風(fēng)險投資、代理成本與高管在職消費

劉鵬林　谷文臣

【摘要】風(fēng)險投資正逐漸成為企業(yè)融資的重要渠道， “風(fēng)險資本入股→燒錢→吸引下一輪風(fēng)險資本→燒錢”， 似乎已成為企業(yè)成功經(jīng)營的必經(jīng)步驟。 利用創(chuàng)業(yè)板和中小板上市企業(yè)數(shù)據(jù)， 檢驗風(fēng)險投資與被投資企業(yè)高管在職消費的關(guān)系， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 在風(fēng)險投資支持的企業(yè)中， 高管在職消費顯著降低， 在職消費的績效敏感性顯著上升。 進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)企業(yè)所在區(qū)域“商業(yè)關(guān)系”維護(hù)成本較高時， 風(fēng)險投資可提高企業(yè)發(fā)展所需的高管“正當(dāng)在職消費”。 此外， 當(dāng)企業(yè)高管權(quán)力較大時， 無風(fēng)險投資支持企業(yè)高管在職消費與績效間并不相關(guān)， 在職消費代理成本問題突出， 而風(fēng)險投資可降低與代理成本相關(guān)的“非正當(dāng)在職消費”， 顯著提高被投資企業(yè)高管在職消費的績效敏感性。

【關(guān)鍵詞】風(fēng)險投資;在職消費;代理成本;高管權(quán)力

【中圖分類號】F832.48? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2022）12-0065-10

一、引言

風(fēng)險投資除提供資金支持外， 還可為企業(yè)提供咨詢、資源聯(lián)結(jié)、監(jiān)督等增值服務(wù)。 關(guān)于風(fēng)險投資功能的研究， 現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從公司治理和資本結(jié)構(gòu)展開， 包括董事會治理[1] 、撤換管理層[2] 、提高管理層薪酬有效性[3，4] 、遏制過度投資、緩解融資短缺[5，6] 、支持企業(yè)創(chuàng)新[7] 等方面。 而針對在職消費問題的研究目前相對較少。 實際上， 在職消費是管理層激勵的重要組成部分， 因為在職消費既可視作高管薪酬的一部分， 也是高管以代理成本的形式從企業(yè)攫取利益的重要來源。 近年來， 風(fēng)險投資逐漸廣為人知， 關(guān)于企業(yè)憑借風(fēng)險投資大肆“燒錢”的報道屢見報端。 公眾視野中只見“投資”、不見“風(fēng)險”， 風(fēng)險投資成為管理層套取利益的手段， 這顯然偏離了傳統(tǒng)風(fēng)險投資的理性形象。 那么， 風(fēng)險投資是否已成為向高管層輸送利益的通道？ 或者能否降低企業(yè)的代理成本？ 本文擬以在職消費為切入點， 對上述問題進(jìn)行研究。

在職消費的成因復(fù)雜。 一方面， 在職消費可能成為企業(yè)高管攫取自身利益的渠道， 即在職消費主要成為企業(yè)的代理成本， 表現(xiàn)為“代理觀”。 另一方面， 在職消費是高管貨幣薪酬的補充[8，9] ， 也是維系企業(yè)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的必要成本[10，11] ， 如此的在職消費對企業(yè)績效具有正向作用， 表現(xiàn)為效率觀。 因此， 有必要多角度研究風(fēng)險投資對高管在職消費的影響。

已有研究表明， 風(fēng)險投資機構(gòu)會通過薪酬方案（顯性契約）激勵高管， 發(fā)揮治理功能[3，4] 。 然而對于高管在職消費（隱性契約）， 風(fēng)險投資機構(gòu)能否降低代理成本并促進(jìn)在職消費的積極功能發(fā)揮呢？ 本文基于已有關(guān)于在職消費的研究方法， 從在職消費的績效敏感度[12] 、制度異質(zhì)性[13] 、管理層權(quán)力異質(zhì)性[14] 等三個方面， 考察風(fēng)險投資支持企業(yè)的高管在職消費到底是表現(xiàn)為“效率觀”還是“代理觀”。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）在職消費的經(jīng)濟效應(yīng)

目前， 高管在職消費多被視為管理層的一種非貨幣隱性報酬[8，9，15] 。 關(guān)于在職消費的經(jīng)濟效應(yīng)， 主要有“代理觀”和“效率觀”兩種觀點。 “代理觀”認(rèn)為在職消費是權(quán)益代理成本的一部分， 在現(xiàn)代企業(yè)的委托代理關(guān)系中， 代理人可以通過增加在職消費等非貨幣福利來使自身效用最大化， 而非貨幣福利的成本大部分將由委托人承擔(dān)。 已有研究表明， 管理層在職消費對公司財務(wù)和績效產(chǎn)生了負(fù)面影響， 支持了“代理觀”[11，16，17] 。 然而， 若在職消費僅僅是企業(yè)經(jīng)營的代理成本， 那么， 為何會普遍存在？ 故學(xué)術(shù)界提出在職消費的另一種觀點， 即“效率觀”， 認(rèn)為在職消費作為管理人員在企業(yè)內(nèi)部獲得的一種特殊“地位商品”， 有利于激勵管理人員更加努力工作， 提高管理效率和節(jié)約組織交易成本[18] 。

近年來， 基于國內(nèi)背景， 學(xué)者們認(rèn)為高管在職消費是維護(hù)企業(yè)社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的重要手段， 有助于提升經(jīng)營效益[11，12，19-21] 。 此外， 在國內(nèi)人力資本價格普遍偏低的背景下， 在職消費對高管薪酬的補充作用更為明顯[9] 。 當(dāng)管理層內(nèi)部權(quán)力過大且缺乏有效的外部監(jiān)督機制時， 以自我享受為目的的在職消費會更為普遍[16，22] ， 比如配備豪華辦公室、汽車等奢侈消費活動。 因此， 在職消費的經(jīng)濟效應(yīng)具體表現(xiàn)為“效率觀”還是“代理觀”， 本質(zhì)上還是由在職消費的構(gòu)成決定。

本文將作為管理層貨幣薪酬補充和職務(wù)性消費的在職消費稱為“正當(dāng)在職消費”， 將管理層的自娛性消費稱為“非正當(dāng)在職消費”。 根據(jù)上述理論解釋， 當(dāng)管理層正當(dāng)在職消費占據(jù)主導(dǎo)地位時， 在職消費就會激勵管理人員努力工作， 其經(jīng)濟效應(yīng)就會表現(xiàn)為“效率觀”， 反之則會表現(xiàn)為“代理觀”。

（二）風(fēng)險投資的治理功能與研究假設(shè)

現(xiàn)有研究普遍認(rèn)為， 風(fēng)險投資能夠為創(chuàng)業(yè)企業(yè)提供咨詢、資源聯(lián)結(jié)、監(jiān)督等附加服務(wù)[23，24] ， 提高企業(yè)價值。 這一觀點可由風(fēng)險投資支持的企業(yè)IPO折價率較低且上市后市場表現(xiàn)較好證明[1，7] 。 而風(fēng)險投資對被投資企業(yè)的監(jiān)督治理機制可歸納為以下幾個方面： 一是風(fēng)險投資機構(gòu)派駐董事， 提高了董事會的獨立性以及其對重大戰(zhàn)略決策的參與度[1] 。 二是風(fēng)險投資機構(gòu)對公司管理層形成制約機制， 比如可通過解除公司創(chuàng)始人CEO職位的方式來阻止管理者謀取私利[2] ， 有效抑制企業(yè)的過度投資行為[5] 等。 三是風(fēng)險投資機構(gòu)通過薪酬契約激勵管理人員。 Hellmann和Puri[2] 研究發(fā)現(xiàn)， 有風(fēng)險投資支持的企業(yè)CEO薪酬組合中股票期權(quán)計劃占比是沒有風(fēng)投支持企業(yè)的兩倍; 王會娟和張然[4] 也指出PE（私募股權(quán)投資）支持的上市公司管理層薪酬績效敏感性要顯著高于其他上市公司。 王秀軍等[3] 發(fā)現(xiàn)風(fēng)險投資支持企業(yè)的高管總薪酬水平和股權(quán)薪酬顯著更高， 風(fēng)險投資持股在一定程度上發(fā)揮了對薪酬治理的替代作用。

那么， 如何利用公司財務(wù)信息衡量管理層在職消費的合理水平呢？ 現(xiàn)有文獻(xiàn)認(rèn)為， 在職消費作為隱性薪酬的一部分， 正當(dāng)?shù)脑诼毾M應(yīng)當(dāng)對公司績效產(chǎn)生積極影響， 即管理層在職消費的績效敏感性越高， 代表其在職消費中與業(yè)務(wù)相關(guān)的正當(dāng)部分比重越大， 自娛性的非正當(dāng)部分比重越小。 故本文使用“在職消費的績效敏感度”這一指標(biāo)來衡量在職消費的合理水平。

由于在職消費具有“代理成本”和“激勵工具”的雙重屬性， 可以推斷： 為實現(xiàn)收益最大化， 風(fēng)險投資會盡可能減少代理成本， 更多地發(fā)揮在職消費的激勵作用， 提高在職消費的合理水平。 國內(nèi)上市公司的股權(quán)激勵機制相對缺失， 社會監(jiān)督體系不夠完善， 且“官本位”的觀念根深蒂固， 管理層以權(quán)謀私的現(xiàn)象較為普遍， 非正當(dāng)在職消費的比例較高。 風(fēng)險投資入股后， 會完善既有監(jiān)督體系， 極端情況下甚至?xí)扇〕窊Q管理層等措施加強對管理層的約束。 受此約束， 公司管理層也會規(guī)范自身行為， 減少不必要的在職消費， 從而降低在職消費的整體水平， 使被投資企業(yè)高管在職消費表現(xiàn)出“效率觀”。 另外， 風(fēng)險投資的不同特征對被投資企業(yè)的影響程度是不同的。 目前普遍的觀點是， 風(fēng)險投資持股比例越高， 其在被投資公司中的話語權(quán)和監(jiān)督作用也越大。 基于以上分析， 本文提出研究假設(shè)1：

假設(shè)1： 風(fēng)險投資持股降低了被投資企業(yè)管理層在職消費的整體水平， 提高了在職消費的績效敏感性。 風(fēng)險投資持股比例上升會進(jìn)一步抑制管理層的在職消費， 提高在職消費的績效敏感性。

當(dāng)有兩家或兩家以上風(fēng)投機構(gòu)對同一家企業(yè)進(jìn)行聯(lián)合投資時， 風(fēng)投機構(gòu)之間可以在管理經(jīng)驗、資源等方面形成互補， 為了實現(xiàn)退出收益最大化， 各機構(gòu)在聯(lián)合投資情況下會一致行動， 風(fēng)投機構(gòu)會進(jìn)一步加強對所投資企業(yè)管理層的監(jiān)督。 故本文提出研究假設(shè)2：

假設(shè)2： 相對于單一風(fēng)險投資， 聯(lián)合風(fēng)險投資所支持企業(yè)的管理層在職消費水平會進(jìn)一步下降， 同時績效敏感度更高。

接下來需要進(jìn)一步探索風(fēng)險投資影響被投資公司管理層在職消費的機制。 前文指出， 只有當(dāng)高管在職消費構(gòu)成中“正當(dāng)”部分占據(jù)主導(dǎo)地位時， 才會表現(xiàn)出“效率觀”。 一方面， 風(fēng)險投資會發(fā)揮監(jiān)督功能， 降低由于高管非正當(dāng)在職消費產(chǎn)生的代理成本; 另一方面， 風(fēng)險投資會鼓勵并推動企業(yè)投入大量資源用于商業(yè)網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建和市場拓展， 以盡快提升企業(yè)經(jīng)營業(yè)績， 相應(yīng)地， 管理層用于拓展商業(yè)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)等方面的職務(wù)性消費也會顯著上升。 故本文提出研究假設(shè)3：

假設(shè)3： 風(fēng)險投資既降低了高管非正當(dāng)在職消費水平， 又提高了其正當(dāng)在職消費水平。

進(jìn)一步地， 從企業(yè)所在地域市場環(huán)境異質(zhì)性的角度檢驗上述機制是否存在。 我國市場化改革進(jìn)程存在區(qū)域性差異， 在某些市場化水平較低的省份， 商業(yè)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對于企業(yè)能否持續(xù)發(fā)展至關(guān)重要[8，25] 。 在市場化水平較低的區(qū)域， 風(fēng)險投資在為企業(yè)提供資金支持的同時， 也必然會鼓勵企業(yè)管理人員投入更多的資源維護(hù)商業(yè)關(guān)系。 因此， 在市場化水平較低的區(qū)域， 風(fēng)險投資對企業(yè)管理層“正當(dāng)”在職消費的“增強”作用要大于其對“非正當(dāng)”在職消費的“削弱”作用， 從而表現(xiàn)為總體在職消費水平的上升。 相反， 在市場化水平較高的區(qū)域， 企業(yè)用于關(guān)系維護(hù)產(chǎn)生的在職消費水平相對較低， 風(fēng)險投資對企業(yè)管理層“非正當(dāng)”在職消費的“削弱”作用將占據(jù)主導(dǎo)地位， 從而表現(xiàn)為總體在職消費水平的下降。 基于此， 本文提出假設(shè)4：

假設(shè)4： 當(dāng)企業(yè)所在區(qū)域市場化水平較低時， 風(fēng)險投資會提高企業(yè)管理層在職消費的總體水平。 當(dāng)公司所在區(qū)域市場化水平較高時， 風(fēng)險投資會降低企業(yè)管理層在職消費的總體水平。

最后， 從管理層權(quán)力異質(zhì)性的角度檢驗了風(fēng)險投資對高管在職消費的治理機制。 薪酬契約中的管理層權(quán)力理論[26] 認(rèn)為， 當(dāng)公司管理層權(quán)力較大且受到的外部監(jiān)督較弱時， 管理層能夠通過權(quán)力尋租為自己謀取私人利益， 享受更高的貨幣薪酬以及在職消費等非貨幣性福利使自身效用最大化。 國內(nèi)外已有大量研究證明了這一結(jié)論[27-29] 。 基于上述理論， 可以認(rèn)為管理層權(quán)力越大， 其自娛性在職消費比重也就越高， 公司代理成本也就越高。 如果風(fēng)險投資機構(gòu)能夠發(fā)揮監(jiān)督治理功能， 其對管理層在職消費的控制能力在管理層權(quán)力越大的公司會表現(xiàn)得越為明顯。 基于此， 本文提出研究假設(shè)5：

假設(shè)5： 公司管理層權(quán)力越大， 其非正當(dāng)在職消費水平越高; 風(fēng)險投資的存在， 可以抑制管理層的不正當(dāng)在職消費， 提升在職消費的績效敏感度。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文選取2010 ～ 2019年在我國中小板和創(chuàng)業(yè)板市場公開發(fā)行和上市的公司為研究樣本， 并按照如下標(biāo)準(zhǔn)對樣本進(jìn)行篩選： ①剔除了ST和PT類的上市公司; ②剔除了金融類上市公司; ③剔除了缺少連續(xù)三年的管理層在職消費和公司財務(wù)數(shù)據(jù)的樣本。 最終得到中小板和創(chuàng)業(yè)板1093家上市公司共計6622個觀測值。 以上數(shù)據(jù)來自CSMAR和Wind數(shù)據(jù)庫。

參考吳超鵬等[5] 的做法， 界定具有風(fēng)險投資背景的上市企業(yè)： ①若上市公司前十大股東名稱中含有“風(fēng)險投資”“創(chuàng)業(yè)投資”“創(chuàng)業(yè)資本投資”字樣， 則認(rèn)定公司具有風(fēng)險投資背景。 ②將前十大股東名單與2010 ～ 2019年的清科《中國創(chuàng)業(yè)投資暨私募股權(quán)投資名錄》進(jìn)行交叉核對， 若股東出現(xiàn)在名錄中， 則認(rèn)定公司具有風(fēng)險投資背景; 若股東未出現(xiàn)在名錄中， 則通過手動搜集整理前十大股東主營業(yè)務(wù)信息， 如其中包含“創(chuàng)業(yè)投資”“風(fēng)險投資”等業(yè)務(wù)， 認(rèn)定公司具有風(fēng)險投資背景。

（二）研究變量

1. 被解釋變量： 在職消費。 現(xiàn)有文獻(xiàn)對于管理層在職消費的估算主要有兩種方法： 一種是陳冬華等[8] 選擇企業(yè)在職消費作為管理層在職消費的代理變量， 主要包括財務(wù)報表附注中“支付的與其他經(jīng)營活動相關(guān)的現(xiàn)金流”項目所披露的辦公費、差旅費、業(yè)務(wù)招待費、通訊費、出國培訓(xùn)費、董事會費、小車費和會議費八類。 另一種是權(quán)小鋒等[27] 使用扣除管理費用中明顯與在職消費無關(guān)的項目所得差額計算在職消費。 本文主要使用了陳冬華等[8] 的方法， 另外在穩(wěn)健性檢驗部分使用了權(quán)小鋒等[27] 的方法。 此外， 考慮到公司規(guī)模會對在職消費產(chǎn)生顯著影響， 本文按照已有研究[10] 的做法， 對被解釋變量進(jìn)行了規(guī)模調(diào)整， 即用企業(yè)當(dāng)期在職消費除以上期總資產(chǎn)。

2. 主要解釋變量。

（1）風(fēng)險投資（VC）。 本文關(guān)于風(fēng)險投資的解釋變量主要有三個： ①上市公司是否為風(fēng)險投資支持企業(yè)： 該變量為虛擬變量， 按照上文的確定標(biāo)準(zhǔn)， 如果上市公司前十大股東中有風(fēng)險投資機構(gòu)， 則取值為1， 否則為0。 ②風(fēng)險投資參與度： 該變量為虛擬變量， 如果上市公司前十大股東中所有風(fēng)險投資機構(gòu)持股比例合計超過5%， 則取值為1， 否則為0。 ③是否為風(fēng)險投資聯(lián)合企業(yè)： 該變量為虛擬變量， 在有風(fēng)險投資支持的公司樣本中， 如果前十大股東中風(fēng)險投資機構(gòu)數(shù)目大于1， 則取值為1， 否則為0。

（2）公司績效（Performance）。 為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性， 本文用資產(chǎn)回報率（ROA）和權(quán)益回報率（ROE）兩種方法來度量上市公司績效。

3. 控制變量。 參考已有的關(guān)于在職消費影響因素的文獻(xiàn)， 本文在回歸分析中加入了控制變量， 所有變量符號和定義如表1所示。

（三）模型建立與解釋

1. 風(fēng)險投資支持與高管在職消費。 本文將在職消費視作管理層的隱性薪酬， 從績效敏感性角度建立模型， 研究風(fēng)險投資能否發(fā)揮對所支持企業(yè)的監(jiān)督治理功能。 基本回歸模型如下：

=β0+β1VC+β2Performancei，t+

β3VC×Performancei，t+β4Controli，t+Industry+Year

（1）

模型（1）中， 被解釋變量為經(jīng)上期總資產(chǎn)調(diào)整后的在職消費。 解釋變量中VC分別代指是否為風(fēng)險投資支持企業(yè)、風(fēng)險投資參與度、是否為風(fēng)險投資聯(lián)合支持企業(yè)等三個虛擬變量; Performance分別代表ROE和ROA兩個績效指標(biāo); Control為控制變量， 主要包括銷售收入（Lnsales）、員工總數(shù)（Lnemployees）、管理層貨幣酬薪（LnCEOwage）、獨立董事比例（Outsider）、兩職合一（Duality）、管理層持股（Manageshare）、第一大股東持股（Firstshare）七個變量。 同時， 在回歸中控制了行業(yè)固定效應(yīng)（Industry）和時間固定效應(yīng)（Year）。

2. 作用機制研究。 本文前述理論分析認(rèn)為， 風(fēng)險投資會約束企業(yè)管理層行為， 提高在職消費中“正當(dāng)”消費比例， 引導(dǎo)管理層將在職消費用于企業(yè)日常活動。 然而， 目前尚無法直接區(qū)分管理層的“正當(dāng)”在職消費和“非正當(dāng)”在職消費。 以往研究通過間接方式獲得“非正當(dāng)”在職消費比例， 即計算管理層實際在職消費與預(yù)期“正當(dāng)”在職消費的差額， 得到“非正當(dāng)”在職消費， 而“預(yù)期正當(dāng)在職消費”由企業(yè)基本面因素決定。 具體模型如下：

[PerktAssett-1]=β0+β1[1Assett-1]+β2[△SalestAssett-1]+

β3[PPEtAssett-1]+β4[InventorytAssett-1]+β5Lnemployeest+εt （2）

模型（2）中， Perk為本期高管在職消費， Assett-1為上期公司資產(chǎn)總量， △Salest為本期銷售收入變化額， PPEt為本期公司固定資產(chǎn)凈值， Inventoryt為本期存貨總額， Lnemployeest為公司員工人數(shù)取對數(shù)。 首先對模型（2）進(jìn)行分年度分行業(yè)回歸， 得到[PerktAssett-1]的擬合值， 用實際值減去擬合值得到相對異常在職消費Ad_abperk（經(jīng)上期資產(chǎn)調(diào)整后的異常在職消費）， 同時還計算了未除以上期總資產(chǎn)的絕對異常在職消費Abperk（未經(jīng)上期資產(chǎn)調(diào)整）。

異常在職消費（Ad_abperk或Abperk）代表在職消費中不能由企業(yè)基本面因素解釋的部分。 當(dāng)異常在職消費小于0時， 代表高管正當(dāng)在職消費不足， 其絕對值越大， 正當(dāng)在職消費缺口越大。 此時， 如果風(fēng)投機構(gòu)能增加被投資企業(yè)管理層的正當(dāng)在職消費， 則“非正當(dāng)”在職消費的絕對值會減小， 有利于企業(yè)發(fā)展; 當(dāng)異常在職消費大于0時， 代表管理層“非正當(dāng)”在職消費過高， 其值越大， “非正當(dāng)”在職消費超標(biāo)越嚴(yán)重。 此時， 如果風(fēng)投機構(gòu)能夠減少被投企業(yè)管理層的“非正當(dāng)”在職消費， 則異常在職消費值會變小， 亦有利于企業(yè)發(fā)展。

3. 風(fēng)險投資支持、市場化水平與在職消費。 前文指出， 當(dāng)企業(yè)所在地域市場化水平較低時， 政商關(guān)系對于企業(yè)發(fā)展和資源獲取至關(guān)重要， 風(fēng)險投資機構(gòu)會促進(jìn)企業(yè)加大正當(dāng)在職消費投入， 維持企業(yè)的商業(yè)聯(lián)系， 促進(jìn)企業(yè)發(fā)展， 相應(yīng)地， 高管在職消費的整體水平上升。 為檢驗上述機制， 建立了模型（3）：

=β0+β1VC+β2Governmentt+β3VC×

Governmentt+β4Performancei，t+β5VC×

Performancei，t+β6Controli，t+Industry+Year? （3）

模型（3）中解釋變量Government為衡量企業(yè)所在省（市）政府對經(jīng)濟干預(yù)程度的虛擬變量。 本文首先使用王小魯?shù)萚30] 編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）》中的分項指數(shù)“政府與市場的關(guān)系評分”來建立解釋變量Market， 該變量取值越大， 代表該省（市）市場化水平越高、政府干預(yù)越小， 隨后分年度將樣本按照Market取值由小到大排序。 當(dāng)樣本Market取值在前30%時， Government取值為1， 代表企業(yè)所在地政府干預(yù)程度高， 否則Government取值為0。 VC×Government的系數(shù)β3衡量當(dāng)政府對經(jīng)濟干預(yù)較強時， 風(fēng)險投資對被投資企業(yè)高管整體在職消費水平的影響; VC項的系數(shù)衡量當(dāng)政府對經(jīng)濟干預(yù)弱時， 風(fēng)險投資對被投資企業(yè)高管整體在職消費水平的影響; 控制變量Control與模型（1）相同。

此外， 本文直接使用解釋變量Market建立模型（4）， 對風(fēng)險投資支持企業(yè)的子樣本進(jìn)行研究， 檢驗隨著企業(yè)所在省（市）市場化水平的降低， 風(fēng)險投資是否會相應(yīng)提高被投資企業(yè)高管的在職消費水平， 即Market項的系數(shù)β2顯著為負(fù)。

=β0+β1VC+β2Markett+

β3Performancei，t+β4VC×Performancei，t+β5Controli，t+

Industry+Year （4）

4. 風(fēng)險投資支持、高管權(quán)力與在職消費。 前文分析指出， 根據(jù)管理層權(quán)力理論， 管理層權(quán)力越大， 集中度越高， 其“非正當(dāng)”在職消費比例可能越高。 因此， 本文選擇了兩職合一（Duality）、董事會規(guī)模（Boardsize）、股權(quán)結(jié)構(gòu)（Scatter）、CEO任職年限（Tenure）等衡量管理層權(quán)力的變量， 采用主成分分析法構(gòu)建管理層綜合權(quán)力變量（Power）[31，32] 。 該變量取值越大， 則管理層權(quán)力越大。 按照變量Power的大小， 將樣本等分為管理層權(quán)力低、中、高三組， 使用模型（5）分別在三個子樣本中進(jìn)行回歸：

=β0+β1VC+β2Performancei，t+β3VC×

Performancei，t+β4Poweri，t+β5Lnsalesi，t+

β6LnCEOwagei，t+β7Leveragei，t+β8Lnemployeesi，t+

Industry+Year （5）

需要注意的是， 模型（3） ～ （5）中VC代表是否為風(fēng)險投資支持企業(yè)。

四、實證結(jié)果分析

（一）樣本統(tǒng)計特征分析

據(jù)統(tǒng)計， 本研究經(jīng)篩選后的創(chuàng)業(yè)板和中小板1093家樣本企業(yè)中， 風(fēng)險投資支持的企業(yè)數(shù)目總數(shù)為426家， 占比約為39%。 其中風(fēng)險投資聯(lián)合支持的企業(yè)數(shù)目為130家， 占風(fēng)險投資支持企業(yè)總數(shù)的30.6%。 IPO當(dāng)年風(fēng)險投資的平均持股比例為8.32%， 上市后從前十大股東中退出的平均時間為2.8年。

表2顯示， 全樣本企業(yè)的管理層在職消費均值為2600萬元， 其中最大值為62000萬元， 最小值僅為0.36萬元， 差異較大， 從側(cè)面說明深入研究在職消費的必要性; 企業(yè)排名前三位高管獲得的貨幣薪酬平均值為160萬元， 最小值為0元; 樣本企業(yè)資產(chǎn)回報率均值為4.46%， 權(quán)益回報率均值為6.44%， 資產(chǎn)負(fù)債率均值為28.5%。

表3的結(jié)果顯示， 有風(fēng)險投資支持的上市企業(yè)中管理層在職消費水平要顯著低于沒有風(fēng)險投資支持的企業(yè)， 兩者之間的均值差異約為638萬元。 但有風(fēng)險投資支持的企業(yè)在平均規(guī)模上（總資產(chǎn)、銷售收入和員工人數(shù)）要小于沒有風(fēng)險投資支持的企業(yè)， 因此需要對在職消費進(jìn)行規(guī)模調(diào)整。 就顯性激勵情況而言， 有風(fēng)險投資支持的企業(yè)排名前三位的高管工資總收入均值顯著小于沒有風(fēng)險投資支持的企業(yè)， 兩者均值差異為17.2萬元（約每位高管5.7萬元）。 這一方面可能與風(fēng)險投資支持的企業(yè)規(guī)模相對較小有關(guān)， 另一方面也有可能是風(fēng)險投資支持企業(yè)的管理層薪酬契約設(shè)計更加合理。 同時有風(fēng)險投資支持的企業(yè)與沒有風(fēng)險投資支持的企業(yè)在管理層權(quán)力方面也有明顯差異。

值得注意的是， 從獨立董事比例（Outsider）、兩職合一（Duality）、管理層持股（Manageshare）、第一大股東持股（Firstshare）這四個衡量管理層權(quán)力的代理變量來看， 有風(fēng)險投資支持的企業(yè)管理層權(quán)力在均值水平上要略大于沒有風(fēng)險投資支持的企業(yè)。 有風(fēng)險投資支持的企業(yè)財務(wù)績效水平（ROE和ROA）與沒有風(fēng)險投資支持的企業(yè)相比， 沒有顯著差異。

（二）風(fēng)險投資支持對高管在職消費的影響分析

本文基于模型（1）檢驗風(fēng)險投資參與對企業(yè)管理層在職消費的影響， 具體結(jié)果如表4所示。

表4列（1）和（2）解釋了是否有風(fēng)險投資機構(gòu)支持對公司在職消費水平的影響。 結(jié)果顯示， 風(fēng)險投資支持使得管理層在職消費占資產(chǎn)比重下降0.137%[當(dāng)以ROE衡量公司績效時， 表中列（1）]， 或者風(fēng)險投資支持使得管理層在職消費占資產(chǎn)比重下降0.184%[當(dāng)以ROA衡量公司績效時， 表中列（2）]， 系數(shù)分別在10%和5%的水平上顯著， 這表明風(fēng)險投資的參與確實降低了企業(yè)管理層的在職消費水平。 同時列（1）中Performance的系數(shù)為0.0027， VC×Performance交互項的系數(shù)為0.0193， 兩者均顯著， 兩者之和為0.022; 列（2）中Performance的系數(shù)為0.0163， VC×Performance交互項的系數(shù)為0.0388， 兩者均顯著， 兩者之和為0.0551。 回歸結(jié)果中交互項系數(shù)值顯著大于公司績效（Performance）單項的系數(shù)值， 這表明在有風(fēng)險投資支持的企業(yè)中， 管理層在職消費的績效敏感性顯著上升。

表4列（3）和（4）中研究了風(fēng)險投資參與度能否影響管理層在職消費水平， 以ROE和ROA衡量公司績效。 可以看出， VC系數(shù)在列（3）和（4）中仍然為負(fù)且顯著， 表明風(fēng)險投資參與度高的企業(yè)其高管在職消費水平會進(jìn)一步下降。 同時交乘項VC×Performance系數(shù)在列（3）和（4）中顯著為正， 說明公司的在職消費績效敏感性進(jìn)一步上升。 綜上可以看出， 對于風(fēng)險投資參與度高的企業(yè)， 風(fēng)險投資機構(gòu)在企業(yè)的影響力和話語權(quán)會增大， 為了獲取更高的退出回報， 風(fēng)投機構(gòu)會更加主動地參與公司治理， 以將管理層的在職消費控制在合理水平。 由此， 假設(shè)1得到驗證。

基于上述結(jié)論， 本文進(jìn)一步研究風(fēng)險投資聯(lián)合支持對管理層在職消費水平的影響。 表4列（5）和（6）分別以ROE和ROA衡量公司績效。 如列（5）和（6）所示， VC項的系數(shù)為負(fù)， 但不顯著， 交乘項VC×Performance的系數(shù)在1%的顯著性水平上為正， 而且相比列（1） ～ （4）的回歸結(jié)果看， 數(shù)值更大。 由此可知， 相對于單一風(fēng)險投資機構(gòu)而言， 風(fēng)險投資聯(lián)合支持可以進(jìn)一步提升被投資企業(yè)的管理層在職消費績效敏感性。 這是由于多家風(fēng)險投資機構(gòu)能起到相互監(jiān)督、相互輔助的作用， 被投資企業(yè)的治理水平顯著更高， 這與既往研究是一致的[33] ， 假設(shè)2得以驗證。

以上實證結(jié)果表明， 風(fēng)險投資機構(gòu)一方面降低了被投資企業(yè)的在職消費水平， 一方面又提高了被投資企業(yè)的在職消費績效敏感度， 風(fēng)險投資機構(gòu)支持企業(yè)高管在職消費表現(xiàn)出“效率觀”。 那么， 風(fēng)險投資機構(gòu)是通過何種途徑來實現(xiàn)上述功能的呢？

前文理論分析得出， 在職消費的經(jīng)濟效應(yīng)具體表現(xiàn)為“代理觀”還是“效率觀”， 取決于在職消費的構(gòu)成。 當(dāng)在職消費作為正當(dāng)商務(wù)消費時， 其表現(xiàn)為具有激勵功能的“效率觀”; 當(dāng)在職消費作為不正當(dāng)商務(wù)消費時， 其表現(xiàn)為損害股東利益的“代理觀”。 在此基礎(chǔ)上， 本文認(rèn)為風(fēng)險投資機構(gòu)發(fā)揮對被投資企業(yè)在職消費的監(jiān)督治理功能是通過以下兩種途徑實現(xiàn)的： 一是風(fēng)險投資機構(gòu)提高了被投資企業(yè)管理層正當(dāng)在職消費水平， 發(fā)揮了在職消費的“效率”功能; 二是風(fēng)險投資機構(gòu)減少了被投資企業(yè)管理層非正當(dāng)在職消費， 降低了在職消費的代理成本。

（三）作用機制研究

首先按照模型（2）計算出企業(yè)絕對和相對異常在職消費水平， 并比較其在有風(fēng)險投資支持企業(yè)和無風(fēng)險投資支持企業(yè)之間的差異。 如表5所示， 風(fēng)險投資參與公司的管理層異常在職消費（Abperk）均值要高809.2萬元， 均值T檢驗結(jié)果以及Wilcoxon秩和檢驗結(jié)果均在1%的水平上顯著; 經(jīng)上期資產(chǎn)調(diào)整后， 該趨勢未發(fā)生變化。 上述結(jié)果表明， 當(dāng)高管正當(dāng)在職消費不足時， 風(fēng)險投資機構(gòu)能夠顯著提高管理層與業(yè)務(wù)相關(guān)的在職消費水平。 在非正當(dāng)在職消費過高的樣本中（Ad_abperk或Abperk大于0）， 風(fēng)險投資支持公司的管理層絕對異常在職消費（Abperk）均值要低311.5萬元， 均值T檢驗結(jié)果在10%的水平上顯著。 這表明風(fēng)險投資機構(gòu)降低了高管非正當(dāng)在職消費， 假設(shè)3得以驗證。 而經(jīng)上期資產(chǎn)調(diào)整后的相對異常在職消費（Ad_abperk）均值在有風(fēng)險投資支持樣本和沒有風(fēng)險投資支持的樣本中沒有顯著差異。

以上結(jié)果部分說明了風(fēng)險投資可以通過提高被投資企業(yè)高管“正當(dāng)在職消費”和降低“非正當(dāng)在職消費”來改善企業(yè)在職消費治理。 然而上述檢驗方法的計量誤差較大， 本文將分別基于企業(yè)所在地域異質(zhì)性和高管權(quán)力異質(zhì)性對該治理機制進(jìn)行進(jìn)一步檢驗。

（四）風(fēng)險投資支持、市場化水平與高管在職消費

本部分通過模型（3）和模型（4）研究了風(fēng)險投資機構(gòu)在不同市場化水平下對被投資企業(yè)高管在職消費的影響。 其中模型（3）的回歸結(jié)果如表6列（1）和（2）所示： VC×Government的系數(shù)顯示， 無論是以ROA還是ROE衡量企業(yè)績效， 在市場化水平較低的省（市）， 相對于沒有風(fēng)險投資支持的企業(yè)， 有風(fēng)險投資支持企業(yè)高管在職消費占總資產(chǎn)的比重上升0.497%， 且該結(jié)果在1%的水平上顯著， 表明風(fēng)險投資機構(gòu)對企業(yè)以商業(yè)關(guān)系維護(hù)為主的“正當(dāng)”在職消費的增強作用占主導(dǎo)地位， 導(dǎo)致高管在職消費的整體水平上升; 而VC系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負(fù)， 表明當(dāng)企業(yè)所在地市場化水平高時， 風(fēng)險投資機構(gòu)對企業(yè)“非正當(dāng)”在職消費的削弱作用占主導(dǎo)地位， 從而降低高管在職消費水平; 同時VC×Performance的系數(shù)顯著為正， 表明風(fēng)險投資機構(gòu)無論是增加還是減少了高管在職消費， 都提高了被投資企業(yè)的在職消費使用效率， 提高了在職消費的績效敏感度。

模型（4）以風(fēng)險投資支持企業(yè)為研究樣本進(jìn)行回歸， 結(jié)果如表6列（3）和（4）所示。 Market的系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著為負(fù)， 表明隨著企業(yè)所在地市場化水平的上升， 風(fēng)險投資機構(gòu)會因地制宜地降低被投資企業(yè)高管在職消費水平。 這也從側(cè)面說明當(dāng)非市場因素對資源配置的作用較重要時， 風(fēng)險投資機構(gòu)會主動加大被投資企業(yè)高管用以維護(hù)商業(yè)關(guān)系的投入， 從而謀求更多的資源以促進(jìn)企業(yè)成長。 因此， 假設(shè)4得以驗證。

以上回歸結(jié)果表明， 風(fēng)險投資機構(gòu)會根據(jù)高管在職消費的成分對其進(jìn)行靈活調(diào)整， 在減少其“非正當(dāng)”成分的同時提高其“正當(dāng)”成分， 從而使被投資企業(yè)高管在職消費表現(xiàn)出明顯的“效率觀”。

（五）風(fēng)險投資支持、高管權(quán)力與高管在職消費

本文基于高管權(quán)力異質(zhì)性建立模型（5）， 其回歸結(jié)果如表7所示。 對于管理層權(quán)力高的樣本， Performance的系數(shù)并不顯著， 表明對于沒有風(fēng)險投資支持的公司， 其管理層能獲取更多與企業(yè)業(yè)務(wù)無關(guān)的自娛性在職消費， 從而使在職消費與績效之間不存在敏感性。 衡量管理層權(quán)力Power的系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 說明在管理層權(quán)力過高的子樣本中， 由于缺少制衡機制， 公司管理人員會謀取不正當(dāng)消費。 列（3）和（6）中VC系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)， 說明這種情況下風(fēng)險投資可以起到監(jiān)督作用， 從而降低管理層過高的自娛性消費。 同時VC×

Performance的系數(shù)在5%的水平上顯著為正， 風(fēng)險投資支持公司表現(xiàn)出在職消費與績效的顯著正相關(guān)（即表現(xiàn)為正當(dāng)在職消費）。 這表明當(dāng)管理層權(quán)力較大造成公司代理成本問題嚴(yán)重時， 風(fēng)險投資機構(gòu)的存在， 一方面可降低管理層的自娛性消費， 一方面可提高管理層的正當(dāng)在職消費， 說明風(fēng)險投資機構(gòu)可以發(fā)揮監(jiān)督治理功能， 改善公司治理。

在管理層權(quán)力低的樣本以及管理層權(quán)力中等的樣本中， 在職消費造成的代理成本問題并不明顯， Power的系數(shù)不顯著， 表明因管理層權(quán)力過高產(chǎn)生的在職消費問題在這兩類子樣本中也不明顯。 Performance的系數(shù)無論是用ROE還是ROA衡量均至少在10%的水平上顯著為正， 說明在職消費與企業(yè)績效之間存在顯著相關(guān)性， 管理層在職消費屬于正當(dāng)消費。 此時， 風(fēng)險投資機構(gòu)的改進(jìn)作用不明顯。 VC項以及VC×Performance交互項的系數(shù)大部分不顯著， 這說明風(fēng)險投資機構(gòu)對非正當(dāng)在職消費的抑制以及對正當(dāng)在職消費比重的提升， 主要是在管理層權(quán)力較大的樣本企業(yè)中發(fā)揮作用， 由此假設(shè)5得證。

（五）穩(wěn)健性檢驗

本文進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗。 首先， 使用權(quán)小鋒等[28] 的方法， 在管理費用中扣除明顯與管理層在職消費無關(guān)的項目， 用得到的金額作為在職消費的代理變量， 替換原來的被解釋變量重復(fù)表3的回歸分析。 其次， 風(fēng)險投資與被投資企業(yè)之間可能存在內(nèi)生性關(guān)系， 即VC會按照一定標(biāo)準(zhǔn)選擇治理水平較高的公司進(jìn)行投資， 為排除這種自選擇效應(yīng)， 進(jìn)行了以下處理： 第一， 使用傾向得分匹配法（PSM）對樣本重新進(jìn)行一對一匹配。 綜合Ivanov和Xie[34] 的方法， 選擇公司IPO當(dāng)年的每股收益、每股經(jīng)營性現(xiàn)金流、利息保障倍數(shù)、資產(chǎn)負(fù)債率以及行業(yè)虛擬變量五個公司特征變量進(jìn)行Logit回歸計算傾向得分， 使用匹配后的樣本重復(fù)表3的回歸分析。 第二， 僅以樣本期間內(nèi)風(fēng)險投資從前十大股東名單中退出的公司為研究樣本再次重復(fù)表3的回歸分析， 比較風(fēng)險投資影響力減弱后被投資企業(yè)在職消費水平的變化。 所有回歸結(jié)果與表3的回歸結(jié)果基本一致， 說明風(fēng)險投資能將被投資企業(yè)管理層在職消費控制在合理水平， 發(fā)揮了監(jiān)督治理的作用。

限于篇幅， 穩(wěn)定性檢驗結(jié)果未予列示。

五、結(jié)論與啟示

本文按照經(jīng)濟效應(yīng)（效率觀和代理觀）將企業(yè)管理層在職消費劃分為正當(dāng)在職消費和不正當(dāng)在職消費， 使用我國創(chuàng)業(yè)板和中小板上市公司2010 ～ 2019年的數(shù)據(jù)， 實證檢驗風(fēng)險投資對管理層在職消費的影響。 研究發(fā)現(xiàn)： 第一， 風(fēng)險投資降低了上市公司高管在職消費的整體水平， 提高了在職消費的績效敏感性， 風(fēng)險投資支持企業(yè)高管在職消費表現(xiàn)出“效率觀”。 第二， 風(fēng)險投資的某些特征， 如高持股比例、風(fēng)險投資聯(lián)合支持等會進(jìn)一步提高高管在職消費治理水平， 該結(jié)論與已有關(guān)于風(fēng)險投資參與公司治理的研究結(jié)論一致。 第三， 風(fēng)險投資通過提高高管“正當(dāng)”在職消費并降低“非正當(dāng)”在職消費實現(xiàn)監(jiān)督治理， 即風(fēng)險投資在抑制高管在職消費“代理”成本的同時， 發(fā)揮了其“效率”功能。 第四， 對該機制的進(jìn)一步檢驗發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)企業(yè)所在省（市）商業(yè)關(guān)系維護(hù)成本高時， 風(fēng)險投資支持企業(yè)較之無風(fēng)險投資支持企業(yè)的高管在職消費占總資產(chǎn)比重上升0.497%; 而當(dāng)企業(yè)高管權(quán)力較大時， 風(fēng)險投資會顯著降低高管在職消費。

本文首次將風(fēng)險投資的監(jiān)督功能拓展到管理層在職消費領(lǐng)域， 認(rèn)為風(fēng)險投資能夠有效提高被投資企業(yè)高管在職消費的治理水平， 為風(fēng)險投資的價值增值作用研究開拓了新的領(lǐng)域。 此外， 若在國有企業(yè)混合所有制改革中引入風(fēng)險投資等長期戰(zhàn)略投資者， 能夠形成新的外部監(jiān)管制約機制， 阻止企業(yè)高管濫用權(quán)力進(jìn)行奢侈消費， 困擾我國國有企業(yè)治理的委托—代理問題或許能夠找到新的解決辦法。

另外， 市場環(huán)境不完善會給企業(yè)帶來沉重的非生產(chǎn)性支出負(fù)擔(dān)， 造成資源浪費和社會福利損失， 嚴(yán)重時會導(dǎo)致社會資本不愿進(jìn)入、地區(qū)創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新活動陷入停滯。 因此， 全面推進(jìn)市場化改革、改善地區(qū)營商環(huán)境， 對于地方營造良好創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新氛圍、增強企業(yè)競爭力等都至關(guān)重要。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

[1] Vetsuypens M. R.. The role of venture capital in the creation of public companies*1： Evidence from the going-public process[ J].Journal of Financial Economics，1990（2）：447 ～ 471.

[2] Thomas Hellmann，Manju Puri. Venture capital and the professionalization of start-up firms： Empirical evidence[ J].Journal of Finance，2002（1）：169 ～ 197.

[3] 王秀軍，李曜，龍玉.風(fēng)險投資的公司治理作用：高管薪酬視角[ J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2016（10）：35 ～ 44+56.

[4] 王會娟，張然.私募股權(quán)投資與被投資企業(yè)高管薪酬契約——基于公司治理視角的研究[ J].管理世界，2012（9）：156 ～ 167.

[5] 吳超鵬，吳世農(nóng)，程靜雅等.風(fēng)險投資對上市公司投融資行為影響的實證研究[ J].經(jīng)濟研究，2012（1）：105 ～ 119+160.

[6] 黃福廣，彭濤，田利輝.風(fēng)險資本對創(chuàng)業(yè)企業(yè)投資行為的影響[ J].金融研究，2013（8）：180 ～ 192.

[7] 張學(xué)勇，廖理.風(fēng)險投資背景與公司IPO：市場表現(xiàn)與內(nèi)在機理[ J].經(jīng)濟研究，2011（6）：118 ～ 132.

[8] 陳冬華，陳信元，萬華林.國有企業(yè)中的薪酬管制與在職消費[ J].經(jīng)濟研究，2005（2）：92 ～ 101.

[9] 姜付秀，黃繼承.市場化進(jìn)程與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整[ J].管理世界，2011（3）：124 ～ 134+167.

[10] 王曾，符國群，黃丹陽等. 國有企業(yè)CEO“政治晉升”與“在職消費”關(guān)系研究[ J].管理世界，2014（5）：157 ～ 171.

[11] Choe C.， Tian G. Y.， Yin X.. CEO power and the structure of CEO pay[ J].Social Science Electronic Publishing，2014（10）：237 ～ 248.

[12] Adithipyangkul P.， Zhang T.， Alon I.. Executive perks：Compensation and corporate performance in China[ J].Asia Pacific Journal of Management，2011（2）：401 ～ 425.

[13] 陳冬華，梁上坤，蔣德權(quán).不同市場化進(jìn)程下高管激勵契約的成本與選擇：貨幣薪酬與在職消費[ J].會計研究，2010（11）：56 ～ 64+97.

[14] 傅頎，汪祥耀.所有權(quán)性質(zhì)、高管貨幣薪酬與在職消費——基于管理層權(quán)力的視角[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2013（12）：104 ～ 116.

[15] 呂長江，趙宇恒.國有企業(yè)管理者激勵效應(yīng)研究——基于管理者權(quán)力的解釋[ J].管理世界，2008（11）：99 ～ 109+188.

[16] 盧銳，魏明海，黎文靖.管理層權(quán)力、在職消費與產(chǎn)權(quán)效率——來自中國上市公司的證據(jù)[ J].南開管理評論，2008（5）：85 ～ 92+112.

[17] 羅宏，黃文華.國企分紅、在職消費與公司業(yè)績[ J].管理世界，2008（9）：139 ～ 148.

[18] Hirsch F.， Lamberton D. M.. Social limits to growth[ J].Economic Analysis and Policy，1977（1）：61 ～ 67.

[19] 孫世敏，柳綠，陳怡秀.在職消費經(jīng)濟效應(yīng)形成機理及公司治理對其影響[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2016（1）：37 ～ 51.

[20] 陳怡秀，孫世敏，屠立鶴.在職消費經(jīng)濟效應(yīng)的影響因素——基于高管異質(zhì)性視角的研究[ J].經(jīng)濟管理，2017（5）：85 ～ 100.

[21] 周瑋.政治密度、在職消費與制度環(huán)境[J]. 軟科學(xué)，2010（8）：65 ～ 69.

[22] 張鐵鑄，沙曼.管理層能力、權(quán)力與在職消費研究[ J].南開管理評論，2014（5）：63 ～ 72.

[23] Macmillan I. C.， Kulow D. M.， Khoylian R.. Venture capitalists' involvement in their investments： Extent and performance[ J].Journal of Business Venturing，1989（1）：27 ～ 47.

[24] Gorman M.， Sahlman W. A.. What do venture capitalists do[ J].Journal of Business Venturing，1989（4）：231 ～ 248.

[25] 謝獲寶，惠麗麗.我國上市公司高管在職消費：有效激勵還是隱性腐敗——基于市場化改革進(jìn)程視角的理論分析框架[ J].華東經(jīng)濟管理，2014（11）：1 ～ 5.

[26] Bebchuk L. A.， Fried J. M.. Pay Without performance：Overview of the issues[ J].Academy of Management Perspectives，2006（1）：5 ～ 24.

[27] 權(quán)小鋒，吳世農(nóng)，文芳.管理層權(quán)力、私有收益與薪酬操縱[ J].經(jīng)濟研究，2010（11）：73 ～ 87.

[28] 黃群慧.控制權(quán)作為企業(yè)家的激勵約束因素：理論分析及現(xiàn)實解釋意義[ J].經(jīng)濟研究，2000（1）：41 ～ 47.

[29] Core J. E.， Holthausen R. W.， Larcker D. F.. Corporate governance，chief executive officer compensation，and firm performance[ J].Journal of Financial Economics，1999（2）：141 ～ 152.

[30] 王小魯，樊綱，胡李鵬.中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）[M].北京：社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2019.

[31] 徐細(xì)雄，劉星.放權(quán)改革、薪酬管制與企業(yè)高管腐敗[ J].管理世界，2013（3）：119 ～ 132.

[32] 黎文靖，池勤偉.高管職務(wù)消費對企業(yè)業(yè)績影響機理研究——基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的視角[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2015（4）：122 ～ 134.

[33] 沈維濤，胡劉芬.風(fēng)險資本聯(lián)合投資對被投資企業(yè)公司治理的影響研究——基于董事會結(jié)構(gòu)和高管薪酬契約的視角[ J].財經(jīng)論叢，2014（4）：64 ～ 71.

[34] Vladimir I. Ivanov， Fei Xie. Do corporate venture capitalists add value to start-up Firms？ Evidence from IPOs and acquisitions of VC-backed companies[ J].Financial Management，2010（1）：129 ～ 152.

（責(zé)任編輯·校對： 李小艷? 黃艷晶）