高管薪酬与公司绩效关系的实证研究_李斌
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收稿日期： 2013-08-23 基金项目： 辽宁省教育厅人文社会科学研究基地项目 “反倾销调查中成本控制问题研究” （ WJ2010025） 作者简介： 李 斌 （ 1960－） ，男，吉林长春人，教授，博士，博士生导师，主要从事公司治理研究。E-mail： libin522@ 163. com
116
笔者根据证监会次级行业分类，将制造业分为九个行业进行研究。由于数据原因，本文只考察前八个
行业。其中还剔除了八个行业中 2003—2012 年的数据不全的公司，剔除业绩过差的 ST 公司，最后样
本选取八个行业 167 个公司。本文数据来源于 ＲESSET 金融研究数据库、华企资讯网、巨潮资讯网及
年报上数据的手工整理。
ＲOA 即可，故未给出） 。
（ 1） 当序列均平稳或不平稳但是都是同阶单整序列时，建立长期均衡关系：
PAYj，it = αj0 +αj1 ＲOAj，it +uj，it ，j = 1，2，…，8
（ 1）
其中，j = 1，2，…，8 分别代表八个行业。
考察短期业绩变化对高管薪酬变化的影响，估计模型 （ 1） ，得到残差序列，将其作为误差修正
3. 变量的选取和定义
衡量公司绩效指标比较多，囿于数据库限制，本文选取资产收益率 ＲOA 和净资产收益率 ＲOE 作
为公司绩效指标。由于上市公司一般不公布公司的薪酬机制，公开发布的大部分是公司高管的基本年
薪，所以本文选取年报中可以获得的公司前三名高管薪酬的均值 PAY 作为公司高管报酬的数值。
4. 模型构建
基于以上分析，本文提出如下假设：
假设 1： 高管人员薪酬与公司绩效成正比。
如前所述，本文研究过去 1 年的公司绩效 （ 即滞后 1 期的公司绩效） 对公司高管薪酬的影响。 魏刚［16］ 认为公司绩效对于高管薪酬的影响程度，就是高管的薪酬业绩敏感度。但 Ozkan［17］ 认为，
高管薪酬粘性的存在，使高管薪酬单向激励作用明显。本文将高管薪酬与公司绩效的变化作为研究变
项，有：
高管薪酬与公司绩效关系的实证研究
117
u^ j，it = ecmj，it = PAYj，it －αj0 －αj1 ＲOAj，it
建立误差修正模型为：
ΔPAYj，it = βj0 +βj1 ΔＲOAj，it +ecmj，it－1 +εj，it ，j = 1，2，…，8
其中，εj，it 为随机扰动项。 （ 2） 当个别序列 （ 如高管薪酬序列） 不平稳时，需要研究上期业绩及上期高管薪酬 （ 考虑薪酬
（ 1. 东北财经大学 MBA 学院，辽宁 大连 116025； 2. 东北财经大学 研究生院，辽宁 大连 116025）
摘 要： 本文以制造业上市公司为研究对象，分 2003—2007 年和 2008—2012 年两个时段研究高 管薪酬与公司绩效的关系。由于不同行业的薪酬业绩敏感度大不相同，故选取制造业下的八个 次级行业进行研究。研究结果表明，我国制造业上市公司高管薪酬与公司绩效存在显著正相关 关系，且高管薪酬变化与公司绩效变化显著正相关，高管薪酬本期值与高管薪酬的上期值显著 正相关，与公司绩效的上期值关系不大。但是不同行业的薪酬业绩敏感度有很大差别，且在业 绩短期变化时，对高管薪酬的调整速度也不同。不同行业在企业业绩指标的选取上有所取舍。 关键词： 高管薪酬； 公司绩效； 薪酬业绩敏感度 中图分类号： F715 文献标识码： A 文章编号： 1000-176X（ 2013） 11-0115-07
量，分析公司绩效的短期变化以及这八个行业公司绩效的变化对高管薪酬的调整速度。由此，提出如
下假设：
假设 2： 高管薪酬的变化与公司绩效的变化正相关。
假设 3： 高管薪酬与高管薪酬的上期值显著正相关，与公司绩效的上期值正相关。
2. 研究样本与数据来源
本文选取 2003—2012 年在沪、深上市的制造业公司为研究样本。考虑不同行业薪酬差距较大，
表2
以资产收益率为解释变量时的结果
行业
食品、饮料
石油、化学、塑胶、塑料 造纸、印刷
电子
金属、非金属
年份
2003—2007 2008—2012 2003—2007 2008—2012 2003—2012 2003—2012 2003—2012
ＲOA
AＲ （ 1）
Ｒ2 Ｒ珚2 F 统计量 F 统计量概率 DW 值
3. 回归结果 首先，检验假设 1。 食品、饮料业，造纸、印刷业，石油、化学、塑胶、塑料业，电子业，金属、非金属业这五个行 业用模型 （ 1） 检验。 纺织、服装、皮毛业，机械、设备、仪表业，医药、生物制品业这三个行业用模型 （ 2） 检验。 得到估计结果如表 2 和表 3 所示，其中对于存在自相关的模型，加入了 AＲ （ 1） 项，并给出了 其系数值。
Wald 统计
52. 5734
概率
0. 0000
仪表业，医药、生物制品业也存在 2008 年的分割
118
财经问题研究 2013 年第 11 期 总第 360 期
点。而其他行业通过 Chow 检验不存在分割点。因此，本文在进行回归分析时需把存在分割点行业的 样本分成 2003—2007 年和 2008—2012 年进行分析。
根，一阶差分后是平稳的，即为 I （ 1） 序列。高管薪酬与 ＲOA 和 ＲOE 通过协整检验，存在协整关
系，可以建立他们的长期均衡关系。纺织、服装、皮毛业，机械、设备、仪表业，医药、生物制品业
ＲOA 和 ＲOE 指标均为平稳序列，高管薪酬序列为一阶单整，因此，建立一阶分布滞后回归模型。
表1
Chow 检验： 2008 年
从图 1 各个行业的高管薪酬均值来看，高管的平均薪酬从 2003—2012 年都有大幅的提升，但各
个行业高管薪酬差距有逐年拉大的趋势。其中，上升幅度较大的有电子、石油等四大类行业。造纸、
印刷业和纺织、服装、皮毛业高管薪酬 10 年之间呈逐渐上升趋势，但是上升幅度不大。这也说明，
第一，该行业是微利行业； 第二，其小幅上升可能是通胀的结果。
2. 2382
6. 3603
1. 3725
1. 6244
0. 6048
1. 3503
0. 6802
（ 3. 0643） ＊＊＊ （ 3. 4687） ＊＊＊ （ 2. 1551） ＊＊ （ 4. 4463） ＊＊＊ （ 2. 2176） ＊＊ （ 4. 99E+15） ＊＊＊ （ 4. 0599） ＊＊＊
本文考虑过去的公司绩效 （ 由于数据所限，本文选择滞后 1 期的公司绩效） 对公司高管薪酬的
影响，同时还要考虑高管薪酬的粘性特征。为了使高管报酬机制的设计更加合理，笔者选取制造业为
研究样本，应用 Panel Data 的误差修正模型及一阶分布滞后模型对公司高管薪酬与公司绩效的关系进
行实证研究，以为我国高管薪酬的机制设计提供有意的参考。
（ 2） 以食品、饮料业为例，计算高管薪酬、资产收益率和净资产收益率等三项指标的均值，最
大值，最小值和标准差 （ 具体数据省略） 。
描述性统计分析数据告诉我们，食品、饮料业高管薪酬趋势基本是逐年增加的，只是 2011 年出
ຫໍສະໝຸດ Baidu
现下降，而在 2012 年迅速反弹，不仅超过 2011 年，而且超过 2010 年，其增加幅度也是越来越大。
粘性） 对本期高管薪酬的影响，建立一阶分布滞后模型：
PAYj，it = βj0 +βj1 PAYj，it－1 +βj2 ＲOAj，it +βj3 ＲOAj，it－1 +εj，it ，j = 1，2，…，8
（ 2）
三、实证分析
1. 描述性统计
（ 1） 八个行业高管薪酬的基本情况如图 1 所示。
图 1 各个行业高管薪酬均值 （ 万元）
一、引言及文献综述 2008 年全球金融危机爆发后，美国高管的天价薪酬更加引起了人们的广泛关注，同时也打碎了 美国公司治理的神话。这就使人们重新掀起研究高管薪酬机制设计的热潮。近年来，学术界普遍认为 中国公司高管薪酬的增长率过高，这已经引起政府的高度重视，也自然成为包括经济学家在内的各领 域学者研究的热点问题。 中国上市公司的制度设计，使中国上市公司极为重视盈利目标，一般上市公司都将高管薪酬与业 绩挂钩。Jensen 和 Murphy［1］ 把高管薪酬变化与公司绩效、股东财富变化联系的紧密程度定义为报酬 业绩敏感度。Hartzell 和 Starks［2］ 根据委托代理理论认为，薪酬业绩敏感度越高，高管激励程度越 高，经营公司越努力，从而越有利于股东实现财富最大化。 关于高管薪酬与公司绩效的研究成果比较多，Coughlan 和 Schmidt［3］ 得出高管薪酬变化与公司市 场收益正相关。Baker 等［4］ 指出如果公司高管薪酬业绩敏感度较低，激励机制就不能发挥有效的作 用。Jensen 和 Murphy［1］ 证明了高管薪酬与公司业绩具有正相关性，但是高管薪酬业绩敏感度不大。 Matthews［5］指出 CEO 收入与公司市场价值有显著的相关性。Giorgio 和 Arman［6］ 表明美国 “新经济” 企业的高管薪酬与公司业绩具有强相关性。 李增泉［7］ 认为我国上市公司经理人年度薪酬与企业绩效并不相关，与公司规模和所在区域有显 著关系。李琦［8］ 的研究也再次证明一个基本事实： 就是公司在确定高管薪酬时只能根据公司过去的 业绩进行决策，只是在公司业绩指标的选取上具有较大空间。孙永祥和黄祖辉［9］ 发现中国公司利润 的人为操纵现象客观存在。刘斌等［10］ 研究发现，公司高管薪酬能涨不能跌，因为薪酬单向激励作用
第 11 期 （ 总第 360 期） 2013 年 11 月
·劳动经济·
财经问题研究
Ｒesearch on Financial and Economic Issues
Number 11 （ General Serial No. 360） November，2013
高管薪酬与公司绩效关系的实证研究
李 斌1，郭剑桥2
从高管薪酬的最大值来看，由 2003 年的 158. 52 万元增加到 2012 年的 511. 71 万元，增加近三倍。
2. 数据的平稳性检验
为避免伪回归，本文对各指标进行平稳性检验，得到： 食品、饮料业，电子业，金属、非金属业
各项指标均平稳，即为 I （ 0） 序列。造纸印刷行业，石油、化学、塑胶、塑料业各项指标均有单位
本文分别以资产收益率 ＲOA、净资产收益率 ＲOE 为自变量，以高管薪酬 PAY 为因变量，选取
2003—2012 年数据，建立 Panel Data 模型。由于平稳性检验，序列平稳性不一致，为避免伪回归，要
实证研究高管薪酬的制定是否与上期的公司业绩有关，需分开建立回归模型 （ 为节省篇幅，仅给出
以资产收益率 ＲOA 为自变量的模型，而以净资产收益率 ＲOE 为自变量的模型，就是用 ＲOE 替换
1. 1614
0. 9816
0. 8855
—
0. 9156
—
—
（ 18. 6122） ＊＊＊ （ 34. 5455） ＊＊＊ （ 9. 1991） ＊＊＊ （ 24. 7699） ＊＊＊
财经问题研究 2013 年第 11 期 总第 360 期
明显。另外，Jackson 等［11］ 指出，高管薪酬的粘性特征显著，但步丹璐等［12］ 认为，薪酬粘性特征使 得薪酬对公司高管的投资行为影响不大，并由此引发 “业绩倒挂” 的普遍存在。周嘉南和黄登仕［13］
发现高管报酬与公司价值存在显著的正相关关系，而公司利润指标对高管薪酬没有显著影响。杜兴强 和王丽华［14］ 的研究却表明，公司利润指标与高管薪酬正相关性显著。
根据上述描述性统计分析，模型在 2008 年可
F 统计量
26. 2867
概率
0. 0011
能存在分割点，所以对模型进行 Chow 检验。以
食品、饮料业为例，检验结果如表 1 所示。由表
对数似然比 22. 7852
概率
0. 0000
1 可以看出，2008 年为 1% 显著性水平下的分割
点。石油、化 学、塑 胶、塑 料 业，机 械、设 备、
二、研究设计
1. 研究假设
现代公司治理理论认为，委托人和代理人具有不同的经济利益，还有信息不对称的存在，因此， 代理成本不可避免。于是，林浚清等［15］ 指出，公司治理理论的核心问题之一，就是为了减少代理成
本，弱化委托人和代理人的利益冲突。其解决思路之一就是将代理人的努力程度和薪酬、委托人的利
益密切联系在一起，达到减少代理成本的目的。
116
笔者根据证监会次级行业分类，将制造业分为九个行业进行研究。由于数据原因，本文只考察前八个
行业。其中还剔除了八个行业中 2003—2012 年的数据不全的公司，剔除业绩过差的 ST 公司，最后样
本选取八个行业 167 个公司。本文数据来源于 ＲESSET 金融研究数据库、华企资讯网、巨潮资讯网及
年报上数据的手工整理。
ＲOA 即可，故未给出） 。
（ 1） 当序列均平稳或不平稳但是都是同阶单整序列时，建立长期均衡关系：
PAYj，it = αj0 +αj1 ＲOAj，it +uj，it ，j = 1，2，…，8
（ 1）
其中，j = 1，2，…，8 分别代表八个行业。
考察短期业绩变化对高管薪酬变化的影响，估计模型 （ 1） ，得到残差序列，将其作为误差修正
3. 变量的选取和定义
衡量公司绩效指标比较多，囿于数据库限制，本文选取资产收益率 ＲOA 和净资产收益率 ＲOE 作
为公司绩效指标。由于上市公司一般不公布公司的薪酬机制，公开发布的大部分是公司高管的基本年
薪，所以本文选取年报中可以获得的公司前三名高管薪酬的均值 PAY 作为公司高管报酬的数值。
4. 模型构建
基于以上分析，本文提出如下假设：
假设 1： 高管人员薪酬与公司绩效成正比。
如前所述，本文研究过去 1 年的公司绩效 （ 即滞后 1 期的公司绩效） 对公司高管薪酬的影响。 魏刚［16］ 认为公司绩效对于高管薪酬的影响程度，就是高管的薪酬业绩敏感度。但 Ozkan［17］ 认为，
高管薪酬粘性的存在，使高管薪酬单向激励作用明显。本文将高管薪酬与公司绩效的变化作为研究变
项，有：
高管薪酬与公司绩效关系的实证研究
117
u^ j，it = ecmj，it = PAYj，it －αj0 －αj1 ＲOAj，it
建立误差修正模型为：
ΔPAYj，it = βj0 +βj1 ΔＲOAj，it +ecmj，it－1 +εj，it ，j = 1，2，…，8
其中，εj，it 为随机扰动项。 （ 2） 当个别序列 （ 如高管薪酬序列） 不平稳时，需要研究上期业绩及上期高管薪酬 （ 考虑薪酬
（ 1. 东北财经大学 MBA 学院，辽宁 大连 116025； 2. 东北财经大学 研究生院，辽宁 大连 116025）
摘 要： 本文以制造业上市公司为研究对象，分 2003—2007 年和 2008—2012 年两个时段研究高 管薪酬与公司绩效的关系。由于不同行业的薪酬业绩敏感度大不相同，故选取制造业下的八个 次级行业进行研究。研究结果表明，我国制造业上市公司高管薪酬与公司绩效存在显著正相关 关系，且高管薪酬变化与公司绩效变化显著正相关，高管薪酬本期值与高管薪酬的上期值显著 正相关，与公司绩效的上期值关系不大。但是不同行业的薪酬业绩敏感度有很大差别，且在业 绩短期变化时，对高管薪酬的调整速度也不同。不同行业在企业业绩指标的选取上有所取舍。 关键词： 高管薪酬； 公司绩效； 薪酬业绩敏感度 中图分类号： F715 文献标识码： A 文章编号： 1000-176X（ 2013） 11-0115-07
量，分析公司绩效的短期变化以及这八个行业公司绩效的变化对高管薪酬的调整速度。由此，提出如
下假设：
假设 2： 高管薪酬的变化与公司绩效的变化正相关。
假设 3： 高管薪酬与高管薪酬的上期值显著正相关，与公司绩效的上期值正相关。
2. 研究样本与数据来源
本文选取 2003—2012 年在沪、深上市的制造业公司为研究样本。考虑不同行业薪酬差距较大，
表2
以资产收益率为解释变量时的结果
行业
食品、饮料
石油、化学、塑胶、塑料 造纸、印刷
电子
金属、非金属
年份
2003—2007 2008—2012 2003—2007 2008—2012 2003—2012 2003—2012 2003—2012
ＲOA
AＲ （ 1）
Ｒ2 Ｒ珚2 F 统计量 F 统计量概率 DW 值
3. 回归结果 首先，检验假设 1。 食品、饮料业，造纸、印刷业，石油、化学、塑胶、塑料业，电子业，金属、非金属业这五个行 业用模型 （ 1） 检验。 纺织、服装、皮毛业，机械、设备、仪表业，医药、生物制品业这三个行业用模型 （ 2） 检验。 得到估计结果如表 2 和表 3 所示，其中对于存在自相关的模型，加入了 AＲ （ 1） 项，并给出了 其系数值。
Wald 统计
52. 5734
概率
0. 0000
仪表业，医药、生物制品业也存在 2008 年的分割
118
财经问题研究 2013 年第 11 期 总第 360 期
点。而其他行业通过 Chow 检验不存在分割点。因此，本文在进行回归分析时需把存在分割点行业的 样本分成 2003—2007 年和 2008—2012 年进行分析。
根，一阶差分后是平稳的，即为 I （ 1） 序列。高管薪酬与 ＲOA 和 ＲOE 通过协整检验，存在协整关
系，可以建立他们的长期均衡关系。纺织、服装、皮毛业，机械、设备、仪表业，医药、生物制品业
ＲOA 和 ＲOE 指标均为平稳序列，高管薪酬序列为一阶单整，因此，建立一阶分布滞后回归模型。
表1
Chow 检验： 2008 年
从图 1 各个行业的高管薪酬均值来看，高管的平均薪酬从 2003—2012 年都有大幅的提升，但各
个行业高管薪酬差距有逐年拉大的趋势。其中，上升幅度较大的有电子、石油等四大类行业。造纸、
印刷业和纺织、服装、皮毛业高管薪酬 10 年之间呈逐渐上升趋势，但是上升幅度不大。这也说明，
第一，该行业是微利行业； 第二，其小幅上升可能是通胀的结果。
2. 2382
6. 3603
1. 3725
1. 6244
0. 6048
1. 3503
0. 6802
（ 3. 0643） ＊＊＊ （ 3. 4687） ＊＊＊ （ 2. 1551） ＊＊ （ 4. 4463） ＊＊＊ （ 2. 2176） ＊＊ （ 4. 99E+15） ＊＊＊ （ 4. 0599） ＊＊＊
本文考虑过去的公司绩效 （ 由于数据所限，本文选择滞后 1 期的公司绩效） 对公司高管薪酬的
影响，同时还要考虑高管薪酬的粘性特征。为了使高管报酬机制的设计更加合理，笔者选取制造业为
研究样本，应用 Panel Data 的误差修正模型及一阶分布滞后模型对公司高管薪酬与公司绩效的关系进
行实证研究，以为我国高管薪酬的机制设计提供有意的参考。
（ 2） 以食品、饮料业为例，计算高管薪酬、资产收益率和净资产收益率等三项指标的均值，最
大值，最小值和标准差 （ 具体数据省略） 。
描述性统计分析数据告诉我们，食品、饮料业高管薪酬趋势基本是逐年增加的，只是 2011 年出
ຫໍສະໝຸດ Baidu
现下降，而在 2012 年迅速反弹，不仅超过 2011 年，而且超过 2010 年，其增加幅度也是越来越大。
粘性） 对本期高管薪酬的影响，建立一阶分布滞后模型：
PAYj，it = βj0 +βj1 PAYj，it－1 +βj2 ＲOAj，it +βj3 ＲOAj，it－1 +εj，it ，j = 1，2，…，8
（ 2）
三、实证分析
1. 描述性统计
（ 1） 八个行业高管薪酬的基本情况如图 1 所示。
图 1 各个行业高管薪酬均值 （ 万元）
一、引言及文献综述 2008 年全球金融危机爆发后，美国高管的天价薪酬更加引起了人们的广泛关注，同时也打碎了 美国公司治理的神话。这就使人们重新掀起研究高管薪酬机制设计的热潮。近年来，学术界普遍认为 中国公司高管薪酬的增长率过高，这已经引起政府的高度重视，也自然成为包括经济学家在内的各领 域学者研究的热点问题。 中国上市公司的制度设计，使中国上市公司极为重视盈利目标，一般上市公司都将高管薪酬与业 绩挂钩。Jensen 和 Murphy［1］ 把高管薪酬变化与公司绩效、股东财富变化联系的紧密程度定义为报酬 业绩敏感度。Hartzell 和 Starks［2］ 根据委托代理理论认为，薪酬业绩敏感度越高，高管激励程度越 高，经营公司越努力，从而越有利于股东实现财富最大化。 关于高管薪酬与公司绩效的研究成果比较多，Coughlan 和 Schmidt［3］ 得出高管薪酬变化与公司市 场收益正相关。Baker 等［4］ 指出如果公司高管薪酬业绩敏感度较低，激励机制就不能发挥有效的作 用。Jensen 和 Murphy［1］ 证明了高管薪酬与公司业绩具有正相关性，但是高管薪酬业绩敏感度不大。 Matthews［5］指出 CEO 收入与公司市场价值有显著的相关性。Giorgio 和 Arman［6］ 表明美国 “新经济” 企业的高管薪酬与公司业绩具有强相关性。 李增泉［7］ 认为我国上市公司经理人年度薪酬与企业绩效并不相关，与公司规模和所在区域有显 著关系。李琦［8］ 的研究也再次证明一个基本事实： 就是公司在确定高管薪酬时只能根据公司过去的 业绩进行决策，只是在公司业绩指标的选取上具有较大空间。孙永祥和黄祖辉［9］ 发现中国公司利润 的人为操纵现象客观存在。刘斌等［10］ 研究发现，公司高管薪酬能涨不能跌，因为薪酬单向激励作用
第 11 期 （ 总第 360 期） 2013 年 11 月
·劳动经济·
财经问题研究
Ｒesearch on Financial and Economic Issues
Number 11 （ General Serial No. 360） November，2013
高管薪酬与公司绩效关系的实证研究
李 斌1，郭剑桥2
从高管薪酬的最大值来看，由 2003 年的 158. 52 万元增加到 2012 年的 511. 71 万元，增加近三倍。
2. 数据的平稳性检验
为避免伪回归，本文对各指标进行平稳性检验，得到： 食品、饮料业，电子业，金属、非金属业
各项指标均平稳，即为 I （ 0） 序列。造纸印刷行业，石油、化学、塑胶、塑料业各项指标均有单位
本文分别以资产收益率 ＲOA、净资产收益率 ＲOE 为自变量，以高管薪酬 PAY 为因变量，选取
2003—2012 年数据，建立 Panel Data 模型。由于平稳性检验，序列平稳性不一致，为避免伪回归，要
实证研究高管薪酬的制定是否与上期的公司业绩有关，需分开建立回归模型 （ 为节省篇幅，仅给出
以资产收益率 ＲOA 为自变量的模型，而以净资产收益率 ＲOE 为自变量的模型，就是用 ＲOE 替换
1. 1614
0. 9816
0. 8855
—
0. 9156
—
—
（ 18. 6122） ＊＊＊ （ 34. 5455） ＊＊＊ （ 9. 1991） ＊＊＊ （ 24. 7699） ＊＊＊
财经问题研究 2013 年第 11 期 总第 360 期
明显。另外，Jackson 等［11］ 指出，高管薪酬的粘性特征显著，但步丹璐等［12］ 认为，薪酬粘性特征使 得薪酬对公司高管的投资行为影响不大，并由此引发 “业绩倒挂” 的普遍存在。周嘉南和黄登仕［13］
发现高管报酬与公司价值存在显著的正相关关系，而公司利润指标对高管薪酬没有显著影响。杜兴强 和王丽华［14］ 的研究却表明，公司利润指标与高管薪酬正相关性显著。
根据上述描述性统计分析，模型在 2008 年可
F 统计量
26. 2867
概率
0. 0011
能存在分割点，所以对模型进行 Chow 检验。以
食品、饮料业为例，检验结果如表 1 所示。由表
对数似然比 22. 7852
概率
0. 0000
1 可以看出，2008 年为 1% 显著性水平下的分割
点。石油、化 学、塑 胶、塑 料 业，机 械、设 备、
二、研究设计
1. 研究假设
现代公司治理理论认为，委托人和代理人具有不同的经济利益，还有信息不对称的存在，因此， 代理成本不可避免。于是，林浚清等［15］ 指出，公司治理理论的核心问题之一，就是为了减少代理成
本，弱化委托人和代理人的利益冲突。其解决思路之一就是将代理人的努力程度和薪酬、委托人的利
益密切联系在一起，达到减少代理成本的目的。