孫 燁，張 晶,2

( 1.吉林大學 商學院，吉林 長春 130012；2.長春光華學院 商學院，吉林 長春 130033)

一、引 言

2013—2015年中國上市公司高管“薪酬王”總金額分別為1 974 萬元、2 038 萬元和 2 019 萬元，2016年有所回落，仍達 1 549萬元；同時，也有上市公司2016年業(yè)績同比下降 348.89%，而公司高管薪酬總額卻逆勢增長 69.4%[1]?！疤靸r薪酬”“薪酬倒掛”表現(xiàn)為高管貨幣化的超額薪酬，其本質(zhì)是高管利用職務權力，違背與委托人的契約為個人謀取的不正當貨幣性私利[2]。高管的非倫理行為將直接導致投資者利益受損和企業(yè)價值下降，間接致使企業(yè)陷落、破壞區(qū)域社會風氣和廉政環(huán)境。為此，不斷出現(xiàn)的上市公司高管薪酬亂象無疑將引發(fā)社會公眾的深層憂慮[3]，如何治理成為焦點問題。為約束高管攫取貨幣性私有收益的行為，學術界分別從外部環(huán)境約束[4]和公司治理機制[5]等方面進行研究，有學者進一步認為內(nèi)部監(jiān)督機制失靈是高管謀求不正當私利的主要根源，但建立有效內(nèi)部監(jiān)督機制非常困難。在中國，監(jiān)事會制度是公司內(nèi)部監(jiān)督機制的重要組成部分，《中華人民共和國公司法》(以下簡稱《公司法》)賦予監(jiān)事會對公司董事和高級管理人員財務監(jiān)督和業(yè)務監(jiān)督的法定權力[6]，而且2005年修訂后的《公司法》強化了監(jiān)事會的職權并完善了監(jiān)事會行權的保障機制[7]，從而于制度層面強化了對高管行為和決策的內(nèi)部監(jiān)督機制。

中國特色制度背景下監(jiān)事會制度實際運行中的監(jiān)督效力受到質(zhì)疑，學術界也存在監(jiān)事會無效 “取消說”[8]和監(jiān)事會履職 “加強說”[9]的爭議。中國經(jīng)濟轉型時期監(jiān)事會作為法律制度規(guī)定的內(nèi)部監(jiān)督機構其監(jiān)督作用無可替代，F(xiàn)irth等[10]證實監(jiān)事會的活躍程度、靈活設置及提升監(jiān)事專業(yè)水平的配置能增強監(jiān)事會財務監(jiān)督和經(jīng)營監(jiān)督的作用；尤其是在新的《公司法》實施后，監(jiān)事會對高管薪酬的約束作用由不顯著轉為顯著負向影響[11]，轉變可能源于新的《公司法》的頒布為組織實施目的性公司治理和監(jiān)事會的主動設置提供契機。

綜上所述，鑒于中國 “二元制”公司治理結構的獨特性，少有針對監(jiān)事會進行研究，亦甚少有研究監(jiān)事會對高管權力尋租行為的監(jiān)督效力。隨著微觀公司層級目的性治理視域研究逐漸興起，國內(nèi)鮮有涉及監(jiān)事會主動設置對高管攫取貨幣性私有收益行為的研究。基于此，本文深入探討因何引發(fā)監(jiān)事會設置的制度演進？監(jiān)事會設置的制度演進是否提升監(jiān)事會的治理質(zhì)量？通過監(jiān)事會制度的主動設置是否優(yōu)化公司治理水平？監(jiān)事會主動設置對高管貨幣性私有收益存在怎樣的作用？監(jiān)事會主動設置與制度環(huán)境的共時性關聯(lián)對高管不良行為又將產(chǎn)生怎樣的影響？

二、理論分析與研究假設

監(jiān)事會制度為外生規(guī)則與內(nèi)生規(guī)則的博弈均衡，股份有限公司的監(jiān)事會制度內(nèi)生于法律制度的強制性規(guī)定和以契約(主要與股東締約)為基礎的公司治理制度，是公司治理機制的重要組成部分。監(jiān)事會作為一項制度安排并非一成不變，而是表現(xiàn)為螺旋式無限多重均衡博弈序列的制度演進路徑[12]。監(jiān)事會設置的制度演進受組織外部制度環(huán)境和治理機制的綜合作用。法律制度和公司治理機制賦予監(jiān)事會依法依約監(jiān)督的權力，但隨著交易成本的上升監(jiān)事會制度的實施成本增加，又因為契約(法律條文)的內(nèi)在不完備性，若公司僅僅依據(jù)外部制度的剛性約束機制被動設置監(jiān)事會，僅能躲避行政機構的懲罰成本，其對高管私有收益的監(jiān)督效力則不盡人意，必須推動監(jiān)事會設置的制度演進。同時，監(jiān)事會制度透過投資者、企業(yè)高管和監(jiān)督者等參與者內(nèi)生策略互動而產(chǎn)生自我實施機制[12]，表現(xiàn)出明顯的自治性特征。出于現(xiàn)時和潛在的收益效應考慮，部分具有創(chuàng)新意識的組織將交易成本控制在不完全阻礙某些組織活動的范圍內(nèi)，以法律約束機制為基礎，通過監(jiān)事會的自我實施機制調(diào)整公司治理結構[13]，從而實現(xiàn)監(jiān)事會制度由原始的自發(fā)性治理到強制性的被動監(jiān)督，再到目的性主動設置的監(jiān)督機制的螺旋式演進。

依據(jù)交易成本經(jīng)濟學，真實交易充斥著交易成本，以制度環(huán)境為位移軌跡的參數(shù)，其變化將導致交易成本(治理成本)的變化，只要正的交易成本能夠被帶來的收益所彌補，則基于效率考慮，交易成本的差異將引發(fā)配套的治理機制發(fā)生前進性位移并具有異質(zhì)性[13]。治理機制的位移表現(xiàn)為創(chuàng)新性的公司實施目的性治理，從而更有利于監(jiān)督管理層，更有效阻止企業(yè)高管對股東利益的侵占行為。筆者認為監(jiān)事會作為公司治理的重要構成組件，是為避免兩權分離所引發(fā)的代理問題而設置的內(nèi)部監(jiān)督制度安排，監(jiān)事會以依法依約為基礎自我實施的主動設置能夠提升對代理人行使業(yè)務監(jiān)督和財務監(jiān)督的效力，能夠防范公司內(nèi)部代理沖突，從而制約企業(yè)高管獲取私有收益的機會主義行為。

本文承續(xù)前人的研究，認為監(jiān)事會主動設置對高管貨幣性私有收益的監(jiān)督和約束作用主要表現(xiàn)在三個方面：第一，主動設置較大型監(jiān)事會更有利于其抑制公司高管侵犯股東利益攫取貨幣性私有收益的行為。一方面，監(jiān)事會規(guī)模的設置將影響監(jiān)事會專業(yè)和經(jīng)驗整體儲備水平，設置規(guī)模較大的監(jiān)事會其成員專業(yè)多元化和知識豐富性的概率增加[14]，從而有利于監(jiān)事會于不同情景中應對各式業(yè)務監(jiān)督和財務監(jiān)督問題；另一方面，設置大型監(jiān)事會更能有效地發(fā)揮監(jiān)督職能，可能成功地應對壓力，從而堅決抵制公司高管的不良行為。新的《公司法》賦予監(jiān)事會列席董事會會議并對決議提出質(zhì)詢和建議的權力，增加監(jiān)事會對高管貨幣性私有收益議案的合理性持有異議并最終由股東大會修正的幾率[6]。第二，監(jiān)事會獨立性設置可以減少高管攫取貨幣性私有收益發(fā)生的概率。Dahya等[9]認為，中國監(jiān)事會雖然在組織架構安排中與董事會地位等同，但實質(zhì)由董事會領導，內(nèi)部監(jiān)事在履職過程中難免與企業(yè)高管發(fā)生利益沖突，其獨立性的欠缺必然影響對董事會和經(jīng)理層的監(jiān)督效能；王彥明和趙大偉[7]認為，外部監(jiān)事的導入使得監(jiān)事會在與董事會和經(jīng)理層的監(jiān)督博弈過程中處于主動地位，提高監(jiān)督效率 。第三，監(jiān)事會技術水平影響其對高管獲取貨幣性私有收益的決策或議案合理性的判斷，從而影響監(jiān)督權力的履行?！豆痉ā匪鞔_的監(jiān)事會財務監(jiān)督和業(yè)務監(jiān)督權力，實踐過程需監(jiān)事會成員深諳財務、審計或法律等相關專業(yè)技能，否則監(jiān)事會成員不具備足夠的自我判斷能力[15]。技術能力水平的不足導致監(jiān)事會無法合格履職，仍僅作為花瓶而存在。因此，筆者提出如下假設：

假設1-1：其他條件相同，監(jiān)事會規(guī)模主動設置能夠約束高管貨幣性私有收益水平。

假設1-2：其他條件相同，監(jiān)事會獨立性主動設置能夠約束高管貨幣性私有收益水平。

假設1-3：其他條件相同，監(jiān)事會技術能力主動配置能夠約束高管貨幣性私有收益水平。

比較制度經(jīng)濟學認為單一主要制度域發(fā)生變化，將通過互補關系引發(fā)相關域的連鎖反應，即孤立某個域富有活力的制度安排或制度演進并非必然是帕累托最優(yōu)，應從共時性角度考察制度域之間的相互關聯(lián)并進行穩(wěn)固而連貫的整體性制度安排[12]。根據(jù)比較制度經(jīng)濟學的思想，監(jiān)事會主動設置即使是制度改進，必須關聯(lián)其他域制度環(huán)境的連鎖反應，才能提升監(jiān)事會對高管機會主義行為的監(jiān)督效能，從而實現(xiàn)帕累托改進。此前，徐細雄和劉星[16]提出，應耦合微觀公司治理機制和宏觀制度環(huán)境綜合治理公司高管攫取貨幣性私有收益行為。孫燁和張晶[17]通過元分析發(fā)現(xiàn)，制度環(huán)境的完善和公司內(nèi)部監(jiān)督職能的增強能更有效地降低高管謀求不正當貨幣性私利行為的概率。Berg等[4]認為，公司所屬區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境能提升高管收益水平，從而降低其謀求私利不端行為的發(fā)生概率。徐細雄和劉星[16]認為，經(jīng)濟水平低的地區(qū)，企業(yè)高管的相對貨幣性收益較高，更有機會為個人謀求不正當私利。同時，陳仕華等[5]從政治域視角分析認為，政府干預程度影響公司監(jiān)督機制約束高管的效力。Dyck和Zingales[18]認為，立法和執(zhí)法環(huán)境通過降低信息不對稱程度，從而制約高管獲取異常貨幣性私有收益[18]。綜上所述，鑒于中國各區(qū)域市場化改革發(fā)展不均衡，區(qū)域環(huán)境的差異性為探索制度環(huán)境與監(jiān)事會主動設置的共時性關聯(lián)對高管貨幣性私有收益的影響提供了客觀條件，因此，筆者提出如下假設：

假設2-1：其他條件相同，隨著制度環(huán)境的改善，監(jiān)事會規(guī)模主動設置對高管貨幣性私有收益的約束作用增強。

假設2-2：其他條件相同，隨著制度環(huán)境的改善，監(jiān)事會獨立性主動設置對高管貨幣性私有收益的約束作用增強。

假設2-3：其他條件相同，隨著制度環(huán)境的改善，監(jiān)事會技術能力主動配置對高管貨幣性私有收益的約束作用增強。

十八大以后，中國政府實施了一系列反腐新舉措，升華政治文明的同時也提升了公司治理機制。一系列反腐新政的實施切斷了貪腐和非法政商關系的“保護傘”，減弱了公司內(nèi)部人控制的防護盾，從而有利于強化公司內(nèi)部監(jiān)督機制[19]。因此，筆者提出如下假設：

假設3-1：其他條件相同，相比反腐新政實施前，反腐新政實施后監(jiān)事會規(guī)模主動設置對高管獲取貨幣性私有收益的約束作用增強。

假設3-2：其他條件相同，相比反腐新政實施前，反腐新政實施后監(jiān)事會獨立性主動設置對高管獲取貨幣性私有收益的約束作用增強。

假設3-3：其他條件相同，相比反腐新政實施前，反腐新政實施后監(jiān)事會技術能力主動配置對高管獲取貨幣性私有收益的約束作用增強。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2006年伊始，新的《公司法》的實施給予公司合規(guī)基礎上更大的自律空間，公司治理步入創(chuàng)新階段，因此，本文選取2006—2015年A股上市公司為初始研究樣本。樣本進一步篩選如下：剔除金融業(yè)樣本公司；剔除財務數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)缺失樣本；對主要連續(xù)變量進行上下5%水平的Winsorize處理以消除極端值的影響，最終得到9 790個樣本觀察值。本文上市公司財務數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，披露監(jiān)事個人資料信息不全面的數(shù)據(jù)通過手工查詢上市公司年報和新浪財經(jīng)予以補充，各地區(qū)的宏觀數(shù)據(jù)和制度環(huán)境信息通過國家統(tǒng)計局網(wǎng)站查閱獲取。

(二)變量設計

1.高管貨幣性私有收益

高管貨幣性私有收益(ABPAY)用異常的高管薪酬衡量，以高管實際薪酬扣除高管預期正常薪酬的差額表示，由模型(1)估計量化：

lnPAYi,t=β0+β1SIZEi,t+β2ROAi,t+β3ROAi,t-1+β4AWAGEi,t+β5CENTi,t+β6WESTi,t+∑IND+∑YEAR+εi,t

(1)

其中，i為A股上市公司樣本中第i家公司，t為年度，t-1為上一年度。LNPAY為公司前三位高管薪酬的自然對數(shù)，SIZE為公司規(guī)模，用總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示，ROA為公司績效，AWAGE為公司所屬地域城鎮(zhèn)職工平均工資的自然對數(shù)，CENT和WEST分別為公司位于中部地區(qū)和西部地區(qū)的虛擬變量。將模型(1)采用權小峰等[3]的方法對本文樣本公司分行業(yè)分年度回歸，回歸殘差即為本文高管貨幣性私有收益的測度變量。

2.監(jiān)事會主動設置

監(jiān)事會主動設置(SBAS)以超過強制上市公司共同遵守的法律或準則的部分衡量。(1)監(jiān)事會規(guī)模主動設置(SBSAS)。新的《公司法》《上市公司治理準則》《上市公司章程指引》等規(guī)定上市公司監(jiān)事會成員至少3人，若上市公司監(jiān)事會成員超過3人，則監(jiān)事會規(guī)模主動設置為1；反之，僅滿足強制性規(guī)定的最低標準則為0。(2)監(jiān)事會獨立性主動設置(EXTSAS)。《公司法》《上市公司章程指引》并未對上市公司監(jiān)事會的獨立性設置予以明確的強制性規(guī)定，僅在《上市公司治理準則》第六十四條強調(diào)監(jiān)事會的人員和結構應確保監(jiān)事會能夠獨立有效行使監(jiān)督和檢查權。因此，若上市公司設置外部監(jiān)事或獨立監(jiān)事，本文將監(jiān)事會獨立性主動設置視為1，反之為0。(3)監(jiān)事會技術能力主動配置(PROFAS)。中國上市公司法律制度并未對公司監(jiān)事會財務、審計和法律等相關專業(yè)監(jiān)事成員的配置予以強制性規(guī)定，而鑒于監(jiān)事會整體技術能力水平對監(jiān)事會監(jiān)督效能的重要性[15]，本文將上市公司監(jiān)事會配置具有財務、審計和法律等相關職業(yè)背景監(jiān)事視為1，反之為0。

3.制度環(huán)境

本文以王小魯?shù)萚20]市場化指數(shù)作為衡量各區(qū)域制度環(huán)境(INSTIT)的替代變量，該指數(shù)由各維度的分項指數(shù)綜合構成，該指數(shù)越大，反映該地區(qū)綜合市場化改革環(huán)境的總體水平越好。筆者采用平均增長率法補充完整該數(shù)據(jù)。

此外，本文借鑒王茂斌和孔東民[19]的做法，將十八大的召開作為政治文明和社會風氣影響的制度環(huán)境節(jié)點，2013年(含)以后為實施反腐新政之后年度。

4.控制變量

在檢驗假設的回歸模型中，以權小峰等[3]與陳仕華等[5]的研究為基礎，本文選取的控制變量包括：公司規(guī)模(SIZE)：為總資產(chǎn)(單位為億元)的自然對數(shù)；兩職兼任(DUAL)：視董事長和總經(jīng)理兩職兼任為1，反之為0；獨立董事比重(INDD)：為獨立董事人數(shù)占董事會人數(shù)比重；董事會規(guī)模(BOARD)：為董事會人數(shù)的自然對數(shù)；股權制衡度(BALAN)：為公司第二大股東至第十大股東持股比重之和；公司績效(ROA)：為凈收益與總資產(chǎn)之比；公司成長性(GROW)：為銷售收入增長率；管理層持股(MSHARE)：為管理層持股比重。

(三)回歸模型

為檢驗監(jiān)事會主動設置與高管貨幣性私有收益之間的關系以及政治文明風氣提升對兩者關系的作用程度，本文構建回歸模型(2)：

ABPAYi,t=β0+β1SBASi,t+β2SIZEi,t+β3DUALi,t+β4INDDi,t+β5BOARDi,t+β6BALAN+β7ROAi,t+β8GROWi,t+β9MSHAREi,t+∑IND+∑YEAR+εi,t

(2)

為考察制度環(huán)境與監(jiān)事會主動設置對高管貨幣性私有收益的影響，本文構建回歸模型(3)：

ABPAYi,t=β0+β1SBASi,t+β2INSTITi,t+β3SBAS×INSTITi,t+β4SIZEi,t+β5DUALi,t+β6INDDi,t+β7BOARDi,t+β8BALAN+β9ROAi,t+β10GROWi,t+β11MSHAREi,t+∑IND+∑YEAR+εi,t

(3)

其中， SBAS為監(jiān)事會主動設置，以監(jiān)事會規(guī)模主動設置(SBSAS)、監(jiān)事會獨立性主動設置(EXTSAS)和監(jiān)事會技術能力主動配置(PROFAS)三個維度的替代變量分別代入模型(2)和模型(3)中。

四、實證結果分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

針對各變量描述分析(如表1所示)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)高管貨幣性私有收益的變異程度較大(0.610)；監(jiān)事會規(guī)模主動設置、監(jiān)事會獨立性主動設置和監(jiān)事會技術能力主動配置的公司樣本分別占總體樣本的43.0%、53.0%和47.0%，表明部分上市公司已經(jīng)意識到監(jiān)事會規(guī)模、獨立性及整體技能水平對監(jiān)事會功能的作用，公司監(jiān)事會自我實施主動設置步入公司治理制度創(chuàng)新階段，但各變量存在一定程度的變異。各變量的方差膨脹因子(VIF)均值為1.150，最大值為1.390，全部小于10.000，說明變量之間不存在嚴重的共線性問題。

表1 描述性統(tǒng)計和相關系數(shù)表

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%顯著性水平，下同。

(二)回歸分析

本文通過對非平衡面板數(shù)據(jù)進行Hausman檢驗，選擇固定效應回歸模型。表2列示監(jiān)事會主動設置與高管貨幣性私有收益的回歸結果。由表2 可知，全樣本回歸中(1)—(3)結果顯示監(jiān)事會獨立性主動設置和監(jiān)事會技術能力主動配置的系數(shù)均顯著為負，說明監(jiān)事會獨立性和技術能力水平的主動設置能夠監(jiān)督高管貨幣性的私有收益獲取水平，與Dahya等[9]與王彥明和趙大偉[7]的觀點契合；但是監(jiān)事會規(guī)模主動設置未發(fā)現(xiàn)存在顯著的影響。同時(4)—(6)以正向高管貨幣性私有收益為因變量進行分樣本回歸發(fā)現(xiàn)，監(jiān)事會主動設置各替代變量均對高管正向貨幣性私有收益存在顯著反向作用，說明監(jiān)事會通過規(guī)模、獨立性和技術能力的主動設置均能對高管獲取高于合理收益的異常收益具有抑制效應。另外，鑒于中國處于經(jīng)濟轉型時期，本文按產(chǎn)權性質(zhì)進一步分組檢驗發(fā)現(xiàn)，*限于篇幅，未能報告結果。非國有上市公司監(jiān)事會獨立性主動設置和技術能力主動配置與高管貨幣性私有收益之間存在顯著負向關系，監(jiān)事會規(guī)模主動設置僅對高管正向超額貨幣性私有收益具有抑制作用，一定程度驗證了監(jiān)事會規(guī)模對提升監(jiān)事會監(jiān)督效力的重要作用[11]；反觀國有上市公司監(jiān)事會主動設置對高管貨幣性私有收益的監(jiān)督作用較弱，僅在分樣本組(ABPAY>0)中監(jiān)事會獨立性主動設置和技術能力主動配置的回歸系數(shù)顯著為負。至此，驗證了假設1-2和假設1-3，假設1-1部分情境得以證實。

表2 監(jiān)事會主動設置與高管貨幣性私有收益的回歸結果

注：括號內(nèi)為t值，下同。

本文深入考察監(jiān)事會主動設置與制度環(huán)境的共時性關聯(lián)效應(如表3所示)。由表3(1)和(4)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，監(jiān)事會規(guī)模主動設置與制度環(huán)境乘積項的回歸系數(shù)在全樣本和分樣本回歸中為負但不顯著。然而，全樣本回歸中監(jiān)事會獨立性主動設置和技術能力主動配置與制度環(huán)境交互項對高管貨幣性私有收益都存在顯著的負向影響，回歸系數(shù)分別為-0.153和-0.131，且通過5%顯著性水平檢驗；同時，高管貨幣性私有收益為正的分樣本回歸中兩者的交互項回歸系數(shù)也均顯著為負(-0.064和-0.014)。回歸結果表明，隨著法律環(huán)境的完善及政府干預程度的減弱等整體制度環(huán)境的改善，監(jiān)事會獨立性主動設置和技術能力主動配置對高管貨幣性私有收益的抑制作用更強；但并未能增強監(jiān)事會規(guī)模主動設置對高管不良行為的監(jiān)督效力，從而驗證了假設2-2和假設2-3。

表3 監(jiān)事會主動設置、制度環(huán)境與高管貨幣性私有收益的回歸結果

為了揭示政治文明風氣提升對高管貨幣性私有收益的作用，本文以黨的十八大召開作為政治文明轉變的時間節(jié)點[19]，將樣本劃分為反腐新政前和反腐新政后兩組分別回歸(如表4所示)。全樣本回歸模型中反腐新政實施前后公司樣本對比發(fā)現(xiàn)，雖然監(jiān)事會獨立性主動設置的回歸系數(shù)均顯著為負，但十八大后樣本組監(jiān)事會獨立性主動設置的回歸系數(shù)為-0.077，通過1%顯著性水平，無論回歸系數(shù)或顯著性水平都明顯強于反腐新政前的公司樣本組(β=-0.034，p<0.050)。同時，分樣本(ABPAY>0)回歸結果的對比分析發(fā)現(xiàn)，雖對照樣本組均表現(xiàn)為1%顯著性水平下負向影響，但反腐新政實施后樣本回歸系數(shù)(-0.050)的絕對值明顯大于反腐新政實施前樣本的回歸系數(shù)(-0.043)絕對值。另外，反腐新政實施前后的樣本組中監(jiān)事會規(guī)模和監(jiān)事會技術能力主動配置對高管貨幣性私有收益及大于零的回歸結果均不顯著。由此說明，相對于十八大前，十八大系列反腐新政出臺后，政治文明軟環(huán)境的提升更增強了監(jiān)事會獨立性主動設置對高管權力謀求個人不正當貨幣性私利行為的監(jiān)督和約束作用；但對監(jiān)事會規(guī)模主動設置和監(jiān)事會技術能力主動配置監(jiān)督效力的強化并未顯見，這為假設3-2提供了經(jīng)驗支持。穩(wěn)健性檢驗結果與上述實證結果基本保持一致。

表4 反腐新政實施對監(jiān)事會主動設置與高管貨幣性私有收益影響的回歸結果

五、結論與啟示

針對中國經(jīng)濟和社會轉型時期高管攫取貨幣性私有收益現(xiàn)象，本文基于2006—2015年A股上市公司非平衡面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：首先，監(jiān)事會獨立性主動設置和技術能力主動配置對高管攫取貨幣性私利的行為具有約束效力，監(jiān)事會規(guī)模主動設置僅對高管獲取貨幣性私有收益超出預期收益水平具有抑制作用。其次，非國有上市公司監(jiān)事會規(guī)模、獨立性主動設置和技術能力主動配置對高管貨幣性私有收益具有不同程度的影響，但國有企業(yè)僅監(jiān)事會獨立性主動設置和技術能力主動配置對高管攫取正向貨幣性私有收益發(fā)揮反向作用。再次，其他條件不變，制度環(huán)境的完善能夠不同程度地增強監(jiān)事會獨立性主動設置和技術能力主動配置對高管貨幣性私有收益的監(jiān)督效力。最后，與反腐新政前比較，反腐新政后的政治文明轉變提升了監(jiān)事會獨立性主動設置對高管謀取貨幣性私利行為的約束效力。

本文的主要啟示：一方面，監(jiān)事會規(guī)模、獨立性主動設置和技術能力主動配置不同程度地對高管貨幣性私有收益存在約束作用，這為上市公司健全內(nèi)部監(jiān)督機制，創(chuàng)新監(jiān)事會制度和加強對高管貨幣性私有收益的治理拓寬思路，為政府部門完善監(jiān)事會制度相關法律法規(guī)及給予公司更多自律空間提供嘗試性建議；另一方面，鑒于監(jiān)事會主動設置與制度環(huán)境共時性關聯(lián)的作用，政府宏觀方面需繼續(xù)深化改革，完善立法和執(zhí)法環(huán)境，減少行政干預及提升政治文明氛圍等，增強監(jiān)事會履職效力。

參考文獻：

[1] 任明杰, 董添. 2016年上市公司高管薪酬大起底 [N]. 中國證券報, 2017-05-05.

[2] Shleifer, A., Vishny,R. W.Corruption [J]. Quarterly Journal of Economics, 1993, 108 (3): 599-617.

[3] 權小鋒, 吳世農(nóng), 文芳. 管理層權力、私有收益與薪酬操縱 [J]. 經(jīng)濟研究, 2010， (11): 73-87.

[4] Berg, S.V., Jiang, L., Lin, C. Regulation and Corporate Corruption: New Evidence From the Telecom Sector [J]. Journal of Comparative Economics, 2012, 40 (1): 22-43.

[5] 陳仕華, 姜廣省, 李維安, 等. 國有企業(yè)紀委的治理參與能否抑制高管私有收益? [J]. 經(jīng)濟研究, 2014， (10): 139-151.

[6] Xi, C. In Search of an Effective Monitoring Board Model: Board Reforms and the Political Economy of Corporate Law in China [J]. Connecticut Journal of International Law, 2006,22(1): 1-46.

[7] 王彥明, 趙大偉. 論中國上市公司監(jiān)事會制度的改革 [J]. 社會科學研究, 2016， (1): 89-96.

[8] Dahya, J., Karbhari, Y., Xiao, J.Z. The Supervisory Board in Chinese Listed Companies: Problems, Causes, Consequences and Remedies [J]. Asia Pacific Business Review, 2002, 9 (2): 118-137.

[9] Dahya, J., Karbhari, Y., Xiao, J.Z.,et al. The Usefulness of the Supervisory Board Report in China [J]. Corporate Governance: An International Review, 2003, 11 (4): 308-321.

[10] Firth, M., Fung, P.M.Y., Rui, O.M. Ownership, Two-Tier Board Structure, and the Informativeness of Earnings: Evidence From China [J]. Journal of Accounting & Public Policy, 2007, 26 (4): 463-496.

[11] Ding, S., Wu, Z., Li, Y., et al. Executive Compensation, Supervisory Board, and China’s Governance Reform: A Legal Approach Perspective [J]. Review of Quantitative Finance and Accounting, 2010, 35 (4): 445-471.

[12] 青木昌彥. 比較制度分析 [M]. 周黎安譯，上海: 上海遠東出版社, 2001.1-278.

[13] 約翰·克勞奈維根. 交易成本經(jīng)濟學及其超越[M].朱舟，黃瑞虹譯，上海：上海財經(jīng)大學出版社，2002.14-60.

[14] Ding, S., Wu, Z., Li, Y.,et al. Can the Chinese Two-Tier-Board System Control the Board Chair Pay? [J]. Asian Journal of Finance & Accounting, 2009, 1 (1): 1-22.

[15] Xiao, J.Z., Dahya, J., Lin, Z. A Grounded Theory Exposition of the Role of the Supervisory Board in China [J]. British Journal of Management, 2004, 15 (1): 39-55.

[16] 徐細雄, 劉星. 放權改革、薪酬管制與企業(yè)高管腐敗 [J]. 管理世界, 2013， (3): 119-132.

[17] 孫燁, 張晶. 制度環(huán)境對高管腐敗作用的邊界條件研究 [J]. 山東社會科學, 2017， (7): 128-133.

[18] Dyck, A., Zingales, L. Private Benefits of Control: An International Comparison [J]. The Journal of Finance, 2004, 59 (2): 537-600.

[19] 王茂斌, 孔東民. 反腐敗與中國公司治理優(yōu)化:一個準自然實驗 [J]. 金融研究, 2016，(8): 159-174.

[20] 王小魯, 樊綱, 于靜文. 中國分省份市場化指數(shù)報告(2016) [M]. 北京: 社會科學文獻出版社, 2017.214-225.