高管激励差异对企业内部控制有效性的影响

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高管激励差异对企业内部控制有效性的影响

——基于A 股上市公司经验数据

简玉峰

（博士）刘长生

（湖南商学院会计学院长沙410205）

【摘要】本文基于企业发展的内在影响因素，构建高管激励对内部控制质量影响的“两阶段计量分析模型”，剖析高管激励的内在差异性及其对企业内部控制质量的影响，并以我国A 股上市公司进行实证分析。结果显示：公司发展规模因素对高管激励产生显著的积极影响，而经营效益因素对其影响相对较小，但它们对内部控制质量的影响正好相反；高管的“有效激励”总体上对内部控制质量产生积极影响，而“无效激励”对内部控制质量产生消极影响；首席财务执行官相对于公司董事长、总经理等高管而言，对内部控制质量产生了更大影响；股权激励比非股权激励对内部控制质量的影响更为显著。由此建议企业构建全面的高管绩效考核指标体系，创新高管激励模式，规范内部控制信息披露程序，以提升企业内部控制质量。

【关键词】高管激励内部控制运行效率一、引言

内部控制体系构建是上市公司健康运行的基本保证，也是资本市场会计信息可靠性的基础。由于内部控制制度属于企业加强内部财务管理的重要工具和基础性手段，因此，它最先是属于一种企业自发行为。但随着2001年安然事件以及随后一系列会计丑闻曝光催生了美国Sarbanes —Oxley 法案出台，从而引发了美国乃至全球对内部控制的极大重视，内部控制制度也就真正意义上成为强迫企业行为符合相关法律法规、保证企业财务报告真实可靠的相关制度安排。

在我国，上交所和深交所分别于2006年6月和9月出台了《上海证券交易所上市公司内部控制指引》和《深圳证券交易所上市公司内部控制指引》。2008年财政部、审计署、证监会、银监会和保监会联合发布了《企业内部控制基本规范》，并于2009年7月1日起在上市公司范围内实施。2010年，财政部等五部委又联合发布了《企业内部控制配套指引》。这些内部控制法规的出台和实施对提高企业会计信息的可靠性和证券市场投资者信心都具有重要的正面影响。

美国Sarbanes —Oxley 法案及我国《企业内部控制基本规范》与相关法律体系的主要目标之一就是要求企业构建并维持一个有效的内部财务监控体系，以保证财经法规的有效执行与会计信息披露的真实可信。因此，上市公司高级管理者，尤其是首席执行官（CEO ）必须对公司的内部控制体系的有效性负责。他们在进行内部控制评

价与信息披露时必须为遵守这些法规体系承担额外的成本与努力。那么，上市公司高级管理者在构建内部控制体系、维持内部控制体系有效运行、评价与发布内部控制报告时，必然会考虑其所获取的应得报酬与践行内部控制的相关法规所带来的额外成本，即上市公司高管激励与内部控制的有效性将在某种程度上存在一定的正向关系。

但是，根据委托—代理理论，上市公司本质上就是一系列不完全契约的联合体，公司管理者的行为方式往往是为了追求个人利益最大化而并非股东利益最大化。上市公司高管在追求个人利益最大化时却并未构建合理的内部控制体系，即上市公司高管激励与内部控制的有效性也将会在某种程度上存在反向关系。如统计显示上市券商2011年实现营业收入同比下滑42%，实现归属母公司股东净利润同比下降46%，多家上市券商仅提供了有限保证内部控制鉴证报告，但2011年18家上市券商合计为165名高管发放薪酬3.13亿元，大部分上市公司高管薪酬同比却出现了大幅度增长，这显然存在较为严重的不合理性。

因此，企业应构建相应的激励机制促使高管个人利益与企业整体利益趋于一致，以促进企业高管构建有效的内部控制体系，上市公司高管激励的合理性与内部控制有效性的内在关系也值得进行深入的实证研究。本文的主要贡献在于：①基于企业发展的内在影响因素构建“两阶段计量分析模型”，从理论上将高管激励区分为“有

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全国优秀经济期刊效激励”与“无效激励”两种形式；②通过实证计量模型对不同高管激励的内在差异性进行准确计量；③构建企业内部控制质量与高管激励差异性的内在影响的理论模型并进行相应的实证分析，判别内部控制质量与高管激励之间是否存在高度协同性。

二、理论分析与研究假设

由于所有权与经营权的分离，企业管理者激励与股东利益往往存在较为严重的不相协调性。企业董事会重要工作之一就是要设计一种科学合理的“激励合约”，使得企业管理者激励与股东利益尽可能一致。如果董事会所设计的高管激励计划是最优的，则能够提升管理层的团队合作力与日常管理能力，使得管理决策能最大化其个人利益与企业价值。也就是说，合理的高管激励将对企业内部控制质量产生显著的积极影响。

关于高管激励与内部控制的内在影响关系的问题，国内外相关学者进行了深入的研究，由于研究样本的差异性，其研究结论虽略有差异，但大多数学者认为二者存在正向的内在影响关系。如Holthausen （1995）认为企业各个部门CEO 的薪酬激励与企业长期创新能力存在显著的正向关系。Attaway （2000）构建企业绩效与CEO 报酬的理论模型，推导出二者存在正向弱相关关系。Bebchuk 2005）将高管激励分为股权激励与现金激励，股权激励对公司经理层的管理能力有显著的积极影响，而现金激励的影响存在较大不确定性。Theresa （2011）认为企业应为其高管付出较高的个人激励才能促使其有足够的动力去践行内部控制的相关法规所带来的额外成本。王楠2011）以中国首批创业板28家上市公司为例，研究高管激励与内部控制有效性的关系，得到二者呈正向关系。据此，本文提出如下研究假设：

假设1：高管激励与公司内部控制有效性存在正相关关系。

但是，现实中“激励合约”往往不可能是最优的，而只可能是次优的。企业管理者不仅仅是“激励合约”的被动接受者，也会在很大程度上影响“激励合约”的形成过程，与董事会共同形成次优的“激励合约”，从而使得其不仅能够从股东获取有效的经济利益——有效激励，而且可以从股东获取超正常收益的经济租——无效激励，这种无效激励”对企业管理的影响具有较大的不确定性。当处于较差的公司治理环境时，企业的高管往往会故意利用其个人权力与信息不对称的管理等级制度获取过高的个人利益，而这种过高“私利化”的高管激励对于企业的内部管理机制构建与管理能力提升往往是无益的。

国内外不同学者对高管激励的内在层次的划分及其有效性的问题也进行了一定的研究。如Erickson （2006）等相关学者从理论上构建计量经济学模型定量分析高管激

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励的差异性，并利用计量模型将其分为两大类型：可解释部分与不可解释部分，可解释部分即为高管激励可以根据公司的规章制度或者公司经济特征找到合理依据而支付出给高管人员的报酬；若高管激励不能为这些相关经济与非经济指标所解释，则为不可解释部分。Ashbaugh-Skaife 等（2008）更加明确地研究了这两种不同类型的高管激励差异与上市公司治理的内在影响关系——高管激励模式与公司治理结构存在显著影响。吴育辉（2010）对高管薪酬的激励功能与自利行为进行深入的理论与实证分析。据以上分析，本文提出如下研究假设：

假设2：“有效激励”与企业内部控制有效性存在显著的正向影响。

假设3：“无效激励”与企业内部控制有效性不存在显著的正向影响。

三、模型构建

本文的实证研究设计主要是构建高管激励对内部控制质量影响的“两阶段计量分析模型”，即先构建高管激励内在差异性的界定模型，然后构建高管激励对内部控制质量影响的计量分析模型。

（一）高管激励差异性的界定模型——“有效激励”与的设定

高管激励的主要依据就是其所管理的企业发展水平高低及其经营绩效大小，且二者之间一般存在正向的内在影响关系。但是在实际运行过程当中，企业高管的薪酬水平及其股权与非股权激励的程度并非完全取决于一些客观因素，而是取决于企业管理阶层的主观意志。因此，我们将高管激励区分为“有效激励”与“无效激励”。“有效激励”主要由企业内在的相关因素（销售收入、资产、利润率、总市值、负债、应收账款等）经济指标所决定，而“无效激励”不是由上述企业经济指标决定，而是由管理决策层主观意志决定。根据Core 等（1999）、Bebchuk （2005）等学者的研究，我们构建如下计量模型来定量区分高管激励的“有效激励”与“无效激励”：

Com it =β1+β2SA it +β3ROA it +β4MTBR it +β5STD MTBR it ）+β6STD （ROA it ）+β7CASH it +β8GROW it +εit

（1）

其中：Com it 表示不同时期企业高管人均激励的总额，包含现金薪金、红利、股权激励的总和，非现金激励按照其当期市场价值进行贴现，并以上市公司人均收入进行标准化。SA it 表示不同时期公司的销售收入—资产比率，企业销售收入越高，单位资产所做贡献越大，管理层所付出的努力越多，高管激励也应该越大。ROA it 表示公司经营效益指标，企业经营效益越好，高管所获取的报酬也越高。MTBR it 表示上市公司的市值—账面价值比率，从理论上来讲该变量与高管激励之间存在正向关系。STD

（（““无效激励”（

（ROA it ）和STD （MTBR it ）表示上市公司经营风险的变量，它们与高管激励的内在影响关系具有较大的不确定性。CASH it 表示企业现金流量，以全面反映企业运用全部资产获取现金的能力，与高管激励也存在正向关系。GROW it 表示公司成长机会，随着公司成长机会的增加将在一定程度上增加董事会监管的难度，它与高管激励也存在正向关系，反映不能够由公司本身内在特征变量进行解释的高管激励部分。

通过以上计量分析，我们将高管激励总额区分为拟合值和残差值两部分。拟合值是由公司本身的内在属性变量与基本经济指标决定，而这些经济指标是通过管理决策层的共同努力完成的，那么，由此所获取的报酬是公平合理的，我们将其称为“有效激励”，与之相反的是，残差值部分是不能由公司内在的经济指标来进行解释的，是由相关管理决策层或外部环境中的主客观因素所导致的高管激励，具有较大的非合理性，我们将其称为“无效激励”。

（二）高管激励影响企业内部控制有效性的计量分析模型

为准确估计高管激励对内部控制体系的有效性的影响，本文设定“内部控制有效性的Logit 回归模型”，分别以高管激励、有效激励、无效激励与内部控制质量进行Logit 计量回归分析，借鉴Henry （2011）等学者的研究，我们将其计量分析模型设定如下：

EFF αit =α1+α2EFC it +α3UEFC it +α4REST it +α5EAR it +

6+α△EAR it +α7RZSCO it +α8INVRI it +α9MVI it +α10PCLOSS it

11SEG it +εit

（2）

其中：EFF it 表示内部控制有效性，目前我国上市公司内部控制质量的信息披露主要是上市公司“内部控制自我评估报告”和会计师事务所“出具合理保证的内部控制鉴证报告”。一般而言，如果上市公司能够自愿披露独立第三方出具的正面鉴证意见，应能表明该公司的内部控制质量较高。EFC it 、UEFC it 分别表示某时期某公司的“有效激励”与“无效激励”。

根据相关研究成果，影响上市公司内部控制质量的主要变量有：①盈利水平（EAR it ）及其变化情况（△EAR it ），企业有更高收入水平与收入增量，将更可能提供更加有效的内部控制体系。②公司亏损概率（PCLOSS it ），亏损率越高的公司其内部控制效果会越差。③总市值（MVI it ），企④业阿规特模曼越—大Z 则能系数够（RZSCO 动用更多资源构建内部控制体系。

it ），从企业的资产规模、变现能力、获利能力、财务结构、偿债能力、资产利用效率等方面综合反映了企业财务状况，Z 值越大，其内部控制系统越有效。⑤公司业务部门数量（SEG it ），该指标反映公司运作的复杂程度，它与公司内部控制有效性之间呈反向变

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财会月刊□化关系。⑥存货风险度（INVRI it ），即存货占总资产比率，上市公司存货增加则经营风险增加，企业内部控制难度将不断上升。⑦公司重组（REST it ），公司重组将对企业内部控制体系构建产生显著的负面影响。

四、实证研究样本选择及相关变量设定

本研究选择2009~2011年上交所和深交所A 股上市的连续三年披露了内部控制自评报告的公司为实证研究对象。为了保证计量分析的稳健性，在研究过程中需要各个上市公司连续3年的相关数据。本研究剔除了连续数据不足3年的上市公司，最后得到1345家样本上市公司。本文的上市公司数据主要来自国泰君安CSMAR 统计数据库，内部控制鉴证的相关信息是笔者通过查阅各个不同上市公司各年度的年报进行手工收集、整理而得到。

EFF it 包含薪金、红利、股权等非现金激励的总和，非现金激励按照其当期市场价值进行贴现，并以上市公司人均收入进行标准化，这主要是为了避免回归分析中所存在的多重共线性。EFC it 、UEFC it 分别为通过模型（1）计量回归得到的拟合序列值与残差序列值，SA it 以当期期末销售总收入除以期末总资产表示，ROA it 以当期资产收益率表示，MTBR it 以当期上市公司股票总市值与其账面价值的比率来表示，STD （ROA it ）和STD （MTBR it ）分别以资产利润率和上市公司的市值—账面价值比率的标准差来表示，CASH it 以当期现金流量除以当期期末总资产来表示，GROW it 以当期期末总资产增长率来表示。

EFF it =1表示其内部控制有效，独立第三方——注册会计师出具的正面鉴证的内部控制意见，否则，EFF it =0表示其内部控制无效。EAR it 、△EAR it 以上市公司年终每股收益及其增长率来表示。若某年度公司出现亏损，则PCLOSS it =1，否则PCLOSS it =0。MVI it 以当年期末收盘时上市公司市场总价值来表示，RZSCO it 以资产负债率、速动比率、资产收益率、存货周转率、利润现金比率的加权平均表示，SEG it 以其营业收入来源的业务单元数量来表示，INVRI it 以其当年年末的存货总市场价值与总资产比率来表示。若公司当年出现重组REST it =1，否则REST it =0。

五、高管激励影响内部控制有效性的实证分析结果（一）高管激励差异性界定模型——“有效激励”与定量界定的实证分析结果

为了分析高管激励的有效性，判别其“有效激励”与无效激励”部分，首先利用模型（1）进行固定效应面板计量分析，以求出高管激励的拟合序列值与残差序列值。被解释变量分别选取各上市公司各个不同年度的包括董事长、总经理、董秘、独立董事、财务总监在内的高级管理人员的各年度所获取的各种收入总和、薪金收入、红利收入、股权收入，解释变量为模型（1）中所设定的控制变量，结果如表1的左半部分所示。

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“无效激励”“

□财会月刊全国优秀经济期刊·以用于分析上市公司高管激励对其内部控制有效性的影响。不同回归方程的系数存在显著的差异性。总体回归模型中，EFC it 的系数为0.501，即“有效激励”对上市公司内部控制有效性产生了较大的积极影响，UEFC it 的系数为-0.023，即“无效激励”对上市公司有效的内部控制体系构建产生了消极影响。其他控制变量对内部控制有效性的影响也基本上与理论预期相一致。EAR it 、△EAR it 的系数分别为0.923、0.319，RZSCO it 、MVI it 的系数分别为0.722、0.298，而REST it 的系数为-0.627，即重组

注：括号中为T 统计量，∗∗、∗分别表示在5%、1%的显著水平上显著，下同。

各个变量的T 统计量都在1%或5%的水平上显著，回归系数正负值与理论预期基本一致，R 2都在0.85以上，可以用于分析高管激励的拟合值序列与残差值序列。从不同回归方程系数的比较来看，也存在显著的差异性。在总体回归样本模型中，SA it 的系数为0.939，GROW it 的系数为0.755，CASH it 的系数为0.621，都与高管激励呈正相关关系，但ROA it 的系数仅为0.316，影响系数相对较小。STD （MTBR it ）、STD （ROA it ）的系数分别为-0.908、-0.019，表明经营规模风险对高管激励显著地大于经营效益风险对高管理激励的影响。

从薪金、红利、股权激励模型的回归分析来看，相关解释变量的影响系数与总体激励模型的回归结果也基本相似，只是影响系数的大小存在显著差异：在薪金激励回归模型中各变量的系数相对较小，红利激励回归模型中相对较大，股权激励回归模型中各变量的系数最大。

（二）高管激励对企业内部控制有效性的影响的实证分析结果

基于两阶段计量分析模型，以第一阶段回归所得到的拟合值序列（EFC it ）、残差值序列（UEFC it ）分别作为“有效激励”与“无效激励”变量的时间序列值，并作为回归模型（2）的相应变量指标值进行分析，其结果如表2左半部分所示。

各个变量的T 统计量都在1%或5%的水平上显著，回归系数正负值与理论预期基本一致，R 2都在0.85以上，可

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概率越大的上市公司其内部控制有效性越差。PCLOSS it 的系数为-0.588，即出现亏损概率越大的上市公司其内部控制有效性越差，INVRI it 的系数为-0.469，即存货总资产比率越大的上市公司其内部控制有效性也越差，SEG it 的系数为-0.231，即经营业务单元越多的上市公司其内部控制有效性越差。

从薪金、红利、股权激励模型的第二阶段回归分析的比较来看，相关解释变量的影响系数与总体回归模型的第二阶段回归结果基本相似，其正、负面影响与理论分析相吻合，只是其影响系数的大小存在显著差异，同样，在薪金回归模型中各变量的系数相对较小，红利回归模型中相对较大，股权激励回归模型中各变量的系数最大，如EFC it 的系数分别为0.211、0.498、0.762，三者都与内部控制有效性呈正相关关系，且呈递增变化规律，UEFC it 的系数分别为-0.022、-0.021、-0.024，三者都与内部控制有效性呈负相关关系，但相差不大，EAR it 的系数分别为0.675、0.899、0.998，三者都与内部控制有效性呈正相关关系，且呈递增变化规律。这表明股权激励相对于薪金激励、红利激励对上市公司的内部控制体系构建更加有利。

（三）高管激励对企业内部控制有效性影响研究结论的稳健性分析

为了检验上述回归结果的稳健性，本研究对上述回归分析变量、个体效应设定模式进行相应修正：一是在两阶段回归模型中的第一阶段回归分析的被解释变量改为

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首席财务官（CFO ），这主要是因为LaFond （2008）等通过理论与实证研究认为CFO 在企业有效的内部控制体系构建中起到决定性的作用；二是个体效应的设定方式由不同上市公司改为不同上市公司归属的行业。其回归结果分别列在表1和表2的右半部分。

从表1和表2中回归分析的具体数据来看，大部分解释变量的T 统计量都在1%或5%的水平上显著，各个回归系数正负值也与理论预期基本一致，R 2都在0.85以上，拟合效果较好，这充分说明了实证分析结果有较强的稳健性，实证计量模型设计能够较好地反映负面影响。

高管激励对我国上市公司内部控制有效性的积极影响与

从两阶段回归模型中的第一阶段回归分析的自变量系数来看，在总体回归模型中，企业内在经济特征变量，尤其是财务变量的回归系数增加幅度较大，如ROA it 的系数由0.316增加到0.453，CASH it 的系数由0.621增加到0.772，而SA it 的系数由0.939增加到0.942，MTBR it 的系数由0.527增加到0.529，GROW it 的系数由0.755下降到0.608，STD （ROA it ）的系数由-0.019增加到-0.018，STD （MTBR it ）的系数由-0.908增加到-0.432。在薪金、红利、股权激励模型的第一阶段回归分析中也出现了相似的变化规律，使得计量回归方程的拟合值序列相对于残差值序列也就会有较大幅度的增加，即相对于董事长、总经理、董秘等高管而言，对CFO 的高管激励相对更加有效。

从两阶段回归模型中的第二阶段回归分析的因变量系数来看，在总体回归模型中各解释变量的回归系数都出现了较大幅度的增加，如EFC it 的系数由0.501增加到0.623，UEFC it 的系数由-0.023增加到-0.022，RZSCO it 的系数由0.722增加到0.898，PCLOSS it 的系数由-0.588增加到-0.504，在薪金、股权激励模型的第二阶段回归分析中这种增长的变化趋势显得更加明显。

六、结论及启示

1. 本文基于企业发展的内在影响因素，构建高管激励对企业内部控制有效性影响的“两阶段计量分析模型”，从理论上将高管激励区分为“有效激励”与“无效激励”两种形式，以我国A 股上市公司2009~2011年实证资料对其进行实证计量估算，并构建了企业高管激励的“有效激励”与“无效激励”及其相关经济指标对企业内部控制质量产生影响的理论模型。

实证检验显示：高管激励更多地受制于企业发展规模方面因素的影响，而更少地受制于企业经营效益方面因素的影响。高管激励总体上对上市公司的内部控制有效性产生积极影响，这种积极影响主要来源于企业高管激励的“有效激励”，而“无效激励”对上市公司的内部控制有效性产生了消极影响。

上市公司的内部控制有效性还受制于上市公司经营效益方面因素的影响，但上市公司经营规模方面因素对其影响相对较小。上市公司CFO 相对于公司董事长、总经理、董秘、独立董事而言，对公司的内部控制有效性产生更加明显的影响。股权高管激励相对于非股权高管激励对上市公司内部控制有效性产生更加积极的影响。

2. 基于上述理论与实证分析，并结合主要研究结论，

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中小上市公司盈余管理

问题考察

许晓芳

（中国人民大学商学院北京100872铜陵学院会计学院安徽铜陵244000）

【摘要】会计盈余管理作为一个“积极”的概念，与会计盈余作假有着本质的区别。中小上市公司普遍存在着盈余管理行为，且呈现出增长趋势和季节差异性。公司管理者应当优化其盈余管理行为，牢记投资者是具有信息判断能力的、会计盈余管理是需要付出代价的，并尽可能保持公司盈余的平滑性。

【关键词】中小上市公司会计盈余管理特性盈余平滑性一、会计盈余管理与会计作假的区别

上市公司的盈余管理行为及其研究自20世纪80年代兴起以来，一直受到学术界、实务界以及监管部门的广泛关注。作为我国经济主力军的中小企业资金短缺而又难于融资是普遍存在的现象。专门针对中小上市公司盈余管理行为的研究也日益受到重视。

对于会计盈余管理的好坏始终褒贬不一，有学者认我们可以得出如下四个方面的启示：

其一，构建全面的企业高管绩效考核指标体系，充分考虑企业“做大”与“做强”的一致性。本文结论显示，很多上市公司在进行高管激励时更多地注重于企业发展规模，而相对较少地关注企业经营效益，即关注企业“做大”，更少地关注企业“做强”，这有违企业经营管理“利润最大化”的原则。上市公司要在“效益优先、兼顾规模”原则下构建企业高管绩效考核体系。

其二，充分重视高管激励对企业内部控制有效性的积极与负面影响。“高管”作为上市公司内部控制体系的决策者与执行者，其承担着企业内部控制体系构建、运行所带来的内在成本与外在风险，应该受到公司的现金与股权激励，但这种激励必须由那些体现公司内部控制有使其成为真正的效性的内在变量——经济指标来决定，“有效激励”。

其三，创新高管激励模式以提升企业内部控制有效性。本文研究显示，股权等非现金高管激励相对于薪金等现金高管激励对上市公司内部控制有效性产生更加积极的影响。我国现有高管激励方式都倾向于“即时性”、“现金性”，长期激励所占比例很少，导致高管激励的“道德风险”普遍存在。因此，高管激励模式的设计必须体现企业股东价值，与企业经营业绩相挂钩。

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为盈余管理是“消极”的，是一种欺诈行为，或误导利益相关者对于公司业绩的评判，或影响依赖于财务报告中会计数字而进行的合约的结果，也有学者认为盈余管理是“积极”的，与会计盈余欺诈是不一样的，其有着存在的合法性和正当性，甚至是有益性。

笔者比较赞同盈余管理是“积极”的这一观点，持类似观点的学者包括：Davidson 等（1987）认为盈余管理是

其四，规范上市公司内部控制信息披露程序，减少高管对内部控制披露的人力操控。要保证内部控制信息的可信度和普适性，就必须对内部控制信息披露的内容、格式、时间、主体进行明确规定并强制实行，对上市公司不披露、虚假披露、隐瞒内部控制缺陷等违反内部控制信息披露的现象，应该加大经济处罚力度来提高违约成本，形成透明的内部控制信息披露环境。

【注】本文系湖南省哲学社会科学规划项目“基于内部人控制视角的股权再融资行为及其绩效评估研究”（编号：11YBB227）的阶段性研究成果。

主要参考文献

1. 方红星，金玉娜. 高质量内部控制能抑制盈余管理吗. 会计研究，2011；8

2. 刘宝锁，蔡桂荣. 内部控制机制应覆盖企业高管. 财务与会计，2009；4

3. 李铁宁. 担保企业高管领导能力与内部控制绩效的关系. 山西财经大学学报，2011；6

4. Holthausen R. W. ，Larcker D. F. et al.. Business unit innovation and the structure of executive compensa ⁃tion. Journal of Accounting &Economics ，1995；19

5. 吴育辉，吴世农. 高管薪酬：激励还是自利？——来自中国上市公司的证据. 会计研究，2010；10