往過(guò)程中私人關(guān)系的嵌入，交換物品難以被估值，交換持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)且延續(xù)時(shí)間不確定，契約成功依賴于交換雙方的合作，共同分享的收益和成本難以平均分?jǐn)?，包含隱形的義務(wù)，難以被轉(zhuǎn)讓，包含多個(gè)交換者，交換者對(duì)利他行為有期望，履行契約過(guò)程需要協(xié)調(diào)等，同時(shí)Macneil指出關(guān)系契約治理不僅依賴對(duì)契約結(jié)構(gòu)的計(jì)劃，還依賴于契約履行過(guò)程中的社會(huì)過(guò)程和社會(huì)規(guī)則。其中社會(huì)過(guò)程包括交易雙方間互動(dòng)過(guò)程及信息交流，社會(huì)規(guī)則類似于交往過(guò)程中逐步形成的一種約定的習(xí)俗，包括信任、團(tuán)結(jié)和相互性［34］。以上是關(guān)系契約理論（Relational Contract Theory）的主要內(nèi)容。而董事會(huì)正式規(guī)則較為模糊，我國(guó)法律和公司章程對(duì)于董事的職位義務(wù)描述不清，只具有簡(jiǎn)單的決策和表決規(guī)則，董事會(huì)是具有明顯關(guān)系契約的團(tuán)體，因而更需要社會(huì)過(guò)程和隱形的社會(huì)規(guī)則來(lái)協(xié)調(diào)成員間的關(guān)系［7］。

基于成員間能力和影響力差異，董事會(huì)非正式層級(jí)得以形成。而能力和影響力的判斷依賴于成員的主觀思想，成員所在層級(jí)依賴于互動(dòng)過(guò)程中被信任和尊重的程度，是關(guān)系契約的體現(xiàn)［2，4］。在信任和尊重的社會(huì)規(guī)則指導(dǎo)下，低層級(jí)成員往往會(huì)順從高層級(jí)成員，減少團(tuán)隊(duì)間沖突和地位爭(zhēng)奪，高層級(jí)成員則對(duì)低層級(jí)成員更為包容，鼓勵(lì)低層級(jí)成員發(fā)表意見來(lái)得到他們的認(rèn)同［3］。

（二）研究假設(shè)

基于以上理論分析，董事會(huì)非正式層級(jí)可能從以下兩個(gè)方面影響費(fèi)用粘性。一方面，清晰的非正式層級(jí)可以減少董事間沖突，提升董事會(huì)資源配置決策質(zhì)量，減少企業(yè)資源錯(cuò)配行為，從而降低費(fèi)用粘性。費(fèi)用粘性是管理者自利行為導(dǎo)致企業(yè)資源錯(cuò)配的體現(xiàn)［14］。企業(yè)進(jìn)行資源配置時(shí)，若董事會(huì)不能及時(shí)達(dá)成一致意見，決策容易被管理層自利行為所主導(dǎo)，導(dǎo)致資源錯(cuò)配，產(chǎn)生費(fèi)用粘性。從預(yù)期地位理論可知，清晰的董事會(huì)非正式層級(jí)使董事們更容易達(dá)成共識(shí)，董事有了在組織中的定位，工作任務(wù)也更為清晰，從而減少不確定性和認(rèn)知缺乏［27］。此時(shí)，地位低的成員會(huì)更傾向于順從地位高的成員，因而成員間發(fā)生沖突的可能性減少，在對(duì)公司決策進(jìn)行討論時(shí)，更容易達(dá)成一致意見，提升決策效率，避免決策因拖延而受管理層控制［3，26］。以上推理存在一點(diǎn)質(zhì)疑，即地位差異可能會(huì)抑制多元化的意見，長(zhǎng)期的壓抑可能會(huì)激起低層級(jí)成員對(duì)地位的競(jìng)爭(zhēng)欲望，從而使得成員間發(fā)生地位沖突［28］。但從關(guān)系契約理論出發(fā)，非正式層級(jí)是建立在董事成員之間尊重和信任的基礎(chǔ)上，低層級(jí)成員的順從是源于對(duì)高層級(jí)成員過(guò)往經(jīng)驗(yàn)和預(yù)期會(huì)為組織做貢獻(xiàn)的能力的認(rèn)可，因而是一種隱形的關(guān)系契約，而非具有強(qiáng)制性的正式契約［4］。且低層級(jí)成員的順從基于自身理性判斷的結(jié)果，并不會(huì)盲目順從［5］。其次，層級(jí)的優(yōu)越性賦予高層級(jí)領(lǐng)導(dǎo)者自信心和安全感，使他們對(duì)不同的意見更具有包容性，鼓勵(lì)低層級(jí)成員發(fā)表意見來(lái)得到他們的認(rèn)同，從而加強(qiáng)了成員間溝通交流，提高資源決策質(zhì)量［9］。綜合以上，清晰的董事會(huì)非正式層級(jí)可以提高董事會(huì)資源配置決策質(zhì)量，減少管理自利行為的干預(yù)，優(yōu)化企業(yè)資源配置，從而降低費(fèi)用粘性。

另一方面，清晰的董事會(huì)非正式層級(jí)通過(guò)加強(qiáng)董事會(huì)監(jiān)督的動(dòng)機(jī)以及強(qiáng)化監(jiān)督能力，提升企業(yè)信息公開程度，使管理者機(jī)會(huì)主義行為更容易被識(shí)別，從而達(dá)到抑制效用，進(jìn)而降低費(fèi)用粘性。由預(yù)期地位理論可知，越高層級(jí)的成員兼職董事數(shù)量越多或者具有更強(qiáng)政治關(guān)聯(lián)及社會(huì)影響力，基于維護(hù)自身聲譽(yù)和進(jìn)一步提高在資本市場(chǎng)中影響力的動(dòng)機(jī)，越可能主動(dòng)為企業(yè)獲取信息和資源履行監(jiān)督職能，對(duì)管理者消極對(duì)待資源削減行為起到強(qiáng)有力的監(jiān)督作用，減少其自利行為［10］。同時(shí)清晰的非正式層級(jí)有利于構(gòu)建董事間多維溝通網(wǎng)絡(luò)，使成員間享有更多信息和知識(shí)的共享，董事會(huì)可獲得更多與資源配置決策相關(guān)的信息，降低董事與管理層對(duì)經(jīng)營(yíng)信息了解的不對(duì)稱程度，更容易識(shí)別管理層機(jī)會(huì)主義行為，從源頭上制止費(fèi)用粘性的發(fā)生［11］。

總體而言，清晰的董事會(huì)非正式層級(jí)使董事間沖突減少，增加了溝通及信息共享，從而提升決策質(zhì)量；同時(shí)增強(qiáng)董事對(duì)管理層的監(jiān)督動(dòng)機(jī)和能力，形成威懾和防范的影響力，減少管理層自利活動(dòng)存在的空間，從而減低費(fèi)用粘性?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)：

H1：董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度越高，企業(yè)費(fèi)用粘性水平越低。

企業(yè)不可能在“真空”中運(yùn)行，受到政治經(jīng)濟(jì)環(huán)境變動(dòng)的影響，董事會(huì)決策過(guò)程必然會(huì)面臨舊政策仍未很好適應(yīng)且新政策頻繁出臺(tái)的局面。經(jīng)濟(jì)政策不確定程度增加，意味著企業(yè)面臨的外部環(huán)境更為復(fù)雜，潛在風(fēng)險(xiǎn)也越大。Forbes和Milliken指出，越是在復(fù)雜且混亂的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，董事成員接收外界的信息差異性更大，同時(shí)面對(duì)決策數(shù)量增多、決策時(shí)間的問(wèn)題，溝通更難以達(dá)成一致，且決策程序容易發(fā)生缺漏［35］。經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度提高，信息數(shù)量增加，時(shí)效性卻降低，董事會(huì)對(duì)于信息判斷的準(zhǔn)確度下降，從而更加依賴非正式層級(jí)發(fā)揮資源整合的作用。非正式層級(jí)的存在，加強(qiáng)了董事成員之間的溝通和互動(dòng)，提升董事對(duì)于企業(yè)管理決策相關(guān)問(wèn)題的理解水平，加速推進(jìn)成本費(fèi)用的調(diào)整以適應(yīng)政策變動(dòng)，減少管理層自利活動(dòng)的干擾，進(jìn)而減少費(fèi)用粘性?；诖耍覀兲岢鲆韵录僭O(shè)：

H2：當(dāng)企業(yè)處于經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度高的情景下，董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度與費(fèi)用粘性相關(guān)關(guān)系增強(qiáng)。

在所有權(quán)和經(jīng)驗(yàn)權(quán)分離的現(xiàn)代企業(yè)，董事會(huì)成員是由股東投票選舉產(chǎn)生，是股東監(jiān)督管理層的代理機(jī)構(gòu)，成員的決策觀點(diǎn)和意見體現(xiàn)的是股東意志，特別是大股東的意志。在對(duì)董事成員的選擇上，往往受到大股東的默認(rèn)許可，因而處于非正式層級(jí)較高層級(jí)成員的決策思想也受到股東的支持，進(jìn)一步強(qiáng)化高層級(jí)成員的影響力。因此，在股權(quán)集中度較高的企業(yè)中，高層級(jí)成員的決策意見不僅受到低層級(jí)成員的認(rèn)可，同時(shí)也容易得到控股股東的推崇，決策意見更容易通過(guò)，進(jìn)一步提升董事會(huì)決策的效率，強(qiáng)化董事會(huì)非正式層級(jí)降低費(fèi)用粘性的作用力?；谝陨戏治?，提出以下假設(shè)：

H3：股權(quán)集中度越高，董事會(huì)非正式層級(jí)與費(fèi)用粘性相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)。

四、數(shù)據(jù)來(lái)源和研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度指標(biāo)，從CSMAR及CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)中獲得董事兼職企業(yè)數(shù)量數(shù)據(jù)、部分董事政治關(guān)聯(lián)信息，同時(shí)通過(guò)巨潮數(shù)據(jù)網(wǎng)、新浪財(cái)經(jīng)網(wǎng)、企業(yè)年報(bào)渠道手工收集數(shù)據(jù)，對(duì)相關(guān)信息進(jìn)行完善，通過(guò)分析及統(tǒng)計(jì)6家媒體文章內(nèi)容來(lái)獲得董事積極及中性報(bào)道數(shù)量數(shù)據(jù)①，其他董事會(huì)及企業(yè)層面指標(biāo)數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，中國(guó)各省份國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)比率數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性指標(biāo)來(lái)自于網(wǎng)站：http：／／www.policyuncertainty.com／china_epu.html。

由于董高監(jiān)個(gè)人特征數(shù)據(jù)從2008年開始具體公布，本文數(shù)據(jù)選擇從2008年起。以滬深A(yù)股部分上市公司為樣本，樣本年限區(qū)間為2008至2019年，并做出以下處理程序：刪除金融業(yè)公司、已退市公司、當(dāng)年被列為ST*、ST、PT名單的公司、當(dāng)年新上市的樣本；刪除信息不足的樣本；刪除公司未上市時(shí)披露的數(shù)據(jù)。

（二）變量定義

1.董事會(huì)非正式層級(jí)的衡量

董事會(huì)非正式層級(jí)（hierarchy）清晰度的測(cè)量分兩步進(jìn)行，第一步構(gòu)造董事個(gè)人地位指標(biāo)；第二步以個(gè)人地位指標(biāo)為基礎(chǔ)，測(cè)量出層級(jí)的清晰度。

（1）董事個(gè)人地位指標(biāo)包括董事兼職數(shù)量、董事的政治關(guān)聯(lián)以及董事的影響力。董事兼職數(shù)量?jī)H考慮作為非獨(dú)董的兼職企業(yè)數(shù)量。董事的政治關(guān)聯(lián)賦值分不同層級(jí)，其中具有中央政府關(guān)聯(lián)的，賦值為2；具有地方政府關(guān)聯(lián)的，賦值為1；其他情況，賦值為0。董事影響力由我國(guó)影響力較大的6家媒體對(duì)董事積極及中性的報(bào)道數(shù)量進(jìn)行衡量，綜合以上三者使用主成分分析方法進(jìn)行合成，獲得董事個(gè)人地位指標(biāo)。

（2）層級(jí)清晰度的測(cè)量：層級(jí)的分化程度可以用基尼系數(shù)來(lái)進(jìn)行測(cè)量，依據(jù)現(xiàn)有研究，做以下測(cè)量，計(jì)算公式如下：

其中，hierarchy表示董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度；y表示董事個(gè)人地位指標(biāo)；ry代表董事在董事會(huì)中地位的排名；cov（y，ry）代表協(xié)方差；N代表董事會(huì)規(guī)模；表示個(gè)人地位指標(biāo)的平均值。hierarchy取值范圍是［0-1］。當(dāng)hierarchy系數(shù)接近1，說(shuō)明董事成員間地位差異大，內(nèi)部所形成的非正式層級(jí)清晰度高；當(dāng)系數(shù)接近0，董事間地位差異小，形成的非正式層級(jí)清晰度低。

2.費(fèi)用粘性測(cè)量模型

Anderson等提出驗(yàn)證和測(cè)量費(fèi)用粘性的模型，模型中費(fèi)用構(gòu)成為美國(guó)企業(yè)“銷售、一般和管理費(fèi)用（SG＆A）”［16］，孫錚和劉浩指出，該費(fèi)用構(gòu)成類似于我國(guó)企業(yè)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中的費(fèi)用支出，而非財(cái)務(wù)方面的費(fèi)用支出［12］。本文主要圍繞企業(yè)費(fèi)用粘性進(jìn)行研究，因而參照梁上坤的做法，本文以銷售和管理費(fèi)用之和作為費(fèi)用變動(dòng)的主體［14］。

同時(shí)以Anderson等模型為基礎(chǔ)進(jìn)行改進(jìn)，結(jié)合我國(guó)學(xué)者相關(guān)研究，檢驗(yàn)上市公司費(fèi)用粘性的存在性，以及董事會(huì)非正式層級(jí)與粘性的關(guān)系。具體模型如下：

其中expri，t代指i公司t年的費(fèi)用變動(dòng)，以當(dāng)年費(fèi)用與上一年費(fèi)用比值取對(duì)數(shù)表示。revri，t代指i公司t年的收入變動(dòng)，以當(dāng)年?duì)I業(yè)收入與上一年收入比值取對(duì)數(shù)表示；Di，t是虛擬變量，若當(dāng)年收入相對(duì)上一年下降則取1，否則取0。該模型主要關(guān)注系數(shù)α1與α2，若α1大于0，α2小于0，意味著收入同等變化幅度下，費(fèi)用向下變動(dòng)幅度比向上變動(dòng)幅度要小，費(fèi)用存在粘性，且α2越小，粘性越大。

3.經(jīng)濟(jì)政策不確定性（epu）

Banker［19］等人編制了我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定指標(biāo)，該指標(biāo)基本能反映當(dāng)前宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性，本文參照相關(guān)研究，選取該指標(biāo)進(jìn)行測(cè)量。因該指標(biāo)是月份統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，借鑒饒品貴和徐子慧的經(jīng)驗(yàn)，將歷年月份數(shù)據(jù)進(jìn)行加總后計(jì)算出平均值，得到經(jīng)濟(jì)政策不確定性的年度數(shù)據(jù)，以年度數(shù)據(jù)除以100作為本文指標(biāo)值［36］。且對(duì)該組數(shù)據(jù)進(jìn)行分類，其中屬于經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度高的年份為2012、2015、2016、2017、2018、2019年，其余年份屬于經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度低的年度。

4.股權(quán)集中度（htop）

本文選取前十大股東持股比例赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)，來(lái)反映企業(yè)股權(quán)集中度。此外以同一年度內(nèi)同一行業(yè)的前十大股東所持有份額中位數(shù)為劃分標(biāo)準(zhǔn)，區(qū)分出股權(quán)集中度高與低的數(shù)據(jù)組，分組進(jìn)行回歸。

5.控制變量

參照梁上坤、Anderson等研究，控制變量包括ABJ模型四個(gè)必要經(jīng)濟(jì)變量（Eco_Var）以及公司層面控制變量（Controls）［14，16］。四個(gè)必要經(jīng)濟(jì)變量包括經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（ecogrowth）、收入是否連續(xù)兩年下降（drev）、人力資本密度（empden）、固定資產(chǎn)密度（assetden）。公司層面控制變量包括企業(yè)盈利水平（croa）、企業(yè)杠桿（lev）、企業(yè)性質(zhì)（state）、企業(yè)規(guī)模（firmsize）、企業(yè)年齡（lnage）。各變量具體說(shuō)明參見表1。

表1 變量定義表

續(xù)表

（三）模型構(gòu)造

1.董事會(huì)非正式層級(jí)與費(fèi)用粘性關(guān)系的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

以上模型主要關(guān)注系數(shù)β2，β3，若β2顯著為負(fù)，β3顯著為正，則說(shuō)明企業(yè)出現(xiàn)費(fèi)用粘性的情況，且董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度越高，越能抑制費(fèi)用粘性。

2.調(diào)節(jié)變量的檢驗(yàn)

有關(guān)經(jīng)濟(jì)政策不確定性調(diào)節(jié)效果檢驗(yàn)，在模型（3）的基礎(chǔ)上分別加入四位交乘項(xiàng)得到模型（4）進(jìn)行檢驗(yàn)。股權(quán)集中度檢驗(yàn)方法類似，以模型（5）進(jìn)行檢驗(yàn)。

五、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況。其中費(fèi)用變動(dòng)（expr）、收入變動(dòng)（revr）等統(tǒng)計(jì)值與梁上坤［14］的研究結(jié)果相接近。董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度（hierarchy）的平均數(shù)為0.120，中位數(shù)（p50）為0.107，最小值為0，最大值為0.618，這說(shuō)明了我國(guó)上市企業(yè)董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度較低，且不同企業(yè)層級(jí)清晰度具有差異。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表

（二）主要變量相關(guān)性分析

表3是主要變量的相關(guān)關(guān)系分析，除了部分與費(fèi)用變動(dòng)及收入變動(dòng)的相關(guān)變量間系數(shù)大于0.4，屬于較強(qiáng)的機(jī)械相關(guān)關(guān)系外，其他變量間相關(guān)系數(shù)均小于0.4。此外，通過(guò)測(cè)算所有變量的方差膨脹因子，該值結(jié)果均小于2，說(shuō)明回歸模型并不具有嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

表3 變量相關(guān)關(guān)系系數(shù)

（三）回歸結(jié)果分析

1.董事會(huì)非正式層級(jí)與費(fèi)用粘性

表4報(bào)告了董事會(huì)非正式層級(jí)與費(fèi)用粘性關(guān)系的回歸結(jié)果。第（1）列僅控制了年份和行業(yè)效應(yīng)，用于驗(yàn)證費(fèi)用粘性的存在。其中收入變動(dòng)（revr）系數(shù)為0.562，說(shuō)明營(yíng)業(yè)收入每增加1%，銷管費(fèi)用增加0.562%；費(fèi)用粘性（D×revr）系數(shù)為-0.320，且在1%水平上顯著，說(shuō)明當(dāng)營(yíng)業(yè)收入每下降1%，銷管費(fèi)用僅下降了0.242%（0.562%-0.320%），費(fèi)用變動(dòng)幅度下降，即企業(yè)存在明顯費(fèi)用粘性現(xiàn)象。

表4 董事會(huì)非正式層級(jí)與費(fèi)用粘性的回歸結(jié)果

續(xù)表

第（2）列中，加入董事會(huì)非正式層級(jí)及其與費(fèi)用粘性的交乘項(xiàng)。一方面，費(fèi)用粘性存在的結(jié)果沒(méi)有發(fā)生改變；另一方面，三項(xiàng)交乘項(xiàng)（D×revr×hierarchy）系數(shù)為0.781，且在1%水平上顯著，說(shuō)明董事會(huì)非正式層級(jí)可以抑制費(fèi)用粘性，即費(fèi)用粘性水平隨著董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度增加而有下降趨勢(shì)，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

第（3）、（4）列中加入相關(guān)控制變量，三項(xiàng)交乘項(xiàng)（D×revr×hierarchy）系數(shù)分別為0.488、0.426、且在5%水平上正向顯著，仍支持假設(shè)H1。

2.基于經(jīng)濟(jì)政策不確定性的分組檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)不同經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境下董事會(huì)非正式層級(jí)與費(fèi)用粘性間的關(guān)系，我們進(jìn)行全樣本及分組回歸，回歸結(jié)果如表5所示。第（1）列以全體樣本進(jìn)行回歸，其中四項(xiàng)交乘項(xiàng)（D×revr×hierarchy×epu）的系數(shù)為0.362，且在1%水平上顯著，這表明，隨著經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高，非正式層級(jí)更能抑制企業(yè)費(fèi)用粘性。第（2）列是經(jīng)濟(jì)政策不確定性高組別，樣本數(shù)為3582；第（3）列為低組別，樣本數(shù)為2718。兩組回歸結(jié)果顯示，三項(xiàng)交乘項(xiàng)（D×revr×hierarchy）系數(shù)在不確定性高組別顯著為正，而在低組別系數(shù)為正但不顯著，由此可以說(shuō)明，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性高的環(huán)境下，董事會(huì)非正式層級(jí)更能降低企業(yè)費(fèi)用粘性，結(jié)果支持假設(shè)H2。

表5 董事會(huì)非正式層級(jí)、經(jīng)濟(jì)政策不確定性和費(fèi)用粘性

3.基于不同股權(quán)集中度的分組檢驗(yàn)

同理，劃分高于同一年份同一行業(yè)股東持股比例中位數(shù)為股權(quán)集中度高組別，其他為低組別，我們對(duì)非正式層級(jí)與費(fèi)用粘性間關(guān)系變化進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表6所示。第（1）列以全樣本進(jìn)行回歸，其中四項(xiàng)交乘項(xiàng)（D×revr×hierarchy×htop）的系數(shù)為1.609，且在5%水平上顯著，這說(shuō)明了，股權(quán)集中度越高，董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)費(fèi)用粘性作用力更強(qiáng)，同時(shí)，第（2）列，即在股權(quán)集中度高的組別，三項(xiàng)交乘項(xiàng)（D×revr×hierarchy）系數(shù)為0.897，且在1%水平上顯著；第（3）列，在股權(quán)集中度低的組別，系數(shù)顯著為-0.288，且在統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著，結(jié)果可以說(shuō)明股權(quán)集中度高的情形下，非正式層級(jí)更能抑制企業(yè)費(fèi)用粘性，以此驗(yàn)證假設(shè)H3。

表6 董事會(huì)非正式層級(jí)、股權(quán)集中度和費(fèi)用粘性

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.傾向得分匹配法（PSM）

為克服由樣本自選擇所引起的內(nèi)生性問(wèn)題，本文通過(guò)傾向得分匹配的方法對(duì)樣本進(jìn)行控制。以分年度、分行業(yè)以變量hierarchy的中位數(shù)作為標(biāo)準(zhǔn)設(shè)置處置組（董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度高）與控制組（董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度低），基于匹配后的樣本進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表7所示。D×revr×hierarchy在清晰度高的組別系數(shù)顯著為正，說(shuō)明董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度高，費(fèi)用粘性水平越低，與前文結(jié)果一致。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：傾向得分匹配法

2.Heckman兩階段模型

同時(shí)，本文嘗試采用Heckman兩階段模型來(lái)解決樣本選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。首先構(gòu)造Probit回歸模型，以確定董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度是否取決于經(jīng)濟(jì)及公司層面的因素，模型如下：

其中，hierarchy_group為i企業(yè)在t年度是否建立董事會(huì)非正式層級(jí)的虛擬變量，當(dāng)hierarchy等于0時(shí)，hierarchy_group取值為0，其他情況取值為1；hierarchy_group＝1時(shí)，表示董事會(huì)非正式層級(jí)已建立，否則為未建立。模型（6）可以計(jì)算得出逆米爾斯比率（Inverse Mills Ratio，簡(jiǎn)稱IMR系數(shù)），同時(shí)將該系數(shù)加入模型（3）進(jìn)行回歸，具體結(jié)果見表8。其中IMR的系數(shù)不顯著，且三項(xiàng)交乘項(xiàng)（D×revr×hierarchy）系數(shù)為0.486，在5%水平下顯著，說(shuō)明樣本不存在明顯的選擇偏差問(wèn)題，結(jié)果與前文一致。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：Heckman兩階段模型

續(xù)表

3.固定效應(yīng)模型測(cè)試

固定效應(yīng)模型有助于解決不隨時(shí)間變化的公司遺漏變量的問(wèn)題，前文引入了混合回歸模型，現(xiàn)引入公司固定效應(yīng)模型并重新進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)結(jié)論如表9所示。第（1）列為全樣本回歸、第（2）列為經(jīng)濟(jì)政策不確定性高組、第（4）列為股權(quán)集中度高組，非正式層級(jí)與粘性的三項(xiàng)交乘項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，而第（3）、（5）列三項(xiàng)交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著，與前文結(jié)果一致。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：固定效應(yīng)模型測(cè)試

續(xù)表

4.制造業(yè)樣本回歸測(cè)試

各行業(yè)之間可能存在系統(tǒng)性差異，這些差異可能會(huì)影響實(shí)證結(jié)果，借鑒He和Huang［2］、梁上坤［14］的經(jīng)驗(yàn)，僅采用制造業(yè)企業(yè)樣本回歸，回歸結(jié)論由表10列出。第（1）列到第（3）列逐步加入控制變量進(jìn)行回歸，第（1）列結(jié)果所示，粘性（D×revr）系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明制造業(yè)企業(yè)存在費(fèi)用粘性現(xiàn)象，第（2）、（3）列董事會(huì)非正式層級(jí)與費(fèi)用粘性的交乘項(xiàng)顯著為正，說(shuō)明非正式層級(jí)清晰度提高，可以抑制費(fèi)用粘性。

表10 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：制造業(yè)樣本回歸測(cè)試

5.改變因變量的衡量

人力成本受到《勞動(dòng)保護(hù)法》的規(guī)定與限制，因而調(diào)整成本較高，導(dǎo)致人力成本粘性可能大于其他費(fèi)用的粘性［14］。本文嘗試將董高監(jiān)薪酬從管理費(fèi)用中剔除，獲得新的費(fèi)用變動(dòng)值（expr1），再進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，結(jié)果如表11所示。第（1）列僅控制了年份和行業(yè)效應(yīng)，其中收入變動(dòng)（revr）系數(shù)為0.569，費(fèi)用粘性（D×revr）系數(shù)為-0.323，且在1%水平上顯著，說(shuō)明減去董高監(jiān)年薪總和的銷管費(fèi)用變動(dòng)仍存在非對(duì)稱性。第（2）、（3）、（4）列中，三項(xiàng)交乘項(xiàng)（D×revr×hierarchy）系數(shù)為0.761、0.462、0.405，且在1%、5%、10%的水平上顯著，該費(fèi)用粘性水平隨著董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度增加而有下降趨勢(shì)，與前文結(jié)果一致。

表11 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：不含董高監(jiān)薪酬的費(fèi)用回歸測(cè)試

六、進(jìn)一步研究

從以往學(xué)者對(duì)于費(fèi)用粘性成因的探討中可知，在信息不對(duì)稱和監(jiān)管不完全的條件下，管理者會(huì)采取一系列的機(jī)會(huì)主義行為來(lái)保證自身利益，使得企業(yè)資源調(diào)整不符合業(yè)務(wù)量的變動(dòng)，使得企業(yè)費(fèi)用表現(xiàn)“粘性”特征。清晰董事會(huì)非正式層級(jí)減少內(nèi)部信息不對(duì)稱程度，從而提高決策效能和監(jiān)督力度，一方面降低了管理者自利行為對(duì)資源分配決策的干預(yù)，另一方面控制并減少管理者的機(jī)會(huì)主義行為，進(jìn)而降低費(fèi)用粘性。基于以上分析，本文依托委托代理理論，從管理者自利行為的中介效應(yīng)出發(fā)，探究董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)費(fèi)用粘性影響渠道的問(wèn)題。

對(duì)于管理者自利行為的衡量指標(biāo)有很多，但由于費(fèi)用粘性通常與企業(yè)資源配置方式相關(guān)，本文借鑒羅煒和朱春艷［37］的做法，選擇總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（acr）作為管理者自利行為的衡量指標(biāo)?？傎Y產(chǎn)周轉(zhuǎn)率快慢體現(xiàn)著管理者對(duì)企業(yè)資產(chǎn)的運(yùn)用效率，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，說(shuō)明同等的資產(chǎn)可取得更多的收入，所以總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，管理者自利行為表現(xiàn)越弱。

本文參考方杰等［38］的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)合模型（3）及模型（7）、（8），檢驗(yàn)董事會(huì)非正式層級(jí)、管理者自利行為與費(fèi)用粘性之間的關(guān)聯(lián)。

表12每一列代表以上三個(gè)模型回歸結(jié)果。第（1）列中，D×reve×hierarchy系數(shù)為0.488，同時(shí)在5%水平下顯著，驗(yàn)證假設(shè)H1的說(shuō)法；第（2）列中，hierarchy系數(shù)為0.211，且在1%水平上顯著，說(shuō)明清晰的董事會(huì)非正式層級(jí)提升了資產(chǎn)的使用效率，并遏制了管理層自利行為；第（3）列中，D×revr×hierarchy系數(shù)為0.424，在10%的水平下顯著，且該值小于第（1）列中該系數(shù)值，說(shuō)明管理者自利行為呈現(xiàn)部分中介效應(yīng)。

表12 董事會(huì)非正式層級(jí)與費(fèi)用粘性作用機(jī)理檢驗(yàn)

七、研究結(jié)論與展望

本文以2008—2019年我國(guó)A股上市公司為主要研究對(duì)象，基于預(yù)期地位理論、關(guān)系契約理論，探討了董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)公司費(fèi)用粘性的影響關(guān)系，具體研究結(jié)果包括：（1）董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度越高，企業(yè)費(fèi)用粘性水平越低。清晰的董事會(huì)非正式層級(jí)可以提升董事會(huì)資源配置決策效率，增強(qiáng)董事會(huì)監(jiān)督能力以及保持董事會(huì)決策的獨(dú)立性，降低資源錯(cuò)配率以及抑制管理者干預(yù)資源配置的自利行為，從而抑制企業(yè)費(fèi)用粘性。（2）經(jīng)濟(jì)政策不確定性高的情景下，董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度與費(fèi)用粘性相關(guān)關(guān)系增強(qiáng)。經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度提高，董事會(huì)更容易發(fā)生溝通混亂和程序缺漏，獲取信息的時(shí)效性下降，對(duì)信息的判斷力也隨之降低，從而更加仰賴非正式層級(jí)對(duì)董事會(huì)資源的整合。（3）股權(quán)集中度高的情景下，董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度與費(fèi)用粘性相關(guān)關(guān)系增強(qiáng)。當(dāng)股權(quán)集中度比較高時(shí)，高層級(jí)成員的決策意見不僅受到低層級(jí)成員的認(rèn)可，同時(shí)也容易得到控股股東的推崇，決策意見更容易通過(guò)，進(jìn)一步提升董事會(huì)決策的效率，強(qiáng)化董事會(huì)非正式層級(jí)降低費(fèi)用粘性的作用力。（4）進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)非正式層級(jí)能夠抑制管理者自利行為，從而抑制費(fèi)用粘性。管理者自利行為在董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)費(fèi)用粘性的影響中呈現(xiàn)部分中介作用。

本文研究結(jié)論具有以下實(shí)踐啟示：其一，本文研究結(jié)果為相關(guān)政策制定者探索發(fā)揮董事會(huì)在公司治理中的有效作用提供政策依據(jù)。本文研究結(jié)論表明不僅董事會(huì)正式結(jié)構(gòu)如董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)董比例可以發(fā)揮治理效用，董事會(huì)非正式層級(jí)也可以優(yōu)化企業(yè)資源配置，改善公司治理環(huán)境。其二，董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度增加可以發(fā)揮公司治理作用，降低費(fèi)用粘性。因此挑選董事成員時(shí)，企業(yè)不應(yīng)追求全明星陣容的董事會(huì)，而應(yīng)塑造適度的非正式層級(jí)，這有助于企業(yè)提高運(yùn)營(yíng)效率、防范宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)推動(dòng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，落實(shí)“三去一降一補(bǔ)”的政策改革措施發(fā)揮積極作用。

本文的不足及未來(lái)研究展望：第一，董事會(huì)非正式層級(jí)的構(gòu)建重點(diǎn)在于董事成員個(gè)人地位的構(gòu)建，現(xiàn)有研究主要根據(jù)公司公布的部分董事成員信息來(lái)進(jìn)行衡量，所獲得指標(biāo)具有普遍性，沒(méi)有考慮到時(shí)代變遷或地域的影響，因而未來(lái)希望通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查或?qū)嶒?yàn)研究等更為精確的方法，研究不同時(shí)期不同區(qū)域企業(yè)董事會(huì)非正式層級(jí)的治理效果；第二，本文探索了董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)費(fèi)用粘性的影響效果，補(bǔ)充了現(xiàn)有董事正式層級(jí)對(duì)費(fèi)用粘性影響效果的研究，而正式層級(jí)和非正式層級(jí)兩者對(duì)費(fèi)用粘性的交互作用還有待研究。

［注 釋］

① 6家媒體包括《中國(guó)證券報(bào)》《證券日?qǐng)?bào)》《中國(guó)經(jīng)營(yíng)報(bào)》《經(jīng)濟(jì)觀察報(bào)》《證券時(shí)報(bào)》《21世紀(jì)新聞報(bào)道》。