股權(quán)激勵能提高公允價值薪酬契約的有效性嗎

郝玉貴（教授），李昀澤

一、引言

所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離是現(xiàn)代公司制度的基本特征。這種兩權(quán)分離制度衍生出了委托代理問題，委托人和代理人之間的信息不對稱又導(dǎo)致了道德風(fēng)險和逆向選擇。這就需要設(shè)計一套對代理人有效的激勵機制，而有效的薪酬契約正是解決委托代理問題的重要手段。早期的研究表明，我國高管薪酬與會計信息不具有相關(guān)性，為了增強高管薪酬與企業(yè)業(yè)績的相關(guān)性，我國率先在國有企業(yè)中進行了探索，早在2004年便出臺了《中央企業(yè)負責人薪酬管理暫行辦法》。此后，有關(guān)高管薪酬的討論就一直不絕于耳，而高管薪酬與公司業(yè)績不對稱上漲的現(xiàn)象頻現(xiàn)。十八屆三中全會在推動國有企業(yè)完善現(xiàn)代企業(yè)制度時指出，要建立職業(yè)經(jīng)理人制度，在更好地發(fā)揮企業(yè)家才能的同時要做到收入能增能減。2014年8月，習(xí)總書記在中央全面深化改革領(lǐng)導(dǎo)小組第四次會議上也強調(diào)“國企高管薪酬制度改革要‘合嚴并驅(qū)’，既不挫傷高管的積極性又不惡化收入分配格局”，這表明黨中央也對高管薪酬的不對稱性給予了高度關(guān)注。

由于管理層的努力難以直接觀察，會計信息往往成為薪酬契約制定的依據(jù)，契約的有效性也是會計信息決策有用性的重要體現(xiàn)。作為最能直接反映資產(chǎn)負債現(xiàn)時價值的公允價值信息在諸多方面的決策有用性已經(jīng)被證實，如列報位置、公司的IPO過程以及公允價值的不同計量層次。隨著2006年企業(yè)會計準則重新引入公允價值計量屬性，公允價值相關(guān)研究也在日趨升溫。自劉浩、孫崢（2008）提出公允價值的研究應(yīng)當結(jié)合我國的具體國情、以契約觀為導(dǎo)向之后，薪酬契約作為企業(yè)內(nèi)部契約的重要組成部分，受到了學(xué)者們的廣泛關(guān)注，也取得了較多的研究成果，但仍未得到一致結(jié)論。徐經(jīng)長、曾雪云（2010）較早研究了公允價值與薪酬契約的關(guān)系，首次發(fā)現(xiàn)了公允價值盈余與高管薪酬契約具有相關(guān)性，但同時也存在“重獎輕罰”的不對稱性，即高管薪酬只與公允價值變動收益正相關(guān)，而與損失沒有顯著相關(guān)性。此后，又有多位學(xué)者圍繞公允價值與高管薪酬的不對稱性進行了研究。鄒海峰等（2010）研究了董事長、總經(jīng)理和財務(wù)總監(jiān)的個別薪酬與公允價值盈余之間的關(guān)系。張金若等（2011）研究了兩類不同性質(zhì)（直接計入損益與計入所有者權(quán)益）的公允價值盈余與高管薪酬之間的關(guān)系，均發(fā)現(xiàn)公允價值與高管薪酬契約之間存在“重獎輕罰”的不對稱性。但也有研究因使用的研究變量或行業(yè)不同而發(fā)現(xiàn)公允價值契約與高管薪酬無關(guān)。張金若等（2013）發(fā)現(xiàn)考慮了投資收益轉(zhuǎn)回后公允價值盈余與高管薪酬沒有顯著關(guān)系。鄭開焰、劉建偉（2014）以我國銀行業(yè)上市公司作為研究對象，也未發(fā)現(xiàn)高管薪酬與公允價值盈余存在相關(guān)關(guān)系。2014年財政部頒布并實施了《企業(yè)會計準則第39號——公允價值計量》（CAS 39），明確了公允價值的計量層次，對公允價值做出了更加具體和詳細的界定。在CAS 39實施后，公允價值是否對高管薪酬契約有新的影響是一個值得研究的問題。

作為一種新興的激勵方式，股權(quán)激勵被看做傳統(tǒng)貨幣薪酬激勵的一個重要補充，股權(quán)激勵已經(jīng)在降低代理成本（宋玉臣，2017）、提升企業(yè)績效（趙華偉，2016；章雁等，2015）、抑制企業(yè)非效率投資（徐倩，2014；汪健等，2013；Laux V.，2012）等方面發(fā)揮了重要的公司治理作用。試行了10年的《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》于2016年8月16日正式實施，標志著在經(jīng)歷了長期的探索過程后，我國在健全激勵機制方面取得了重大進展。有效的公司治理機制可以提高薪酬契約的有效性（徐經(jīng)長，2010），那么，股權(quán)激勵作為一種改善公司治理的有效手段，能否提高公允價值薪酬契約的有效性，仍有待實證檢驗。

基于此，本文以2014年CAS 39實施前后為分界點，研究了公允價值與高管薪酬契約之間的關(guān)系，探究了股權(quán)激勵是否能夠提高薪酬契約的有效性。本文可能的貢獻在于：第一，比較了CAS 39實施前后公允價值對薪酬契約的影響，發(fā)現(xiàn)CAS 39實施后公允價值與薪酬契約的相關(guān)性得到了增強，豐富了公允價值與薪酬契約的研究；第二，研究了股權(quán)激勵對公允價值與薪酬契約間關(guān)系的影響，發(fā)現(xiàn)在CAS 39實施后，實施股權(quán)激勵計劃的公司其公允價值薪酬契約相較于未實施股權(quán)激勵計劃的公司更加有效，彌補了相關(guān)研究的不足。

二、理論分析與假設(shè)提出

高管薪酬契約制定的重要依據(jù)是管理者的努力程度，而作為委托人的股東難以直接觀察管理者的努力程度，公司業(yè)績便成為衡量管理者努力程度的次優(yōu)指標（Jensen、Murphy，1990）。會計盈余是管理層經(jīng)營成果的主要體現(xiàn)，能夠較好地傳遞管理層的努力程度信息，因而對管理層薪酬契約的研究最早也從會計盈余開始。國內(nèi)外大量研究表明會計盈余與高管薪酬具有正相關(guān)關(guān)系（Leone等，2006；杜興強，2007）。如今，公允價值引入我國已經(jīng)有十年之久，公允價值在企業(yè)財務(wù)報告中的應(yīng)用也更加廣泛與深入，公允價值盈余已成為會計盈余中的重要組成部分。與企業(yè)的其他經(jīng)營活動一樣，企業(yè)的投資活動同樣也需要管理者付出努力，管理者享有投資的決策權(quán)，投資什么品種、在什么時點進行投資，都需要管理者根據(jù)企業(yè)的經(jīng)營狀況和市場形勢進行綜合考慮，這就需要管理者為此付出努力。有效的薪酬契約也應(yīng)當反映出管理層為公允價值盈余所做出的努力。大量關(guān)于高管薪酬的研究表明，高管薪酬具有“粘性”，高管往往會因為擔心薪酬下降使自身聲譽受損或影響未來升遷，而不愿意接受薪酬的降低。行為金融學(xué)認為行為人往往具有自我歸因偏見（selfattribution bias）的傾向，即常常將成功的結(jié)果歸功于自身的能力而將失敗的結(jié)果歸責于外在因素。同時，由于管理層與股東之間存在信息不對稱，管理層很可能將產(chǎn)生的收益歸功于自己的努力，加之公允價值盈余具有易隨市場波動而波動的特點，給了管理層將損失歸咎于市場環(huán)境等客觀因素的絕佳借口。由此，提出如下假設(shè)：

H1：管理層薪酬與公允價值收益和損失的相關(guān)性不同。

H1a：管理層薪酬與公允價值收益正相關(guān)。

H1b：管理層薪酬與公允價值損失不存在相關(guān)性。

有效的公司治理機制可以提高薪酬契約的有效性。股權(quán)激勵對于公司治理的影響具有兩面性，其成效取決于激勵效應(yīng)和代理效應(yīng)之間的權(quán)衡（劉井建，2017）。最優(yōu)契約論認為，股權(quán)激勵能夠降低代理成本，從而改善公司治理。其對于公允價值與薪酬契約的影響機理主要表現(xiàn)在：一方面股權(quán)激勵提高了管理層的努力水平，利于管理層進行投資決策（Minnick，2011），從而提高了管理層薪酬與公允價值盈余的相關(guān)性；另一方面，股權(quán)激勵降低了代理成本，弱化了管理層出現(xiàn)經(jīng)營損失時將責任歸咎于外界這種自我歸因偏見的動機，從而提高了公允價值與高管薪酬的有效性。

管理層權(quán)力論認為，股權(quán)激勵很可能引發(fā)管理層的尋租行為。管理層可能為了達到行權(quán)的目標而進行盈余管理或通過其他機會主義行為損害公司和股東的利益。現(xiàn)有研究也發(fā)現(xiàn)了公司在實施股權(quán)激勵計劃前后伴隨著顯著的盈余管理行為（McAnally，2008；張娟、黃志忠，2014）。周嘉南、雷霆（2014）也發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵引發(fā)了盈余管理行為，從而提高了公司的權(quán)益資本成本。股權(quán)激勵對于公允價值與薪酬契約的影響機理主要表現(xiàn)在：一方面，管理層可能利用公允價值進行盈余管理或其他機會主義行為，降低公允價值盈余的相關(guān)性；另一方面，可能進一步加劇代理問題，使得管理層更傾向于為自己開脫責任，從而損害了公允價值與薪酬契約的有效性（見下圖）。由此，本文提出如下競爭性假設(shè)：

H2a：實施股權(quán)激勵計劃的公司，公允價值與高管薪酬契約的不對稱性得到緩解。

H2b：實施股權(quán)激勵計劃的公司，公允價值與高管薪酬契約的不對稱性將會加劇。

理論推理框架圖

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文選取2011～2016年持有公允價值變動損益的滬深A(yù)股上市公司為樣本，并剔除了以下樣本：①ST、?ST和PT樣本；②金融行業(yè)的樣本；③變量數(shù)據(jù)缺失和異常的樣本。最終得到3439個觀測值。其中2011～2013年有1511個、2014～2016年有1928個。

本文的股權(quán)激勵數(shù)據(jù)來源于Resset數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并手工篩選出與公允價值變動損益對應(yīng)的投資收益部分。

（二）變量選取

1.被解釋變量。高管薪酬，根據(jù)現(xiàn)有文獻的做法采用排名前三位的董事、監(jiān)事、高管薪酬之和（徐經(jīng)長、曾雪云，2010）。

2.解釋變量。

（1）會計盈余變量的測度。由于本文要研究公允價值信息對高管薪酬的影響，故將會計盈余信息拆分成公允價值盈余與其他盈余。

對于公允價值盈余的測度，現(xiàn)有文獻通常直接采用利潤表中“公允價值變動損益”項目（徐經(jīng)長，2010；張金若，2011；王建玲，2015）。胡奕明、劉奕均（2012）最早注意到了這種方法的不足，率先使用了“公允價值變動凈收益+投資凈收益中公允價值計量部分”衡量公允價值凈收益。張金若等（2013）指出，直接采用利潤表中“公允價值變動損益”項目計量公允價值變化忽視了出售金融資產(chǎn)后“公允價值變動損益”需要轉(zhuǎn)入“投資收益”這一過程，將導(dǎo)致公允價值變動損失的計量產(chǎn)生偏誤，并提出應(yīng)當采用“公允價值變動損益”加上“投資收益”相關(guān)部分?！巴顿Y收益相關(guān)部分”包括交易性金融資產(chǎn)、負債及公允價值變動直接計入當期損益的其他金融資產(chǎn)或金融負債產(chǎn)生的投資收益。本文認為考慮投資收益轉(zhuǎn)回更能恰當?shù)胤从彻蕛r值變動的真實狀況，故采用第二種做法。

為了避免非經(jīng)常性利潤的影響，其他盈余的測度采用利潤表中“營業(yè)利潤”扣除公允價值盈余后的凈額來表示。

（2）股權(quán)激勵。股權(quán)激勵變量（StoInc）為虛擬變量，參考劉井建等（2017）的做法，公司實施股權(quán)激勵計劃的當年以及之后年份取1，之前年份取0，同時根據(jù)股權(quán)激勵計劃的有效期和行權(quán)結(jié)果，在公司行權(quán)結(jié)束以及有效期屆滿后取0。

3.控制變量。參考徐經(jīng)長等（2010）、張金若等（2013）的研究，控制了其他可能影響高管薪酬的公司治理因素：企業(yè)規(guī)模（SIZE）、獨立董事比例（DIR）、第一大股東持股比例（RAT）、成長性（Growth）、實際控制人性質(zhì)（FST）以及反映財務(wù)報表質(zhì)量的是否由前十大會計師事務(wù)所審計（ADU10）、反映公司整體報酬水平的職工薪酬（Wage），同時控制了年度與行業(yè)變量。

在進行多元線性回歸時，對上述連續(xù)變量進行1%與99%分位的縮尾（winsorize）處理，以排除極端值對結(jié)果的影響，同時使用聚類穩(wěn)健的標準誤以緩解異方差對回歸結(jié)果造成的影響。

各變量的含義見表1。

表1 主要變量及說明

（三）模型設(shè)定

現(xiàn)有研究高管薪酬契約與企業(yè)業(yè)績的文獻多采用對數(shù)模型（Leone等，2006；方軍雄，2009；鄒海峰等，2010；張金若等，2013），該模型的最大好處是不損失樣本個數(shù)，因此更為常用?？紤]到本文需對2014年CAS 39實施前后的樣本進行分組，為保有較多樣本量，擬采用對數(shù)模型。具體模型設(shè)定如下：

為了考察實施股權(quán)激勵公司與未實施股權(quán)激勵公司公允價值盈余與高管薪酬之間的差異，在模型一的基礎(chǔ)上加入股權(quán)激勵（StoInc）進行分組，構(gòu)造出模型二。其中，β1代表未實施股權(quán)激勵計劃的公司公允價值盈余與高管薪酬的相關(guān)性，β1+β2表示實施股權(quán)激勵公司公允價值盈余與高管薪酬的相關(guān)性。

其中，Control為除行業(yè)和年度外的控制變量。

四、描述性統(tǒng)計與實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

表2 研究樣本各年度分布情況

表2顯示了樣本的年度分布特征，可以看出2011～2016年上市公司持有公允價值變動損益的樣本數(shù)量呈現(xiàn)上升態(tài)勢，表明隨著時間的推移，公允價值計量屬性在上市公司中的應(yīng)用越發(fā)廣泛。

另外，實施股權(quán)激勵的樣本數(shù)量也呈現(xiàn)上升趨勢，表明越來越多的公司采用股權(quán)激勵方式，公司對管理層的激勵手段更加多元化。

表3列示了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢钥闯鑫覈鲜泄靖吖艿男匠瓴町惡艽?，最低僅為9.72萬元，最高則達到4267.24萬元。在持有公允價值盈余的樣本中，有14.37%的樣本實施了股權(quán)激勵計劃，整體而言，股權(quán)激勵的應(yīng)用程度比較低，而傳統(tǒng)的貨幣薪酬仍是高管的主要激勵方式。

控制變量中，獨立董事占比最小值為23.07%，低于法定的獨立董事應(yīng)達到董事會人數(shù)1/3的要求，均值也僅僅達到監(jiān)管要求，表明上市公司的內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)仍待完善。

表4列示了各相關(guān)變量間的person相關(guān)系數(shù)，絕大多數(shù)研究變量的person相關(guān)系數(shù)小于0.5，且后文模型中各個變量的方差膨脹因子（VIF）均小于10，表明各研究變量間受共線性影響較小。公允價值盈余、普通盈余與高管薪酬的相關(guān)系數(shù)分別為0.048和0.226，均在1%的水平上顯著，初步表明會計盈余對于高管薪酬具有顯著正向影響。普通盈余的相關(guān)系數(shù)大于公允價值盈余，表明高管薪酬主要仍受普通盈余的影響。描述性統(tǒng)計結(jié)果可以對上述觀點予以初步佐證。當然，相關(guān)性分析的結(jié)果還需要多元回歸進行進一步證實。

表3 描述性統(tǒng)計

（二）多元回歸分析

2014年1月28日財政部發(fā)布了《關(guān)于印發(fā)〈企業(yè)會計準則第39號——公允價值計量〉的通知》（財會［2014］6號），并于7月1日起正式實施。該準則的頒布實現(xiàn)了我國公允價值準則與IFRS 13的趨同。相較于2006年頒布的企業(yè)會計準則將公允價值計量分散在多個具體準則，CAS 39規(guī)范了公允價值的定義，明確了公允價值計量的方法和層次，并對公允價值計量相關(guān)信息的披露做出了具體要求，對我國會計準則中公允價值計量屬性的應(yīng)用起到了統(tǒng)領(lǐng)作用。會計準則的發(fā)布具有治理作用和市場反應(yīng)（Thapa、Brown，2005；杜興強等，2009；劉斌等，2011）。郭飛等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，CAS 39的實施削弱了衍生工具對利潤的平滑作用。非套期衍生工具產(chǎn)生的損益需要以公允價值計量并計入當期損益，從而對企業(yè)的業(yè)績產(chǎn)生影響，進而對高管薪酬產(chǎn)生影響。因此，有必要以2014年作為分界點，來考察公允價值盈余對高管薪酬的影響。

表5列示了2011～2013年公允價值盈余對高管薪酬影響的回歸結(jié)果，可以看出在2014年CAS 39實施前，F(xiàn)V的系數(shù)無論是在FV＞0、FV＜0還是全樣本下均不顯著，說明在不實施股權(quán)激勵的情況下，公允價值盈余與高管薪酬不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，這與張金若等（2013）的研究結(jié)果類似，即考慮了投資收益轉(zhuǎn)回后，無論是正向還是負向公允價值變動損益均與高管薪酬無關(guān)，與徐經(jīng)長、曾雪云（2010）的研究結(jié)果不一致。同時，REV的系數(shù)在FV＞0、FV＜0以及全樣本下均為正，且在1%的水平上顯著，表明高管薪酬的制定完全取決于普通盈余而不是公允價值盈余。此時（2014年以前），公允價值與高管薪酬契約是完全無效的，不支持H1。

表4 各變量person相關(guān)系數(shù)

在加入股權(quán)激勵變量進行進一步分組研究后發(fā)現(xiàn)，公允價值盈余為正且實施股權(quán)激勵的樣本中股權(quán)激勵對于公允價值正向盈余與高管薪酬具有顯著的正向影響，StoInc_fv的系數(shù)為24.365，在1%的水平上顯著，β1+β2的系數(shù)為25.331，F(xiàn)值為13.22，在1%的水平上顯著，說明實施股權(quán)激勵的公司，公允價值盈余對于高管薪酬產(chǎn)生了正向

作用。但同時可觀察到，當公允價值為負時，公允價值損失雖然對高管薪酬有負向影響，但并不顯著。說明即使在實施了股權(quán)激勵的公司中，公允價值損失也未給高管帶來應(yīng)有的“懲罰”，表現(xiàn)出了一定的“重獎輕罰”現(xiàn)象。全樣本中，實施股權(quán)激勵的公司其公允價值盈余對高管薪酬產(chǎn)生了正向作用，β1+β2的系數(shù)為24.478，均在1%的水平上顯著，說明股權(quán)激勵計劃的實施雖然未能完全解決薪酬契約的不對稱性問題，但在一定程度上相比于未實施股權(quán)激勵計劃的公司，提高了高管薪酬契約對公允價值盈余的敏感性。

表6列示了2014～2016年公允價值盈余對高管薪酬影響的回歸結(jié)果，可以看出在2014年CAS 39實施后，考慮了投資收益轉(zhuǎn)回后的公允價值盈余對于高管薪酬開始產(chǎn)生影響。具體而言，在FV＞0時FV系數(shù)為7.462，在10%的水平上顯著，表現(xiàn)出了較弱的相關(guān)性。說明在CAS 39實施后，高管薪酬的制定開始關(guān)注高管為公司帶來的公允價值盈余，支持H1a。另外，當FV＜0時，F(xiàn)V系數(shù)不顯著，表明公允價值損失沒有導(dǎo)致高管薪酬的下降，即出現(xiàn)了“重獎輕罰”現(xiàn)象。這一結(jié)果與徐經(jīng)長、曾雪云（2010）的研究一致，說明在實施CAS 39之后，雖然公允價值盈余與高管薪酬契約的相關(guān)性有所加強，但“重獎輕罰”這一“頑疾”依然存在，支持H1b，從而H1得到驗證。此外，REV系數(shù)為3.289，在1%的水平上顯著，表明高管薪酬契約仍由普通盈余所主導(dǎo)。

在加入股權(quán)激勵計劃對樣本進行進一步分組后，發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵提高了公允價值盈余對高管薪酬契約的有效性。具體表現(xiàn)在，當公允價值盈余為正時，StoInc_fv的系數(shù)為26.252，在1%的水平上顯著，β1+β2的系數(shù)為33.714，F(xiàn)值為37.69，在1%的水平上顯著，說明在實施股權(quán)激勵計劃的公司中，高管薪酬的制定對于高管為企業(yè)帶來的公允價值盈余更加看重。同時，當公允價值盈余為負時，StoInc_fv的系數(shù)為-56.889，在5%的水平上顯著，β1+β2的系數(shù)為-52.448，在10%的水平上顯著，說明在實施股權(quán)激勵的公司中，當高管為公司帶來公允價值損失時，受到了明顯的“懲罰”，股權(quán)激勵計劃的實施有效地提升了高管薪酬的有效性，支持H2a，拒絕H2b。在全樣本結(jié)果中，β1+β2的系數(shù)在1%的水平上顯著，表明總體來說，在實施股權(quán)激勵計劃的公司中公允價值盈余與高管薪酬具有較強的相關(guān)性。

表5 2011～2013年分組回歸結(jié)果

表6 2014～2016年分組回歸結(jié)果

此刻獨立董事比例影響已經(jīng)不顯著，說明股權(quán)激勵計劃的實施可能在一定程度上替代了一部分內(nèi)部治理機制。

五、穩(wěn)健性檢驗

為了使結(jié)果更具有說服力，本文采用以下方法進行穩(wěn)健性檢驗：①對模型進行Ramsey檢驗。對上述模型進行Ramsey檢驗，2011～2013年三組樣本的F值分別為4.10、4.88、5.05，2014～2016年三組樣本的F值分別為2.61、2.85、4.24，均通過了檢驗，說明上述模型不存在遺漏變量的問題。②替換解釋變量。本文分別采用排名前三位董事薪酬、排名前三位高管薪酬來代替高管薪酬變量，以及采用利潤總額扣除公允價值盈余來代替普通盈余，回歸結(jié)果與上述研究沒有明顯差異。

六、研究結(jié)論

本文采用2011～2016年滬深兩市的數(shù)據(jù)，研究了我國上市公司股權(quán)激勵計劃對公允價值盈余與高管薪酬契約的影響，同時對2014年CAS 39實施前后的樣本公司分別進行了檢驗，得出以下結(jié)論：

第一，與張金若等（2013）的研究一致，公允價值盈余與高管薪酬在2014年CAS 39實施前沒有顯著的相關(guān)性，而在2014年后，公允價值收益與高管薪酬正相關(guān)，但損失與高管薪酬不相關(guān)，表明2014年CAS 39的實施在一定程度上提高了公允價值薪酬契約的相關(guān)性，但仍存在“重獎輕罰”的不對稱性。

第二，實施股權(quán)激勵有助于提高公允價值薪酬契約的有效性。具體而言，實施股權(quán)激勵的公司，公允價值收益與高管薪酬正相關(guān)，公允價值損失與高管薪酬負相關(guān)，高管薪酬表現(xiàn)出了“獎得罰失”的有效狀態(tài)。

第三，這一研究結(jié)果也說明CAS 39的實施增強了公允價值與高管薪酬契約的有效性，取得了一定的成效，但同時高管薪酬契約的不對稱性仍然存在，公允價值會計準則仍需要進一步完善。另外，本文也證明了股權(quán)激勵在提升公允價值與高管薪酬契約有效性方面展現(xiàn)出的主要是其積極的一面，支持了最優(yōu)契約理論，也為進一步推進上市公司高管股權(quán)激勵計劃的實施，探索高管薪酬多元化提供了實證支持。

主要參考文獻：

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