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摘 要：本研究以2011—2015年沪深A股实施股权激励的上市公司为样本，采用Heckman两阶段模型，考察了风险投资参与对高管薪酬—业绩敏感性的影响。研究发现：相比无风险投资参与的企业，风险投资参与企业的高管货币薪酬与会计业绩敏感性和高管股权激励与市场业绩敏感性显著较高，而高管货币薪酬与市场业绩敏感性和高管股权激励与会计业绩敏感性显著较低。本文研究结论说明风险投资参与使得被投资公司的高管薪酬结构更加合理，提高了其与长短期业绩的匹配度，从而提升了被投资公司的治理水平。
关键词：风险投资；高管货币薪酬；高管股权激励；薪酬—业绩敏感性
中图分类号：F830.59 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2018）06-0012-08
DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.06.002
一、引言
风险投资（简称VC）起源于19世纪40年代的美国，兴起于20世纪70年代。我国风险投资是在政府的政策扶植下发展起来的，风险投资作为一种融资渠道，不仅可以为公司提供资金上的支持，而且还可以利用其丰富的经验来协助公司改善管理，提升公司的治理水平。富有活力的市场化薪酬制度已成为公司治理的重要组成部分，合理的高管薪酬激励措施是减少公司代理成本的有效手段，然而，在我国的上市公司中存在着高管薪酬乱象，出现高管薪酬与企业业绩的不合理变动，主要表现在高管薪酬黏性、运气薪酬、超额薪酬、高管薪酬—业绩“倒挂”等。风险投资作为被投资企业的重要股东，通过监督、咨询、认证等不同作用，积极主动参与企业的管理过程，改善公司治理结构以提升價值，最终退出实现资本增值。既然风险投资的参与能够改善公司治理，那么它能否促进高管薪酬与企业绩效的合理配置呢？
先前国内外关于风险投资的研究主要集中在风险投资的咨询和认证作用，侧重于研究风险投资对被投资企业公司业绩的直接影响，例如风险投资是否影响被投资企业的IPO选择能力、IPO折价率以及IPO后股票长期表现等方面。然而，目前国内外学者开始关注风险投资的监督作用，进一步探究风险投资对被投资企业的公司治理机制的影响，例如风险投资是否会有效监督管理者行为、优化股权结构、改善董事会结构、完善资源配置效率等方面，但是，作为公司治理重要组成部分的薪酬激励机制研究却不够深入。尽管赵玮和温军（2015）实证研究了风险投资机构对上市公司高管薪酬与董事会特征的作用机制；王会娟等（2012）从公司治理的角度研究了私募股权投资的参与对高管薪酬的影响。但随着股权激励计划的广泛实施，高管薪酬合约不仅包括货币薪酬，也包括股权薪酬，如股票期权和限制性股票。他们只是从货币薪酬的角度来研究，没有研究股权激励的作用，因此现有文献不能全面反映管理层的薪酬合约特征。从高管薪酬结构上看，高管货币薪酬和股权薪酬对公司长短期业绩的影响机制是不同的。因此，为了全面分析风险投资对高管薪酬激励的影响机制，本文从货币薪酬和股权激励两个方面研究风险投资对上市公司长短期业绩（市场业绩和会计业绩）的影响，回答以下两个问题：第一，从高管薪酬结构上，风险投资参与给高管薪酬—业绩敏感性带来了什么影响？第二，考虑风险投资背景特征，不同背景风险投资的影响机制是否具有差异？
与之前的研究相比，本文的主要贡献在于从货币薪酬和股权激励两个方面研究风险投资对公司长短期业绩的影响，同时考虑了不同背景风险投资的影响机制，这将有益于丰富风险投资与公司治理领域的文献。另外，本文的结论对公司治理和风险投资实践也具有重要的参考价值。本文的研究表明，风险投资能够通过影响被投资公司薪酬契约的设定来提高公司治理水平，因此公司可以通过引入风险投资来改善公司治理结构，风险投资通过影响薪酬契约的设置来激励管理层更加努力工作，进而实现公司和股东财富最大化，最终获得较高的退出收益。
二、理论分析与研究假设
所有权和控制权的分离产生了委托—代理问题，风险投资机构作为股东将风险资本投资创业企业，创业企业管理层作为具有信息优势的一方，可能产生逆向选择和道德风险问题，损害风险投资机构的利益，风险投资机构往往通过设置监督和激励机制来降低逆向选择和道德风险。在监督机制方面，风险投资机构通过强化企业控制权，向被投资企业派驻董事或监事，并进入薪酬委员会，运用管理层雇佣条款以及分阶段投资等手段来强化其对被投资企业管理层的监督和约束；在激励机制方面，为了促使高管在分享企业成长所带来的利润的同时，也相应地承担起对企业亏损所造成的经营损失，风险投资机构通常通过设置薪酬契约来激励管理层，从而促使委托人和代理人之间的利益趋同，最终实现激励相容。
根据最优契约理论，企业应加强管理层的经营和企业业绩的相关性，以管理层的经营绩效来决定他们的工资和奖金，从而建立薪酬激励机制。卡普兰和斯特龙伯格（2003）研究指出如果创业者工作懈怠、偷懒，可以采用将创业者的薪酬支付与公司业绩挂钩的方式来协调创业者与风险投资之间的利益冲突。随着股权激励计划的广泛实施，在薪酬结构上，薪酬契约由基本工资、年度奖金、股票期权和其他股票类激励（如限制性股票） 这四类组成。基本工资和年度奖金是货币薪酬，属于短期目标激励，通常与会计业绩指标相关；而股票期权和股票激励则属于长期激励，与企业市场价值挂钩。但是，与会计业绩相关联的高管货币薪酬契约尽管将风险投资机构、被投资企业的所有者和管理层三者的利益有效结合在一起，但这种机制也存在一定的弊病，它可能导致管理者为了个人短期的利益而不顾企业长远发展的短视行为；而股权激励机制可以很好地改善货币薪酬激励机制的弊病，使管理者和企业长远发展相一致。另外，有风险投资参与的企业一般都属于新兴行业，管理层为了获取更大的职业发展空间，有更强烈的自我实现需要，会要求更高的股权激励。赫尔曼和普里（2002）也研究发现，风险投资机构更倾向于通过采用股权激励的方式来加强企业的管理层激励。因此，风险投资机构通过这两种机制对被投资企业的管理层进行激励可以改善公司治理结构以减少代理成本，获得更高的退出收益。 不同的业绩指标所反映的信息是不同的。通常，会计业绩反映的是企业的短期业绩，市场业绩反映的是企业的长期业绩。德可欧和斯金纳（2000）研究表明短期盈余会影响到CEO的奖励和职位安全，CEO会进行盈余管理来改善短期业绩。因此，有风险投资机构参与的企业能够提高高管货币薪酬与会计业绩敏感性。然而，高管股权激励能够有效改善管理层过度关注公司短期业绩的弊病，引导公司更加关注长期成长能力。伯恩斯坦和吉鲁（2016）进行了相关实证研究，认为风险投资可以有效监管被投资公司的管理者行为，而合理的高管股权激励机制可以协调公司长短期业绩之间的矛盾。因此，有风险投资参与的企业能够削弱高管股权激励与企业会计业绩敏感性，而有风险投资参与的企业能够增强高管股权激励与市场业绩的敏感性。根据以上分析，提出如下研究假设：
H1：风险投资参与的企业增强了高管货币薪酬与会计业绩的敏感性，同时削弱了高管货币薪酬与市场业绩的敏感性。
H2：风险投资参与的企业削弱了高管股权激励与会计业绩的敏感性；同时增强了高管股权激励与市场业绩的敏感性。
风险投资的背景可以分为政府、民营和外资，不同背景的风险投资对企业发挥的认证作用不同。张学勇和廖理（2011）研究不同背景风险投资对企业IPO抑价的影响时发现，相比非外资背景风险投资支持的公司，外资背景风险投资支持的公司有更好的公司治理结构；国有背景和民营背景风险投资支持的公司之间的IPO抑价没有显著差别。风险投资进入我国的时间不长，相对于我国本土的风险投资，外资背景风险投资从业时间更长，具有更丰富的投资经验、更成熟的投资理念以及更谨慎的投资策略，因此对被投资企业的筛选和监督作用更强，能够提供更好的治理机制和更多的增值服务；国有背景风险投资的资金规模和政府辅助使其快速成为国内风险投资的代表者，发挥着示范带头作用，因此，其筛选和监督作用也更强。基于以上分析，提出如下假设：
H3：外资风险投资参与的企业高管货币薪酬与会计业绩敏感性和高管股权激励与市场业绩敏感性更强，而高管货币薪酬与市场业绩敏感性和高管股权激励与会计业绩敏感性更弱。
H4：国有风险投资参与的企业高管货币薪酬与会计业绩敏感性和高管股权激励与市场业绩敏感性更强，而高管货币薪酬与市场业绩敏感性和高管股权激励与会计业绩敏感性更弱。
三、研究设计
（一）数据来源
本文选取2011—2015年中国沪深A股实施股权激励的上市公司作为初始样本，在此基础上，对样本进行如下处理：剔除属于金融行业的上市公司、高管薪酬缺失的上市公司、资产负债率大于或等于1的公司、当年发生亏损的上市公司、处于异常状态的上市公司（如ST、SST、以及S*ST等此类上市公司）的数据，同时对所有连续变量进行1%和99%的winsorize处理。经过筛选和处理，本文最后的样本涉及6752个观测值。研究所需的数据来自国泰安数据库和万得数据库。
（二）变量定义和计算方法
1. 高管薪酬。高管的薪酬结构包括货币薪酬和股权激励，随着股权分置改革的进行，越来越多的公司开始给予管理层股权激励，同时，可以在高管激励文件中找到关于高管股权激励的数据，这就为本文研究全面的薪酬结构提供了可能。所以，本文研究的因变量为高管的货币薪酬和股权激励，其中，高管的货币薪酬选择上市公司年报中披露的“薪酬最高的前三名高级管理人员现金薪酬”的平均薪酬的对数（lnPay）来衡量；股权激励选取高管激励情况文件中的激励权益占授予时公司总股数的比例（PA）来衡量。
2. 公司业绩。本文分别用会计业绩和市场业绩两种指标来衡量公司业绩。会计业绩反映企业的短期绩效，方军雄（2009）的研究中指出，考虑到我国发布股权激励计划和已经实施股權激励计划的上市公司中，其业绩变量通常选择净利润和剔除非经常性损益后的净利润，因此本文选择剔除非经常性损益后的净利润的自然对数（LnEI）作为会计业绩衡量指标。与会计业绩不同，市场业绩反映的是长期业绩，在公司价值相关的研究中，罗进辉等（2010）、林等（2006）学者均使用托宾Q值作为公司价值的衡量指标，本文同样选取托宾Q值来衡量公司的市场业绩，托宾Q值用国泰安数据库给出的市值A/资产总额来衡量。
3. 风险投资（VC）。按照吴超鹏等（2012）的标准来界定上市公司是否有风险投资参与。具体来说如下：有风险投资参与的上市公司前十大股东的名称中应含有“创业投资”、“风险投资”以及“创业资本投资”字样；对于前十大股东名称中包含“高新投资”、“创新投资”、“高科技投资”、“科技投资”、“科技产业投资”、“技术投资”、“技术改造投资”、“高新技术产业投资”、“高科技股份投资”、“信息产业投资”、“投资公司”以及“投资有限公司”字样的上市公司，则通过以下两种途径进一步来确认：第一，通过查阅中国科学技术促进发展研究中心创业投资研究所编制的《中国创业投资发展报告》中所收录的风险投资公司名录，若该股东被收录，则将其归为有风险投资参与的上市公司；第二，通过互联网查询该股东的主营业务，若其主营业务中含有“风险投资”、“创业投资”，则将其也判定为属于有风险投资参与的上市公司。
4. 风险投资背景（VCBJ）。按照主导风险投资的背景，将风险投资支持的企业分为国有背景、民营背景、外资背景，其中，主导风险投资的确认方法如下：如果只有一轮，该轮有两家，份额多的为主导风投；如果有多轮，按照参加首轮投资且最终累计投资金额最多的原则确定主导风投。确定主导风投之后，首先将风险投资背景分为外资背景风险投资和非外资背景风险投资，选取虚拟变量VCforg来反映（如果为外资，VCforg取1；如果为非外资，VCforg取0）；其次在风险投资背景为非外资背景时，分为国有背景风险投资和民营背景风险投资，选取虚拟变量VCgymy来反映（如果为国有背景，VCgymy取1；如果为民营背景，VCgymy取0）。 5. 控制变量。本文借鉴王会娟等（2012）、辛清泉等（2007）的研究成果，对以下变量进行了控制。Size为公司规模，选用公司当年年末总资产的对数来衡量；LEV为资产负债率，选用公司当年年末总负债/总资产来衡量；Share为公司第一大股东持股比例；Growth为公司当年主营业务的增长率，用来衡量公司的成长性；Dual为虚拟变量，用来描述公司的董事长和总经理的两职分离程度，如果董事长同时兼任总经理，则Dual值取1，否则，Dual取0；State为虚拟变量，用来描述公司的所有权性质，当公司是国有控股时，State取1，否则取0；BV为权益账面价值除以总资产；OPR为营业利润除以营业资产；QURA为速动比率；Acycle是应收账款和存货周转率之和的自然对数；Cash是现金和现金等价物的自然对数； Sale为主营业务收入的自然对数；Age是公司从成立到现在的年数；Local为公司注册地虚拟变量。此外我们还对年度差异和行业差异加以控制，其中行业按照证监会行业分类2012年版分类，共12个行业，并设置了年度虚拟变量ND和行业虚拟变量IND。
（二）模型设计
本文研究的是风险投资与高管薪酬业绩敏感性的关系，但是上市公司是否引入风险投资具有一定的选择性，并不是随机选择的结果。如果直接将全体样本进行回归分析，将不可避免地导致估计结果的偏差。为了克服样本选择性偏差问题，本文采用赫克曼（1979）提出的两阶段（two-stage）模型方法。
在第一阶段本文构建了Probit模型来估计上市公司引入风险投资倾向性的大小，具体模型为：
[probitVCi，t=β0+β1BVi，t+β2OPRi，t+β3QURAi，t+β4Acyclei，t+β5Cashi，t+β6Growthi，t+β7Levi，t+β8LnSizei，t+β9Salei，t+β10Agei，t+β11Statei，t+β12Sharei，t+β13Locali，t+NDi，t+INDi，t+ε]
（1）
模型（1）中，[probitVCi，t]表示上市公司引入风险投资的概率，若[VCi，t*>0]，则[VCi，t=1]；若[VCi，t*<0]，则[VCi，t=0]。其中，VC为是否引入风险投资的虚拟变量；VC*为影响风险投资参与的潜在变量。模型中又引入影响风险投资参与的公司特征变量。
在第二阶段本文为了考察风险投资参与对高管薪酬—业绩敏感性的影响，在普通最小二乘法的基础上加入一个米尔斯比率[ηi，t]（Mill’s ratio），从而克服了样本的选择性偏差。即首先通过第一阶段回归得到米尔斯比率[ηi，t]，加入第二阶段回归方程中，如果[ηi，t]不为零并且在统计上具有显著性，则说明存在样本选择性偏差，那么，使用Heckman两阶段模型就可以修正样本选择偏差，得到无偏估计，具体模型如下：
[LnPayi，t＼PAit=α0+α1VCi，t+α2LnEIi，t+α3LnEIi，t×VCi，t+α4LnSizei，t+α5Levi，t+α6Sharei，t+α7Growthi，t+α8Duali，t+α9Statei，t+α10ηi，t+NDi，t+INDi，t+ε]（2）
[LnPayi，t＼PAit=β0+β1VCi，t+β2TOBINQi，t+β3TOBINQi，t×VCi，t+β4LnSizei，t+β5Levi，t+β6Sharei，t+β7Growthi，t+β8Duali，t+β9Statei，t+β10ηi，t+NDi，t+INDi，t+ε （3）]
其中，[LnPayi，t]为i公司在t年的高管货币薪酬水平，[PAi，t]为i公司在t年的高管股权激励程度；[LnEIi，t×VCi，t]为会计业绩和风险投资的交叉项，其系数反映了风险投资参与对货币薪酬（股权激励）与会计业绩敏感性的影響；而[TOBINQi，t×VCi，t]为市场业绩和风险投资的交叉项，其系数反映了风险投资参与对货币薪酬（股权激励）与市场业绩敏感性的影响。
进一步，为了考察不同背景风险投资对高管薪酬—业绩敏感性的影响是否具有差异，本文进一步构建如下两个模型：
[LnPayi，t＼PAit=α0+α1VCBJi，t+α2LnEIi，t+α3LnEIi，t×VCi，t+α4LnSizei，t+α5Levi，t+α6Sharei，t+α7Growthi，t+α8Duali，t+α9Statei，t+α10ηi，t+NDi，t+INDi，t+ε] （4）
[LnPayi，t＼PAit=β0+β1VCBJi，t+β2TOBINQi，t+β3TOBINQi，t×VCi，t+β4LnSizei，t+β5Levi，t+β6Sharei，t+β7Growthi，t+β8Duali，t+β9Statei，t+β10ηi，t+NDi，t+INDi，t+ε （5）]
其中，[ VCBJi，t]为i公司在t年的风险投资背景，具体包括外资背景风险投资（VCforg）和国有背景风险投资（VCgymy）。[LnEIi，t×VCBJi，t]为会计业绩与风险投资背景的交叉项，[TOBINQi，t×VCBJi，t]为市场业绩与风险投资背景的交叉项。
四、实证结果及分析
（一）变量描述性统计
表1是变量的描述性统计。6752个总样本中，有风险投资参与的样本1823个，没有风险投资参与的样本4929个；有风险投资参与的样本Lnpay的均值为14.01，没有风险投资参与的样本Lnpay的均值为13.96，在均值T检验中，有风险投资参与的样本Lnpay的均值显著高于没有风险投资参与的样本均值；有风险投资参与的样本PA的均值为0.24，也显著高于没有风险投资参与的样本均值。从公司会计业绩指标LnEI来看，有风险投资参与的样本LnEI的均值为18.21，显著低于没有风险投资参与的样本LnEI的均值；从公司市场业绩指标TOBINQ来看，有风险投资参与的样本TOBINQ的均值为2.31，显著高于没有风险投资参与的样本均值。 有風险投资参与的样本公司规模lnSize的均值显著低于没有风险投资参与的样本均值，这可能是因为风险投资主要投资于中小企业，这类企业通常规模较小；有风险投资参与的样本State的均值显著低于没有风险投资参与的样本均值，说明风险投资主要投资于非国有性质的公司；有风险投资参与的样本的Share均值显著低于没有风险投资参与的样本均值，说明风险投资参与的公司第一大股东持股比例较低；有风险投资参与的样本的Dual均值显著低于没有风险投资参与的样本均值，表明风险投资参与公司董事长和总经理的两职分离度较高；有风险投资参与的样本的Lev均值显著低于没有风险投资参与的样本均值，这可能是因为风险投资参与增加了被投资公司的股权资本来源，进而降低了被投资公司对债务融资的需求量；就公司的成长性来看，有风险投资参与的样本Growth的均值低于没有风险投资参与的样本均值，但是并不显著。
（二）风险投资参与对被投资公司高管薪酬—业绩敏感性的影响
将第一阶段回归得到的米尔斯比率[η]加入第二阶段回归模型（2）和模型（3），回归结果见表2。
通过观察表2的回归结果，可以发现Heckman两阶段回归得到的米尔斯比率[η]均在1%的显著性水平上异于零，说明样本存在选择性偏差问题。因而本文使用Heckman两阶段回归模型是必要的。
另外，在做回归分析之前，由于模型中存在VC和LnEI以及VC[×]TOBINQ，三者之间可能存在多重共线性，通过相关性分析，VC和VC[×]LnEI的相关系数达到0.9964，VC和VC[×]TOBINQ的相关系数达到0.7642，因此我们对VC和LnEI以及VC[×]TOBINQ分别进行中心化处理，在经过中心化处理后，模型中存在的多重共线性问题得到了解决，然后对样本进行回归。最终回归结果显示三个模型的拟合优度和显著性都良好。
回归结果（1）中，LnEI[×]VC的系数为3.2068，并且在1%的水平下显著，说明有风险投资参与的公司高管货币薪酬与会计业绩敏感性显著高于没有风险投资参与的公司。回归结果（2）中，TOBINQ[×]VC的系数为-0.0132，并且在5%的水平下显著，说明有风险投资参与的公司高管货币薪酬与市场业绩敏感性显著低于没有风险投资参与的公司。回归结果（3）中，LnEI[×]VC的系数为-0.1671，并且在1%的水平下显著，说明有风险投资参与的公司高管股权激励与会计业绩敏感性显著低于没有风险投资参与的公司；回归结果（4）中，TOBINQ[×]VC的系数为0.0053，并且在1%的水平下显著，说明有风险投资参与的公司高管股权激励与市场业绩敏感性显著高于没有风险投资参与的公司。因此，本文的研究假设H1和H2得到验证。
货币薪酬是高管短期激励措施，高管股权激励是一种长期激励安排，而净利润度量的是短期业绩，市场价值度量的是企业长期业绩，通过综合回归结果（1）—（4），也充分表明风险投资参与在一定程度上能抑制被投资公司的高管过度关注公司短期财务业绩的弊病，引导高管更加关注公司长期成长，进而提高公司治理水平。
（三）进一步考察风险投资背景的影响
为了进一步考察不同背景风险投资对高管薪酬—业绩敏感性的影响，本文又将第一阶段中计算出的米尔斯比率[η]加入第二阶段回归模型（4）和模型（5），回归结果见表3。
通过观察表3的回归结果，同样发现Heckman两阶段回归得到的米尔斯比率[η]均在1%的显著性水平上异于零，说明样本存在选择性偏差问题，本文使用Heckman两阶段回归模型是必要的。
表3列示了风险投资背景对其高管薪酬—业绩敏感性影响的回归分析结果，结果表明：外资风险投资和非外资风险投资对被投资公司高管薪酬—业绩敏感性的影响均没有显著差异，本文的研究假设H3没有得到验证；但是，相比民营背景风险投资，国有风险投资参与企业的高管货币薪酬与会计业绩敏感性和高管股权激励与市场业绩敏感性显著较高，本文的研究假设H4得到验证。
这可能是由于在整个有风险投资参与的企业中，外资背景企业数量较少，从统计数据看，外资背景风险投资占比少于8%，并且随着政府对本土风险投资的大力扶持，本土风险投资经验愈加丰富，使得外资背景风险投资与非外资风险投资之间没有显著差异。另外，我国政府大力扶持国有风险投资发展，使得国有风险投资的管理技术和资金能力远超民营风险投资，因此能够发挥更强的监督和治理作用，从而提高被投资公司薪酬结构与长短期业绩的匹配度，促进被投资公司的高管薪酬结构更加合理。
（四）稳健性检验
本文从以下方面进行了稳健性分析：（1）在实务中企业可能根据上一年的经营业绩来发放奖金，因此，借鉴鲁海帆（2007）的稳健性方法，考察滞后一期经营业绩对高管薪酬与会计业绩敏感性的影响；（2）采用ROA、ROE作为会计业绩指标重新进行回归；（3）采用国泰安数据库的托宾Q值C作为市场业绩指标重新进行回归，托宾Q值C=市值B/资产总计，其中市值B=（总股数-境内上市的外资股B股）×今收盘价A股当期值+境内上市的外资股B股×今收盘价当期值×当日汇率+负债合计本期期末值；（4）采用“薪酬最高的前三位董事”以及“现任董事、监事与高级管理人员”作为高管的定义重新进行回归。 最终结果与未替换之前相比基本一致，限于篇幅没有列示。
五、结论与启示
本研究从会计业绩和市场业绩角度实证检验了风险投资对高管薪酬激励的影响，并进一步探究了不同背景风险投资的影响机制是否具有差异。研究结果说明风险投资参与能够合理匹配被投资公司的薪酬结构，提升不同类型薪酬与长短期业绩的敏感性；同时，风险投资参与也能够在一定程度上抑制公司过度关注短期财务业绩的弊病，引导公司关注长期成长能力，进而提高公司治理水平；另外，外资背景风险投资与非外资风险投资之间没有显著差异，但是国有背景风险投资的管理技术和资金能力远超民营背景风险投资，能够发挥更强的监督和治理作用。 近年來，国内越来越多的学者开始关注风险投资对公司治理的作用，本文从会计业绩和市场业绩角度研究了风险投资对高管薪酬激励的影响。从学术的角度来看，目前，关于风险投资对公司治理的研究主要集中在改善董事会结构、撤换CEO以及风险投资对上市公司投融资行为的影响机制和作用效果等方面，作为公司治理重要组成部分的薪酬激励机制却鲜有人研究，本文的研究将有益于丰富风险投资对公司治理影响领域的文献。在实践意义上，本文的结论对上市公司和风险投资机构也具有重要的参考价值。研究结论表明，风险投资机构能够通过影响被投资公司的薪酬契约设定来提高公司治理水平，因此上市公司可以通过引入风险投资机构来改善公司治理结构；风险投资机构也可以通过影响薪酬契约的设置来激励管理层更加努力工作，进而实现公司和股东财富最大化，最终获得更高的退出收益。
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DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.06.002
一、引言
风险投资（简称VC）起源于19世纪40年代的美国，兴起于20世纪70年代。我国风险投资是在政府的政策扶植下发展起来的，风险投资作为一种融资渠道，不仅可以为公司提供资金上的支持，而且还可以利用其丰富的经验来协助公司改善管理，提升公司的治理水平。富有活力的市场化薪酬制度已成为公司治理的重要组成部分，合理的高管薪酬激励措施是减少公司代理成本的有效手段，然而，在我国的上市公司中存在着高管薪酬乱象，出现高管薪酬与企业业绩的不合理变动，主要表现在高管薪酬黏性、运气薪酬、超额薪酬、高管薪酬—业绩“倒挂”等。风险投资作为被投资企业的重要股东，通过监督、咨询、认证等不同作用，积极主动参与企业的管理过程，改善公司治理结构以提升價值，最终退出实现资本增值。既然风险投资的参与能够改善公司治理，那么它能否促进高管薪酬与企业绩效的合理配置呢？
先前国内外关于风险投资的研究主要集中在风险投资的咨询和认证作用，侧重于研究风险投资对被投资企业公司业绩的直接影响，例如风险投资是否影响被投资企业的IPO选择能力、IPO折价率以及IPO后股票长期表现等方面。然而，目前国内外学者开始关注风险投资的监督作用，进一步探究风险投资对被投资企业的公司治理机制的影响，例如风险投资是否会有效监督管理者行为、优化股权结构、改善董事会结构、完善资源配置效率等方面，但是，作为公司治理重要组成部分的薪酬激励机制研究却不够深入。尽管赵玮和温军（2015）实证研究了风险投资机构对上市公司高管薪酬与董事会特征的作用机制；王会娟等（2012）从公司治理的角度研究了私募股权投资的参与对高管薪酬的影响。但随着股权激励计划的广泛实施，高管薪酬合约不仅包括货币薪酬，也包括股权薪酬，如股票期权和限制性股票。他们只是从货币薪酬的角度来研究，没有研究股权激励的作用，因此现有文献不能全面反映管理层的薪酬合约特征。从高管薪酬结构上看，高管货币薪酬和股权薪酬对公司长短期业绩的影响机制是不同的。因此，为了全面分析风险投资对高管薪酬激励的影响机制，本文从货币薪酬和股权激励两个方面研究风险投资对上市公司长短期业绩（市场业绩和会计业绩）的影响，回答以下两个问题：第一，从高管薪酬结构上，风险投资参与给高管薪酬—业绩敏感性带来了什么影响？第二，考虑风险投资背景特征，不同背景风险投资的影响机制是否具有差异？
与之前的研究相比，本文的主要贡献在于从货币薪酬和股权激励两个方面研究风险投资对公司长短期业绩的影响，同时考虑了不同背景风险投资的影响机制，这将有益于丰富风险投资与公司治理领域的文献。另外，本文的结论对公司治理和风险投资实践也具有重要的参考价值。本文的研究表明，风险投资能够通过影响被投资公司薪酬契约的设定来提高公司治理水平，因此公司可以通过引入风险投资来改善公司治理结构，风险投资通过影响薪酬契约的设置来激励管理层更加努力工作，进而实现公司和股东财富最大化，最终获得较高的退出收益。
二、理论分析与研究假设
所有权和控制权的分离产生了委托—代理问题，风险投资机构作为股东将风险资本投资创业企业，创业企业管理层作为具有信息优势的一方，可能产生逆向选择和道德风险问题，损害风险投资机构的利益，风险投资机构往往通过设置监督和激励机制来降低逆向选择和道德风险。在监督机制方面，风险投资机构通过强化企业控制权，向被投资企业派驻董事或监事，并进入薪酬委员会，运用管理层雇佣条款以及分阶段投资等手段来强化其对被投资企业管理层的监督和约束；在激励机制方面，为了促使高管在分享企业成长所带来的利润的同时，也相应地承担起对企业亏损所造成的经营损失，风险投资机构通常通过设置薪酬契约来激励管理层，从而促使委托人和代理人之间的利益趋同，最终实现激励相容。
根据最优契约理论，企业应加强管理层的经营和企业业绩的相关性，以管理层的经营绩效来决定他们的工资和奖金，从而建立薪酬激励机制。卡普兰和斯特龙伯格（2003）研究指出如果创业者工作懈怠、偷懒，可以采用将创业者的薪酬支付与公司业绩挂钩的方式来协调创业者与风险投资之间的利益冲突。随着股权激励计划的广泛实施，在薪酬结构上，薪酬契约由基本工资、年度奖金、股票期权和其他股票类激励（如限制性股票） 这四类组成。基本工资和年度奖金是货币薪酬，属于短期目标激励，通常与会计业绩指标相关；而股票期权和股票激励则属于长期激励，与企业市场价值挂钩。但是，与会计业绩相关联的高管货币薪酬契约尽管将风险投资机构、被投资企业的所有者和管理层三者的利益有效结合在一起，但这种机制也存在一定的弊病，它可能导致管理者为了个人短期的利益而不顾企业长远发展的短视行为；而股权激励机制可以很好地改善货币薪酬激励机制的弊病，使管理者和企业长远发展相一致。另外，有风险投资参与的企业一般都属于新兴行业，管理层为了获取更大的职业发展空间，有更强烈的自我实现需要，会要求更高的股权激励。赫尔曼和普里（2002）也研究发现，风险投资机构更倾向于通过采用股权激励的方式来加强企业的管理层激励。因此，风险投资机构通过这两种机制对被投资企业的管理层进行激励可以改善公司治理结构以减少代理成本，获得更高的退出收益。 不同的业绩指标所反映的信息是不同的。通常，会计业绩反映的是企业的短期业绩，市场业绩反映的是企业的长期业绩。德可欧和斯金纳（2000）研究表明短期盈余会影响到CEO的奖励和职位安全，CEO会进行盈余管理来改善短期业绩。因此，有风险投资机构参与的企业能够提高高管货币薪酬与会计业绩敏感性。然而，高管股权激励能够有效改善管理层过度关注公司短期业绩的弊病，引导公司更加关注长期成长能力。伯恩斯坦和吉鲁（2016）进行了相关实证研究，认为风险投资可以有效监管被投资公司的管理者行为，而合理的高管股权激励机制可以协调公司长短期业绩之间的矛盾。因此，有风险投资参与的企业能够削弱高管股权激励与企业会计业绩敏感性，而有风险投资参与的企业能够增强高管股权激励与市场业绩的敏感性。根据以上分析，提出如下研究假设：
H1：风险投资参与的企业增强了高管货币薪酬与会计业绩的敏感性，同时削弱了高管货币薪酬与市场业绩的敏感性。
H2：风险投资参与的企业削弱了高管股权激励与会计业绩的敏感性；同时增强了高管股权激励与市场业绩的敏感性。
风险投资的背景可以分为政府、民营和外资，不同背景的风险投资对企业发挥的认证作用不同。张学勇和廖理（2011）研究不同背景风险投资对企业IPO抑价的影响时发现，相比非外资背景风险投资支持的公司，外资背景风险投资支持的公司有更好的公司治理结构；国有背景和民营背景风险投资支持的公司之间的IPO抑价没有显著差别。风险投资进入我国的时间不长，相对于我国本土的风险投资，外资背景风险投资从业时间更长，具有更丰富的投资经验、更成熟的投资理念以及更谨慎的投资策略，因此对被投资企业的筛选和监督作用更强，能够提供更好的治理机制和更多的增值服务；国有背景风险投资的资金规模和政府辅助使其快速成为国内风险投资的代表者，发挥着示范带头作用，因此，其筛选和监督作用也更强。基于以上分析，提出如下假设：
H3：外资风险投资参与的企业高管货币薪酬与会计业绩敏感性和高管股权激励与市场业绩敏感性更强，而高管货币薪酬与市场业绩敏感性和高管股权激励与会计业绩敏感性更弱。
H4：国有风险投资参与的企业高管货币薪酬与会计业绩敏感性和高管股权激励与市场业绩敏感性更强，而高管货币薪酬与市场业绩敏感性和高管股权激励与会计业绩敏感性更弱。
三、研究设计
（一）数据来源
本文选取2011—2015年中国沪深A股实施股权激励的上市公司作为初始样本，在此基础上，对样本进行如下处理：剔除属于金融行业的上市公司、高管薪酬缺失的上市公司、资产负债率大于或等于1的公司、当年发生亏损的上市公司、处于异常状态的上市公司（如ST、SST、以及S*ST等此类上市公司）的数据，同时对所有连续变量进行1%和99%的winsorize处理。经过筛选和处理，本文最后的样本涉及6752个观测值。研究所需的数据来自国泰安数据库和万得数据库。
（二）变量定义和计算方法
1. 高管薪酬。高管的薪酬结构包括货币薪酬和股权激励，随着股权分置改革的进行，越来越多的公司开始给予管理层股权激励，同时，可以在高管激励文件中找到关于高管股权激励的数据，这就为本文研究全面的薪酬结构提供了可能。所以，本文研究的因变量为高管的货币薪酬和股权激励，其中，高管的货币薪酬选择上市公司年报中披露的“薪酬最高的前三名高级管理人员现金薪酬”的平均薪酬的对数（lnPay）来衡量；股权激励选取高管激励情况文件中的激励权益占授予时公司总股数的比例（PA）来衡量。
2. 公司业绩。本文分别用会计业绩和市场业绩两种指标来衡量公司业绩。会计业绩反映企业的短期绩效，方军雄（2009）的研究中指出，考虑到我国发布股权激励计划和已经实施股權激励计划的上市公司中，其业绩变量通常选择净利润和剔除非经常性损益后的净利润，因此本文选择剔除非经常性损益后的净利润的自然对数（LnEI）作为会计业绩衡量指标。与会计业绩不同，市场业绩反映的是长期业绩，在公司价值相关的研究中，罗进辉等（2010）、林等（2006）学者均使用托宾Q值作为公司价值的衡量指标，本文同样选取托宾Q值来衡量公司的市场业绩，托宾Q值用国泰安数据库给出的市值A/资产总额来衡量。
3. 风险投资（VC）。按照吴超鹏等（2012）的标准来界定上市公司是否有风险投资参与。具体来说如下：有风险投资参与的上市公司前十大股东的名称中应含有“创业投资”、“风险投资”以及“创业资本投资”字样；对于前十大股东名称中包含“高新投资”、“创新投资”、“高科技投资”、“科技投资”、“科技产业投资”、“技术投资”、“技术改造投资”、“高新技术产业投资”、“高科技股份投资”、“信息产业投资”、“投资公司”以及“投资有限公司”字样的上市公司，则通过以下两种途径进一步来确认：第一，通过查阅中国科学技术促进发展研究中心创业投资研究所编制的《中国创业投资发展报告》中所收录的风险投资公司名录，若该股东被收录，则将其归为有风险投资参与的上市公司；第二，通过互联网查询该股东的主营业务，若其主营业务中含有“风险投资”、“创业投资”，则将其也判定为属于有风险投资参与的上市公司。
4. 风险投资背景（VCBJ）。按照主导风险投资的背景，将风险投资支持的企业分为国有背景、民营背景、外资背景，其中，主导风险投资的确认方法如下：如果只有一轮，该轮有两家，份额多的为主导风投；如果有多轮，按照参加首轮投资且最终累计投资金额最多的原则确定主导风投。确定主导风投之后，首先将风险投资背景分为外资背景风险投资和非外资背景风险投资，选取虚拟变量VCforg来反映（如果为外资，VCforg取1；如果为非外资，VCforg取0）；其次在风险投资背景为非外资背景时，分为国有背景风险投资和民营背景风险投资，选取虚拟变量VCgymy来反映（如果为国有背景，VCgymy取1；如果为民营背景，VCgymy取0）。 5. 控制变量。本文借鉴王会娟等（2012）、辛清泉等（2007）的研究成果，对以下变量进行了控制。Size为公司规模，选用公司当年年末总资产的对数来衡量；LEV为资产负债率，选用公司当年年末总负债/总资产来衡量；Share为公司第一大股东持股比例；Growth为公司当年主营业务的增长率，用来衡量公司的成长性；Dual为虚拟变量，用来描述公司的董事长和总经理的两职分离程度，如果董事长同时兼任总经理，则Dual值取1，否则，Dual取0；State为虚拟变量，用来描述公司的所有权性质，当公司是国有控股时，State取1，否则取0；BV为权益账面价值除以总资产；OPR为营业利润除以营业资产；QURA为速动比率；Acycle是应收账款和存货周转率之和的自然对数；Cash是现金和现金等价物的自然对数； Sale为主营业务收入的自然对数；Age是公司从成立到现在的年数；Local为公司注册地虚拟变量。此外我们还对年度差异和行业差异加以控制，其中行业按照证监会行业分类2012年版分类，共12个行业，并设置了年度虚拟变量ND和行业虚拟变量IND。
（二）模型设计
本文研究的是风险投资与高管薪酬业绩敏感性的关系，但是上市公司是否引入风险投资具有一定的选择性，并不是随机选择的结果。如果直接将全体样本进行回归分析，将不可避免地导致估计结果的偏差。为了克服样本选择性偏差问题，本文采用赫克曼（1979）提出的两阶段（two-stage）模型方法。
在第一阶段本文构建了Probit模型来估计上市公司引入风险投资倾向性的大小，具体模型为：
[probitVCi，t=β0+β1BVi，t+β2OPRi，t+β3QURAi，t+β4Acyclei，t+β5Cashi，t+β6Growthi，t+β7Levi，t+β8LnSizei，t+β9Salei，t+β10Agei，t+β11Statei，t+β12Sharei，t+β13Locali，t+NDi，t+INDi，t+ε]
（1）
模型（1）中，[probitVCi，t]表示上市公司引入风险投资的概率，若[VCi，t*>0]，则[VCi，t=1]；若[VCi，t*<0]，则[VCi，t=0]。其中，VC为是否引入风险投资的虚拟变量；VC*为影响风险投资参与的潜在变量。模型中又引入影响风险投资参与的公司特征变量。
在第二阶段本文为了考察风险投资参与对高管薪酬—业绩敏感性的影响，在普通最小二乘法的基础上加入一个米尔斯比率[ηi，t]（Mill’s ratio），从而克服了样本的选择性偏差。即首先通过第一阶段回归得到米尔斯比率[ηi，t]，加入第二阶段回归方程中，如果[ηi，t]不为零并且在统计上具有显著性，则说明存在样本选择性偏差，那么，使用Heckman两阶段模型就可以修正样本选择偏差，得到无偏估计，具体模型如下：
[LnPayi，t＼PAit=α0+α1VCi，t+α2LnEIi，t+α3LnEIi，t×VCi，t+α4LnSizei，t+α5Levi，t+α6Sharei，t+α7Growthi，t+α8Duali，t+α9Statei，t+α10ηi，t+NDi，t+INDi，t+ε]（2）
[LnPayi，t＼PAit=β0+β1VCi，t+β2TOBINQi，t+β3TOBINQi，t×VCi，t+β4LnSizei，t+β5Levi，t+β6Sharei，t+β7Growthi，t+β8Duali，t+β9Statei，t+β10ηi，t+NDi，t+INDi，t+ε （3）]
其中，[LnPayi，t]为i公司在t年的高管货币薪酬水平，[PAi，t]为i公司在t年的高管股权激励程度；[LnEIi，t×VCi，t]为会计业绩和风险投资的交叉项，其系数反映了风险投资参与对货币薪酬（股权激励）与会计业绩敏感性的影響；而[TOBINQi，t×VCi，t]为市场业绩和风险投资的交叉项，其系数反映了风险投资参与对货币薪酬（股权激励）与市场业绩敏感性的影响。
进一步，为了考察不同背景风险投资对高管薪酬—业绩敏感性的影响是否具有差异，本文进一步构建如下两个模型：
[LnPayi，t＼PAit=α0+α1VCBJi，t+α2LnEIi，t+α3LnEIi，t×VCi，t+α4LnSizei，t+α5Levi，t+α6Sharei，t+α7Growthi，t+α8Duali，t+α9Statei，t+α10ηi，t+NDi，t+INDi，t+ε] （4）
[LnPayi，t＼PAit=β0+β1VCBJi，t+β2TOBINQi，t+β3TOBINQi，t×VCi，t+β4LnSizei，t+β5Levi，t+β6Sharei，t+β7Growthi，t+β8Duali，t+β9Statei，t+β10ηi，t+NDi，t+INDi，t+ε （5）]
其中，[ VCBJi，t]为i公司在t年的风险投资背景，具体包括外资背景风险投资（VCforg）和国有背景风险投资（VCgymy）。[LnEIi，t×VCBJi，t]为会计业绩与风险投资背景的交叉项，[TOBINQi，t×VCBJi，t]为市场业绩与风险投资背景的交叉项。
四、实证结果及分析
（一）变量描述性统计
表1是变量的描述性统计。6752个总样本中，有风险投资参与的样本1823个，没有风险投资参与的样本4929个；有风险投资参与的样本Lnpay的均值为14.01，没有风险投资参与的样本Lnpay的均值为13.96，在均值T检验中，有风险投资参与的样本Lnpay的均值显著高于没有风险投资参与的样本均值；有风险投资参与的样本PA的均值为0.24，也显著高于没有风险投资参与的样本均值。从公司会计业绩指标LnEI来看，有风险投资参与的样本LnEI的均值为18.21，显著低于没有风险投资参与的样本LnEI的均值；从公司市场业绩指标TOBINQ来看，有风险投资参与的样本TOBINQ的均值为2.31，显著高于没有风险投资参与的样本均值。 有風险投资参与的样本公司规模lnSize的均值显著低于没有风险投资参与的样本均值，这可能是因为风险投资主要投资于中小企业，这类企业通常规模较小；有风险投资参与的样本State的均值显著低于没有风险投资参与的样本均值，说明风险投资主要投资于非国有性质的公司；有风险投资参与的样本的Share均值显著低于没有风险投资参与的样本均值，说明风险投资参与的公司第一大股东持股比例较低；有风险投资参与的样本的Dual均值显著低于没有风险投资参与的样本均值，表明风险投资参与公司董事长和总经理的两职分离度较高；有风险投资参与的样本的Lev均值显著低于没有风险投资参与的样本均值，这可能是因为风险投资参与增加了被投资公司的股权资本来源，进而降低了被投资公司对债务融资的需求量；就公司的成长性来看，有风险投资参与的样本Growth的均值低于没有风险投资参与的样本均值，但是并不显著。
（二）风险投资参与对被投资公司高管薪酬—业绩敏感性的影响
将第一阶段回归得到的米尔斯比率[η]加入第二阶段回归模型（2）和模型（3），回归结果见表2。
通过观察表2的回归结果，可以发现Heckman两阶段回归得到的米尔斯比率[η]均在1%的显著性水平上异于零，说明样本存在选择性偏差问题。因而本文使用Heckman两阶段回归模型是必要的。
另外，在做回归分析之前，由于模型中存在VC和LnEI以及VC[×]TOBINQ，三者之间可能存在多重共线性，通过相关性分析，VC和VC[×]LnEI的相关系数达到0.9964，VC和VC[×]TOBINQ的相关系数达到0.7642，因此我们对VC和LnEI以及VC[×]TOBINQ分别进行中心化处理，在经过中心化处理后，模型中存在的多重共线性问题得到了解决，然后对样本进行回归。最终回归结果显示三个模型的拟合优度和显著性都良好。
回归结果（1）中，LnEI[×]VC的系数为3.2068，并且在1%的水平下显著，说明有风险投资参与的公司高管货币薪酬与会计业绩敏感性显著高于没有风险投资参与的公司。回归结果（2）中，TOBINQ[×]VC的系数为-0.0132，并且在5%的水平下显著，说明有风险投资参与的公司高管货币薪酬与市场业绩敏感性显著低于没有风险投资参与的公司。回归结果（3）中，LnEI[×]VC的系数为-0.1671，并且在1%的水平下显著，说明有风险投资参与的公司高管股权激励与会计业绩敏感性显著低于没有风险投资参与的公司；回归结果（4）中，TOBINQ[×]VC的系数为0.0053，并且在1%的水平下显著，说明有风险投资参与的公司高管股权激励与市场业绩敏感性显著高于没有风险投资参与的公司。因此，本文的研究假设H1和H2得到验证。
货币薪酬是高管短期激励措施，高管股权激励是一种长期激励安排，而净利润度量的是短期业绩，市场价值度量的是企业长期业绩，通过综合回归结果（1）—（4），也充分表明风险投资参与在一定程度上能抑制被投资公司的高管过度关注公司短期财务业绩的弊病，引导高管更加关注公司长期成长，进而提高公司治理水平。
（三）进一步考察风险投资背景的影响
为了进一步考察不同背景风险投资对高管薪酬—业绩敏感性的影响，本文又将第一阶段中计算出的米尔斯比率[η]加入第二阶段回归模型（4）和模型（5），回归结果见表3。
通过观察表3的回归结果，同样发现Heckman两阶段回归得到的米尔斯比率[η]均在1%的显著性水平上异于零，说明样本存在选择性偏差问题，本文使用Heckman两阶段回归模型是必要的。
表3列示了风险投资背景对其高管薪酬—业绩敏感性影响的回归分析结果，结果表明：外资风险投资和非外资风险投资对被投资公司高管薪酬—业绩敏感性的影响均没有显著差异，本文的研究假设H3没有得到验证；但是，相比民营背景风险投资，国有风险投资参与企业的高管货币薪酬与会计业绩敏感性和高管股权激励与市场业绩敏感性显著较高，本文的研究假设H4得到验证。
这可能是由于在整个有风险投资参与的企业中，外资背景企业数量较少，从统计数据看，外资背景风险投资占比少于8%，并且随着政府对本土风险投资的大力扶持，本土风险投资经验愈加丰富，使得外资背景风险投资与非外资风险投资之间没有显著差异。另外，我国政府大力扶持国有风险投资发展，使得国有风险投资的管理技术和资金能力远超民营风险投资，因此能够发挥更强的监督和治理作用，从而提高被投资公司薪酬结构与长短期业绩的匹配度，促进被投资公司的高管薪酬结构更加合理。
（四）稳健性检验
本文从以下方面进行了稳健性分析：（1）在实务中企业可能根据上一年的经营业绩来发放奖金，因此，借鉴鲁海帆（2007）的稳健性方法，考察滞后一期经营业绩对高管薪酬与会计业绩敏感性的影响；（2）采用ROA、ROE作为会计业绩指标重新进行回归；（3）采用国泰安数据库的托宾Q值C作为市场业绩指标重新进行回归，托宾Q值C=市值B/资产总计，其中市值B=（总股数-境内上市的外资股B股）×今收盘价A股当期值+境内上市的外资股B股×今收盘价当期值×当日汇率+负债合计本期期末值；（4）采用“薪酬最高的前三位董事”以及“现任董事、监事与高级管理人员”作为高管的定义重新进行回归。 最终结果与未替换之前相比基本一致，限于篇幅没有列示。
五、结论与启示
本研究从会计业绩和市场业绩角度实证检验了风险投资对高管薪酬激励的影响，并进一步探究了不同背景风险投资的影响机制是否具有差异。研究结果说明风险投资参与能够合理匹配被投资公司的薪酬结构，提升不同类型薪酬与长短期业绩的敏感性；同时，风险投资参与也能够在一定程度上抑制公司过度关注短期财务业绩的弊病，引导公司关注长期成长能力，进而提高公司治理水平；另外，外资背景风险投资与非外资风险投资之间没有显著差异，但是国有背景风险投资的管理技术和资金能力远超民营背景风险投资，能够发挥更强的监督和治理作用。 近年來，国内越来越多的学者开始关注风险投资对公司治理的作用，本文从会计业绩和市场业绩角度研究了风险投资对高管薪酬激励的影响。从学术的角度来看，目前，关于风险投资对公司治理的研究主要集中在改善董事会结构、撤换CEO以及风险投资对上市公司投融资行为的影响机制和作用效果等方面，作为公司治理重要组成部分的薪酬激励机制却鲜有人研究，本文的研究将有益于丰富风险投资对公司治理影响领域的文献。在实践意义上，本文的结论对上市公司和风险投资机构也具有重要的参考价值。研究结论表明，风险投资机构能够通过影响被投资公司的薪酬契约设定来提高公司治理水平，因此上市公司可以通过引入风险投资机构来改善公司治理结构；风险投资机构也可以通过影响薪酬契约的设置来激励管理层更加努力工作，进而实现公司和股东财富最大化，最终获得更高的退出收益。
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