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MANAGERIAL POWER AND COMPENSATION 管理层权力与薪酬补偿
Bruno S. Frey and Marcel Kucher
University of Zurich
- 摘要
根据广泛使用的管理能力模型，较高的等级职位与较高的权力导致更高的薪酬。相反，补偿性工资差异模型认为，职位权力与薪酬总额之间存在非正相关关系。权力和收入共同产生效用，在均衡中，管理者准备对这两个要素进行权衡。这两个相反的命题使用了瑞士的大量调查数据进行测试。结果表明，权力职位不会产生更高的薪酬。相反，如果考虑到影响总补偿的所有相关因素，则权力地位与报酬之间存在非正相关关系。
关键词：权力，管理补偿，薪酬差异补偿。
二．引言
权力，特别是管理层权力与薪酬补偿之间的正相关关系是理所当然地被接受。管理人员得到的补偿越多，他们可以施加的力量，即他们的位置越高，这是大家都认同的观点。它也支持了大量的权力处理的科学文献，这就是Finkelstein （1992：506）提出的“高管根据自身意愿和想法做出行为的能力”的理论。许多其他作者使用过类似的定义（例如Hickson，Lee，Schneck和Pennings，1971; Pfeffer，1981）。这也强调了这个概念对于理解企业和其他企业的行为的重要性（例如Allison，1971; Blau 1964; Bower和Doz，1979; Eisenhardt和Bourgeios，1988; Hinings，Hickson，Pennings和Schneck，1974; Pfeffer，1991; Pfeffer和Allison，1992;Rothschild，1971）。大部分文献集中在首席执行官的权力和责任补偿，例如Barkema和Pennings 1998; Finkelstein和Hambrick 1988,1989,1996;Hambrick和Finkelstein 1995; Wade，OReilly和Chandradat 1990）。一般“管理权力模型”（Lambert，Larcher等1993：442）区分了四种权力来源：组织地位，信息控制，个人财富，提名。但无论精确的权力来源如何，管理权力模型都预示着管理者权力水平与补偿水平。（Lambert，Larcher等1993：442）。
管理能力与薪酬之间的正相关关系的命题已经通过一个严格的实证测试，使用了303家大型公开上市公司的样本（Lambert，Larcher等，1993）。这些制造和服务公司跨越经济中的大量工业部门（42个不同的两位数标准工业分类代码）。公司的销售额中值（以1990美元计）超过3,000万美元，员工人数中位数为25,000。
测试的结果是明确的，我们的主要结果表明公司和业务部门高管薪酬的水平与行政人员监督的员工数量正相关“（第452页）。有可能影响大量下属行为的管理者具有较高的实际薪酬补偿水平。
三．另一种观点
本文提出了管理权力与薪酬之间关系的另一种观点。按照补偿工资差距的基本经济原则（例如Thaler和Rosen，1976; Brown，1980或文献调查，Rosen，1986），从部分工作（或从他们的收入中获得高于平均效用的雇员）必须得到较少的补偿。当然，能够向下属发出命令的“权力”属于这一类（McClelland and Burnham，1995）给出了权力作为管理者激励因素的重要性的良好调查。这个推理背后的（合理的）假设是管理者既享有收入（Y）又享有权力（P），即它们的效用函数的形式为U = U（Y，P），且一阶导数都是非负的。因此，拥有更多的权力可以弥补较低的收入，而较低的权力可以通过较高的收入得到补偿，而效用保持不变。因此，具有较高权力职位的均衡经理会得到较低（或至少不高于）的薪酬。
如Lambert，Larcher和Weigelt（1993）所述，“补偿性工资差异模型”与“管理权力模型”产生了一个完全不同的预测，通过分级职位（即由下属人数）衡量权力，本文的观点：经理下属的人数与它的全面补偿以及其他条款无关。
其他条款的条件对我们的主张至关重要。人处在会更好的境地，职位收入就较高，因为他们平均具有较高的教育程度，与公司长期关联，主要是男性等。因此，我们的主张是指权力的“纯粹”效应（来自某个特定职位 ）的赔偿。下一节将介绍命题测试的数据。 经验主义（计量经济学）估计值将在下一节中介绍。我们用我们的数据（包括大量控制变量来确保其他条件）重新估计管理能力模型，并使用结果来测试我们自己的假设。最后一节得出结论。
四．数据分析
所提出的假设使用了1996年瑞士劳动力调查（SLFS）的数据进行测试。 它包括约16,000名受访者，他们被问及有关他们的收入，工作经验，教育和其他变数的详细问题关于他们的工作生活以及人口特征。我们只将雇员作为研究对象。通过这样做，我们排除了教育人员，退休人员和失业人员以及自雇人士，他们的收入往往低估了工作中货币收益的流动（这主要是由于瑞士的税收制度，允许自雇者扣除许多费用）。我们也排除那些拒绝报告收入的人，这当然可能会引起选择性问题。但是，我们认为利息变量不可能与制定或拒绝制定收益表的可能性相关。
SLFS侧重于总体薪酬。因此，调查还包括关于奖金或非货币补偿的问题（如公司汽车或公司公寓）。SLFS将货币价值归因于所有这些项目，以获得总赔偿的详细信息。为了使工资更具可比性，我们还修正了每周工作时间，休假和加班的差异。由此产生的平均每小时工资为39.65瑞士法郎，最高为979.40，最低为0.10瑞士法郎。由于0.10瑞士法郎的小时工资不可靠，因此我们排除了所有表示每小时工资低于5瑞士法郎的受访者。通过这样做，我们排除了另外54个人，因此最终样本包含6966个观察值。
在我们的样本中，约有2400人（或大约34％的受访者）至少有一个下属，因此被视为上级。上级每小时的校正平均工资为46.95瑞士法郎。将这与非上司的平均工资（36.25）相比较，上司平均获得的收入平均增长了29％。大约三分之一的受访者（35％）为超过100名员工的公司工作，只有10％的员工在非常小的公司工作（最多30名员工），而大多数人为30到100名员工工作的中型公司工作。这大致对应于瑞士的工业结构。这与大多数关于管理层薪酬的研究形成鲜明对比，管理层薪酬通常集中在（非常）大型企业，并没有像我们这里所做的那样提取具有代表性的样本。然而，我们认为，与具有代表性的样本进行合作会产生更全面的情况，而不是专注于行业的特殊部分。当然，代表性不仅指企业规模，还指样本中包含的行业。公司根据瑞士联邦统计局（SFSO）提供的行业分类进行分组。我们将这种分类纳入我们的估算中，以消除特定行业的影响。
五．数据估计
我们所有的估算都使用SLFS提供的横截面权重进行加权。权重是纠正代表性的必要条件，因为SLFS不使用随机数据，而是使用加权样本。加权OLS回归解释瑞士工资的结果见表1.我们用工资对数作为因变量。因此，这些系数可以解释为参照群体（男性瑞士人，只有义务教育的男性不在受控部门中的一个部门工作）的各自特征的个人的小时工资百分比变化。 正如Lambert，Larcher和Weigelt（1993）所做的那样，我们在回归中包含了每个部门的公司规模和假设。除了周六，周日和夜间工作的附加控制变量外，后者不显示以节省空间。
Table 1 估计补偿方程lt;因变量是log（工资）gt;
表1的前两列是指Lambert，Larcher和Weigelt（1993）指定的管理权力模型.他们展示了第一列的估计系数和第二列的估计系数。估计结果似乎与管理能力模型一致：向上移动层次结构，从而拥有更多的下属和权力，在任何情况下都与统计上显著的增加补偿相关联（所有t值远远超过2的水平）。在大多数情况下，系数的增加在统计上是显着的，唯一的例外是具有49到99岁（Sup99）的系数和具有更多100岁以下（Sup100）的系数，统计上不能区分。该公式占薪酬补偿变动的18％，对于具有个人数据的横截面来说，这是相当令人满意的。
然而，Lambert，Larcher和Weigelt指定的模型缺乏一个非常重要的特征：在其他条件不变的情况下，权力对薪酬补偿的影响并未被估计，这意味着他们不能控制可能影响薪酬的其他（个人）特征2。特别是，他们不能（因为他们使用的数据集）控制教育和任期或经验。众所周知，所有这些变量都与等级职位（以及下属人数）密切相关，因此最有可能对个人薪酬产生重要影响。表1第（3）和（4）列显示了我们补偿性工资差异模型的估计系数和t统计量，其中包括刚刚提到的控制变量。如所暗示的，这种改进的模型揭示了权力（职位）与薪酬之间的不同关系。根据其他条件，我们控制任期，经验和教育以及性别和国籍。
分层职位对薪酬的影响在统计上也是高度重要的，并且与我们的假设一致：向上移动层级（即拥有更多上级）不会导致更高的薪酬。有五个下属的经理工资比没有下属的工人高出13％，但基本上与10个下属，49个下属或100多个下属的管理人员相同（增加14％）。事实上，拥有20到49名下属的管理人员与非管理人员相比，增长率较低（只有7％）要低于10到20岁之间14%。与其他分层职位相比，这是一个统计上显着的差异。总体而言，我们对除权力以外的重要因素进行控制的估计表明，权力与高收入无关。根据我们对这一结果的解释，对经理薪酬有两个反作用的影响：一方面，下级增加责任，这应该通过提高工资来弥补。另一方面，上级同时享有较高的权力，因此他们就要准备以较低的工资水平工作。这补偿了责任的作用，以便收到的额外工资保持大致相同，不管一个人是否是一个或99个雇员的上司。如果有的话，我们指定的形式的“纯粹”权力与补偿性工资差异模型是一致的。
任期和经验（分别以当前公司和整个劳动力市场的年数来衡量）以线性和平方的方式输入方程式（为了允许两次之间存在非线性关系 期间变量）。所有四个控制变量在99％的水平上都具有统计显着性。系数值表明，任期和经验对总薪酬都有积极影响。平方项的负系数表明存在一个最大值，超过这个额外年数的经验或任期对薪酬有负面影响。然而，这个最大值很可能不会被大多数人达到，因为它分别是63年的任期和77年的经验。
共有八个变量控制各级教育。这里指出的各级指的是达到的最高正式教育水平。参照组是一个刚接受义务教育的男性工作者。教育I到IV是指义务教育加上各种形式的二级在职或在职教育。他们都对薪酬产生统计上显着的积极影响。例如，有一所大学学位的总薪酬平均增加51％。
性别控制变量表明，女性与统计上显着降低11％的薪酬相关联。这反映了现在众所周知的性别歧视。结婚与更高的薪酬相关，这可能归因于选择效应。最后两个控制变量表明，作为一个临时居民（在瑞士的许可证B中）或居住在该国的“绿卡”（许可证C），与统计上显著的较低收入相关联。
补偿性工资差异模型根据调整后的R平方计算了36％的方差，这是管理能力模型的两倍，而对于基于个人数据的横截面分析来说则是非常高的。作为Lambert的样本，Larcher等人 （1993）仅由上级组成，列（5）和（6）显示了我们数据集的相应估计值。排除非上级将样本减少到2400个观察值。可以看出，估计的定性结果不受影响：更高的职位，从而更高的权力，仍然与更高的总薪酬无关。因此，结果与补偿性工资差异模型所得出的结论是一致的。
六．结论
管理权力模型表明，更高的管理职位，因此更多的权力，与更高的总薪酬相关联。本文提出了另一种观点：更多权力的职位产生更高的效用，因此，在均衡中，管理者准备以更低的总体薪酬来折衷更多的权力，其他条件不变。我们使用来自瑞士的大量数据，证明更高的管理职位与更高的总薪酬无关。在以前的一些研究中发现的正相关是由于对个体特征的不完全控制。总体而言，补偿性工资差异模型与数据一致，而管理能力模型则不符合。
七．参考文献
[1]Allison, G.T. (1971). Essence of Decision: Explaining the Cuban Missile Crisis. Boston: Little, Brown.
[2]Barkema, Harry G. and Johannes M. Pennings (1998). Top Management Pay: Impact of Overt and Covert Power. Organization Studies 19: 975-1003.
[3]Blau, Peter M. (1964). Exchange and Power in Social Life. New York: Wiley.
[4]Bower, J.L. and Y. Doz (1979). Strategic Formulation: A Social and Political Process. In: D. E. Schendel and C. W. Hofer (Eds), Strategic Management: A New View of Business Policy and Planning. Boston: Little, Brown: 152-165.
[5]Brown, Charles (1980). Equalizing Differences in the Labor Market. Quarterly Journal of Economics 94: 113-34.
[6]Eisenhardt, K. and L. J. Bourgeois (1988). Politics of strategic decision making in high-velocity environments
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