兔兔35268327
范文一：研究论文格式
, 4.3 每一部分的要求
, 题目:每一次实验的题目
, 作者:一个综合性实验的合作者(4位同学)
, 单位:河北大学生命科学学院 河北 保定
, 中文摘要及关键词:总结本次实验的主要内容、最核心的专业词语。 , 英文摘要及关键词:翻译成英文。
, 前言:写明本研究的对象有什么性质、用途、研究其的重要意义以及目前的研究水
平等。
, 材料与方法:详细写明所用材料及实际采用的方法。分条目写。 , 如:
, 1 材料与方法
, 1.1 材料
, 新鲜鸡蛋、丙酮、三氯乙酸-丙酮(比例)、透析袋、DEAE-纤维素、、、 , 1.2仪器
, 冷冻离心机、可见分光度计、、、、
, 前言:写明本研究的对象有什么性质、用途、研究其的重要意义以及目前的研究水
平等。
, 材料与方法:详细写明所用材料及实际采用的方法。分条目写。 , 如:
, 1 材料与方法
, 1.1 材料
, 新鲜鸡蛋、丙酮、三氯乙酸-丙酮(比例)、透析袋、DEAE-纤维素、、、 , 1.2仪器
, 冷冻离心机、可见分光度计、、、、
, 1.3 方法
, 1.3.1 鸡卵类粘蛋白的粗提
, 1.3.2 鸡卵类粘蛋白的纯化
, 1.3.3 鸡卵类粘蛋白浓度测定
, 1.3.4 鸡卵类粘蛋白活性测定
, 1.3.5 鸡卵类粘蛋白相对分子质量测定
, 结果与讨论:与方法相对应，写明采用每一种方法得到了什么结果，可以列表、绘
图、图片等形式表示。对得到的结果进行一下分析和评价。 , 2 结果与讨论
, 2.1 粗提结果
, 写明,体积鸡蛋清，得到,,体积黄绿色上清液，沉淀、溶解、透析后得到,,体
积粗品。
, 2.2
, 2.3
, 参考文献:写明你完成本次实验阅读了哪些文献，包括书、杂志、电子出版物、专
利、论文集等。
, 例如:
, 1. 邵雪玲，毛歆，郭清.生物化学与分子生物学实验指导.武汉大学出版社.2003，
22-25,32-35
, 2.方林求，褚楠， 薛静.鸡卵清蛋白对蛋白酶抑制作用的研究. 中国生化药物杂
志,1995，16(6):262-265.
, 3.武金霞，张贺迎，张瑞英，等.生物化学实验原理与技术.河北大学出版社，
2005,66-68.
范文二：研究论文格式
经理激励、负债与企业价值
赵××× 钱×× 孙×× 财务09级1班 财务09级3班 财会09级1班 20091111 20092222 20093333
任课教师：罗华伟
内容摘要：已有研究表明，经理薪酬与负债都会影响公司的价值，而作为激励机制的薪酬与作为约束机制的负债在影响企业价值上究竟存在何种关系，尽管文献在理论方面有所探讨，但缺乏实证检验。本文选择了中国沪深两市2002-2008年间的A股上市公司作为研究样本，检验了经理薪酬与负债在影响企业价值时究竟是存在替代还是互补关系，为相关理论提供经验证据。进一步地，基于中国特殊的制度背景，本文从企业性质和市场化两个方面，分别考察了经理激励与负债之间的相互关系在不同制度背景下是否存在差异。实证研究结果表明，经理激励和负债具有替代关系，同时，这一关系在不同的条件下具有一定的差异性。本文所得出的研究结论不仅丰富了资本结构、委托代理等相关理论，同时，对于现实中企业决策也具有较强的启示意义。
关键词：经理激励 负债 公司价值 替代关系
Abstract: The question how the compensation and debt interact to the firm value, though studied in the theoretical literature, has not been empirically researched. The paper, based on the data of Chinese listed firms from 2002 to 2008, verifies whether there is a substitute or complementary relationship between manager compensation and debt to support the theoretical hypothesis existed. Further, from the firm property and marketization, we study whether the relationship is different under different institutional background. The results manifest that there is a substitute relationship between manager compensation and debt, and the relationship shows different trait under different institutional background. The paper not only enriches the theory of capital structure and agency, but also inspires the firm decision.
Key word: Manager Incentive; Debt; Firm Value; Substitute
一、问题的提出
现代企业的典型特征是所有权和控制权相分离，不持有或较少持有公司股份的经理控制着公司资源的配置权（Berle and Means，1932）。作为委托人的股东不可能实现对拥有私人信息和企业控制权的经理进行全面彻底的监督；同时，股东和经理人的效用函数并非完全一致，因此，理性的经理人会努力追求自身效用最大化而不是股东财富最大化，由此产生的代理问题会对股东价值带来严重的损害1（Jensen and Meckling, 1976；Jensen, 1988；Shleifer and Vishny, 1989；Fox, 2003；等）。正是因为认识到“公司所有权和经营权的分离以及经理们非利润最大化的潜在倾向，仍然是许多公司行为的主要构成要素（海和莫瑞斯，2001）”，寻求合理的经理激励和约束机制，对于实现企业价值最大化具有重要意义。 1
即经济学家通常所说的“道德风险”问题，管理层不按股东利益最大化行事的行为可大致分为四类：卸责、过度投资、巩固地位策略和自我交易(Tirole,2005)。
有效的经理薪酬契约能使经理与股东利益趋于一致2（Holmstrom ，1979；Jensen and Meckling，1976；Grossman and Hart，1983），从而降低代理成本，提高公司价值。诸多学者的实证研究结果表明，公司业绩与经理薪酬具有显著的正相关关系，经理薪酬对公司绩效有着直接的正向作用（McGuire ea al. ,1962；Lewellen and Huntsman,1970；Masson, 1971；Ciscell and Carroll, 1980；Jenson and Murphy, 1990；Joscow, Rose and Shepard, 1993；等）。 尽管合理的薪酬契约被认为是协调委托代理关系的有效工具（Holmstrom, 1979；Harris and Townsend，1981；等），然而，人们越来越认识到，负债可以约束经理人按照股东的利益行事（Jain, 2006）。即负债融资不仅能为公司获得税收优惠（Modigliani and Miller, 1963），同时，还具有一定的治理效应，如减少经理的自利行为（Grossman and Hart，1982）、减少自由现金流（Jensen，1986）、充当信息角色和管教角色（Harris and Raviv, 1990），等等，从而缓解股东与经理之间的利益冲突。相关实证研究的结果也表明，负债和企业价值之间存在着显著的正相关的关系（Masulis, 1983；Shah，1994；等）。
既然经理激励和负债都可以影响到企业价值，那么，在决定企业价值上，经理薪酬激励与负债治理之间是什么关系呢，什么样的薪酬设计与负债水平最有利于企业价值最大化？无疑，对该问题的回答具有重要的理论意义与实践价值，它不仅可以丰富资本结构、委托代理等相关理论；同时，对现实中企业决策也具有较强的启示意义：企业可以选择合理的经理报酬-负债组合，实现企业价值最大化。
Jain（2006）认为，投资者能够通过负债所产生的信息来评价公司主要的经营决策和公司监督经理人的情况，从而起到学习/甄别公司和经理人的作用。更重要的是，负债还能提供“内含”的经理激励。通过建立动态的理论模型，Jain研究得出了负债与经理薪酬在激励经理时存在相互替代关系的结论。可以看出，Jain的分析结论进一步拓展了代理理论的启发性预见，将薪酬与负债之间的关系推广到了普遍适用。
与Jain(2006)的观点截然相反，Berkovitch et al.（2000）认为，负债具有管教和监督经理的作用。在提高经理激励追求企业价值最大化时，负债融资与经理薪酬激励之间存在着互补的关系，较高的经理激励/薪酬业绩敏感度和较高的负债水平构成了更好的“激励与控制系统”。而且他们进一步预期，在企业价值最大时，负债与预期薪酬以及预期的现金流均为正相关关系。
从目前文献情况看，尽管学者们从理论层面上讨论了经理激励和负债在影响企业价值方面的相互关系（Jain，2006；Berkovitch et al.，2000），但是，在实证研究方面，我们还没有发现相关的文献对此问题进行研究。基于此，本文尝试对此进行实证研究，提供一定的经验证据，以期对已有的理论文献做出有益的补充。
我们选择了中国沪深两市2002-2008年间的A股上市公司作为研究样本，运用联立方程组控制变量之间的内生性，并区分了显性激励和隐性激励，实证检验了高管激励和负债在影响企业价值上究竟存在替代还是互补的关系。
进一步地，鉴于中国具有特殊的制度背景，而这些制度背景对公司和经理人行为产生了显著的影响。基于此，本文考察了不同背景下经理激励和负债之间的关系。我们认为，企业性质和中国各地区的市场化程度的差异是研究中国上市公司问题需要考虑的两大制度背景。
首先，从企业性质上看，非国有企业的薪酬设计更加市场化，而国有企业存在着薪酬管制（陈冬华等，2005），从而可能扭曲了企业的激励机制的设计，表现为显性激励不足，在职消费等隐性激励发挥更大的作用（姜付秀等，2009）。同时，与非国有企业相比，国有企2
理论上，存在着五种机制可以约束经理人的非利润最大化行为：产品市场竞争；管理人员劳动力市场竞争；组织设计；经理报酬制度；以及公司控制权竞争（海和莫瑞斯，2001）。除经理报酬制度外，由于主客观原因，其他机制在我国目前的环境下还不能发挥作用。正因为如此，我们选择了经理报酬这一视角进行了研究。
业的高管绝大部分并不持有所在公司的股票，他们的激励强度较弱。另外，相关文献表明，国有企业更容易获得银行的信贷资金（卢峰、姚洋（2004）等），而其预算约束更软。由此可见，国有企业与非国有企业在经理激励契约上有较大差异，而且债务合约的治理作用在两类企业中也有所不同，基于此，经理激励与负债在影响企业价值时存在的关系，在不同所有权性质的企业中可能存在差异。
其次，伴随着市场化改革的不断深入，我国的总体市场化程度在逐步提高，然而，各地区的市场化程度又存在较大差异（樊纲、王小鲁，2007）。市场化改革对上市公司尤其是国有企业的公司治理产生了显著影响，市场化进程增强了国有企业经理薪酬之于企业业绩的敏感性（辛清泉、谭伟强，2009），改善了经理薪酬契约。同时，随着制度环境的改善，政府干预的减少、市场化程度的提高、预算软约束的硬化（方军雄，2007），债务的治理作用在不断加强。另一方面，从横截面上来看，在市场化程度较低的地区，政府干预比较普遍，而政府的干预常常使得激励和约束软化（钱颖一，1999），不仅如此，由于投资者保护意识不够，法制环境不健全，负债对经理人的约束作用可能并不明显，从而可能影响到经理激励和负债两种治理机制之间的关系。
因此，本文在对经理激励和负债的相互关系进行总体研究的基础上，进一步区分企业性质和不同市场化程度，探讨在不同的制度背景下经理激励与负债在决定企业价值时的这种关系是否有所不同。
实证检验结果表明，无论是公司对经理的显性薪酬激励还是来源于经理“自制的”隐性激励都能提高公司价值，这种正面的激励机制与负债的约束机制之间存在着相互替代的关系。同时，这一替代关系在不同的环境下具有显著的差异性：首先，在非国有企业中，经理薪酬这一显性激励与负债在提高企业价值时存在替代关系，而在职消费与负债的替代关系并不显著；而在国有企业，在职消费这一隐性激励与负债之间存在显著的替代关系，而经理薪酬与负债的替代关系不显著；其次，该替代关系在处于市场化程度较高地区的企业中存在，而在市场化程度较低地区的企业中，我们并没有发现这一关系存在的证据。这表明经理激励和负债之间的关系受到制度背景特征的影响，其替代关系的成立需要一定的前提条件。 本文对文献的贡献主要体现在以下三个方面：第一，本文为经理激励和负债在影响企业价值方面的相互关系提供了直接的证据；第二，研究了经理激励和负债之间关系的存在条件，检验了它在不同制度背景下的稳定性，也为制度背景影响公司治理提供了新的证据。第三，已有文献主要是以薪酬、期权等显性的高管激励为基础，本文在考虑显性激励的同时，将高管在职消费作为经理隐性薪酬纳入经理激励的研究范围。
余文结构安排如下：第二部分为研究设计；第三部分在研究经理激励、负债对企业价值影响的基础上，对二者之间究竟存在替代还是互补关系进行了检验；接下来，结合中国制度背景，从企业性质和市场化两个方面，研究了不同环境下二者之间的关系；最后是本文的结语。
二、研究设计
（一）经理的显性激励与隐性激励
经理激励包涵着多个方面的内容，因此，在研究中，我们并没有仅仅考虑经理的货币性薪酬，而对其进行了综合考虑。
Williamson(1964)认为企业经理的直接目标是：工资和其他货币报酬、向经理报告工作的职员数量及才能、对企业资金投向的控制、在职消费。基于数据的可得性和计量上的困难，随后关于经理激励的研究更多关注经理的工资、股权等方面。
高管持股在美国等发达国家是非常重要的经理激励工具，大多数西方文献认为其能有效缓解股东经理人代理问题从而提高公司价值，其中，最为经典的文献是Morck, Shleifer, and
Vishny(1988)对高管持股比例对企业价值影响的研究，随后的研究包括McConnell and Servaes（1990）、Mehran（1995）、Himmelberg et al. (1999)等等。然而，在中国，股权激励计划实施较晚，高管持股水平偏低，零持股现象较为普遍。通过本文的表2可以看出，我国上市公司高管层的持股比例其中位数为0，均值仅为1.28%，而国有企业的高管层持股比例与全样本相比更低。可能正是因为股权激励在实践上比较弱，国内的学者对于高管持股激励效应的研究较少，且大都证明了高管持股对企业价值并无显著影响（魏刚，2000；吕长江和赵宇恒，2008；等）。因此，本文将高管层持股比例MHOLD只作为企业价值的一般性控制变量，而并没有将其作为高管激励的主要考察因素。
在讨论经理激励时，国内学者主要集中在货币薪酬方面，如杜胜利和翟艳玲（2005）、吕长江和赵宇恒（2008）、方军雄（2009）、辛清泉和谭伟强（2009），等等。中国属于发展中国家，在整体收入水平不高，上市公司的激励手段比较单一的情况下，关注经理的货币薪酬激励有其合理性。已有的研究表明（如林浚清等，2003；刘斌等，2003），货币薪酬与企业绩效之间存在显著的正相关关系，表明了薪酬激励作用的存在。
经理在获得薪酬的同时，进行更多的在职消费也是经理人的主要目标之一（Williamson，1964)。最近的一些研究发现，经理人的在职消费也能对经理人起到正面的激励作用，它在一定程度上相当于管理层所获得的隐性的货币薪酬（Henderson and Spindler，2005；Rajan and Wulf，2006；姜付秀等，2009；Chen et al.，2010）。姜付秀等（2009）认为，中国企业对高管定价偏低，高管从企业所获得的现金收入相对来说是比较少的，由此导致高管对企业有着较强的依赖性，而普遍的在职消费会更加强化这种依赖性，对企业高度的依赖性会促使高管为维持目前的消费水平而努力工作，从而提升企业价值，实现高管和企业的“双赢”；尤其在高管薪酬受到严格管制的国有企业中，在职消费对高管的激励作用会更强。Rajan and Wulf（2006）以美国300家上市公司1986-1999年的调查数据（survey data）所进行的实证研究结果表明，在职消费有助于提高生产率（productivity）。姜付秀等（2009）以中国上市公司数据所做的研究表明，在职消费对公司绩效具有正向影响。
基于以上分析，在本文中，我们把经理薪酬作为显性激励，把在职消费作为隐性激励，分别研究了其与负债在影响企业价值时的关系。 （二）实证模型与变量
大量研究表明，企业价值、负债和经理激励是联合或同时决定的，三者之间存在着潜在的两两内生性关系（Harvey, Lins and Rope，2004；Dessí and Robertson，2003；Palia，2001；Himmelberg, Hubbard and Palia，1999；Ortiz-Molina，2007；等）。因此，为了控制变量之间的内生性，本文建立了包括企业价值、负债率和经理激励三个方程的联立方程模型（SEM），并运用最常见的三阶段最小二乘法（3SLS）进行估计。同时，为了证明3SLS估计结果的稳健性，我们使用普通最小二乘法（OLS）对企业价值方程进行了估计。如果OLS结果与3SLS结果在符号和显著性上都一致，而且3SLS估计结果表明主要变量之间的内生性显著存在，那么就有充分的理由相信，3SLS的估计方法更稳健。
为了检验显性经理激励（即经理薪酬）与负债在影响企业价值时的相互关系，借鉴Harvey et al.（2004）、Rajan and Zingales（1995）、辛清泉和谭伟强（2009）等相关研究，本文建立联立方程组（I）如下：
Qi,t??0??1COMPi,t??2COMPi,t?LEVi,t??3LEVi,t??4SIZEi,t??5CEi,t??6MHOLDi,t
??7TOP1i,t???1,t?t???2,i?i??i,t
(1)
LEVi,t??0??1COMPi,t??2Qi,t??3SIZEi,t??4TANGi,t??5OIi,t??6TOP1i,t
???1,t?t???2,i?i??i,t
(2)
COMPi,t??0??1Qi,t??2LEVi,t??3SIZEi,t??4ROAi,t??5MHOLDi,t???1,t?t???2,i?i??i,t
(3)
方程（1）是企业价值方程。在实证公司金融领域中，许多文献（如Morck et al., 1988；Dessí and Robertson，2003；汪辉，2003；白重恩等，2005；等）都使用托宾Q作为企业价值的代理变量，在本文中，我们也使用托宾Q作为企业价值方程的因变量。经理薪酬和资产负债率分别用COMP和LEV表示，经理薪酬与负债的交互项COMP×LEV用来直接检验经理薪酬与负债在影响企业价值时的相互关系，如果经理薪酬COMP和负债率LEV的系数显著为正，且它们的交互项COMP×LEV估计系数显著为负，则说明经理薪酬与负债都能提高企业价值，而且它们在提高企业价值时存在着相互替代的关系；反之，如果交互项COMP×LEV回归系数显著为正，则说明经理薪酬与负债在提高企业价值时存在着互补的关系。
价值方程的控制变量包括公司规模、增长机会和第一大股东持股比例。许多文献表明，公司规模对企业价值有负面作用（Morck, Shleifer, and Vishny,1988；McConnell and Servaes, 1990；Smith and Watts,1992；等等），与这些文献的做法一样，本文用公司总资产的自然对数衡量公司规模SIZE。增长机会对企业价值有重要影响，借鉴Harvey et al.(2004)，我们用资本支出与总资产的比值CE来衡量企业的增长机会3。另外，有研究表明，对于新兴市场国家来说，第一大股东的持股比例对企业价值具有重要（负面）影响（Bai et al., 2004；白重恩等, 2005；Fan et al., 2007），所以，我们还控制了第一大股东的持股比例TOP1。另外，为了控制年度和行业对企业价值的影响，我们在方程中加入了年度虚拟变量φ和行业虚拟变量Ψ。
方程（2）是负债率方程，因变量为资产负债率LEV，企业价值Q和经理薪酬COMP是与因变量联合决定的内生控制变量。根据Rajan and Zingales(1995)和Harvey et al.(2004)，我们选取了负债率的四个决定变量：托宾Q值、有形资产比率、公司规模和盈利能力4。另外，最近有研究发现，大股东会影响公司的资本结构决策，例如肖作平（2009）证明了大股东持股比例与公司债务水平负相关，因此我们还控制了第一大股东持股比例TOP1。与其它方程一样，还控制了行业与年度的影响。
方程（3）是经理薪酬方程，因变量是经理薪酬COMP，企业价值Q和负债率LEV是联合内生变量。根据已有研究（如Ortiz-Molina，2007；方军雄，2009；等），在方程中我们控制了规模SIZE、公司业绩ROA、高管层持股MHOLD以及行业与年度等因素对经理薪酬的影响。
为了检验隐性的经理激励（即在职消费）与负债在影响企业价值时的相互关系，本文建立了联立方程组（II）。与联立方程（I）类似，企业价值方程（4）和负债率方程（5）借鉴Harvey et al.（2004）和Rajan and Zingales（1995）的思想，在职消费方程（6）的设计沿用了陈冬华等（2005）的研究思路。
Qi,t??0??1PERKi,t??2PERKi,t?LEVi,t??3LEVi,t??4SIZEi,t??5CEi,t??6MHOLDi,t
??7TOP1i,t??t??i??i,t(4)
LEVi,t??0??1PERKi,t??2Qi,t??3SIZEi,t??4TANGi,t??5OIi,t??6TOP1i,t??t??i??i,t
(5)
3
托宾Q值和销售收入增长率是文献常用的衡量企业增长的代理变量，然而，前者是价值方程的因变量，后者与经理薪酬和负债之间很可能存在相互作用甚至互为因果，因此，就本研究而言，它们都不太适合用来衡量增长机会（Palia，2001)。 4
需要说明的是，在负债率方程中，我们用营业收入/总资产OI来衡量企业的盈利能力，其主要原因有二：一是基于Rajan and Zingales(1995)和Harvey et al.(2004)在研究资本结构影响因素时对盈利能力代理变量的讨论，他们用营业收入/经营现金流与总资产的比值来衡量企业的盈利能力；二是公司业绩是影响薪酬的主要因素之一，为了保证经理薪酬方程可以识别与估计（伍德里奇，2007），我们在负债率方程中使用了与薪酬方程中业绩衡量指标（ROA）不同的指标来衡量公司的盈利能力。
企业价值方程（4）与方程（1）的不同之处在于，用高管层的平均在职消费PERK替换了经理薪酬COMP。方程右边的在职消费与负债的交互项PERK×LEV用来直接检验经理在职消费与负债在影响企业价值时的相互关系，如果在职消费PERK和负债率LEV的系数显著为正，且它们的交互项PERK×LEV估计系数显著为负，则说明在职消费与负债都能提高企业价值，而且它们在提高企业价值时存在着相互替代的关系。负债率方程（5）在方程（2）的基础上将经理薪酬COMP换成了在职消费PERK其余变量保持不变。其余变量这里不再赘述。
在职消费方程（6）的因变量是高管的在职消费PERK。根据已有文献（Rajan and Wulf，2006；陈冬华等，2005；等），我们控制了如下在职消费的影响因素：公司规模SIZE、现金流CF、相对薪酬RPAY、高管层持股比例MHOLD。另外，我们还控制了年度（φ）和行业（Ψ）所可能产生的影响。
研究变量的设计方法及其出处如表1。
表1： 变量设计 变量 性质 被解释 变量 解释变量
COMP PERK
经理薪酬 在职消费
变量 名称 Q
变量含义 企业价值
计算方法
(每股价格×流通股份数+每股净资产×非流通股份数+负债账面价值)/总资产，上述计算方法与夏立军和方轶强(2005)、苏启林和朱文(2003)、汪辉(2003)等一致
金额最高的前三名高管平均薪酬的自然对数
年报附注里的―办公费、差旅费、业务招待费、通讯费、出国培训费、董事会费、小车费和会议费‖等八项费用除以高管总人数后取自然对数，该计算方法借鉴于陈冬华等(2005)、姜付秀等(2009)
控制 变量
CE TOP1 MHOLD TANG OI ROA CF RPAY STATE- OWNED
MINDEX 市场化指数
增长机会 第一大股东持股比例 高管层持股比例 有形资产 运营能力 公司业绩 现金流 相对薪酬 企业性质
（固定资产+存货）/总资产，借鉴肖泽忠和邹宏（2008） 营业收入/总资产，借鉴Rajan and Zingales(1995)和Harvey et al.(2004) 净利润/总资产 经营现金净流量/总资产 高管平均薪酬/员工平均工资
用实际控制人类别来划分企业的所有权性质，若为国有控股， 则为国有企业，否则为非国有企业。
来自樊纲等所编制的“市场化程度指数”，2007年与2008年的市场化指数用2006年代替
高管人员（含董事、监事、高管）持股总数/总股本 资本支出/总资产，根据Palia,2001;Harvey et al.,2004; 第一大股东持股总数/总股本
LEV SIZE
负债率 公司规模
总负债/总资产 总资产的自然对数
PERKi,t??0??1Qi,t??2LEVi,t??3SIZEi,t??4CFi,t??5RPAYi,t??6MHOLDi,t??t??i??i,t
(6)
为了进一步研究经理激励与负债之间这种关系的存在条件，即不同的制度环境对替代或互补关系是否存在显著影响，我们从企业所有权性质和市场化程度两个角度，进行了相关的
分样本回归分析。首先，按企业性质将样本分为国有企业组与非国有企业组，进行联立方程组（I）和（II）的回归分析，以比较在不同所有权性质的企业中，经理显性激励和隐性激励与负债在影响企业价值时的相互关系是否存在差异。然后，按市场化程度的高低，将样本分为市场化程度高、中、低三组，分别进行以上回归分析，以验证市场化程度对经理激励与负债在决定企业价值时的相互关系是否有影响。 （三）研究样本
本文的研究样本为沪、深证券市场2002—2008年间的全部A股上市公司。在职消费数据根据公司年度报表手工整理，其余数据来源于CCER数据库和CSMAR数据库。
按照已有的研究惯例，我们利用以下标准对样本进行了筛选：（1）剔除了金融类上市公司样本，（2）剔除了IPO当年的样本，（3）剔除了净资产小于0的样本，（4）剔除了相关数据缺失的样本。最后，我们共得到8412个样本公司，占同一时间段内上市公司样本总量的87.2%，由此可以看出样本的选取具有非常好的代表性，能在很大的程度上体现中国上市公司总体的特征。
另外，需要说明的是，我们按照证监会行业分类标准对样本公司进行分类，除制造业采用证监会两位行业代码外，其他行业采用一位行业代码，最终全部样本分属于21个行业。
由于本文定义的在职消费并非企业会计准则等相关法规强制要求的披露内容，因此其数据缺失较多，最终，我们得到的在职消费样本为3496个，占上市公司样本总量的36.2%。为了保持样本的代表性，我们用经理薪酬样本（n=8412）对联立方程组（I）进行回归分析，用在职消费样本（n=3496）对联立方程组（II）进行回归分析。
三、描述性统计分析
我们对研究样本的主要变量进行了描述性统计分析，具体结果如表2所示。 薪酬组样本中，企业价值（Q）的均值（中位数）为1.2211（1.0168），标准差为0.644，可以看出样本公司的市场价值分布比较分散，市场对不同公司的估值差异较大。经理薪酬（COMP）的均值和中位数分别238,791和168,533，这表示在2002-2008年时间段内，我国上市公司中薪酬最高的前三位高管的年薪平均数（中位数）为23.88万元（16.85万元），相对来说，处于较低的水平。资产负债率（LEV）的均值和中位数分别为0.489和0.500，方差为0.1824。其余变量的描述性统计结果详见表2，这里不再赘述。
在职消费组样本是薪酬组样本的子样本。从描述性统计结果来看，高管人均在职消费PERK均值（中位数）为118.11（49.95）万元，对于薪酬最高的前三位高管（平均年薪23.88万元）来说，在职消费几乎是他们年度薪酬的5倍（中位数水平为3倍），由此可以看出，在职消费对薪酬并不高的公司高管们来说，很可能具有较强的激励作用，从而充当了隐性薪酬的角色（姜付秀等，2009）。整体上看，在职消费样本的数据特征与薪酬组样本差异并不明显。
表2： 描述性统计 变量 Q COMP MHOLD LEV SIZE TANG CE
均值 1.2211 11.9973 0.0128 0.4985 21.3502 0.4710 0.0618
薪酬组样本 中位数 1.0168 12.0349 0.0000 0.5087 21.2444 0.4671 0.0425
标准差 0.6544 0.8822 0.0689 0.1824 1.0337 0.1703 0.0609
均值 1.2148 11.9925 0.0133 0.4905 21.3082 0.4773 0.0651
在职消费组样本 中位数 1.0189 12.0317 0.0000 0.5011 21.2504 0.4746 0.0460
标准差 0.6417 0.8700 0.0719 0.1813 0.9735 0.1659 0.0613
OI TOP1 ROA State-owned MINDEX PERK CF RPAY Observations
0.6673 0.3945 0.0174 0.6983 7.4012
-- -- --
0.5448 0.3739 0.0161 1.0000 7.5000
-- -- -- 8412
0.4884 0.1642 0.0501 0.4590 1.9990
-- -- --
0.7130 0.3921 0.0190 0.7177 7.2008 13.0873 0.0551 5.6174
0.5926 0.3746 0.0160 1.0000 6.8600 13.1214 0.0531 4.2195 3496
0.5034 0.1602 0.0473 0.4502 1.9059 1.3725 0.0753 4.9783
为了直观地认识经理激励与负债如何影响企业价值，以及经理激励与负债在影响企业价值时的相互作用，本文利用样本分组后的三维图表，对经理薪酬（在职消费）、负债与企业价值进行了多变量描述性统计分析。具体做法是：我们对于每个行业每年的上市公司，按薪酬（在职消费）从高到低分为3组，再按负债率从高到低分为3组，这样得到每个行业每年度的9组子样本，每个子样本包含不了同的薪酬（在职消费）与负债组合；然后计算每个子样本中企业价值的均值（中位数），它代表了在不同薪酬（在职消费）与负债组合下企业价值的高低。我们同时还对样本按4×4组分类进行了相应的分析。
表3-A： 薪酬、负债与企业价值（9组）
企业价值Q（均值）
薪酬最高组 薪酬中组 薪酬最低组
1.234274 1.192001 1.204524 负债最低组
1.158034 1.168974 1.204075 负债中组
负债最高组 1.151768 1.173996 1.277284
表3-A为按经理薪酬高低和负债率高低分为9组后的企业价值（均值）统计结果。从表3-A我们可以看出，在薪酬（负债）最低组，企业价值伴随着负债率（薪酬）的升高而增加；而在经理薪酬（负债率）最高组，企业价值随着负债（经理薪酬）的升高而下降；并且，薪酬与负债双高组和薪酬与负债双低组，其企业价值都不是最大的，相反，一高一低的公司组其市场价值更高。由此，可以看出，当薪酬增加时，负债的作用有所减弱，在薪酬最高组，增加负债甚至有损于企业价值；反之，当负债水平提高时，薪酬的激励作用在降低，在负债最高组，增加薪酬反而会对企业价值产生负面影响，即：经理薪酬与负债在影响企业价值时存在着替代而非互补的关系。
表3-B： 薪酬、负债与企业价值（16组）
企业价值Q（均值）
薪酬最高组 薪酬次高组 薪酬次低组 薪酬最低组
负债最低组
负债次低组
负债次高组
负债最高组
1.231787 1.176606 1.193586 1.223752
1.199512 1.177674 1.171045 1.215733
1.14686 1.187846 1.168642 1.19268
1.137723 1.174693 1.228063 1.309428
注：箭头所指方向表示企业价值逐渐增加和薪酬（负债）逐渐降低。
表3-B为按与表3-A同样的分类方法，将全部样本分为16组的描述性统计结果。我们
可以看出，该结果与表3-A具有同样的变化规律，经理薪酬与负债在影响企业价值时呈现出较为明显的替代关系。
图1是与表3-A对应的三维立体图，X轴是负债率LEV，Y轴是经理薪酬COMP，Z轴是企业价值Q。从图中我们可以更直观地看出经理薪酬与负债在影响企业价值时的替代关系。图2是与表3-B对应的三维立体图，X轴是负债率LEV，Y轴是经理薪酬COMP，Z轴是企业价值Q。
图 1 经理薪酬、负债与企业价值 三维图（9组）
图 2 经理薪酬、负债与企业价值 三维图（16组）
随后我们对在职消费按同样的方式进行了分组检验，结果表明，无论是按经理薪酬还是在职消费分组，子样本公司价值的均值或中位数分布都表现出同样的规律，为节省篇幅，其余图表不再列举。
通过以上图表分析我们可以看出，在中国上市公司中，经理薪酬（在职消费）与负债在影响企业价值时，存在着明显的替代关系：当薪酬（在职消费）增加时，负债的作用逐渐减弱，甚至变为负；反之，当负债水平提高时，薪酬（在职消费）的作用却降低。同时，我们还能看到，对于高经理激励和高负债这样所谓的“最后一招”5，市场并不认同，因此其企业价值要低于激励与负债一高一低的企业。
四、回归结果与分析
上文的描述性统计分析为我们认识经理激励和负债在影响企业价值时的替代关系提供了一个直观的证据，为了更可靠地证明二者之间可能存在的替代关系，本部分将通过多元回归分析的方法，运用研究设计部分的两组方程，对经理激励与负债之间的关系进行更准确的实证检验。
（一）显性激励、负债与企业价值
我们首先运用本文的薪酬样本组，对联立方程组（I）和企业价值方程（1）分别进行了三阶段最小二乘估计（3SLS）和普通最小二乘估计（OLS），检验显性的经理激励、负债与企业价值之间的关系，具体结果如表4所示。
表4： 经理薪酬、负债与公司价值
COMP LEV
COMP×LEV Q SIZE CE TANG OI ROA MHOLD TOP1 Intercept
5
Three-stage least squares (1) Tobin's Q 1.329*** (0.006) 20.447* (0.050) -1.699* (0.052)
-0.294*** (0.000) -0.015 (0.854) -0.087 (0.382) -0.097** (0.017)
Leverage -2.793*** (0.000) 8.077*** (0.000) 2.272*** (0.000) 0.569*** (0.000) 0.031 (0.73) 1.211*** (0.000)
Compensation -0.029 (0.699) 1.798*** (0.000) 0.621*** (0.000) 1.461*** (0.000) -0.004 (0.962)
OLS regression (2)
Tobin's Q 0.197*** (0.000) 3.587*** (0.000) -0.287*** (0.000)
-0.181*** (0.000) 0.310*** (0.001) -0.052 (0.495) -0.346*** (0.000) 2.633*** (0.000)
Murphy(1998)称之为“last resort”，Gilson and Vetsuypens(1993)、Dial and Murphy(1995)等为此提供了典型案例。
Year Industry Adjusted R2 Observations P-value
(0.000) Yes Yes --
Yes Yes --
8412 (0.000)
(0.000) Yes Yes --
Yes Yes 0.5104 8412 (0.000)
注：括号内为P值。*，**，***分别表示在10%，5%，1%水平显著。
从回归结果看，在企业价值方程中，经理薪酬COMP与负债LEV的回归系数都显著为正，表明经理薪酬激励与负债治理都能显著地提高企业价值；更重要的是，经理薪酬与负债的交互项COMP×LEV的回归系数显著为负（-1.699，P值为0.052），说明经理薪酬与负债在提高企业价值时存在着显著的替代关系，这与描述性统计分析的初步结果相一致，同时也证明了Jain(2006)提出的经理薪酬与负债在“激励”经理时具有替代关系的假说。
在负债率方程中，经理薪酬COMP的回归系数显著为负，说明经理薪酬越高，公司负债率越低，经理薪酬的提高反而使经理更保守，更不愿意负债（Friend and Hasbrouk,1987）。在薪酬方程中，负债率对经理薪酬的影响为负，但并不显著，可能的原因是在国有企业里，负债存在软约束问题（卢峰、姚洋（2004）等），从而导致整体来看，负债对经理薪酬并没有显著影响，我们将在制度背景部分深入讨论这个问题。另外，与已有文献一致（Harvey et.al(2004)，Himmelberg et.al(1999)，等），企业价值对负债率LEV和经理薪酬 COMP都有显著的影响。由此我们可以看出，经理薪酬、负债与企业价值之间有着复杂的因果关系，存在着较强的内生性，尽管OLS回归的结果（表4第5列）与联立方程基本一致，但是由于OLS无法控制这些变量之间的内生性问题，其结果在很大程度上是不够稳健的，所以后文的回归分析，我们只使用联立方程组。 （二）隐性激励、负债与企业价值
我们利用在职消费样本组，对联立方程组（II）和企业价值方程（4）分别进行了三阶段最小二乘估计（3SLS）和普通最小二乘估计（OLS），检验了隐性经理激励、负债与企业价值之间的关系，具体结果如表5所示。
从回归结果来看，在企业价值方程中，高管在职消费PERK的回归系数显著为正，表明在职消费能显著地提高企业价值，这与姜付秀等（2009）和Chen et al.（2010）的研究结果一致，他们证明了高管的在职消费能提高公司业绩（包括会计业绩ROA、营业收入OI和累计股票回报CR）。更重要的是，在职消费与负债的交互项COMP×LEV的回归系数在5%的水平上显著为负（-0.860，P值为0.026），说明在职消费作为隐性的经理激励与公司负债在提高企业价值时存在着显著的替代关系。
在负债率方程中，在职消费PERK的回归系数在1%水平上显著为正，说明高管的在职消费越多，公司负债率越高。我们认为，中国上市公司的高管薪酬普遍不高、薪酬管制较严、媒体对高薪批评较多等，在这种背景下，在职消费能充当高管的“替代性”薪酬，甚至其激励作用可能更强，因此在职消费能够激励经理承担更多的债务。在职消费方程中，负债率LEV的回归系数显著为正（1.374，p值为0.000），说明负债的增加会提高经理人的在职消费水平。由此我们可以看出，在职消费与负债之间存在着相互促进的关系，这和薪酬与负债之间的互相减弱关系完全不同。关于变量间内生性问题的讨论与联立方程（I）类似，基于同样的原因，后文的相关回归分析只使用联立方程组（II）。
另外，在职消费方程中，相对薪酬RPAY和高管层持股MHOLD的系数为负，但显著性水平较低，这在一定程度上说明，高管年薪与员工平均工资的倍数越低、高管层持股比例越少，经理人从薪酬中得到的激励较少，他们越有可能会追求较高的在职消费。
表5： 在职消费、负债与公司价值
PERK LEV
PERK×LEV Q SIZE CE TANG OI CF RPAY MHOLD TOP1 Intercept Year Industry Adjusted R2 Observations P-value
Three-stage least squares (1) Tobin's Q 0.883*** (0.000) 10.593** (0.034) -0.860** (0.026)
-0.426*** (0.000) 0.143 (0.346) -0.142 (0.402) -0.061 (0.379) Yes Yes -- (0.000)
Leverage 0.646*** (0.000)
-1.014*** (0.000) -0.550*** (0.000) 0.185*** (0.003) -0.069*** (0.003) 0.038 (0.556) Yes Yes --
3496 (0.000)
(0.000) Perk 1.374*** (0.000) 2.270*** (0.000) 0.982*** (0.000) -0.430 (0.276) -0.006 (0.141) -0.286* (0.093) Yes Yes --
OLS regression (2) Tobin's Q 0.095*** (0.000) 1.855*** (0.000) -0.129*** (0.000)
-0.184*** (0.000) 0.330** (0.013) -0.012 (0.912) -0.263*** (0.000) 3.614*** (0.000) Yes Yes 0.5230 3496 (0.000)
注：括号内为P值。*，**，***分别表示在10%，5%，1%水平显著。
五、进一步研究：制度背景的影响
大量研究发现，制度会通过提高或降低激励和约束来影响公司的行为，尤其是影响拥有“自由决策权”的公司经理人行为，因此，用来缓解代理问题的激励机制和约束机制，其效率高低以及它们之间的关系，也必然由于制度背景的不同而有所差异（钱颖一,1999；孙铮等,2005；方军雄,2007；等等）。基于此，我们进一步研究不同的制度环境对这种替代关系是否有显著影响，即替代关系的存在条件。我们认为，企业所有权性质不同和各地区市场化程度差异的广泛存在，为我们的研究提供了充足的空间。下面，我们从企业性质和市场化程度
两个角度，进行了相关的实证分析。 （一）企业性质的影响
我们将全部样本按照企业性质分为国有企业组与非国有企业组，进行联立方程组（I）和（II）的回归分析，以比较在不同所有权性质的企业中，经理显性激励和隐性激励与负债在影响企业价值时的相互关系是否存在差异。
表6为不同企业性质下，显性经理激励、负债与企业价值之间关系的回归结果。从回归结果看，在非国有企业中，经理薪酬与负债在提高企业价值时的替代关系非常显著（系数-3.293，p=0.001），而在国有企业中这种关系并不成立。我们认为这一结果的原因可能是：国有企业严格的薪酬管制使得经理薪酬的激励机制相对来说不完善，导致显性的经理激励效果较弱，从而使得薪酬激励与负债治理之间的这种替代关系并不成立。
薪酬方程的回归结果表明，负债率的系数在非国有企业中显著为负，说明增加负债会减少经理的薪酬，而在国有企业这种影响非常不明显。另外，在非国有企业中，高管层持股比例对公司价值的影响在5%的水平上显著为负，而在国有企业中没有显著影响，由此可见，在中国的上市公司中，高管持股并不具有激励作用，有时甚至表现出对企业价值具有负面影响，这种现象可能是“由这些微乎其微甚至可以忽略不计的持股量引起的误差所致”（白重恩等，2005），在后文的表7中我们可以看到这种负面影响并不稳定，从而支持了这一解释。
表6： 经理薪酬、负债与公司价值：不同所有权性质
COMP LEV Q SIZE CE TANG OI ROA MHOLD TOP1 Year Industry Observations
State-owned enterprises (3SLS) Tobin's Q 0.338 (0.683) 0.391 (0.983) (0.988) (0.000) -0.016 (0.910) -0.217 (0.798) -0.100* (0.092) Yes Yes
-1.847** (0.027) 6.868** (0.020) (0.012) 0.440** (0.039) (0.017) 0.753 (0.259) Yes Yes
5874
Non-state-owned enterprises (3SLS)
Leverage (0.000) 2.142*** (0.000) 0.837*** (0.000) 0.301*** (0.001) -0.038 (0.198) 0.525*** (0.003) Yes Yes
2538
Compensation
-0.575*** (0.000) 1.415*** (0.000) 0.723*** (0.000) 1.373*** (0.000) 0.072 (0.586) Yes Yes
2.253*** (0.000) (0.001) -3.293*** (0.001)
-0.397*** (0.000) 0.233** (0.038) -0.191** (0.046) -0.148** 0.032 Yes Yes
-0.826***
Leverage Compensation Tobin's Q
0.012 (0.895) 2.045*** (0.000) 0.582*** (0.000) 2.108*** (0.000) 0.156 (0.604) Yes Yes
39.838***
COMP×LEV -0.022
-0.244*** 1.603**
-0.567**
P-value
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
注：括号内为P值。*，**，***分别表示在10%，5%，1%水平显著。
表7为不同企业性质下，隐性经理激励（在职消费）、负债与企业价值之间关系的回归结果。从回归结果看，与经理薪酬和负债之间的关系不同，在职消费与负债在提高企业价值时的替代关系在国有企业中显著存在（估计系数为-0.573，p值=0.082），而在非国有企业中则并不显著。我们对此的解释是：在薪酬管制严格的国有企业中，高管的货币性补偿的激励机制缺失（吕长江、赵宇恒，2008）在职消费能起到很强的激励作用，而在非国有企业中，由于经理激励主要通过比较市场化的货币薪酬方式实现的，且由于监督机制比较完善，在职消费得到了较大程度的控制，使得这种隐性的激励相对较弱。可能正是因为这种差异，从而导致了隐性的经理激励和负债之间的替代关系在国有企业和非国有企业表现出不同的特点。这一结果也证明了在薪酬管制的国有企业中，在职消费可能是经理报酬的一种有效补充，且它对高管的激励作用很可能比薪酬更强。
表7： 在职消费、负债与公司价值：不同所有权性质 PERK LEV
PERK×LEV Q SIZE CE TANG OI CF RPAY MHOLD TOP1 Year Industry Observations P-value
(0.000)
State-owned enterprises (3SLS) Tobin's Q 0.716*** (0.000) 6.939 (0.104) -0.573* (0.082)
-0.386*** (0.000) 0.110 (0.415) 0.295 (0.659) -0.044 (0.499) Yes Yes
Leverage 0.712*** (0.000)
-1.248*** (0.000) -0.592*** (0.000) 0.091 (0.113) -0.054* (0.059) 0.069 (0.382) Yes Yes 2509 (0.000)
(0.000) Perk 1.254*** (0.000) 2.407*** (0.000) 0.932*** (0.000) -0.341 (0.362) -0.005 (0.345) -0.785 (0.379) Yes Yes
(0.000)
Non-state-owned enterprises (3SLS) Tobin's Q
0.577** (0.021) 8.086 (0.222) -0.645 (0.203)
-0.392*** (0.000) 0.277 (0.421) -0.160 (0.403) -0.095 (0.499) Yes Yes
Leverage 0.435*** (0.000) -0.501** (0.041) -0.374*** (0.000) 0.650*** (0.000) -0.094** (0.010) 0.087 (0.513) Yes Yes
987 (0.000)
(0.000) Perk 1.502** (0.011) 3.497*** (0.006) 1.474*** (0.000) -1.021 (0.406) -0.012 (0.271) -0.169 (0.753) Yes Yes
注：括号内为P值。*，**，***分别表示在10%，5%，1%水平显著。
（二）市场化的影响
我们按照樊纲等所编制的“市场化程度指数”将全部样本分为市场化程度高中低三组6，分别进行联立方程组（I）和（II）的回归分析，以比较在不同市场化程度下，经理显性激励和隐性激励与负债在影响企业价值时的相互关系是否存在差异。
表8为不同市场化程度下，隐性经理激励（在职消费）、负债与企业价值之间关系的回归结果。从回归结果看，在市场化程度最高的公司中，经理薪酬与负债交互项COMP×LEV的回归系数为-0.837且在5%水平上显著，这说明经理薪酬激励与负债治理之间的替代关系在处于市场化程度较高地区的公司中显著存在。而在市场化程度低的公司中，这种关系却并不成立，而且经理薪酬与负债对企业价值的影响也不明显。我们认为，这一结果的原因可能是市场程度较低会导致经理薪酬契约更不完善和债务软约束更加严重（辛清泉、谭伟强，2009；方军雄，2007）；同时，薪酬方程中负债率LEV的回归系数为正（虽然不显著，但与市场化程度较高组中LEV系数显著为负有明显差异）也为在市场化程度较低时负债治理作用更弱的观点提供了直接的证据。
表8： 经理薪酬、负债与公司价值：不同市场化程度 COMP LEV Q SIZE CE TANG OI ROA MHOLD TOP1 Year Industry Observations
6
High market development (3SLS) Tobin's Q 0.751*** (0.000) (0.009) (0.012)
-0.301*** (0.000) 0.216*** (0.006) 0.015 (0.828) -0.056** (0.014) Yes Yes
Leverage (0.000) 2.398*** (0.000) 0.750*** (0.000) 0.130** (0.015) -0.037** (0.049) 0.130** (0.033) Yes Yes
4808 -0.758***
-0.960*** (0.000) 2.534*** (0.000) 0.846*** (0.000) 0.888** (0.011) -0.180 (0.266) Yes Yes
Low market development (3SLS)
-0.422 (0.613) -13.027 (0.473) 1.152 (0.464) (0.000) 0.140 (0.587) -0.105 (0.736) -0.104 (0.420) Yes Yes
-0.636* (0.050) (0.004) (0.004) 0.297 (0.137) -0.101 (0.477) 0.664** (0.020) Yes Yes
1164
0.341 (0.144) (0.012) (0.000) 3.300*** (0.000) 0.095 (0.849) Yes Yes
Compensation Tobin's Q Leverage Compensation
10.232***
COMP×LEV -0.837**
4.227*** 1.706**
-0.195*** 0.782*** 0.454***
表8和表9分别报告了研究样本按市场化程度高低分为三组后的最高组与最低组的实证结果，中间组与最高组结论一致。根据已有研究（饶品贵、姜国华，2008；等），最高组和最低组更有代表性并更具说服力，同时也为了节省篇幅，故省略中间组结果。
P-value
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
(0.000)
注：括号内为P值。*，**，***分别表示在10%，5%，1%水平显著。
表9为不同市场化程度下，隐性经理激励（在职消费）、负债与企业价值之间关系的回归结果。从回归结果看，与显性激励基本一致，作为隐性经理激励的在职消费与负债在提高企业价值时的替代关系也在处于市场化程度较高地区的企业中成立，而在市场化程度较低组中并不显著。其原因可能是，市场化程度较低时，相应的激励机制和约束机制都相对较弱（钱颖一，1999）。
另外，从负债率方程来看，市场化程度较高组，在职消费对负债率的正向影响更大，这说明提高相同的在职消费水平，市场化程度较高地区的经理需要承担更多的负债，而从在职消费方程来看，情况刚好相反，负债率对在职消费的正向影响在市场化程度较高时更小，这说明增加相同的负债水平，这些经理得到了更少的在职消费，这同样支持了市场化程度较低时负债治理作用更弱的观点。
表9： 在职消费、负债与公司价值：不同市场化程度 PERK LEV
PERK×LEV Q SIZE CE TANG OI CF RPAY MHOLD TOP1 Year Industry Observations P-value
(0.000)
High market development (3SLS) Tobin's Q 0.586*** (0.000) 6.082 (0.105) -0.507* (0.073) (0.000) 0.281 (0.136) -0.157 (0.232) -0.187** (0.015) Yes Yes
Leverage 0.490*** (0.000) (0.000) (0.000) -0.005 (0.935) -0.009 (0.595) -0.043 (0.524) Yes Yes 1715 (0.000)
(0.000) Perk (0.000) (0.000) (0.000) 0.155 (0.635) 0.002 (0.56) 0.027 (0.839) Yes Yes
(0.000)
Low market development (3SLS) Tobin's Q
0.496 (0.245) 15.304 (0.141) -1.180 (0.157) -0.118** (0.013) -0.324 (0.393) 0.206 (0.708) 0.034 (0.824) Yes Yes
Leverage 0.404*** (0.000) 0.306 (0.474) -0.134 (0.220) 0.029 (0.565) -0.054 (0.448) 0.030 (0.671) Yes Yes 525 (0.000)
(0.000) Perk 2.489*** (0.000) -0.645 (0.722) 0.360 (0.262) -0.071 (0.903) -0.003 (0.762) -0.299 (0.692) Yes Yes
2.082***
-1.036*** 1.894***
-0.332*** -0.423*** 0.831***
注：括号内为P值。*，**，***分别表示在10%，5%，1%水平显著。
六、稳健性检验
此外，我们还进行了如下的稳健性检验：
1、部分上市公司同时在境内和境外上市，而境内和境外在制度方面存在显著差异，如经理人市场、资本市场的发达程度、对证券发行的不同法律规定等。为了避免不同上市地的制度性差异对实证结果产生的潜在影响（Wallance and Naser,1995），我们剔除了同时在境内与境外（如香港证交所和纽约证交所）上市的样本公司，重新进行了回归分析，结论保持不变。
2、对于高管薪酬变量，文中使用的是薪酬最高的前三位高管平均薪酬的自然对数，我们用所有高管层平均薪酬的自然对数对此变量做了替换，然后重新进行了回归分析，结论保持不变。
3、已有文献表明，行业因素对企业价值影响较大（Lindenberg and Ross,1981），为了消除行业差异可能导致的回归结果偏差，我们使用行业均值调整后的企业价值(La Porta et.al, 2002;等)，重新进行了回归分析，结论保持不变。
限于篇幅，具体的结果没有列示。
七、结论
尽管已有文献对经理激励与负债两种机制之间的关系在理论上有所探讨，并给出两种对立的假说，即替代假说（Jain,2006）和互补假说（Berkovitch et al.，2000），但是，并没有实证文献对此问题给出证据支持。本文以中国上市公司为例，实证研究了经理激励与负债在影响企业价值时的相互关系，以及这种关系在不同制度背景下有何差异。
本文的实证检验结果表明，作为显性激励因素的经理薪酬与负债在提高企业价值时存在着显著的替代关系，同时，作为隐性激励因素的在职消费与负债在决定企业价值时也表现出明显的替代关系。进一步地，我们发现，企业所有权性质和市场化程度通过作用于经理激励机制与债务约束机制，从而影响了这种替代关系的显著性程度：
首先，在非国有企业中，经理薪酬与负债在提高企业价值时存在显著的替代关系，而在职消费与负债的替代关系并不显著；在国有企业中，在职消费与负债治理在提高企业价值时的替代关系显著，而经理薪酬与负债之间的替代关系并不显著。我们认为，导致这一结果的可能原因在于，国有企业和非国有在经理激励机制上存在显著的差异，非国有企业的经理薪酬更加市场化，同时，由于监督机制更加完善限制了经理人的在职消费，而在国有企业，普遍存在的薪酬管制（陈冬化等，2005），高管的货币性补偿的激励效应缺失（吕长江、赵宇恒，2008），从而可能使得在职消费对经理的激励作用可能更大。
其次，经理激励与负债治理之间的替代关系在市场化程度较高时明显存在，而在市场化程度较低时并不成立。对此，我们认为其原因可能是，由于市场化影响了激励机制和约束机制作用的发挥，在市场化程度较低的地区，政府干预比较普遍，而政府的干预常常使得激励和约束软化（钱颖一，1999）。
本研究为Jain（2006)所提出的经理激励与负债在影响企业价值时的“替代关系”假说提供了直接的证据。与以往从代理成本角度考察经理激励与负债相关性的研究不同（Ortiz-Molina,2007），本文从企业价值的角度分析了经理激励与负债约束的相互关系，丰富了经理激励、资本结构等相关文献。同时，已有研究主要是以薪酬、期权等显性的高管激励为基础，本文在考虑显性激励的同时，将高管在职消费作为经理隐性薪酬纳入经理激励的研究范围。此外，通过研究制度背景对这种替代关系的影响，检验了替代关系的存在条件，也为制度环境影响公司治理提供了新的证据。最后，本研究还有助于分析如何组合经理激励强度与负债水平更有利于企业价值最大化，为企业进行经理薪酬决策与资本结构决策提供了启
示。
参考文献
白重恩、刘俏、陆洲、宋敏、张俊喜，2005：《中国上市公司治理结构的实证研究》，《经济研究》第2期。
陈冬华、陈信元、万华林，2005：《国有企业中的薪酬管制与在职消费》，《经济研究》第2期。 樊纲、王小鲁，2007：《中国市场化指数—各地区市场化相对进程报告》，经济科学出版社。 方军雄，2007：《所有制、制度环境与信贷资金配置》，《经济研究》第12期。 方军雄，2009：《我国上市公司高管的薪酬存在粘性吗？》，《经济研究》第3期。 海、莫瑞斯，2001：《产业经济学与组织》，经济科学出版社。
卢峰、姚洋，2004：《金融压抑下的法制、金融发展和经济增长》，《中国社会科学》第5期。 吕长江、赵宇恒，2008：《国有企业管理者激励效应研究-基于管理者权力的解释》，《管理世界》第11期。
钱颖一，1999：《激励与约束》，《经济社会体制比较》，第5期。
孙铮、刘凤委、李增泉，2005：《市场化程度、政府干预与企业债务期限结构》，《经济研究》第5期。
魏刚，2000：《高级管理层激励与上市公司经营绩效》，《经济研究》，第3期。 汪辉，2003：《上市公司债务融资、公司治理与市场价值》，《经济研究》第8期。
夏立军、方轶强，2005：《政府控制、治理环境与公司价值—来自中国证券市场的经验证据》，《经济研究》第5期。
肖泽忠、邹宏，2008：《中国上市公司资本结构的影响因素和股权融资偏好》，《经济研究》第6期。 辛清泉、谭伟强，2009：《市场化改革、企业业绩与国有企业经理薪酬》，《经济研究》第11期。 Berkovitch, E., R. Israel, Y. Spiegel, 2000, ―Managerial Compensation and Capital Structure‖, Journal of Economics & Management Strategy 9 (4): 549–584.
Dessí R. and D. Robertson, 2003, ―Debt, Incentives and Performance: Evidence from UK Panel Data‖, The Economic Journal, Vol. 113, No. 490: 903-919.
Fan, J. P. H., T. J. Wong and T. Zhang, 2007, ―Politically-Connected CEOs, Corporate Governance and Post-IPO Performance of China’s Partially Privatized Firms‖, Journal of Financial Economics 84: 330-357.
Friend I. and L. Lang, 1988, ―An Empirical Test of the Impact of Managerial Self-Interest on Corporate Capital Structure‖, Journal of Finance, June: 271-280.
Gilson, S. and M. Vetsuypens, 1993, ―CEO Compensation in Financially Distressed Firms: An Empirical Analysis‖, Journal of Finance, 48(2): 425-58.
Grossman, S. and O. Hart, 1982, ―Corporate Financial Structure and Managerial Incentives‖, In: McCall, J. J.(Ed.), The Economics of Information and Uncertainty: 107–140.
Harris, M. and A. Raviv, 1990, ―Capital Structure and the Informational Role of Debt‖, Journal of Finance Vol.45, No.2: 321–349.
Harvey, C., K. Lins and A. Roper, 2004, ―The Effect of Capital Structure When Expected Agency Costs are Extreme‖, Journal of Financial Economics 74: 3-30.
Hendershon, M. and J. Spindler, 2005, ―Corporate Heroin: A Defense of Perks, Executive Loans, and Conspicuous Consumption‖, Georgetown Law Journal 93: 1835-1883.
Himmelberg, C., R. Hubbard and D. Palia, 1999, ―Understanding the Determinants of Managerial Ownership and the Link between Ownership and Performance‖, Journal of Financial Economics 53: 353-384.
Holmstrom, B., 1979, ―Moral Hazard and Observability‖, Bell Journal of Economics 10: 74-91.
Jain, N., 2006. ―Debt, Managerial Compensation and Learning‖, European Economic Review 50: 377-399.
Jensen, M., 1986, ―Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers‖, The American Economic Review, Vol. 76, No. 2, May: 323-329.
Jensen, M., and W. Meckling, 1976, ―Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure‖, Journal of Financial Economics 3: 305-360.
Jensen, M. and K. Murphy, 1990, ―Performance Pay and Top-Management Incentives‖, Journal of Political Economy 98: 225-264.
McConnell, J. and H. Servaes, 1990, ―Additional Evidence on Equity Ownership and Corporate Value‖, Journal of Financial Economics Oct: 595-612.
Morck R., A. Shleifer and R. Vishny, 1988, ―Management Ownership and Market Valuation: An Empirical Analysis‖, Journal of Financial Economics 20: 293-315.
Murphy, K. J., 1998, ―Executive Compensation‖, Working paper.
Ortiz-Molina, H., 2007, ―Executive Compensation and Capital Structure: the Effects of Convertible Debt and Straight Debt on CEO Pay‖, Journal of Accounting and Economics 43: 69-93.
Palia, D., 2001, ―The Endogeneity of Managerial Compensation in Firm Valuation: A Solution‖, The Review of Financial Studies, Vol. 14, No. 3: 735-764.
Rajan, R. and Wulf, J., 2005, ―Are Perks Purely Managerial Excess?‖, Journal of Financial Economics, 79: 1-33.
Rajan R., and L. Zingales, 1995, ―What Do We Know about Capital Structure? Some Evidence from International Data‖ The Journal of Finance, Vol. 50, No. 5: 1421-1460
Masulis, R., 1983, ―The Impact of Capital Structure Change on Firm Value: Some Estimates‖, Journal of Finance 38: 107-126.
Shah K., 1994, ―The Nature of Information Conveyed by Pure Capital Structure Chances‖, Journal of Financial Economics 36: 89-126.
Smith, C.W. and R.L. Watts, 1992, ―The Investment Opportunity Set and Corporate Financing, Dividend and Compensation Policies‖, Journal of Financial Economics 32: 263–292.
Tirole J., 2005, ―The Theory of Corporate Finance‖, Princeton University Press.
Wallance R. and K. Naser,1995, ―Firm-Specific Determinants of the Comprehensiveness of Mandatory Disclosure in the Corporate Annual Reports of Firms Listed on the Stock Exchange of Hong Kong‖, Journal of Accounting and Public Policy, 14(4): 311-368.
Williamson, O., 1964, ―The Economics of Discretionary Behavior: Managerial Objectives in a Theory of the Firm‖, Englewood Cliffs, N.J., Prentice-Hall.
范文三：研究论文格式
Liaoning Normal University
教师指导本科生科研训练
项目研究论文 说明:如是开放实验室项目请用“开放实验室项目”
将蓝字替换掉。
题 目: 单击输入论文题目
学 院: 单击输入学院全称
专 业: 单击输入规范的专业名称 班级序号: 单击输入如5班9号
学 号: 单击输入14位学号
学生姓名: 单击输入学生姓名
指导教师: 单击输入教师姓名
2010年12月
辽宁师范大学
本科生研究论文撰写规范
第一部分:封面
1、使用学校统一设计的模板。
2、需填写的内容全部使用打印机打印。
3、根据提示填写相关内容。
4、所有表格中 “学号”一栏，要填写的全校统一编排的14位学号。 5、用纸要求(以下所有用纸按此要求，模板中已经设置完毕)
?纸型:A4纸，单面打印;
?页边距:上2.5cm，下2.5cm，左2.8cm，右2.6cm;
?页眉:1.5cm，页脚:1.75cm，左侧装订。
第二部分:论文标题、摘要与关键词
1(文章标题:小二号字，黑体，居中
2(学生:XXX 指导教师:XXX(四号仿宋居中)
XXX学院XXX专业XXXX级(小四宋体居中) 3(中文摘要、关键词(中英文关键词、摘要 段落设置:左右缩进2 个字符)
摘要:(五号，黑体，加粗，顶格) 摘要正文(五号，宋体) 关键词:(五号，黑体，顶格，加粗) 关键词正文(五号，宋体，关键词间分号隔
开)
4(英文摘要、英文关键词(中英文关键词、摘要段落设置:左右缩进2 个字符)
英文摘要标题Abstract:(五号，Times New Roman，加粗，顶格) 英文摘要正文
(五号，Times New Roman)
英文关键词标题Key words:(五号，Times New Roman，加粗，顶格) 英文关键
词正文(五号，Times New Roman，关键词间用分号隔开)
第三部分: 主体部分
1(前言标题(小三号字，宋体，加粗，顶格)
前言内容(小四号字，宋体，行间距采用单倍行距) 2(各级标题与正文
标题层次可参考以下两种格式编排，具体细节由各学院根据专业特点作统一要求。
第一种:
1 XXXX(一级标题)
1.1 XXXX(二级标题)
1.1.1 XXXXXXX(三级标题)
第二种:
一、 XXXXX(一级标题)
(一)XXXXX(二级标题)
1(XXXXXXX(三级标题)
(1)XXXXXXX(四级标题)
以上两种可以选择一种，但不可两者混用。
一级标题用小三号字，宋体，加粗，顶格
二级标题用四号字，宋体，加粗，顶格
三级标题用小四号字，宋体，加粗，顶格
四级标题格式同三级标题
第1页
正文用小四号字，宋体，行间距采用单倍行距
3(正文中的图表
正文中图、表均需编排序号，有图、表题目及说明(五号、宋体)，如图1-1，表1-1。
4(每页页脚居中注明页码。
第四部分: 注释(五号，黑体，加粗，顶格)
注释内容(五号、宋体;英文用五号，Times New Roman)。
注释的著录，按文稿中引用顺序排列，并在文内相应位置用上标标注，可以用[1] [2]?为上标。
参考如下:(字体为五号、宋体)
, 期刊类:[序号] 作者1，作者2，??作者n.文章名.期刊名(版本),出版年,
卷次(期次).页次
, 图书类:[序号] 作者1，作者2，??作者n.书名.版本.出版地:出版者,出版
年.页次
序号] 作者1，作者2，??作者n.论文集名.出版地:出版者,, 会议论文集:[
出版年.页次
第五部分: 参考文献(五号、宋体、加粗、顶格)
参考文献内容(五号、宋体;英文用五号，Times New Roman)
序号可以用[1] [2] [3] ?，内容书写可参照第五部分注释内容书写,
注:参考文献是通常是在行文中参考了但未直接引用其中内容的书刊。
第2页
范文四：研究论文格式
Liaoning Normal University
教师指导本科生科研
项目研究论文
题 目： 单击输入论文题目
学 院： 单击输入学院全称
专 业： 单击输入规范的专业名称
班级序号： 单击输入如5班9号
学 号： 单击输入14位学号
学生姓名： 单击输入学生姓名
指导教师： 单击输入教师姓名
2012年12月 训练
辽宁师范大学
本科生研究论文撰写规范
第一部分：封面
1、使用学校统一设计的模板。
2、根据提示填写相关内容。
3、所有表格中 “学号”一栏，要填写的全校统一编排的14位学号。
4、用纸要求（以下所有用纸按此要求，模板中已经设置完毕）
·纸型：A4纸，单面打印；
·页边距：上2.5cm，下2.5cm，左2.8cm，右2.6cm；
·页眉：1.5cm，页脚：1.75cm，左侧装订。
第二部分：论文标题、摘要与关键词
1．文章标题：小二号字，黑体，居中
2．学生：XXX 指导教师：XXX（四号仿宋居中）
XXX学院XXX专业XXXX级（小四宋体居中）
3．中文摘要、关键词（中英文关键词、摘要 段落设置：左右缩进2 个字符） 摘要：（五号，黑体，加粗，顶格） 摘要正文(五号，宋体)
关键词：（五号，黑体，顶格，加粗） 关键词正文（五号，宋体，关键词间分号隔开）
4．英文摘要、英文关键词（中英文关键词、摘要段落设置：左右缩进2 个字符） 英文摘要标题Abstract：（五号，Times New Roman，加粗，顶格） 英文摘要正文（五号，Times New Roman）
英文关键词标题Key words：（五号，Times New Roman，加粗，顶格） 英文关键词正文（五号，Times New Roman，关键词间用分号隔开）
第三部分： 主体部分
1．前言标题（小三号字，宋体，加粗，顶格）
前言内容（小四号字，宋体，行间距采用单倍行距）
2．各级标题与正文
标题层次可参考以下两种格式编排，具体细节由各学院根据专业特点作统一要求。 第一种:
1 XXXX（一级标题）
1.1 XXXX（二级标题）
1.1.1 XXXXXXX（三级标题）
第二种：
一、 XXXXX（一级标题）
（一）XXXXX（二级标题）
1．XXXXXXX（三级标题）
（1）XXXXXXX（四级标题）
以上两种可以选择一种，但不可两者混用。
一级标题用小三号字，宋体，加粗，顶格
二级标题用四号字，宋体，加粗，顶格
三级标题用小四号字，宋体，加粗，顶格
四级标题格式同三级标题
正文用小四号字，宋体，行间距采用单倍行距
3．正文中的图表
正文中图、表均需编排序号，有图、表题目及说明（五号、宋体），如图1-1，表1-1。
4．每页页脚居中注明页码。
第四部分： 参考文献（五号，黑体，加粗，顶格）
注释内容（五号、宋体；英文用五号，Times New Roman）。
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[2]?为上标。
参考如下：（字体为五号、宋体）
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卷次（期次）.页次
? 图书类：[序号] 作者1，作者2，??作者n.书名.版本.出版地:出版者,出版
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? 会议论文集：[序号] 作者1，作者2，??作者n.论文集名.出版地:出版者,
出版年.页次
范文五：研究论文格式
20XX大学生物理实验研究论文
单击此处输入中文题名（不超过20个汉字）
作者（学号）
（1.单位名1，城市名1 邮政编码1 ）
摘 要： 在此处输入中文摘要（字数一般在100-150字）。摘要必须反映全文中心内容，内容应包括目的、过程及方法、结论。要求论述简明、逻辑性强、尽量用短句。采用第三人称的写法，并请用过去时态叙述作者工作，用现在时态叙述作者结论。
关键词： 词1；词2；词3（不多于5个，选词应规范，尽量从汉语主题词表中选取）
Title in English
Author
(1.Affiliation 1, City 1 Post Code 1)
Abstract: 单击此处输入英文摘要（与中文摘要文意一致，用第三人称写法，必要时可适当加长），并请用过去时态叙述
作者工作，用现在时态叙述作者结论。
key words: word1; word2; word3（中英文关键词须一一对应）
引言的内容可包括研究的目的、意义、主要方法、范围和背景等。应开门见山，言简意赅，不要与摘要雷同或成为摘要的注释，避免公式推导和一般性的方法介绍。引言的序号可以不编，不编序号时“引言”二字可以省略。
精炼，遵守我国著作权法，注意保守国家机密。每篇论文（含图、表）不超过10个page。其内容包括中英文题名、作者姓名、作者单位、摘要、关键词（不多于5个）、参考文献。另请在稿件首页地脚处给出第一作者简介（包括姓名、出生年、性别、籍贯、职称，最后学位或在读学历）及基金项目名称与批准号等信息。
单击此处输入标题1
可接下一级标题或正文。
论文要求主题明确、数据可靠、逻辑严密、文字
1.1 单击此处输入标题1.1
题名应恰当简明地反映文章的特定内容，要便于
在此位置注明作者的个人信息.包括作者的姓名，出生日期，性别，籍贯。院系专业，Email 地址等.
编制题录、索引和选定关键词。不宜使用非公知的缩略词、首字母缩写字符、代号等，也不能将原形词和缩略词同时列出；一般不用副题名，中、英文题名含义应一致。
1.1.1
单击此处输入标题1.1.1
下接正文。页码采用A4纸型纵向排列，页边距上、下均为3cm，左右均为2.5cm。文字大小规定如下：摘要、作者简介、图名、表名及内容、参考文献均为小五号字，正文中除标题外均为五号字，标题见样例。中文均采用宋体，西文采用Times New Roman字体。
正文（含图、表）中的物理量和计量单位必须符合国家标准和国际标准。
文中各级标题采用阿拉伯数字分三级编序，且一律左顶格排版。一级标题形如1，2，3，?排序；二级标题形如1.1,1.2,?排序；三级标题形如1.1.1,1.1.2,?排序。
文中图、表应有自明性，且随文出现。图以10幅为限。图中文字、符号或坐标图中的标目、标值须写清。标目应使用符合国家标准的物理量和单位符号。表格一般采用“三线表”，表的内容切忌与插图和文字内容重复。
图、表应有以阿拉伯数字连续编号的图、表序和简明的表题。表序和表题间空1个字距，居中排于表的上方。
若所有栏的单位相同，应将该单位标注在表的右上角，不写“单位”二字。表中内容相同的相邻栏或上下栏，应重复示出或以通栏表示，不能用“同左”、“同上”等字样代替。
图、表中的术语、符号、单位等应与插图及文字表述所用的一致。
表1 中文表题居中（表随文出现，且出现在同一页面内） 基本要求
表中文字中文采用小5号宋体，西文采用
Times New Roman字体。
物理量和表中的物理量和计量单位必须符合国家标
计算单位 准和国际标准。
注： 表注采用小5号宋体
公式主体居中，编号右对齐，如下所示。
??M11M12??x??
??MM????????g??C11C12???C??x???K11K12??
??x?????0????? (1) 2122??x21C22??xg??K21K22??xg??F?
20XX大学生物理实验研究论文
?ΦT?MΦ?I??ΦTKΦ?Ω2?diag???21??22????2
n?? (2)
???ΦTCΦ?diag?2???1?2???2???2?n?n?
图1 中文图题（图随文出现，且出现在同一页面内） 图中说明文字采用小五宋体，物理量和计量单位必须符合国家标准和国际标准。
参考文献只列出已经公开出版且在文中直接引用的主要文献，近5年的文献量应占50％以上。参考文献表采用顺序编码制，即按文中出现的先后顺序编号。
各类主要文献的著录格式如下：
①期刊： ［序号］ 作者.题名[J].刊名，出版年份，卷号（期号）：起止页码.
②专著： ［序号］ 作者.书名.版本（第1版不著录）[M].出版地：出版者，出版年.起止页码. ③论文集： ［序号］ 作者.题名[A].见:(In:)编著者.论文集名［C］.出版地：出版者，出版年.起止页码. ④学位论文：［序号］ 作者.题名[D].保存地点：保存单位，年份. ⑤专利文献：［序号］ 专利申请者.题名[P].专利国别,专利文献种类，专利号，出版日期.
⑥部级以上技术标准：[序号] 起草负责者.标准代号 标准顺序号—发布年 标准名称[S].出版地：出版社，出版年.
⑦技术报告： [序号] 主要责任者.技术报告题名[R].出版地：出版者，出版年.
20XX大学生物理实验研究论文
⑧电子文献： [序号] 主要责任者.电子文献题名[EO/OL].电子文献地址.发表或更新日期/引用日期.
文献作者3名以内全部列出，4名以上则列前3名，后加“,等”或“, et al”。外文作者姓前名后，名用缩写，不加缩写点。
名，出版年份，卷号（期号）：起止页码.
[2] 作者. 书名[M]. 版本，出版地：出版者，出版年. 起
止页码.
[3] 李晓川，孔轶群，冷凯良，等.水产品中氯霉素残留测
定方法的分析研究[J].2002，23（4）：76-81.
[4] Russel H Taylor, Dan Stoianovici. Medical robot in
computer-integrated surgery[J]. IEEE Trans. on Robotics and Automation, 2003, 19(5): 765-781.
参考文献：
[1] 作者1[，作者2，作者3][，等]. 期刊论文题名[J]. 刊
