阿布都合力力·阿布拉

（1.北京交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京100044；2.新疆財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，烏魯木齊 830012）

0 引言

根據(jù)證監(jiān)會(huì)要求，國有混合所有制企業(yè)都要將高管激勵(lì)中的固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)等信息公布于年報(bào)，但具體怎么披露，法律尚未給出明確條款。另外，學(xué)界研究目前也只停留在高管激勵(lì)方式的表面分析和描述上，特別是實(shí)證數(shù)據(jù)處理方面，研究方法尚不成熟。高管作為國有混合所有制企業(yè)重大決策的決策者，有效的激勵(lì)方式與國有混合所有制企業(yè)的發(fā)展息息相關(guān)?；旌纤兄破髽I(yè)要在穩(wěn)定中求得發(fā)展，必須要更優(yōu)秀的高管人員作為人力資本的保障。如何有效地激勵(lì)高級管理人員為企業(yè)努力工作，進(jìn)而提高經(jīng)營績效已成為國有混合所有制企業(yè)發(fā)展的重中之重?；谏鲜霰尘?，本文引入經(jīng)濟(jì)學(xué)家Kuznets的倒U型假說，對高管激勵(lì)與經(jīng)營績效關(guān)系進(jìn)行數(shù)理推導(dǎo)，依據(jù)國有混合所有制企業(yè)高管激勵(lì)方式的主要組成，選取固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)二個(gè)解釋變量，分三種條件論證二者之間在數(shù)理邏輯關(guān)系上是否存在倒U型曲線關(guān)系或其他曲線關(guān)系。然后以2010—2016年的滬證券交易所國有企業(yè)混合所有制公布的年報(bào)數(shù)據(jù)為樣本，檢驗(yàn)上述曲線關(guān)系是否真實(shí)成立。希望通過本文的研究給國有企業(yè)混合所有制企業(yè)完善高管激勵(lì)制度提供一些理論依據(jù)，給當(dāng)前高管激勵(lì)對經(jīng)營績效影響存在的問題提供一些解決方案。

1 U型曲線關(guān)系假說

為研究高管激勵(lì)與經(jīng)營績效之間的關(guān)系，本文擬引入倒U型假說。本文設(shè)經(jīng)營績效為Q，高管激勵(lì)為Y，由于A股國有企業(yè)混合所有制的高管激勵(lì)主要分為兩部分，一是固定薪酬，二是股權(quán)激勵(lì)。假設(shè)Y1和Y2分別表示固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)的對數(shù)均值，T1和T2分別表示固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)在高管激勵(lì)中的比重，此時(shí)暫不考慮高管激勵(lì)的其他因素，故：

又令固定薪酬（Y1）的對數(shù)方差為股權(quán)激勵(lì)（Y2）的對數(shù)方差為，高管激勵(lì)（Y）的整體對數(shù)方差為?2，由此可得：

由公式（3）可知，?2即為高管激勵(lì)與經(jīng)營績效之間的關(guān)系指數(shù)，接下來只需要繼續(xù)推導(dǎo)?2就可得出高管激勵(lì)與經(jīng)營績效之間關(guān)系趨勢。又因高管激勵(lì)對國有企業(yè)混合所有制經(jīng)營績效影響主要分為三種情況，第一是只拿固定薪酬的高管激勵(lì)方式對經(jīng)營績效的影響，第二是只拿股權(quán)的高管激勵(lì)方式對經(jīng)營績效的影響，第三是既拿固定薪酬又拿股權(quán)的混合激勵(lì)方式對經(jīng)營績效的影響。

首先討論第一種情況，隨著固定薪酬的不斷變化，股權(quán)激勵(lì)消失。故用T1作為高管激勵(lì)與經(jīng)營績效之間的關(guān)系指數(shù)的自變量。將公式（1）、公式（2）分別代入公式（3），即可消除T2，得到相應(yīng)的關(guān)系函數(shù)：

由公式（4）可知，高管激勵(lì)與經(jīng)營績效之間的關(guān)系指數(shù)?2為一個(gè)二元函數(shù)，并且系數(shù)A1=-(Y1-Y2)2≤0,即當(dāng)只有固定薪酬激勵(lì)方式下，?2為一條開口向下的倒U型拋物線，見圖1?；诖耍疚奶岢龅谝粋€(gè)假設(shè)。

圖1 固定薪酬激勵(lì)方式下的倒U型曲線示意圖

假設(shè)H1：只拿固定薪酬的高管與經(jīng)營績效之間存在倒U型曲線關(guān)系。

接下來研究第二種情況，只拿股權(quán)激勵(lì)的激勵(lì)方式。由于固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)為高管激勵(lì)中的二個(gè)平等激勵(lì)因子，故數(shù)理推導(dǎo)過程類似，得到關(guān)系函數(shù)也類似，即：

從數(shù)理推導(dǎo)結(jié)果來看，只拿股權(quán)激勵(lì)的激勵(lì)方式下，似乎與第一種情況一樣，高管激勵(lì)與經(jīng)營績效之間呈倒U型曲線關(guān)系。但由于函數(shù)存在0≤T2≤1和?2≥0的約束條件，即使推導(dǎo)結(jié)果為倒U型拋物線，也無法確保隨對稱軸位置的變化函數(shù)形狀發(fā)生變化，見圖2。而且有文獻(xiàn)研究表明，只拿股權(quán)的高管激勵(lì)方式與經(jīng)營績效之間存在正U型關(guān)系，故本文提出第二個(gè)假設(shè)。

圖2 股權(quán)激勵(lì)方式下的正U型曲線示意圖

假設(shè)H2：只拿股權(quán)的高管與經(jīng)營績效之間存在正U型曲線關(guān)系。

最后考慮第三種情況，即固定薪酬與股權(quán)激勵(lì)共同作為高管激勵(lì)方式。顯然此種情況下的數(shù)理函數(shù)即為公式（3），高管激勵(lì)與經(jīng)營績效之間的關(guān)系指數(shù)?2似乎無一定的邏輯可尋。而在以往的理論研究中，普遍認(rèn)為，只拿固定薪酬的高管對企業(yè)的短期效應(yīng)比較注重，而只拿股權(quán)的高管對企業(yè)的長期效應(yīng)則比較注重，既拿固定薪酬又拿股權(quán)的高管對公司的整體發(fā)展戰(zhàn)略則比較注重。因此，依據(jù)前人理論，本文提出第三個(gè)假設(shè)。

假設(shè)H3：既拿固定薪酬又拿股權(quán)的高管與經(jīng)營績效之間存在線性曲線關(guān)系。

2 數(shù)據(jù)來源與樣本篩查

本文選取2010—2016年的滬證券交易所國有企業(yè)混合所有制公布的年報(bào)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于上證證券交易所、新浪財(cái)經(jīng)網(wǎng)以及國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。為使數(shù)據(jù)更有說服力，剔除以下樣本：（1）數(shù)據(jù)殘缺不全的國有企業(yè)混合所有制；（2）因金融企業(yè)在財(cái)務(wù)核算，財(cái)務(wù)報(bào)表體系與財(cái)務(wù)分析指標(biāo)與一般企業(yè)不同，故在樣本選擇時(shí)予以剔除；（3）被ST或PT的公司由于大量的盈余操縱導(dǎo)致信息失真，且以往研究表明ST、PT公司有激進(jìn)型盈余管理的動(dòng)機(jī)，導(dǎo)致高管人員薪酬計(jì)劃樣本失真，所以在樣本選擇時(shí)進(jìn)行剔除；（4）去掉新國有企業(yè)混合所有制；（5）同時(shí)發(fā)行B股或H股的A股國有企業(yè)混合所有制。由于B股和H股對A股的信息披露有所影響，所以本文剔除了同時(shí)發(fā)行B股或H股的A股國有企業(yè)混合所有制。（6）剔除樣本數(shù)據(jù)與本文模型選擇缺失的公司；（7）為消除極端數(shù)值的影響，本文對得到的樣本進(jìn)行上下1%的winsorise縮水處理。經(jīng)過上述選取與剔除，本文共選取了936個(gè)樣本。依據(jù)假設(shè)H1、假設(shè)H2、假設(shè)H3，將樣本構(gòu)成整理如下，假設(shè)H1樣本數(shù)367，假設(shè)H2樣本數(shù)259，假設(shè)H3樣本數(shù)310。

可以看到，國有企業(yè)混合所有制企業(yè)中高管激勵(lì)方式主要由固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)構(gòu)成，單一實(shí)行固定薪酬的企業(yè)占比達(dá)39.2%，單一實(shí)行股權(quán)激勵(lì)的公司占比達(dá)到27.7%，高管激勵(lì)由固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)兩部分構(gòu)成的公司占比達(dá)到33.1%。由此可以看出，我國A股國有混合所有制企業(yè)偏向于實(shí)行固定薪酬激勵(lì)機(jī)制。

3 U型曲線關(guān)系假說檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h2>

3.1 變量定義

本文被解釋變量選取國有混合所有制企業(yè)的企業(yè)經(jīng)營效應(yīng)，主要有托賓Q值、財(cái)務(wù)指標(biāo)法、利潤總額等。為使數(shù)據(jù)可獲得性本文使用財(cái)務(wù)績效指標(biāo)來反應(yīng)經(jīng)營績效，即凈資產(chǎn)收益率為衡量經(jīng)營績效的指標(biāo)（ROE）。由于本文從國有企業(yè)混合所有制年報(bào)獲得研究所需數(shù)據(jù)，為了數(shù)據(jù)具有代表性和研究的可操作性，所以解釋變量選取各個(gè)企業(yè)所公布數(shù)據(jù)前五名的高管年薪平均值和高管持股比例，即固定薪酬（PAY）和股權(quán)激勵(lì)（MSR）。另外有大量研究表明除固定薪酬（PAY）和股權(quán)激勵(lì)（MSR）對解釋變量經(jīng)營績效（ROE）產(chǎn)生影響外，經(jīng)營績效（ROE）還與其治理結(jié)構(gòu)相關(guān)，一個(gè)健全的治理機(jī)構(gòu)由股東大會(huì)與董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)構(gòu)成的公司內(nèi)部監(jiān)督控制機(jī)制。所以不同的治理結(jié)構(gòu)會(huì)影響到經(jīng)營績效。故本文選取獨(dú)立董事比例和監(jiān)事會(huì)規(guī)模作為經(jīng)營績效（ROE）的控制變量，分別為（PI），（DS），為更好地展現(xiàn)變量組成，上述變量如下頁表1表示。

表1 變量定義

3.2 模型構(gòu)建

根據(jù)前文假設(shè)，對三個(gè)假設(shè)分別設(shè)立模型。假設(shè)H1認(rèn)為只拿固定薪酬的高管與經(jīng)營績效間存在倒U型曲線關(guān)系，故把固定薪酬（PAY）引入到回歸方程中，考察PAY和ROE的關(guān)系，設(shè)立第一個(gè)模型如下：

其中ε1為隨機(jī)干擾變量。由于該情形沒有考慮股權(quán)激勵(lì)，所以變量股權(quán)激勵(lì)（MSR）不出現(xiàn)于模型。

假設(shè)H2認(rèn)為只拿股權(quán)的高管與和經(jīng)營績效之間存在正U型曲線關(guān)系，故把股權(quán)激勵(lì)（MSR）引入到回歸方程中，考察MSR和ROE的關(guān)系，設(shè)立第二個(gè)模型如下：

其中ε2為隨機(jī)干擾變量。由于該情形沒有考慮固定薪酬，所以變量固定薪酬（PAY）不出現(xiàn)于模型。

假設(shè)H3認(rèn)為既拿固定薪酬又拿股權(quán)的高管與經(jīng)營績效之間存在線性相關(guān)性,根據(jù)假設(shè)H3設(shè)立第三個(gè)模型如下：

其中ε3為隨機(jī)干擾變量。

4 檢驗(yàn)結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文運(yùn)用SPSS19.0軟件對全部變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，得到結(jié)果如表2所示。

表2 描述統(tǒng)計(jì)量

從表2可知：（1）所選取樣本企業(yè)中，2010—2016年的高管年度薪酬平均水平（PAY）為395587.7元，該數(shù)值不僅反映國有混合所有制企業(yè)固定薪酬平均水平，也反映出國有企業(yè)混合所有制對高層薪酬激勵(lì)越來越重視。觀察此組數(shù)據(jù)，會(huì)發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)混合所有制之間固定薪酬激勵(lì)差距還是很大，最高薪酬為3462266.7萬元，最低則為58400元，差距在350萬元左右。（2）表中還能看出，經(jīng)營績效(ROE)比較低，其均值為0.1023。有甚者最低的為-0.73。最高則為0.54。（3）由表中可知樣本企業(yè)中股權(quán)激勵(lì)（MSR）評價(jià)約為0.351，最低為0，最高0.5，說明高管中的持股比例還是比較低。這樣低的高管持股比例是否真正對激勵(lì)高管工作和提升經(jīng)營績效有顯著性影響，還需要進(jìn)行下一步研究分析。

4.2 Pearson相關(guān)性分析

通過表3Pearson相關(guān)分析可知：（1）從所分析的解釋變量來看，本文研究的國有企業(yè)混合所有制固定薪酬（PAY）、股權(quán)激勵(lì)（MSR）與經(jīng)營績效（ROE）呈正相關(guān)關(guān)系。而這兩者中固定薪酬（PAY）與經(jīng)營績效（ROE）的相關(guān)性表現(xiàn)的更強(qiáng)。（2）從所分析的控制變量能看出這其中經(jīng)營績效（ROE）與獨(dú)立董事比例（PI）呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。而監(jiān)事會(huì)規(guī)模（DS）與經(jīng)營績效（ROE）呈正相關(guān)關(guān)系。所以由以上兩點(diǎn)可知，固定薪酬與經(jīng)營績效的變量相關(guān)性遠(yuǎn)強(qiáng)于公司治理結(jié)構(gòu)的變量相關(guān)性。（3）從所分析控制變量與解釋變量存在的關(guān)系，可知獨(dú)立董事比重（PI）與固定薪酬（PAY）和股權(quán)激勵(lì)（MSR）之間均存在正相關(guān)性，而監(jiān)事會(huì)規(guī)模（DS）與固定薪酬（PAY）和股權(quán)激勵(lì)（MSR）存在較弱正相關(guān)和負(fù)相關(guān)。以上的分析總結(jié)說明不是所有的公司治理變量都會(huì)與股權(quán)激勵(lì)存在正相關(guān)，其中一部分存在負(fù)相關(guān)和較弱正相關(guān)，即可能存在倒U型或正U型關(guān)系。

表3 Pearson相關(guān)性分析

4.3 回歸性分析

經(jīng)過前面的相關(guān)性分析后，本文分四組對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

（1）不考慮解釋變量，考察在沒有解釋變量的情況下，控制變量與被解釋變量的回歸關(guān)系，其回歸模型如下：

其中，ε4為隨機(jī)干擾變量。

（2）把固定薪酬（PAY）引入到回歸方程中，考察PAY和ROE的關(guān)系，模型如下：

其中,ε1為隨機(jī)干擾變量。

（3）把股權(quán)激勵(lì)（MSR）引入到回歸方程中，考察MSR和ROE關(guān)系，模型如下：

其中，ε2為隨機(jī)干擾變量。

（4）把固定薪酬（PAY）和股權(quán)激勵(lì)（MSR）同時(shí)引入到回歸方程中，考察PAY和MSR共同作用下與ROE關(guān)系，模型如下：

其中ε3為隨機(jī)干擾變量。

首先分析第一種情況，不引入解釋變量，對相同治理結(jié)構(gòu)下高管激勵(lì)對經(jīng)營績效影響進(jìn)行回歸性處理，所得的實(shí)證結(jié)果如表4所示。

表4 不考慮解釋變量的分析結(jié)果

從表4.3可知：只有控制變量參與的回歸性分析是沒有研究意義的，我們所設(shè)定的控制變量（獨(dú)立董事比例，監(jiān)事會(huì)規(guī)模）與被解釋變量間沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。在人才主導(dǎo)事物組織和發(fā)展的條件，沒有人存在的企業(yè)是不會(huì)有經(jīng)營業(yè)績的。這也體現(xiàn)了人才資源是現(xiàn)代企業(yè)發(fā)展的重中之重。因此接下來引入固定薪酬(PAY)解釋變量進(jìn)行回歸性處理，結(jié)果見表5。

表5 引入固定薪酬解釋變量的分析結(jié)果

從表5中可知，當(dāng)其他變量穩(wěn)定的情況下，固定薪酬每提升1，經(jīng)營績效就會(huì)提升0.177，而固定薪酬的T檢驗(yàn)值為0.021，顯著性常量Sig值為0.175，即固定薪酬的激勵(lì)方式有利于短期激勵(lì)，但長期的激勵(lì)效應(yīng)可能并不理想。綜上所述，高水平的固定薪酬會(huì)提升經(jīng)營績效，但長期的高固定薪酬則會(huì)降低經(jīng)營績效，即固定薪酬對經(jīng)營績效具有倒U型影響，說明假設(shè)H1是成立的。那么股權(quán)激勵(lì)方式對經(jīng)營績效的激勵(lì)情況如何，接下來引入股權(quán)激勵(lì)（MSR）解釋變量進(jìn)行回歸性處理，結(jié)果見表6。

表6 引入股權(quán)激勵(lì)解釋變量的分析結(jié)果

從表6可知，其他變量穩(wěn)定的情況下，股權(quán)激勵(lì)（MSR）增加提高一個(gè)單位，經(jīng)營績效（ROE）提高0.11個(gè)單位，t檢驗(yàn)值為0.167。說明股權(quán)激勵(lì)對經(jīng)營績效的影響系數(shù)比固定薪酬低，相差0.067，股權(quán)激勵(lì)可能無法達(dá)到固定薪酬的有效性，即合理運(yùn)用固定薪酬激勵(lì)優(yōu)于股權(quán)激勵(lì)。但值得注意的是，股權(quán)激勵(lì)的顯著性常量Sig值為0.235，比固定薪酬的高0.06。說明盡管股權(quán)激勵(lì)對經(jīng)營績效的激勵(lì)效果不如固定薪酬，但這只是短期現(xiàn)象，股權(quán)激勵(lì)對經(jīng)營績效的激勵(lì)具有長期效果，時(shí)間越長效果越明顯，表明股權(quán)激勵(lì)對經(jīng)營績效的影響是正U型曲線關(guān)系，即假設(shè)H2成立。那么固定薪酬與股權(quán)激勵(lì)共同作用下對經(jīng)營績效的影響如何呢，接下來同時(shí)引入固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)二個(gè)變量進(jìn)行回歸處理，結(jié)果見表7。

表7 引入固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)二個(gè)變量的分析結(jié)果

從表7可知，其他變量穩(wěn)定情況下，固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)共同作用每提高一個(gè)單位，經(jīng)營績效提高0.144個(gè)單位，t檢驗(yàn)值為1.859。說明固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)共同激勵(lì)方式的效應(yīng)是介于固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)之間，幾乎為固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)的平均值。而且常量顯著性Sig值為0.205，說明引入固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)二個(gè)變量與經(jīng)營績效是倒U型曲線關(guān)系。但同時(shí)發(fā)現(xiàn)這種關(guān)系是在固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)比例為1：1的情形下，而現(xiàn)實(shí)中企業(yè)無法做到固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)1：1的激勵(lì)配比，故將固定薪酬分別按20%、40%、60%、80%的比例進(jìn)行回歸性處理，發(fā)現(xiàn)固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)共同作用下的經(jīng)營績效并無明顯的倒U型或正U型關(guān)系，而是一種非規(guī)律性的線性曲線關(guān)系，即假設(shè)H3成立。

5 結(jié)論

本文以國有混合所有制企業(yè)為研究對象，通過設(shè)定U型曲線關(guān)系假說，對高管激勵(lì)方式中的二種典型（即固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)）進(jìn)行研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）在二種激勵(lì)方式中，固定薪酬對經(jīng)營績效的激勵(lì)效果最為明顯，每增加固定薪酬一個(gè)單位，經(jīng)營績效就提高0.177，是股權(quán)激勵(lì)的1.6倍，因此固定薪酬可以作為企業(yè)的常規(guī)性激勵(lì)方式。但不適應(yīng)于長期激勵(lì)，如果長期的單一實(shí)行固定薪酬激勵(lì)方式，則會(huì)降低經(jīng)營績效，說明固定薪酬激勵(lì)與經(jīng)營績效之間存在倒U型曲線關(guān)系。（2）股權(quán)激勵(lì)對經(jīng)營績效的影響較弱，其數(shù)據(jù)顯示為0.11，表明在國有混合所有制企業(yè)中，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)只是一種員工福利，并不是一種很有效的激勵(lì)制度，沒有完整完善的體系。股權(quán)激勵(lì)并不需要付出很多努力即可獲得，很難對高管有激勵(lì)作用所以，只是單純的增加高管持股比例是不能給企業(yè)的創(chuàng)收帶來好的影響。但從時(shí)間效應(yīng)來看，股權(quán)激勵(lì)短期內(nèi)可能對經(jīng)營績效影響不明顯，但是長期的發(fā)展，股權(quán)激勵(lì)則能有效的提升經(jīng)營績效，說明股權(quán)激勵(lì)與經(jīng)營績效之間存在正U型曲線關(guān)系。（3）固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)共同作用下對經(jīng)營績效的影響介于固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)之間，幾乎為二者的平均值，而且在固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)的激勵(lì)配比為1：1時(shí)，這種共同作用與經(jīng)營績效之間存在倒U型曲線關(guān)系。但是現(xiàn)實(shí)企業(yè)中無法做到固定薪酬和股權(quán)激勵(lì)的激勵(lì)配比為1：1，所以這種倒U型曲線關(guān)系一般很難出現(xiàn)于現(xiàn)實(shí)。如果將激勵(lì)配比做相應(yīng)調(diào)整，則激勵(lì)關(guān)系出現(xiàn)了無規(guī)律性的線性曲線關(guān)系。

參考文獻(xiàn)：

[1] Brunello G,Graziano C,Parigi B.Executive Compensation and Firm Performance in Italy[J].International Journal of Industrial Organiza?tion.2001(1)

[2] Unite A A,Sullivan M J,et al.Executive Pay and Firm Performance in the Philippines[J].Pacific-Basin Finance Journal,2007,(5)

[3] Basu S,Hwang L S,Mitsudome T,et al.Corporate Governance,Top Executive Compensation and Firm Performance in Japan[J].Pacif?ic-Basin Finance Journal.2006,(1)

[4] 沈小燕,王躍堂.股權(quán)激勵(lì)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與公司績效[J].東南大學(xué)學(xué)報(bào)：哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版,2015,17(1).

[5] 盛明泉,張春強(qiáng),王燁.高管股權(quán)激勵(lì)與資本結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)調(diào)整[J].會(huì)計(jì)研究,2016,(2).

[6] 蘇坤.管理層股權(quán)激勵(lì)、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與資本配置效率[J].管理科學(xué),2015,28(3).

[7] 盧闖,孫健,張修平等.股權(quán)激勵(lì)與上市公司投資行為——基于傾向得分配對方法的分析[J].中國軟科學(xué),2015,(5).

[8] 胡琦,周端明.女性董事對公司績效影響的實(shí)證分析——基于中國1042家上市公司的數(shù)據(jù)[J].管理學(xué)刊，2016,(4).

[9] 肖淑芳,石琦,王婷等.上市公司股權(quán)激勵(lì)方式選擇偏好——基于激勵(lì)對象視角的研究[J].會(huì)計(jì)研究,2016,(6).

[10] 賈生華,陳文強(qiáng).國有控股、市場競爭與股權(quán)激勵(lì)效應(yīng)——基于傾向得分匹配法的實(shí)證研究[J].浙江大學(xué)學(xué)報(bào)：人文社會(huì)科學(xué)版,2015,45(5).