組織特征及治理機制對高管股權激勵強度的影響

孫永生

（西安工程大學管理學院，陜西 西安710048）

股權激勵的本質(zhì)內(nèi)涵是人力資本產(chǎn)權的實現(xiàn)問題，是企業(yè)中產(chǎn)權行為人之間基于一定制度約束的市場博弈的結(jié)果.不同的股權激勵強度會產(chǎn)生不同的權利結(jié)果，從而對企業(yè)高管人員帶來不同的激勵效應.因此，分析設計合理的股權激勵強度是有效實施股權激勵計劃的關鍵所在.

現(xiàn)有文獻以高管團隊或前幾位高管為對象，探討了持股數(shù)量或持股比例的影響因素.由于股權激勵的對象是高管個體，股權激勵的收益只是高管人員人力資本產(chǎn)權實現(xiàn)的一部分權利內(nèi)容，對高管人員的激勵來自于人力資本產(chǎn)權實現(xiàn)的整體權利內(nèi)容.同時，高管持股與針對高管人員人力資本產(chǎn)權的實現(xiàn)而實施的股權激勵并不是同等的概念.因此本文認為，以企業(yè)高管個體為研究對象，基于同時包含貨幣薪酬和股權激勵的整體回報，分析探討企業(yè)高管股權激勵強度的影響因素，應該是一個探討企業(yè)高管人員激勵問題（包括股權激勵問題）的更準確的視角和思路.

股權激勵強度的確定受到諸多因素的影響，現(xiàn)有文獻在這方面的研究，沒有區(qū)分針對人力資本所有者和財務資本所有者不同的激勵效應，突出反映在高管范圍的界定和股權激勵代理變量的選取上.絕大多數(shù)現(xiàn)有文獻界定的企業(yè)高管范圍包含了所有企業(yè)高層人員，由于構(gòu)成企業(yè)合約的人力資本所有者和財務資本所有者分屬兩種獨立的利益主體，作為“經(jīng)濟人”，二者追求的目標不同，從而影響其行為的激勵因素自然不同.現(xiàn)有文獻選擇的股權激勵代理變量，基本上都是企業(yè)高管年末持股數(shù)或年末持股的市場價值.這一變量可以反映企業(yè)高管持有股權的效應，但企業(yè)實施股權激勵計劃的目的是為了激勵職業(yè)經(jīng)理人，而實踐中企業(yè)高管年末持股既有因人力資本的投入而持股，也有因財務資本的投入而持股.

企業(yè)高管范圍的不合理界定，以及采用高管年末持股分析企業(yè)股權激勵問題，混淆了企業(yè)制度內(nèi)含的針對人力資本所有者和財務資本所有者不同的激勵機制，不能正確揭示企業(yè)高管股權激勵的真實效應.考慮到現(xiàn)有研究的不足，本文從高管個體人力資本產(chǎn)權實現(xiàn)的理論視角，在盡可能排除或減少財務資本產(chǎn)權影響的情況下，基于中國A股市場2007年～2010年四年中實施股權激勵計劃的上市公司高管樣本數(shù)據(jù)，實證分析組織特征及治理機制對高管人員股權激勵強度的具體影響效應.

1 理論分析與研究假設

1.1 企業(yè)組織特征因素

國有公司中，國有股所有者缺位、約束機制弱化、“一股獨大”的股權結(jié)構(gòu)等問題都有可能導致企業(yè)控制權轉(zhuǎn)移到管理層手中.如果考慮企業(yè)現(xiàn)實經(jīng)營管理中大量存在的信息不對稱、非程序化工作、董事會成員的自利行為及企業(yè)外部治理機制失效等問題，幾乎可以肯定國有上市公司董事會和管理層之間的權力分布存在嚴重的失衡現(xiàn)象，企業(yè)管理層實際上左右著高管薪酬包括股權激勵的確定過程.上市公司掌握權力的內(nèi)部經(jīng)理往往與作為股東的政府保持千絲萬縷的聯(lián)系，卻又能利用手中的網(wǎng)絡資源和權力架空股東的監(jiān)督約束，干預董事會的獨立決策［1］.由此提出假設H1：企業(yè)性質(zhì)影響公司高管股權激勵強度，實施股權激勵的公司高管人員股權激勵強度，國有企業(yè)顯著高于非國有企業(yè).

研究發(fā)現(xiàn)，股票期權獎勵與公司規(guī)模之間是負相關關系［2］.Holderness等也發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營者持股比例與公司規(guī)模成反比關系［3］.Smith等發(fā)現(xiàn)，股票期權獎勵與公司規(guī)模之間存在正相關關系［4］.而Mehran的研究沒有發(fā)現(xiàn)股票期權獎勵與公司規(guī)模之間存在顯著關系［5］.本文認為，公司高管股權激勵強度是其股權收益占總收益的比重，其大小決定于股權收益和年度薪酬兩個方面，大企業(yè)高管人員的股權收益可能會高于小企業(yè)，但大企業(yè)高管人員的年度薪酬也可能高于小企業(yè)，因此公司高管人員股權激勵強度與企業(yè)規(guī)模之間不存在確定的影響關系.由此提出假設H2：企業(yè)規(guī)模對公司高管股權激勵強度的影響不確定（即企業(yè)規(guī)模與股權激勵強度的相關性有待檢驗）.

行業(yè)特性對經(jīng)營者年薪、持股比例具有深刻影響，我國上市公司經(jīng)營者的年薪、持股比例具有明顯的行業(yè)差異［6］.聯(lián)系行業(yè)特征，高科技行業(yè)的價值創(chuàng)造過程更難于觀察，管理監(jiān)督更難，出于提升企業(yè)績效，更好地激勵高管人員，高科技企業(yè)更傾向于股權激勵.在高科技企業(yè)高管人員的總收益中，股權收益可能會高于非高科技企業(yè).由此提出假設H3：行業(yè)特征顯著影響公司高管股權激勵強度，公司高管人員股權激勵強度，高科技企業(yè)顯著高于非高科技企業(yè).

Lewellen等研究認為，成長性公司的管理者比非成長性公司的管理者承擔了更大的風險，所以應該得到更多的公司股票［7］.Hutchinson等的研究也發(fā)現(xiàn)，高增長率和高股票期權計劃有一定的聯(lián)系［8］.周建波等研究表明，成長性較高的公司，公司經(jīng)營業(yè)績的提高與經(jīng)營者因股權激勵增加的持股數(shù)顯著正相關［9］.實施股權激勵的高成長性公司有可能以較高的股份激勵高管人員，以降低風險，保持企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展.而面對一個快速發(fā)展的企業(yè)，這些公司的高管人員自然希望獲得較高的股權份額，將自己的人力資本產(chǎn)權回報與快速發(fā)展的企業(yè)成果相聯(lián)系.與此同時，高成長性公司高管人員的薪酬未必高于低成長性公司高管人員的薪酬，而現(xiàn)有研究表明，成長性高的新型行業(yè)的基本工資水平較低，相反成熟行業(yè)的基本工資水平較高［7］.由此提出假設H4：企業(yè)成長性影響公司高管股權激勵強度，實施股權激勵的公司高管人員股權激勵強度，高成長性公司顯著高于低成長性公司.

企業(yè)風險影響高管報酬結(jié)構(gòu)即股權報酬與工資報酬的相對比例［10］，企業(yè)風險與股權激勵之間存在負相關關系［11－12］.實施股權激勵的公司風險越高時，企業(yè)高管人員就越希望采用相對可以規(guī)避風險的、低股權收益比例的人力資本產(chǎn)權實現(xiàn)方式，即企業(yè)風險與公司高管股權激勵強度可能存在負相關關系.由此提出假設H5：企業(yè)風險影響公司高管股權激勵強度，企業(yè)風險越高，實施股權激勵的公司高管人員股權激勵強度越低.

1.2 公司治理機制因素

公司治理機制可以從不同方面采用不同的指標衡量，本文借鑒現(xiàn)有文獻研究的結(jié)論，主要從股權集中度、董事會獨立性及資本結(jié)構(gòu)等幾個方面分析討論.

股權集中度越高，大股東在公司治理中的作用越強，實施股權激勵時對企業(yè)高管人員授予的股權份額會受到大股東的控制，企業(yè)高管自定股權激勵的可能性會變小.現(xiàn)有研究結(jié)論也表明，第一大股東的持股比例與報酬結(jié)構(gòu)（股權收益在總收益中所占的比例）負相關［10］.由此提出假設H6：股權集中度影響公司高管股權激勵強度，股權集中度越高，實施股權激勵的公司高管人員股權激勵強度越低.

董事會獨立性越高，企業(yè)實施股權激勵的操作過程受到的監(jiān)控就會越嚴格，高管人員的自利行為也就越少，可以有效降低非正常原因?qū)е略黾拥墓蓹嗉罘蓊~.已有研究也表明，獨立董事所占比例越高，股權激勵報酬在總報酬中所占比例則越低［13］.由此提出假設H7：董事會獨立性影響公司高管股權激勵強度，董事會獨立性越高，實施股權激勵的公司高管人員股權激勵強度越低.

Shrieves等研究發(fā)現(xiàn)，債務水平與激勵報酬的使用負相關，表明債務作為一種管理約束工具可能是激勵性報酬的替代因素［14］.資產(chǎn)負債率越高，風險越大，公司高管股權激勵強度就會越低.由此提出假設H8：資本結(jié)構(gòu)影響公司高管股權激勵強度，資產(chǎn)負債率越高，實施股權激勵的公司高管人員股權激勵強度越低.

盡管從合約理論的視角分析，公司高管股權激勵強度的確定，是一個人力資本所有者與財務資本所有者基于一定制度條件下的市場博弈的結(jié)果.但企業(yè)實踐中，股權激勵方案的確定很大程度上受到政府政策、企業(yè)制度等宏觀環(huán)境、組織因素及財務資本出資人的制約，而人力資本所有者可以主動選擇的空間實際上非常小.考慮這一理論和現(xiàn)實的差距，同時參照現(xiàn)有文獻研究的結(jié)論［15－19］，本文認為，年齡、性別、受教育程度、風險偏好、職位權限等高管人員個體特征因素可能對其股權激勵強度產(chǎn)生影響，但不是主要影響因素.因此，本研究將公司高管人員的年齡、性別、職位權限（任職年限和年末持股）等因素作為控制變量（由于樣本數(shù)據(jù)受限，沒有考慮受教育程度和風險偏好兩個可能的影響因素），以驗證高管人員個體特征對其股權激勵強度的具體影響效應.

2 研究樣本及變量選取

2.1 研究樣本選取

先選取實施股權激勵的樣本企業(yè)，再從樣本企業(yè)中選取高管人員.樣本企業(yè)來源于2007～2010年4年間剔除金融類企業(yè)的A股市場上市公司，并剔除ST、＊ST、SST、S＊ST企業(yè)，選擇高管人員時剔除報告期未領薪酬及未公布報告期薪酬數(shù)額的高管人員.樣本數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫以及上海證券交易所網(wǎng)站、深圳證券交易所網(wǎng)站披露的上市公司年報數(shù)據(jù)、股權激勵方案、董事會公告等相關資料.本文判斷實施股權激勵的標準是，股東代表大會審議通過股權激勵方案，且董事會向被激勵對象授予激勵標的物，具體判斷的時間標志是授權日.

文中所指的高管人員是指通過經(jīng)營管理活動而向企業(yè)投入人力資本，并獲得相應權利回報的企業(yè)高級管理人員.具體包括董事會非獨立董事成員和擁有決策控制權的高級管理人員，包括非獨立董事、總經(jīng)理（總裁）、副總經(jīng)理（副總裁）、財務總監(jiān)、總經(jīng)濟師、總工程師和董事會秘書，以及國有企業(yè)中的董事長、副董事長、黨委書記等.考慮高管人員投入資本的性質(zhì)，總經(jīng)理（副總經(jīng)理）與董事長（副董事長）兩職兼任時，以實際控制人作為判斷標準，兩職兼任的高管人員與實際控制人為同一人時，剔除該高管人員.

按照以上所述的方法和標準，最終選取924個高管人員樣本進行分析.

2.2 研究變量的選取及定義

2.2.1 被解釋變量 被解釋變量為股權激勵強度，是指股權收益在高管人員年度總收益中所占的比值.高管人員年度總收益等于報告期報酬總額和股權收益之和.具體按股權激勵強度＝股權收益／（報告期報酬總額＋股權收益）計算.

這里的股權收益是指高管人員因股權激勵而可能得到的期望收益，在很大程度上反映了授予高管人員股權而產(chǎn)生的激勵作用.企業(yè)對高管人員實施股權激勵，高管人員所能得到的股權收益只能是一個面臨風險的預期收益，所以，股權收益變量只能近似地確定.本文按股權收益＝年均授予企業(yè)高管的股份數(shù)×股票價差確定：

其中年均授予企業(yè)高管的股份數(shù)是指經(jīng)股東大會審議通過，由公司董事會授予高管人員的股份總數(shù)除以股權激勵持續(xù)期所得的年均值；股票價差是指該股票的年均股價減去股權激勵授予價后的差值，而股票年均股價按該股票年開盤價與年收盤價的均值計算.在計算股票價差時會出現(xiàn)負值，考慮到實踐中股權激勵一般不會產(chǎn)生負的效應，所以在計算股權收益時將負值股票價差直接計為0.

2.2.2 解釋變量 企業(yè)性質(zhì)按上市公司實際控制人性質(zhì)確定，實際控制人為各級國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會（或國有資產(chǎn)管理局）、國有企業(yè)、以及具有國有性質(zhì)的組織單位時，企業(yè)性質(zhì)為國有性質(zhì)，其余均為非國有性質(zhì).按行業(yè)特征將上市公司區(qū)分為高科技和非高科技兩種類型.本文比照Cui和Mak［20］所確定的高科技行業(yè)，同時參考國內(nèi)文獻［21－22］對我國上市公司中高科技行業(yè)的界定，依據(jù)證監(jiān)會2001年頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》中的行業(yè)類別確定我國上市公司中的高科技行業(yè).就本研究所涉及到的行業(yè)類型，最終將化學原料及化學制品制造業(yè)（C43）、電子業(yè)（C5）、醫(yī)藥生物制品業(yè)（C8）、信息技術業(yè)（G）確定為高科技行業(yè).

借鑒現(xiàn)有文獻的研究［1，23－26］，選取總資產(chǎn)的自然對數(shù)作為企業(yè)規(guī)模代理變量；選取獨立董事占董事會總?cè)藬?shù)的比例作為董事會獨立性的代理變量；選取第1大股東持股比例作為股權集中度的代理變量；選取資產(chǎn)負債率作為資本結(jié)構(gòu)的代理變量；企業(yè)成長性的代理變量選取營業(yè)收入增長率和凈利潤增長率兩個指標；企業(yè)風險性的代理變量選取公司貝塔系數(shù)這一反映市場風險的風險因子變量.其中，凈利潤增長率變量將用于模型的穩(wěn)健性檢驗.

2.2.3 控制變量 本研究選取年齡、性別、職位權限等高管個體特征因素為控制變量.職位權限選取兩個代理變量：一個是任職年限，參照呂長江等［27］的研究，以高管任現(xiàn)職的年數(shù)確定，任職時間越長，則其權力越大.另一個變量是高管個人年末持股，雖然高管持股并不能反映高管所任職務的權限，但高管持股越大，高管個人對公司事務的干預權力就會越大，涉及到個人利益時討價還價的能力就會越強，因此也反映了高管個人權力的一個方面.考慮到不同年份所處的宏觀環(huán)境有很大不同，本研究同時將年份作為控制變量以消除其對其它變量關系的干擾作用.具體研究變量的選取及定義匯總見表1.

表1 研究變量的選取及定義

2.3 回歸模型設計

采用2007～2010年實施股權激勵的上市公司高管樣本數(shù)據(jù)，以反映組織特征及治理機制的具體因素為解釋變量，對股權激勵強度進行分層線性回歸分析，以檢驗不同因素對公司高管股權激勵強度的具體影響效應.建立式（1）回歸模型，用于檢測股權激勵強度影響因素方面的假設.

3 實證分析

3.1 相關性分析

考慮到本研究所涉及的變量既有連續(xù)變量，又有分類變量，因此分別作了Pearson和Spearman相關性分析.對連續(xù)變量間的相關性，宜采用Pearson相關系數(shù)分析，而分類變量與其他變量之間的關系則宜采用Spearman相關系數(shù)說明.

研究變量的Pearson和Spearman相關性分析結(jié)果顯示，股權激勵強度與企業(yè)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)風險性性、董事會獨立性、資本結(jié)構(gòu)及股權集中度均在1%的水平上顯著負相關；企業(yè)成長性和高管持股與股權激勵強度在1%的水平上顯著正相關；行業(yè)特征與股權收益強度在5%的水平上顯著負相關；高管任職年限、高管性別及高管年齡與股權激勵強度的相關性不顯著（限于篇幅，變量的描述性分析及相關系數(shù)矩陣省略）.

3.2 回歸分析

為更好地考察每一項影響因素的具體作用，在控制了高管人員個體特征和年度因素后，采用分層多元回歸技術，首先對每一組假設下的解釋變量分別進行回歸，然后再對模型所有變量進行多元回歸.變量進入模型的方法是強制進入法直接進入，控制變量第一層進入模型，解釋變量第二層進入模型.

3.2.1 對組織特征假設的分層線性回歸估計結(jié)果 表2為控制高管人員個體特征和年度因素后對組織特征各因素分層線性回歸分析的結(jié)果.模型1.1～1.5分別顯示企業(yè)性質(zhì)（Natur）、企業(yè)規(guī)模（lnAss）、行業(yè)特征（Indus）、企業(yè)成長性（Grow1）及企業(yè)風險性（Risk）等5個因素對股權激勵強度的具體影響程度.其中企業(yè)規(guī)模及企業(yè)風險性與股權激勵強度在1%的水平上顯著負相關，企業(yè)性質(zhì)與股權激勵強度在5%的水平上顯著負相關，企業(yè)成長性與股權激勵強度在1%的水平上顯著正相關，而行業(yè)特征與股權激勵強度負相關關系不夠顯著.當企業(yè)組織特征的5個變量同時進入模型時（模型1.6），企業(yè)性質(zhì)與股權激勵強度負相關關系的顯著性水平提高為1%，行業(yè)特征與股權激勵強度在1%的水平上顯著負相關，其他解釋變量與股權激勵強度的相關性與各變量單獨進入模型時一致.

表2 企業(yè)組織特征假設的分層線性回歸估計結(jié)果（被解釋變量：Equit）

3.2.2 對公司治理機制假設的分層線性回歸估計結(jié)果 表3為控制高管人員個體特征和年度因素后，對公司治理機制各因素及所有解釋變量分層線性回歸分析的結(jié)果.模型2.1至模型2.3分別顯示董事會獨立性（Inboa）、股權集中度（Conce）及資本結(jié)構(gòu)（Struc）三個公司治理機制因素對股權激勵強度（Equit）的具體影響程度.單獨回歸分析結(jié)果顯示，董事會獨立性、股權集中度及資本結(jié)構(gòu)與股權收益強度均在1%的水平上顯著負相關.當公司治理機制的3個變量同時進入模型時（模型2.4），各因素與股權激勵強度的相關關系與單獨回歸時完全一致，即在1%的水平上顯著負相關.

表3 公司治理機制假設的分層線性回歸估計結(jié)果（被解釋變量：Equit）

當公司治理機制的3個變量和企業(yè)組織特征的5個變量同時進入模型時（模型2.5），企業(yè)性質(zhì)（Natur）、企業(yè)規(guī)模（lnAss）、行業(yè)特征（Indus）、企業(yè)風險性（Risk）、董事會獨立性、股權集中度及資本結(jié)構(gòu)與股權激勵強度在1%的水平上顯著負相關，企業(yè)成長性（Grow1）與股權激勵強度在1%的水平上顯著正相關.模型2.5回歸結(jié)果中有關公司治理機制的3個變量與股權激勵強度的相關關系，與模型2.4的結(jié)論完全一致；模型2.5回歸結(jié)果中有關企業(yè)組織特征的5個變量與股權激勵強度的相關關系，與模型1.6的結(jié)論完全一致.各解釋變量與股權激勵強度相關關系的經(jīng)濟含義是，相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)高管人員股權激勵強度更高；相對于高科技企業(yè)，非高科技上市公司高管人員股權激勵強度更高；企業(yè)規(guī)模越大、董事會獨立性越高、股權集中度越高、資產(chǎn)負債率越高，公司高管股權激勵強度越低；企業(yè)成長性越高，公司高管股權激勵強度越高.由此，H1、H4、H5、H6、H7、H8得到實證結(jié)果的支持，H2得到實證檢驗，H3沒有得到實證結(jié)果的支持.

公司高管股權激勵強度，高科技企業(yè)顯著高于非高科技企業(yè)，但這一假設（H3）沒有得到實證結(jié)果的支持.其原因為受實施股權激勵企業(yè)范圍的制約，本文選取的研究樣本所處的行業(yè)有限，只占到《上市公司行業(yè)分類指引》中的行業(yè)類別的很少部分，行業(yè)類型太少可能影響到研究結(jié)論的可靠性.

最終擬合模型的決定系數(shù)R2為0.411，F(xiàn)改變量在1%的水平上顯著，回歸模型具有統(tǒng)計學意義，模型的擬合效果較好.所有變量的容忍度及方差膨脹因子指標均符合判斷標準的要求，不存在嚴重的多重共線性問題.

為了檢驗回歸結(jié)論的穩(wěn)健性，本研究對模型進行穩(wěn)健性檢驗：（1）采用2010年的樣本數(shù)據(jù)取代2007～2010年4年的樣本數(shù)據(jù)進行分層回歸分析.（2）企業(yè)成長性指標以凈利潤增長率（Grow2）取代營業(yè)收入增長率（Grow1）后，進行分層回歸分析.（3）改變變量進入模型的策略.控制變量以強制進入（Enter）法直接進入，解釋變量進入模型采用逐步回歸法（Stepwise）.通過采用新的樣本數(shù)據(jù)、替換部分代理變量及改變模型的擬合策略，所得到的回歸結(jié)論與前文研究基本一致，回歸模型的穩(wěn)健性通過檢驗（限于篇幅，模型診斷與檢驗的具體回歸統(tǒng)計量沒有報告）.

4 結(jié) 論

（1）實證研究發(fā)現(xiàn)，組織特征和治理機制影響公司高管股權激勵強度.相對于非國有性質(zhì)，國有公司高管股權激勵強度更高.這一結(jié)論與國有企業(yè)的現(xiàn)狀是相符的，一方面受到制度性“軟約束”的影響，國有公司存在嚴重的“內(nèi)部人控制”問題，企業(yè)高管在確定自己的薪酬及股權激勵方面擁有相當?shù)淖灾鳈?；另一方面，由于大多?shù)國有公司處于壟斷性行業(yè)，國家政策保護的力度大，經(jīng)營穩(wěn)定性相對較高，國有企業(yè)實施的股權激勵往往帶有一定程度的福利色彩.所以，國有公司高管有機會也有能力獲得盡可能高的股權激勵份額.這也說明，有效的股權激勵計劃的實施有賴于市場及公司治理機制的完善.同時，研究證實企業(yè)規(guī)模越大、企業(yè)風險性越大、董事會獨立性越高、股權集中度越高、資產(chǎn)負債率越高，公司高管股權激勵強度越低；企業(yè)成長性越高，公司高管股權激勵強度越高.

（2）將股權激勵看作人力資本產(chǎn)權實現(xiàn)的權利內(nèi)容的一個組成部分，通過高管范圍及股權收益的合理界定，在盡可能排除或減少財務資本產(chǎn)權影響的情況下，實證分析了組織特征及治理機制對公司高管股權激勵強度的具體影響效應，從而更準確地把握了股權激勵的實質(zhì)，有助于拓寬企業(yè)實踐中如何實施高管人員股權激勵這一難題的解決思路.

（3）由于樣本年度期間實施股權激勵的企業(yè)太少，最終選取的樣本企業(yè)涵蓋的行業(yè)面較小，使得行業(yè)與股權激勵強度相關關系的分析受到限制.同時高管人員受教育程度及風險偏好因素的缺失，使得對高管人員個體特征這一影響因素的分析不夠全面.這幾個方面的局限性有待今后的研究加以改進.

［1］李維安，劉緒光，陳靖涵.經(jīng)理才能、公司治理與契約參照點——中國上市公司高管薪酬決定因素的理論與實證分析［J］.南開管理評論，2010，13（2）：4－15.

［2］MURPHY K J.Corporate performance and managerial remuneration：An empirical analysis［J］.Journal of Accounting and Economics，1985（7）：11－42.

［3］HOLDERNESS C，KROSZNER I J.Were the good old days that food changes in managerial stock ownership since the great depression［J］.Journal of Finance，1999，54（2）：435－470.

［4］SMITH C W，WATTS R L.The investment opportunity set and corporate financing，dividend and compensation policies［J］.Journal of Financial Economics，1992（32）：263－292.

［5］MEHRAN H.Executive compensation structure，ownership，and firm performance［J］.Journal of Financial Economics，1995，38（2）：163－184.

［6］諶新民，劉善敏.上市公司經(jīng)營者報酬結(jié)構(gòu)性差異的實證研究［J］.經(jīng)濟研究，2003（8）：55－63.

［7］LEWELLEN W G，CLAUDIO L，KENNETH M.Executive compensation and executive incentive problems：An empirical evidence［J］.Journal of Accounting and Economics，1987（9）：287－310.

［8］HUTCHINSON M，A Gul，F(xiàn).The effects of executive share options and investment opportunities on firms accounting performance：Some Australian evidence［J］.British Accounting Review，2006（38）：277－297.

［9］周建波，孫菊生.經(jīng)營者股權激勵的治理效應研究［J］.經(jīng)濟研究，2003（5）：74－82.

［10］張宏.中國上市公司高管報酬結(jié)構(gòu)與企業(yè)業(yè)績研究［D］.武漢：華中科技大學，2010：54；135－137.

［11］JIN L.CEO compensation，diversification and incentives［J］.Journal of Financial Economics，2002（66）：29－63.

［12］LAMBERT R.The structure of organizational incentives［J］.Administrative Science Quarterly，1987（38）：223－245.

［13］CORDEIRO J J，VELIYATH R.Beyond pay for performance：A panel study of the determinants of CEO compensation［J］.American Business Review，2003（4）：89－94.

［14］SHRIEVES R E.Executive compensation structure and corporate governance choices［J］.Journal of Financial Research，2001，24（4）：495－512.

［15］HARLEY E R，WIGGINS A.The influence of firm and manager specific characteristics on the structure of executive compensation［J］.Journal of Corporate Finance，2001，7（2）：101－123.

［16］MOHAN Nancy，RUGGIERO John.Influence of firm performance and gender on CEO compensation［J］.Applied E－conomics，2007，39（9）：1107－1113.

［17］劉澤雙，白霞.企業(yè)薪酬安排方式的相機選擇分析——基于所有者與經(jīng)理人人力資本在企業(yè)發(fā)展中相對重要性的變化［J］.南開管理評論，2008，11（5）：73－78.

［18］徐萬里，錢錫紅，梁瑞芝.基于傳記特征的CEO繼任財富效應研究［J］.管理科學，2009，22（5）：24－33.

［19］楊德明，趙璨.媒體監(jiān)督、媒體治理與高管薪酬［J］.經(jīng)濟研究，2012（6）：116－126.

［20］CUI Huimin，MAK Y T.The relationship between managerial ownership and firm performance in high R＆D firms［J］.Journal of Corporate Finance，2002（8）：313－336.

［21］黃慧馨，代冰彬.高科技企業(yè)經(jīng)理人持股與公司長期業(yè)績的相關性研究［J］.經(jīng)濟科學，2005（3）：120－128.

［22］王華，黃之駿.經(jīng)營者股權激勵、董事會組成與企業(yè)價值——基于內(nèi)生性視角的經(jīng)驗分析［J］.管理世界，2006（9）：101－116，172.

［23］徐大偉，蔡銳，徐鳴雷.管理層持股比例與公司績效關系的實證研究——基于中國上市公司的 MBO［J］.管理科學，2005，18（4）：40－47.

［24］魯海帆.高管團隊內(nèi)薪酬差距、合作需求與多元化戰(zhàn)略［J］.管理科學，2007，20（4）：30－37.

［25］徐向藝，張立達.上市公司股權結(jié)構(gòu)與公司價值關系研究——一個分組檢驗的結(jié)果［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2008（4）：102－109.

［26］劉銀國，高瑩，白文周.股權結(jié)構(gòu)與公司績效相關性研究［J］.管理世界，2010（9）：177－179.

［27］呂長江，趙宇恒.國有企業(yè)管理者激勵效應研究——基于管理者權力的解釋［J］.管理世界，2008（11）：99－109.