管理層權力對管理層薪酬的影響
——基于無實際控制人上市公司的PSM檢驗

○ 于培友，牛曉童，張美玲

（青島科技大學 經濟與管理學院，山東 青島 266061）

一、引言

管理層薪酬激勵理論主要有最優(yōu)契約理論和管理層權力理論。最優(yōu)契約理論認為，通過設定契約可以實現(xiàn)對管理層的激勵以實現(xiàn)股東利益最大化，減緩代理問題[1]。而管理層權力理論認為，管理層在很大程度上可以利用自己的權力決定自己的薪酬[2，3]，管理層權力是影響其薪酬的重要因素[4]，管理層權力增加會提高管理層薪酬[5]，管理層薪酬成為管理層利用權力尋租的重要形式。管理層薪酬不但不是解決代理問題的潛在工具，反而是代理問題本身的一部分[6，7]。

目前，我國上市公司仍是以大股東控制為主的股權結構，股權分散結構公司的比例仍然較低，對于大股東侵占的研究和關注度高，而對于分散結構下管理層控制帶來的代理問題關注較少。伴隨股權分散結構公司日漸增多，無實際控制人上市公司數(shù)量不斷增加，據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)，2018年達到232家，占A股上市公司總數(shù)的近7%。對于股權分散結構下管理層權力大而帶來的代理問題應引起足夠重視。無實際控制人上市公司由于缺少控股股東和實際控制人對管理層權力的制約，管理層權力要高于有實際控制人的上市公司，對無實際控制人公司管理層薪酬的研究可以為管理層權力理論提供進一步的驗證，也為我國上市公司管理層薪酬制定提供借鑒意義。

本文將以無實際控制人上市公司管理層薪酬為主題進行研究，以回答以下問題：第一，無實際控制人上市公司管理層權力強是否會有更高的管理層薪酬？管理層薪酬更高是否因其業(yè)績好？第二，無實際控制人上市公司的第一大股東持股比例高低以及總經理與董事長兼任（兩職兼任）與否如何影響管理層薪酬？

本文采用傾向得分匹配方法（PSM）對無實際控制人上市公司的管理層薪酬進行檢驗，由此推斷管理層權力對管理層薪酬的影響，研究無實際控制人公司的代理問題?？赡艿膭?chuàng)新之處在于：第一，傳統(tǒng)的分析方法并不區(qū)分樣本公司有無實際控制人，采用董事長與總經理兼任、總經理任職時間等管理層的內在權力衡量權力強弱，缺少制約管理層權力的控股股東因素的分析，目前還沒有文獻對無實際控制人公司的管理層權力與管理層薪酬關系進行研究，本文用有無實際控制人公司為樣本來衡量管理層權力的影響則抓住了影響管理層權力的關鍵外在因素，更能準確反映管理層權力的影響。第二，通過運用PSM方法，對無實際控制人公司（處理組）匹配有實際控制人公司（控制組），兩組之間除了有無實際控制人這一因素外，其他因素都相同或相近，只考慮有無實際控制人這一因素對管理層薪酬的影響，能夠在統(tǒng)計方法上更加準確地衡量管理層權力差異對管理層薪酬的影響，避免其他內生性問題。

二、文獻述評與研究假設

為驗證管理層權力對管理層薪酬的影響，需要衡量管理層權力強弱。Finkelstein將總經理權力劃分為結構權力、所有權權力、專家權力和聲望權力，其中，用總經理和董事長是否二職合一、薪酬數(shù)值衡量結構權力，用總經理持股比例以及是否是公司創(chuàng)始人等來衡量所有權權力，用總經理之前在其他單位任職數(shù)量以及其從事的行業(yè)數(shù)量衡量專家權力，用總經理的教育背景、兼任其他公司董事數(shù)量衡量其聲望權力[8]。我國對管理層權力研究的文獻也基本是采用類似方法衡量管理層的內在權力，如多位學者采用了兩職合一、任職年限[9-12]，還有學者采用執(zhí)行董事的比例[10，12]。這些衡量管理層權力的方法固然有其有效性，但這些權力基本是由管理層自身持股、任職、聲望等自身條件帶來的權力，是內在權力，卻忽略了權力是博弈的結果，受其他權力主體制衡程度的影響，即忽視了外在權力強弱對管理層權力的影響。公司管理層受董事會權力的直接制約，而最終受股東的股權表決權制約，顯然公司股權結構也是影響管理層權力的重要因素，甚至會變成首要因素。

根據(jù)我國《公司法》的界定，實際控制人是指雖不是公司的股東，但通過投資關系、協(xié)議或者其他安排，能夠實際支配公司行為的人。根據(jù)《上市公司收購管理辦法》中關于擁有上市公司控制權的規(guī)定可以推定，無實際控制人公司指不存在持股超過50%的控股股東，不存在實際支配超過30%表決權的投資者，不存在控制董事會半數(shù)成員選任的投資者，不存在實際支配公司股份表決權對股東大會決議產生重大影響的投資者等情形。從我國實際控制人的界定可以推斷，有實際控制人和無實際控制人公司顯著的差異是有無控股股東或最終控制人可以決定董事會過半數(shù)董事席位，存在控股股東和實際控制人的公司其管理層權力受到的制約，要明顯高于無控股股東、無實際控制人的公司，無實際控制人上市公司管理層外在權力要明顯高于有實際控制人上市公司。

不同于以往研究主要從兩職合一、任職年限等內在權力因素研究管理層權力與薪酬的關系[9-12]，本文主要從管理層權力的外在因素研究管理層權力與薪酬的關系。有無實際控制人應該成為衡量管理層權力高低的第一因素，由此管理層權力高的無實際控制人公司管理層薪酬較有實際控制人公司是否更高，可以為管理層權力對管理層薪酬的影響提供更加有力的證據(jù)，也能揭示我國股權分散結構下無實際控制人公司的代理問題。

（一）無實際控制人與管理層薪酬和公司業(yè)績

公司代理問題有兩類：一類是大股東憑借其表決權優(yōu)勢取得控股權，可能會通過關聯(lián)交易等方式侵占小股東利益，此時，大股東因其控股權足以對管理層形成約束，管理層權力受到限制，管理層沒有足夠權力影響自身薪酬，即使大股東同時擔任管理層，相對于更加隱性、金額巨大的關聯(lián)交易等侵占形式，大股東通過提高管理層薪酬獲得利益則顯得沒有必要，也易引起關注，因為我國上市公司股權結構以大股東控制為主，這一類代理問題較為多見。另一類是股權分散結構下，股東難以集體行動，任何單一股東對董事會控制弱，董事難以對管理層進行制約，因此管理層權力大，管理層可能會在較少的約束下追求自身利益最大化，獲取高薪酬，形成代理問題。

無實際控制人上市公司管理層權力要明顯高于有實際控制人的上市公司，原因如下：（1）缺少單一大股東對公司的治理，股東治理能力弱。由于缺乏實際控制人，沒有單一大股東可以相對其他股東擁有顯著優(yōu)勢影響股東大會決議，股東分散且難以聯(lián)合，投資者中自然人和小投資者持股比例高，股東行權積極性低，治理能力弱，這一股東結構特點削弱了股權分散結構下股東對管理層的制衡能力。（2）董事會對管理層的約束較弱。董事會是股東對管理層監(jiān)督約束的中介，董事會代替股東與管理層簽訂薪酬契約。由于股權分散，一般不存在單一大股東提名多個董事的情形，公司董事席位并非單一的股東利益代表，董事代表的利益主體分散，董事聯(lián)合較困難，難以對管理層產生強有力的制約。而在缺乏控股股東壓力時，董事為自身利益考慮，會迎合可以影響董事利益的管理層，管理層能夠對董事會施加重大的影響。Main指出一些CEO掌握了董事提名過程[2]。在薪酬契約簽訂過程中，董事也缺乏充分的信息與管理層談判。（3）市場治理作用有限會使得管理層權力增強。產品市場競爭在短期內往往不會對管理層形成巨大壓力，競爭壓力也難以傳導至管理層薪酬的制訂。而管理層并非通用性或基礎性管理崗位，不存在一個完全充分的市場，經理人市場關注經理人以往業(yè)績而非薪酬。而外部控制權市場雖然會使公司面臨高管被更換的威脅，但管理層可以通過分級董事會、金降落傘等管理層控制權防御機制保護自身控制權，減緩控制權市場的外部治理效果。

因無實際控制人公司的股東、董事會及外部市場制約較弱，管理層具有更強的權力通過提高管理層薪酬獲得私利。研究表明，高管薪酬水平隨其控制權提升而顯著提高，高管高薪并未有效降低公司代理成本，反而提高了代理成本[13]。納超洪研究發(fā)現(xiàn)管理層會利用自由裁量權獲取更多個人利益[11]，權小鋒和吳世農等對國有企業(yè)的研究表明，管理層權力越大，其私有收益越高[12]。由此，提出研究假設1。

假設1：無實際控制人公司管理層薪酬會更高。

最優(yōu)契約理論認為，薪酬與公司業(yè)績掛鉤，薪酬對業(yè)績敏感才能有效激勵約束管理層提高公司業(yè)績，為股東創(chuàng)造價值，緩解代理問題。公司經營業(yè)績受管理層能力、努力以及外部環(huán)境因素等多方面影響，管理層薪酬如果與業(yè)績掛鉤則薪酬具有較大的不確定性。由于董事會不能完全控制管理層薪酬契約的制定，管理層有動機和能力影響自己的薪酬，利用權力尋租獲取高薪酬，使得薪酬不依賴于企業(yè)業(yè)績[6，7]。同時，管理層有能力掩飾其薪酬與業(yè)績的關聯(lián)性，減少信息披露，模糊薪酬制定依據(jù)，在股東對管理層薪酬關注度低或者難以制約時，管理層則會有更大的動機實施高薪酬。而一旦管理層有足夠權力可以不憑借業(yè)績就可以獲得高薪酬，管理層自然不會有激勵和約束取得更好的業(yè)績，管理層薪酬對經營業(yè)績就不會產生顯著影響。盧銳的研究表明，管理層權力越高其貨幣薪酬越高，但管理層權力高并不能使得公司業(yè)績更好[14]。也有研究表明，民營上市公司管理層權力越大，薪酬與真實業(yè)績之間的相關性越弱[15]。由此，提出研究假設2。

假設2：無實際控制人公司并不會因管理層薪酬高而業(yè)績好。

（二）第一大股東持股、兩職兼任與管理層薪酬

部分研究從股權結構角度分析管理層權力對管理層薪酬的影響。Bertrand和Mullainathan在衡量管理層權力時采用了制約管理層權力的一些因素，比如是否存在大股東、董事會規(guī)模和內部董事比例等，股東和董事會治理能力弱化會提高總經理的權力[16]。第一大股東持股比例與總經理的薪酬存在負相關關系[17]。公司存在大股東時，可以有效限制總經理的權力。Hambrick等發(fā)現(xiàn)由股東控制的公司的CEO薪酬比由管理層控制的公司的要低[18]。而股權較為分散的公司管理者權力較大[6]。雖然無實際控制人上市公司并無控股股東，但是第一大股東持股比例高仍然會使得其有更多表決權，可以提名更多的董事，可以對管理層形成更大的制約，降低管理層權力。因此，第一大股東持股比例高的公司其自定薪酬的能力受限制，其管理層薪酬會低于持股比例低的公司。由此，提出假設3。

假設3：第一大股東持股比例高的公司管理層薪酬要低。

董事會是股東對管理層進行激勵約束的中介，但董事可能會更多考慮管理層利益而不是股東利益。原因有幾方面：一是無實際控制人公司的董事會中沒有單一的控股股東決定過半數(shù)董事席位，而董事會中擔任執(zhí)行董事的總經理及其他管理者由于有信息優(yōu)勢和掌握資源的權力優(yōu)勢，在董事會會擁有事實上的權力。二是管理層掌握公司資源控制權，可以通過其權力影響董事的報酬、福利或其他利益。三是董事行使其權利需要公司提供信息、人員等方面的支持，這些需要總經理和其他管理層的支持。Bebchuk等認為，由于管理層權力的存在，董事會將會被管理層控制或影響[6，7]。Murphy指出，從程序上看，管理層薪酬由公司人事部門提出經管理層審核后提交給薪酬委員會表決，管理層有能力影響其自身薪酬的設計[19]。而董事長兼任總經理職務可以使得總經理以董事長身份對董事會成員施加影響，同時，總經理又有信息優(yōu)勢和掌握企業(yè)資源的優(yōu)勢，可以增大權力。因此董事長兼任總經理會增強管理層權力。由此，提出研究假設4。

假設4：董事長兼任總經理公司的管理層薪酬會更高。

三、研究設計

（一）研究方法

本文研究有無實際控制人與管理層薪酬之間的因果效應，傳統(tǒng)方法常因存在樣本選擇性偏差導致研究結論不可靠。PSM方法被廣泛應用于分析政策或行為的實施效果，通過傾向得分值（Propensity Scores）將處理組與控制組進行匹配，能夠降低樣本所產生的估計偏誤，有效解決內生性問題。因此，本文為避免傳統(tǒng)方法不足，選用傾向得分匹配法展開研究。

PSM方法的具體過程如下：首先，計算傾向得分值，將樣本公司中無實際控制人的公司設為處理組，有實際控制人的公司設為控制組，利用Logit回歸模型求得傾向得分值。模型如下：式（1）中X表示控制組的多個變量特征，如果多個變量特征與處理組最相近，則D=1，否則D=0，傾向得分值可以在多個維度上測量與無實際控制人組匹配的控制組樣本的匹配程度。其次，根據(jù)傾向得分值為每一個無實際控制人的公司匹配除有無實際控制人因素之外其他方面最為相近的公司，使兩組樣本之間除了有無實際控制人這一差異外，其他方面都最為相似，控制其他因素對管理層薪酬的影響。常用的匹配方法有三種，分別為最近鄰匹配、半徑匹配、核匹配等。選擇不同的匹配方法所匹配的處理組與控制組也會有所差異，進而使管理層薪酬的評估結果不同。最后，根據(jù)有無實際控制人公司管理層薪酬的差異，估計有無實際控制人對管理層薪酬影響的平均處理效應ATT（Average Effect of Treatment on the Treated）。綜上，本文選擇PSM方法可以降低有無實際控制人對管理層薪酬進行回歸分析所帶來的偏誤，更為準確地評估有無實際控制人與管理層薪酬之間的因果關系。

（二）樣本及數(shù)據(jù)來源

本文以 2015—2018 年中國 A 股非金融類上市公司為樣本，數(shù)據(jù)均來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫。對樣本做了以下處理：（1）剔除資產負債率大于100%，即資不抵債的樣本公司；（2）剔除ST 、PT 公司；（3）剔除營業(yè)收入增長率大于150%的樣本；（4）對前三位高管薪酬的各個變量值位于0~1%和99%~100%之間的樣本進行截尾處理（winsorize）處理；（5）剔除變量值缺失的樣本。經過處理得到2532家企業(yè)的樣本觀測值。

（三）變量選擇與說明

被解釋變量為管理層薪酬和公司業(yè)績。管理層指擔任管理職務的高級管理人員，這些人員中可能部分人員會同時擔任董事職務，即為執(zhí)行董事。為全面衡量管理層薪酬，本文采用CSMAR數(shù)據(jù)庫中多個口徑的管理層薪酬，包括前三高管薪酬總額。因領取薪酬的董監(jiān)高一般都擔任管理職務，為增強檢驗效果，還采用前三董監(jiān)高薪酬總額、前三董事薪酬總額進行驗證，并對以上口徑管理層薪酬取自然對數(shù)進行統(tǒng)計分析。對于公司業(yè)績，本文采用凈資產收益率（ROE）這一指標，ROE是綜合反映公司為股東創(chuàng)造會計收益的能力，該指標具有綜合性，是反映管理層經營業(yè)績的合適變量。管理層權力采用公司有無實際控制人作為虛擬變量。

匹配變量設置。為排除有無實際控制人之外的其他因素對管理層薪酬的影響，通過Logit回歸方法對匹配變量進行選擇，測試時選擇了反映公司治理、財務特點的多個變量，最終根據(jù)平衡性假設和共同支撐假設的要求，確定了如下匹配變量：董事持股比例、第一大股東與第二大股東持股比例比值、獨董人數(shù)、高管人數(shù)、公司所處行業(yè)、第一大股東持股比例及第一大股東持股的赫芬達爾指數(shù)等變量，通過這些變量來匹配與無實際控制人對應的有實際控制人樣本（見表1）。限于篇幅，此處不羅列相關過程。

表1 變量選擇及說明

（四）描述性統(tǒng)計

所有變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。從表2可以看出，對比有無實際控制人公司的薪酬，無實際控制人公司三個口徑的薪酬的自然對數(shù)的均值均高于有實際控制人公司。

表2 所有變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結果與分析

（一）有無實際控制人對管理層薪酬和公司業(yè)績的影響

分別以管理層薪酬的三個變量lntop3bstpay（前三董監(jiān)高薪酬總額自然對數(shù)）、lntop3bpay（前三董事薪酬自然對數(shù)）、lntop3tpay（前三高管薪酬總額自然對數(shù)）、ROE（凈資產收益率）為被解釋變量，測算其在處理組（無實際控制人公司）與控制組（有實際控制人公司）的差異，此處選取應用最廣泛的最近鄰匹配進行分析，具體結果如表3所示。結果表明，變量lntop3bstpay在匹配前兩個樣本組的ATT值為0. 4961，而匹配后ATT值則為0. 4555，表明匹配后處理組和控制組的差異變小，但無論是匹配前還是匹配后，T統(tǒng)計量在1%的水平上顯著，表明按照PSM方法，無實際控制人公司比有實際控制人公司的前三董監(jiān)高薪酬要顯著高于有實際控制人公司。觀察lntop3bpay、lntop3tpay的統(tǒng)計結果，也得出同樣的結論，即無實際控制人公司的前三董事薪酬、前三高管薪酬都顯著高于與之匹配的有實際控制人公司，支持了研究假設1。

表3 有無實際控制人對管理層薪酬及公司業(yè)績影響統(tǒng)計

而對ROE的統(tǒng)計結果則表明，樣本匹配前，無實際控制人公司的ROE值為4. 84%，比有實際控制人公司5. 14%要低0. 3%，但是這種差異不顯著。而在樣本匹配后，無實際控制人公司的ROE則比有實際控制人公司高，但這種差異依然不顯著，可以表明無實際控制人公司和有實際控制人公司的業(yè)績無顯著差異，驗證了假設2。

（二）第一大股東持股的影響

為檢驗第一大股東持股情況對管理層薪酬的影響，我們進一步把樣本公司分為兩組。分組的標準是第一大股東持股比例是否高于樣本的均值，高于均值的公司歸為股權集中組（gtop=1），低于均值的歸為股權分散組（gtop=0），同時采取更全面的匹配方法，即綜合運用最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配三種方法進行驗證，結果如表4所示。

表4 第一大股東股權集中度對管理層薪酬影響

從lntop3bstpay即前三董監(jiān)高薪酬看，在最近鄰匹配法下，第一大股東的股權分散的公司ATT為0. 5212，且T統(tǒng)計量在1%水平上顯著，高于股權集中公司的ATT值0. 2459，表明股權分散公司的這一薪酬比有實際控制人公司高出更多，即股權分散公司的前三董監(jiān)高薪酬會更高。其他兩個變量前三高管薪酬lntop3tpay和前三董事薪酬lntop3bpay，其股權分散結構公司的ATT值均高于股權集中公司，且股權分散公司的T統(tǒng)計量在1%水平上顯著，說明股權分散的無實際控制人公司的三種口徑的薪酬都顯著更高。而在半徑匹配和核匹配方法下，股權分散公司的ATT值都更高且在1%水平上顯著。以上三個變量均能表明用第一大股東持股比例衡量的股權分散程度高的公司，管理層薪酬會更高，因此，第一大股東持股比例低管理層權力受制約越少，管理層薪酬會更高，支持研究假設3。

（三）兩職兼任的影響

為檢驗董事長與總經理是否兼任對管理層薪酬的影響，把樣本分為兼任組（jianren=1）和不兼任組（jianren=0）兩組，運用最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配三種方法。結果如表5所示。

表5 董事長是否兼任總經理對管理層薪酬影響

從lntop3bstpay即前三董監(jiān)高薪酬看，依據(jù)最近鄰匹配法，兼任組公司的ATT為0. 6212，而不兼任組公司ATT為0. 4377，且T統(tǒng)計量在1%水平上顯著，表明董事長與總經理兼任公司的這一薪酬比有實際控制人公司高出的更多，即兩職兼任公司的前三董監(jiān)高薪酬會更高。lntop3tpay變量所衡量的前三高管薪酬、lntop3bpay所衡量的前三董事薪酬在最近鄰匹配法下按照1%的顯著水平都得出了相同的結論，即兩職兼任的無實際控制人公司管理層薪酬比不兼任公司更高。而據(jù)半徑匹配和核匹配方法下，對于三個變量都可以在1%顯著水平下得出相同的結論，即三個口徑的管理層薪酬在兩職兼任公司會更高。因此，綜合以上三個變量均能表明兩職兼任的無實際控制人公司其管理層薪酬會更高，驗證了假設4。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了解決傳統(tǒng)的OLS回歸中樣本選擇的偏誤以及內生性問題，本文采用傾向得分匹配法，運用Logit模型計算出傾向得分值，對處理組和控制組進行匹配，找出與處理組相似的控制組，能在一定程度上克服內生性問題。除有無實際控制人因素外，董事會持股、股權結構、董事會結構等均會對管理層權力會產生影響，通過匹配找出與無實際控制人公司在股權結構相似、董事會結構相似的控制組，對篩選后的樣本進行回歸，以在一定程度上克服樣本選擇的內生性。經過多次測試，匹配變量匹配前在10%的水平上顯著有差異，匹配后在1%的水平上不再顯著有差異（見圖1、圖2）。由圖1可以發(fā)現(xiàn)，在匹配前，處理組與控制組密度函數(shù)重心存在較大差異；由圖2可以發(fā)現(xiàn)，兩組密度函數(shù)重心趨同，處理組和控制組的差異變小。

圖1 匹配前核密度圖

圖2 匹配后核密度圖

為增強本文研究的穩(wěn)健性，在驗證管理層薪酬時采用了三個口徑，即前三高管薪酬、前三董事薪酬、前三董監(jiān)高薪酬，這三者之間并不完全一致，管理層有些可能擔任董事或者監(jiān)事，有些則只擔任管理職務，多種口徑可以更全面地體現(xiàn)管理層的薪酬情況，而三種口徑的檢驗結果一致，增強了穩(wěn)健性。在分組檢驗第一大股東股權比例和董事長總經理職務兼任影響時采用了最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配三種匹配方法。其中第一大股東持股情況對管理層薪酬的影響中除股權集中公司中前三高管薪酬的ATT值不顯著外，其他變量的ATT值均在1%的水平上顯著，且核匹配所得到三個變量的ATT值在三種方法中都是最高的；董事長是否兼任總經理對管理層薪酬影響中三種匹配方法下的ATT值都在1%的水平上顯著，且ATT值差別不大。三種匹配方法的統(tǒng)計結果基本一致，通過穩(wěn)健性檢驗。

五、研究結論

不同于以往研究以管理層內在權力為主研究其對管理層薪酬的影響，本文選取了無實際控制人公司作為研究對象，研究在沒有控制人和控股股東制約下的管理層薪酬問題，通過PSM方法選擇有實際控制人的控制組匹配進行實證研究。研究發(fā)現(xiàn)：（1）無實際控制人公司管理層權力大，其管理層薪酬顯著高于可比的有實際控制人公司，從業(yè)績敏感性來看，管理層薪酬與公司業(yè)績并無顯著關系，表明無實際控制人公司的管理層確實利用其權力優(yōu)勢為自身取得了高薪酬。（2）從無實際控制人公司的分組檢驗看，第一大股東持股比例低于平均水平的公司，其管理層薪酬要顯著高于第一大股東持股比例高的公司，表明第一大股東持股比例低對于管理層權力的制約小，使其可以獲得高薪酬。（3）董事長與總經理兼任的公司的管理層薪酬顯著高于不兼任的公司，表明兩職兼任會增強管理層權力?？偠灾袩o實際控制人是影響管理層薪酬的重要因素，而第一大股東持股比例低及兩職兼任則會增強管理層權力獲得更高薪酬。無實際控制人公司管理層利用權力獲取高薪酬進一步驗證了管理層權力理論在我國無實際控制人公司的適用性。

本文研究的政策含義如下：（1）審批管理層薪酬一般是董事會的權限和職責，增強董事會尤其是薪酬委員會的獨立性，避免管理層權力對董事會制定管理層薪酬的施壓和影響，使管理層薪酬與業(yè)績掛鉤，建立一個有效激勵的管理層薪酬激勵制度，保護股東利益不受侵害。（2）加強管理層薪酬信息披露，在披露管理層薪酬數(shù)據(jù)的同時也要披露薪酬確定依據(jù)及薪酬委員會確定薪酬政策、指標體系、考核過程和結果等的重要信息，披露薪酬的具體構成，包括固定、變動部分，包括底薪、獎金、福利及在職消費等的構成。有了充分的信息披露，投資者就可以依據(jù)治理結構和機制參與治理。

本文的主要價值在于：已有研究大多是對大多數(shù)上市公司從管理層持股、任職期限等內在權力角度衡量管理層權力，本文選取近年來我國日益增加的無實際控制人的上市公司為研究對象，通過對比有無實際控制人對管理層制約的外在權力角度豐富管理層權力及其對管理層薪酬的影響理論，為管理層權力理論提供充分的驗證。本文的研究局限性在于管理層權力除受股東制約強弱影響外，還受管理層個人能力等諸多難以量化因素影響，未來還有待綜合考慮更多因素進行深入研究。