(School of Economics and Management, Northwest University, Xi'an 710127, China)
CEO compensation; compensation incentives; analyst following; corporate social responsibility
DOI: 10.15986/j.1008-7192.2019.06.009
备注
为了验证企业社会责任的内外部影响机制,以2010—2017年我国A股上市公司为样本,以CEO薪酬激励及分析师“监督”假说为基础,对CEO薪酬、分析师关注对企业社会责任的影响进行了实证研究。研究发现CEO薪酬越高,企业的社会责任承担水平越高; 分析师关注越多的企业社会责任承担水平越高; 分析师关注会削弱CEO薪酬与企业社会责任之间的正相关关系。同时,进一步研究发现,这种调节关系在CEO为男性群体以及CEO持股时具有显著性。
Based on the sample of A-share listed companies in China from 2010 to 2017, the CEO compensation incentives and the analyst “monitoring” hypothesis, this paper conducts an empirical study of the impact of CEO compensation and analyst following on corporate social responsibility. It is found that the higher compensation that CEO receives, the higher level of social responsibility the corporate should take, and the more attention that the analyst following pollys to, the higher level of corporate social responsibility is expected. In most cases, the analyst following weakens the positive correlation between CEO compensation and corporate social responsibility. Meanwhile, the further research indicates that this regulatory effect is obvious when the CEO is a male group and the CEO is holding shares.
引言
近年来,我国宏观经济的迅猛发展得益于各类企业创造的大量经济财富与价值,微观企业作为经济增长的助推器功不可没,但是与经济高速增长相伴的社会问题也已经严重到了不容忽视的程度,例如长生生物问题疫苗带来的儿童健康问题、江苏盐城响水工业区化工厂爆炸带来的安全生产问题。
2005年10月第十届全国人民代表大会常务委员会第十八次会议通过的《公司法》修改案第5条明确做出规定:“公司从事经营活动,必须遵守法律,……接受政府和社会公众的监督,承担社会责任”,标志着我国企业的社会责任建设已经进入法制化。但是,在企业社会责任法制化之后,企业承担社会责任的水平依旧不高,那么促使企业进行社会责任承担的影响因素到底是什么?
1 文献综述
企业社会责任的动因一直是学者们关注的话题。于连超[1]认为影响企业承担社会责任的因素可以概括为四类: 经济激励、公司治理、组织文化、制度压力。在经济激励层面,田虹[2]发现通信行业上市公司社会责任指数与企业利润呈现显著的正相关关系。陶文杰等[3]发现企业社会责任信息披露与企业财务绩效之间存在相互制约和相互促进的关系。在公司治理层面,衣凤鹏[4]研究发现连锁董事对总体企业社会责任产生显著的正向影响,股权集中度对连锁董事与总体企业社会责任间关系产生正向调节作用。在组织文化方面,辛杰等[5]通过对587位企业家的调查,证实企业家文化价值观中的不确定性规避、长期导向、集体主义都对企业社会责任产生显著正向影响。在制度压力层面,Scott[6]认为企业行为是由外部制度环境决定的,而制度环境因素主要包括规制、规范、文化三个方面。王云[6]研究发现媒体关注会显著增加企业的环保投资,环境规制强度增强了媒体关注这一环境治理作用。张正勇[7]发现企业社会责任报告鉴证对分析师盈利预测准确性的提升效果在财务透明度交底和处于市场化进程较高地区的公司中更加明显。
在研究公司治理作为企业社会责任承担的内部动因中,高管薪酬激励成为一个热点问题。目前国内研究主要将高管薪酬作为一个整体,研究薪酬激励对社会责任承担的作用,如张静[8]发现房地产企业指定合理的高管薪酬激励对于其企业社会责任与企业绩效之间存在正向影响; 蒋尧明等[9]发现公司前三名高管的薪酬水平越高,企业社会责任报告评级水平越高。但是在企业中CEO是高管团队的核心人员,是由董事会聘任的处于企业行政权顶端的高级管理人员,在整个高管团队中对最终决策的形成至关重要,直接关系到企业价值创造和市场表现,将CEO薪酬与高管团队薪酬综合起来难以反映最终决策者薪酬激励的“黑箱”。现有文献表明,上市公司的内外部监督机制能够纠正薪酬契约“偏离理想”的状态,尤其是外部监管环境的改善在很大程度上能够影响薪酬契约的制定和执行[10]。证券分析师作为公司外部治理的重要力量,通过跟踪上市公司,利用其专业知识和技能对上市公司披露的信息进行解读和分析,已成为资本市场重要的信息中介,能够降低信息不对称程度,对管理层行为进行监督,从而提高公司治理水平。因此,将企业承担社会责任的内部CEO薪酬激励作用与外部分析师的“监督”作用整合起来研究企业社会责任承担具有现实意义。
2 理论分析及假设提出
委托—代理关系是一种典型的契约关系。在所有权与控制权分离后,所有者与经营者的目标无法达成趋同,企业管理人员不能控制企业的剩余索取权时,就会产生代理问题。基于该理论,企业社会责任产出具有典型的“团队生产”性质。企业所有者提供企业经营发展的人力与非人力要素,在职业经理人的经营下,所有员工合作产出的企业剩余与CEO的努力程度和贡献难以测度。于是,根据企业剩余支付CEO薪酬的实践中,CEO的努力程度与其获得的薪酬存在一定偏差,这可能导致CEO在获得不合理薪酬时的自利行为,例如提高个人声誉、构筑企业帝国、实施业绩防御等,忽略股东的利益,在企业社会责任上过度投资。从本质上看,CEO薪酬激励可以缓解这种信息不对称,缩小所有者与经营者目标差异。但是基于马斯洛需求理论,CEO在企业中获得的薪酬激励过高时,其个人物质需要得到满足,进而可能追求精神层面的需求,追求个人成就感,追求个人声誉。此时,CEO在企业社会责任上进行大规模投资,目的可能是维护自身的正面形象,提高个人含金量,并且掌握更大的职场流动性和薪酬合约议价能力,从长远上维护自身利益。因此,提出本文的第一个假设:
H1:CEO在企业领取的薪酬总额越高,企业的社会责任承担水平越高。
中小投资者及社会公众等由于处于企业外部,难以获得企业经营的相关信息,上市公司定期发布的财务报告及相关公告就成为投资者及社会公众了解公司的渠道。但是,由于我国证券市场不成熟,投资者及社会公众对于上市公司报表等信息解读能力不强,容易受到上市公司“诱导”,做出不符合自身利益要求的行为。而分析师是资本市场中重要的信息中介,与一般投资者相比拥有较强的信息收集与分析能力,能够向市场传递出有价值的公司信息。这不仅缓解了信息不对称问题,而且对企业施加了“压力”,促使企业减少做出侵害其他利益相关者的行为。同时,高质量的社会责任信息,可以减少证券分析师为甄别其真实性和价值相关性方面投入的时间和精力,从而提高证券分析师关注社会责任信息所能获取的净收益,获得分析师的青睐[11]。分析师关注有助于监督和约束企业管理层,使其采取积极的环境管理行为[12]。 因此,提出本文的第二个假设:
H2:分析师关注越多的企业,社会责任承担水平越高。
分析师关注相当于一个独立的外部监督力量,可以对企业起到一定的监督与约束的作用,是公司治理机制的一个重要组成部分,分析师关注与CEO薪酬激励可以共同对企业社会责任承担产生影响。一方面,分析师的关注及其发布的分析报告会吸引投资者及社会公众对企业经营的关注,CEO薪酬作为CEO治理企业的补偿也会被人所关注。在社会价值观的影响下,CEO高薪酬会促使企业及CEO个人位于较高的关注度下,此时迫于舆论压力以及防范潜在风险的压力,企业可能会为了声誉调整CEO薪酬。特别地,当分析师关注CEO薪酬极高与财务舞弊相关时,企业会在一定程度上调整CEO不合理的薪酬。另一方面,从外部机制出发的学者通常认为分析师作为股东的代理人,能够有效降低管理层和股东之间的信息不对称程度,提高企业治理水平[13]。CEO高薪酬可能促使CEO扩大私人消费支出,满足个人需求,挤占公司可用的投资资金。同时,为了维护CEO个人的社会声誉及影响力,CEO可能在企业的生产经营决策中过度扩大企业社会责任投资,影响投资效率,进而加大CEO与股东之间的代理冲突。分析师关注具有治理作用,可以降低企业的代理成本[14]。因此,分析师关注会抑制CEO高薪酬与企业社会责任的正向关系,即分析师关注在CEO薪酬影响企业社会责任间存在负向调节作用。由此,提出本文的第三个假设:
H3:分析师关注会削弱CEO薪酬与企业社会责任承担之间的正向作用,即分析师关注在CEO薪酬影响企业社会责任承担中的存在负向调节作用。
3 研究设计
3.1 样本来源本文以2010—2017年沪深A股上市公司观测值为初始样本,并对样本按照以下条件进行筛选:(1)剔除金融和保险行业的上市公司观测值, 减少样本观测值在会计制度等方面存在的差异;(2)剔除财务杠杆大于1的资不抵债的上市公司;(3)剔除ST、*ST等存在异常交易状态的上市公司;(4)剔除财务数据缺失及没有分析师关注的上市公司。最终得到1 800个混合横截面数据,并对所有连续变量进行了1%和99%分位的Winsorize缩尾处理(表1)。本文的社会责任评分数据来自和讯网,其他数据来自CSMAR数据库。由于CEO任期数据存在部分错误,对CEO任期数据进行手工核查修正,最后使用STATA12.0进行数据处理。
3.2 变量定义(1)被解释变量。企业社会责任(CSR),借鉴赵蓓[15]、李兰云等[16]对社会责任的衡量,将和讯网发布的的上市公司社会责任总得分作为社会责任履行的代理变量,并对总得分进行对数化处理。评级总得分越高,表明企业社会责任履行水平越高,承担社会责任的积极性越高。
(2)解释变量。CEO薪酬(COMPEN),借鉴赵璐[17]选择CSMAR数据库中上市公司人物特征中CEO报告期报酬总额的自然对数作为该指标的计算方法。
(3)调节变量。分析师关注(Follow),借鉴Gentry 等[18]的做法,采用对上市公司发布盈余预测或者评级报告的分析师人数来度量分析师跟进,如果一个分析师一年内对同一家上市公司发布了多个研究报告,将其视为一个,并对分析师数量加一取对数。
(4)控制变量。本文选择了13个变量作为控制变量,基于CEO个人特征不同控制了CEO在企业的实际任期、年龄、性别、是否兼任董事长及当年CEO是否发生变更,基于CEO薪酬研究控制了CEO是否在企业持股,同时基于企业异质性控制了资产负债率、成长性、规模、盈利性,基于代理理论视角控制了第一大股东持股比例,最后本文控制了年度及行业虚拟变量。相关变量名称、代码及解释见表2。
3.3 模型设定根据前文理论分析及提出的相关假设,本文运用OLS回归构建下列模型检验CEO薪酬与分析师关注对企业社会责任承担的影响。
CSR=α0+α1COMPEN+α2TENURE+α3AGE+
α4LEV+α5GROWTH=α6LNSIZE+α7ROA+
α8HOLDERRATE+α9GENDER+α10IS_SHA
+α11TMTP+α12CEO_CHANGE+YEAR+
INDUSTRY+ε(1)
CSR=β0+β1FOLLOW+β2TENURE+β3AGE+
β4LEV+β5GROWTH+β6LNSIZE+β7ROA+
β8HOLDERRATE+β9GENDER+β10IS_SHA
+β11TMTP+β12CEO_CHANGE+YEAR+
INDUSTRY+ε(2)
另外,为了检验分析师关注对CEO薪酬与企业社会责任的调节作用,本文构建了CEO薪酬与分析师关注的交乘项COMPEN*FOLLOW,具体模型如下。
CSR=γ0+γ1COMPEN+γ2FOLLOW+γ3COMPEN*
FOLLOW+γ4TENURE+γ5AGE+γ6LEV+
γ7GROWTH+γ8LNSIZE+γ9ROA+γ10HOLDERRATE
+γ11GENDER+γ12IS_SHA+γ13TMTP+
γ14CEO_CHANGE+YEAR+INDUSTRY+ε(3)
4 实证分析
4.1 描述性统计表3是对各个连续变量的描述性统计结果。就企业社会责任承担来说,对数化之后的最小值为0.27,最大值为4.39,可以看出原始社会责任总得分存在差异,上市公司社会责任承担水平参差不齐。但由于社会责任均值为3.24,可以说明样本企业社会责任承担水平比较好。CEO薪酬最大值为15.77,均值为13.41,最小值为10.98,可以认为样本企业CEO薪酬处于较高水平。分析师关注最小值为0.69,最大值为3.76,均值为1.87,说明分析师对不同的样本公司关注度不同,整体分析师关注处于较低水平。就控制变量来说,CEO平均任期为3.9年,说明样本企业CEO在企业任职的年限较短。CEO年龄最小为35岁,最大为65岁,平均值为49岁,符合常见的标准。在偿债能力、盈利能力、成长性、规模及股权集中度上,各个样本公司存在较大差异,特别地第一大股东持股比例表现出最大的离散程度。
4.2 相关性分析根据表4,各个变量之间不存在明显的多重现性关系。同时,根据各个变量之间的相关性及显著性水平,可以发现CEO薪酬与企业社会责任在1%的显著性水平上正相关,初步认定假设1成立。同样地,分析师关注与企业社会责任也在1%显著性水平上正相关,初步认定假设2成立。除此之外,各个变量之间大多存在显著的相关关系。另外,由于篇幅限制,表4只展示部分相关系数较高的变量。
4.3 回归分析表5显示三个模型的回归结果。在模型(1)中,CEO薪酬对企业社会责任的回归系数在1%的显著性水平上正相关,说明当CEO薪酬越高时,企业的社会责任评分越高,社会责任承担水平越高,假设1 得到验证。同时,在控制变量与被解释变量的回归结果中,上市公司成长性、规模、盈利性与企业社会责任在1%显著性水平上正相关,这可能是由于大企业盈利能力更强,更注重其企业形象,愿意花费较多的资源用于社会责任承担,资产负债率与企业社会责任在1%的显著性水平上负相关,说明负债越多的企业社会责任承担水平越低。
在模型(2)中,分析师关注对企业社会责任的回归系数为0.08,在1%的显著性水平上正相关,说明多个分析师关注会促进企业的社会责任承担行为,假设2得到验证。同时,在该模型中,企业异质性对社会责任承担也表现出与模型(1)相同方向的相关关系。这样的结果证明了分析师关注越多的企业,承载着一定的“压力”,分析师全面关注企业的经营活动行为,对企业的经营决策具有一定的“监督”效应。
在模型(3)中,CEO薪酬与企业社会责任呈现出显著的正相关关系,分析师关注与企业社会责任也在1%的显著性水平上正相关。在研究CEO薪酬与分析师关注对企业社会责任的交互作用中,回归结果表明分析师关注在5%的显著性水平负向调节CEO薪酬与企业社会责任的正相关关系,假设3得到验证。这样的结果说明,分析师关注对企业社会责任的“监督”作用会削弱CEO薪酬对企业社会责任的“激励”作用。可能的原因是,一方面,分析师的关注会使中小投资者及公众关注CEO在企业中领取薪酬总额,当CEO薪酬过高时,在中国社会价值观的影响下,董事会迫于“压力”或者防范潜在风险的目的,会降低CEO薪酬。另一方面,CEO高薪酬不仅可能导致过度投资企业社会责任,影响投资效率,而且可能促使其扩大个人消费,挤占公司可用的投资资金,加大CEO与股东之间的代理冲突。分析师作为股东的代理人,能够有效降低管理层与股东之间的信息不对称程度,缓解企业的代理成本,提高治理水平。基于这两方面的原因及回归检验结果,可以认为分析师关注的确会削弱CEO薪酬对企业社会责任正向作用。
5 进一步分析
根据前文的检验结果,我们发现在控制变量中企业异质性与社会责任都存在较强的相关关系,CEO个人特征与企业社会责任却不存在很强的关系。已有研究表明男性和女性在心理上不同,进而有不同的行为表现,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[19],更多地关注企业利益相关者的需求。一般来说,男性更易于冒险,喜欢寻求刺激。在中国传统社会价值观的影响下,男性具有获得高声誉社会地位的倾向,会扩大企业社会责任投资。在面临分析师关注的压力时,男性CEO因其企业社会责任过度投资行为,相比女性CEO做出显著的调整。为了验证这样的猜测是否准确,在调节效应检验中,进一步将CEO性别进行分组回归,表6的1、2列显示,分析师关注对CEO薪酬和企业社会责任的调节效应在CEO为男性群体时显著,说明在男性CEO群体中,分析师关注在缓解代理问题中具有较为明显的作用。
另外,我国CEO薪酬激励中股权激励较晚且CEO薪酬结构数据不公开,考虑到CEO在企业获得高薪酬维护其自身声誉的同时会因其从企业获得的薪酬结构相关,因此进一步的研究中,以CEO是否持股,是否受到长期激励,将模型(3)分为两个样本进行回归。表6的3、4列显示,当CEO持股时,分析师关注更具有较强的调节作用,这说明在我国股权激励虽然比较晚,但是股权激励在缓解代理问题上的确具有较为明显的作用。
6 稳健性测试
6.1 2SLS检验和讯网对企业社会责任评分主要分为五个层次,即股东责任、员工责任、供应商客户及消费者权益责任、环境责任和社会责任,其中员工可能包含CEO个人,本文前述的CEO薪酬与企业社会责任相关性的研究中,可能出现薪酬与企业社会责任之间互为因果关系而导致的内生性。为了确保研究结果的准确性及全面性,利用工具变量法进行2SLS回归。在工具变量的选择中,一般从宏观环境中选择恰当的变量,有效的工具变量应该满足相关性约束和外生性约束。借鉴董斌[20]薪酬水平与公司业绩的内生性检验,设定我国31个省市自治区各年度职工平均工资水平作为上市公司职工薪酬的工具变量,控制回归分析中的内生性偏误。本文以各行业不同年度的CEO薪酬均值(x_mean)为工具变量,控制可能出现的内生性。一方面,CEO年度行业薪酬与上市公司CEO薪酬是外生的; 另一方面,行业CEO薪酬会影响上市公司的CEO薪酬。在控制了行业发展状况后,CEO行业薪酬均值通过上市公司CEO薪酬这一通道影响企业的社会责任承担水平。由此,本文采用CEO年度行业薪酬均值作为CEO薪酬的工具变量,运用2SLS对假设H1进行验证,结果如表7所示。表7第1列中报告了第一阶段的回归结果,CEO薪酬均值与CEO薪酬在10%的显著性水平上正相关,第2列中CEO薪酬与企业社会责任的相关系数为0.131,在5%的显著性水平上相关,支持了前文OLS的回归结果。同时,据Staiger & Stock(1997)的研究建议,反映工具变量强度的一个标志就是要求衡量工具变量联合重要性水平的F统计值要大于10。由于本文只讨论了一个工具变量,F统计就等于t值的平方,弱工具检验的结果为247.854(15.74)。在表5回归模型(1)中,CEO薪酬对企业社会责任的回归系数为0.094,在10%的显著性水平上正相关,而在表7两阶段回归模型中,CEO薪酬对企业社会责任的回归系数为0.131,在5%的显著性水平上正相关,基于OLS回归结果与2SLS回归结果的差异,进行豪斯曼检验,结果显示P值(prob>chi2)为0.851 5,可以在一定程度上认为OLS回归结果比2SLS回归更为有效。
6.2 倾向得分匹配法(PSM)在实际中,使用OLS估计的多元回归模型难以有效解决可能存在的样本选择性偏差和遗漏关键变量所造成的内生性问题,因此本文运用倾向得分匹配法进行稳健性检验。倾向得分匹配法的具体处理方法为:以企业社会责任CSR为被解释变量,按照CEO薪酬中位数为界限,大于中位数的样本为高薪酬样本1,否则为0,系统自动对每一样本进行概率打分,按照最近相邻法将两部分样本1对1配对。表8的第1、第2列结果显示,CEO薪酬及分析师关注都对企业社会责任承担产生正向的影响,与OLS回归结果并无显著差异。而在第3列CEO薪酬与分析师关注的交乘项对企业社会责任的影响中,回归结果为-0.035,相较于OLS回归系数-0.033,差别不大,P值不显著的原因可能是由于缩小了791个样本量,但是依旧可以认为,分析师关注可以在一定程度上对CEO薪酬与企业社会责任的正向作用产生负向调节效应。
7 研究结论及启示
本文主要研究公司治理中的CEO薪酬激励与制度压力中的分析师关注对企业社会责任的影响,并将研究聚焦于CEO薪酬与分析师关注共同作用于企业社会责任的影响机制。研究发现CEO薪酬越高,企业的社会责任承担水平越高,说明在CEO受到高薪酬激励时,企业承担社会责任可能是由于CEO出于个人声誉进行社会责任承担。同样,当企业受到分析师较多关注时,出于“监督”压力,企业会进行较多的社会责任承担。分析师关注会对CEO薪酬与企业社会责任的正向影响产生负向调节作用。进一步的研究表明,CEO薪酬与分析师关注对企业社会责任的影响这种调节效应在CEO为男性和CEO持股时显著。本文的研究结论一方面丰富了企业社会责任的影响因素方面的研究,另一方面也丰富了CEO薪酬激励相关的研究。
为了促使企业合理承担社会责任的同时缓解代理问题,应从以下几方面着手:第一,在缓解代理问题,进行薪酬激励时,CEO的总薪酬不应太高,过高的薪酬可能会使企业社会责任承担作为一种维护个人声誉的途径,造成企业社会责任过度投资。第二,分析师的关注对企业社会责承担具有明显的“监督”效应,市场上成熟的分析师对公司治理具有较为明显的效果。因此,分析师需要合理运用其专业知识背景,在实践中不断提升自身技能,传递公司治理的真实市场表现。第三,分析师与CEO薪酬激励具有调节作用,并且这种调节作用在男性群体及CEO持股时具有不同的影响。企业在制定CEO薪酬时,应该全面分析CEO的个人特征,结合性别等信息,制定合理的薪酬结构。
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