國有控股公司管理層報酬的政策干預效果評估
——基于“限薪令”和“八項規(guī)定”政策干預的擬自然實驗

梅潔

(南京大學管理學院，江蘇 南京 210093)

引言

在所有者(出資人)缺位的條件下，具有實際控制能力的企業(yè)經營者或員工傾向于過度關注“內部人收益最大化”，從而產生所謂的“內部人控制”(青木昌彥和張春霖，1994)[18]。在我國國有企業(yè)，由于缺乏可以追溯的最終委托人，各類代理人都不擁有合法的對生產資料的個人產權，也并不對任何擁有生產資料產權的個人負責，更容易形成這種內部人控制的現象(周其仁，2000；李維安等，2001)[25][16]。因此，我國國有企業(yè)管理層傾向于利用實際控制能力，通過多種渠道為自己謀取私利，其中包括貨幣薪酬和在職消費等。即便是國有企業(yè)通過上市轉變國有控股的上市公司，國有股持股主體仍具有較為濃厚的行政化色彩?？紤]到董事會的決策功能弱化和監(jiān)事會的監(jiān)督功能不足，以及我國上市公司高管薪酬披露制度1所存在科目粗糙、過程模糊、缺乏強制性等問題(童衛(wèi)華等，2006；查婧，2009)[20][7]，使得國有控股上市公司(其信息更容易獲得)管理層的天價薪酬或招待費(在職消費)常常為公眾所“詬病”。如中國鐵建披露的2012年業(yè)務招待費共計8.37億元，位列A股上市公司之首，引起輿論廣泛關注。

在現有的公司法體系下，依據既定的“商業(yè)判定規(guī)則”，法律框架下的判定一般會充分尊重董事會的決定。只要董事會的決定滿足了一定的程序要求，法院(司法機構)就不再對董事會的決定做實質性審查。這種通行的司法體系催生了股東有限的干預權，其中包括對管理層的貨幣薪酬和在職消費的干預。為彌補股東干預權有限(伯切克和弗里德，2009)[6]的缺陷，有必要引入更加有力的、股東之外的監(jiān)督力量。在此背景下，我國政府先后多次出臺政策予以干預，近期影響較大的主要有兩次。一次是2009年9月16日，國務院六部委聯合發(fā)文，要求規(guī)范中央級國有企業(yè)管理層薪酬和在職消費，被記為“限薪令”(沈藝峰和李培功，2010)[19]。另一次是2012年12月4日，習近平總書記主持召開中共中央政治局會議上審議通過中央政治局關于改進工作作風、密切聯系群眾的八項規(guī)定。其中涉及的“招待、宴請和生活待遇”等限制性規(guī)定不可避免地對從中央到地方的國有企業(yè)產生一定的影響，被稱為“八項規(guī)定”。時至今日，“限薪令”已經頒布近5年，“八項規(guī)定”也已實施近兩年，但這兩項政策的干預是否對國有企業(yè)管理層的貨幣薪酬和在職消費產生積極的作用并未從實證研究中得到證實。有鑒于此，本文基于平衡面板數據政策干預效果評價的思想，構建政策干預發(fā)生前后的一階差分方程，并利用滬深A股主板市場的觀測樣本對其干預效果進行實證研究。結果表明，“八項規(guī)定”政策有效遏制了國有企業(yè)管理層貨幣薪酬和在職消費的增加，即如果政策公布后管理層在職消費同樣呈上升趨勢，那么相對于那些不受政策干預的民營企業(yè)，受到政策干預的國企其管理層在職消費會顯著趨于上升更少；而“限薪令”卻沒有類似作用。結果也表明，“八項規(guī)定”和“限薪令”雖對促進貨幣薪酬下降都發(fā)揮了一定的干預作用，但干預效果有限且并不持久。結果還表明，在促使管理層在職消費降低方面，“八項規(guī)定”和“限薪令”均未能發(fā)揮有效的干預作用，即對于那些管理層在職消費呈下降趨勢的企業(yè)，政策干預無法使國企與民企的管理層在職消費變化呈現出顯著差異。

與已有研究相比，本文至少做出以下兩方面貢獻。一方面，本文從規(guī)范的實證視角研究了“限薪令”和“八項規(guī)定”這兩大國企管理層薪酬政策的干預效果，由此填補了國內研究的空白。另一方面，本文創(chuàng)造性地將政策干預效果區(qū)分為遏制增加和促進降低兩種類型，試圖從方法上對政策干預的評價加以改進。

制度背景與理論分析

一、我國國有企業(yè)管理層薪酬激勵制度演進

隨著重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略的全面實施，我國從1954年起對規(guī)模較大的私營企業(yè)進行公私合營改造，從而形成事實上的國營經濟。到1956年改造基本結束時，國營企業(yè)占工業(yè)總產值的67.5%，公私合營占32.5%，私營工業(yè)幾乎全部消失。與國營經濟大一統(tǒng)相適應，中央政府統(tǒng)一管理國營企業(yè)的薪酬體制。1956年，全國工資改革會議決定，統(tǒng)一制定國營企業(yè)的工資標準，職工工資標準、職工定級、升級制度均由中央政府統(tǒng)一規(guī)定，地方政府和企業(yè)無權變更2。由此可知，在國營經濟早期，計劃經濟主導下的國有企業(yè)更多是“生產車間”，遠非具有經營自主權、獨立法人資格的市場主體，缺乏獨立核算和績效考核的天然基礎，也就不存在經營者和生產者之間的差別，使得其相應的薪酬激勵體制表現為整體劃一、僵化有余和彈性不足，更不存在所謂的“管理層激勵”。由于缺乏經營自主權、激勵機制僵化，這時期的國營企業(yè)逐漸暴露出生產經營積極性不高、生產效率低下等諸多矛盾。所以，按照“摸著石頭過河”的改革邏輯，相應的國有企業(yè)改革必然是從放權讓利入手。與以往的行政性分權3不同，這次改革主要是向企業(yè)“放權讓利”，即給予企業(yè)一部分新增收益的支配權，初步建立企業(yè)經營者和生產者的激勵機制，進而同時實現增加財政收入、企業(yè)留利和職工工資之目的。

伴隨“放權讓利”的企業(yè)改革推進，中央政府在逐步下放國有企業(yè)經營自主權的同時，也逐漸放松了對國有企業(yè)經營者和生產的薪酬管制，支持其建立與績效掛鉤的薪酬激勵制度，并陸續(xù)出臺相應的配套制度對經營者的薪酬總額予以規(guī)范?！秶鴦赵宏P于深化企業(yè)改革增強企業(yè)活力的若干規(guī)定》(國務院[1986]103號)規(guī)定：“凡全面完成任期年度目標的經營者個人收入可以高出職工收入的1～3倍，做出突出貢獻的還可以再高一些”。這是十一屆三中全會以后，國務院首次就國有企業(yè)管理層薪酬總額所出臺的較為明確規(guī)定。結合后來出臺的相關制度及各省實際執(zhí)行情況，大部分地區(qū)仍是將經營者貨幣薪酬總額限定為職工平均收入的3～5倍(朱克江，2003)[27]。此后，我國政府主管部門鮮有規(guī)范國有企業(yè)管理層薪酬總額的制度出臺，更多側重薪酬績效考核的管理。2004年，國資委出臺的《中央企業(yè)負責人薪酬管理暫行辦法(2004)》第12條規(guī)定，“績效薪金的60%在年度考核結束后當期兌現，其余40%延期兌現”。2009年9月16日出臺的《關于進一步規(guī)范中央企業(yè)負責人薪酬管理的指導意見》，除重申和細化了2004年關于延期支付和在職消費的管理之外，并未在操作規(guī)范、信息披露要求和薪酬總額設定等方面予以明確。由于薪酬制度方面的不完善，及國有企業(yè)內部人控制現象突出，造成了大量的灰色地帶或尋租空間，為管理層利用貨幣薪酬或在職消費渠道謀取私利提供了條件。

二、政府管制、薪酬剛性與在職消費

在國內研究中，不少文獻證實了管理層利用內部人控制優(yōu)勢謀取私利。其中，貨幣薪酬就是其謀取私利的重要渠道之一。方軍雄(2009)[12]發(fā)現，我國公司管理層薪酬的業(yè)績敏感性存在不對稱的特征，業(yè)績上升時薪酬的增加幅度顯著高于業(yè)績下降時薪酬的減少幅度，即存在粘性特征。與管理層薪酬相比，普通員工薪酬并不存在明顯的粘性特征。劉星和徐光偉(2012)[14]通過構建管理層權力指數，證實了管理層利用手中權力影響自身薪酬契約，導致薪酬具有向下的剛性和向上的彈性。權小鋒等(2010)[17]也得到類似的結論，即：國有控股公司管理層權力越大，其獲取的私有收益越高，且更傾向于通過盈余管理操縱獲取績效薪酬。這些研究表明，在我國薪酬制度體系尚不完善、薪酬披露不甚透明和外部監(jiān)管較為乏力的情況下，管理層利用自身優(yōu)勢通過貨幣薪酬來謀求自身利益的最大化。

管理層利用內部人控制優(yōu)勢謀取自身利益的另一渠道就是在職消費。顏劍英(2002)[24]認為，由于貨幣薪酬偏低、職位晉升激勵異化和聲譽機制不完善等弊端，管理層選擇強化自我激勵，主要包括利用非法手段侵吞國有資產和追求過度的在職消費。由于在職消費的隱蔽性和變通性，公司管理層甚至將在職消費作為對貨幣薪酬的部分替代，以便彌補因貨幣薪酬過低而無法有效彌補個體勞動付出的缺陷(趙文紅等，1998)[28]。陳冬華等(2005)[8]借助“八項費用法”4測算在職消費，發(fā)現國有控股公司管理層在職消費達到其貨幣薪酬的10倍，且成為國有控股公司管理層激勵的替代性選擇。尤其是公司管理層權力越大，其在職消費越高，但相應的績效依然難以得到顯著改善(盧銳等，2008)[15]。盡管也有研究提出，管理者持股比例和在職消費之間存在替代關系，管理者持股比例的增加能夠抑制在職消費(馮根福和趙玨航，2012)[11]。但該文僅用2005～2008年期間80家平衡面板數據樣本(其中國有控股公司61家，非國有控股公司19家)，僅占同期上市公司數量不足10%，其實證結論能否推廣值得商榷。

三、新興轉軌時期的執(zhí)法監(jiān)管

在內部人獲得實際控制權的治理結構下，加上司法不干預的“商事判斷規(guī)則”5(楊勤法，2009)[23]，董事會和監(jiān)事會的內部監(jiān)督難以發(fā)揮作用。在信息披露缺乏強制性、會計科目明細缺乏的條件下，外部投資者難以實施有效的監(jiān)督機制。由于政策性負擔的廣泛存在及其“預算軟約束”，銀行借款的債務治理作用難以有效發(fā)揮6。正因如此，我國國有控股公司管理層有條件和能力利用貨幣薪酬或在職消費渠道謀取私利，已多次成為輿論關注度的熱點話題。

由于交易成本和不確定性廣泛存在，市場主體之間的契約“天然”不完備(Hart and Moore，1994；Maskin and Tirole，1999)[2][3]。依托不完備合同理論，Pistor和Xu(2002)[4]提出法律不完備理論。他們認為，當法律高度不完備且違法行為會導致重大損害時，將執(zhí)法權分配給監(jiān)管者而非法庭是最優(yōu)。Pistor和Xu(2005)[5]借助法律不完備的理論框架，結合中俄兩國在推動股票市場發(fā)展的實踐活動，在一定程度上證實“執(zhí)法之外的治理機制”的重要性。但我國長期以來形成的行政管制強勢與執(zhí)法監(jiān)管弱勢在一定程度上阻礙了證券市場進一步發(fā)展(胡汝銀，2007)[10]。在我國，國有控股公司董事長和總經理大多是由同級黨委組織部門推薦或提名，再經過公司內部的法定程序產生，使得他們天然具有相應的行政級別。由于國有股“一股獨大”，這些公司中的其他董事和監(jiān)事半數以上來自政府部門，但其行政級別明顯低于董事長或總經理。以央企為例，在國資委網站列出的115家央企名錄中，前54家企業(yè)“一把手”(指企業(yè)董事長、黨委書記及總經理)多為“副部級”。支曉強(2005)[26]認為，我國慣行的“一把手”負責制和獨立董事監(jiān)督作用尚不確定，董事會能否相對獨立地監(jiān)督經理層，及監(jiān)事會能否監(jiān)督董事會和經理層等，這些在一定程度上都值得懷疑。因而，我國政府先后出臺“限薪令”和“八項規(guī)定”等政策，對國有企業(yè)管理層的貨幣薪酬和在職消費等問題予以干預，以期通過黨風黨紀整頓帶來收入差距和社會不公平現象減少。

樣本選擇與研究設計

一、樣本數據篩選

由于“限薪令”和“八項規(guī)定”發(fā)生在不同時期，我們需要選擇政策干預出臺前后的、相鄰的觀測樣本進行實證檢驗。考慮到政策干預具有明確的指向，即“限薪令”專門針對中央企業(yè)、“八項規(guī)定”則針對所有國有企業(yè)，本文均選擇國有企業(yè)之外的民營企業(yè)作為政策干預效果評估中的對照組。接下來，本文依據不同政策干預的時間和特點，分別進行觀測樣本選擇。

1.為檢驗2009年9月16日頒布的“限薪令”干預效果，本文選擇2008年和2010年7兩期觀測樣本進行實證檢驗。在這里，民營上市公司為對照組，中央企業(yè)為干預組，實際控制人類型虛擬變量為政策干預的代理變量(以下簡稱政策干預變量)。為檢驗“限薪令”政策干預的時滯，本文還選擇2008年和2011年兩期觀測樣本進行穩(wěn)健性檢驗。若在2008年和2011年的觀測樣本中，政策干預變量的回歸估計結果維持不變，則證實原實證結果的穩(wěn)健性；否則我們需要重新審視。

2.為檢驗2012年12月4日正式出臺的“八項規(guī)定”干預效果，本文選擇2012年和2013年兩期觀測樣本進行實證檢驗。其中，民營上市公司為對照組，國有企業(yè)(中央國企和地方國企)為干預組，實際控制人類型虛擬變量為政策干預的代理變量。為確保該實證結論的穩(wěn)健性，本文還選擇2011年和2013年兩期觀測樣本進行實證檢驗。若在2011年和2013年的觀測樣本中，政策干預變量的回歸估計結果并不相同，我們可能會懷疑政策干預變量的實際效果。

結合以上樣本選擇要求，本文利用Wind金融資訊數據庫和色諾芬(CCER)數據庫進行篩選，具體過程如下。首先，本文剔除2007年以來主營業(yè)務發(fā)生重大變更的、觀測期間不連續(xù)的公司樣本。其次，本文剔除隸屬金融和保險業(yè)(證監(jiān)會行業(yè)分類)的樣本，剔除當年被ST和*ST的樣本，剔除凈資產為負及其他相關數據不全的樣本。經過以上篩選程序，本文獲得2008～2013年滬深主板A股市場4593個觀測樣本。在考察“限薪令”政策干預效果時，選用2008～2010年間431家A股主板上市公司在三年間的1293個觀測樣本；在考察“八項規(guī)定”政策干預效果時，選用2011～2013年間1100家A股主板上市公司在三年間的3300個觀測樣本。

二、計量模型構建

1.評價政策干預效果的計量方法選擇

在政策干預效果評估過程中，我們幾乎不可能得到“實驗數據”。面對大量的非實驗數據，如何根據數據特征選擇合適的計量方法成為實證檢驗政策干預效果的關鍵。在微觀計量經濟學領域，工具變量法(Instrumental Variable)、斷點回歸(Regression Discontinuity Design)、雙重差分(Difference in Difference)和傾向值匹配(Propensity Score Matching)等計量方法常常被用來進行政策評估(衛(wèi)夢星，2012)[21]。在綜合比較這些方法適用條件基礎上，我們利用觀測樣本的平衡面板數據優(yōu)勢，選擇一階差分法來構建政策評估模型(伍德里奇，2007)[22]。借助該模型，我們允許個體異質性特征存在，包括不隨時間改變的不可觀測因素。在回歸估計中，我們先進行差分以剔除個體異質性因素，再輔以同方差條件的滿足或異方差的修正，便可得到該模型的無偏估計及其統(tǒng)計推斷，從而增強本文實證結果的穩(wěn)健性和可靠性。

2.基于政策頒布前后平衡面板數據的一階差分方程構建

借鑒相關文獻，我們建立影響公司管理層貨幣薪酬(或在職消費)的非觀測效應模型。

其中，yit為政策干預的結果變量，這里表示管理層貨幣薪酬或在職消費；d2t為時間虛擬變量，政策出臺時間之后取1，否則取0；policyit為政策干預虛擬變量，對照組取0，干預組取1；ctl為相關控制變量的向量，如：公司規(guī)模、股權集中度、公司績效、財務杠桿、成長性和股票超額回報等；αi為非觀測的個體異質性特征(或稱固定效應)，如平均管理者能力、等影響管理層薪酬的、不隨時間變化的、難以觀測的因素；μit為特異性誤差。

在t=1期，d2t=0，可得式(2)。

在t=2期，d2t=1，可得式(3)。

利用上述兩期平衡面板數據，我們用式(3)減去式(2)可得如下一階差分方程，即式(4)，其中不隨時間變化的個體異質性特征已然被消除。

其中，△yi=yi,2-yi,1，△policyi=policyi,2-policyi,1，其它以此類推。按照上述界定，我們可得政策干預該變量(△policyi)的取值結果，即：

3.樣本分組的考慮

顯然，對于政策出臺后管理層報酬(包括貨幣薪酬和在職消費)同樣呈現上升趨勢(即△yi＞0 ＆ △yj＞0)的國企和民企(即△policyi=1，△policyj=0)，如果β^＜0，則|△yi|＜|△yj|，這表明比較其他因素相近的兩類企業(yè)，政策出臺后國企會比民企管理層報酬上升更少，因此政策干預有助于抑制管理層報酬增長，即政策干預有效；否則表明政策干預無效。

對于政策出臺后管理層報酬(包括貨幣薪酬和在職消費)同樣呈現下降趨勢(即△yi＜0 ＆ △yj＜0 )的國企和民企，如果β^＜0，則|△yi|＞|△yj|，這表明比較其他因素相近的兩類企業(yè)，政策出臺后國企會比民企管理層報酬下降更多，因此政策干預有助于促使管理層報酬下降，即政策干預有效；否則表明政策干預無效。

因此，在實證評估政策干預效果時，需要按照政策出臺后比出臺前管理層報酬上升還是下降將樣本分組后分別進行回歸。

三、主要變量說明

1.貨幣薪酬

受限于我國數據的可得性，本文將管理層貨幣薪酬界定為現金收入與津貼之和，即用前三位董事薪酬之和作為高管薪酬的代理變量，并取其自然對數，參見劉鳳委等(2007)13。在實證檢驗中，本文主要使用的是貨幣薪酬變化量，記為Dtcm。

2.在職消費

在我國會計現行會計準則中，管理層的在職消費并沒有專門的科目予以對應。借鑒權小鋒等(2010)[17]的處理方式，本文選擇管理費用扣除法代理在職消費，并取其自然對數。需要補充說明的是，本文在實證檢驗過程中，主要使用的是在職消費的差分量，降低了對數據質量的要求，將其記為Dmfe。

3.政策干預變量處理(△policyi)

由△policyi的界定可知，若公司實際控制人為國有企業(yè)，則實際控制人類型虛擬變量取1，否則取0。其中，為檢驗限薪令干預效果，我們選擇中央企業(yè)作為被干預組；為檢驗八項規(guī)定干預效果，我們選擇國有企業(yè)(央企和地方國企)作為被干預組，將政策干預變化量記為Dstat。

4.控制變量

為控制其它相關因素影響，本文還借鑒Berger等(1997)[1]、陳勝藍和盧銳(2012)[9]等相關文獻控制了相關解釋變量，包括公司規(guī)模、股權集中度、公司績效、財務杠桿、成長性和股票超額回報等指標作為控制變量。其中，公司規(guī)模為公司總資產的自然對數，其相應變化量記為Dsize；股權集中度為第一大股東持股比例，其相應變化量記為Dfirst；公司績效為總資產收益率，其相應變化量記為Droa；成長性為TobinQ值，其相應變化量記為Dtbn；財務杠桿為公司應息債務與公司總資產之比，其相應變化量記為Dlev；股票超額回報率為公司股票年度收益率減去綜合指數收益率，其相應變化量記為Dsmr。

實證結果與分析

一、統(tǒng)計分析

1.樣本分布特征

考察“限薪令”政策干預效果時，在2008～2010年間選定的431家A股上市公司在三年間8的觀測樣本中，作為干預組的中央控股國有上市公司有147家(占樣本總量的34%)，其余284家民營上市公司作為政策干預的對照組。觀測樣本中隸屬于東部地區(qū)的有266家，占62%，其余隸屬于中西部地區(qū)?？疾臁鞍隧椧?guī)定”政策干預效果時，在2011～2013年間選定的1100家A股上市公司在三年間的觀測樣本中，作為干預組的國有控股上市公司(含中央控股和地方控股)有686家(占樣本總量的62%)，其余414家民營上市公司作為政策干預的對照組。觀測樣本中隸屬于東部地區(qū)的有626家，占57%，其余隸屬于中西部地區(qū)。根據我國證監(jiān)會的行業(yè)分類標準，這些樣本公司分布在17個行業(yè)。

2.統(tǒng)計描述

在本文構建的計量模型中，用于回歸估計的變量為相應控制變量的變化量。故而，我們在統(tǒng)計描述中直接對控制變量的變化量進行描述，結果見表1。

表1顯示，對于檢驗“限薪令”干預效果的2008與2010年央企與民企觀測樣本，政策干預前后管理層貨幣薪酬與在職消費平均而言增加0.135和0.148。但在樣本間的差異較大，分別有30%和20%的樣本在政策干預后呈下降趨勢，而在其余70%和80%貨幣薪酬與在職消費增加的樣本中，管理層貨幣薪酬與在職消費普遍比政策干預前增加了38%和28%左右。

對于檢驗“八項規(guī)定”干預效果的2012和2013年國企與民企觀測樣本，政策干預前后管理層貨幣薪酬與在職消費平均而言增加0.071和0.109。但在樣本間的差異較大，分別有35%和28%的樣本政策干預后管理層貨幣薪酬與在職消費減少，而在其余65%和72%貨幣薪酬與在職消費增加的樣本中，其普遍增加在26%和19%左右。

表1 相關變量的統(tǒng)計描述

表2 相關變量的相關性分析

3.相關性分析

與上述統(tǒng)計描述相類似，我們主要對管理層貨幣薪酬與在職消費的變化量以及相關控制變量的變化量進行皮爾遜(Pearson)相關性分析(見表2)。

表2顯示，對于檢驗“限薪令”干預效果的2008與2010年央企與民企觀測樣本，貨幣薪酬變化量與政策干預(Dstat)負向相關，在職消費變化量與政策干預正向相關，但在5%水平上均不顯著。而對于檢驗“八項規(guī)定”干預效果的2012年和2013年國企與民企觀測樣本，貨幣薪酬和在職消費變化量均與政策干預呈負向相關關系，且均在5%水平上顯著。

二、實證結果

基于一階差分模型(式4)，本文分別選擇2008年和2010年兩期樣本、2012年和2013年兩期樣本，對2009年“限薪令”和2012年“八項規(guī)定”政策干預管理層貨幣薪酬和在職消費的效果進行實證檢驗，其回歸結果分別匯總至表3和表4，限于篇幅，表中對于控制變量僅保留了大多存在顯著作用的回歸結果，下同。

1.“限薪令”政策的干預效果

表3中“限薪令”對貨幣薪酬的回歸結果Ⅰ顯示，政策干預(Dstat)的回歸系數估計為-0.068，但在10%水平上不顯著。區(qū)分政策實s施后貨幣薪酬呈上升與呈下降趨勢的樣本后，回歸結果Ⅲ顯示，政策干預的回歸系數估計為-0.220，且在1%的水平上顯著；而回歸結果Ⅱ中政策干預的回歸系數在10%水平上并不顯著。這表明，在控制公司規(guī)模和績效等因素后，即對于公司規(guī)模和績效等在政策前后的變化水平接近的央企和民營上市公司，如果政策公布后管理層貨幣薪酬同樣呈下降趨勢，那么相對于那些不受政策干預的民營企業(yè)，受到政策干預的央企其管理層貨幣薪酬會顯著趨于下降更多。

表3 2008 vs.2010樣本的“限薪令”政策干預效果實證檢驗的回歸結果

對于那些管理層貨幣薪酬呈上升趨勢的央企和民企，是否受到政策干預并未使兩類企業(yè)管理層貨幣薪酬變化呈現出顯著差異?！跋扌搅睢睂υ诼毾M的回歸結果Ⅳ～Ⅵ顯示，政策干預的回歸系數在10%水平上均不顯著。這表明，在控制其它解釋變量不變的情況下，對于在職消費的增加或減少，“限薪令”均未能發(fā)揮積極作用。由此可知，政策實施后，絕大多數央企管理層貨幣薪酬受公司規(guī)模和公司績效提升的影響依然呈現上升趨勢。對于這部分中央企業(yè)，“限薪令”似乎并未發(fā)揮顯著抑制作用，也絲毫未能影響到央企管理層在職消費水平。這與沈藝峰和李培功(2010)[19]的研究結論相近。

2.“八項規(guī)定”的干預效果

表4中“八項規(guī)定”政策評價對于貨幣薪酬的回歸結果Ⅰ～Ⅲ顯示，盡管對于總體樣本政策干預的回歸系數估計在1%的水平上顯著為負，但在區(qū)分政策公布后管理層貨幣薪酬上升和下降樣本后，政策干預的回歸系數估計雖仍為負值但顯著性程度分別為11%和17%。這表明，在控制其他因素的影響后，“八項規(guī)定”政策對于管理層貨幣薪酬存在一定干預效果但統(tǒng)計意義上并不十分顯著。

“八項規(guī)定”政策評價對在職消費的回歸結果Ⅳ～Ⅵ顯示，盡管對于總體樣本政策干預的回歸系數估計在1%的水平上顯著為負，但在區(qū)分在職消費上升和下降樣本后，僅對于在職消費上升樣本其政策干預的回歸系數估計在1%水平上顯著為負，對于在職消費下降樣本其政策干預的回歸系數在10%的水平上并不顯著。由此可知，如果政策公布后管理層在職消費同樣呈上升趨勢，那么相對于那些不受政策干預的民營企業(yè)，受到政策干預的國企其管理層在職消費會顯著趨于上升更少。這表明，“八項規(guī)定”政策有效地遏制了國企管理層在職消費的增加。與之不同，對于那些管理層在職消費呈下降趨勢的企業(yè)，政策干預無法使國企與民營企業(yè)的管理層在職消費變化呈現出顯著差異，即政策干預并未起到積極作用。

表4 2012 vs.2013樣本的“八項規(guī)定”政策干預效果實證檢驗的回歸結果

綜上所述，“八項規(guī)定”政策發(fā)揮了積極作用，而“限薪令”干預效果十分有限。之所以存在這種差異，可能有兩方面原因。一是“八項規(guī)定”是在習近平總書記主持召開中共中央政治局會議上審議通過，具有更大力度和更大范圍的約束力。而“限薪令”是主要是由國務院部委辦局頒布(除中共中央組織部外)，在執(zhí)行力度上顯然弱于“八項規(guī)定”。另一方面，隨著“八項規(guī)定”的出臺，中共中央紀律委員會專門出臺“六項禁令”，對“八項規(guī)定”中相關內容進行細化和落實，為后續(xù)的監(jiān)督執(zhí)行提供基礎。反觀“限薪令”，自從2009年9月16日頒發(fā)后，相關部門并未繼續(xù)出臺跟進督察和落實。因而，這種差異在一定程度上佐證了Pistor和Xu(2002)[4]提出的“執(zhí)法權最優(yōu)分配原則”，即：當法律高度不完備且違法行為會導致重大損害時，將執(zhí)法權分配給監(jiān)管者而非法庭是最優(yōu)的。值得注意的是，執(zhí)法權有效的前提是實際執(zhí)行力度，這在轉軌經濟中尤為重要。

三、穩(wěn)健性檢驗

為檢驗實證結果的穩(wěn)健性，本文根據不同情況采取以下兩種方式。

一是選擇不同年份的樣本進行對照試驗。對于“限薪令”，本文分別利用2008年與2009年和2008年與2011年的觀測樣本再次進行實證檢驗；對于“八項規(guī)定”，本文選擇2011年與2013年的觀測樣本進行實證檢驗。二是采用基于數據截斷的Tobit模型再次考察政策干預效果。在實證評估政策干預效果時，需要按照政策出臺后比出臺前管理層報酬上升還是下降將樣本分組進行回歸，由此產生所謂的數據截斷(data censoring)問題(伍德里奇，2007)[22]。其主要回歸結果見表5和表6。

由表5回歸結果可知，與2008和2010年相比，在2008和2009年期間，“限薪令”對貨幣薪酬政策干預略有改變，即：其政策干預回歸系數估計(OLS)在17%程度上顯著為負，其樣本截斷回歸系數估計(Tobit)在10%程度上顯著為負。2008年和2011年期間，其政策干預的回歸系數估計在兩種回歸模型中均在10%程度上并不顯著。這表明，2009年9月出臺的“限薪令”政策在當年的效果有限，而其對于促使央企管理層貨幣薪酬下降更多的干預效果在2010年發(fā)揮一定作用后，未能有效延續(xù)到2011年。

表5 “限薪令”對貨幣薪酬政策干預效果的穩(wěn)健性檢驗回歸結果

表6 2011 vs.2013樣本的“八項規(guī)定”政策干預效果的穩(wěn)健性檢驗回歸結果

表6中的回歸結果顯示，無論是在2011年和2013年期間，還是在2012年和2013年期間，“八項規(guī)定”政策干預回歸系數估計除了具體數值和顯著性程度略有改變外，其統(tǒng)計性質、符號均保持不變，由此證實了本文對于“八項規(guī)定”政策干預效果結論的穩(wěn)健性及可靠性。

結論及政策啟示

本文基于平衡面板數據政策干預效果評價的思想，構建了政策干預發(fā)生前后的一階差分模型，并利用滬深A股上市公司的觀測樣本對“限薪令”和“八項規(guī)定”的干預效果進行實證研究。研究發(fā)現，“八項規(guī)定”限制了管理層貨幣薪酬和在職消費的增加，而“限薪令”卻沒有類似作用。研究也發(fā)現，“八項規(guī)定”和“限薪令”均未能有效促使管理層貨幣薪酬和在職消費的降低。作為整頓黨風黨紀的“八項規(guī)定”，有效地限制了管理層貨幣薪酬和在職消費的進一步增加，從而表現出其政策干預的積極作用。需要注意的是，貨幣薪酬激勵作為公司管理層的重要激勵手段，應當在干預目標和干預手段上應當充分尊重薪酬激勵機制的市場規(guī)律，這與直接干預在職消費有所不同。在此基礎上，為進一步提升政策干預效果的有效性和針對性，促使在關注黨風黨紀和收入公平性的同時，盡可能妥善地尊重市場規(guī)律、兼顧公司運營效率，本文提出如下政策建議。

第一，規(guī)范在職消費科目和規(guī)則，加強明細費用的信息披露制度。與貨幣薪酬相比，在職消費不但數額巨大，而且信息透明度相當低，屢屢成為社會公眾“詬病”的焦點，也同時帶來監(jiān)督管理的困難。為此，我們有必要從以下兩個方面改進在職消費的信息披露。一方面，對在職消費科目進行規(guī)范和細化，強調對單筆支出數額較大或累計支出數額較大的費用予以附注說明；另一方面，明確在職消費信息披露的強制性，即要求公司必須按季度予以披露和說明。

第二，加強外部監(jiān)管，提高執(zhí)行力度。在新興轉軌市場中，法律制度基礎的薄弱不可避免需要外部監(jiān)管。鑒于我國國有控股公司的特殊性，外部監(jiān)管力度往往直接決定了干預效果。因此，面臨我國國有控股公司帶有特定行政級別的“一把手”管理體制，借助強有力的外部監(jiān)管力度以保障政策干預效果必不可少。如：強化獨立董事的第三方監(jiān)督力量，鼓勵機構投資者發(fā)揮監(jiān)督優(yōu)勢和信息優(yōu)勢，強化商業(yè)銀行作為債權人的約束作用。

第三，加強黨對國有企業(yè)的監(jiān)督，彌補股東有限干預權的缺陷。為進一步彌補股東干預權有限的缺陷，中央全面深化改革領導小組審議通過《關于在深化國有企業(yè)改革中堅持黨的領導加強黨的建設的若干意見》。該意見明確黨管經濟理念已經強化到微觀領域的指導思想，提出“要把加強黨的領導和完善公司治理統(tǒng)一起來，明確國有企業(yè)黨組織在公司法人治理結構中的法定地位”。該意見的出臺為下一步政策干預提供了有力的支撐，尤其是對數額巨大、難以監(jiān)督的管理層在職消費將起到積極的限制作用。

第四，對貨幣薪酬和在職消費區(qū)別干預，提升干預政策的針對性和科學性。貨幣薪酬作為顯性薪酬，既是管理層勞動付出和經營業(yè)績的直接報酬，也是管理層從公司取得的主要合法收入來源(不考慮其它財富積累手段)。其薪酬總額高低、薪酬結構和發(fā)放方式直接影響管理層經營積極性，進而影響公司經營業(yè)績。因此，對其政策干預更應側重于以“效率優(yōu)先，兼顧公平”為指導，以市場同行業(yè)平均水平和激勵機制為參考，進行調節(jié)式地指導型干預和事后監(jiān)督。而在職消費作為隱性薪酬，其形成伴隨著行政事務和運營業(yè)務發(fā)生過程，且存在頻率高、類型多、彈性大等多種特征，難以為外界所洞悉和監(jiān)督，成為管理層謀取私利的重要渠道，甚至成為公眾關注國有企業(yè)運營成本過高的“明證”。因而，對其政策干預要強調公開性、透明性和過程監(jiān)督，在強化科目規(guī)范、信息披露及時的情況下，實行“痕跡化”流程監(jiān)督和“限額”規(guī)制管理，及時在公開信息披露中按照規(guī)范明細予以詳細披露和公開。

注釋

1.目前，我國對上市公司高管薪酬信息披露進行規(guī)范的法規(guī)主要有《上市公司股權激勵管理辦法》(試行)、《上市公司信息披露管理辦法》、《公開發(fā)行證券的公司信息披露內容與格式準則第2號——年報的內容與格式》(2007修訂版)。

2.1953年以前，國家只控制企業(yè)的工資基金總額和工資等級標準，國營企業(yè)可以在國家按年度下達的工資基金范圍內，自行安排職工升級。1954年以后，工資管理集中到中央政府的勞動部手中。需要指出的是，1956年工資改革后，不僅在國營企業(yè)內實行了統(tǒng)一的工資制度，而且在公私合營企業(yè)內也推廣了這種統(tǒng)一的工資制度，即整個城鎮(zhèn)經濟開始實行統(tǒng)一的工資制度。

3.直到1978年底以前，國有企業(yè)改革一直陷于行政性的放權和收權，即部門和地方之間管理經濟權利的重新劃定，以及與此緊密相連的行政機構增減的循環(huán)往復之中，從未觸及到傳統(tǒng)經濟中的深層次問題。

4.該文通過對“支付的其它與經營活動有關的現金流量”中可能披露的“辦公費、差旅費、業(yè)務招待費、通訊費、出國培訓費、董事會費、小車費和會議費”之和，測算管理層在職消費。

5.Hamilton認為，董事在公司管理方面享有自由決定權，并且此種決定權的行使普遍不受司法審查，絕大多數法官不是能對此種自由決定權的行使進行第二次審查的商人。轉引自楊勤法(2008)。

6.林毅夫等(2004)認為，正是企業(yè)所承擔的政策性負擔而不是所有制歸屬導致這一現象，并利用中國工業(yè)企業(yè)的統(tǒng)計資料來檢驗政策性負擔對預算軟約束的影響。如果不能對管理層產生有效約束，公司負債甚至可能縱容自由現金流的“揮霍”行為、弱化杠桿治理作用，這已為國內文獻所證實。

7.由于該政策頒布時間為2009年9月，而指標數據為年終值，這使得依據2009年作為觀測年的政策干預效果受到干擾(見穩(wěn)健性檢驗結果)。為了減少這種干擾，本文將2009年作為分界年限。

8.文中所采用數據的觀察期是連續(xù)的，即剔除了即使有多年數據但中間有中斷的情況，以避免“借殼上市”等情況的存在。