高管薪酬與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)

●夏 沖

一、引言

相對較低的風(fēng)險承擔(dān)會降低企業(yè)資本配置效率（Faccio et al.，2012），更高的風(fēng)險承擔(dān)水平有利于提高企業(yè)的資本配置效率和企業(yè)價值（余明桂等，2013；蘇坤，2017）。風(fēng)險承擔(dān)對企業(yè)價值有著重要影響。目前學(xué)術(shù)界對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)影響因素的研究很多，取得了豐富的成果，研究內(nèi)容包括投資者保護(hù)、所有權(quán)性質(zhì)、股東行為、董事會規(guī)模、高管權(quán)力和高管薪酬等。

在高管薪酬方面，相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)高管薪酬中的股權(quán)激勵有助于管理層克服風(fēng)險規(guī)避傾向（蘇坤，2015），降低代理成本；股權(quán)激勵與風(fēng)險承擔(dān)之間并非簡單的線性關(guān)系，而是呈倒U形關(guān)系（李小榮、張瑞君，2014）；當(dāng)薪酬和股權(quán)薪酬同時存在時，期權(quán)性質(zhì)的薪酬占比降低后，高管會更傾向于從事低風(fēng)險的活動（Gormley et al.，2013）。 基于我國薪酬仍是貨幣薪酬形式為主的本土情境，股權(quán)激勵的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)在我國無法適用。國內(nèi)關(guān)于薪酬與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)方面的研究較為稀缺，吳育輝和吳世農(nóng)（2010）研究發(fā)現(xiàn)高管高薪并未有效降低公司的代理成本，反而提高了代理成本；而張瑞君（2013）研究發(fā)現(xiàn)薪酬激勵的增加能提升高管承擔(dān)風(fēng)險的水平。顯然，對于高額薪酬的激勵效應(yīng)并未取得一致共識。在我國新興加轉(zhuǎn)軌的經(jīng)濟(jì)背景下，上市公司高管薪酬普遍較高，而薪酬的激勵作用究竟如何，是否能有效地降低代理成本，提升企業(yè)價值，尚未有確切的結(jié)論。

本文基于我國高管薪酬較高的背景，從實(shí)證的角度出發(fā)，研究高管薪酬對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與高管薪酬負(fù)相關(guān)，企業(yè)的性質(zhì)和成長性會對這種關(guān)系產(chǎn)生影響，在國有企業(yè)和高成長性的公司中，這種負(fù)向關(guān)系更加明顯。本文的主要貢獻(xiàn)在于，運(yùn)用實(shí)證檢驗(yàn)的方法從高管薪酬的角度出發(fā)研究企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)，豐富了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)影響因素的研究。

本文其余內(nèi)容安排如下：第一部分為理論分析與研究假設(shè)；第二部分為研究設(shè)計；第三部分為實(shí)證檢驗(yàn)與分析；第四部分為研究結(jié)論。

二、理論分析與研究假設(shè)

高管會影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān) （呂文棟等，2015），進(jìn)而會影響企業(yè)價值。在風(fēng)險偏好上，股東為了追求個人收益最大化，既不會過度追求高風(fēng)險，也不會刻意規(guī)避風(fēng)險，且股東可以通過多元化投資降低自己投資組合的整體風(fēng)險 （Faccio et al.，2011），因此，投資者是風(fēng)險中性的。而高管將自己的人力資本和大部分財富與公司關(guān)聯(lián)在一起，面臨的風(fēng)險高于股東，因此和所有者相比，高管是風(fēng)險規(guī)避的。在所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離后，高管規(guī)避風(fēng)險的傾向會給所有者造成價值損失，而薪酬是連接高管與公司的主要紐帶，也是影響高管行為的主要因素，因此，為了緩解所有者與股東之間利益沖突，薪酬成了激勵高管的主要考慮之一。

在我國，高管薪酬彈性較低，薪酬在一段時間內(nèi)波動性較小。也就是說，企業(yè)投資高風(fēng)險項(xiàng)目獲得超額收益并不會增加高管的報酬，高管回避風(fēng)險不會降低其報酬。在這種情況下，高管積極承擔(dān)風(fēng)險的收益為零，因此高管會盡可能規(guī)避風(fēng)險。當(dāng)薪酬總額會隨業(yè)績增長而有適當(dāng)增長時，高管承擔(dān)較高風(fēng)險可能使報酬增加，高管有動機(jī)承擔(dān)風(fēng)險。然而當(dāng)承擔(dān)風(fēng)險可能帶來的收益小于承擔(dān)風(fēng)險的成本時，高管傾向于規(guī)避風(fēng)險。且承擔(dān)風(fēng)險的損失大小受目前薪酬水平的影響，目前薪酬越高，可能的損失就越大。從成本收益的角度考慮，高管更可能會規(guī)避風(fēng)險，傾向于保守經(jīng)營，穩(wěn)住自己現(xiàn)有的職位以獲取持續(xù)的高薪酬；而且薪酬水平越高，高管這種規(guī)避風(fēng)險的意愿會越強(qiáng)烈。目前國內(nèi)高管薪酬水平普遍較高，因而高管規(guī)避風(fēng)險的動機(jī)會更強(qiáng)。基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H1：高管薪酬與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)負(fù)相關(guān)。

國有企業(yè)與民營企業(yè)有著顯著的差異，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)高管一般有政府職位，不求有功但求無過是政府官員晉升過程中的主流心態(tài)，不出問題便是好的業(yè)績，高管為了自身的晉升，規(guī)避風(fēng)險的動機(jī)更強(qiáng)。而且，國有企業(yè)往往承擔(dān)著多重任務(wù)，并非以經(jīng)濟(jì)收益最大化為唯一目標(biāo)，目標(biāo)多元導(dǎo)致國有企業(yè)存在一定程度的冗員現(xiàn)象，冗員負(fù)擔(dān)顯著降低了高管的薪酬與企業(yè)業(yè)績之間的敏感性（張敏等，2013），使得業(yè)績考核對薪酬的約束力更弱，為高管規(guī)避風(fēng)險創(chuàng)造了更便捷的條件。而且，我國針對國有企業(yè)高管的薪酬出臺了一系列的文件，限制高管薪酬的增長，國企高管的薪酬上升空間受到進(jìn)一步的限制，這些都可能成為打擊國企高管承擔(dān)風(fēng)險的重要影響因素。和民營企業(yè)相比，國有企業(yè)具有顯著更低的風(fēng)險承擔(dān)水平（李文貴、余明桂，2012），這可能正是國有企業(yè)存在的上述特征使得高管風(fēng)險規(guī)避行為更甚而導(dǎo)致的結(jié)果。基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H2：所有權(quán)性質(zhì)會影響高管薪酬與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間的關(guān)系，國有企業(yè)會強(qiáng)化這種關(guān)系。

所有權(quán)性質(zhì)會通過影響高管行為而影響到薪酬與風(fēng)險承擔(dān)之間的關(guān)系，企業(yè)的成長性則會對風(fēng)險承擔(dān)產(chǎn)生重大影響，因而也會影響到薪酬與風(fēng)險承擔(dān)之間的關(guān)系。因?yàn)槠髽I(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平受到企業(yè)外部投資機(jī)會的影響，當(dāng)企業(yè)缺少外部投資機(jī)會時，即使企業(yè)有意愿、有資源進(jìn)行風(fēng)險投資，投資項(xiàng)目的匱乏也會使得企業(yè)難以提高風(fēng)險承擔(dān)水平（張敏等，2015），而高成長性企業(yè)和低成長性企業(yè)面臨的投資機(jī)會存在明顯的差異，一般來說，成長性越高，企業(yè)投資新項(xiàng)目的機(jī)會越多。企業(yè)投資新的項(xiàng)目存在較大的不確定性，風(fēng)險較高，因而在高成長性企業(yè)中，高管有更多的機(jī)會承擔(dān)風(fēng)險；而在低成長性的公司，公司發(fā)展機(jī)遇較少，高管承擔(dān)風(fēng)險的機(jī)會相應(yīng)較少。在低成長性公司中，由于缺乏投資機(jī)會，高管的風(fēng)險規(guī)避行為可能無法表現(xiàn)出來，而在高成長性企業(yè)中，高管承擔(dān)風(fēng)險的機(jī)會較多，高管規(guī)避風(fēng)險的行為更有可能發(fā)生。基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H3：企業(yè)成長性會影響高管薪酬與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間的關(guān)系，高成長性會強(qiáng)化這種關(guān)系。

三、研究設(shè)計

（一）檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

本文建立如下模型來檢驗(yàn)本文提出的三個假設(shè)。

式（1）中Riskit是被解釋變量，代表企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)；LnSalary代表高管薪酬，表示一系列控制變量，和分別表示對行業(yè)和年度進(jìn)行控制的虛擬變量。

被解釋變量Riskit表示企業(yè)i在第t年的風(fēng)險承擔(dān)，參考John等（2008）和余明桂等（2013）文獻(xiàn)的研究方法，本文將采用盈利的波動性來衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)，企業(yè)盈利的波動性越高，Riskit指標(biāo)值就越大，代表企業(yè)承擔(dān)的風(fēng)險水平越高。Risk指標(biāo)的具體計算公式如下所示：

式（2）中i表示企業(yè)，t表示年份，N表示觀測時間段的年數(shù)。

解釋變量LnSalary表示高管薪酬，用企業(yè)前三名高管的薪酬之和的自然對數(shù)作為指標(biāo)值。考慮到其他可能影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的因素，本文對部分變量進(jìn)行控制。所有變量的名稱和定義如表1所示。

表1 變量定義

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2009—2014年滬深兩市的上市公司作為研究對象，并對樣本公司進(jìn)行了如下篩選：剔除ST和*ST公司，根據(jù)證監(jiān)會2012年版行業(yè)分類規(guī)則，剔除了金融類公司，剔除數(shù)據(jù)缺失的公司，最終得到7590個樣本公司數(shù)據(jù)。本文的所有數(shù)據(jù)來自國泰安經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。本文回歸分析使用的統(tǒng)計軟件為Stata12.0。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2是描述性統(tǒng)計結(jié)果，主要描述了被解釋變量、解釋變量和控制變量的樣本量、均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最大值、最小值、中位數(shù)等統(tǒng)計量。從表2可以看出，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)變量Risk的平均值為0.032，表明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的平均水平為0.032；解釋變量Lnsalary的均值為14.050，最大值為15.920，最小值為12.150，表明高管薪酬對數(shù)的平均值為14.050，最高水平為15.920，最低水平為12.150；其他變量如Lev的均值為0.517，表示企業(yè)的平均資產(chǎn)負(fù)債率為51.7%；ROA的均值為0.083，表示企業(yè)的平均資產(chǎn)收益率為8.3%，Growth的平均值為0.194，說明企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入年均增長率為19.4%，平均水平較高；First均值為0.359，表明企業(yè)第一大股東平均持股比例為35.9%，股權(quán)集中度較高；State變量均值為0.597，說明超過一半企業(yè)的最終控制人為國家。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)性檢驗(yàn)

表3 列示了主要變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)，反映主要變量之間的相關(guān)關(guān)系。從表3中可以看出被解釋變量Risk與解釋變量LnSalary之間的相關(guān)系數(shù)為-0.181，為負(fù)數(shù)，且在1%的水平上顯著，說明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與高管薪酬之間呈現(xiàn)負(fù)向相關(guān)關(guān)系，即高管薪酬越高，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)越低。從表3中還可以看出，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)變量與控制變量中的 Size、Growth、BM、First、Age、State 等變量在 1%的水平上顯著相關(guān)，說明本文選擇的控制變量具有一定的代表性。

（三）回歸分析

為了驗(yàn)證本文的研究假設(shè)H1，我們對式1檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行回歸，得到的回歸結(jié)果如表4列（1）所示。從表4列（1）中可以看出，解釋變量LnSalary的系數(shù)為-0.002，系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著。說明在控制了其他可能影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的因素及年度和行業(yè)的基礎(chǔ)上，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平與高管薪酬存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即高管薪酬越高，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平越低。說明高額的高管薪酬無法激勵高管承擔(dān)更多的風(fēng)險，反而強(qiáng)化了代理成本的負(fù)面影響，回歸結(jié)果有力地支持了本文的研究假設(shè)。

此外，Lev回歸的系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率越大，杠桿越高，企業(yè)承擔(dān)的風(fēng)險越高，與實(shí)際經(jīng)驗(yàn)相一致。Size的系數(shù)顯著為負(fù)，說明企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平反而會降低；從理論上講，企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)越有可能朝多元化的方向發(fā)展，從而降低企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。Growth的系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)成長性越好，企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平越高；企業(yè)成長性好，反映企業(yè)面臨的發(fā)展機(jī)會更多，因而更有可能接觸和嘗試高風(fēng)險項(xiàng)目，處于高成長階段的企業(yè)，也有更強(qiáng)的動機(jī)去創(chuàng)新和承擔(dān)風(fēng)險。Age的系也數(shù)顯著為正，說明企業(yè)上市時間越長，企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平越高；從一方面考慮，企業(yè)上市時間越長，企業(yè)的風(fēng)險控制和管理能力會越強(qiáng)，企業(yè)承擔(dān)風(fēng)險的閾值會上升，另一方面，企業(yè)上市時間越長說明企業(yè)在資本市場經(jīng)歷的時間越久，面臨和接觸的環(huán)境更具多樣化，更易發(fā)現(xiàn)投資機(jī)會，因此企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平隨上市年限的增加而提高也符合邏輯。State的系數(shù)顯著為負(fù)，說明企業(yè)的國有屬性會降低企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。一方面，國有企業(yè)所有者缺位問題經(jīng)常會導(dǎo)致內(nèi)部人控制問題產(chǎn)生，高管為了個人的私利會規(guī)避風(fēng)險；另一方面，國企高級高管多為政府官員，這類高管出于政治晉升的目的會偏向于保守經(jīng)營，不愿承擔(dān)較大的風(fēng)險，因而國有企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平要低于非國有企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，因此，State系數(shù)的回歸結(jié)果與我們的預(yù)期是相一致的。

為了檢驗(yàn)假設(shè)H2，我們將研究樣本劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本，對兩個子樣本單獨(dú)進(jìn)行回歸分析，得到的回歸結(jié)果如表5列（1）所示。對比國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組樣本的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)在國有企業(yè)樣本組中，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平仍然與高管薪酬呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，而在非國有企業(yè)樣本組中，這種相關(guān)關(guān)系不存在。子樣本國企樣本組中Lnsalary的回歸系數(shù)為-0.004，與總體樣本的回歸結(jié)果-0.002相比，可以發(fā)現(xiàn)在國企中高管薪酬增加對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)產(chǎn)生的負(fù)向影響更大，說明企業(yè)的國有屬性強(qiáng)化了高管薪酬與風(fēng)險承擔(dān)的負(fù)向相關(guān)關(guān)系。

為了檢驗(yàn)假設(shè)H3，我們按照企業(yè)成長性的高低將樣本劃分為高成長性和低成長性的兩個子樣本，當(dāng)公司的成長性高于樣本整體平均值時，我們將其劃分為高成長性公司，反之，將其劃分為低成長性公司。我們對高成長性和低成長性的兩個子樣本分別進(jìn)行回歸，得到的回歸結(jié)果如表5列（2）所示。從表5列（2）的回歸結(jié)果看，高成長性樣本組中包含2522個樣本數(shù)據(jù)，低成長性樣本組中包含5068個樣本數(shù)據(jù)，占樣本數(shù)據(jù)的66.77%，說明大部分公司的成長性低于樣本平均水平；高成長性的樣本組中解釋變量LnSalary的回歸系數(shù)仍然是顯著為負(fù)，表示高管薪酬與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)顯著負(fù)相關(guān)；而在低成長性樣本組中，上述關(guān)系并不存在。子樣本高成長性樣本組中Lnsalary的回歸系數(shù)為-0.006，與總體樣本的回歸結(jié)果-0.002相比，可以發(fā)現(xiàn)在高成長性企業(yè)中高管薪酬增加對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)產(chǎn)生的負(fù)向影響更大，說明了企業(yè)的高成長性強(qiáng)化了高管薪酬與風(fēng)險承擔(dān)的負(fù)向相關(guān)關(guān)系。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文從以下幾個方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)以增加本文研究結(jié)果的可靠性。

1、調(diào)整風(fēng)險承擔(dān)變量的觀測時間段。本文在前面的回歸中采用資產(chǎn)收益率的波動性衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，用最近3年資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差作為風(fēng)險承擔(dān)變量的值，為檢驗(yàn)研究結(jié)果的可靠性，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中將觀測時間段延長到4年，用近4年的資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差作為衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的值。

表3 主要變量間Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣表

2、調(diào)整風(fēng)險承擔(dān)變量的度量方式。本文在前面的回歸中采用企業(yè)近3年資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中我們用同行業(yè)的資產(chǎn)收益率平均值對每家公司每年的資產(chǎn)收益率指標(biāo)進(jìn)行調(diào)整，再計算調(diào)整后資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差。計算該指標(biāo)的具體思路是：先根據(jù)企業(yè)息稅折舊攤銷前利潤（EBITDA）和企業(yè)總資產(chǎn)（ASSETS）計算出企業(yè)資產(chǎn)收益率（ROA，ROA=EBITDA/ASSETS），然后對某一年同行業(yè)的企業(yè)計算行業(yè)平均資產(chǎn)收益率，用企業(yè)資產(chǎn)收益率減去行業(yè)平均資產(chǎn)收益率，消除行業(yè)差異對ROA的影響，得到調(diào)整后的資產(chǎn)收益率（ROA_ADJ），選取一定觀測時間段，計算在觀測時間段內(nèi)ROA_ADJ的標(biāo)準(zhǔn)差，以此作為風(fēng)險承擔(dān)變量的值。穩(wěn)健性檢驗(yàn)中選取的觀測時間段為仍3年。

式（3）中i表示企業(yè)，t表示年份，N表示觀測時間段的年數(shù)；式（4）中X表示樣本中某一行業(yè)內(nèi)企業(yè)的數(shù)量總和，k表示某行業(yè)內(nèi)第k家企業(yè)。

3、調(diào)整高管薪酬的度量方式。本文在前面的研究中用企業(yè)披露的前三名高管薪酬的自然對數(shù)值作為衡量高管薪酬變量的值，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們用公司前三名董事、監(jiān)事和高管的薪酬之和的自然對數(shù)作為高管薪酬的替代指標(biāo)。用調(diào)整后的高管薪酬指標(biāo)進(jìn)行回歸。

我們發(fā)現(xiàn)上述3種穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果同樣支持我們的三個研究假設(shè)，本文僅在表 4（2）、（3）、（4）中列出了對H1的3個穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果。

五、結(jié)語

企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)對企業(yè)價值和一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展有重要影響。高管出于各方面的原因往往不愿意承擔(dān)過高的風(fēng)險，這往往會損害企業(yè)價值。本文通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，在我國高薪酬的背景下，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與高管薪酬之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，企業(yè)的性質(zhì)和成長性會對這種關(guān)系產(chǎn)生影響，在國有企業(yè)和高成長性的公司中，這種負(fù)向關(guān)系更加明顯。本文的研究結(jié)論在調(diào)整風(fēng)險承擔(dān)和高管薪酬的度量指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立。

表4 多元線性回歸結(jié)果表

本文的主要貢獻(xiàn)在于，從高管薪酬的角度出發(fā)研究企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)，運(yùn)用實(shí)證檢驗(yàn)的方法進(jìn)行研究，豐富了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)影響因素的研究。

表5 多元線性回歸結(jié)果表

[1]董保寶.風(fēng)險需要平衡嗎：新企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與績效倒U型關(guān)系及創(chuàng)業(yè)能力的中介作用[J].管理世界，2014，（01）.

[2]李文貴，余明桂.所有權(quán)性質(zhì)、市場化進(jìn)程與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012，（12）.

[3]李小榮，張瑞君.股權(quán)激勵影響風(fēng)險承擔(dān)：代理成本還是風(fēng)險規(guī)避?[J].會計研究，2014，（01）.

[4]呂文棟，劉巍，何威風(fēng).高管異質(zhì)性與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)[J].中國軟科學(xué)，2015，（12）.

[5]蘇坤.管理層股權(quán)激勵、風(fēng)險承擔(dān)與資本配置效率[J].管理科學(xué)，2015，（03）.

[6]蘇坤.重商文化、風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)價值[J].浙江工商大學(xué)學(xué)報，2017，（01）.

[7]吳育輝，吳世農(nóng).高管薪酬：激勵還是自利?——來自中國上市公司的證據(jù)[J].會計研究，2010，（11）.

[8]余明桂，李文貴，潘紅波.民營化、產(chǎn)權(quán)保護(hù)與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān).經(jīng)濟(jì)研究，2013，（09）.

[9]張敏，童麗靜，許浩然.社會網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)——基于我國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].管理世界，2015，（11）.

[10]張敏，王成方，劉慧龍.冗員負(fù)擔(dān)與國有企業(yè)的高管激勵[J].金融研究，2013，（05）.

[11]張瑞君，李小榮，許年行.貨幣薪酬能激勵高管承擔(dān)風(fēng)險嗎.經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2013，（08）.

[12]Faccio,M.,et al..Large Shareholder Diversification and Corporate Risk-Taking[J].Review of Financial Studies,2011,(24).

[13]Faccio,M.,et al.CEO gender,corporate risk-taking,and the efficiency of capital allocation.SSRN 2021136,2012.

[14]Gormley,T.A.,et al..CEO compensation and corporate risk:Evidence from a natural experiment.Journal of Accounting and Economics,2013，(56).