股權再融資與企業現金分紅

張丹妮 周澤將

(1.南京大學商學院，江蘇 南京 210093； 2.安徽大學商學院，安徽 合肥 230601)

一、引言

股權再融資作為重要的外部融資渠道，可以為企業帶來大量潛在的自由現金流(Kim et.al, 2015)[9]。一般而言，企業進行股權再融資的目的在于為企業資本開支和新的投資項目籌集資金(Kim and Weisbach, 2008；Paskelian and Bell, 2010)[10][11]。然而，我們發現，實踐中存在一個普遍的融資怪象：企業往往會在股權再融資后立即進行現金分紅。經本文統計發現，我國A股上市公司進行股權再融資的企業，在融資后立即進行現金分紅的比重從2007年的68.45%波動上升至2017年的82.98%(詳見圖1)。值得思考的是，現金分紅活動通常會降低企業現金持有量，甚至導致企業資金短缺，降低投資效率(馬鵬飛和董竹，2019)[22]，那么，企業為何要在有大量資金需求的情況下仍繼續選擇現金分紅？產生這一現象背后的原因是什么呢？

圖1 A股上市公司股權再融資后隨即現金分紅的企業占比趨勢圖

以往研究證實發現，隨著資本市場的不斷發展，股權再融資所暴露的問題，特別是代理問題愈發嚴重，現有研究的切入點通常包括企業募集資金使用效率(Kim et.al, 2015)[9]、大股東利益輸送(Gerard and Nanda, 1993；王志強等，2010；張祥建和徐晉，2005)[5][24][29]及管理層融資前盈余管理活動(Chen and Yuan, 2004；Yang et.al,2016)[3][15]等問題，而上述研究并未對導致這些問題背后的管理層動機提供直接的經驗證據。為此，本文從管理層自利的視角出發，針對實踐中企業股權再融資后隨即進行現金分紅的怪象，對股權再融資行為背后的代理問題展開證實與思考。由于較低的管理層薪酬增長率和企業股權質押活動會加劇管理層對現金的需求，本文預測，較低的管理層薪酬增長率以及股權質押活動會加劇股權再融資對企業現金分紅的促進作用。

此外，為了提高對企業再融資后立即進行現金分紅這一行為的認識，本文加入了有關該行為經濟后果的補充討論，即對企業再融資對現金分紅公告市場反應的影響展開研究。基于信號理論，我們預測，企業再融資后立即進行現金分紅所傳遞出的管理層自利動機，會給現金分紅的企業造成消極的市場影響。

相較于已有研究，本文可能的貢獻主要體現在以下幾個方面：(1)已有關于股權再融資代理問題的文獻多圍繞股權再融資之前和融資過程中的代理問題以及融資后資金整體使用效率展開考量，本文則將融資活動及其事后的現金分紅活動相互結合起來，從管理層自利視角有效豐富了股權再融資的經濟后果研究。(2)以往研究對股權再融資代理問題的討論多為借助代理視角對問題展開分析，缺乏對該動機的直接檢驗。鑒于管理層薪酬增長率和股權質押活動可以有效反映出管理層的自利程度，本文將二者作為情境變量，對其如何作用于股權再融資后現金分紅的偏好展開深入的討論，這有助于為股權再融資背后的管理層動機提供更為充分的經驗證據。(3)以往鮮有文獻從投資者視角考察股權再融資活動中代理問題帶來的經濟后果，因此，本文補充分析部分通過檢驗股權再融資后現金分紅的市場反應，有助于增強對企業股權再融資活動的認識，并為相關研究提供了增量的經驗證據。此外，本文研究結論同時也為實務界提供了重要參考：(1)企業股權再融資活動存在極高的管理層自利動機，相關監管部門需要對該活動展開相關限制規定，提高監管強度；(2)投資者需要加強對企業股權再融資后現金分紅行為的關注，以減少由于管理層自利給自身投資行為帶來的損失；(3)企業內部需要加強對管理層的治理工作，避免自利行為給企業利益造成的危害。

二、文獻回顧與假設提出

(一)文獻回顧

股權再融資是我國企業當前最主要的融資方式之一，可以迅速、有效地為公司相關資本開支和新的投資項目提供資金保障(Kim and Weisbach, 2008；Paskelian and Bell, 2010)[10][11]。同時，由于我國股權再融資成本相對更低(黃少安和張崗，2001)[19]，加上高股權集中度和不完全規范的市場運作機制下大股東可以很輕易的利用股權再融資活動實現利益輸送(吳江和阮彤，2004；張祥建和徐晉，2005)[25][29]，上市公司往往存在普遍的股權再融資偏好。而有關股權再融資活動背后不斷被催生的代理問題逐步受到社會各界的廣泛關注，大量學者圍繞融資前、融資過程及融資后幾個階段，對股權再融資活動中存在的代理問題展開討論。值得注意的是，代理問題通常包括兩類：經理人和股東之間的沖突以及大股東和小股東之間的沖突，而從現有研究可以看出，經理人和大股東均可以從股權再融資過程中獲益，因此，以往研究對代理問題的剖析未必完全基于某一種代理問題，而是直接從管理層整體視角展開分析。基于此，本文依據以上劃分的階段性維度逐一進行闡述。

圍繞融資前的階段，研究發現，公司管理層(包括高管和股東)為獲得股權再融資資格，常常通過盈余管理方法來達到再融資門檻(Chen and Yuan, 2004；Yang et.al,2016)[3][15]；圍繞融資過程這一階段，研究發現，由于大股東具有對股權再融資的決定權，在發行過程中常常會通過折價等內幕操控行為來實現大股東及關聯方之間的利益輸送(Gerard and Nanda, 1993；王志強等，2010；張祥建和徐晉，2005)[5][24][29]；圍繞融資之后的階段，研究發現，企業高管傾向于將股權再融資籌集資產投向資本支出、研發支出等過度投資行為以快速擴張業務(Walker and Yost, 2008)[14]，且資金使用效率低下(Kim et.al, 2015)[9]。總體來看，企業管理層作為企業股權再融資活動的主要決策者，其個人動機往往是企業股權再融資問題暴露的關鍵。而目前對股權再融資的討論的切入點主要包括管理層融資前盈余管理活動、大股東利益輸送及資金使用效率等問題，更多是從代理視角對問題展開理論解釋和分析，鮮有研究為管理層自利動機提供直接的經驗證據。

(二)股權再融資與現金分紅

許多研究表明，支付現金股利可以限制高管濫用公司的自由現金流，緩解股東與經理人之間的代理問題(Jensen, 1986)[6]，此外，Faccio et al.(2001)[4]認為，現金股利可以減輕控股股東對小股東的侵占，從而緩解控股股東與中小股東之間的代理問題。而在我國股權分置的背景下，大股東不具備企業二級市場股票的流通權以及低股本下更高的股息率的特征使得他們對現金分紅十分青睞(Chen et.al, 2009)[2]，為此，現金分紅活動逐步淪為大股東進行“隧道效應”的一種工具，更高的股權集中度往往導致更高的股息(Jevons Lee and Xiao, 2004)[8]。為此，本文提出，實踐中普遍存在的企業股權再融資后現金分紅的行為偏好同樣是管理層自利下的產物，其產生的原因主要表現在以下幾個方面：

其一，股權再融資后現金分紅具有合法性，為管理層謀私利提供了可能。上市公司通過增發、配股等方式進行股權再融資，而在現金流的調配上并沒有相應的限制，因此企業當年立即進行現金分紅將利潤分配給大股東和中小股東事實上是一種合法的行為。其二，股權再融資門檻低、成本小，從而為最大化管理層私利提供便捷，也為現金分紅預留更大的空間。由于我國的監管體系不夠健全，上市公司常利用會計準則、會計制度處理的可選擇性和不確定性進行盈余管理或其他違規活動來達到再融資要求，使得上市公司股權再融資能輕易實現(章衛東和王喬，2003)[30]。此外，相比于債務融資而言，股權再融資的融資成本更低(黃少安和張崗，2001)[19]，從而有助于大股東最大化自身的利益所得。其三，股權再融資后現金分紅，不僅可以為公司所有股東帶來收益，還可提高相關部門對企業的印象。在中國新興資本市場，支付現金股利是保護中小股東利益的機制之一，相關部門也大力推進企業現金分紅的普及性。然而，由于監管機制的不完善，加上許多上市公司嚴重缺乏流動資金，企業往往很少向股東派發現金股利(Zhao and Yujie, 2014)[16]。基于此，盡管再融資后分紅一定程度上損害了中小股東的利益，但其也一定程度上也為中小股東帶來了收益，與此同時也可有效地響應相關監管部門的號召，提升企業自身市場形象。其四，股權再融資后分紅可以使企業繼續獲得配股資格。相關規定表明，我國上市公司近三年分紅派息情況是可否進行新股發行的重要考核依據(劉有章和肖臘珍，2005)[21]，而股權再融資后的現金分紅行為可以為企業未來的股權再融資活動提供資格保障，也為管理層后續謀取私利提供了條件。

綜上，股權再融資后立即進行現金分紅不僅僅具有合法性，同時還具備門檻低、成本小的特征，甚至可以在無成本的狀態下給企業帶來超額印象收益，并為企業未來再融資提供了條件。基于以上分析，本文提出以下假設：

H1：企業存在股權再融資后立即現金分紅的行為傾向。

(三)有關調節變量的討論

1.管理層薪酬增長率的調節作用

為更好地證明企業股權再融資后現金分紅行為偏好背后的代理動機，鑒于管理層對財富的需求往往會加劇股權再融資后即刻現金分紅的偏好，本文基于管理層自利的邏輯視角，將管理層薪酬增長率和管理層股權質押活動作為調節變量納入考察。

代理理論提出，企業董事追求股東財富最大化，而經理人更追求薪酬、聲譽等(Jensen and Meckling, 1976)[7]，而從個人層面來說，無論是企業的董事還是高管，其均符合經濟人逐利性假設，即追求自身利益的最大化(周澤將和王穎，2018)[32]。由于高管持股在我國較為普及(梁權熙和詹學斯，2016)[20]，二者薪酬均主要來源于貨幣薪酬和股權薪酬。其中，貨幣薪酬主要由企業董事會制定，更具穩定性，相較而言，股權薪酬主要取決于企業市場價值，不確定程度較高。對于高管而言，鑒于其強烈的財富需求，較低的貨幣薪酬往往會激發其風險傾向，進而增強其通過其他途徑獲得報酬的動機(張娟和黃志忠，2014)[27]，此時，經理人擁有的股權成為了其重要的變現窗口。而對于股東而言，盡管企業市場價值的提升可以有效增加其自身的財富，但由于難以變現，股東的現金來源還是主要依賴于貨幣薪酬，此時，較低的貨幣薪酬同樣會刺激股東對股權資產進行變現的需求。此外，受企業特質因素的影響，不同企業管理層薪酬往往存在較大差異，因此自己過去的薪酬水平往往是管理層評判薪酬高低與否的重要參考點。基于此，在本文情境下，管理層薪酬增長率越低，管理層對資產變現的需求越大，從而加劇其股權再融資后立即進行現金分紅的行為偏好。為此，本文提出以下假設：

H2：管理層薪酬增長率越低，企業股權再融資后現金分紅的傾向越大。

2.管理層股權質押活動的調節作用

股權質押是公司股東將自己所擁有的股權抵押給銀行或證券公司等金融機構從而進行貸款的一種融資行為，是大股東對流動現金需求的一種體現。股權質押活動中，股東可從金融機構提前獲取與股權價值成比例的貸款，意味著大股東提前收回了投資，同時，大股東無法獲得被質押股權產生的現金流量收益，因此股權質押活動一定程度上削弱了大股東的所有權激勵強度，從而潛在加劇了大股東占款的動機，強化了侵占效應(鄭國堅等，2014)[31]。由此可見，企業的股權質押行為一方面意味著大股東對現金的需求，同時也激化了股東自利動機。值得注意的是，盡管股權質押活動加劇了控制權與現金流權的分離，但質押的股權部分只是作為一種債權擔保物，股東的分紅權并不會受到影響(謝德仁等，2016)[26]。為此，在本文情境下，大股東股權質押行為體現且加劇了大股東對個人利益追求的動機，從而加強了企業股權再融資后進行現金分紅的偏好。基于此，本文提出假設認為：

H3：管理層股權質押活動加劇了企業股權再融資后現金分紅的行為傾向。

(四)有關股權再融資后現金分紅后果的補充討論

信號傳遞理論認為外部利益相關者為了緩解信息不對稱下的“逆向選擇”問題，會依據企業的相關特征信號進行決策(Spence, 1973)[13]。一般而言，現金分紅意味著企業可自由支配現金流量的減少，從而有效緩解企業代理沖突，為企業價值提供了保護。因此，現金股利公告的發布常常被作為一個公司良好的發展前景的利好信號，從而給企業帶來股票超額收益(Aharony and Swary,2012)[1]。然而，我國學者基于本土情境證實發現，我國投資者對現金分紅公告并無顯著的反應(陳信元等，2003； 張婷等，2013)[18][28]。我們認為出現這一差異的原因在于我國企業現金分紅公告的信號作用較弱，投資者難以從公告本身對該行為意圖進行判斷。而鑒于企業再融資后立即進行現金分紅具有強烈的管理層自利動機，本文預測認為，企業股權再融資后現金分紅會給企業造成消極的市場反饋。原因在于：(1)企業股權再融資后現金分紅是企業管理層對中小股東利益的一種侵占；(2)該活動也意味著企業內部存在著較為嚴重的代理問題，體現出企業信息的不透明度較高；(3)企業股權再融資后現金分紅也是企業低效使用募集資金的一種表現，容易觸發企業風險，增加未來經營的不確定性。綜上，本文提出以下假設：

H4：現金分紅公告發布時，當年進行股權再融資的企業會面臨更為消極的市場反應。

三、研究模型和樣本選擇

(一)研究變量

1.被解釋變量

被解釋變量企業現金分紅Bonus，依據企業當年是否有現金分紅來衡量，1-有，0-無。補充研究中，被解釋變量現金分紅公告的市場反應CAR，主要采用事件研究法，通過測量現金分紅公告發布前后公司累計超額收益衡量現金分紅公告對企業的影響。對于每個事件，太長的估計時間可能導致其他事件的交叉影響，而太短的估計時間則無法較為準確地估計出回歸系數，同時，由于公告事件發生存在潛在泄露性，且市場對公告的反應具有一定的持續性，即現金分紅公告日前后的股票市場反應均具有一定的參考意義。為了兼顧以上問題，我們參考以往研究的做法，采用公告日前后日期計算超額累計收益(Rhee and Fiss, 2014)[12]，并選擇窗口期(0，0)、(-1，1)、(-2，2)、(-3，3)對結果進行檢驗，此外，我們選取估計窗口期的長度為200天。

2.解釋變量

解釋變量股權再融資Financing，依據企業當年是否進行增發或配股來衡量，1-有；0-無。

3.調節變量

調節變量管理層薪酬增長率Payment，參考以往研究(王玨瑋等，2016)[23]，采用董監高薪酬排名前三的管理層薪酬之和的增長率進行衡量。為提高該測量的可靠性，本文在穩健性部分分別采用高管和董事排名前三的薪酬之和的增長率進行替代性檢驗。

調節變量管理層股權質押Pledge，參考以往研究(陳德萍和陸星廷，2017)[17]，依據上市公司第一大股東的股權是否發生質押或凍結來進行衡量，如果發生股權質押或凍結，則為1，否則為0。

4.控制變量

此外，本文主要對以下變量進行控制：公司規模(Size)、凈資產收益率(Roe)、流動資產比重(Lev)、收入增長率(Grow)、上市年齡(IPO)、兩職兼任(Both)、前十大股東持股比例(Top10)、董事會人數(Director)以及獨立董事占比(D_Director)。

變量定義情況參見表1。

(二)研究樣本

本文以2007～2017年滬深兩市的全部A股上市公司作為初始研究對象，并按照如下原則進行篩選：(1)剔除ST、ST*等交易狀態異常的公司；(2)剔除金融保險行業的公司；(3)剔除缺失數據。此外，由于企業現金分紅日會同時披露股利分紅等公告，為剔除股利分紅對現金分紅市場反應造成的噪音，本文在補充分析部分對發布股利分紅公告的企業進行剔除。為了消除極端值可能帶來的影響，我們對所有連續變量上下1%分位進行了Winsorize縮尾處理。其中由于面板logit固定效應模型會自動對樣本年間被解釋變量沒有變化的公司樣本進行剔除，因此，本文最終分別在文章主體部分和補充檢驗部分得到10643和15170個樣本觀測值。文中相關企業特征信息來自CSMAR國泰安數據庫及Wind數據庫手工整理所得，并使用Stata13進行整理和數據處理。

(三)研究模型

為了驗證股權再融資和現金分紅之間的關系，即假設H1，本文構建模型(1)：

進一步，為了檢驗管理層薪酬及股權質押活動對股權再融資和現金分紅的影響，即假設H2、假設H3，本文在模型(1)的基礎上，分別加入管理層薪酬增長率Payment以及股權質押Pledge和股權再融資Financing的交乘項，構建模型如式(2)所示：

其中，考慮到企業現金分紅往往隨年報披露，即t年現金分紅披露時間為t+1年，企業是否分紅主要由當期因素決定，因此，所有解釋變量無需進行滯后一期的處理。由于本文采用的是短面板數據，同時計量模型的因變量Bonus，屬類別型變量，在經過Hausman檢驗后，本文最終采用面板logit固定效應模型進行回歸估計。此外，本文均引入年度啞變量來控制年度效應。

表1 變量定義

為檢驗補充分析部分股權再融資對現金分紅公告發布時市場反應的影響，即假設H4，本文構建模型(3)，并采用固定效應模型進行回歸估計：

四、實證結果與分析

(一)描述性統計與變量的相關性分析

1.變量的描述性統計

表2為本研究主要變量的描述性統計結果。其中Bonus均值等于0.6140，表明本文主要回歸樣本中大約有61.40%的企業進行現金分紅。Financing均值等于0.1419，表明樣本中大約有14.19%的企業進行了股權再融資。Payment均值等于0.0079，最大值和最小值分別為0.0886和-0.0489，揭示出總體上不同上市公司之間企業管理層薪酬增長率存在較大的差異。Pledge均值等于0.1774，說明樣本中進行股權質押活動的企業約占17.74%。Top10均值為0.5468，中位數為0.5474，說明我國上市公司普遍存在股權集中的現象。

2.變量的相關性分析

表3為本文主要變量間的Pearson相關系數。Bonus和Financing間相關系數為0.0603，且在1%的水平上顯著為正，初步證實了本文假設H1，即企業的確存在股權再融資后現金分紅的行為偏好。各控制變量之間的相關系數低于0.6，說明本文各變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 變量描述性統計

(二)回歸結果及其分析

表4列示了企業再融資和現金分紅之間的敏感性檢驗結果及管理層薪酬增長率和股權質押活動對二者關系影響的回歸結果。其中第(1)列中Financing的相關系數為0.2112，且在1%的水平上顯著大于0，該結果揭示出我國上市公司的確存在股權再融資后現金分紅的傾向，支持了假設H1。第(2)列中Payment×Financing相關系數等于-8.8289，且在1%的水平上顯著為負，說明當管理層薪酬增長率越低時，企業股權再融資后現金分紅的傾向越大，證實了假設H2。第(3)列中Pledge×Financing相關系數等于0.3552，且在1%的水平上顯著為正，說明當企業進行股權質押時，該企業股權再融資后現金分紅的傾向越大，證實了假設H3。第4列全模型檢驗進一步為假設H2和假設H3提供了支持。控制變量方面，基本保持一致。其中Size、Roe、Lev、Grow、Both和Top10項系數均顯著為正，而IPO的系數顯著為負。

表3 相關性分析

表5列示了本文補充分析部分，即企業再融資與現金分紅市場反應的回歸檢驗結果。其中，由于現金分紅公告日可能同時公告紅股、轉增信息，為排除二者對現金分紅公告市場反應的影響，本文將現金分紅公告日同時出現紅股、轉增信息的樣本進行剔除，最終得到15170個樣本。其中，第(1)-(4)列分別列示了基于窗口期(0，0)、(-1，1)、(-2，2)、(-3，3)，對再融資后現金分紅市場反應的回歸檢驗結果，Financing的系數分別為-0.0026、-0.0042、-0.0057和-0.0074，且均在1%的水平上顯著小于0，說明當現金分紅公告發布時，再融資后現金分紅的企業會面臨更為消極的市場反應，支持了本文假設H4。

(三)穩健性測試

為了檢驗以上回歸結果的可靠性，本文進行如下穩健性測試。

替換股權再融資和現金分紅的測量方法。本文在之前的假設和檢驗中，主要考察了企業股權再融資后是否有現金分紅的傾向，為此，自變量和因變量均采用0-1變量進行衡量，并通過logit固定效應模型進行回歸檢驗。為了進一步提高該結論的可靠性，我們分別將現金分紅替換為連續性變量、股權再融資和現金分紅的測量方法同時替換為連續變量進行回歸檢驗結果。其中，股權再融資替換測量方式采用企業股權再融資實際募集到的金額加1取對數獲得，現金分紅連續變量采用現金分紅的單位金額來衡量，以上回歸選用固定效應模型進行替代檢驗，具體回歸結果見表6。其中，(1)-(4)列為僅對現金分紅進行替代性測量的回歸結果，(5)-(8)列為同時對股權再融資和現金分紅的測量方法進行替代的回歸結果。第(1)列和第(3)列中Financing的相關系數均在5%的水平上顯著大于0，說明企業股權再融資活動增加了企業現金分紅的力度，且企業股權再融資水平越高，現金分紅比例也相應越高，一定程度上為企業股權再融資后現金分紅的偏好，即假設H1提供了進一步證實。第(2)列和第(6)列中Payment×Financing相關系數均在1%的水平上顯著為負，證實了假設H2。第(3)列和第(7)列中Pledge×Financing相關系數分別在5%和1%的水平上顯著為正，進一步證實了假設H3。第(4)列中全模型的回歸系數結果進一步支持了以上調節變量的結論。

表4 再融資與現金分紅

表5 再融資與現金分紅市場反應

替換管理層薪酬增長率測量方法。我們原文中對管理層薪酬增長率的測量是基于董監高薪酬前三名的薪酬之和來計算，為提高該測量方式的可靠性，此處，我們將基于董事薪酬前三名的薪酬之和、高管薪酬前三名的薪酬之和的增長率進行替代性測量，回歸結果如表7所示。其中，第(1)、(2)列為基于董事薪酬的管理層薪酬增長率的回歸結果，第(3)、(4)列為基于高管薪酬的管理層薪酬增長率的回歸結果，且Payment×Financing系數分別在1%和5%的水平上顯著為負，進一步證實了本文假設H2的結論。

PSM傾向匹配法。由于前文觀測樣本中，進行股權再融資活動的樣本共1485個，占總樣本的14.19%，為避免回歸結果偏差，本文對這1485個樣本進行PSM一對一匹配。首先，使用logit 模型估計出上市公司進行股權再融資活動的概率得分(控制變量與前文一致)；其次，對每個進行股權再融資活動的上市公司，依據概率得分近似程度進行一對一配對，最終得到2970個樣本觀測值，在經過Hausman檢驗后，最終采用混合回歸logit模型進行回歸估計，回歸結果如表8所示。

表6 穩健性檢驗——替換股權再融資和現金分紅測量方法

五、結論和政策建議

針對實踐中企業股權再融資后立即進行現金分紅的現象，本文從管理層自利視角對此展開探討，并利用2007～2017年A股上市公司數據展開實證檢驗，實證結果發現：(1)企業存在股權再融資后立即現金分紅的偏好。(2)管理層薪酬增長率越低，企業股權再融資后現金分紅的傾向越大。(3)企業股權質押活動加劇了股權再融資后現金分紅的傾向。(4)股權再融資后立即進行現金分紅的企業在現金分紅公告發布時將面臨更為消極的市場反應。

本文研究結論同時也為實務界提供了重要參考：(1)本文從管理層自利層面出發，通過對股權再融資后現金分紅行為的探討，證實發現企業股權再融資活動的確存在極高的管理層自利動機，且該行為會給投資者利益造成危害。為此，相關監管部門需要提高對企業該行為偏好的重視程度，加強股權再融資后資金使用的監督工作，有效限制企業再融資后的現金分紅活動，避免該行為給投資者利益造成的危害；(2)針對企業再融資后現金分紅給投資者利益造成的損失，基于信號傳遞理論(Spence，1973)[13]，外部利益相關者可以通過加強對企業相關信息的關注，以緩解信息不對稱下的“逆向選擇”問題，從而減少由于管理層自利給自身投資行為帶來的損失；(3)考慮到管理層自利行為對企業造成的危害，企業內部同樣需要加強和完善內部治理工作，提高監督效率，盡可能緩解企業內部可能出現的兩類代理問題，避免管理層自利行為給企業利益造成的危害。

表7 穩健性檢驗——替換管理層薪酬增長率測量方法

表8 穩健性檢驗——PSM傾向匹配