第２７卷第６期２０１４年１１月
管理科学 ＩＳＳＮ１６７２－０３３４Ｖｏｌ．２７Ｎｏ．６１２－２６
股权激励、高管内部薪酬
差距与权益资本成本
雷 霆，周嘉南
西南交通大学经济管理学院，成都６１００３１
摘要：高管薪酬激励已成为现代公司治理的重要内容，伴随着中国股权激励机制的推行，上市公司高管薪酬结构随之发生变化，最终可能影响上市公司权益资本成本。利用基于真实数据的混合截面模型预测公司盈余，在此基础上通过ＧＬＳ模型、ＯＪＮ模型和ＧＧＭ模型估算权益资本成本，以股权分置改革后２００７年至２０１２年上市公司为样本，探究股改后中国上市公司股权激励对高管内部薪酬差距的影响，在这种影响下公司权益资本成本的变化。研究结果表明，股权激励计划的实施已成为高管内部薪酬差距扩大的主要因素；在股权激励作用下，高管内部薪酬差距的扩大增加企业权益资本成本；与非国有控股企业相比，国有控股企业中股权激励与高管内部薪酬差距的相互作用与权益资本成本敏感性更高。研究结论为高管薪酬激励制度的完善提供重要启示，也为投资者识别股权激励计划的实施效果提供经验证据。
关键词：股权激励；高管薪酬；薪酬差距；权益资本成本中图分类号：Ｆ２７１文献标识码：Ａｄｏｉ：１０．３９６９／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０３３４．２０１４．０６．００２文章编号：１６７２－０３３４（２０１４）０６－００１２－１５
１引言
代理理论认为，薪酬激励制度的实施需要解决
［１］
减少道德风险和提供有效激励的问题。股权激励的实施不但能帮助企业吸引优秀人才，还能促进管理层与股东共享利益、共担风险。２００５年１２月３１日枟上市公司股权激励管理办法（试行）枠颁布，试图改善中国企业长期以来对高管激励不足的状况。而２０１２年８月４日证监会发布的枟上市公司员工持股计划管理暂行办法（征求意见稿）枠则是对股权激励计划的肯定以及提倡和鼓励上市公司员工持有本公司股票。据和君咨询股权激励中心统计，截至２０１２年，Ａ股市场首次披露股权激励方案（不含修订案）的上市公司共计１１８家，占已公布激励方案的上市公司总数的２６．５８％，为历史之最。股权激励制度的推行，不但提高了管理层的薪酬水平，也可能改变高管的薪
［２］
酬结构。Ｍｅｈｒａｎ认为，管理者更多的是受薪酬支付结构的激励，而不只是受薪酬水平的激励，若一味
地提高薪酬水平还可能产生棘轮效应，不断增加企业人力成本。
众所周知，股权激励的初衷在于降低委托代理成本，实现股东价值最大化。但随着Ｅｎｒｏｎ、ＷｏｒｌｄＣｏｍ等知名公司丑闻迭出，与之相关联的高管股权激励问题受到学界的重新审视。管理者权力理论认为，基于股权激励的薪酬体系设计并非是一种有效的公司治理机制，容易在公司治理环境薄弱的情况下造
［３－４］
成ＣＥＯ滥用股权激励攫取私利等机会主义行为。中国实施股权分置改革后，资本市场流动性大大增强，为股权激励计划的实施提供了有利条件，但股权激励计划的实施究竟能否带来股东价值的提高还有待进一步探讨。
２相关研究评述
薪酬结构变化的突出表现便是薪酬差距的扩
［５］
大。锦标赛理论认为，扩大薪酬差距有利于减少
０６－１６ 修返日期：２０１４－０８－１７ 收稿日期：２０１４－
基金项目：国家自然科学基金（７１０９０４０２，７１３７１１５５）
作者简介：雷霆（１９８４－），男，四川绵阳人，西南交通大学经济管理学院博士研究生，研究方向：公司治理和公司财务等。
Ｅ－ｍａｉｌ：ｌｅｉｔｉｎｇ８１２＠ｓｉｎａ．ｃｏｍ
第６期 雷 霆等：股权激励、高管内部薪酬差距与权益资本成本股东的监督成本，激发管理人员之间相互竞争，以此
［６］
提升公司业绩。Ｋａｌｅ等发现高管薪酬差距与同期
［７］
的企业价值和会计绩效存在正相关关系；Ｌｅｅ等利用高管薪酬离差率衡量薪酬结构的变化，发现无论是用Ｔｏｂｉｎ′ｓＱ值还是股票市值衡量公司业绩，两者间均呈显著正相关关系，实证结果支持锦标赛理论观
［８］
点；Ｃｈｅｎ等以中国企业为样本检验两种高管薪酬模型后也发现，用每股盈余衡量的公司业绩与高管薪酬差距间存在显著的正相关关系。锦标赛理论也
［９－１１］［９］
得到中国学者经验研究的支持。林浚清等认为，中国上市公司需要在改革公司治理结构的基础１３
距的扩大都有可能带来公司治理风险，从而提高企
［１８］
业权益资本成本。陈胜蓝等研究发现，实施高管股权激励的公司普遍存在收益增加的盈余管理行为，而近几年上市公司高管薪酬的高速增长以及相关约束机制的缺乏很可能是导致这一现象的主要原
［１９］
因；王亮亮认为，除了传统的应计操纵方式外，真实活动的盈余管理也会造成资本市场的效率降低，并损害企业长期价值，导致较高的隐含权益资本成本。学术界普遍认为，股权激励能使经理人克服风险厌恶去投资风险性较高但具有正净现值的项目，
［２０］
Ａｒｍｓｔｒｏｎｇ等在此基础上提出股权激励很可能会诱上适当扩大高管团队内薪酬差距以强化锦标赛激励
的能量；刘子君等［１０］
研究中国上市公司高管团队薪酬差距的影响因素和影响效应，发现高管团队薪酬差距对公司绩效有显著的正向影响，从而支持锦标
赛理论；周权雄等［１１］
从锦标赛理论的角度为国有企业竞争理论提供信息经济学模型解释和实证支持，认为薪酬差距的扩大和锦标赛激励的强化会增加国有企业经营者的努力水平，因此有利于业绩的提升。
虽然多数相关研究结论都认为企业内部薪酬差距的扩大有利于业绩的提升，符合锦标赛理论预期。但是，中国文化传统和社会习俗提倡集体主义，强调
社会公平，与西方推崇的个人主义不同。张正堂［１２］
认为，由于文化和社会习俗的差异，仅用锦标赛理论去解释中国企业高管团队薪酬差距现象缺乏说服力，尤其是在需要团队协作的情况下，收入差距的扩大反而会影响团队合作，进而影响组织绩效；黎文靖等［１３］
认为，用单一的理论解释中国企业薪酬差距问题不恰当，当薪酬差距较小时，锦标赛理论成立，但当薪酬差距过大时，行为理论能更好地解释现实情况。行为理论，又称为社会比较理论，基于社会心理环境和社会政治环境，强调收入分配的公平因素，主张减少薪酬差距带来的不公平感，认为较小的薪酬差距有助于业绩水平的提高。随着中国经济体制改革的深入，更加注重公平成为共识，行为理论在薪酬激励研究中的应用得到学者们的广泛关注。步丹璐等［１４］
在行为理论的基础上展开对高管薪酬公平性问
题的综合量化方法研究；吴联生等［１５］
认为，高管薪酬的外部公平性对非国有企业业绩具有正向影响；
饶育蕾等［１６］
从高管薪酬内部公平性的角度证明企业高管内部薪酬的不公平总体上会对企业未来业绩造成负面影响Ｂｅｂｃｈｕｋ。
等［１７］
基于管理权力理论，用ＣＥＯ薪酬与公司前５位高管薪酬总额的比值（ＣＥＯｐａｙｓｌｉｃｅ，ＣＰＳ）衡量高管薪酬差距，认为ＣＰＳ意味着ＣＥＯ地位的相对重要性和攫取租金的能力。也就是说，薪酬差距代表ＣＥＯ着高管的议价能力，过高的薪酬差距容易形成的ＣＥＯ堑壕效应继任风，险甚至会带和信息不来对严称重风的险代等理，问这题将，会如较导高致投资者产生逆向选择行为，即通过提高资本价格（企业融资成本）进行自我保护。因此，按照管理权力理论观点，股权激励计划的实施以及高管内部薪酬差
使经理人在有损于企业价值的情况下进行套利，增加企业系统性风险，从而加剧投资者风险承担和企业资本成本。
综上所述，国内外相关研究为高管薪酬差距对企业业绩的影响提供了广泛的证据，但已有研究结论并不统一，原因可能是已有研究的理论视角不同，或者是薪酬差距与公司业绩间客观存在内生性关
系。Ｐ被ｓｔｏｒ等［２１］
认为，企业价值由现金流效应（预期未来现金流和增长率，即业绩表现）和折现率效应（资本成本）共同影响，而权益资本成本的重要性在于，它代表了投资者在资源配置交易中的风险收益，是投资者对承担所投资企业风险索取的一种补偿，与公司风险大小有紧密的联系。较高的权益资本成本意味着企业面临的风险程度较高，给投资者未来
收益带来的不确定较大。Ｃｈｅｎ等［２２］
在控制了影响权益资本成本的决定因素后发现，ＣＥＯ与其他高管间的薪酬差异与企业权益资本成本正相关。但令人遗憾的是，目前鲜有研究关注股权激励对高管薪酬差距的影响以及由此带来的企业资本成本的改变。因此，本研究基于管理权力理论，利用中国颁布股权激励办法后上市公司的样本数据，从高管内部薪酬差距的视角探讨股权激励计划与企业权益资本成本之间的关系，以期得到一些有益结论。
３理论分析和研究假设
薪酬形式的变化本质上是一个丰富激励方法和激励手段的过程，股权激励计划的出台，标志着中国企业正不断完善薪酬制度，逐步建立以效率为目标、以业绩为导向的薪酬结构体系。高管薪酬结构的改变，具体表现在高管薪酬体制中的浮动比例部分逐步增加、同职不同酬现象的减少，这种日益多样化的高管人员薪酬体系将最终导致高管内部薪酬差距的产生。从管理者权力的角度看，由于中国公司治理体系的不完善，高管往往能够利用公司赋予的权力从提高自身薪酬水平、改变薪酬结构中的股权比例、降低薪酬差距敏感度３个方面影响高管薪酬制定。在股权激励计划制定中，股权激励方式、激励对象、激励条件、授予数量、授予价格等一些关键问题的话语权一般掌握在少数高管手中，在制定企业薪酬契约时这些高管势必会倾向于自身利益，诸如此类的情况都将会导致高管薪酬契约偏离最优水平，并最
１４管理科学（ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ） ２０１４年１１月
利用它攫取更多私利；方军雄研究发现，中国企业薪酬中存在较为严重的尺蠖效应，反映出管理层权力的存在是拉大高管与员工间薪酬差距的重要原
［２７］
因；高遐等从企业层面研究管理决断权对高管薪酬的影响及二者与企业绩效之间的权变关系，他们认为，作为管理权力的一种表现形式，高管决断权对高管薪酬与企业绩效间的关联存在显著影响，但同
［１３］
时企业将面临监管难题；黎文靖等认为，企业内部薪酬差距越大，投资效率越低，同时管理权力越大，薪酬差距可能并不能有效激励高管，但在一定程度上反映出管理层权力。
［２３］
终扩大高管内部薪酬差距。
［２３］
除此以外，方军雄认为，在中国企业薪酬制度中普遍存在准涨不准跌的刚性特征，这为企业高管设计薪酬方案提供了机会主义良机，即高管薪酬存在粘性特征或是薪酬变动的尺蠖效应。而股权激励制度的推行恰恰增加了这种高管薪酬的粘性或是尺蠖效应，也就是说，股权激励计划可能会增加薪酬分配过程中高管薪酬随业绩而定的不对称性。当公司业绩达到股权激励行权标准时，高管可以得到巨大的薪酬增幅；当业绩指标没有达到标准时，高管即便得不到股权报酬，但也不会影响其原有的薪酬水平。随着时间推移，高管内部薪酬差距便逐步扩大。
基于上述分析Ｈ，本研究提出假设。
１股权激励的实施扩大了中国企业高管内部薪酬差距的锦标赛理论Ｌａｚｅａｒ。
等［５］
最早提出只包含两个风险中性代理人基本模型，认为运用锦标赛理论模型可以使委托人更准确地监督代理人的行为，不但降
低了风险成本，还使激励更有效；Ｋａｌｅ等［６］
认为，不同级别高管间较大的薪酬差距对低级别高管是一种巨大的激励，促使他们为争取更高级别的职位而努力提高自身能力。所以，高额竞赛奖励能有效建立高质量的企业内部管理人才储备，并降低高管继任风险。此外，利用高素质的内部候选人替代现任高管对董事会是有利的，这会增加董事会的议价能力
以及减少现任高管的机会主义动机［２４］
。基于上述分析可以看出，锦标赛理论将高管内部薪酬差距视作一种奖励，认为扩大薪酬差距会激励低级别管理者提高自身能力，将逐渐形成高质量的公司内部高管人才储备，不但有助于降低管理层的继任风险，还能帮助董事会减少监督成本，降低股东委托代理风险，减少企业权益资本成本。
然而，锦标赛理论下高管内部薪酬差距的扩大
未必会给管理层带来正向的激励效果。Ｋａｌｅ等［６］
认为，公司绩效依赖整个高管团队的努力，不断扩大的薪酬差距带来的激励作用还在一定程度上受制于低
级别高管对待薪酬差距的态度和行为；Ｋｉｎｉ等［２５］
以高管薪酬差距作为锦标赛激励程度的替代变量，研究发现激励程度与公司风险存在显著正相关关系，锦标赛激励的强化体现在高管薪酬差距的不断扩大，这会大大增加公司的风险，表现在公司管理层倾向于采纳风险性更高的策略、支出更多的研发费用
和大量使用财务杠杆等；Ｌｉｎ等［２６］
研究发现，对于个别强调团队合作的科技公司而言，应当谨慎使用锦标赛激励，因为在权衡现金激励、业绩底线以及高管团队互惠准则后，过大的薪酬差距反而会影响团队和睦。
过大的薪酬差距反映出高管权力。Ｂｅｂｃｈｕｋ等［１７］
认为，ＣＥＯ与其他高管间巨大的薪酬差距往往意味着强势的ＣＥＯ和弱势的董事会，ＣＰＳ越高，ＣＥＯ的轮换与业绩间的敏感性越低，说明这种高管间的薪酬差距已经象征着一种权力，而高级别的管理者可能
管理权力理论认为，薪酬差距的扩大往往会形成管理层堑壕效应以及带来较高的管理者继任风险。为了巩固自己的强势地位，现任高管甚至会利用权力破坏继任计划，如故意不器重有能力的内部继任者，或者为下级的职业发展设置障碍。这样可能迫使有才华的下属由于内部晋升机会渺茫而不得不ｓｕｌｉｓ去外界寻找机会等，导致内部继任者资源匮乏。Ｍａ－
［２４］
的研究发现，存在强势ＣＥＯ的公司里，其他有能力的管理者和董事凤毛麟角。缺少有才华的内部继任者会降低董事会的议价能力，但却进一步巩固了现任高管的强势地位。如果内部继任者受到排挤而得不到足够的学习机会以及实践管理技巧和经验，一旦继任成功，很可能会付出昂贵的“学费”，而董事会的另一种选择是被迫去企业外部寻找成本更高、更有风险性的继任者。以上两种情形都会给公司带来更高的继任风险，而股东价值的有效延续很大程度上取决于高管的顺利更替。因此，投资者和监管者对有效的高管继任计划有强烈的要求。美国证券交易委员会已于２００９年将ＣＥＯ继任事项视为公司风险管理的核心问题，并要求上市公司更透明地披露董事会继任计划。因此，基于管理权力理论视角，投资者之所以会要求更高的预期投资回报率，是因为强势的高管往往权力过大，形成高管堑壕效应，不但会提高股东监督成本、加深信息不对称程度，还可能因为阻碍继任计划而造成严重的继任风险。所以，理性的投资者不愿为这些风险买单，势必会提高其必要投资回报率，从而引发公司权益资本成本的上升。
根据上述Ｈ分析，本研究提出假设。
２ａ在锦标赛理论下，当其他条件保持不变，股权激励与高管内部薪酬差距的交互作用会降低公司权益资本成本Ｈ。
２ｂ在管理权力理论下，当其他条件保持不变，股权激励与高管内部薪酬差距的交互作用会提高公司权益资本成本。
按企业实际控制权划分，中国上市公司可分为国有控股和非国有控股两类，二者在薪酬制度和股权激励计划等方面存在较大差异。国有控股上市公司大多由国有企业改制而来，传统的基于绝对绩效的薪酬制度受政治和社会等方面因素影响，总体薪酬水平不高。并且，在国有控股上市公司内部普遍
第６期 雷 霆等：股权激励、高管内部薪酬差距与权益资本成本存在针对管理者薪酬水平上限的规定，即使是高管与员工间的薪酬差距也有着严格的限制。“不患寡而患不均，不患穷而患不安”的平均主义思想仍然左右着国有控股上市公司的薪酬安排，所以薪酬激励
［２８］
有效性不足。Ｃｈｅｎ等研究在香港上市的国有控股红筹公司董事股票期权薪酬的决定因素和后果，发现这些红筹公司的董事们大多“被迫”放弃行使被赋予的股票期权。原因在于，国有控股的高管任用体系与外资股东提倡的高额股票期权薪酬间存在一种潜在的体制冲突。所以，这些名义的股票期权薪酬实际上并不是董事们真实的薪酬，并且对这类公４研究设计
１５
根据Ｈ１，建立回归模型（１）式，考察股权激励计划的实施是否为薪酬差距扩大的重要因素，即
ＷＧｉ，ｔ＝αδｔ＋ββｉ＋１Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ－１＋２ＡＣＴｉ，ｔ－１＋
ββｃｏｎｔｒｏｌｖａｒｉａｂｌｅｓ＋３Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ－１・ＡＣＴｉ，ｔ－１＋
２０
∑λＩｎｄｕｓｔｒｙ
ｉ＝２
ｉ
ｉ，ｔ－１
＋εｉ，ｔ
（１）
其中，ｉ为公司样本个体；ｔ为时间；ＷＧ为企业高管内部薪酬差距；Ｉｎｃｅｎｔ为股权激励；ＡＣＴ为上市公司是否实施了股权激励计划，若实施股权激励计划ＡＣＴ取值司高管没有实质性的激励效果。
在股权激励计划实施方面，２００６年１２月６日国务院国有资产监督管理委员会专门针对国有企业发布了枟国有控股上市公司（境内）实施股权激励试行办法枠。该办法规定，各级国有控股上市公司的股权激励计划必须提请上级监管部门审核或备案，旨在降低由于国有控股上市公司所有者缺位引起的管理层寻租风险。这也反映出，相对非国有控股上市公司而言，国有控股上市公司高管掌握的资源配置权力更大，机会主义动机更强，更容易引起信息不对称水平和代理成本的上升，最终使股东不得不提高其必要投资报酬率，造成企业权益资本成本的上升。
此外，国有和非国有控股上市公司在公司治理结构和企业组织文化方面也不尽相同。国有控股上市公司领导层的任免主要由上级主管部门负责，这种非市场化的晋升机制往往造成管理层的努力付出与预期回报的错位。此时，较大的高管内部薪酬差距不但会引起管理者层级间的负面情绪，甚至可能导致耍政治阴谋、破坏团队合作等行为，大大加剧了国有控股上市公司高管继任风险。由于国有控股上市公司所有人缺位，造成大股东天然地处于信息获取的劣势，股东监督成本较高。而高管内部薪酬差距的扩大则意味着高管权力的进一步加大，容易引发其自利行为，提高信息不对称风险。当股权激励计划的实施引起高管内部薪酬差距不断扩大时，国有控股上市公司股东和投资者面对的不确定性风险程度增加，会相应提高预期投资回报率，由此造成公司权益资本成本的升高。
与国有控股上市公司相比，非国有控股上市公司在用人制度和激励手段方面没有来自于政府的行政压力和政策束缚，拥有更开放的竞争环境以及相对市场化的薪酬体系和任用制度，员工思想也比较开放，能够接受相对较高的薪酬差距。另外，非国有控股上市公司内部更加有效的监督、更透明的晋升机制以及更分散的管理层权力等特点能有效减轻高管内部薪酬差距产生的高管继任风险、代理风险和信息不对称风险。
综合上述分析Ｈ，本研究提出假设。
３在股权激励计划的作用下，扩大的高管内部薪酬差距与国有控股上市公司权益资本成本间的敏感性更高。
为１，否则取值为０；ｃｏｎｔｒｏｌｖａｒｉａｂｌｅｓ为模型的控制变量；Ｉｎｄｕｓｔｒｙ为行业变量；αｉ为个体效应的截距项；δｔ为时间效应的截距项；β１、β２、β３为解释变量的估计参数；β为控制变量的估计参数；λｉ为行业变量的估计参数；εｉ，ｔ为随机误差。
被解释变量为企业高管内部薪酬差距，参考Ｂｅ－
ｂｃｈｕｋ等［１７］
的方法，定义ＷＧ＝全体高管薪酬均值高管薪酬＝现金薪酬＋持股数量×年末股价。本研究将高管定义为董事、监事以及年报中披露的高级管理人员，含总经理、总裁、ＣＥＯ、副总经理、副总裁、董秘和年报上公布的其他管理人员（包括董事中兼任的高管人员），但独立董事除外。
解释变量为股权激励。中国企业股份制改革前，高管持有本公司股份属于限售股，不能在二级市场流通，管理层持股的性质和作用不同于西方国家流行的股权激励。但是，已有关于股权激励治理效应的研究大多将含义较宽泛的发起人股和高管自购股等形式的高管持股等同于股权激励，忽略了股票期权的作用，导致实证结果缺乏稳健性和说服力。鉴于此，本研究拟对股改后高管持股的性质加以区
别，根据Ｂｅｒｇｓｔｒｅｓｓｅｒ等［２９］
的研究，定义
・Ｏｐｔｉｏｎｓｉ，ｔ（Ｏｐｔｉｏｎｓｉ，ｔ＋Ｓｈａｒｅｓｉ，ｔ）＋Ｃａｓｈｐａｙｉ，ｔ
×
Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ １００％，ＡＣＴ＝１
・Ｓｈａｒｅｓｉ，ｔ（Ｏｐｔｉｏｎｓｉ，ｔ＋Ｓｈａｒｅｓｉ，ｔ）＋Ｃａｓｈｐａｙｉ，ｔ×
１００％，ＡＣＴ＝０
（２）
其中，Ｐｒｉｃｅｉ，ｔ为ｉ公司在ｔ年末股票的收盘价；Ｏｐｔｉｏｎｓｉ，ｔ为ｉ公司高管在ｔ年持有股权激励计划授予的股票或期权的数量；Ｓｈａｒｅｓｉ，ｔ为ｉ公司高管在ｔ年持有股票数量；Ｃａｓｈｐａｙｉ，ｔ为ｉ公司高管在ｔ年当年的现金薪酬，包括年薪和津贴。
交互项Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ－１・ＡＣＴｉ，ｔ－１意味着正式的股权激励，并排除了一般性的高管持股情况，若Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ－１・ＡＣＴｉ，ｔ－１的系数显著为正，说明股权激励的实施加剧了高管内部薪酬差距的扩大，以验证Ｈ１。
根据Ｈ２，建立回归模型（３）式，考察股权激励和薪酬差距的交互作用对权益资本成本的影响，即
１６管理科学（ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ） ２０１４年１１月
ｒｉ，ｔ＝αδｔ＋ββｉ＋１Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ－１＋２ＡＣＴｉ，ｔ－１＋
βββ３Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ－１・ＡＣＴｉ，ｔ－１＋４ＷＧｉ，ｔ－１＋５Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ－１・ＡＣＴｉ，ｔ－ββｃｏｎｔｒｏｌｖａｒｉａｂｌｅｓ＋１・ＷＧｉ，ｔ－１＋６Ｓｔａｔｅ＋
εｉ，ｔｉＩｎｄｕｓｔｒｙｉ，ｔ－１＋∑λ
ｉ＝２２０
初净资产；Ｂｔ＋Ｔ－Ｔ）年年初净资产；ｒ＿ＧＬＳ为权１为第（ｔ＋
益资本成本；Ｔ为预测期，一般不小于１２；ｎ为不同于ｔ的预测期，ｎ＝１，２，…，Ｔ－１。对于前３期而言，Ｆｒｏｅｔ＋ｎＦＥｔ＋ｎＦＥｔ＋ｎ为（ｔ＋ｎ）年的预测盈余。对于预测期以ｔ＋ｎ－１
（３）
其中，ｒ为权益资本成本，Ｓｔａｔｅ为终极控制人，β４、β５、
β６为解释变量的估计参数。
被解释变量为权益资本成本。权益资本成本的估计是一种事前估计，即计算使公司未来现金流与现行股价相等的折现率。目前有代表性的估计方法
［３０］
有Ｇｅｂｈａｒｄｔ等提出的ＧＬＳ剩余收益模型、Ｏｈｌｓｏｎ外的Ｆｒｏｅ，则认为其维持在行业净资产收益率ｒｏｅ中
位数水平。本研究收集了２００７年至２０１２年沪深两市各个股票的ｒｏｅ，并根据２００１年中国证监会颁布的枟上市公司行业分类指引枠对股票进行分类，除制造业因行业内差异显著而以二级代码分类外，其余行业均以一级代码进行分类。据此，可将所有股票分为２１个等［３１］提出的ＯＪＮ盈余增长率模型以及Ｇｏｒｄｏｎ等［３２］提出的ＧＧＭ增长模型等。但是，在衡量未来现金流时，这些模型通常基于分析师的盈余预测数据，而分析师的预测结果往往与公司未来实际盈余间偏差较大，并且稳定性不足，其估计结果的孰优孰劣并没有
得到学术界一致认可。Ｈｏｕ等［３３］
通过统计模型得到基于实际数据估计盈余的方法，认为该方法得出的预测盈余在多数情况下优于分析师预测盈余，因为实证结论表明，以该方法预测的盈余为基础估算出的企业权益资本成本与企业未来实现的报酬率之间的相关性更高。该方法的优势还在于，它使用变量的实际值而非调整值，并且克服了统计学上“幸存者偏见”的限制。借鉴这一方法，本研究使用样本期间内每１年所对应的过去１０年的滚动数据进行计算，非混合截面模型为
Ｅｉ，ｔ＋τ＝η０＋η１Ａｉ，ｔ＋η２Ｄｉ，ｔ＋η３ＤＤｉ，ｔ＋η４Ｅｉ，ｔ＋
η５ＮｅｇＥｉ，ｔ＋η６ＡＣｉ，ｔ＋κｉ，ｔ＋τ
（４）其中，Ｅｉ，ｔ＋τ为ｉ公司在（ｔ＋τ）年末的会计盈余，τ为时间增量，τ＝１，２，…，５；Ａｉ，ｔ为ｉ公司在ｔ年末的资产总额；Ｄｉ，ｔ为ｉ公司在ｔ年分配的现金股利；ＤＤｉ，ｔ为ｉ公司在ｔ年是否支付股利的虚拟变量，若支付取值为１，否则取值为０；ＮｅｇＥｉ，ｔ为虚拟变量，若ｉ公司在ｔ年的会计盈余为负取值为１，否则取值为０；ＡＣｉ，ｔ为ｉ公司在ｔ年末的应计利润总额；η０为截距项，η１～η６为估计系数；κＷｉｎｓｏｒｉｚｅｉ，ｔ＋τ为残差。为消除极端值对回归结果的影响，用尾处理。方法对本研究利用连续变该量模上型、估下计各出１％样的本数期据未进来行５缩年的预测盈余，并在此基础上分别用以下３种方法估
计权益资本成本，但与Ｈｏｕ等［３３］
做法不同的是，在估算企业权益资本成本时使用年末股价数据计算公司权益价值，而不是６月末的数据。
①即
ＧｅｂｈａｒｄｔＧＬＳ剩余收益模型
等［３０］
在剩余收益模型基础上提出ＧＬＳ模型，ＭＴ－１
Ｂ－ｒ＿ＧＬＳ
ｔ＝ｔ＋∑ｎ＝１
（１＋ｒ）ｔ＋
ｎ－１＋＿ＧＬＳｔ＋Ｔ－ｒ＿ＧＬＳ
＋ｒＢｔ＋
Ｔ－１（５）＿ＧＬＳ（１＿ＧＬＳ）
其中，Ｍｔ为ｔ年末的总市值；Ｂｔ为预测基期期初净资产；Ｆｒｏｅｔ＋ｎ为第（ｔ＋ｎ）年的预期净资产收益率；Ｆｒｏｅｔ＋Ｔ为第（ｔ＋Ｔ）年的净资产收益率；Ｂｔ＋ｎ－１为第（ｔ＋
ｎ）年年大类（计算时除去金融保险类后共２０个）。在计算时，本研究参考相关研究的做法，剔除ｒｏｅ畸高的数据（大于１００％）和显著为负的数据（小于１０％），最后得出各个行业的ｒｏｅ中位数。通过Ｍａｔｌａｂ软件编程，用迭代法计算出使等式成立的权益资本成本ｒ＿ＧＬＳ。
②ＯＪＮ盈余增长率模型
基于干净盈余假说提出剩余收益折
现模型Ｏｈｌｓｏｎ，即等
［３１］
ＯＪＮ模型，用来计算权益资本成本，即
ｒ＿ＯＪＮ＝Ａ＋
Ａ２
ｔ
ｇ－（γ－１）］
（６）
其中，ｒ＿ＯＪＮ为ＯＪＮ盈余增长率模型估计的权益资本成本；Ａ为替换变量，Ａ２－１ｔ
ＦＤｔ＋１为预测期（ｔ＋１）年的现金分红；ｇ为长、短期平均盈余增长率，ｇ＝
－ＦＥ－ＦＥ２ｔ＋２ｔ＋４
１）为长期盈余增长率。根据当年分红比例计算，若该年的预测盈余为正，则分红比例为现金红利与会计盈余之比；若盈余为负，则为现金红利与总资产６％的比值［３１］。参考Ｇｏｄｅ等［３４］
的计算方法，假定通货膨胀率为３％，可以认为γ－１＝ｒｆ－３％，ｒｆ取１０年期国债利率计算。通过Ｍａｔｌａｂ软件解方程，得到该模型估计的权益资本成本ｒ＿ＯＪＮ。
③ＧＧＭ增长模型
由Ｇｏｒｄｏｎ等［３２］
提出的ＧＧＭ增长模型为
ＭＴ－１
ｔ＝∑
ｋ＝１（１＋ｒ（７）
＿ＧＧＭ）＿ＧＧＭ（１＋ｒ＿ＧＧＭ）
其中，ｒ＿ＧＧＭ为ＧＧＭ模型估计的权益资本成本；ｋ为Ｔ的取值范围，ｋ＝１，２，…，Ｔ－１，本研究设定预测期间为５年。通过Ｍａｔｌａｂ软件编程，用迭代法计算出该模型估
计的权益资本成本ｒ＿ＧＧＭ。
若（３）式中Ｉｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧ的系数显著为负，说明股权激励与薪酬差距的交互作用降低了权益资本成本，支持锦标赛理论，Ｈ２ａ得到验证；若其系数显著为正，则说明股权激励与薪酬差距的交互作用使权益资本成本升高，在管理权力理论下验证Ｈ２ｂＨ。根据３，若（３）式中终极控制人的系数显著，说明企业所有权性质对权益资本成本也有影响，但具体情况还需要将样本分组进一步讨论。
上述各变量和相关控制变量见表１。
第６期 雷 霆等：股权激励、高管内部薪酬差距与权益资本成本
表１变量定义
Ｔａｂｌｅ１ＤｅｆｉｎｉｔｉｏｎｏｆＶａｒｉａｂｌｅｓ
变量名称
变量符号ｒ＿ＧＬＳ
权益资本成本
ｒ＿ＯＪＮｒ＿ＧＧＭ
股权激励
实行股权激励方案高管内部薪酬差距终极控制人股权集中度总资产收益率员工规模独立董事比例两职合一市场风险市值账面比资产负债率公司规模成长性流动性
ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＷＧＳｔａｔｅＨＩＲＯＡｌｎＷｏｒｋｅｒＩＮＤＴｗｏＢｅｔａＬｅｖＳｉｚｅＧｒｏｗｔｈＴｕｒｎｏｖｅｒ
根据ＧＬＳ模型估算得到根据ＯＪＮ模型估算得到根据ＧＧＭ模型估算得到根据（２）式计算得到
上市公司是否实施股权激励计划，实施股权激励取值为１，否则取值为０
变量定义
１７
为企业高管内部薪酬差距，等于前３名高管薪酬均值与全体高管薪酬均值之比为终极控制人，国有控股取值为１，否则取值为０前５大股东持股比例平方和净利润与平均资产总额的百分比非高管员工人数的自然对数独立董事占董事会总人数的比例
董事长、总经理两职合一时取值为１；否则取值为０股票市场的系统性风险所有者权益账面值与市值之比债务与资产的比率总资产的自然对数营业收入增长率股票换手率
行业变量，按照２００１年证监会颁布的枟上市公司行业分类指引枠进行分类，除制造业按二级明细划分为小类之外（不包括木材家具制造业），其他行业（不包括金融保险行业）以大类划分，共２０个行业，样本若属于该行业取值为１，否则取值为０。
参考枟中经网经济统计数据库枠的划分标准，公司属于东部地区取值为１，属于表２样本分布
Ｔａｂｌｅ２ＳａｍｐｌｉｎｇＤｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ
行业Ｉｎｄｕｓｔｒｙ
地区Ａｒｅａ
年份总样本股权激励样本
２００６年５１３４４
２００７年５２８１３
２００８年６２５６０
２００９年５３８１８
２０１０年６８９７０
２０１１年５９５１１４
２０１２年６１１１１８
总计４０９９４３７
考虑到实证过程中有关薪酬差距和公司业绩的相互影响以及股权激励计划实施效果的滞后性，本研究所有解释变量都取上１年度的测度值。由于股权限售期和行权等待期一般为１年～３年，２００５年底颁布“管理办法”后通过股权激励预案的上市公司，高管最早只能于２００７年行权，因此本研究以２００７年至２０１２年符合实证要求的上市公司为样本，所有自变量和控制变量都取２００６年至２０１１年的数据。剔除资料不全和数据缺失的公司，剔除ＳＴ类公司、金融保险类上市公司以及计算后薪酬差距为负、权益资本成本为负和权益资本成本大于１的公司。由于权益资本成本估计方法本身的原因而产生的异常值和缺省值较多，为能保留更多的样本，当３种估计方法都不能得到合理的权益资本成本值时才剔除该样本，所以ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ分别对应的样本数也不同。为了消除极端值影响，对主要变量上、下各１％的数据进行Ｗｉｎｓｏｒｉｚｅ处理，最终建立非平衡面板数据，得到４０９９个有效观测值。样本数据来源于ＣＳＭＡＲ数据库、ＣＣＥＲ数据库以及手工搜集整理上市公司年报的数据。各年度样本分布情况见表２。
１８管理科学（ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ） ２０１４年１１月
量间相关关系均显著。Ｉｎｃｅｎｔ与ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ的相关系数均在０．０５０的水平上显著正相关，ＡＣＴ与ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ的相关系数也在０．１００的水平上显著正相关，说明股权激励计划的实施可能造成权益资本成本上升；Ｉｎｃｅｎｔ与ＷＧ的相关系数在０．０１０的水平上显５实证结果分析５．１描述性统计和相关系数矩阵
在对假设进行检验之前，先对主要变量（包括被解释变量和解释变量）进行一般性的描述性统计分析和相关系数检验，结果见表３和表４。
表３主要变量描述性统计
Ｔａｂｌｅ３
ＤｅｓｃｒｉｐｔｉｖｅＳｔａｔｉｓｔｉｃｓｉｎＭａｉｎＶａｒｉａｂｌｅｓ
最小值
最大值
均值
标准差
样本量ｒ＿ＧＬＳ０．２０２％３８．７１３％１１．４６４％０．０３３３２７５ｒ＿ＯＪＮ０．１１２％３５．６１３％１４．３６５％０．０５１３９８７ｒ＿ＧＧＭ０．３０１％４２．３１３％１７．１６１％０．０４２３３７２Ｉｎｃｅｎｔ０．０００１．００００．１０８０．３２１４０９９ＷＧ
０．０００
１．０００
０．３２７
０．１２４
４０９９
ＡＣＴ＝１的ＡＣＴ＝０的样本均值样本均值
均值Ｍａｎｎ检验－Ｗｈｉｔｎｅｙ
ｒ倡
＿ＧＬＳ１０．６７３％
９．６７９％
１．９８２倡４．４３３倡
ｒ＿ＯＪＮ１１．６７３％１０．６２５％２．９３４倡倡倡５．０１４倡倡
ｒ＿ＧＧＭ９．６７３％８．６９０％３．４３２倡倡倡３．７９６倡倡
Ｉｎｃｅｎｔ０．２４５０．１６９２．８２１倡倡５．１３４倡倡倡
ＷＧ
０．５５７
０．３４３
５．２５４
倡倡倡７．５５３
倡倡倡
注：倡为在０．
１００的水平上显著，倡倡
为在０．０５０的水平上显著，倡倡倡
为在０．０１０的水平上显著，下同。
从表３的ＰａｎｅｌＡ可以看出，在样本期间，３种方法估算的公司权益资本成本的均值差异不大，但最大值与最小值间差值均超过３５％以上，反映出不同公司面临的风险水平差异较大；高管内部薪酬差距均值为０．３２７，意味着前３名高管的人均收入已超过高管人均总收入的三分之一，表明中国企业高管间存在较为严重的收入差距。ＰａｎｅｌＢ给出实施股权激励方案与否的分组检验结果，实施股权激励的样本公司权益资本成本均值高于未实施股权激励的样本，且显著性水平均在０．０５０以上；此外，实施股权激励的样本公司股权激励均值和薪酬差距均值均显著高于未实施股权激励的样本公司，初步说明股权激励计划的实施引起股权激励水平的提高，进而造成薪酬差距的进一步拉大，对上市公司权益资本成本也有一定的正向作用，但是这种正向作用是否由于高管内部薪酬差距的扩大引起的还需要进一步的实证检验。
表４给出各变量间相关系数检验结果，各主要变
著为正，说明股权激励显著地扩大了高管内部薪酬差距；ＷＧ与ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ的相关系数均在０．０１０的水平上显著为正，表明随着高管内部薪酬差距的扩大，权益资本成本可能会上升；Ｓｔａｔｅ与ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ的相关系数均在０．０５０的水平上显著正相关，表明企业所有权性质也可能对权益资本成本产生影响，并且国有控股企业的权益资本成本可能更高。值得注意的是，ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ两两之间的相关系数大于０．５００，且在０．０１０的水平上显著正相关，在一定程度上说明本研究采用的３种权益资本成本估计模型的统计结果具有一致性，可行性较好。除此之外，所有相关系数的绝对值均不超过０．４００，说明各变量间相对独立，不存在严重的共线性问题。从单变量相关分析的结果看，初步验证了本研究的假设。５．２多元回归分析５．２．１股权激励对薪酬差距影响的检验
通过非平衡面板数据进行分析，分别对（１）式进行ＯＬＳ回归、固定效应回归和ＦＭＢｅｔｈ回归，以检验股权激励对高管薪酬差距的影响，结果见表５。
（１）式主要考察股权激励是否为影响薪酬差距的重要因素之一，从回归结果看，３种回归方式下Ｉｎｃｅｎｔ对ＷＧ均有显著的正向影响，且Ｉｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ与ＷＧ均在０．０１０的水平上显著正相关。这说明，在枟上市公司股权激励管理办法枠颁布后，实施股权激励计划的上市公司高管得到越来越多的股权，不但成为其收入的主要来源，还增加了管理层级间的薪酬差距。此外，从现实情况看，中国Ａ股市场近几年的低估值境况为降低上市公司股权激励的实施成本、提高激励对象的溢价空间提供了很好的机会，助推了股权激励在中国的发展，符合研究预期。Ｈ１得到验证。
回归结果中，ＨＩ的系数均显著为负，表明股权集中度越高，高管内部薪酬差距有减小的趋势。ＩＮＤ与ＷＧ显著正相关，说明独立董事制度会扩大高管内部薪酬差距，以强化激励，减少管理层克服偷懒或“搭便车”行为。Ｔｗｏ的系数显著为正，表明当高管权力加强时，可能为自己争取高薪，拉大与其他高管间的收入差距。反映公司财务业绩的指标ＲＯＡ和Ｌｅｖ都与ＷＧ显著正相关，说明中国上市公司已经意识到薪酬差距在公司治理中的作用，将业绩指标纳入薪酬制定标准。Ｓｔａｔｅ系数均在０．０１０的水平上显著为负，表明国有控股企业受政策性的影响较大，更倾向于较小的薪酬差距。Ｓｉｚｅ的系数均在０．０１０的水平上显著为正，表明随着企业规模的扩大，监督高管团队的边际产出变得愈发困难，股东试图扩大薪酬差距以激发锦标赛式的强激励。最后，３种回归方式下Ａｒｅａ的系数均在０．０１０的水平上显著为正，说明东部沿海地区薪酬差距较大，反映出竞争在东部地区更加激烈，以
第６期 雷 霆等：股权激励、高管内部薪酬差距与权益资本成本
表４Ｐｅａｒｓｏｎ相关性检验Ｔａｂｌｅ４ＰｅａｒｓｏｎＣｏｒｒｅｌａｔｉｏｎＴｅｓｔ
ｒ＿ＧＬＳ
ｒ＿ＧＬＳｒ＿ＯＪＮｒ＿ＧＧＭＩｎｃｅｎｔＡＣＴＷＧＳｔａｔｅＨＩＲＯＡｌｎＷｏｒｋｅｒＩＮＤＴｗｏＢｅｔａＬｅｖＧｒｏｗｔｈＳｉｚｅ
１．００００．６７７０．７５３０．００２０．０２３０．１５３０．０３４０．０２３０．０４２０．０３１０．０２１０．０２１０．１３３０．０３２－０．０３１０．０６１
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
１９
ｒ＿ＯＪＮ１．００００．５７８０．００１０．０２１０．１４４０．０１１０．０１１０．０３１０．０５１０．０１２０．０１５０．１２３０．０２０－０．０５２０．０２９－０．０３１
倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
ｒ＿ＧＧＭ
ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＷＧＳｔａｔｅＨＩＲＯＡｌｎＷｏｒｋｅｒＩＮＤＴｗｏＢｅｔａＬｅｖ
ＧｒｏｗｔｈＴｕｒｎｏｖｅｒＳｉｚｅ
１．００００．００１０．００１０．１４６０．０２１０．０２１０．０４５０．０４１０．００２０．０２４０．１４１０．０１２
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
１．００００．０５１０．３９４０．０３１０．０３２０．０５１０．０２２０．０３６０．１２３０．０２２０．２５２０．０２６０．１３１
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
１．００００．０２１０．２７１０．０３１０．３２２０．０１１０．３２３０．０１２０．０４１０．０２２０．０２９
倡倡倡倡
１．０００
倡
－０．０１１０００－０．０１５－０．１１７１．
倡倡
倡倡倡倡
倡倡倡
０．２４２０．２８３０３１０．１１４０．０．０２１０．０２４０．０４３０．１１６
倡
１．００００．２１４０．０１２０．１２５
倡倡倡倡倡
１．０００１．００００．０２１０．０６５－０．２１４－０．０２３
倡
０．０６２０．０２１－０．０２１１．０００１．０００－０．１２７０．０１７０．０２２
倡倡倡
倡倡
１．００００．１９１０．０３９０．１７１０．０４１
倡倡
１．００００．００３０．０６１０．０５１０．０１２０．０４７
倡
０．０４１０．１０１－０．００７
倡
０．０２３０．２６１０３６０．
１．００００．１９６０．３３２０．０９１０．０２９
倡倡倡
１．００００．０６４１．００００．０３１０．１１５１．００００．１３６０．０３３０．２４１１．０００
倡倡倡倡
－０．０４１０．０３２－０．０２０
倡倡倡倡
０１７０．０２５０．
倡
２１５０．１０１０．
倡
０．１１２０．２１４
－０．２２１０．１２１
０．１９８
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
－０．０８９０．０４６
０．０２３０．１３６
Ｔｕｒｎｏｖｅｒ－０．０５５
－０．０４８
倡
倡倡倡
０．０８３－０．０．３２１０２２０．０５７０．０１４
倡倡
－０．０３２
倡
－０．０５３
倡
－０．０２３
倡
－０．１２４０．０３２－０．１４９－０．１０１
倡倡倡
－０．０１８
倡倡倡
－０．２０２－０．１１９－０．２４１－０．１１４０．０２５０．０１１１．００００４３－０．１２６０．
表５（１）式的回归结果
Ｔａｂｌｅ５ＲｅｇｒｅｓｓｉｏｎＲｅｓｕｌｔｓｏｆＭｏｄｅｌ（１）
变量ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴＨＩＩＮＤＴｗｏｌｎＷｏｒｋｅｒＲＯＡＬｅｖＳｔａｔｅＳｉｚｅＡｒｅａ行业年度公司调整的Ｒ样本量
共线性。下同。
２
估计系数２．０３２０．０４１３．１０５－１．０１７１．０２１－１．０２１０．０８３１．７５６－０．４３２１．４１１１．４３１１．７１３
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
固定效应回归
ｔ值１０．０１６１．５１７１１．４０６
估计系数３．０５５０．０４２４．１４３－０．１２４０．０３２１．０１１－０．８４３０．０７１１．３２５－０．１０５１．５４９１．９８８
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
估计系数３．０１２０．０２２４．１０２－０．１３４０．０３１１．０１４－０．７４２０．０７２１．３２５－０．１０５１．５４９３．９８８
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
ｔ值２１．１７６１．４１６１５．０４１－２．６５３２．８３２３．３２３－０．９５２１．９４５３．６３４－３．８２２８．２４４７．３６５
控制控制０．３９４４０９９
ｔ值１８．７７６１．４１０１４．３６１－２．６７３２．８４２３．３１３－０．８５３１．９９５３．４３５－３．７２３８．１５４７．４４５
控制
－４．６２９２．５１２２．２４３－１．８５４２．１６５２．９７４－５．０１３７．８２２４．２３１
控制控制
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
０．３７３４０９９
０．４１３４０９９
注：回归系数的ｔ值经Ｗｈｉｔｅ异方差稳健性修正；截距项未报告，各变量的方差膨胀因子（ＶＩＦ值）均小于３，不存在严重
２０管理科学（ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ） ２０１４年１１月表６（３）式的回归结果
Ｔａｂｌｅ６ＲｅｇｒｅｓｓｉｏｎＲｅｓｕｌｔｓｏｆＭｏｄｅｌ（３）ｒ＿ＧＬＳ
变量
估计系数
ｔ值１．７７６０．０２１
倡
ｒ＿ＯＪＮ
估计系数０．００２０．００１０．０４７０．０５７０．１１９０．０４１０．００２０．００６０．４１７
倡倡
ｒ＿ＧＧＭ
ｔ值１．７８９０．０１８１．６９９１．９７８１．７２６５．１４４２．０７８１．６８５５．６９７
估计系数０．０１２０．００１０．０３７０．０２３０．０８９０．０５３０．００１０．００８０．３９７
倡倡
ｔ值１．７３６０．０１４１．７１９２．１９８１．８７５４．９９５２．２６８１．６９９７．８７７
ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧＳｔａｔｅＢｅｔａＳｉｚｅＬｅｖＧｒｏｗｔｈＴｕｒｎｏｖｅｒ行业年度ＨａｕｓｍａｎＷａｌｄｃｈｉ
２
０．０１１０．００１０．０３９０．０２００．１０１０．０６８０．００１０．００９０．４１３０．０２６－０．０６４０．１２１－１．００７
倡
１．６６２１．７２３１．６９１２．６２１１．９８３１．６７７２．６４６
倡倡倡倡倡
倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡
倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡
５．６３８－１．２４２
０．０６６－０．０４２０．２０３－０．０２９
倡倡倡
９．９２８０．０３１
倡倡倡
１１．１２９
倡
－１．８１１４．１２４－１．７３０控制控制
－０．０５３０．１０３－０．０２７
倡
－１．９２１６．１０１－１．６９４控制控制
倡倡倡
４．１３２－１．２２８控制控制
倡倡倡倡倡倡
倡倡
８９．５４５１６４．３３００．３６３
倡倡倡
９２．３７１１８１．２２１０．３０１
倡倡倡
７７．３０５１５２．２４００．２４６
倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
调整的Ｒ样本量
２
３２７５３９８７３３７２
更大的薪酬差距作为激励机制的做法普遍被人们接受。以上结论是对已有相关研究的有益补充。５．２．２股权激励与高管内部薪酬差距对权益资本成
本影响的检验
本研究通过非平衡面板数据的固定效应ＧＬＳ回归对（３）式进行分析，考察股权激励与高管内部薪酬差距的作用对公司权益资本成本的影响，回归结果见表６。
由表６可知，Ｉｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧ与ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ均在０．０１０的水平上显著正相关，说明实施股权激励计
划的上市公司，其正式的股权激励作用扩大了高管内部薪酬差距，投资者将高管内部薪酬差距视为一种管理层堑壕效应，而非一种激励高管的竞赛奖金，这会增加股东的监督成本和信息不对称风险，使投资者风险溢价水平上升，从而提高权益资本成本。回归结果支持Ｈ２ａ、拒绝Ｈ２ｂ。也就是说，股权激励与高管内部薪酬差距的交互作用提高了公司权益资本成本，结论支持管理权力理论预期。
０５０的水平上有显Ｓｔａｔｅ对ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ均在０．
著正向影响，根据中国国情，国有控股企业的股东或
第６期 雷 霆等：股权激励、高管内部薪酬差距与权益资本成本投资人，一方面担心由于股权激励加剧管理层堑壕效应而被利益要挟，另一方面为了规避薪酬差距扩大可能带来的员工满意度下降等风险，可能提高必要报酬率对冲投资风险。这说明，企业所有权性质可能对股权激励和高管内部薪酬差距造成影响，进而左右股东对未来收益的判断，最终体现在权益资本成本的高低上，本研究对此将做进一步分析。５．２．３企业所有权性质对权益资本成本敏感性影响的分析
按照终极控制人性质将样本划分为国有控股企业和非国有控股企业两组子样本，分别进行ＧＬＳ回归，回归结果见表７和表８。
对比表７和表８可知，国有控股企业样本中
２１
Ｉｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧ的估计系数值和显著性程度均大于非国有控股企业样本，说明国有控股企业高管内部薪酬差距在股权激励作用下与权益资本成本的敏感性较高，且回归结果稳健，支持Ｈ３。可能的原因在于，国有控股企业高管薪酬水平和薪酬差距除受到政府管制外，其股权激励计划方案还需接受比非国有控股企业更严格的监管，说明国有控股上市公司高管原有的薪酬激励水平不足，高管在股权激励计划的制定和实施过程中可能存在较大的机会主义动机，增加委托代理成本；由于国有控股企业特殊的股权结构和任免制度，在股权激励作用下，高管薪酬差距的扩大更容易造成管理层权力的堑壕效应，增加股东监督困难和信息不对称风险；另外，过大的薪酬
Ｔａｂｌｅ７ｒ＿ＧＬＳ
变量
估计系数
ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧＢｅｔａＳｉｚｅＬｅｖＧｒｏｗｔｈＴｕｒｎｏｖｅｒ行业年度ＨａｕｓｍａｎＷａｌｄｃｈｉ
２
ＲｅｇｒｅｓｓｉｏｎＲｅｓｕｌｔｓｏｆＳｔａｔｅ－ｏｗｎｅｄＥｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ
ｒ＿ＯＪＮ
ｔ值１．６６７０．０１１
估计系数０．００４０．００１０．０２３０．１２４０．０１８０．０４８０．１３１０．０５３０．０７４－０．０１８０．１２１－０．１０１
倡倡
表７国有控股企业的回归结果
ｒ＿ＧＧＭ
ｔ值１．７５８０．０１２１．８５２１．９２１２．３８３８．７６２１．９９４５．６７４１３．５７３－２．０２２４．０６７－１．８６３
估计系数０．００３０．００１０．０２３０．１１９０．０１６０．０４４０．１１２０．０３９０．０７４－０．０１８０．１１０－０．１００
倡倡倡
ｔ值２．３５１０．０１０１．８５２３．９９１３．５８９１０．４６０１．９０２７．６７４１１．５１１－１．７２１６．０６４－１．７３９控制控制
０．００２０．００１０．０１５０．２０１０．０１１０．０６９０．０１９０．０１３０．０６１－０．０３６０．１１６－０．０８９
倡
倡
１．８０２２．４３３２．２１３６．６２１１．６６９４．６５３１３．１３１－１．７４０３．１２４－１．２０１控制控制
倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡
控制控制６１．３２５１６１．１８９０．３３６１７２４
倡倡倡
４９．５４２１３４．３２００．３６３
倡倡倡
５５．４１５１７８．１９３０．２９８
倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
调整的Ｒ样本量
２
１４３９１３１５
２２管理科学（ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ） ２０１４年１１月表８非国有控股企业的回归结果ＲｅｇｒｅｓｓｉｏｎＲｅｓｕｌｔｓｏｆＮｏｎ－ｓｔａｔｅ－ｏｗｎｅｄＥｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ
ｒ＿ＯＪＮ
ｔ值１．７１９０．０２１
倡
Ｔａｂｌｅ８
ｒ＿ＧＬＳ
变量
估计系数
ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧＢｅｔａＳｉｚｅＬｅｖＧｒｏｗｔｈＴｕｒｎｏｖｅｒ行业年度ＨａｕｓｍａｎＷａｌｄｃｈｉ
２
ｒ＿ＧＧＭ
ｔ值１．８０４０．００９
估计系数０．００１０．００１０．０１１０．１０９０．００９０．０２７０．１６５０．３１４０．１７２－０．０３９０．４１７－０．０８７
倡倡
估计系数０．００２０．００１０．０１６０．１１８０．０１２０．０３９０．１７３０．５１５０．１８０－０．０３１０．３５１－０．０７２
倡倡
ｔ值１．８０４０．００７１．９３４１．６８５１．７０１１．７９８２．０３７５．８６９５．１６３－２．１８６９．５９８－２．１１０控制控制
０．００１０．００１０．００７０．１１７０．００８０．０１２０．０１１０．２１２０．１６１－０．０２３０．２２１－０．０２４
倡
１．９１１１．７１８１．６７１１．７４７１．６７２２．６７７５．９２２－１．８０４１１．３２４－１．７７４控制控制
１．９０１１．７２５１．７７２１．８８１２．２５１４．８９４６．１６１－２．０２６６．５２３－２．２０７控制控制
倡倡倡
倡倡倡
倡倡倡
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５２．２０１１４１．２６１０．３１７
倡倡倡
６１．３２５１５７．１８９０．３３６
倡倡倡
８８．３１２
倡倡倡
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１８９．１６１０．３０８２０５７
倡倡倡
调整的Ｒ样本量
２
１８３６２２６３
差距与国有控股企业提倡的“公平、公开、公正”的组织文化特征相悖，容易增加企业经营风险。与非国有控股企业相比，以上这些因素更可能增加国有控股企业投资者对未来收益不确定性的担忧，从而５．３稳健性检验
导致企业权益资本成本的敏感性更高。
为增强研究结论的可靠性，分别对本研究两个回归模型进行敏感性测试。
（１）定义ＷＧ′＝前３名高管薪酬均值－全体高管薪酬均值，以此替换高管内部薪酬差距指标ＷＧ，在此基础上对（１）式重新检验，回归结果见表９。
检验结果表明，３种回归方式下，Ｉｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ与
ＷＧ′均在０．０１０的水平上显著正相关，除模型估计系数和个别指标的显著水平有差异外，总体而言检验结果与原回归结果具有较好的一致性。
（２）为避免薪酬差距与企业权益资本成本间可能存在的内生性对检验结果的影响，对（３）式进行两阶段最小二乘估计，作为回归的稳健性检验，检验结果见表１０。
两阶段最小二乘估计回归的检验结果显示，关键变量Ｉｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧ与ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ均在０．０１０的水平上显著正相关，其余变量的估计系数与原回归结果也无显著差异，研究结论没有发生改变，说明本研究具有可靠性。
第６期 雷 霆等：股权激励、高管内部薪酬差距与权益资本成本
表９（１）式的稳健性检验回归结果
ＲｏｂｕｓｔｎｅｓｓＴｅｓｔＲｅｇｒｅｓｓｉｏｎＲｅｓｕｌｔｓｏｆＭｏｄｅｌ（１）
固定效应回归
ｔ值５．０１６１．５０７
倡倡倡
２３
Ｔａｂｌｅ９
变量ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴＨＩＩＮＤＴｗｏｌｎＷｏｒｋｅｒＲＯＡＬｅｖＳｔａｔｅＳｉｚｅＡｒｅａ行业年度公司调整的Ｒ样本量
２
估计系数０．０１２０．０１１０．１１５－１．０２７１．０３１１．７０３－１．０４１０．０３３０．７５６－０．０３２１．４７１１．４２１
倡倡倡
估计系数０．０２２０．０２３０．１０２－０．１２４０．０３１１．０１０－０．４４２０．０６３０．３２５－０．１００１．５６９１．８０９
倡倡倡倡倡倡倡
估计系数０．０５１０．０２２０．１３３－０．２２４０．０３３１．０１０－０．４４３０．０７３０．３２５－０．１００１．７４９１．８２８
倡倡倡倡倡倡倡
ｔ值９．１７６１．１１６７．０１１－２．６２３２．３３２３．０２３－０．９４２１．９３５３．６３１－３．８００８．２７７７．３２５
ｔ值８．７７６１．２１０８．３１１－２．６２３２．８３２３．０１３－０．８４３１．９２５３．６３５－３．７２０８．６５６７．４２５
控制
６．４０６－４．２２９２．５３２２．０４３－１．４５４２．１３５２．９０４－５．０１０７．８７２４．２３２
控制控制
倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
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控制控制
０．３７３４０９９
０．３９４４０９９
０．４１３４０９９
６结论
本研究实证检验股改后中国上市公司股权激励对高管内部薪酬差距的影响，并探究在这种影响下公司权益资本成本的变化，对比不同股权性质的上市公司股权激励和高管内部薪酬差距对权益资本成本的作用，并且通过稳健性检验证明了研究结论的可靠性。研究结果表明，股权激励计划的实施扩大了上市公司高管内部薪酬差距；在股权激励计划与高管内部薪酬差距的共同作用下，企业权益资本成本显著升高；与非国有控股企业相比，国有控股企业中股权激励和高管内部薪酬差距的交互作用与企业权益资本成本间敏感性更高。研究结论比较稳健。本研究成果为股权激励计划的有效性研究提供了新的视角，并为进一步研究企业高管内部薪酬差距扩大的影响因素提供了经验证据，有利于投资者更好
地识别不同股权性质上市公司的股权激励计划对股东价值的影响。
鉴于股权激励已成为上市公司薪酬激励计划的重要组成部分，并且在影响高管薪酬差距的因素中扮演着举足轻重的角色，为了更好地发挥股权激励的公司治理作用，根据本研究的结果，上市公司董事会或薪酬管理委员会应当控制好股权激励的“度”，适当调整公司激励机制以保持合理的高管内部薪酬差距，尽可能避免股权激励机制的滥用和不科学的设置而沦为管理层攫取私利和寻租的工具，产生高管权力堑壕效应，迫使投资者提高其必要报酬率对冲投资风险，造成企业权益资本成本的上升。考虑到中国企业控制权的异质性，国有控股企业股权激励与高管薪酬差距的交互作用对权益资本成本的敏感性较高，所以一方面需要不断调整国有企业股权
２４管理科学（ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ） ２０１４年１１月
表１０（３）式的稳健性检验回归结果
Ｔａｂｌｅ１０ＲｏｂｕｓｔｎｅｓｓＴｅｓｔＲｅｇｒｅｓｓｉｏｎＲｅｓｕｌｔｓｏｆＭｏｄｅｌ（３）
ｒ＿ＧＬＳ
变量
估计系数
ｔ值１．７８６０．０２２
倡倡
ｒ＿ＯＪＮ
估计系数０．００１０．００１０．０２７０．０２１０．０１９０．０１１０．００２０．００９０．０１７
倡倡倡倡
ｒ＿ＧＧＭ
ｔ值２．０８９０．０１７１．９８９２．２７８２．１２６１２．１４０７．０５８１．６８９１５．６９７
估计系数０．００２０．００１０．０１７０．０２３０．０１６０．０１３０．００１０．００８０．０２２
倡倡
ｔ值１．７３９０．０１６１．７１１２．３４８１．７１５１４．３９１２．２９０１．６５９１２．８７７
ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧＳｔａｔｅＢｅｔａＳｉｚｅＬｅｖＧｒｏｗｔｈＴｕｒｎｏｖｅｒ行业年度ＨａｕｓｍａｎＷａｌｄｃｈｉ
２
０．００１０．００１０．０２１０．０１１０．０１１０．００８０．００１０．００６０．０１３０．０２２－０．０３４０．１２１－０．０１７
倡
１．９８２１．９９３１．７９２９．６１１１０．９０３１．７７３１２．６４６
倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡
１５．６３３－２．２４９１４．１３３－１．１０２控制控制
０．０２６－０．０４２０．２０３－０．０２９
倡倡倡
１１．９２３－１．８３１１０．１３４－１．９８９控制控制
０．０３１－０．０３３０．１１３－０．０２１
倡倡倡
１３．１３９－１．９２４１２．１３１－１．７０１控制控制
倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡
１３９．１４５１０６４．３１０
０．３１３
倡倡倡
２３２．３１１１１８１．５２１
０．２６１３９８７
倡倡倡
１７７．３９５１２５２．２４６
０．３３６３３７２
倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
调整的Ｒ样本量
２
３２７５
结构和高管任用制度，以更好地配合股权激励机制
的实施；另一方面也要鼓励非国有控股企业推进股权激励机制，适当扩大薪酬差距激发高管积极性，有效降低企业投融资风险，满足股东必要报酬率，从而降低企业权益融资成本。对于投资者而言，应该结合自身情况，根据上市公司公告的股权激励计划适时、适当地规避投资风险，优化投资组合。
本研究的局限性在于，由于中国的股权激励计划正处于初级阶段，所能提供研究的样本较少，所以研究结论可能会随着中国股权激励制度的不断完善、上市公司治理环境和股权结构的优化而有所改
变。另外，本研究只考察了高管内部薪酬差距，没有讨论高管－员工薪酬差距以及高管外部薪酬差距（或高管薪酬外部不公平）对企业权益资本成本的影响，所以结论可能存在不足，但这些方面也可作为学者们后续研究的方向，以期得到更多有意义的结论。
参考文献：
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－ｔｉｍｕｍＥＰ，ＲｏｓｅｎＳ．Ｒａｎｋ－ｏｒｄｅｒｔｏｕｒｎａｍｅｎｔｓａｓｏｐ－
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Ａｆｉｒｍａｎｄｉｎｃｅｎｔｉｖｅａｌｉｇｎｍｅｎｔ：Ｔｈｅ．Ｒａｎｋｅｆｆｅｃｔ－ｏｒｄｅｒ
ｏｎ６４（３）：１４７９－ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ１５１２．
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［ＷａｎｇＪ］．管理科学ａｎｄｃｏｓｔＬｉａｎｇｌｉａｎｇｏｆｅｑｕｉｔｙ．，２０１３，２６（５）：８７－Ｒｅａｌｃａｐｉｔａｌａｃｔｉｖｉｔｉｅｓｅａｒｎｉｎｇｓ９９．ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ［２０］ｍｅｎｔＡｒｍｓｔｒｏｎｇＳｃｉｅｎｃｅｔｉｏｎｓＣ，２０１３，２６（５）：８７－［Ｊ］．Ｓ，ＶａｓｈｉｓｈｔｈａＲ．９９．ＪｏｕｒｎａｌＥｘｅｃｕｔｉｖｅ（ｉｎＣｈｉｎｅｓｅｏｆＭａｎａｇｅ－ｓｔｏｃｋ）ｕｅ，ｄｉｆｆｅｒｅｎｔｉａｌｒｉｓｋ－ｔａｋｉｎｇｉｎｃｅｎｔｉｖｅｓ，ａｎｄｆｉｒｍｖａｌｏｐ－
（１）：７０－［Ｊ］．８８．
ＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎｃｉａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０１２，１０４－［５］［６［７］［８］［９］［１０］［１１］
２６管理科学（ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ） ２０１４年１１月
ＧａｏＸｉａ，ＪｉｎｇＲｕｎｔｉａｎ，ＷａｎＹｕａｎｙｕａｎ．Ｅｍｐｉｒｉｃａｌｓｔｕｄｙｏｎｍａｎａｇｅｒｉａｌｄｉｓｃｒｅｔｉｏｎ，ＣＥＯｃｏｍｐｅｎｓａｔｉｏｎａｎｄｆｉｒｍｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ［Ｊ］．ＭａｎａｇｅｍｅｎｔＲｅｖｉｅｗ，２０１２，２４（４）：１０７－１１４．（ｉｎＣｈｉｎｅｓｅ）［２８］ＣｈｅｎＺ，ＧｕａｎＹ，ＫｅＢ．Ａｒｅｓｔｏｃｋｏｐｔｉｏｎｇｒａｎｔｓｔｏ
ｄｉｒｅｃｔｏｒｓｏｆｓｔａｔｅ－ｃｏｎｔｒｏｌｌｅｄＣｈｉｎｅｓｅｆｉｒｍｓｌｉｓｔｅｄｉｎＨｏｎｇＫｏｎｇｇｅｎｕｉｎｅｃｏｍｐｅｎｓａｔｉｏｎ？［Ｊ］．ＴｈｅＡｃ－ｃｏｕｎｔｉｎｇＲｅｖｉｅｗ，２０１３，８８（５）：１５４７－１５７４．
［２１］Ｐ被ｓｔｏｒＬ，ＳｉｎｈａＭ，ＳｗａｍｉｎａｔｈａｎＢ．Ｅｓｔｉｍａｔｉｎｇｔｈｅ
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［２４］ＭａｓｕｌｉｓＲＷ，ＭｏｂｂｓＳ．Ａｒｅａｌｌｉｎｓｉｄｅｄｉｒｅｃｔｏｒｓｔｈｅ
ｓａｍｅ？Ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍｔｈｅｅｘｔｅｒｎａｌｄｉｒｅｃｔｏｒｓｈｉｐｍａｒ－ｋｅｔ［Ｊ］．ＴｈｅＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎｃｅ，２０１１，６６（３）：８２３－８７２．
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ＬｅｉＴｉｎｇ，ＺｈｏｕＪｉａｎａｎ
ＳｃｈｏｏｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，ＳｏｕｔｈｗｅｓｔＪｉａｏｔｏｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｃｈｅｎｇｄｕ６１００３１，Ｃｈｉｎａ
Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｅｘｅｃｕｔｉｖｅｃｏｍｐｅｎｓａｔｉｏｎｉｎｃｅｎｔｉｖｅｈａｓｂｅｃｏｍｅａｎｉｍｐｏｒｔａｎｔｐａｒｔｏｆｍｏｄｅｒｎｃｏｒｐｏｒａｔｅｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ，ａｌｏｎｇｗｉｔｈｔｈｅｉｍｐｌｅ－ｍｅｎｔａｔｉｏｎｏｆｅｑｕｉｔｙｉｎｃｅｎｔｉｖｅｍｅｃｈａｎｉｓｍ，ｔｈｅｓｔｒｕｃｔｕｒｅｏｆｅｘｅｃｕｔｉｖｅｐａｙｉｎｌｉｓｔｅｄｃｏｍｐａｎｉｅｓｗｉｌｌｃｈａｎｇｅａｎｄｔｈｅｓｅｃｈａｎｇｅｓｗｏｕｌｄａｆｆｅｃｔｔｈｅｃｏｓｔｏｆｅｑｕｉｔｙｃａｐｉｔａｌｏｆｌｉｓｔｅｄｃｏｍｐａｎｉｅｓ．Ｕｓｉｎｇｔｈｅｃｒｏｓｓ－ｓｅｃｔｉｏｎａｌｍｏｄｅｌｔｈａｔｂａｓｅｄｏｎｒｅａｌｄａｔａｔｏｆｏｒｅｃａｓｔｅａｒｎｉｎｇｓ，ａｎｄｔｈｅｎｅｓｔｉｍａｔｅｔｈｅｃｏｓｔｏｆｅｑｕｉｔｙｃａｐｉｔａｌｔｈｒｏｕｇｈｔｈｅＧＬＳｍｏｄｅｌ，ＯＪＮｍｏｄｅｌａｎｄＧＧＭｍｏｄｅｌ，ｔｈｉｓｓｔｕｄｙｔａｋｅｓｓａｍｐｌｅｓｏｆｌｉｓ－ｔｅｄｃｏｍｐａｎｉｅｓｆｒｏｍ２００７ｔｏ２０１２ａｆｔｅｒｔｈｅｓｔａｔｅｓｈａｒｅｒｅｆｏｒｍｔｏｅｘｐｌｏｒｅｔｈｅｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｆＣｈｉｎａ′ｓｌｉｓｔｅｄｃｏｍｐａｎｙｅｑｕｉｔｙｉｎｃｅｎｔｉｖｅｏｎｅｘｅｃｕｔｉｖｅｉｎｔｅｒｎａｌｐａｙｇａｐ，ａｎｄｄｉｓｃｕｓｓｔｈｅｃｈａｎｇｅｓｏｆｔｈｅｃｏｓｔｏｆｅｑｕｉｔｙｃａｐｉｔａｌｕｎｄｅｒｔｈｉｓｉｎｆｌｕｅｎｃｅ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗｔｈａｔｔｈｅｉｍｐｌｅｍｅｎｔａｔｉｏｎｏｆｅｑｕｉｔｙｉｎｃｅｎｔｉｖｅｐｌａｎｈａｓｂｅｅｎｔｈｅｋｅｙｆａｃｔｏｒｔｏｉｎｔｅｎｓｉｆｙｅｘｅｃｕｔｉｖｅｉｎｔｅｒｎａｌｐａｙｇａｐ；ｄｕｅｔｏｔｈｅｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｆｅｑ－ｕｉｔｙｉｎｃｅｎｔｉｖｅ，ｉｎｔｅｒｎａｌｅｘｅｃｕｔｉｖｅｐａｙｇａｐｉｎｃｒｅａｓｅｓｔｈｅｃｏｓｔｏｆｅｑｕｉｔｙｃａｐｉｔａｌ；ｉｎｓｔａｔｅ－ｏｗｎｅｄｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ，ｔｈｅｉｎｔｅｒａｃｔｉｎｇｅｆｆｅｃｔｏｆｅｑｕｉｔｙｉｎｃｅｎｔｉｖｅａｎｄｉｎｔｅｒｎａｌｅｘｅｃｕｔｉｖｅｐａｙｇａｐｈａｓｈｉｇｈｅｒｓｅｎｓｉｔｉｖｉｔｙｗｉｔｈｔｈｅｃｏｓｔｏｆｅｑｕｉｔｙｃａｐｉｔａｌｃｏｍｐａｒｅｄｗｉｔｈｅｆｆｅｃｔｓｉｎｎｏｎ－ｓｔａｔｅ－ｏｗｎｅｄｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ．Ｏｕｒｓｔｕｄｙｎｏｔｏｎｌｙｂｒｉｎｇｓｉｍｐｏｒｔａｎｔｅｎｌｉｇｈｔｅｎｍｅｎｔｓｆｏｒｔｈｅｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｏｆｅｘｅｃｕｔｉｖｅｃｏｍｐｅｎｓａｔｉｏｎｉｎ－ｃｅｎｔｉｖｅｓｙｓｔｅｍ，ａｌｓｏｐｒｏｖｉｄｅｓｅｍｐｉｒｉｃａｌｅｖｉｄｅｎｃｅｆｏｒｉｎｖｅｓｔｏｒｓｏｎｔｈｅｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｆｉｍｐｌｅｍｅｎｔａｔｉｏｎｏｆｅｑｕｉｔｙｉｎｃｅｎｔｉｖｅｐｌａｎｓ．Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ｅｑｕｉｔｙｉｎｃｅｎｔｉｖｅ；ｅｘｅｃｕｔｉｖｅｐａｙ；ｐａｙｇａｐ；ｃｏｓｔｏｆｅｑｕｉｔｙｃａｐｉｔａｌ
ＲｅｃｅｉｖｅｄＤａｔｅ：Ｊｕｎｅ１６ｔｈ，２０１４ ＡｃｃｅｐｔｅｄＤａｔｅ：Ａｕｇｕｓｔ１７ｔｈ，２０１４
ＦｕｎｄｅｄＰｒｏｊｅｃｔ：ＳｕｐｐｏｒｔｅｄｂｙｔｈｅＮａｔｉｏｎａｌＮａｔｕｒａｌＳｃｉｅｎｃｅＦｏｕｎｄａｔｉｏｎｏｆＣｈｉｎａ（７１０９０４０２，７１３７１１５５）
Ｂｉｏｇｒａｐｈｙ：ＬｅｉＴｉｎｇ，ａＳｉｃｈｕａｎＭｉａｎｙａｎｇｎａｔｉｖｅ（１９８４－），ｉｓａＰｈ．Ｄ．ｃａｎｄｉｄａｔｅｉｎｔｈｅＳｃｈｏｏｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔａｔＳｏｕｔｈｗｅｓｔＪｉａｏ－ｔｏｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ．Ｈｉｓｒｅｓｅａｒｃｈｉｎｓｔｅｒｅｓｔｓｉｎｃｌｕｄｅｃｏｒｐｏｒａｔｅｇｏｖｅｒｎａｎｃｅａｎｄｃｏｒｐｏｒａｔｅｆｉｎａｎｃｅ，ｅｔｃ．Ｅ－ｍａｉｌ：ｌｅｉｔｉｎｇ８１２＠ｓｉｎａ．ｃｏｍ
□
第２７卷第６期２０１４年１１月
管理科学 ＩＳＳＮ１６７２－０３３４Ｖｏｌ．２７Ｎｏ．６１２－２６
股权激励、高管内部薪酬
差距与权益资本成本
雷 霆，周嘉南
西南交通大学经济管理学院，成都６１００３１
摘要：高管薪酬激励已成为现代公司治理的重要内容，伴随着中国股权激励机制的推行，上市公司高管薪酬结构随之发生变化，最终可能影响上市公司权益资本成本。利用基于真实数据的混合截面模型预测公司盈余，在此基础上通过ＧＬＳ模型、ＯＪＮ模型和ＧＧＭ模型估算权益资本成本，以股权分置改革后２００７年至２０１２年上市公司为样本，探究股改后中国上市公司股权激励对高管内部薪酬差距的影响，在这种影响下公司权益资本成本的变化。研究结果表明，股权激励计划的实施已成为高管内部薪酬差距扩大的主要因素；在股权激励作用下，高管内部薪酬差距的扩大增加企业权益资本成本；与非国有控股企业相比，国有控股企业中股权激励与高管内部薪酬差距的相互作用与权益资本成本敏感性更高。研究结论为高管薪酬激励制度的完善提供重要启示，也为投资者识别股权激励计划的实施效果提供经验证据。
关键词：股权激励；高管薪酬；薪酬差距；权益资本成本中图分类号：Ｆ２７１文献标识码：Ａｄｏｉ：１０．３９６９／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０３３４．２０１４．０６．００２文章编号：１６７２－０３３４（２０１４）０６－００１２－１５
１引言
代理理论认为，薪酬激励制度的实施需要解决
［１］
减少道德风险和提供有效激励的问题。股权激励的实施不但能帮助企业吸引优秀人才，还能促进管理层与股东共享利益、共担风险。２００５年１２月３１日枟上市公司股权激励管理办法（试行）枠颁布，试图改善中国企业长期以来对高管激励不足的状况。而２０１２年８月４日证监会发布的枟上市公司员工持股计划管理暂行办法（征求意见稿）枠则是对股权激励计划的肯定以及提倡和鼓励上市公司员工持有本公司股票。据和君咨询股权激励中心统计，截至２０１２年，Ａ股市场首次披露股权激励方案（不含修订案）的上市公司共计１１８家，占已公布激励方案的上市公司总数的２６．５８％，为历史之最。股权激励制度的推行，不但提高了管理层的薪酬水平，也可能改变高管的薪
［２］
酬结构。Ｍｅｈｒａｎ认为，管理者更多的是受薪酬支付结构的激励，而不只是受薪酬水平的激励，若一味
地提高薪酬水平还可能产生棘轮效应，不断增加企业人力成本。
众所周知，股权激励的初衷在于降低委托代理成本，实现股东价值最大化。但随着Ｅｎｒｏｎ、ＷｏｒｌｄＣｏｍ等知名公司丑闻迭出，与之相关联的高管股权激励问题受到学界的重新审视。管理者权力理论认为，基于股权激励的薪酬体系设计并非是一种有效的公司治理机制，容易在公司治理环境薄弱的情况下造
［３－４］
成ＣＥＯ滥用股权激励攫取私利等机会主义行为。中国实施股权分置改革后，资本市场流动性大大增强，为股权激励计划的实施提供了有利条件，但股权激励计划的实施究竟能否带来股东价值的提高还有待进一步探讨。
２相关研究评述
薪酬结构变化的突出表现便是薪酬差距的扩
［５］
大。锦标赛理论认为，扩大薪酬差距有利于减少
０６－１６ 修返日期：２０１４－０８－１７ 收稿日期：２０１４－
基金项目：国家自然科学基金（７１０９０４０２，７１３７１１５５）
作者简介：雷霆（１９８４－），男，四川绵阳人，西南交通大学经济管理学院博士研究生，研究方向：公司治理和公司财务等。
Ｅ－ｍａｉｌ：ｌｅｉｔｉｎｇ８１２＠ｓｉｎａ．ｃｏｍ
第６期 雷 霆等：股权激励、高管内部薪酬差距与权益资本成本股东的监督成本，激发管理人员之间相互竞争，以此
［６］
提升公司业绩。Ｋａｌｅ等发现高管薪酬差距与同期
［７］
的企业价值和会计绩效存在正相关关系；Ｌｅｅ等利用高管薪酬离差率衡量薪酬结构的变化，发现无论是用Ｔｏｂｉｎ′ｓＱ值还是股票市值衡量公司业绩，两者间均呈显著正相关关系，实证结果支持锦标赛理论观
［８］
点；Ｃｈｅｎ等以中国企业为样本检验两种高管薪酬模型后也发现，用每股盈余衡量的公司业绩与高管薪酬差距间存在显著的正相关关系。锦标赛理论也
［９－１１］［９］
得到中国学者经验研究的支持。林浚清等认为，中国上市公司需要在改革公司治理结构的基础１３
距的扩大都有可能带来公司治理风险，从而提高企
［１８］
业权益资本成本。陈胜蓝等研究发现，实施高管股权激励的公司普遍存在收益增加的盈余管理行为，而近几年上市公司高管薪酬的高速增长以及相关约束机制的缺乏很可能是导致这一现象的主要原
［１９］
因；王亮亮认为，除了传统的应计操纵方式外，真实活动的盈余管理也会造成资本市场的效率降低，并损害企业长期价值，导致较高的隐含权益资本成本。学术界普遍认为，股权激励能使经理人克服风险厌恶去投资风险性较高但具有正净现值的项目，
［２０］
Ａｒｍｓｔｒｏｎｇ等在此基础上提出股权激励很可能会诱上适当扩大高管团队内薪酬差距以强化锦标赛激励
的能量；刘子君等［１０］
研究中国上市公司高管团队薪酬差距的影响因素和影响效应，发现高管团队薪酬差距对公司绩效有显著的正向影响，从而支持锦标
赛理论；周权雄等［１１］
从锦标赛理论的角度为国有企业竞争理论提供信息经济学模型解释和实证支持，认为薪酬差距的扩大和锦标赛激励的强化会增加国有企业经营者的努力水平，因此有利于业绩的提升。
虽然多数相关研究结论都认为企业内部薪酬差距的扩大有利于业绩的提升，符合锦标赛理论预期。但是，中国文化传统和社会习俗提倡集体主义，强调
社会公平，与西方推崇的个人主义不同。张正堂［１２］
认为，由于文化和社会习俗的差异，仅用锦标赛理论去解释中国企业高管团队薪酬差距现象缺乏说服力，尤其是在需要团队协作的情况下，收入差距的扩大反而会影响团队合作，进而影响组织绩效；黎文靖等［１３］
认为，用单一的理论解释中国企业薪酬差距问题不恰当，当薪酬差距较小时，锦标赛理论成立，但当薪酬差距过大时，行为理论能更好地解释现实情况。行为理论，又称为社会比较理论，基于社会心理环境和社会政治环境，强调收入分配的公平因素，主张减少薪酬差距带来的不公平感，认为较小的薪酬差距有助于业绩水平的提高。随着中国经济体制改革的深入，更加注重公平成为共识，行为理论在薪酬激励研究中的应用得到学者们的广泛关注。步丹璐等［１４］
在行为理论的基础上展开对高管薪酬公平性问
题的综合量化方法研究；吴联生等［１５］
认为，高管薪酬的外部公平性对非国有企业业绩具有正向影响；
饶育蕾等［１６］
从高管薪酬内部公平性的角度证明企业高管内部薪酬的不公平总体上会对企业未来业绩造成负面影响Ｂｅｂｃｈｕｋ。
等［１７］
基于管理权力理论，用ＣＥＯ薪酬与公司前５位高管薪酬总额的比值（ＣＥＯｐａｙｓｌｉｃｅ，ＣＰＳ）衡量高管薪酬差距，认为ＣＰＳ意味着ＣＥＯ地位的相对重要性和攫取租金的能力。也就是说，薪酬差距代表ＣＥＯ着高管的议价能力，过高的薪酬差距容易形成的ＣＥＯ堑壕效应继任风，险甚至会带和信息不来对严称重风的险代等理，问这题将，会如较导高致投资者产生逆向选择行为，即通过提高资本价格（企业融资成本）进行自我保护。因此，按照管理权力理论观点，股权激励计划的实施以及高管内部薪酬差
使经理人在有损于企业价值的情况下进行套利，增加企业系统性风险，从而加剧投资者风险承担和企业资本成本。
综上所述，国内外相关研究为高管薪酬差距对企业业绩的影响提供了广泛的证据，但已有研究结论并不统一，原因可能是已有研究的理论视角不同，或者是薪酬差距与公司业绩间客观存在内生性关
系。Ｐ被ｓｔｏｒ等［２１］
认为，企业价值由现金流效应（预期未来现金流和增长率，即业绩表现）和折现率效应（资本成本）共同影响，而权益资本成本的重要性在于，它代表了投资者在资源配置交易中的风险收益，是投资者对承担所投资企业风险索取的一种补偿，与公司风险大小有紧密的联系。较高的权益资本成本意味着企业面临的风险程度较高，给投资者未来
收益带来的不确定较大。Ｃｈｅｎ等［２２］
在控制了影响权益资本成本的决定因素后发现，ＣＥＯ与其他高管间的薪酬差异与企业权益资本成本正相关。但令人遗憾的是，目前鲜有研究关注股权激励对高管薪酬差距的影响以及由此带来的企业资本成本的改变。因此，本研究基于管理权力理论，利用中国颁布股权激励办法后上市公司的样本数据，从高管内部薪酬差距的视角探讨股权激励计划与企业权益资本成本之间的关系，以期得到一些有益结论。
３理论分析和研究假设
薪酬形式的变化本质上是一个丰富激励方法和激励手段的过程，股权激励计划的出台，标志着中国企业正不断完善薪酬制度，逐步建立以效率为目标、以业绩为导向的薪酬结构体系。高管薪酬结构的改变，具体表现在高管薪酬体制中的浮动比例部分逐步增加、同职不同酬现象的减少，这种日益多样化的高管人员薪酬体系将最终导致高管内部薪酬差距的产生。从管理者权力的角度看，由于中国公司治理体系的不完善，高管往往能够利用公司赋予的权力从提高自身薪酬水平、改变薪酬结构中的股权比例、降低薪酬差距敏感度３个方面影响高管薪酬制定。在股权激励计划制定中，股权激励方式、激励对象、激励条件、授予数量、授予价格等一些关键问题的话语权一般掌握在少数高管手中，在制定企业薪酬契约时这些高管势必会倾向于自身利益，诸如此类的情况都将会导致高管薪酬契约偏离最优水平，并最
１４管理科学（ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ） ２０１４年１１月
利用它攫取更多私利；方军雄研究发现，中国企业薪酬中存在较为严重的尺蠖效应，反映出管理层权力的存在是拉大高管与员工间薪酬差距的重要原
［２７］
因；高遐等从企业层面研究管理决断权对高管薪酬的影响及二者与企业绩效之间的权变关系，他们认为，作为管理权力的一种表现形式，高管决断权对高管薪酬与企业绩效间的关联存在显著影响，但同
［１３］
时企业将面临监管难题；黎文靖等认为，企业内部薪酬差距越大，投资效率越低，同时管理权力越大，薪酬差距可能并不能有效激励高管，但在一定程度上反映出管理层权力。
［２３］
终扩大高管内部薪酬差距。
［２３］
除此以外，方军雄认为，在中国企业薪酬制度中普遍存在准涨不准跌的刚性特征，这为企业高管设计薪酬方案提供了机会主义良机，即高管薪酬存在粘性特征或是薪酬变动的尺蠖效应。而股权激励制度的推行恰恰增加了这种高管薪酬的粘性或是尺蠖效应，也就是说，股权激励计划可能会增加薪酬分配过程中高管薪酬随业绩而定的不对称性。当公司业绩达到股权激励行权标准时，高管可以得到巨大的薪酬增幅；当业绩指标没有达到标准时，高管即便得不到股权报酬，但也不会影响其原有的薪酬水平。随着时间推移，高管内部薪酬差距便逐步扩大。
基于上述分析Ｈ，本研究提出假设。
１股权激励的实施扩大了中国企业高管内部薪酬差距的锦标赛理论Ｌａｚｅａｒ。
等［５］
最早提出只包含两个风险中性代理人基本模型，认为运用锦标赛理论模型可以使委托人更准确地监督代理人的行为，不但降
低了风险成本，还使激励更有效；Ｋａｌｅ等［６］
认为，不同级别高管间较大的薪酬差距对低级别高管是一种巨大的激励，促使他们为争取更高级别的职位而努力提高自身能力。所以，高额竞赛奖励能有效建立高质量的企业内部管理人才储备，并降低高管继任风险。此外，利用高素质的内部候选人替代现任高管对董事会是有利的，这会增加董事会的议价能力
以及减少现任高管的机会主义动机［２４］
。基于上述分析可以看出，锦标赛理论将高管内部薪酬差距视作一种奖励，认为扩大薪酬差距会激励低级别管理者提高自身能力，将逐渐形成高质量的公司内部高管人才储备，不但有助于降低管理层的继任风险，还能帮助董事会减少监督成本，降低股东委托代理风险，减少企业权益资本成本。
然而，锦标赛理论下高管内部薪酬差距的扩大
未必会给管理层带来正向的激励效果。Ｋａｌｅ等［６］
认为，公司绩效依赖整个高管团队的努力，不断扩大的薪酬差距带来的激励作用还在一定程度上受制于低
级别高管对待薪酬差距的态度和行为；Ｋｉｎｉ等［２５］
以高管薪酬差距作为锦标赛激励程度的替代变量，研究发现激励程度与公司风险存在显著正相关关系，锦标赛激励的强化体现在高管薪酬差距的不断扩大，这会大大增加公司的风险，表现在公司管理层倾向于采纳风险性更高的策略、支出更多的研发费用
和大量使用财务杠杆等；Ｌｉｎ等［２６］
研究发现，对于个别强调团队合作的科技公司而言，应当谨慎使用锦标赛激励，因为在权衡现金激励、业绩底线以及高管团队互惠准则后，过大的薪酬差距反而会影响团队和睦。
过大的薪酬差距反映出高管权力。Ｂｅｂｃｈｕｋ等［１７］
认为，ＣＥＯ与其他高管间巨大的薪酬差距往往意味着强势的ＣＥＯ和弱势的董事会，ＣＰＳ越高，ＣＥＯ的轮换与业绩间的敏感性越低，说明这种高管间的薪酬差距已经象征着一种权力，而高级别的管理者可能
管理权力理论认为，薪酬差距的扩大往往会形成管理层堑壕效应以及带来较高的管理者继任风险。为了巩固自己的强势地位，现任高管甚至会利用权力破坏继任计划，如故意不器重有能力的内部继任者，或者为下级的职业发展设置障碍。这样可能迫使有才华的下属由于内部晋升机会渺茫而不得不ｓｕｌｉｓ去外界寻找机会等，导致内部继任者资源匮乏。Ｍａ－
［２４］
的研究发现，存在强势ＣＥＯ的公司里，其他有能力的管理者和董事凤毛麟角。缺少有才华的内部继任者会降低董事会的议价能力，但却进一步巩固了现任高管的强势地位。如果内部继任者受到排挤而得不到足够的学习机会以及实践管理技巧和经验，一旦继任成功，很可能会付出昂贵的“学费”，而董事会的另一种选择是被迫去企业外部寻找成本更高、更有风险性的继任者。以上两种情形都会给公司带来更高的继任风险，而股东价值的有效延续很大程度上取决于高管的顺利更替。因此，投资者和监管者对有效的高管继任计划有强烈的要求。美国证券交易委员会已于２００９年将ＣＥＯ继任事项视为公司风险管理的核心问题，并要求上市公司更透明地披露董事会继任计划。因此，基于管理权力理论视角，投资者之所以会要求更高的预期投资回报率，是因为强势的高管往往权力过大，形成高管堑壕效应，不但会提高股东监督成本、加深信息不对称程度，还可能因为阻碍继任计划而造成严重的继任风险。所以，理性的投资者不愿为这些风险买单，势必会提高其必要投资回报率，从而引发公司权益资本成本的上升。
根据上述Ｈ分析，本研究提出假设。
２ａ在锦标赛理论下，当其他条件保持不变，股权激励与高管内部薪酬差距的交互作用会降低公司权益资本成本Ｈ。
２ｂ在管理权力理论下，当其他条件保持不变，股权激励与高管内部薪酬差距的交互作用会提高公司权益资本成本。
按企业实际控制权划分，中国上市公司可分为国有控股和非国有控股两类，二者在薪酬制度和股权激励计划等方面存在较大差异。国有控股上市公司大多由国有企业改制而来，传统的基于绝对绩效的薪酬制度受政治和社会等方面因素影响，总体薪酬水平不高。并且，在国有控股上市公司内部普遍
第６期 雷 霆等：股权激励、高管内部薪酬差距与权益资本成本存在针对管理者薪酬水平上限的规定，即使是高管与员工间的薪酬差距也有着严格的限制。“不患寡而患不均，不患穷而患不安”的平均主义思想仍然左右着国有控股上市公司的薪酬安排，所以薪酬激励
［２８］
有效性不足。Ｃｈｅｎ等研究在香港上市的国有控股红筹公司董事股票期权薪酬的决定因素和后果，发现这些红筹公司的董事们大多“被迫”放弃行使被赋予的股票期权。原因在于，国有控股的高管任用体系与外资股东提倡的高额股票期权薪酬间存在一种潜在的体制冲突。所以，这些名义的股票期权薪酬实际上并不是董事们真实的薪酬，并且对这类公４研究设计
１５
根据Ｈ１，建立回归模型（１）式，考察股权激励计划的实施是否为薪酬差距扩大的重要因素，即
ＷＧｉ，ｔ＝αδｔ＋ββｉ＋１Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ－１＋２ＡＣＴｉ，ｔ－１＋
ββｃｏｎｔｒｏｌｖａｒｉａｂｌｅｓ＋３Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ－１・ＡＣＴｉ，ｔ－１＋
２０
∑λＩｎｄｕｓｔｒｙ
ｉ＝２
ｉ
ｉ，ｔ－１
＋εｉ，ｔ
（１）
其中，ｉ为公司样本个体；ｔ为时间；ＷＧ为企业高管内部薪酬差距；Ｉｎｃｅｎｔ为股权激励；ＡＣＴ为上市公司是否实施了股权激励计划，若实施股权激励计划ＡＣＴ取值司高管没有实质性的激励效果。
在股权激励计划实施方面，２００６年１２月６日国务院国有资产监督管理委员会专门针对国有企业发布了枟国有控股上市公司（境内）实施股权激励试行办法枠。该办法规定，各级国有控股上市公司的股权激励计划必须提请上级监管部门审核或备案，旨在降低由于国有控股上市公司所有者缺位引起的管理层寻租风险。这也反映出，相对非国有控股上市公司而言，国有控股上市公司高管掌握的资源配置权力更大，机会主义动机更强，更容易引起信息不对称水平和代理成本的上升，最终使股东不得不提高其必要投资报酬率，造成企业权益资本成本的上升。
此外，国有和非国有控股上市公司在公司治理结构和企业组织文化方面也不尽相同。国有控股上市公司领导层的任免主要由上级主管部门负责，这种非市场化的晋升机制往往造成管理层的努力付出与预期回报的错位。此时，较大的高管内部薪酬差距不但会引起管理者层级间的负面情绪，甚至可能导致耍政治阴谋、破坏团队合作等行为，大大加剧了国有控股上市公司高管继任风险。由于国有控股上市公司所有人缺位，造成大股东天然地处于信息获取的劣势，股东监督成本较高。而高管内部薪酬差距的扩大则意味着高管权力的进一步加大，容易引发其自利行为，提高信息不对称风险。当股权激励计划的实施引起高管内部薪酬差距不断扩大时，国有控股上市公司股东和投资者面对的不确定性风险程度增加，会相应提高预期投资回报率，由此造成公司权益资本成本的升高。
与国有控股上市公司相比，非国有控股上市公司在用人制度和激励手段方面没有来自于政府的行政压力和政策束缚，拥有更开放的竞争环境以及相对市场化的薪酬体系和任用制度，员工思想也比较开放，能够接受相对较高的薪酬差距。另外，非国有控股上市公司内部更加有效的监督、更透明的晋升机制以及更分散的管理层权力等特点能有效减轻高管内部薪酬差距产生的高管继任风险、代理风险和信息不对称风险。
综合上述分析Ｈ，本研究提出假设。
３在股权激励计划的作用下，扩大的高管内部薪酬差距与国有控股上市公司权益资本成本间的敏感性更高。
为１，否则取值为０；ｃｏｎｔｒｏｌｖａｒｉａｂｌｅｓ为模型的控制变量；Ｉｎｄｕｓｔｒｙ为行业变量；αｉ为个体效应的截距项；δｔ为时间效应的截距项；β１、β２、β３为解释变量的估计参数；β为控制变量的估计参数；λｉ为行业变量的估计参数；εｉ，ｔ为随机误差。
被解释变量为企业高管内部薪酬差距，参考Ｂｅ－
ｂｃｈｕｋ等［１７］
的方法，定义ＷＧ＝全体高管薪酬均值高管薪酬＝现金薪酬＋持股数量×年末股价。本研究将高管定义为董事、监事以及年报中披露的高级管理人员，含总经理、总裁、ＣＥＯ、副总经理、副总裁、董秘和年报上公布的其他管理人员（包括董事中兼任的高管人员），但独立董事除外。
解释变量为股权激励。中国企业股份制改革前，高管持有本公司股份属于限售股，不能在二级市场流通，管理层持股的性质和作用不同于西方国家流行的股权激励。但是，已有关于股权激励治理效应的研究大多将含义较宽泛的发起人股和高管自购股等形式的高管持股等同于股权激励，忽略了股票期权的作用，导致实证结果缺乏稳健性和说服力。鉴于此，本研究拟对股改后高管持股的性质加以区
别，根据Ｂｅｒｇｓｔｒｅｓｓｅｒ等［２９］
的研究，定义
・Ｏｐｔｉｏｎｓｉ，ｔ（Ｏｐｔｉｏｎｓｉ，ｔ＋Ｓｈａｒｅｓｉ，ｔ）＋Ｃａｓｈｐａｙｉ，ｔ
×
Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ １００％，ＡＣＴ＝１
・Ｓｈａｒｅｓｉ，ｔ（Ｏｐｔｉｏｎｓｉ，ｔ＋Ｓｈａｒｅｓｉ，ｔ）＋Ｃａｓｈｐａｙｉ，ｔ×
１００％，ＡＣＴ＝０
（２）
其中，Ｐｒｉｃｅｉ，ｔ为ｉ公司在ｔ年末股票的收盘价；Ｏｐｔｉｏｎｓｉ，ｔ为ｉ公司高管在ｔ年持有股权激励计划授予的股票或期权的数量；Ｓｈａｒｅｓｉ，ｔ为ｉ公司高管在ｔ年持有股票数量；Ｃａｓｈｐａｙｉ，ｔ为ｉ公司高管在ｔ年当年的现金薪酬，包括年薪和津贴。
交互项Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ－１・ＡＣＴｉ，ｔ－１意味着正式的股权激励，并排除了一般性的高管持股情况，若Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ－１・ＡＣＴｉ，ｔ－１的系数显著为正，说明股权激励的实施加剧了高管内部薪酬差距的扩大，以验证Ｈ１。
根据Ｈ２，建立回归模型（３）式，考察股权激励和薪酬差距的交互作用对权益资本成本的影响，即
１６管理科学（ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ） ２０１４年１１月
ｒｉ，ｔ＝αδｔ＋ββｉ＋１Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ－１＋２ＡＣＴｉ，ｔ－１＋
βββ３Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ－１・ＡＣＴｉ，ｔ－１＋４ＷＧｉ，ｔ－１＋５Ｉｎｃｅｎｔｉ，ｔ－１・ＡＣＴｉ，ｔ－ββｃｏｎｔｒｏｌｖａｒｉａｂｌｅｓ＋１・ＷＧｉ，ｔ－１＋６Ｓｔａｔｅ＋
εｉ，ｔｉＩｎｄｕｓｔｒｙｉ，ｔ－１＋∑λ
ｉ＝２２０
初净资产；Ｂｔ＋Ｔ－Ｔ）年年初净资产；ｒ＿ＧＬＳ为权１为第（ｔ＋
益资本成本；Ｔ为预测期，一般不小于１２；ｎ为不同于ｔ的预测期，ｎ＝１，２，…，Ｔ－１。对于前３期而言，Ｆｒｏｅｔ＋ｎＦＥｔ＋ｎＦＥｔ＋ｎ为（ｔ＋ｎ）年的预测盈余。对于预测期以ｔ＋ｎ－１
（３）
其中，ｒ为权益资本成本，Ｓｔａｔｅ为终极控制人，β４、β５、
β６为解释变量的估计参数。
被解释变量为权益资本成本。权益资本成本的估计是一种事前估计，即计算使公司未来现金流与现行股价相等的折现率。目前有代表性的估计方法
［３０］
有Ｇｅｂｈａｒｄｔ等提出的ＧＬＳ剩余收益模型、Ｏｈｌｓｏｎ外的Ｆｒｏｅ，则认为其维持在行业净资产收益率ｒｏｅ中
位数水平。本研究收集了２００７年至２０１２年沪深两市各个股票的ｒｏｅ，并根据２００１年中国证监会颁布的枟上市公司行业分类指引枠对股票进行分类，除制造业因行业内差异显著而以二级代码分类外，其余行业均以一级代码进行分类。据此，可将所有股票分为２１个等［３１］提出的ＯＪＮ盈余增长率模型以及Ｇｏｒｄｏｎ等［３２］提出的ＧＧＭ增长模型等。但是，在衡量未来现金流时，这些模型通常基于分析师的盈余预测数据，而分析师的预测结果往往与公司未来实际盈余间偏差较大，并且稳定性不足，其估计结果的孰优孰劣并没有
得到学术界一致认可。Ｈｏｕ等［３３］
通过统计模型得到基于实际数据估计盈余的方法，认为该方法得出的预测盈余在多数情况下优于分析师预测盈余，因为实证结论表明，以该方法预测的盈余为基础估算出的企业权益资本成本与企业未来实现的报酬率之间的相关性更高。该方法的优势还在于，它使用变量的实际值而非调整值，并且克服了统计学上“幸存者偏见”的限制。借鉴这一方法，本研究使用样本期间内每１年所对应的过去１０年的滚动数据进行计算，非混合截面模型为
Ｅｉ，ｔ＋τ＝η０＋η１Ａｉ，ｔ＋η２Ｄｉ，ｔ＋η３ＤＤｉ，ｔ＋η４Ｅｉ，ｔ＋
η５ＮｅｇＥｉ，ｔ＋η６ＡＣｉ，ｔ＋κｉ，ｔ＋τ
（４）其中，Ｅｉ，ｔ＋τ为ｉ公司在（ｔ＋τ）年末的会计盈余，τ为时间增量，τ＝１，２，…，５；Ａｉ，ｔ为ｉ公司在ｔ年末的资产总额；Ｄｉ，ｔ为ｉ公司在ｔ年分配的现金股利；ＤＤｉ，ｔ为ｉ公司在ｔ年是否支付股利的虚拟变量，若支付取值为１，否则取值为０；ＮｅｇＥｉ，ｔ为虚拟变量，若ｉ公司在ｔ年的会计盈余为负取值为１，否则取值为０；ＡＣｉ，ｔ为ｉ公司在ｔ年末的应计利润总额；η０为截距项，η１～η６为估计系数；κＷｉｎｓｏｒｉｚｅｉ，ｔ＋τ为残差。为消除极端值对回归结果的影响，用尾处理。方法对本研究利用连续变该量模上型、估下计各出１％样的本数期据未进来行５缩年的预测盈余，并在此基础上分别用以下３种方法估
计权益资本成本，但与Ｈｏｕ等［３３］
做法不同的是，在估算企业权益资本成本时使用年末股价数据计算公司权益价值，而不是６月末的数据。
①即
ＧｅｂｈａｒｄｔＧＬＳ剩余收益模型
等［３０］
在剩余收益模型基础上提出ＧＬＳ模型，ＭＴ－１
Ｂ－ｒ＿ＧＬＳ
ｔ＝ｔ＋∑ｎ＝１
（１＋ｒ）ｔ＋
ｎ－１＋＿ＧＬＳｔ＋Ｔ－ｒ＿ＧＬＳ
＋ｒＢｔ＋
Ｔ－１（５）＿ＧＬＳ（１＿ＧＬＳ）
其中，Ｍｔ为ｔ年末的总市值；Ｂｔ为预测基期期初净资产；Ｆｒｏｅｔ＋ｎ为第（ｔ＋ｎ）年的预期净资产收益率；Ｆｒｏｅｔ＋Ｔ为第（ｔ＋Ｔ）年的净资产收益率；Ｂｔ＋ｎ－１为第（ｔ＋
ｎ）年年大类（计算时除去金融保险类后共２０个）。在计算时，本研究参考相关研究的做法，剔除ｒｏｅ畸高的数据（大于１００％）和显著为负的数据（小于１０％），最后得出各个行业的ｒｏｅ中位数。通过Ｍａｔｌａｂ软件编程，用迭代法计算出使等式成立的权益资本成本ｒ＿ＧＬＳ。
②ＯＪＮ盈余增长率模型
基于干净盈余假说提出剩余收益折
现模型Ｏｈｌｓｏｎ，即等
［３１］
ＯＪＮ模型，用来计算权益资本成本，即
ｒ＿ＯＪＮ＝Ａ＋
Ａ２
ｔ
ｇ－（γ－１）］
（６）
其中，ｒ＿ＯＪＮ为ＯＪＮ盈余增长率模型估计的权益资本成本；Ａ为替换变量，Ａ２－１ｔ
ＦＤｔ＋１为预测期（ｔ＋１）年的现金分红；ｇ为长、短期平均盈余增长率，ｇ＝
－ＦＥ－ＦＥ２ｔ＋２ｔ＋４
１）为长期盈余增长率。根据当年分红比例计算，若该年的预测盈余为正，则分红比例为现金红利与会计盈余之比；若盈余为负，则为现金红利与总资产６％的比值［３１］。参考Ｇｏｄｅ等［３４］
的计算方法，假定通货膨胀率为３％，可以认为γ－１＝ｒｆ－３％，ｒｆ取１０年期国债利率计算。通过Ｍａｔｌａｂ软件解方程，得到该模型估计的权益资本成本ｒ＿ＯＪＮ。
③ＧＧＭ增长模型
由Ｇｏｒｄｏｎ等［３２］
提出的ＧＧＭ增长模型为
ＭＴ－１
ｔ＝∑
ｋ＝１（１＋ｒ（７）
＿ＧＧＭ）＿ＧＧＭ（１＋ｒ＿ＧＧＭ）
其中，ｒ＿ＧＧＭ为ＧＧＭ模型估计的权益资本成本；ｋ为Ｔ的取值范围，ｋ＝１，２，…，Ｔ－１，本研究设定预测期间为５年。通过Ｍａｔｌａｂ软件编程，用迭代法计算出该模型估
计的权益资本成本ｒ＿ＧＧＭ。
若（３）式中Ｉｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧ的系数显著为负，说明股权激励与薪酬差距的交互作用降低了权益资本成本，支持锦标赛理论，Ｈ２ａ得到验证；若其系数显著为正，则说明股权激励与薪酬差距的交互作用使权益资本成本升高，在管理权力理论下验证Ｈ２ｂＨ。根据３，若（３）式中终极控制人的系数显著，说明企业所有权性质对权益资本成本也有影响，但具体情况还需要将样本分组进一步讨论。
上述各变量和相关控制变量见表１。
第６期 雷 霆等：股权激励、高管内部薪酬差距与权益资本成本
表１变量定义
Ｔａｂｌｅ１ＤｅｆｉｎｉｔｉｏｎｏｆＶａｒｉａｂｌｅｓ
变量名称
变量符号ｒ＿ＧＬＳ
权益资本成本
ｒ＿ＯＪＮｒ＿ＧＧＭ
股权激励
实行股权激励方案高管内部薪酬差距终极控制人股权集中度总资产收益率员工规模独立董事比例两职合一市场风险市值账面比资产负债率公司规模成长性流动性
ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＷＧＳｔａｔｅＨＩＲＯＡｌｎＷｏｒｋｅｒＩＮＤＴｗｏＢｅｔａＬｅｖＳｉｚｅＧｒｏｗｔｈＴｕｒｎｏｖｅｒ
根据ＧＬＳ模型估算得到根据ＯＪＮ模型估算得到根据ＧＧＭ模型估算得到根据（２）式计算得到
上市公司是否实施股权激励计划，实施股权激励取值为１，否则取值为０
变量定义
１７
为企业高管内部薪酬差距，等于前３名高管薪酬均值与全体高管薪酬均值之比为终极控制人，国有控股取值为１，否则取值为０前５大股东持股比例平方和净利润与平均资产总额的百分比非高管员工人数的自然对数独立董事占董事会总人数的比例
董事长、总经理两职合一时取值为１；否则取值为０股票市场的系统性风险所有者权益账面值与市值之比债务与资产的比率总资产的自然对数营业收入增长率股票换手率
行业变量，按照２００１年证监会颁布的枟上市公司行业分类指引枠进行分类，除制造业按二级明细划分为小类之外（不包括木材家具制造业），其他行业（不包括金融保险行业）以大类划分，共２０个行业，样本若属于该行业取值为１，否则取值为０。
参考枟中经网经济统计数据库枠的划分标准，公司属于东部地区取值为１，属于表２样本分布
Ｔａｂｌｅ２ＳａｍｐｌｉｎｇＤｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ
行业Ｉｎｄｕｓｔｒｙ
地区Ａｒｅａ
年份总样本股权激励样本
２００６年５１３４４
２００７年５２８１３
２００８年６２５６０
２００９年５３８１８
２０１０年６８９７０
２０１１年５９５１１４
２０１２年６１１１１８
总计４０９９４３７
考虑到实证过程中有关薪酬差距和公司业绩的相互影响以及股权激励计划实施效果的滞后性，本研究所有解释变量都取上１年度的测度值。由于股权限售期和行权等待期一般为１年～３年，２００５年底颁布“管理办法”后通过股权激励预案的上市公司，高管最早只能于２００７年行权，因此本研究以２００７年至２０１２年符合实证要求的上市公司为样本，所有自变量和控制变量都取２００６年至２０１１年的数据。剔除资料不全和数据缺失的公司，剔除ＳＴ类公司、金融保险类上市公司以及计算后薪酬差距为负、权益资本成本为负和权益资本成本大于１的公司。由于权益资本成本估计方法本身的原因而产生的异常值和缺省值较多，为能保留更多的样本，当３种估计方法都不能得到合理的权益资本成本值时才剔除该样本，所以ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ分别对应的样本数也不同。为了消除极端值影响，对主要变量上、下各１％的数据进行Ｗｉｎｓｏｒｉｚｅ处理，最终建立非平衡面板数据，得到４０９９个有效观测值。样本数据来源于ＣＳＭＡＲ数据库、ＣＣＥＲ数据库以及手工搜集整理上市公司年报的数据。各年度样本分布情况见表２。
１８管理科学（ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ） ２０１４年１１月
量间相关关系均显著。Ｉｎｃｅｎｔ与ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ的相关系数均在０．０５０的水平上显著正相关，ＡＣＴ与ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ的相关系数也在０．１００的水平上显著正相关，说明股权激励计划的实施可能造成权益资本成本上升；Ｉｎｃｅｎｔ与ＷＧ的相关系数在０．０１０的水平上显５实证结果分析５．１描述性统计和相关系数矩阵
在对假设进行检验之前，先对主要变量（包括被解释变量和解释变量）进行一般性的描述性统计分析和相关系数检验，结果见表３和表４。
表３主要变量描述性统计
Ｔａｂｌｅ３
ＤｅｓｃｒｉｐｔｉｖｅＳｔａｔｉｓｔｉｃｓｉｎＭａｉｎＶａｒｉａｂｌｅｓ
最小值
最大值
均值
标准差
样本量ｒ＿ＧＬＳ０．２０２％３８．７１３％１１．４６４％０．０３３３２７５ｒ＿ＯＪＮ０．１１２％３５．６１３％１４．３６５％０．０５１３９８７ｒ＿ＧＧＭ０．３０１％４２．３１３％１７．１６１％０．０４２３３７２Ｉｎｃｅｎｔ０．０００１．００００．１０８０．３２１４０９９ＷＧ
０．０００
１．０００
０．３２７
０．１２４
４０９９
ＡＣＴ＝１的ＡＣＴ＝０的样本均值样本均值
均值Ｍａｎｎ检验－Ｗｈｉｔｎｅｙ
ｒ倡
＿ＧＬＳ１０．６７３％
９．６７９％
１．９８２倡４．４３３倡
ｒ＿ＯＪＮ１１．６７３％１０．６２５％２．９３４倡倡倡５．０１４倡倡
ｒ＿ＧＧＭ９．６７３％８．６９０％３．４３２倡倡倡３．７９６倡倡
Ｉｎｃｅｎｔ０．２４５０．１６９２．８２１倡倡５．１３４倡倡倡
ＷＧ
０．５５７
０．３４３
５．２５４
倡倡倡７．５５３
倡倡倡
注：倡为在０．
１００的水平上显著，倡倡
为在０．０５０的水平上显著，倡倡倡
为在０．０１０的水平上显著，下同。
从表３的ＰａｎｅｌＡ可以看出，在样本期间，３种方法估算的公司权益资本成本的均值差异不大，但最大值与最小值间差值均超过３５％以上，反映出不同公司面临的风险水平差异较大；高管内部薪酬差距均值为０．３２７，意味着前３名高管的人均收入已超过高管人均总收入的三分之一，表明中国企业高管间存在较为严重的收入差距。ＰａｎｅｌＢ给出实施股权激励方案与否的分组检验结果，实施股权激励的样本公司权益资本成本均值高于未实施股权激励的样本，且显著性水平均在０．０５０以上；此外，实施股权激励的样本公司股权激励均值和薪酬差距均值均显著高于未实施股权激励的样本公司，初步说明股权激励计划的实施引起股权激励水平的提高，进而造成薪酬差距的进一步拉大，对上市公司权益资本成本也有一定的正向作用，但是这种正向作用是否由于高管内部薪酬差距的扩大引起的还需要进一步的实证检验。
表４给出各变量间相关系数检验结果，各主要变
著为正，说明股权激励显著地扩大了高管内部薪酬差距；ＷＧ与ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ的相关系数均在０．０１０的水平上显著为正，表明随着高管内部薪酬差距的扩大，权益资本成本可能会上升；Ｓｔａｔｅ与ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ的相关系数均在０．０５０的水平上显著正相关，表明企业所有权性质也可能对权益资本成本产生影响，并且国有控股企业的权益资本成本可能更高。值得注意的是，ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ两两之间的相关系数大于０．５００，且在０．０１０的水平上显著正相关，在一定程度上说明本研究采用的３种权益资本成本估计模型的统计结果具有一致性，可行性较好。除此之外，所有相关系数的绝对值均不超过０．４００，说明各变量间相对独立，不存在严重的共线性问题。从单变量相关分析的结果看，初步验证了本研究的假设。５．２多元回归分析５．２．１股权激励对薪酬差距影响的检验
通过非平衡面板数据进行分析，分别对（１）式进行ＯＬＳ回归、固定效应回归和ＦＭＢｅｔｈ回归，以检验股权激励对高管薪酬差距的影响，结果见表５。
（１）式主要考察股权激励是否为影响薪酬差距的重要因素之一，从回归结果看，３种回归方式下Ｉｎｃｅｎｔ对ＷＧ均有显著的正向影响，且Ｉｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ与ＷＧ均在０．０１０的水平上显著正相关。这说明，在枟上市公司股权激励管理办法枠颁布后，实施股权激励计划的上市公司高管得到越来越多的股权，不但成为其收入的主要来源，还增加了管理层级间的薪酬差距。此外，从现实情况看，中国Ａ股市场近几年的低估值境况为降低上市公司股权激励的实施成本、提高激励对象的溢价空间提供了很好的机会，助推了股权激励在中国的发展，符合研究预期。Ｈ１得到验证。
回归结果中，ＨＩ的系数均显著为负，表明股权集中度越高，高管内部薪酬差距有减小的趋势。ＩＮＤ与ＷＧ显著正相关，说明独立董事制度会扩大高管内部薪酬差距，以强化激励，减少管理层克服偷懒或“搭便车”行为。Ｔｗｏ的系数显著为正，表明当高管权力加强时，可能为自己争取高薪，拉大与其他高管间的收入差距。反映公司财务业绩的指标ＲＯＡ和Ｌｅｖ都与ＷＧ显著正相关，说明中国上市公司已经意识到薪酬差距在公司治理中的作用，将业绩指标纳入薪酬制定标准。Ｓｔａｔｅ系数均在０．０１０的水平上显著为负，表明国有控股企业受政策性的影响较大，更倾向于较小的薪酬差距。Ｓｉｚｅ的系数均在０．０１０的水平上显著为正，表明随着企业规模的扩大，监督高管团队的边际产出变得愈发困难，股东试图扩大薪酬差距以激发锦标赛式的强激励。最后，３种回归方式下Ａｒｅａ的系数均在０．０１０的水平上显著为正，说明东部沿海地区薪酬差距较大，反映出竞争在东部地区更加激烈，以
第６期 雷 霆等：股权激励、高管内部薪酬差距与权益资本成本
表４Ｐｅａｒｓｏｎ相关性检验Ｔａｂｌｅ４ＰｅａｒｓｏｎＣｏｒｒｅｌａｔｉｏｎＴｅｓｔ
ｒ＿ＧＬＳ
ｒ＿ＧＬＳｒ＿ＯＪＮｒ＿ＧＧＭＩｎｃｅｎｔＡＣＴＷＧＳｔａｔｅＨＩＲＯＡｌｎＷｏｒｋｅｒＩＮＤＴｗｏＢｅｔａＬｅｖＧｒｏｗｔｈＳｉｚｅ
１．００００．６７７０．７５３０．００２０．０２３０．１５３０．０３４０．０２３０．０４２０．０３１０．０２１０．０２１０．１３３０．０３２－０．０３１０．０６１
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
１９
ｒ＿ＯＪＮ１．００００．５７８０．００１０．０２１０．１４４０．０１１０．０１１０．０３１０．０５１０．０１２０．０１５０．１２３０．０２０－０．０５２０．０２９－０．０３１
倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
ｒ＿ＧＧＭ
ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＷＧＳｔａｔｅＨＩＲＯＡｌｎＷｏｒｋｅｒＩＮＤＴｗｏＢｅｔａＬｅｖ
ＧｒｏｗｔｈＴｕｒｎｏｖｅｒＳｉｚｅ
１．００００．００１０．００１０．１４６０．０２１０．０２１０．０４５０．０４１０．００２０．０２４０．１４１０．０１２
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
１．００００．０５１０．３９４０．０３１０．０３２０．０５１０．０２２０．０３６０．１２３０．０２２０．２５２０．０２６０．１３１
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
１．００００．０２１０．２７１０．０３１０．３２２０．０１１０．３２３０．０１２０．０４１０．０２２０．０２９
倡倡倡倡
１．０００
倡
－０．０１１０００－０．０１５－０．１１７１．
倡倡
倡倡倡倡
倡倡倡
０．２４２０．２８３０３１０．１１４０．０．０２１０．０２４０．０４３０．１１６
倡
１．００００．２１４０．０１２０．１２５
倡倡倡倡倡
１．０００１．００００．０２１０．０６５－０．２１４－０．０２３
倡
０．０６２０．０２１－０．０２１１．０００１．０００－０．１２７０．０１７０．０２２
倡倡倡
倡倡
１．００００．１９１０．０３９０．１７１０．０４１
倡倡
１．００００．００３０．０６１０．０５１０．０１２０．０４７
倡
０．０４１０．１０１－０．００７
倡
０．０２３０．２６１０３６０．
１．００００．１９６０．３３２０．０９１０．０２９
倡倡倡
１．００００．０６４１．００００．０３１０．１１５１．００００．１３６０．０３３０．２４１１．０００
倡倡倡倡
－０．０４１０．０３２－０．０２０
倡倡倡倡
０１７０．０２５０．
倡
２１５０．１０１０．
倡
０．１１２０．２１４
－０．２２１０．１２１
０．１９８
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
－０．０８９０．０４６
０．０２３０．１３６
Ｔｕｒｎｏｖｅｒ－０．０５５
－０．０４８
倡
倡倡倡
０．０８３－０．０．３２１０２２０．０５７０．０１４
倡倡
－０．０３２
倡
－０．０５３
倡
－０．０２３
倡
－０．１２４０．０３２－０．１４９－０．１０１
倡倡倡
－０．０１８
倡倡倡
－０．２０２－０．１１９－０．２４１－０．１１４０．０２５０．０１１１．００００４３－０．１２６０．
表５（１）式的回归结果
Ｔａｂｌｅ５ＲｅｇｒｅｓｓｉｏｎＲｅｓｕｌｔｓｏｆＭｏｄｅｌ（１）
变量ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴＨＩＩＮＤＴｗｏｌｎＷｏｒｋｅｒＲＯＡＬｅｖＳｔａｔｅＳｉｚｅＡｒｅａ行业年度公司调整的Ｒ样本量
共线性。下同。
２
估计系数２．０３２０．０４１３．１０５－１．０１７１．０２１－１．０２１０．０８３１．７５６－０．４３２１．４１１１．４３１１．７１３
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
固定效应回归
ｔ值１０．０１６１．５１７１１．４０６
估计系数３．０５５０．０４２４．１４３－０．１２４０．０３２１．０１１－０．８４３０．０７１１．３２５－０．１０５１．５４９１．９８８
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
估计系数３．０１２０．０２２４．１０２－０．１３４０．０３１１．０１４－０．７４２０．０７２１．３２５－０．１０５１．５４９３．９８８
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
ｔ值２１．１７６１．４１６１５．０４１－２．６５３２．８３２３．３２３－０．９５２１．９４５３．６３４－３．８２２８．２４４７．３６５
控制控制０．３９４４０９９
ｔ值１８．７７６１．４１０１４．３６１－２．６７３２．８４２３．３１３－０．８５３１．９９５３．４３５－３．７２３８．１５４７．４４５
控制
－４．６２９２．５１２２．２４３－１．８５４２．１６５２．９７４－５．０１３７．８２２４．２３１
控制控制
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡倡
０．３７３４０９９
０．４１３４０９９
注：回归系数的ｔ值经Ｗｈｉｔｅ异方差稳健性修正；截距项未报告，各变量的方差膨胀因子（ＶＩＦ值）均小于３，不存在严重
２０管理科学（ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ） ２０１４年１１月表６（３）式的回归结果
Ｔａｂｌｅ６ＲｅｇｒｅｓｓｉｏｎＲｅｓｕｌｔｓｏｆＭｏｄｅｌ（３）ｒ＿ＧＬＳ
变量
估计系数
ｔ值１．７７６０．０２１
倡
ｒ＿ＯＪＮ
估计系数０．００２０．００１０．０４７０．０５７０．１１９０．０４１０．００２０．００６０．４１７
倡倡
ｒ＿ＧＧＭ
ｔ值１．７８９０．０１８１．６９９１．９７８１．７２６５．１４４２．０７８１．６８５５．６９７
估计系数０．０１２０．００１０．０３７０．０２３０．０８９０．０５３０．００１０．００８０．３９７
倡倡
ｔ值１．７３６０．０１４１．７１９２．１９８１．８７５４．９９５２．２６８１．６９９７．８７７
ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧＳｔａｔｅＢｅｔａＳｉｚｅＬｅｖＧｒｏｗｔｈＴｕｒｎｏｖｅｒ行业年度ＨａｕｓｍａｎＷａｌｄｃｈｉ
２
０．０１１０．００１０．０３９０．０２００．１０１０．０６８０．００１０．００９０．４１３０．０２６－０．０６４０．１２１－１．００７
倡
１．６６２１．７２３１．６９１２．６２１１．９８３１．６７７２．６４６
倡倡倡倡倡
倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡
倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡
５．６３８－１．２４２
０．０６６－０．０４２０．２０３－０．０２９
倡倡倡
９．９２８０．０３１
倡倡倡
１１．１２９
倡
－１．８１１４．１２４－１．７３０控制控制
－０．０５３０．１０３－０．０２７
倡
－１．９２１６．１０１－１．６９４控制控制
倡倡倡
４．１３２－１．２２８控制控制
倡倡倡倡倡倡
倡倡
８９．５４５１６４．３３００．３６３
倡倡倡
９２．３７１１８１．２２１０．３０１
倡倡倡
７７．３０５１５２．２４００．２４６
倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
调整的Ｒ样本量
２
３２７５３９８７３３７２
更大的薪酬差距作为激励机制的做法普遍被人们接受。以上结论是对已有相关研究的有益补充。５．２．２股权激励与高管内部薪酬差距对权益资本成
本影响的检验
本研究通过非平衡面板数据的固定效应ＧＬＳ回归对（３）式进行分析，考察股权激励与高管内部薪酬差距的作用对公司权益资本成本的影响，回归结果见表６。
由表６可知，Ｉｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧ与ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ均在０．０１０的水平上显著正相关，说明实施股权激励计
划的上市公司，其正式的股权激励作用扩大了高管内部薪酬差距，投资者将高管内部薪酬差距视为一种管理层堑壕效应，而非一种激励高管的竞赛奖金，这会增加股东的监督成本和信息不对称风险，使投资者风险溢价水平上升，从而提高权益资本成本。回归结果支持Ｈ２ａ、拒绝Ｈ２ｂ。也就是说，股权激励与高管内部薪酬差距的交互作用提高了公司权益资本成本，结论支持管理权力理论预期。
０５０的水平上有显Ｓｔａｔｅ对ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ均在０．
著正向影响，根据中国国情，国有控股企业的股东或
第６期 雷 霆等：股权激励、高管内部薪酬差距与权益资本成本投资人，一方面担心由于股权激励加剧管理层堑壕效应而被利益要挟，另一方面为了规避薪酬差距扩大可能带来的员工满意度下降等风险，可能提高必要报酬率对冲投资风险。这说明，企业所有权性质可能对股权激励和高管内部薪酬差距造成影响，进而左右股东对未来收益的判断，最终体现在权益资本成本的高低上，本研究对此将做进一步分析。５．２．３企业所有权性质对权益资本成本敏感性影响的分析
按照终极控制人性质将样本划分为国有控股企业和非国有控股企业两组子样本，分别进行ＧＬＳ回归，回归结果见表７和表８。
对比表７和表８可知，国有控股企业样本中
２１
Ｉｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧ的估计系数值和显著性程度均大于非国有控股企业样本，说明国有控股企业高管内部薪酬差距在股权激励作用下与权益资本成本的敏感性较高，且回归结果稳健，支持Ｈ３。可能的原因在于，国有控股企业高管薪酬水平和薪酬差距除受到政府管制外，其股权激励计划方案还需接受比非国有控股企业更严格的监管，说明国有控股上市公司高管原有的薪酬激励水平不足，高管在股权激励计划的制定和实施过程中可能存在较大的机会主义动机，增加委托代理成本；由于国有控股企业特殊的股权结构和任免制度，在股权激励作用下，高管薪酬差距的扩大更容易造成管理层权力的堑壕效应，增加股东监督困难和信息不对称风险；另外，过大的薪酬
Ｔａｂｌｅ７ｒ＿ＧＬＳ
变量
估计系数
ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧＢｅｔａＳｉｚｅＬｅｖＧｒｏｗｔｈＴｕｒｎｏｖｅｒ行业年度ＨａｕｓｍａｎＷａｌｄｃｈｉ
２
ＲｅｇｒｅｓｓｉｏｎＲｅｓｕｌｔｓｏｆＳｔａｔｅ－ｏｗｎｅｄＥｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ
ｒ＿ＯＪＮ
ｔ值１．６６７０．０１１
估计系数０．００４０．００１０．０２３０．１２４０．０１８０．０４８０．１３１０．０５３０．０７４－０．０１８０．１２１－０．１０１
倡倡
表７国有控股企业的回归结果
ｒ＿ＧＧＭ
ｔ值１．７５８０．０１２１．８５２１．９２１２．３８３８．７６２１．９９４５．６７４１３．５７３－２．０２２４．０６７－１．８６３
估计系数０．００３０．００１０．０２３０．１１９０．０１６０．０４４０．１１２０．０３９０．０７４－０．０１８０．１１０－０．１００
倡倡倡
ｔ值２．３５１０．０１０１．８５２３．９９１３．５８９１０．４６０１．９０２７．６７４１１．５１１－１．７２１６．０６４－１．７３９控制控制
０．００２０．００１０．０１５０．２０１０．０１１０．０６９０．０１９０．０１３０．０６１－０．０３６０．１１６－０．０８９
倡
倡
１．８０２２．４３３２．２１３６．６２１１．６６９４．６５３１３．１３１－１．７４０３．１２４－１．２０１控制控制
倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡
控制控制６１．３２５１６１．１８９０．３３６１７２４
倡倡倡
４９．５４２１３４．３２００．３６３
倡倡倡
５５．４１５１７８．１９３０．２９８
倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
调整的Ｒ样本量
２
１４３９１３１５
２２管理科学（ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ） ２０１４年１１月表８非国有控股企业的回归结果ＲｅｇｒｅｓｓｉｏｎＲｅｓｕｌｔｓｏｆＮｏｎ－ｓｔａｔｅ－ｏｗｎｅｄＥｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ
ｒ＿ＯＪＮ
ｔ值１．７１９０．０２１
倡
Ｔａｂｌｅ８
ｒ＿ＧＬＳ
变量
估计系数
ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧＢｅｔａＳｉｚｅＬｅｖＧｒｏｗｔｈＴｕｒｎｏｖｅｒ行业年度ＨａｕｓｍａｎＷａｌｄｃｈｉ
２
ｒ＿ＧＧＭ
ｔ值１．８０４０．００９
估计系数０．００１０．００１０．０１１０．１０９０．００９０．０２７０．１６５０．３１４０．１７２－０．０３９０．４１７－０．０８７
倡倡
估计系数０．００２０．００１０．０１６０．１１８０．０１２０．０３９０．１７３０．５１５０．１８０－０．０３１０．３５１－０．０７２
倡倡
ｔ值１．８０４０．００７１．９３４１．６８５１．７０１１．７９８２．０３７５．８６９５．１６３－２．１８６９．５９８－２．１１０控制控制
０．００１０．００１０．００７０．１１７０．００８０．０１２０．０１１０．２１２０．１６１－０．０２３０．２２１－０．０２４
倡
１．９１１１．７１８１．６７１１．７４７１．６７２２．６７７５．９２２－１．８０４１１．３２４－１．７７４控制控制
１．９０１１．７２５１．７７２１．８８１２．２５１４．８９４６．１６１－２．０２６６．５２３－２．２０７控制控制
倡倡倡
倡倡倡
倡倡倡
倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡
５２．２０１１４１．２６１０．３１７
倡倡倡
６１．３２５１５７．１８９０．３３６
倡倡倡
８８．３１２
倡倡倡
倡倡倡倡倡倡
１８９．１６１０．３０８２０５７
倡倡倡
调整的Ｒ样本量
２
１８３６２２６３
差距与国有控股企业提倡的“公平、公开、公正”的组织文化特征相悖，容易增加企业经营风险。与非国有控股企业相比，以上这些因素更可能增加国有控股企业投资者对未来收益不确定性的担忧，从而５．３稳健性检验
导致企业权益资本成本的敏感性更高。
为增强研究结论的可靠性，分别对本研究两个回归模型进行敏感性测试。
（１）定义ＷＧ′＝前３名高管薪酬均值－全体高管薪酬均值，以此替换高管内部薪酬差距指标ＷＧ，在此基础上对（１）式重新检验，回归结果见表９。
检验结果表明，３种回归方式下，Ｉｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ与
ＷＧ′均在０．０１０的水平上显著正相关，除模型估计系数和个别指标的显著水平有差异外，总体而言检验结果与原回归结果具有较好的一致性。
（２）为避免薪酬差距与企业权益资本成本间可能存在的内生性对检验结果的影响，对（３）式进行两阶段最小二乘估计，作为回归的稳健性检验，检验结果见表１０。
两阶段最小二乘估计回归的检验结果显示，关键变量Ｉｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧ与ｒ＿ＧＬＳ、ｒ＿ＯＪＮ和ｒ＿ＧＧＭ均在０．０１０的水平上显著正相关，其余变量的估计系数与原回归结果也无显著差异，研究结论没有发生改变，说明本研究具有可靠性。
第６期 雷 霆等：股权激励、高管内部薪酬差距与权益资本成本
表９（１）式的稳健性检验回归结果
ＲｏｂｕｓｔｎｅｓｓＴｅｓｔＲｅｇｒｅｓｓｉｏｎＲｅｓｕｌｔｓｏｆＭｏｄｅｌ（１）
固定效应回归
ｔ值５．０１６１．５０７
倡倡倡
２３
Ｔａｂｌｅ９
变量ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴＨＩＩＮＤＴｗｏｌｎＷｏｒｋｅｒＲＯＡＬｅｖＳｔａｔｅＳｉｚｅＡｒｅａ行业年度公司调整的Ｒ样本量
２
估计系数０．０１２０．０１１０．１１５－１．０２７１．０３１１．７０３－１．０４１０．０３３０．７５６－０．０３２１．４７１１．４２１
倡倡倡
估计系数０．０２２０．０２３０．１０２－０．１２４０．０３１１．０１０－０．４４２０．０６３０．３２５－０．１００１．５６９１．８０９
倡倡倡倡倡倡倡
估计系数０．０５１０．０２２０．１３３－０．２２４０．０３３１．０１０－０．４４３０．０７３０．３２５－０．１００１．７４９１．８２８
倡倡倡倡倡倡倡
ｔ值９．１７６１．１１６７．０１１－２．６２３２．３３２３．０２３－０．９４２１．９３５３．６３１－３．８００８．２７７７．３２５
ｔ值８．７７６１．２１０８．３１１－２．６２３２．８３２３．０１３－０．８４３１．９２５３．６３５－３．７２０８．６５６７．４２５
控制
６．４０６－４．２２９２．５３２２．０４３－１．４５４２．１３５２．９０４－５．０１０７．８７２４．２３２
控制控制
倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
控制控制
０．３７３４０９９
０．３９４４０９９
０．４１３４０９９
６结论
本研究实证检验股改后中国上市公司股权激励对高管内部薪酬差距的影响，并探究在这种影响下公司权益资本成本的变化，对比不同股权性质的上市公司股权激励和高管内部薪酬差距对权益资本成本的作用，并且通过稳健性检验证明了研究结论的可靠性。研究结果表明，股权激励计划的实施扩大了上市公司高管内部薪酬差距；在股权激励计划与高管内部薪酬差距的共同作用下，企业权益资本成本显著升高；与非国有控股企业相比，国有控股企业中股权激励和高管内部薪酬差距的交互作用与企业权益资本成本间敏感性更高。研究结论比较稳健。本研究成果为股权激励计划的有效性研究提供了新的视角，并为进一步研究企业高管内部薪酬差距扩大的影响因素提供了经验证据，有利于投资者更好
地识别不同股权性质上市公司的股权激励计划对股东价值的影响。
鉴于股权激励已成为上市公司薪酬激励计划的重要组成部分，并且在影响高管薪酬差距的因素中扮演着举足轻重的角色，为了更好地发挥股权激励的公司治理作用，根据本研究的结果，上市公司董事会或薪酬管理委员会应当控制好股权激励的“度”，适当调整公司激励机制以保持合理的高管内部薪酬差距，尽可能避免股权激励机制的滥用和不科学的设置而沦为管理层攫取私利和寻租的工具，产生高管权力堑壕效应，迫使投资者提高其必要报酬率对冲投资风险，造成企业权益资本成本的上升。考虑到中国企业控制权的异质性，国有控股企业股权激励与高管薪酬差距的交互作用对权益资本成本的敏感性较高，所以一方面需要不断调整国有企业股权
２４管理科学（ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ） ２０１４年１１月
表１０（３）式的稳健性检验回归结果
Ｔａｂｌｅ１０ＲｏｂｕｓｔｎｅｓｓＴｅｓｔＲｅｇｒｅｓｓｉｏｎＲｅｓｕｌｔｓｏｆＭｏｄｅｌ（３）
ｒ＿ＧＬＳ
变量
估计系数
ｔ值１．７８６０．０２２
倡倡
ｒ＿ＯＪＮ
估计系数０．００１０．００１０．０２７０．０２１０．０１９０．０１１０．００２０．００９０．０１７
倡倡倡倡
ｒ＿ＧＧＭ
ｔ值２．０８９０．０１７１．９８９２．２７８２．１２６１２．１４０７．０５８１．６８９１５．６９７
估计系数０．００２０．００１０．０１７０．０２３０．０１６０．０１３０．００１０．００８０．０２２
倡倡
ｔ值１．７３９０．０１６１．７１１２．３４８１．７１５１４．３９１２．２９０１．６５９１２．８７７
ＩｎｃｅｎｔＡＣＴＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＷＧＩｎｃｅｎｔ・ＡＣＴ・ＷＧＳｔａｔｅＢｅｔａＳｉｚｅＬｅｖＧｒｏｗｔｈＴｕｒｎｏｖｅｒ行业年度ＨａｕｓｍａｎＷａｌｄｃｈｉ
２
０．００１０．００１０．０２１０．０１１０．０１１０．００８０．００１０．００６０．０１３０．０２２－０．０３４０．１２１－０．０１７
倡
１．９８２１．９９３１．７９２９．６１１１０．９０３１．７７３１２．６４６
倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡
１５．６３３－２．２４９１４．１３３－１．１０２控制控制
０．０２６－０．０４２０．２０３－０．０２９
倡倡倡
１１．９２３－１．８３１１０．１３４－１．９８９控制控制
０．０３１－０．０３３０．１１３－０．０２１
倡倡倡
１３．１３９－１．９２４１２．１３１－１．７０１控制控制
倡倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
倡倡倡
１３９．１４５１０６４．３１０
０．３１３
倡倡倡
２３２．３１１１１８１．５２１
０．２６１３９８７
倡倡倡
１７７．３９５１２５２．２４６
０．３３６３３７２
倡倡倡
倡倡倡倡倡倡倡倡倡
调整的Ｒ样本量
２
３２７５
结构和高管任用制度，以更好地配合股权激励机制
的实施；另一方面也要鼓励非国有控股企业推进股权激励机制，适当扩大薪酬差距激发高管积极性，有效降低企业投融资风险，满足股东必要报酬率，从而降低企业权益融资成本。对于投资者而言，应该结合自身情况，根据上市公司公告的股权激励计划适时、适当地规避投资风险，优化投资组合。
本研究的局限性在于，由于中国的股权激励计划正处于初级阶段，所能提供研究的样本较少，所以研究结论可能会随着中国股权激励制度的不断完善、上市公司治理环境和股权结构的优化而有所改
变。另外，本研究只考察了高管内部薪酬差距，没有讨论高管－员工薪酬差距以及高管外部薪酬差距（或高管薪酬外部不公平）对企业权益资本成本的影响，所以结论可能存在不足，但这些方面也可作为学者们后续研究的方向，以期得到更多有意义的结论。
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ＥｑｕｉｔｙＩｎｃｅｎｔｉｖｅ，ＥｘｅｃｕｔｉｖｅＩｎｎｅｒＰａｙＧａｐａｎｄｔｈｅＣｏｓｔｏｆＥｑｕｉｔｙＣａｐｉｔａｌ
ＬｅｉＴｉｎｇ，ＺｈｏｕＪｉａｎａｎ
ＳｃｈｏｏｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，ＳｏｕｔｈｗｅｓｔＪｉａｏｔｏｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｃｈｅｎｇｄｕ６１００３１，Ｃｈｉｎａ
Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｅｘｅｃｕｔｉｖｅｃｏｍｐｅｎｓａｔｉｏｎｉｎｃｅｎｔｉｖｅｈａｓｂｅｃｏｍｅａｎｉｍｐｏｒｔａｎｔｐａｒｔｏｆｍｏｄｅｒｎｃｏｒｐｏｒａｔｅｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ，ａｌｏｎｇｗｉｔｈｔｈｅｉｍｐｌｅ－ｍｅｎｔａｔｉｏｎｏｆｅｑｕｉｔｙｉｎｃｅｎｔｉｖｅｍｅｃｈａｎｉｓｍ，ｔｈｅｓｔｒｕｃｔｕｒｅｏｆｅｘｅｃｕｔｉｖｅｐａｙｉｎｌｉｓｔｅｄｃｏｍｐａｎｉｅｓｗｉｌｌｃｈａｎｇｅａｎｄｔｈｅｓｅｃｈａｎｇｅｓｗｏｕｌｄａｆｆｅｃｔｔｈｅｃｏｓｔｏｆｅｑｕｉｔｙｃａｐｉｔａｌｏｆｌｉｓｔｅｄｃｏｍｐａｎｉｅｓ．Ｕｓｉｎｇｔｈｅｃｒｏｓｓ－ｓｅｃｔｉｏｎａｌｍｏｄｅｌｔｈａｔｂａｓｅｄｏｎｒｅａｌｄａｔａｔｏｆｏｒｅｃａｓｔｅａｒｎｉｎｇｓ，ａｎｄｔｈｅｎｅｓｔｉｍａｔｅｔｈｅｃｏｓｔｏｆｅｑｕｉｔｙｃａｐｉｔａｌｔｈｒｏｕｇｈｔｈｅＧＬＳｍｏｄｅｌ，ＯＪＮｍｏｄｅｌａｎｄＧＧＭｍｏｄｅｌ，ｔｈｉｓｓｔｕｄｙｔａｋｅｓｓａｍｐｌｅｓｏｆｌｉｓ－ｔｅｄｃｏｍｐａｎｉｅｓｆｒｏｍ２００７ｔｏ２０１２ａｆｔｅｒｔｈｅｓｔａｔｅｓｈａｒｅｒｅｆｏｒｍｔｏｅｘｐｌｏｒｅｔｈｅｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｆＣｈｉｎａ′ｓｌｉｓｔｅｄｃｏｍｐａｎｙｅｑｕｉｔｙｉｎｃｅｎｔｉｖｅｏｎｅｘｅｃｕｔｉｖｅｉｎｔｅｒｎａｌｐａｙｇａｐ，ａｎｄｄｉｓｃｕｓｓｔｈｅｃｈａｎｇｅｓｏｆｔｈｅｃｏｓｔｏｆｅｑｕｉｔｙｃａｐｉｔａｌｕｎｄｅｒｔｈｉｓｉｎｆｌｕｅｎｃｅ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗｔｈａｔｔｈｅｉｍｐｌｅｍｅｎｔａｔｉｏｎｏｆｅｑｕｉｔｙｉｎｃｅｎｔｉｖｅｐｌａｎｈａｓｂｅｅｎｔｈｅｋｅｙｆａｃｔｏｒｔｏｉｎｔｅｎｓｉｆｙｅｘｅｃｕｔｉｖｅｉｎｔｅｒｎａｌｐａｙｇａｐ；ｄｕｅｔｏｔｈｅｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｆｅｑ－ｕｉｔｙｉｎｃｅｎｔｉｖｅ，ｉｎｔｅｒｎａｌｅｘｅｃｕｔｉｖｅｐａｙｇａｐｉｎｃｒｅａｓｅｓｔｈｅｃｏｓｔｏｆｅｑｕｉｔｙｃａｐｉｔａｌ；ｉｎｓｔａｔｅ－ｏｗｎｅｄｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ，ｔｈｅｉｎｔｅｒａｃｔｉｎｇｅｆｆｅｃｔｏｆｅｑｕｉｔｙｉｎｃｅｎｔｉｖｅａｎｄｉｎｔｅｒｎａｌｅｘｅｃｕｔｉｖｅｐａｙｇａｐｈａｓｈｉｇｈｅｒｓｅｎｓｉｔｉｖｉｔｙｗｉｔｈｔｈｅｃｏｓｔｏｆｅｑｕｉｔｙｃａｐｉｔａｌｃｏｍｐａｒｅｄｗｉｔｈｅｆｆｅｃｔｓｉｎｎｏｎ－ｓｔａｔｅ－ｏｗｎｅｄｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ．Ｏｕｒｓｔｕｄｙｎｏｔｏｎｌｙｂｒｉｎｇｓｉｍｐｏｒｔａｎｔｅｎｌｉｇｈｔｅｎｍｅｎｔｓｆｏｒｔｈｅｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｏｆｅｘｅｃｕｔｉｖｅｃｏｍｐｅｎｓａｔｉｏｎｉｎ－ｃｅｎｔｉｖｅｓｙｓｔｅｍ，ａｌｓｏｐｒｏｖｉｄｅｓｅｍｐｉｒｉｃａｌｅｖｉｄｅｎｃｅｆｏｒｉｎｖｅｓｔｏｒｓｏｎｔｈｅｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｆｉｍｐｌｅｍｅｎｔａｔｉｏｎｏｆｅｑｕｉｔｙｉｎｃｅｎｔｉｖｅｐｌａｎｓ．Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ｅｑｕｉｔｙｉｎｃｅｎｔｉｖｅ；ｅｘｅｃｕｔｉｖｅｐａｙ；ｐａｙｇａｐ；ｃｏｓｔｏｆｅｑｕｉｔｙｃａｐｉｔａｌ
ＲｅｃｅｉｖｅｄＤａｔｅ：Ｊｕｎｅ１６ｔｈ，２０１４ ＡｃｃｅｐｔｅｄＤａｔｅ：Ａｕｇｕｓｔ１７ｔｈ，２０１４
ＦｕｎｄｅｄＰｒｏｊｅｃｔ：ＳｕｐｐｏｒｔｅｄｂｙｔｈｅＮａｔｉｏｎａｌＮａｔｕｒａｌＳｃｉｅｎｃｅＦｏｕｎｄａｔｉｏｎｏｆＣｈｉｎａ（７１０９０４０２，７１３７１１５５）
Ｂｉｏｇｒａｐｈｙ：ＬｅｉＴｉｎｇ，ａＳｉｃｈｕａｎＭｉａｎｙａｎｇｎａｔｉｖｅ（１９８４－），ｉｓａＰｈ．Ｄ．ｃａｎｄｉｄａｔｅｉｎｔｈｅＳｃｈｏｏｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔａｔＳｏｕｔｈｗｅｓｔＪｉａｏ－ｔｏｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ．Ｈｉｓｒｅｓｅａｒｃｈｉｎｓｔｅｒｅｓｔｓｉｎｃｌｕｄｅｃｏｒｐｏｒａｔｅｇｏｖｅｒｎａｎｃｅａｎｄｃｏｒｐｏｒａｔｅｆｉｎａｎｃｅ，ｅｔｃ．Ｅ－ｍａｉｌ：ｌｅｉｔｉｎｇ８１２＠ｓｉｎａ．ｃｏｍ
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