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摘 要：本文以2002—2011年716家上市公司为样本，在动态内生性框架下，运用动态面板System GMM估计方法，在考虑了高管薪酬与其他治理机制间的交互作用情况下，研究了高管薪酬与公司绩效间的动态关系。研究结果表明：（1）前期高管持股比例与公司绩效呈负相关，前期高管货币薪酬与公司绩效呈正相关；（2）前期公司绩效对高管薪酬产生了显著的反馈效应；（3）高管薪酬与其他公司治理机制间存在“交互效应”，即高管薪酬与其他治理机制间的相互作用对公司绩效产生了显著的影响；（4）高管薪酬与公司绩效间存在动态内生性。
关键词：高管薪酬；公司绩效；动态内生性；交互效应
中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2014）03-0003-08
一、引言
随着公司高管薪酬持续快速的上涨，社会公众对“天价高管薪酬”的质疑愈演愈烈。在我国，高管薪酬激励有效吗？高管货币薪酬激励与高管股权激励哪种激励方式更为有效呢？高管薪酬与公司绩效间的关系作为公司治理的热点话题，虽然受到了国内外众多学者的关注，但却始终未能达成一致意见。那么为什么同一个问题会得到不同的答案，其原因除了研究样本不同外，还有内生性问题等方面。早些的研究没有考虑高管薪酬与公司绩效间的内生性问题，而德拉科斯和佩克里斯（Drakos和Bekiris，2010）、卡兰和托马斯（Callan和Thomas，2011）、科尔斯等（Coles等，2012）的研究都证明高管薪酬与公司绩效间存在内生性问题。不同于他们对内生性问题的考虑，温托克等（Wintoki等，2012）认为，在公司治理机制与公司绩效间除了不可观测的异质性和同期联立性这两种内生性外，还存在第三种内生性，即动态内生性。在动态内生性的框架下来研究高管薪酬与公司绩效间的关系，这在国内外都鲜见。
本文在动态内生性的框架下，运用动态面板System GMM 模型对高管薪酬与公司绩效间的动态关系进行研究，该模型可以通过“内部工具变量”同时解决3种内生性问题。同时，我们还研究了高管薪酬与其他治理机制间的相互作用对公司绩效是否产生了显著的影响。
二、理论分析与研究假设
法伦布拉什和斯图兹（Fahlenbrach和Stulz，2009）认为，由于投资者获取公司治理机制变化的信息具有时滞性，当期公司治理机制的变化可能影响到下期甚至下下期的公司绩效，其影响期限长短与投资者掌握信息的程度有关。斯图兹等（2010）、温托克等（2012）、郝云宏和周翼翔（2010）、周翼翔（2012）认为，公司治理机制与公司绩效间存在动态内生性，即前期公司治理机制影响当期公司绩效，而后当期公司绩效又影响下一期公司治理机制。那么根据之前的研究，我们认为高管薪酬与公司绩效间也应该存在这种动态关系，即前期高管薪酬影响当期公司绩效，而当期公司绩效反过来又对下一期的高管薪酬产生反馈效应，即如图1所示的动态关系。
图1：高管薪酬与公司绩效间的动态关系
（一）高管持股比例与公司绩效
管理者堑壕假说认为：高管持股比例的提高，一方面使得高管有足够的控制力抵制外部约束，偏离股东利益；另一方面，个人财富的增加将使他们减少以公司价值最大化为目标的努力程度。尽管一些学者认为高管持股比例的增加会带来“利益趋同效应”（詹森和梅克林，1976），但是，如果没有对其进行有效管理这也很可能成为代理成本的重要来源。总的来说，高管持股比例的增加同时带来了“利益趋同效应”和“侵占效应”①，利益趋同效应有利于提高公司绩效，而“侵占效应”则不利于公司绩效的提高， 又由于“侵占效应”大于“利益趋同效应”，因此，高管持股比例的增加不利于公司绩效的提高。因此，本文假设：
假设1：高管持股比例与公司绩效负相关。
（二）高管货币薪酬与公司绩效
代理理论认为，对高管进行薪酬激励可以产生“利益趋同效应”，与对高管进行股权激励不同，对其进行货币薪酬激励不会产生管理者堑壕假说中所说的增加高管对公司控制能力的问题。因此，在某种程度上可以说，对高管进行货币薪酬激励的成本仅是货币薪酬这部分支出，而没有像对高管进行股权激励那样增加了高管对公司控制能力的隐性成本。此外，高管货币薪酬的增加除了能够带来“利益趋同效应”外，还能够吸引更多优秀的人才，这也能够增加公司绩效（詹森和梅克林，1976）。因此，本文假设：
假设2：高管货币薪酬与公司绩效正相关。
（三）高管薪酬与公司治理机制间的“交互效应”
公司治理机制在发挥作用时，彼此间是相互作用而非彼此独立的，即各个治理机制之间存在“交互效应”（蒂桑德等，2013），而这种“交互效应”也可能会对公司绩效产生显著的影响。在高管持股比例较高的情况下，高管对公司的控制能力较强，这时公司的高管拥有较大的动机和能力去追寻其自身利益，根据管理者堑壕假说，此时公司需要更多地对高管进行监督，约束高管的机会主义行为。因此，在高管持股比例较高时，无论是来自大股东对高管的监督还是来自董事会对高管的监督，其所发挥的“监督效应”都能在减轻代理问题和提高公司绩效方面发挥更大的作用。在对高管进行货币薪酬激励的情况下，会带来“利益趋同效应”，但没有带来高管对公司控制能力的增强，此时，由于高管的利益与公司的利益联系更加密切，高管有更大的动机去以公司价值最大化为经营目标，这使得高管需要较少的监督，因此，此时“监督效应”由于高管与公司利益趋同而发挥的作用较弱。“监督效应”给公司带来的收益是公司代理成本的函数，公司的代理成本越大，“监督效应”给公司带来的收益也越大；公司的代理成本越小，“监督效应”给公司带来的收益也越小。总的来说，高管持股比例的增加会同时带来“侵占效应”和“利益趋同效应”，由于前者大于后者，增加了公司的代理成本，这时需要更多的监督。因此，此时“监督效应”能够发挥更大的作用，对公司绩效的促进作用更大。而高管货币薪酬的增加只带来了“利益趋同效应”，减少了公司的代理成本，这时需要较少的监督。因此，此时“监督效应”能够发挥的作用有限，对公司绩效的促进作用较小。基于以上研究，本文提出以下假设： 假设3：高管持股比例越高，股权集中带来的“监督效应”对公司绩效的促进作用越大。
假设4：高管持股比例越高，提高独立董事比例带来的“监督效应”对公司绩效的促进作用越大。
假设5：高管持股比例越高，董事长与CEO分设带来的“监督效应”对公司绩效的促进作用越大。
假设6：高管货币薪酬越高，股权集中带来的“监督效应”对公司绩效的促进作用越小。
假设7：高管货币薪酬越高，提高独立董事比例带来的“监督效应”对公司绩效的促进作用越小。
假设8：高管货币薪酬越高，董事长与CEO分设带来的“监督效应”对公司绩效的促进作用越小。
（四）公司绩效对股权结构的反馈效应
李汉军和张俊喜（2006）指出，现有研究只注重治理机制对公司绩效的作用，忽略了绩效对治理机制的反馈效应，只有探讨二者相互之间的内生性程度，才能获得更加可靠的相关关系。高管薪酬激励的目的就是通过公司高管的薪酬与公司绩效表现挂钩来减轻公司的代理问题，让高管有更大的动机去以公司价值最大化为经营目标。根据委托代理理论，公司绩效被认为是高管取得薪酬的重要依据，公司前期业绩表现越好，高管得到报酬也越高，这样才能使得高管可以更加努力地去提高公司绩效，这就是薪酬的激励效应。此外，还有两种可能的作用途径，使得高管薪酬与前期公司绩效表现有关：一是布恩等（Boone等，2007）认为公司高管的权力与公司前期绩效表现正相关，即公司前期绩效表现越好，高管在公司就有越大的权力。这使得在公司拥有更多权力的高管有动机也有能力去要求董事会给予其更高的薪酬。二是公司前期绩效表现越好的公司，其公司高管可能是越优秀的人才，因此，公司为了吸引和留住优秀的高管，也会给其更高的薪酬。已有的实证研究也证明了公司绩效对高管薪酬的反馈效应：法伦布拉什和斯图兹（Fahlenbrach 和Stulz，2009）从内生性的角度考虑高管持股比例与公司绩效间的关系，发现当前期公司绩效表现好时，高管持股比例往往也随之增加；胡亚权和周宏（2012）通过研究2001—2009 年沪深两市 551 家上市公司也发现，公司绩效的提高对高管薪酬有显著的正向促进作用。基于以上研究，本文做出以下假设：
假设9：前期公司绩效与高管持股比例正相关。
假设10：前期公司绩效与高管货币薪酬正相关。
三、研究设计
（一）研究样本
本文以2002—2011年在上交所和深交所上市的公司为样本，所选的公司必须满足以下条件：（1）在2002年已经公开上市；（2）在2013年9月1日前必须处于正常上市状态；（3）按证监会行业分类，是非金融保险行业（I类）的公司。此外，还剔除了数据不全的公司。经过以上筛选，最终得到716家样本公司，10年总共7160个观测值。本文数据来源于国泰安数据库和锐思数据库，使用的软件是Stata12和Eviews6.0。
（二）变量选择与定义
1. 被解释变量。目前，对公司绩效的衡量有多种方法，大多采用单独的指标来衡量，如权益净利率（ROE）、资产收益率（ROA）、托宾Q和每股收益（EPS）等，但部分学者也开始使用综合指标来衡量公司绩效（刘绍娓和万大艳，2013）。本文考虑公司的绩效体现在公司的多个指标上，用任何一个指标来反映公司的绩效都不够全面，应采用综合指标来衡量公司绩效，本文通过运用主成分分析法从ROE、ROA、托宾Q和每股收益这4个指标得到了衡量公司绩效的综合指标（VALUE），同时出于稳健性考虑，还用ROA作为公司绩效的衡量指标。
2. 解释变量。本文用高管持股比例和高管货币薪酬来衡量高管薪酬，我们用两变量与其他变量的交叉项来表示两者间的交互效应，即用股权集中度、独立董事比例、董事长与CEO两职合一与高管薪酬的交叉项来衡量股权集中度、独立董事比例、董事长与CEO两职合一与高管薪酬的交互效应。
3. 控制变量。借鉴斯图兹等（2010）、科尔斯等（Coles等，2012）、陈德萍和陈永圣（2011）、刘绍娓和万大艳（2013）的研究，设置了以下控制变量：股权集中度、独立董事比例、董事长与CEO是否两职合一、董事会规模、股权制衡度、国有股比例、法人股比例、公司的规模、公司的偿债能力、公司的成长能力、行业分类虚拟变量和时间虚拟变量。其中，衡量股权集中度的指标主要有第一大股东持股比例、前五大股东持股比例、前十大股东持股比例、第一大股东持股比例的平方、前五大股东持股比例的平方和、前十大股东持股比例的平方和这6个指标，本文运用主成分分析法从以上6个指标获得了衡量股权集中度的综合指标（S）。衡量股权制衡度的指标主要有以下两个：（1）第二大股东到第十大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值；（2）第二大股东到第五大股东的持股比例之和与第一大股东持股比例的比值。本文运用主成分分析法获得了衡量股权制衡度的综合指标（CS）。本文全部变量定义情况如表1所示。
（三）模型设计
通过前面的分析，我们认为高管薪酬与公司绩效间存在动态内生性。弗兰纳里和汉金斯（Flannery和Hankins，2012）认为，在存在动态内生性的情况下，普通最小二乘法和面板的个体固定效应模型都是不合适的。温托克等（2012）认为，动态面板System GMM模型能够同时解决3种内生性问题，即由不可观测的异质性引起的内生性、同期联立内生性和动态内生性，在估计动态面板模型时更为合适。因此，本文用动态面板的System GMM模型进行回归分析。
根据前面的理论分析，借鉴温托克等（2012）、阮等（Nguyen等，2013）的相关模型，为了研究前期高管薪酬、交互效应与公司绩效间的关系，建立模型（1）：
Yit=α+Ks∑sYit-s+βXit-1 +γZit-1 +φWit+ Hi + εit （1） 在模型（1）中，s=1，2，[…]，p；Y表示公司绩效；X表示解释变量；Z表示控制变量（不包括行业虚拟变量和时间虚拟变量）；W表示行业虚拟变量和时间虚拟变量；H表示公司不可观测的异质性；εit 为误差项。其中，模型（1）中X和Z为变量的一阶滞后值。
为了研究前期公司绩效对高管薪酬的反馈效应，我们建立模型（2）：
Xit=α+Ks∑sXit-s+βYit-1 +γZit +φWit+ Hi + εit （2）
在模型（2）中：X表示高管薪酬变量，即高管货币薪酬或高管持股比例；Y、Z、W、H和εit所表示的变量与模型（1）相同，其中Y用变量的一阶滞后值。
四、实证分析
（一）样本数据的描述性统计
从表2可以看出，每个变量的最大值、最小值和平均值间的差距都非常大。还可以看出：部分样本的高管持股比例为0，有11.6%的公司董事长与CEO两职合一，部分样本的独立董事比例为0，我们对其进一步观察发现独立董事比例为0的样本都是出现在2002年和2003年。另外，从高管薪酬均值的分年描述性统计情况来看（这里没有给出）：高管持股比例基本呈下降趋势，但2011年有所上升，而高管薪酬呈上升趋势。
（二）滞后期长度的确定
在应用动态面板的系统GMM模型时，首先要做的就是确定合理的滞后期。温托克等（2012）认为，滞后期设置的太短，会使回归方程错误设定；更重要的是，滞后期的长度关系到工具变量问题，比滞后期更长的变量滞后值能够作为模型的工具变量。温托克等（2012）认为滞后两期就可以包括过去所有动态影响。本文借鉴温托克等（2012）的方法，发现无论是公司绩效还是高管薪酬，滞后两期就可以捕获过去公司绩效和高管薪酬对当期公司绩效和高管薪酬的影响，这里没有给出具体结果。
（三）内生性检验
为了检验变量的内生性问题，我们借鉴伍尔德里奇（Wooldridge，2002）的方法，使用面板的个体固定效应模型对模型（3）回归，以对其进行严格外生性检验。
Yit=α+βXit +γZit+1 +φWit + Hi + εit （3）
其中，Y表示公司绩效，X表示解释变量（包括交叉项）和控制变量，Z表示解释变量（不包括交叉项）或控制变量中的一个变量，W表示行业虚拟变量和时间虚拟变量，H表示不可观测的异质性，ε表示误差项。如果Z的系数不显著，即γ=0，则接受变量强外生性的原假设。我们用固定效应模型估计模型（3），进行了12次回归，回归结果如表3所示，限于篇幅有限，表3只给出Zit+1的系数的回归结果。
从表3的回归结果可以看出：不仅高管持股比例与高管货币薪酬拒绝了强外生性的假设，而且除了时间变量和行业变量外的其他控制变量也都拒绝了强外生性的假设。因此，综上对变量内生性检验结果，可以证明解释变量和控制变量（除了行业变量和时间变量）都存在内生性问题。在运用动态面板的System GMM模型时需要使用内生变量的滞后值作为工具变量，为此，本文将解释变量和控制变量（除了行业变量和时间变量）都作为内生变量来处理，把行业变量和时间变量作为外生变量来处理。
（四）前期高管薪酬与公司绩效间的关系
根据前面的分析，我们用模型（1）：Yit=α+ K1Yit-1+ K2Yit-2+βXit-1+γZit-1+φWit + Hi + εit来研究前期高管薪酬与公司绩效间的关系，模型（1）的工具变量具体设置如下：（1）差分方程：Yit-3，Yit-4，Xit-3，Xit-4，Zit-3， Zit-4，?Wit；（2）水平方程：?Yit-2，?Xit-2，?Zit-2， Wit。回归结果如表4所示，表4给出了以ROA来衡量公司绩效的回归结果。此外，还给出了不含高管薪酬与其他公司治理机制交叉项的模型的回归结果。
从表4中模型（1c）和模型（1d）的回归结果可以看到：（1）高管持股比例的系数为负，且在1%的水平下显著，这说明在我国“利益趋同效应”给公司带来的收益小于由其对公司控制加强给公司带来的成本，高管持股比例与公司绩效呈负相关关系，回归结果支持管理者堑壕假说。（2）高管货币薪酬的系数为正，且是显著的，这说明公司确实因为货币薪酬激励提高了公司绩效，高管货币薪酬与公司绩效呈正相关。（3）S（-1）*GS（-1）和IDR（-1）*GS（-1）的系数为正，DUAL（-1）*GS（-1）的系数为负，且都是显著的，这说明高管持股比例越高，高管对公司的控制能力越强时，公司越需要对高管监督，由其他治理机制产生的“监督效应”对公司绩效的促进作用越大。（4）S（-1）*GM（-1）和IDR（-1）*GM（-1）的系数为负，DUAL（-1）*GM（-1）的系数为正，且都是显著的，这说明高管货币薪酬越高，“利益趋同效应”越强时，高管会主动为公司利益最大化的目标而努力。此时，需要的监督较少，因此，由其他公司治理机制产生的“监督效应”对公司绩效的促进作用较小。（5）高管薪酬与其他公司治理机制交叉项的系数都是显著的，证明高管薪酬与其他治理机制间确实存在相互作用，其“交互效应”对公司绩效产生了显著影响。这也说明若是模型中没有考虑这种“交互效应”，那么解释变量与误差项是相关的，即E（Xit-1εit）≠0，这会由于遗漏变量而产生内生性问题，这样回归得到的系数是有偏的。另外，从模型（1a）和模型（1b）可以看到，在不考虑公司治理机制间的“交互效应”的情况下，高管持股比例和高管货币薪酬的系数显著性相比模型（1c）和模型（1d）降低了。表4的回归结果说明前期高管薪酬对当期公司绩效有显著的影响。
（五）前期公司绩效对高管薪酬的反馈效应
根据前面的分析，我们用模型（2）：
Xit=α+K1Xit-1+K2Xit-2+βYit-1+γZit +φWit+ Hi + εit 来研究公司过去的绩效表现对高管薪酬的反馈效应，工具变量设置情况跟模型（1）类似，但X中不包括股权集中度、独立董事比例、董事长与CEO两职合一与高管薪酬的交叉项，回归结果如表5所示。 从表5的回归结果可以看到：（1）在模型（2a）和模型（2b）中前期公司绩效的系数都为正，且是显著的，这说明前期公司绩效的提高对高管持股比例产生了正向的反馈效应，这与我们的预期相一致；（2）在模型（2c）和模型（2d）中前期公司绩效的系数都为负，且是显著的，这说明前期公司绩效的提高非但没有带来高管货币薪酬的提高，反而使其减少了，这与我们的预期不一致。其中一个可能的原因是：高管薪酬可能存在向下的黏性，即在前期公司绩效表现差时，高管薪酬可能不会降低。在研究的样本中，相对于前期公司绩效，以VALUE衡量的公司绩效，有48.94%的样本是下降的；以ROA衡量的公司绩效，有49.63%的样本是下降的，而只有25.28%的样本高管薪酬相比前期是下降的。其中还有可能的原因是：前期公司绩效表现不好，公司更换了高管，为了吸引优秀的人才，公司对新高管支付了更高的薪酬。表5的回归结果说明前期公司绩效对当期高管薪酬激励有显著的反馈效应。综合表4和表5的回归结果，证明了前期高管薪酬不仅对当期公司绩效有显著的影响，而且前期公司绩效对当期高管薪酬也有显著的影响，高管薪酬与公司绩效间存在跨时期的相互作用，即动态内生性。
（六）稳健性检验
本文出于稳健性考虑，在前面的分析中，除了用公司综合绩效指标来衡量公司绩效外，还使用了ROA衡量公司绩效。为了进一步检验模型的稳健性，本文做了如下稳健性检验：（1）用权益净利率（ROE）来衡量公司绩效；（2）对所选的变量在样本1%和99%分位数处进行了Winsorized缩尾处理；（3）将总样本根据公司是否交叉上市分为两个子样本，分别回归。经过上面4种稳健性检验得到的结果与前面得到的结论一致。
五、结论
本文以2002—2011年716家上市公司为样本，在动态内生性的框架下，运用动态面板的System GMM估计方法，通过用“内部工具变量”解决了寻找有效工具变量的困难，在研究中同时考虑了3种潜在的内生性，不仅研究了高管薪酬与公司绩效间的关系，而且还研究了高管薪酬与其他公司治理机制间的“交互效应”与公司绩效的关系。通过实证分析后得到以下结论：
第一，前期高管持股比例与公司绩效呈负相关，本文的结论支持了管理者堑壕假说，表明在我国对高管进行股权激励给公司带来的成本大于其由于“利益趋同效应”给公司带来的收益。但是，在高管持股比例与公司绩效间很可能存在阀值，即在高管持股比例达到一定水平后，增加高管持股比例带来的“利益趋同效应”大于增加高管持股比例所带来的成本，从而使得高管持股比例与公司绩效间的关系发生改变。但通过前面的描述性统计可以看到，在我国高管持股比例普遍比较低（高管持股比例的均值为0.116%），绝大多数公司的高管持股比例都没有达到这个阀值水平，从而最终使得高管持股比例与公司绩效间呈现出线性的负相关关系。
第二，前期高管货币薪酬与公司绩效呈正相关关系，这说明对高管进行货币薪酬激励产生的“利益趋同效应”确实对公司绩效产生了促进作用，对高管进行货币薪酬激励也许是一种有效的激励手段。但与此同时，我们应该也要考虑到对高管进行货币薪酬激励并不总是会带来公司绩效表现的提高，在高管货币薪酬与公司绩效间也可能存在一个阀值，即高管货币薪酬在阀值之下，对高管进行货币薪酬激励会产生“利益趋同效应”，能够降低公司的代理成本，从而提高公司的绩效表现；但是，在高管货币薪酬达到阀值以后，即公司对高管货币薪酬激励达到了足够高的水平再对其进行货币薪酬激励，此时更多的货币薪酬也许会助长高管的懈怠情绪，这可能是由于高管有了足够高的工资，其更倾向于选择安逸清闲的生活，在金钱和享受休闲之间，享受休闲能够给其带来更大的效用，得到更高的满足，因此，此时高管缺乏努力提高公司经营绩效表现的积极性。那么，此时对高管进行货币薪酬激励不但没有提高公司绩效表现反而降低了公司的经营绩效。尽管高管货币薪酬与公司绩效间可能存在阀值，但由于我国大多数公司的高管货币薪酬水平并不是非常高，从总体上看高管货币薪酬与公司绩效间还是呈现出线性的正相关关系，对高管进行货币薪酬激励还是一种相对有效的激励机制。
第三，高管薪酬与其他公司治理机制间的相互作用对公司绩效产生了显著的影响，在高管持股比例和高管货币薪酬的不同水平上，股权集中、提高独立董事比例和董事长与CEO两职分设产生的“监督效应”对公司绩效发挥的作用显著不同。在高管持股比例较高、对公司的控制能力较强时，其他治理机制产生的“监督效应”对公司绩效的促进作用较大；在高管货币薪酬较高，产生“利益趋同效应”的情况下，其他治理机制产生的“监督效应”对公司绩效的促进作用较小。
第四，前期公司绩效对高管薪酬产生了显著的反馈效应，前期公司绩效的提高促使高管持股比例增加，这与我们的预期一致，但是前期公司绩效的提高对高管货币薪酬产生了显著的负向影响，这与我们的预期不一致，有待于对其关系进行进一步的检验。
第五，不仅前期高管薪酬对公司绩效有显著的影响，而且前期公司绩效也对高管薪酬产生了显著的反馈效应，这说明高管薪酬与公司绩效间确实存在跨期相互作用的动态内生性问题。如果没有考虑到全部内生性的形式会导致虚假的结果，那么以往的相关研究在没有考虑全部内生性的情况下得到的结论是值得怀疑的。
第六，通过本文的研究，我们发现高管薪酬与其他治理机制间的相互作用，即“交互效应”对公司绩效产生了显著的影响，那么以往的研究没有考虑这种“交互效应”可能会由于遗漏变量而使得解释变量与误差项相关，即E（Xit-1，εit）≠0，从而产生内生性问题。本文的研究说明在研究公司治理机制与公司绩效间关系时，不能仅考虑每个治理机制对公司绩效的独立作用，还要考虑治理机制间的“交互效应”对公司绩效的影响。
本文可能的理论贡献在于：
一方面，不同于以往的研究，我们从跨期动态的视角研究高管薪酬与公司绩效间的跨期相互作用，并证明了高管薪酬与公司绩效间存在动态内生性，这样在公司金融领域的其他相关研究中也有必要对这种动态内生性给予重视。 另一方面，研究了高管薪酬与其他公司治理机制间的“交互效应”，本文的实证结果也说明这种“交互效应”对公司绩效有显著的影响，这也说明了以往的相关研究可能因为忽略这种“交互效应”而产生内生性问题，从而得到的实证结果是值得怀疑的。
注：
①这里的“侵占效应”是指高管通过其控制权获取私人收益，由于“利益趋同效应”和“监督效应”已有大量文献阐述，本文不再重述。
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关键词：高管薪酬；公司绩效；动态内生性；交互效应
中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2014）03-0003-08
一、引言
随着公司高管薪酬持续快速的上涨，社会公众对“天价高管薪酬”的质疑愈演愈烈。在我国，高管薪酬激励有效吗？高管货币薪酬激励与高管股权激励哪种激励方式更为有效呢？高管薪酬与公司绩效间的关系作为公司治理的热点话题，虽然受到了国内外众多学者的关注，但却始终未能达成一致意见。那么为什么同一个问题会得到不同的答案，其原因除了研究样本不同外，还有内生性问题等方面。早些的研究没有考虑高管薪酬与公司绩效间的内生性问题，而德拉科斯和佩克里斯（Drakos和Bekiris，2010）、卡兰和托马斯（Callan和Thomas，2011）、科尔斯等（Coles等，2012）的研究都证明高管薪酬与公司绩效间存在内生性问题。不同于他们对内生性问题的考虑，温托克等（Wintoki等，2012）认为，在公司治理机制与公司绩效间除了不可观测的异质性和同期联立性这两种内生性外，还存在第三种内生性，即动态内生性。在动态内生性的框架下来研究高管薪酬与公司绩效间的关系，这在国内外都鲜见。
本文在动态内生性的框架下，运用动态面板System GMM 模型对高管薪酬与公司绩效间的动态关系进行研究，该模型可以通过“内部工具变量”同时解决3种内生性问题。同时，我们还研究了高管薪酬与其他治理机制间的相互作用对公司绩效是否产生了显著的影响。
二、理论分析与研究假设
法伦布拉什和斯图兹（Fahlenbrach和Stulz，2009）认为，由于投资者获取公司治理机制变化的信息具有时滞性，当期公司治理机制的变化可能影响到下期甚至下下期的公司绩效，其影响期限长短与投资者掌握信息的程度有关。斯图兹等（2010）、温托克等（2012）、郝云宏和周翼翔（2010）、周翼翔（2012）认为，公司治理机制与公司绩效间存在动态内生性，即前期公司治理机制影响当期公司绩效，而后当期公司绩效又影响下一期公司治理机制。那么根据之前的研究，我们认为高管薪酬与公司绩效间也应该存在这种动态关系，即前期高管薪酬影响当期公司绩效，而当期公司绩效反过来又对下一期的高管薪酬产生反馈效应，即如图1所示的动态关系。
图1：高管薪酬与公司绩效间的动态关系
（一）高管持股比例与公司绩效
管理者堑壕假说认为：高管持股比例的提高，一方面使得高管有足够的控制力抵制外部约束，偏离股东利益；另一方面，个人财富的增加将使他们减少以公司价值最大化为目标的努力程度。尽管一些学者认为高管持股比例的增加会带来“利益趋同效应”（詹森和梅克林，1976），但是，如果没有对其进行有效管理这也很可能成为代理成本的重要来源。总的来说，高管持股比例的增加同时带来了“利益趋同效应”和“侵占效应”①，利益趋同效应有利于提高公司绩效，而“侵占效应”则不利于公司绩效的提高， 又由于“侵占效应”大于“利益趋同效应”，因此，高管持股比例的增加不利于公司绩效的提高。因此，本文假设：
假设1：高管持股比例与公司绩效负相关。
（二）高管货币薪酬与公司绩效
代理理论认为，对高管进行薪酬激励可以产生“利益趋同效应”，与对高管进行股权激励不同，对其进行货币薪酬激励不会产生管理者堑壕假说中所说的增加高管对公司控制能力的问题。因此，在某种程度上可以说，对高管进行货币薪酬激励的成本仅是货币薪酬这部分支出，而没有像对高管进行股权激励那样增加了高管对公司控制能力的隐性成本。此外，高管货币薪酬的增加除了能够带来“利益趋同效应”外，还能够吸引更多优秀的人才，这也能够增加公司绩效（詹森和梅克林，1976）。因此，本文假设：
假设2：高管货币薪酬与公司绩效正相关。
（三）高管薪酬与公司治理机制间的“交互效应”
公司治理机制在发挥作用时，彼此间是相互作用而非彼此独立的，即各个治理机制之间存在“交互效应”（蒂桑德等，2013），而这种“交互效应”也可能会对公司绩效产生显著的影响。在高管持股比例较高的情况下，高管对公司的控制能力较强，这时公司的高管拥有较大的动机和能力去追寻其自身利益，根据管理者堑壕假说，此时公司需要更多地对高管进行监督，约束高管的机会主义行为。因此，在高管持股比例较高时，无论是来自大股东对高管的监督还是来自董事会对高管的监督，其所发挥的“监督效应”都能在减轻代理问题和提高公司绩效方面发挥更大的作用。在对高管进行货币薪酬激励的情况下，会带来“利益趋同效应”，但没有带来高管对公司控制能力的增强，此时，由于高管的利益与公司的利益联系更加密切，高管有更大的动机去以公司价值最大化为经营目标，这使得高管需要较少的监督，因此，此时“监督效应”由于高管与公司利益趋同而发挥的作用较弱。“监督效应”给公司带来的收益是公司代理成本的函数，公司的代理成本越大，“监督效应”给公司带来的收益也越大；公司的代理成本越小，“监督效应”给公司带来的收益也越小。总的来说，高管持股比例的增加会同时带来“侵占效应”和“利益趋同效应”，由于前者大于后者，增加了公司的代理成本，这时需要更多的监督。因此，此时“监督效应”能够发挥更大的作用，对公司绩效的促进作用更大。而高管货币薪酬的增加只带来了“利益趋同效应”，减少了公司的代理成本，这时需要较少的监督。因此，此时“监督效应”能够发挥的作用有限，对公司绩效的促进作用较小。基于以上研究，本文提出以下假设： 假设3：高管持股比例越高，股权集中带来的“监督效应”对公司绩效的促进作用越大。
假设4：高管持股比例越高，提高独立董事比例带来的“监督效应”对公司绩效的促进作用越大。
假设5：高管持股比例越高，董事长与CEO分设带来的“监督效应”对公司绩效的促进作用越大。
假设6：高管货币薪酬越高，股权集中带来的“监督效应”对公司绩效的促进作用越小。
假设7：高管货币薪酬越高，提高独立董事比例带来的“监督效应”对公司绩效的促进作用越小。
假设8：高管货币薪酬越高，董事长与CEO分设带来的“监督效应”对公司绩效的促进作用越小。
（四）公司绩效对股权结构的反馈效应
李汉军和张俊喜（2006）指出，现有研究只注重治理机制对公司绩效的作用，忽略了绩效对治理机制的反馈效应，只有探讨二者相互之间的内生性程度，才能获得更加可靠的相关关系。高管薪酬激励的目的就是通过公司高管的薪酬与公司绩效表现挂钩来减轻公司的代理问题，让高管有更大的动机去以公司价值最大化为经营目标。根据委托代理理论，公司绩效被认为是高管取得薪酬的重要依据，公司前期业绩表现越好，高管得到报酬也越高，这样才能使得高管可以更加努力地去提高公司绩效，这就是薪酬的激励效应。此外，还有两种可能的作用途径，使得高管薪酬与前期公司绩效表现有关：一是布恩等（Boone等，2007）认为公司高管的权力与公司前期绩效表现正相关，即公司前期绩效表现越好，高管在公司就有越大的权力。这使得在公司拥有更多权力的高管有动机也有能力去要求董事会给予其更高的薪酬。二是公司前期绩效表现越好的公司，其公司高管可能是越优秀的人才，因此，公司为了吸引和留住优秀的高管，也会给其更高的薪酬。已有的实证研究也证明了公司绩效对高管薪酬的反馈效应：法伦布拉什和斯图兹（Fahlenbrach 和Stulz，2009）从内生性的角度考虑高管持股比例与公司绩效间的关系，发现当前期公司绩效表现好时，高管持股比例往往也随之增加；胡亚权和周宏（2012）通过研究2001—2009 年沪深两市 551 家上市公司也发现，公司绩效的提高对高管薪酬有显著的正向促进作用。基于以上研究，本文做出以下假设：
假设9：前期公司绩效与高管持股比例正相关。
假设10：前期公司绩效与高管货币薪酬正相关。
三、研究设计
（一）研究样本
本文以2002—2011年在上交所和深交所上市的公司为样本，所选的公司必须满足以下条件：（1）在2002年已经公开上市；（2）在2013年9月1日前必须处于正常上市状态；（3）按证监会行业分类，是非金融保险行业（I类）的公司。此外，还剔除了数据不全的公司。经过以上筛选，最终得到716家样本公司，10年总共7160个观测值。本文数据来源于国泰安数据库和锐思数据库，使用的软件是Stata12和Eviews6.0。
（二）变量选择与定义
1. 被解释变量。目前，对公司绩效的衡量有多种方法，大多采用单独的指标来衡量，如权益净利率（ROE）、资产收益率（ROA）、托宾Q和每股收益（EPS）等，但部分学者也开始使用综合指标来衡量公司绩效（刘绍娓和万大艳，2013）。本文考虑公司的绩效体现在公司的多个指标上，用任何一个指标来反映公司的绩效都不够全面，应采用综合指标来衡量公司绩效，本文通过运用主成分分析法从ROE、ROA、托宾Q和每股收益这4个指标得到了衡量公司绩效的综合指标（VALUE），同时出于稳健性考虑，还用ROA作为公司绩效的衡量指标。
2. 解释变量。本文用高管持股比例和高管货币薪酬来衡量高管薪酬，我们用两变量与其他变量的交叉项来表示两者间的交互效应，即用股权集中度、独立董事比例、董事长与CEO两职合一与高管薪酬的交叉项来衡量股权集中度、独立董事比例、董事长与CEO两职合一与高管薪酬的交互效应。
3. 控制变量。借鉴斯图兹等（2010）、科尔斯等（Coles等，2012）、陈德萍和陈永圣（2011）、刘绍娓和万大艳（2013）的研究，设置了以下控制变量：股权集中度、独立董事比例、董事长与CEO是否两职合一、董事会规模、股权制衡度、国有股比例、法人股比例、公司的规模、公司的偿债能力、公司的成长能力、行业分类虚拟变量和时间虚拟变量。其中，衡量股权集中度的指标主要有第一大股东持股比例、前五大股东持股比例、前十大股东持股比例、第一大股东持股比例的平方、前五大股东持股比例的平方和、前十大股东持股比例的平方和这6个指标，本文运用主成分分析法从以上6个指标获得了衡量股权集中度的综合指标（S）。衡量股权制衡度的指标主要有以下两个：（1）第二大股东到第十大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值；（2）第二大股东到第五大股东的持股比例之和与第一大股东持股比例的比值。本文运用主成分分析法获得了衡量股权制衡度的综合指标（CS）。本文全部变量定义情况如表1所示。
（三）模型设计
通过前面的分析，我们认为高管薪酬与公司绩效间存在动态内生性。弗兰纳里和汉金斯（Flannery和Hankins，2012）认为，在存在动态内生性的情况下，普通最小二乘法和面板的个体固定效应模型都是不合适的。温托克等（2012）认为，动态面板System GMM模型能够同时解决3种内生性问题，即由不可观测的异质性引起的内生性、同期联立内生性和动态内生性，在估计动态面板模型时更为合适。因此，本文用动态面板的System GMM模型进行回归分析。
根据前面的理论分析，借鉴温托克等（2012）、阮等（Nguyen等，2013）的相关模型，为了研究前期高管薪酬、交互效应与公司绩效间的关系，建立模型（1）：
Yit=α+Ks∑sYit-s+βXit-1 +γZit-1 +φWit+ Hi + εit （1） 在模型（1）中，s=1，2，[…]，p；Y表示公司绩效；X表示解释变量；Z表示控制变量（不包括行业虚拟变量和时间虚拟变量）；W表示行业虚拟变量和时间虚拟变量；H表示公司不可观测的异质性；εit 为误差项。其中，模型（1）中X和Z为变量的一阶滞后值。
为了研究前期公司绩效对高管薪酬的反馈效应，我们建立模型（2）：
Xit=α+Ks∑sXit-s+βYit-1 +γZit +φWit+ Hi + εit （2）
在模型（2）中：X表示高管薪酬变量，即高管货币薪酬或高管持股比例；Y、Z、W、H和εit所表示的变量与模型（1）相同，其中Y用变量的一阶滞后值。
四、实证分析
（一）样本数据的描述性统计
从表2可以看出，每个变量的最大值、最小值和平均值间的差距都非常大。还可以看出：部分样本的高管持股比例为0，有11.6%的公司董事长与CEO两职合一，部分样本的独立董事比例为0，我们对其进一步观察发现独立董事比例为0的样本都是出现在2002年和2003年。另外，从高管薪酬均值的分年描述性统计情况来看（这里没有给出）：高管持股比例基本呈下降趋势，但2011年有所上升，而高管薪酬呈上升趋势。
（二）滞后期长度的确定
在应用动态面板的系统GMM模型时，首先要做的就是确定合理的滞后期。温托克等（2012）认为，滞后期设置的太短，会使回归方程错误设定；更重要的是，滞后期的长度关系到工具变量问题，比滞后期更长的变量滞后值能够作为模型的工具变量。温托克等（2012）认为滞后两期就可以包括过去所有动态影响。本文借鉴温托克等（2012）的方法，发现无论是公司绩效还是高管薪酬，滞后两期就可以捕获过去公司绩效和高管薪酬对当期公司绩效和高管薪酬的影响，这里没有给出具体结果。
（三）内生性检验
为了检验变量的内生性问题，我们借鉴伍尔德里奇（Wooldridge，2002）的方法，使用面板的个体固定效应模型对模型（3）回归，以对其进行严格外生性检验。
Yit=α+βXit +γZit+1 +φWit + Hi + εit （3）
其中，Y表示公司绩效，X表示解释变量（包括交叉项）和控制变量，Z表示解释变量（不包括交叉项）或控制变量中的一个变量，W表示行业虚拟变量和时间虚拟变量，H表示不可观测的异质性，ε表示误差项。如果Z的系数不显著，即γ=0，则接受变量强外生性的原假设。我们用固定效应模型估计模型（3），进行了12次回归，回归结果如表3所示，限于篇幅有限，表3只给出Zit+1的系数的回归结果。
从表3的回归结果可以看出：不仅高管持股比例与高管货币薪酬拒绝了强外生性的假设，而且除了时间变量和行业变量外的其他控制变量也都拒绝了强外生性的假设。因此，综上对变量内生性检验结果，可以证明解释变量和控制变量（除了行业变量和时间变量）都存在内生性问题。在运用动态面板的System GMM模型时需要使用内生变量的滞后值作为工具变量，为此，本文将解释变量和控制变量（除了行业变量和时间变量）都作为内生变量来处理，把行业变量和时间变量作为外生变量来处理。
（四）前期高管薪酬与公司绩效间的关系
根据前面的分析，我们用模型（1）：Yit=α+ K1Yit-1+ K2Yit-2+βXit-1+γZit-1+φWit + Hi + εit来研究前期高管薪酬与公司绩效间的关系，模型（1）的工具变量具体设置如下：（1）差分方程：Yit-3，Yit-4，Xit-3，Xit-4，Zit-3， Zit-4，?Wit；（2）水平方程：?Yit-2，?Xit-2，?Zit-2， Wit。回归结果如表4所示，表4给出了以ROA来衡量公司绩效的回归结果。此外，还给出了不含高管薪酬与其他公司治理机制交叉项的模型的回归结果。
从表4中模型（1c）和模型（1d）的回归结果可以看到：（1）高管持股比例的系数为负，且在1%的水平下显著，这说明在我国“利益趋同效应”给公司带来的收益小于由其对公司控制加强给公司带来的成本，高管持股比例与公司绩效呈负相关关系，回归结果支持管理者堑壕假说。（2）高管货币薪酬的系数为正，且是显著的，这说明公司确实因为货币薪酬激励提高了公司绩效，高管货币薪酬与公司绩效呈正相关。（3）S（-1）*GS（-1）和IDR（-1）*GS（-1）的系数为正，DUAL（-1）*GS（-1）的系数为负，且都是显著的，这说明高管持股比例越高，高管对公司的控制能力越强时，公司越需要对高管监督，由其他治理机制产生的“监督效应”对公司绩效的促进作用越大。（4）S（-1）*GM（-1）和IDR（-1）*GM（-1）的系数为负，DUAL（-1）*GM（-1）的系数为正，且都是显著的，这说明高管货币薪酬越高，“利益趋同效应”越强时，高管会主动为公司利益最大化的目标而努力。此时，需要的监督较少，因此，由其他公司治理机制产生的“监督效应”对公司绩效的促进作用较小。（5）高管薪酬与其他公司治理机制交叉项的系数都是显著的，证明高管薪酬与其他治理机制间确实存在相互作用，其“交互效应”对公司绩效产生了显著影响。这也说明若是模型中没有考虑这种“交互效应”，那么解释变量与误差项是相关的，即E（Xit-1εit）≠0，这会由于遗漏变量而产生内生性问题，这样回归得到的系数是有偏的。另外，从模型（1a）和模型（1b）可以看到，在不考虑公司治理机制间的“交互效应”的情况下，高管持股比例和高管货币薪酬的系数显著性相比模型（1c）和模型（1d）降低了。表4的回归结果说明前期高管薪酬对当期公司绩效有显著的影响。
（五）前期公司绩效对高管薪酬的反馈效应
根据前面的分析，我们用模型（2）：
Xit=α+K1Xit-1+K2Xit-2+βYit-1+γZit +φWit+ Hi + εit 来研究公司过去的绩效表现对高管薪酬的反馈效应，工具变量设置情况跟模型（1）类似，但X中不包括股权集中度、独立董事比例、董事长与CEO两职合一与高管薪酬的交叉项，回归结果如表5所示。 从表5的回归结果可以看到：（1）在模型（2a）和模型（2b）中前期公司绩效的系数都为正，且是显著的，这说明前期公司绩效的提高对高管持股比例产生了正向的反馈效应，这与我们的预期相一致；（2）在模型（2c）和模型（2d）中前期公司绩效的系数都为负，且是显著的，这说明前期公司绩效的提高非但没有带来高管货币薪酬的提高，反而使其减少了，这与我们的预期不一致。其中一个可能的原因是：高管薪酬可能存在向下的黏性，即在前期公司绩效表现差时，高管薪酬可能不会降低。在研究的样本中，相对于前期公司绩效，以VALUE衡量的公司绩效，有48.94%的样本是下降的；以ROA衡量的公司绩效，有49.63%的样本是下降的，而只有25.28%的样本高管薪酬相比前期是下降的。其中还有可能的原因是：前期公司绩效表现不好，公司更换了高管，为了吸引优秀的人才，公司对新高管支付了更高的薪酬。表5的回归结果说明前期公司绩效对当期高管薪酬激励有显著的反馈效应。综合表4和表5的回归结果，证明了前期高管薪酬不仅对当期公司绩效有显著的影响，而且前期公司绩效对当期高管薪酬也有显著的影响，高管薪酬与公司绩效间存在跨时期的相互作用，即动态内生性。
（六）稳健性检验
本文出于稳健性考虑，在前面的分析中，除了用公司综合绩效指标来衡量公司绩效外，还使用了ROA衡量公司绩效。为了进一步检验模型的稳健性，本文做了如下稳健性检验：（1）用权益净利率（ROE）来衡量公司绩效；（2）对所选的变量在样本1%和99%分位数处进行了Winsorized缩尾处理；（3）将总样本根据公司是否交叉上市分为两个子样本，分别回归。经过上面4种稳健性检验得到的结果与前面得到的结论一致。
五、结论
本文以2002—2011年716家上市公司为样本，在动态内生性的框架下，运用动态面板的System GMM估计方法，通过用“内部工具变量”解决了寻找有效工具变量的困难，在研究中同时考虑了3种潜在的内生性，不仅研究了高管薪酬与公司绩效间的关系，而且还研究了高管薪酬与其他公司治理机制间的“交互效应”与公司绩效的关系。通过实证分析后得到以下结论：
第一，前期高管持股比例与公司绩效呈负相关，本文的结论支持了管理者堑壕假说，表明在我国对高管进行股权激励给公司带来的成本大于其由于“利益趋同效应”给公司带来的收益。但是，在高管持股比例与公司绩效间很可能存在阀值，即在高管持股比例达到一定水平后，增加高管持股比例带来的“利益趋同效应”大于增加高管持股比例所带来的成本，从而使得高管持股比例与公司绩效间的关系发生改变。但通过前面的描述性统计可以看到，在我国高管持股比例普遍比较低（高管持股比例的均值为0.116%），绝大多数公司的高管持股比例都没有达到这个阀值水平，从而最终使得高管持股比例与公司绩效间呈现出线性的负相关关系。
第二，前期高管货币薪酬与公司绩效呈正相关关系，这说明对高管进行货币薪酬激励产生的“利益趋同效应”确实对公司绩效产生了促进作用，对高管进行货币薪酬激励也许是一种有效的激励手段。但与此同时，我们应该也要考虑到对高管进行货币薪酬激励并不总是会带来公司绩效表现的提高，在高管货币薪酬与公司绩效间也可能存在一个阀值，即高管货币薪酬在阀值之下，对高管进行货币薪酬激励会产生“利益趋同效应”，能够降低公司的代理成本，从而提高公司的绩效表现；但是，在高管货币薪酬达到阀值以后，即公司对高管货币薪酬激励达到了足够高的水平再对其进行货币薪酬激励，此时更多的货币薪酬也许会助长高管的懈怠情绪，这可能是由于高管有了足够高的工资，其更倾向于选择安逸清闲的生活，在金钱和享受休闲之间，享受休闲能够给其带来更大的效用，得到更高的满足，因此，此时高管缺乏努力提高公司经营绩效表现的积极性。那么，此时对高管进行货币薪酬激励不但没有提高公司绩效表现反而降低了公司的经营绩效。尽管高管货币薪酬与公司绩效间可能存在阀值，但由于我国大多数公司的高管货币薪酬水平并不是非常高，从总体上看高管货币薪酬与公司绩效间还是呈现出线性的正相关关系，对高管进行货币薪酬激励还是一种相对有效的激励机制。
第三，高管薪酬与其他公司治理机制间的相互作用对公司绩效产生了显著的影响，在高管持股比例和高管货币薪酬的不同水平上，股权集中、提高独立董事比例和董事长与CEO两职分设产生的“监督效应”对公司绩效发挥的作用显著不同。在高管持股比例较高、对公司的控制能力较强时，其他治理机制产生的“监督效应”对公司绩效的促进作用较大；在高管货币薪酬较高，产生“利益趋同效应”的情况下，其他治理机制产生的“监督效应”对公司绩效的促进作用较小。
第四，前期公司绩效对高管薪酬产生了显著的反馈效应，前期公司绩效的提高促使高管持股比例增加，这与我们的预期一致，但是前期公司绩效的提高对高管货币薪酬产生了显著的负向影响，这与我们的预期不一致，有待于对其关系进行进一步的检验。
第五，不仅前期高管薪酬对公司绩效有显著的影响，而且前期公司绩效也对高管薪酬产生了显著的反馈效应，这说明高管薪酬与公司绩效间确实存在跨期相互作用的动态内生性问题。如果没有考虑到全部内生性的形式会导致虚假的结果，那么以往的相关研究在没有考虑全部内生性的情况下得到的结论是值得怀疑的。
第六，通过本文的研究，我们发现高管薪酬与其他治理机制间的相互作用，即“交互效应”对公司绩效产生了显著的影响，那么以往的研究没有考虑这种“交互效应”可能会由于遗漏变量而使得解释变量与误差项相关，即E（Xit-1，εit）≠0，从而产生内生性问题。本文的研究说明在研究公司治理机制与公司绩效间关系时，不能仅考虑每个治理机制对公司绩效的独立作用，还要考虑治理机制间的“交互效应”对公司绩效的影响。
本文可能的理论贡献在于：
一方面，不同于以往的研究，我们从跨期动态的视角研究高管薪酬与公司绩效间的跨期相互作用，并证明了高管薪酬与公司绩效间存在动态内生性，这样在公司金融领域的其他相关研究中也有必要对这种动态内生性给予重视。 另一方面，研究了高管薪酬与其他公司治理机制间的“交互效应”，本文的实证结果也说明这种“交互效应”对公司绩效有显著的影响，这也说明了以往的相关研究可能因为忽略这种“交互效应”而产生内生性问题，从而得到的实证结果是值得怀疑的。
注：
①这里的“侵占效应”是指高管通过其控制权获取私人收益，由于“利益趋同效应”和“监督效应”已有大量文献阐述，本文不再重述。
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