第一章 绪论
第一节 研究背景和研究意义
所有权与经营权的分离，衍生出了现代公司制的委托代理问题。一直以来，高管薪酬被认为是解决股东与管理层这一传统委托代理问题的关键，也是公司治理的重要机制之一。设计得当的薪酬制度能够有效缓解股东与管理层之间的委托代理冲突，改善公司经营，增加股东财富，提升公司价值；反之，设计不当的薪酬制度则可能导致对管理层的激励失效，引发管理层为攫取私利而损害股东利益。作为主流激励理论之一，有效契约理论认为激励契约的设计和执行有利于防范代理人的道德风险，实现股东利益最大化，而高管高薪很可能是对高管能力的激励和面临风险的补偿（Kaplan and Minton，2006），有助于协调股东与管理层之间的代理问题。然而，近年来盛行的管理层权力理论却提出了相反的观点，由于资本市场、经理人市场及公司治理机制在运作过程中存在固有缺陷，高管薪酬往往沦为管理者权力下的自利产物（Bebchuk et al.，2002），成为委托代理成本的一部分，可谓是“成也萧何，败也萧何”。基于这两大理论，学术界就高管薪酬的有效性进行了检验，而两大阵营也各有支持者，争论经久不衰。同时，一些高管的“天价薪酬”也一直徘徊在社会舆论的风口浪尖，引起公众的广泛关注。在美国，金融危机后华尔街高管的巨额年终奖备受诟病，五大投行高管的年终奖金在巨亏境况下依然创下新高，被奥巴马总统呵斥为“高薪可耻”；2009 年，美国 AIG 集团在巨亏达 1000 亿美元情况下，居然用政府救助金支付了高管 1165 亿美元的奖金；2012 年，美国标准普尔 500 指数中的 327 家大型公司 CEO 平均年薪超过 1225 万美元，是普通员工的 354 倍，远超管理学大师彼得·德鲁克认为的高管薪酬上限不应超过普通员工 20 倍的标准。在我国，高管高薪同样饱受争议，尤其聚焦于国有控股上市公司，2012 年，中集集团净利润同比下降 47.46%，而时任总经理麦伯良的薪酬却高达 998 万元，前三位副总裁的薪酬总额也超过 350 万元；2013 年，中海集运董事长在企业亏损情况下拿到 79 万元高薪；2015 年，华润集团被曝总公司高管违规自定薪酬，超额发薪。据德勤管理咨询（上海）有限公司的《2014-2015中国 A 股上市公司高管薪酬调研报告》显示，2014 年中国 A 股上市公司高管最高薪酬均值为 85.6 万，相比 2013 年 81.1 万增长了 5.6%，并保持继续增长态势。
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第二节 研究内容、框架和方法
基于信息不对称理论下的非对称风险框架，本文切入股价崩盘风险视角对高管超额薪酬是符合“效率论”还是“权力论”进行实证检验，从而深入分析超额高管薪酬的激励有效性和基于薪酬动机的股价崩盘风险成因。在此基础上，本文考虑产权性质的影响，对不同产权性质下的超额高管薪酬与股价崩盘风险相关关系进行比较分析。
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第二章 文献综述
第一节 关于超额高管薪酬的文献综述
长期以来，高管薪酬契约的有效设计被认为是实现股东目标与管理层目标兼容的主要措施之一（Jensen and Murphy，1988；Jensen and Meckling，1976），也是公司治理的重要机制之一，然而随着近年来管理者权力理论的盛行，高管薪酬契约又被认为是管理者控制权下的产物（Bebchuk et al.，2002）。高管薪酬契约在实际操作中是否真正降低了委托代理成本？学术界对这一问题一直争论不休。目前来看，主要存在“效率论”和“权力论”两方面的观点。另外，超额高管薪酬作为高管薪酬研究领域的延伸，是高管薪酬研究的一部分，尽管学者们对高管薪酬展开了大量研究，但是对于高管的超额薪酬研究却寥寥无几，因此本节关于超额高管薪酬的文献综述也包括高管薪酬的相关研究成果。由于股东与管理层之间存在信息不对称性，股东难以时时掌握管理层的工作努力程度，因此与公司绩效挂钩的高管业绩型薪酬契约成为次优选择（Jensen and Murphy，1988），现有文献也大多从业绩角度讨论高管薪酬契约的有效性。Murphy（1985）较早得对高管薪酬和企业业绩的相关性进行了检验，发现两者显著正相关。Hall and Liebman（1998）研究发现，当公司的股价处于全样本的前 30%时，CEO 薪酬约为 500 万美元左右；当公司的股价处于全样本的后 30%时，CEO 薪酬降为 100 万美元左右，证明 CEO 薪酬对股价存在敏感性。Jsckson et al.（2008）利用会计业绩来衡量企业业绩，发现 CEO 薪酬和企业业绩呈正相关关系。Sigler（2011）以 2006—2009 年 280 家纽约证券交易所的上市公司为样本进行研究，发现高管薪酬和公司绩效显著正相关。在经历了多年的企业改革探索历程后，中国上市公司的高管薪酬契约也渐渐具有了业绩型薪酬的特征（辛清泉等，2007），且高管薪酬业绩敏感性随着逐步深化的市场化进程而不断上升（辛清泉和谭伟强，2009）。Firth et al.（2006）研究了中国上市公司高管薪酬与公司业绩的相关性，发现两者显著正相关，肯定了高管薪酬契约在公司治理中所扮演的重要角色。
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第二节 关于股价崩盘风险的文献综述
早在上世纪 70 年代，便有国外学者开始研究股价崩盘，但直到金融危机后，股价崩盘风险才为我国学者所关注，由于起步较晚，相关文献数量十分有限，且集中于 2010 年以后。本节从股价崩盘风险的形成机理、影响因素及经济后果等方面对相关文献进行梳理。有关股价崩盘风险是如何形成的讨论可以追溯至上世纪 70 年代，当时考察的大多数是市场层面的股价崩盘风险，即大盘在毫无预兆的情况下突然暴跌。针对市场层面的股价崩盘问题，主要基于“两大框架”，即理性均衡框架和非理性均衡框架。 在理性均衡框架下，市场是有效的，信息是完全的，对于股价崩盘的解释主要有“财务杠杆效应”和“波动率反馈”两个假说。在“财务杠杆效应假说”下，股价收益的波动主要是由于股价下跌带来经营杠杆和财务杠杆的上升引起的（Black，1976；Christie，1982），该假说一定程度上解释了股价大幅波动的方向为何多是下跌的问题。“波动率反馈假说”认为，当信息不断达到市场时，股价波动率提升，进而导致风险溢价的上升，当信息为好消息时，风险溢价效应会抵消部分好消息对股价的正面影响；当信息为坏消息时，风险溢价效应反而会放大坏消息对于股价的负向影响（Campbell and Hentschel，1992）。但上述两个假说仅仅解释了股价波动非对称性，而无法解释股价崩盘的传染性。
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第三章 相关概念和理论基础 ...... 17
第一节 相关概念 .......... 17
第二节 超额高管薪酬的激励有效性分析 ...... 19
第三节 股价崩盘风险形成机理分析 ..... 21
第四节 本章小结 .......... 23
第四章 研究假设和研究设计 ...... 24
第一节 研究假设 .......... 24
第二节 样本选择与数据来源 ........ 26
第三节 模型构建 .......... 29
第四节 本章小结 .......... 30
第五章 实证检验 ........ 31
第一节 描述性统计 ...... 31
第二节 相关性分析 ...... 33
第三节 全样本回归分析 ....... 38
第四节 分组样本回归分析 ............ 40
第五节 稳健性检验 ...... 47
第六节 本章小结 .......... 52
第五章 实证检验
第一节 描述性统计
表 5-1 展示了模型中所用变量的统计特征与按产权性质分组样本后主要变量的描述性统计。表 5-1-1 展示了全样本企业各变量的描述性特征。由表可知： 第一，全样本企业的高管超额薪酬水平差距较大。UPPAY 最高达 2.97255，最低仅为-3.36801，标准差为 0.54968，说明在全样本企业中超额高管薪酬状况的差异较大；HIGHPAY 的均值为 0.50575，说明超过半数以上企业的高管领取了超额薪酬。 第二，全样本企业 t+1 年的股价崩盘风险差异较大。NCSKEW 的最大值为3.73638，最小值为-3.61279，标准差为 0.71553，表明全样本企业 t+1 年的股票周收益负偏度差异较大；DUVOL 的最大值为 2.22383，最小值为-2.19671，标准差为0.47547，说明全样本企业 t+1 年的股票周收益波动比差异较大，总体而言，我国上市公司的股价崩盘风险差异较大，这与王明伟和陈雪梅（2016）的研究基本一致。另外，全样本企业 t+1 年的 NCSKEW 和 DUVOL 的均值分别为-0.36090 和-0.22819，中位数分别为-0.31020 和-0.22227，可见全样本企业存在股价崩盘风险的均值超过中位数的现象，这说明少数企业的股价崩盘风险巨大。 第三，控制变量中：总资产收益率 ROA 的最大值为 1.46766，最小值为-0.64485，说明全样本企业中收益水平相差较大，但标准差为 0.05881，说明总体而言全样本个体间的离散程度并不大；公司规模 LNSIZE 的最大值为 27.02794，最小值为18.83312，平均值为 22.36236，标准差为 1.19910，由此可见，全样本企业的规模存在一定差距，但总体而言差距并不是很大；财务杠杆 LEV 的均值为 0.51773，中位数为 0.53289，说明全样本企业的资产负债率适中；月均超额换手率OTURNOVER 的最大值为 1.00334，最小值为-1.42459，平均值为-0.08208，说明样本中不同企业的换手率相差较大，但由于标准差只有 0.24738，所以极端值较少，大多数企业的换手率均集中于均值附近；公司年度周特有收益率的标准差 SIGMA的最大值为 0.12556，最小值为 0.01101，标准差为 0.01400，样本个体间的差距较小；公司年度平均周特有收益率 RET 的最大值为 3.87597，最小值为-0.65193，标准差为 0.43698，可见全样本企业股票平均周收益的差距较大；账市比 BM 的最大值为 3.25724，最小值为 0.02824，平均值为 0.48737，说明样本中不同企业的账市比相差较大，但由于标准差只有 0.29166，所以极端值较少，大多数企业账市比均集中于均值 0.48373 附近；信息不透明度 ABACCT 的最大值为 1.32318，最小值为0.00164，标准差为 0.07248，均值为 0.07061，中位数为 0.05336，可见全样本企业间的信息不透明度存在一定差异，总体而言离散程度不高，但均值大于中位数，说明存在少数企业的信息不透明度非常大。 #p#分页标题#e#
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结论
文选用 2010—2014 年间的 730 家上市公司作为研究样本（由于被解释变量股价崩盘风险指标取向后一年的数据，因此本文的研究区间为 2010 年—2015 年），对我国上市公司超额高管薪酬的有效性进行研究，并按产权性质的划分对超额高管薪酬与股票崩盘风险之间的相关性进行了回归分析，根据本文的研究结果，得出以下结论：
第一，全样本企业的超额高管薪酬与股价崩盘风险呈正相关关系，但四组结果仅一组显著，并不稳健，原因是不同产权性质的企业所适用的理论框架存在不同的表现形态，导致区分了国有企业和民营企业后，超额高管薪酬对股价崩盘风险的影响方向相反，影响全样本的显著性，因此对于超额高管薪酬与股价崩盘风险的研究必须考虑产权性质的影响。
第二，国有企业的超额高管薪酬与股价崩盘风险显著正相关，在进一步区分了中央国企与地方国企后发现，超额高管薪酬与股价崩盘风险的显著正相关关系在地方国企中更为明显。地方国企的超额高管薪酬验证了“权力论”，管理者权力理论下的高管超额薪酬自利性与基于薪酬动机的股价崩盘效应在地方国企中确实存在，同时，国有企业的“内部人控制”问题得到验证，“内部人”利用手中的权力谋取私利，毁损公司价值，侵蚀股东财富，此时高管高薪成为委托代理冲突的一部分。另外，虽然在中央国企中，超额高管薪酬的股价崩盘效应并不明显，但并不代表中央国企的高管薪酬不存在自利性，根据权小锋等（2010）的研究，由于更受舆论关注且社会的“愤怒成本”较高，中央国企高管可能利用权力影响隐性薪酬，如在职消费。
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参考文献（略）
