非线性中介效应研究
蒋媛媛，刘晓鸾
(东北财经大学经济学院,
辽宁
大连
116023)
[摘要]使用2010-2019年上市公司数据进行实证分析，证实企业内部薪酬差别与企业绩效之间呈“倒U 型”关
系。此外，引入生产行为这一中介变量研究薪酬差别与企业绩效之间的作用路径，研究发现生产行为在薪酬差别与企业绩效之间具有非线性中介作用，高管生产行为与薪酬差距之间为正对数关系，员工生产行为与薪酬差距之间为负对数关系，高管、员工生产行为均对企业绩效有正向影响。
[关键词]薪酬差别；企业绩效；生产行为；非线性中介效应[中图分类号]F470
[文献标识码]
A
[文章编号]1009-6043(2021)11-0115-03
[作者简介]蒋媛媛(1980-)，副教授，博士，研究方向：劳动经济学；刘晓鸾(1996-)，硕士研究生，研究方向：劳动经济学。[基金项目]辽宁省教育厅人文社科研究项目：辽宁省企业内部合同与员工差别待遇研究(LN2017QN014)。
一、引言
2020年，党的十九届五中全会提出要努力缩小居民生活水平差距，明显改善分配结构，扎实推动全体人民共同富裕。因此探讨企业内部如何设立合理的薪酬差别制度以有效改善分配结构、维持社会的和谐稳定非常必要。现有文献集中于分析企业内部垂直薪酬差距与企业绩效
二者关系，却忽视了员工心理活动和生产行为的作用。但企业的最终绩效是企业中处于各个层级的生产经营者行为活动的综合结果，企业内部垂直薪酬差别会通过影响每位员工的心理感受进而影响生产
行为，最终影响企业绩效。因此本文尝试引入生产行为这一中介变量，希望进一步丰富对二者关系的研究。
二、理论分析与研究假设
(一)薪酬差别与企业绩效的关系
目前关于企业内部员工垂直薪酬差别与企业绩效的关系研究，主要集中在锦标赛理论与社会行为理论。锦标赛理论认为，晋升会带来工资增长，从而激发员工的工作积极性。而社会行为理论则认为扩大企业内部垂直薪酬差别会对员工的生产行为产生负面影响，因而不利于企业绩效的增加。总体来看，锦标赛理论与行为理论作用相反，只有将二者平衡好才能更好的促进企业绩效。鲁海帆(2008)和刘春旭等(2018)发现在垂直薪酬差别较小时，锦标赛模型发挥主要作用，二者呈正相关关系，当薪酬差距超过一定的比例时,“社会行为理论”发挥主要作用，二者呈负相关关系。基于以上分析，提出假设1:
H1：企业内部薪酬差别与企业绩效为“倒U 型”关系。(二)薪酬差别与生产行为的关系
黎文靖等(2012)认为，随着企业内部垂直薪酬差别的增加，越高的内部薪酬差别对高管和员工的生产行为产生的影响越小。高良谋等(2015)也提出薪酬差距的激励作用具有边际递减效应。在开始阶段，
沪怎么读>张柏芝不雅照图片企业高管会因为较高的薪酬和职位而增加其有效的投资决策，但过高的薪酬差别也可能是高管权利的表现，更容易造成低效率投资行为。因此提出假设2:
H2：企业内部薪酬差别与高管生产行为呈现非线性关系：新增净投资比例①随着企业内部薪酬差距的增加而扩大，但新增净投资比例的增长速度在逐渐降低。
相对而言，员工会认为自己没有得到公平的待遇，因而会消极怠工降低全要素生产率。但若基于锦标赛理论，员工则会更加努力工作以得到薪酬增加和职位晋升的机会，因此会带来全要素生产率的增加。所以内部薪酬差距对员工生产行为的影响不确定。据此，提出假设3:
H3a ：企业内部薪酬差距与员工生产行为呈非线性关系：全要素生产率②随着企业内部薪酬差距的增加而减小，但减小速度在逐渐降低。
H3b ：企业内部薪酬差距与员工生产行为呈非线性关系：全要素生产率随着企业内部薪酬差距的增加而增加，但增加速度在逐渐降低。
(三)生产行为与企业绩效的关系
锦标赛理论与社会比较理论均认为，促进高管和员工生产行为均会提高企业绩效。因此提出假设4与假设5:
H4：高管生产行为与企业绩效为正相关关系。H5：员工生产行为与企业绩效为正相关关系。(四)生产行为在薪酬差别与企业绩效间的中介效应薪酬差别会通过影响员工行为进一步影响企业绩
第2021年第11期(总第543期)
商业经济SH A N G Y E JI N G JI
N o.11,2021T ot a lN o.543
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效，因此本文检验路径扩展为“薪酬差距———生产行为———企业绩效”。因为企业内部薪酬差别与高管员工生产行为是非线性关系，因而生产行为在薪酬差别与企业绩效间的中介效应也是非线性的。故提出以下假设:
H6：高管、员工生产行为在薪酬差别与绩效之间起到非线性中介效应。
三、研究设计
(一)样本来源
本文数据来自2010-2019年国泰安CSMAR 上市公司数据库。在获得原始数据后，数据处理过程如下:(1)剔除金融行业;(2)剔除ST ,*ST 类上市公司;(3)剔除相关数据缺失及异常的企业。为了消除极端值的影响，本文所有连续变量均在1%和99%分位上进行了winsor 处理。由此得到数据样本含观测值12966个，涵盖2750家公司，属于非平衡面板数据。
(二)变量设计
1.被解释变量：以总资产报酬率(ROA)和营业利润率(OOA)衡量企业绩效。
2.核心解释变量：企业内部薪酬差别(GAP)，采取全部高管与员工的平均薪酬差距(GAP1)和薪酬最高的前三名高管与员工平均薪酬差距(GAP2)，具体地,GAP1=全部高管平均薪酬/全部员工平均薪酬;GAP2=前三名高管平均薪酬/全部员工平均薪酬。
3.中介变量：本文采用新增净投资比例(INV)、全要
素生产率(TFP)分别衡量高管与员工生产行为，并采用LP 半参数方法对TFP 进行估计。
4.控制变量：资产负债率(ALR)、年末市净率(PB)、固定资产比率(FR)、企业发展能力(OPER)、第一
大股东持股比例(TOP1)、雇员总数(EMP)、企业规模(FS)，以及年度(YEAR)和行业(IND)等虚拟变量。
(三)模型构建
本文将利用H ayes 等(2010)提出的方法验证生产行为在薪酬差距与企业绩效间的非线性中介作用。根据前文假设，本文构建以下模型:
Per f or m ance i t =α0+α1G A P i t +α2G A P 2
i t +α3cont r ol i t
+α4I N D +α5Y EA R +εi t
(1)
其中,Per f or m ance 表示企业绩效，用R O A 和O O A 描述;i表示个体,t代表时间,cont r ol为控制变量，包括A LR 等变量，同时，本文控制了虚拟变量Y EA R 和I N D ,ε是误差扰动项。αi (i ∈{0,…,5})是模型拟合的参数。
根据假设2和3，高管生产行为与员工生产行为随企业内部垂直薪酬差别的增加而变化但变化速度递减，这类似于对数函数，因此引入l n(G A P)，建立如下模型:
M PB=β0+β1l n(G A P)+β2cont r ol s+ε1(2)EPB=γ0+γ1l n(G A P)+γ2cont r ol s+ε2
(3)
Per f or m ance=α0+α1G A P+α2G A P 2+α3I N V +α4TFP
+α5cont r ol s+ε3
(4)
非常完美男嘉宾资料其中,M PB 表示高管生产行为，本文主要用I N V 表示;EPB 是员工生产行为，用TFP 表示;cont r ol s 为控制变量;ε是误差扰动项。αi (i ∈{0,…,5}),βi (i ∈{0,…,2}),γi (i ∈{0,…,2})是模型拟合的参数。
Hayes 等(2010)检验中介效应的方法如下：用X 通过M 进而影响Y 的瞬间间接效应(θ)来衡量M 的非线性中介效应，瞬间间接效应定义为M 对X 的偏导数乘以Y 对M 的偏导数。由此,X 通过M 影响Y 的瞬间间接效应为:
θ=əM əX ()əY əM ()=β1α3
X
(5)θ=
əM əX ()əY əM ()=γ1
α4
X
(6)
其中模型5表示高管生产行为的中介效应(根据模型2和4)；模型6计算员工生产行为的中介效应(根据模型3和4)。
四、实证分析
(一)回归分析与假设检验
表1多元回归结果
Robust standard errors in parentheses ***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1
由表1可知:(1)根据模型4，企业内部垂直薪酬差距一次项系数为正，二次项系数为负，因此二者呈“倒U 型”关系，假设1得证。(2)由模型1、2，企业内部薪酬差距的对数与新增净投资比例在5%的显著性水平下为正，假设2得证。企业内部薪酬差距的对数与全要素生产率系数在1%的显著性水平下为负，这与假设3a 一致，排除假设3b 。(3)在模型5中，新增净投资比例与全要素生产率均与企业绩效呈正相关关系，因此假设4和5得到验证。
(二)生产行为的中介作用
本文首先使用OLS 回归对模型的系数进行估计，其次利用MEDCUVE 宏文件并执行bootstrapping 以获取置
模型1
模型2
模型3模型4模型5变量
搁浅 周杰伦ln_GAP1GAP1GAP12INV TFP OPER PB FS EMP ALR TOP1FR YEAR IND Constant N R2
INV 0.00342**(-0.00172)0.00012(-0.00134)0.00070*(-0.00037)0.00444(-0.00285)0.00465*(-0.00238)
-0.02699***(-0.0081)0.00039***(-0.000110)-0.07424***(-0.0125)YES YES -0.04994(-0.06031)12,9660.10573
TFP -0.07964***(-0.01965)
0.21589***(-0.01381)0.00934**(-0.00371)0.46717***(-0.03055)-0.35798***(-0.02695)0.05481(-0.073590)-0.00065(-0.00106)-1.09892***(-0.08343)
YES YES 3.65228***(-0.60486)12,9660.41198
ROA
0.00229***(-0.00035)
0.02211***(-0.00125)0.00532***(-0.0004)0.01725***(-0.00214)-0.00531***(-0.00199)-0.15424***(-0.00683)0.00042***(-0.0001)-0.04416***(-0.00697)
YES YES -0.26986***(-0.04101)12,9660.24615
ROA
0.00474***(-0.00082)-0.00018***(-0.00006)
0.02212***(-0.00125)0.00534***(-0.0004)0.01757***(-0.00215)-0.00615***(-0.00202)-0.15412***(-0.00682)0.00041***(-0.0001)-0.04311***(-0.00694)
YES YES -0.27487***(-0.04106)12,9660.24731
ROA
0.00559***(-0.00079)-0.00022***(-0.00005)0.02318**(-0.01145)0.02577***(-0.00244)0.01656***(-0.0012)0.00508***(-0.00038)0.00539**(-0.00218)0.00303(-0.0021)-0.15493***(-0.00647)0.00041***(-0.00009)-0.01315*(-0.0071)YES YES -0.36798***(-0.04219)12,9660.28762
商业经济第2021年第11期SH A N G Y E J I N G JI N o.11,2021
116--. All Rights Reserved.
供暖投诉现，外围城市通过缩小与中心城市之间的产业结构高级化程度，缩小了与中心城市的GDP增长率差距；外围城市没有能够通过缩小与中心城市的产业结构合理化程度的差距，促进区域协调发展。
本文的政策启示主要包括：一是进一步促进生产要素的自由流动，鼓励外围城市通过发展第三产业的方式带动就业，提升人均收入水平，进一步促进生产效率的提升和经济增长；二是中心城市应当发挥更重要的带动作用，帮助周围的中小城市实现产业结构优化，释放增长潜力的同时，也可以通过地区间的分工形成优势互补，将优势资源集中到高新技术产业和高端服务业，为未来经济的进一步增长打下基础；三是以区域内产业结构升级带来的区域协调发展程度的优化为基础，通过区域内循环，带动实现参与国内大循环，进一步形成全国范围内区域协调发展的格局。
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[责任编辑：王凤娟]
信区间来检验非线性中介效应。由表2可知，企业内部薪酬差距在高、中、低三种水平时，置信估计均不包括0，说明在5%的置信水平上薪酬差距通过影响生产行为进一步影响企业绩效的瞬间间接效应是显著的。其中高管生产行为作为中介变量系数显著为正，说明扩大企业内部薪酬差距会提高高管工作积极性进而增加企业绩效。员工生产行为作为中介变量系数显著为负，说明扩大企业内部薪酬差距降低员工生产积极性从而使得企业绩效下降。
表2瞬间间接效应
(三)稳健性检验
为了验证以上实验结果是稳健的，本文(1)将核心解释变量由GAP1变为GAP2,(2)用OOA代替ROA对企业绩效进行衡量。检验结论与前文一致，符合相关假设。
五、结论
根据回归结果，企业内部垂直薪酬差别与企业绩效呈现“倒U型”关系。但企业内部垂直薪酬差别会通过影响员工的心理感受、主观评价等影响到员工生产行为，进而对企业绩效产生一定的影响。因此引入高管与员工生产行为作为中介变量，有助于打开薪酬差别与企业绩效二者之间的“黑箱”。由于企业内部薪酬差别与企业绩效之间的“倒U型”关系是在高管生产行为与员工生产行为共同影响下造成的，因此推断在薪酬差别较小时，高管生产行为的影响大于员工生产行为。在薪酬差距较大，员工生产行为的影响大于高管生产行为。因此在制定企业内部薪酬政策时，要考虑到各阶层职工生产行为的可能反应，既要使高管保持一定的生产积极性来促进企业投资效率的增加，也要使员工能够感受到一定的公平性来促进企业生产率的提高。只有平衡好薪酬差别对高管、员工的激励，才会使企业得到最大的效益。
[注释]
①本文使用新增净投资比例来描述高管生产行为，详见后文。
②本文使用全要素生产率来描述员工生产行为，详见后文。
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[责任编辑：赵磊]
作用路径XVALθLowerCI UpperCI
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3.3028
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