高管薪酬限制政策對國有企業(yè)績效的影響

李 琳（副教授），連怡臻

一、引言

為了激發(fā)高管和員工的積極性，提升國有企業(yè)績效，2003年國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會發(fā)布了《中央企業(yè)負(fù)責(zé)人經(jīng)營業(yè)績考核暫行辦法》，首次將國有企業(yè)高管薪酬與企業(yè)業(yè)績掛鉤，國有企業(yè)高管與職工的薪酬差距由此逐步擴(kuò)大。2009年，人力資源與保障部等六部委聯(lián)合下發(fā)《關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范中央企業(yè)負(fù)責(zé)人薪酬管理的指導(dǎo)意見》（簡稱“2009年高管限薪政策”），要求國有企業(yè)高管薪酬不得超出員工平均薪酬的20倍，意圖防止國有企業(yè)高管與員工平均薪酬之間的差距不斷擴(kuò)大。2014年，中共中央政治局審議通過了《中央管理企業(yè)負(fù)責(zé)人薪酬制度改革方案》（簡稱“2014年高管限薪政策”），規(guī)定中央企業(yè)負(fù)責(zé)人的總收入不得超過在職員工平均工資的7～8倍，該規(guī)定進(jìn)一步細(xì)化了國有企業(yè)，特別是中央企業(yè)高管與員工之間的薪酬差距。

基于“錦標(biāo)賽理論”，擴(kuò)大高管與員工之間的平均薪酬差距，有利于激發(fā)高管和員工的積極性，提升企業(yè)績效[1]。國內(nèi)學(xué)者的研究表明，該種薪酬激勵措施同樣適用于國有企業(yè)[2][3]。那么，國有企業(yè)相關(guān)薪酬的限制政策是否間接地削弱了國有企業(yè)的績效呢？通過對現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理，僅發(fā)現(xiàn)劉張發(fā)、田存志和張瀟[4]通過描述性分析，得到了2009年高管限薪政策的實(shí)施效果并不明顯，但2014年高管限薪政策較為明顯地降低了國有企業(yè)高管與員工平均薪酬差距的結(jié)論。而且，并未發(fā)現(xiàn)有研究直接針對國有企業(yè)高管薪酬限制政策對于企業(yè)績效的影響做出進(jìn)一步的論證與分析。

本文針對現(xiàn)有研究存在的不足，選取2004～2014年和2010～2016年兩個時間區(qū)間，應(yīng)用倍差法（Difference in Differences），首先分別考察2009年和2014年的高管限薪政策對國有企業(yè)市場績效和財務(wù)績效的影響。然后將國有企業(yè)進(jìn)行行業(yè)分類，分別考察限薪政策的制定和實(shí)施對不同行業(yè)國有企業(yè)績效影響的差異性。最后根據(jù)國有企業(yè)的性質(zhì)，將其劃分為中央企業(yè)和地方國有企業(yè)，并分別考察兩次限薪政策對不同性質(zhì)企業(yè)影響的差異性。

本文第一部分為引言，第二部分為文獻(xiàn)綜述，第三部分為高管與員工平均薪酬差距分析，第四部分為實(shí)證研究，第五部分是在前文基礎(chǔ)上的進(jìn)一步分析，包括行業(yè)差異性分析和企業(yè)性質(zhì)差異性分析，最后一步部分為研究結(jié)論與相關(guān)建議。

二、文獻(xiàn)綜述

在高管和員工平均薪酬差距對企業(yè)績效的影響方面，已有眾多學(xué)者展開過相關(guān)研究，逐漸形成了兩種截然對立的理論流派：“錦標(biāo)賽理論”與行為理論。

得到高管和員工平均薪酬差距與企業(yè)績效具有正相關(guān)關(guān)系結(jié)論的研究，大都基于“錦標(biāo)賽理論”[1]。該理論認(rèn)為，如果企業(yè)將工資增長與職位晉升相聯(lián)系，則會影響位于該職位等級以下的員工；當(dāng)晉升的結(jié)果尚未明晰時，員工就有動力為獲得晉升而努力工作。因此，該理論主張企業(yè)通過晉升機(jī)制激勵員工。“錦標(biāo)賽理論”預(yù)期員工晉升后會獲得更高的額外獎勵，因此，該理論也被應(yīng)用于解釋企業(yè)內(nèi)部薪酬差距與企業(yè)績效之間的關(guān)系，并在國外眾多研究中得到支持[5][6]。在針對國內(nèi)企業(yè)的研究方面，佘祥云、蔡璐[7]通過選取我國上市公司2012～2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)擴(kuò)大高管與員工之間的薪酬差距對企業(yè)績效具有提升作用。

而得出高管和員工平均薪酬差距與企業(yè)績效有負(fù)相關(guān)關(guān)系結(jié)論的研究，大都基于行為理論。其中具有代表性的理論構(gòu)成包括剝削理論和政治行為學(xué)理論。剝削理論認(rèn)為，組織成員會將其工資薪酬與更高層級的成員相比較，如果較低層次的成員認(rèn)為他們沒有取得應(yīng)得的報酬，便會認(rèn)為受到剝削了，從而導(dǎo)致成員們不再關(guān)注于組織目標(biāo)，減少參與團(tuán)隊(duì)建設(shè)的熱情，降低勞動的積極性[8]。政治行為學(xué)理論則認(rèn)為，薪酬差距的擴(kuò)大會增加團(tuán)隊(duì)成員的總體努力水平，同時也會激發(fā)成員之間的利己心理，減少彼此間的合作[9][10]。

隨著相關(guān)研究的不斷深入，一些學(xué)者提出，高管和員工平均薪酬差距與企業(yè)績效之間所具有的相關(guān)關(guān)系并非是簡單的線性關(guān)系。王懷明、史曉明[11]選擇2002～2007年我國A股上市公司作為研究樣本，驗(yàn)證表明薪酬差距對企業(yè)績效的影響是非線性的，企業(yè)績效隨著薪酬差距的擴(kuò)大呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，單純的“錦標(biāo)賽理論”或者行為理論并不能詮釋薪酬差距對企業(yè)績效的影響。于富生、張穎[12]則認(rèn)為，薪酬差距與企業(yè)績效之間存在倒U型的相關(guān)關(guān)系，并指出當(dāng)高管與員工的薪酬差距達(dá)到一定程度時，企業(yè)績效會隨著薪酬差距的擴(kuò)大而降低。相似的結(jié)論也被石榴紅、張時淼和馮照楨[13]所證實(shí)。此外，趙睿[14]、高良謀和盧建詞[15]、仲任[16]以及甘羅娜[17]通過選擇特定行業(yè)上市企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，也得到了相似的結(jié)論。

一直以來，有關(guān)高管與員工平均薪酬差距對企業(yè)績效影響的研究仍未得到一致結(jié)論。少數(shù)學(xué)者還認(rèn)為高管與員工的薪酬差距對企業(yè)經(jīng)營績效的影響并不顯著[18][19]。相關(guān)研究的結(jié)論之所以會產(chǎn)生差異，除了樣本企業(yè)本身的異質(zhì)性因素，樣本企業(yè)所處的地區(qū)或行業(yè)的不同也是重要原因。在我國上市企業(yè)中，除民營企業(yè)之外，還存在眾多中央或地方政府控股的企業(yè)，稱為國有企業(yè)。與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)在所有制上的獨(dú)特性，也會在一定程度上影響薪酬差距對企業(yè)績效的作用[20]。

在針對國有企業(yè)的相關(guān)研究方面，大多數(shù)研究都得到了高管與員工平均薪酬差距會對企業(yè)績效產(chǎn)生正向影響的結(jié)論。劉春、孫亮[2]以2001～2007年在上海證券交易所和深圳證券交易所上市的國有企業(yè)為樣本，通過回歸分析得到了高管與員工間薪酬差距對國有企業(yè)的經(jīng)營績效具有正向影響作用的結(jié)論。黎文靖、胡玉明[20]選擇我國制造業(yè)國有上市企業(yè)2003～2010年的數(shù)據(jù)，在得到國有企業(yè)高管與員工之間的薪酬差距與企業(yè)業(yè)績之間具有正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論之外，進(jìn)一步細(xì)化指出薪酬差距與企業(yè)的日常經(jīng)營業(yè)績也呈正相關(guān)關(guān)系。鄧大松、盧小波[3]以2005年國有企業(yè)改制為時間節(jié)點(diǎn)，采用PSM-DID模型，驗(yàn)證得到國有企業(yè)改制后，高管與員工間薪酬差距能夠促進(jìn)企業(yè)績效的改善，但該作用具有一定的時滯性。錢明輝、李天明和何濱舟[21]基于2013～2014年我國中央企業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，針對薪酬差距與企業(yè)績效之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，得出了擴(kuò)大高管與員工之間的薪酬差距和高管團(tuán)隊(duì)之間的內(nèi)部薪酬差距均有利于提升企業(yè)業(yè)績水平的結(jié)論。

但是，也有一些研究得出國有企業(yè)高管與員工平均薪酬差距對企業(yè)績效具有負(fù)向影響的結(jié)論。劉張發(fā)、田存志和張瀟[4]從生產(chǎn)效率的角度出發(fā)，選取2007～2015年滬深A(yù)股制造業(yè)國有企業(yè)數(shù)據(jù)，研究得出國有企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的擴(kuò)大不利于提升企業(yè)生產(chǎn)效率的結(jié)論，他們進(jìn)一步分析后認(rèn)為，該差距的擴(kuò)大對中央企業(yè)生產(chǎn)效率的負(fù)面作用強(qiáng)于對地方國有企業(yè)生產(chǎn)效率的作用；同時，他們通過描述分析，認(rèn)為2009年高管限薪政策并沒有有效地縮小高管與員工之間的薪酬差距。

還有一部分研究指出，國有企業(yè)高管與員工平均薪酬差距與企業(yè)績效之間依然存在非線性關(guān)系。王懷明、史曉明[11]通過對民營企業(yè)和國有企業(yè)的分類分析，認(rèn)為薪酬差距和企業(yè)績效呈倒U型關(guān)系，國有企業(yè)薪酬差距的拐點(diǎn)顯著低于非國有企業(yè)，這表明國有企業(yè)員工更難以接受較大的薪酬差距。呂峻[22]通過將企業(yè)績效再次細(xì)分為財務(wù)績效和市場績效，得到了相似的結(jié)論。相關(guān)研究與結(jié)論匯總?cè)绫?所示。

表1 國有企業(yè)高管與員工平均薪酬差距和企業(yè)績效的相關(guān)性研究

綜上所述，針對國有企業(yè)高管與員工平均薪酬差距和企業(yè)績效之間相關(guān)關(guān)系的研究，仍舊沒有得到統(tǒng)一結(jié)論?？紤]到國有企業(yè)在所有制上的獨(dú)特性，為了縮小高管與員工平均薪酬之間的差距，相關(guān)部門相繼頒布了多個規(guī)定，意在限制國有企業(yè)高管過高的薪酬。可是，現(xiàn)有文獻(xiàn)鮮有涉及限薪政策的制定和實(shí)施對國有企業(yè)績效的影響。通過對現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理，僅發(fā)現(xiàn)劉張發(fā)、田存志和張瀟[4]通過描述性分析，得到2009年高管限薪政策的實(shí)施效果并不明顯，而2014年高管限薪政策較明顯地降低了國有企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的結(jié)論，但并未直接針對限薪政策對于企業(yè)績效可能存在的影響做出進(jìn)一步分析。那么，2009年和2014年頒布的國企高管限薪政策是否確實(shí)有效地縮小了高管與員工之間的薪酬差距呢？政策的實(shí)施對企業(yè)績效究竟產(chǎn)生了怎樣的影響？本文通過選取在滬深兩市上市的國有企業(yè)，選定2009年和2014年兩個時間節(jié)點(diǎn)，通過倍差法進(jìn)行實(shí)證研究，分別考察兩次限薪政策的制定和實(shí)施對國有企業(yè)市場績效和財務(wù)績效的影響。

三、高管與員工平均薪酬差距分析

在進(jìn)行實(shí)證研究前，首先考察2009年高管限薪政策和2014年高管限薪政策的制定和實(shí)施對國有企業(yè)高管與員工間平均薪酬差距的直接影響。

從2003年起，我國開始推行國有企業(yè)的高管薪酬與企業(yè)業(yè)績掛鉤的政策，因此本文選取從2004年就已經(jīng)在滬深兩市上市的國有企業(yè)作為原始樣本，隨后對樣本企業(yè)進(jìn)行如下篩選：①剔除在2016年年末被認(rèn)定為ST股和S股的企業(yè)。②為了避免匯率的影響，剔除B股上市的企業(yè)。③剔除2004～2016年間員工薪酬總額為0和為負(fù)數(shù)的企業(yè)；為了增加數(shù)據(jù)的可信度，剔除高管薪酬總額為0和為負(fù)數(shù)的企業(yè)，同時剔除董事、監(jiān)事與高管薪酬總和為0和為負(fù)數(shù)的企業(yè)。接著，剔除員工人數(shù)和高管人數(shù)為0的企業(yè)，剔除員工平均薪酬為0和為負(fù)值的企業(yè)。④剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于等于1和小于等于0的企業(yè)，并剔除缺失部分?jǐn)?shù)據(jù)的企業(yè)。⑤為了避免極端值的影響，剔除1%分位以前和99%分位以后的企業(yè)。最終共保留企業(yè)469家。其中，在2004～2014年，共保留中央企業(yè)99家，地方國有企業(yè)370家；在2010～2016年，共保留中央企業(yè)98家，地方國有企業(yè)371家。上市企業(yè)財務(wù)報表數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。

本文選擇高管員工平均薪酬比作為考察指標(biāo)，對研究樣本進(jìn)行計(jì)算分析。計(jì)算方法為：

在計(jì)算單個企業(yè)某一年度高管平均薪酬時，若高管總?cè)藬?shù)大于3，則用“前3位高管薪酬總額”除以3；若高管總?cè)藬?shù)小于3人，則使用“前3位高管薪酬總額”除以實(shí)際的高管總?cè)藬?shù)。在計(jì)算員工平均薪酬時，采用以下方法：

圖1為2004～2014年高管員工平均薪酬比的折線圖。通過圖1可以看出，2004～2013年，國有企業(yè)高管員工平均薪酬比處于波折式的上升狀態(tài)，直到2013年之后趨于緩和。不難看出，在高管限薪政策制定的2009年，高管員工平均薪酬比有較為顯著的下降，其中中央企業(yè)的下降幅度較大，但隨后無論是中央企業(yè)還是地方國有企業(yè)，其高管員工平均薪酬比均呈現(xiàn)上升的趨勢。由此可以得出，2009年高管限薪政策并非沒有起到限制高管與員工之間薪酬差距擴(kuò)大的效果，更準(zhǔn)確地說，該政策在一定程度上僅推遲了國有企業(yè)高管與員工之間薪酬差距進(jìn)一步擴(kuò)大的時間。

圖2為2010～2016年高管員工平均薪酬比的折線圖。從圖2可以看出，2014年高管限薪政策實(shí)施以后，中央企業(yè)和地方國有企業(yè)的高管員工平均薪酬比基本上都呈現(xiàn)出平緩下降的趨勢。值得注意的是，中央企業(yè)高管員工平均薪酬比在2015年之后有小幅的上升，但對于全部國有樣本企業(yè)而言，中央企業(yè)與地方國有企業(yè)的高管員工平均薪酬比均呈現(xiàn)下降的趨勢，這與劉張發(fā)、田存志和張瀟[4]所進(jìn)行的相關(guān)描述性分析的結(jié)論基本吻合。

圖1 2004～2014年高管員工平均薪酬比折線圖

圖2 2010～2016年高管員工平均薪酬比折線圖

四、實(shí)證分析

為了估計(jì)得到2009年高管限薪政策對國有企業(yè)績效的影響，本文采用倍差法（Difference in Differences）來進(jìn)行實(shí)證分析。首先，構(gòu)造國有企業(yè)的處理組，處理組以外的國有企業(yè)被納入對照組。倍差模型的前提是假設(shè)在沒有“政策”發(fā)生的情況下，處理組和對照組應(yīng)具有平均效應(yīng)，即對處理組和對照組的樣本選擇應(yīng)具有隨機(jī)性。由于企業(yè)對高管和員工支付薪酬在一定程度上具有自主性，因此符合倍差模型的適用前提。同時，借鑒李樹、陳剛[23]的分組思路，將高管和員工平均薪酬差距大于2004～2009年平均薪酬差距的企業(yè)納入處理組，其余企業(yè)納入對照組。然后，依據(jù)2009年高管限薪政策的修訂（執(zhí)行）年份，對照樣本的時間序列區(qū)間（2004～2014年）劃分為政策修訂前后兩個時期。最后，設(shè)置du和dt兩個啞變量，其中，變量du在處理組賦值為1，在對照組賦值為0；變量dt在政策修訂之后（2010～2014年）賦值為1，政策修訂之前（2004～2009年）賦值為0。在完成對樣本的界定之后，設(shè)定基準(zhǔn)回歸方程如下：

（1）式中，下標(biāo)it表示第i個企業(yè)的第t年；ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)。被解釋變量p代表樣本企業(yè)的績效（Performance），使用Tobin's Q值（TBQ）和總資產(chǎn)凈利潤率（ROA）來衡量，分別代表企業(yè)的市場績效和財務(wù)績效。變量du×dt是倍差估計(jì)量（Difference in Differences Estimator），其回歸系數(shù)β3反映了政策的修訂對國有企業(yè)績效的“凈”影響。其他的回歸系數(shù)中，β1反映了處理組企業(yè)績效相對于對照組企業(yè)不隨時間變化的差異；β2反映了政策修訂前后，除政策修訂之外的其他不隨時間變化的因素對處理組企業(yè)績效的影響。

進(jìn)一步對基準(zhǔn)回歸方程的因變量進(jìn)行細(xì)分，分別將Tobin's Q值和總資產(chǎn)凈利潤率設(shè)定為方程的因變量，細(xì)分后的回歸方程如下：

除了政策因素，國有企業(yè)的績效還受到其他因素的影響。在控制變量方面，研究薪酬差距對企業(yè)績效的影響時，眾多學(xué)者將資產(chǎn)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、員工人數(shù)作為控制變量。張正堂[19]、佘祥云等[7]證明了當(dāng)把資產(chǎn)規(guī)模納入控制變量時，其對企業(yè)績效具有正向影響。佘祥云等[7]把資本結(jié)構(gòu)納入控制變量時，發(fā)現(xiàn)該變量對企業(yè)績效具有負(fù)向影響。陳丁、張順[24]證實(shí)了將員工人數(shù)作為控制變量時，其與經(jīng)營績效顯著正相關(guān)，增加人力資本存量確實(shí)可以增強(qiáng)企業(yè)表現(xiàn)。故本文也將資產(chǎn)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)和員工人數(shù)納入控制變量，為了消除可能存在的異方差性，本文對資產(chǎn)規(guī)模和員工人數(shù)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理，取其對數(shù)形式，并分別用lnSize和lnEmp表示。將企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率設(shè)定為資本結(jié)構(gòu)控制變量，用符號DA表示。另外，為了考察中央企業(yè)和地方國有企業(yè)之間的異質(zhì)性，本文引入啞變量“企業(yè)性質(zhì)”作為控制變量，用符號Cen表示；當(dāng)樣本企業(yè)為中央企業(yè)時賦值為2，為地方國有企業(yè)時賦值為1。進(jìn)一步完善的回歸方程如下所示：

為了考察2014年高管限薪政策對國有企業(yè)績效的影響，再度選用倍差法構(gòu)建模型。由于本文主要考察高管薪酬與員工薪酬差距對企業(yè)績效的影響，因此依然將高管和員工平均薪酬差距大于2010～2014年平均薪酬差距的企業(yè)納入處理組，其余企業(yè)納入對照組。選取2010～2016年這一時間段，同樣設(shè)置du和dt兩個啞變量，其中，變量du在處理組賦值為1，在對照組賦值為0；變量dt在該政策實(shí)施之后（即2015～2016年）賦值為1，政策實(shí)施之前（即2010～2014年）賦值為0。為了分別考察限薪政策對企業(yè)市場績效和財務(wù)績效的關(guān)系，設(shè)定與前文相同的回歸模型。各變量的符號及計(jì)算方法如表2所示。

表2 變量符號及說明

由于企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的影響因素眾多，不同企業(yè)所處行業(yè)、企業(yè)性質(zhì)和經(jīng)營模式具有很大的差異性，難以保持絕對的同質(zhì)性，因此，本文在研究時，除使用最小二乘回歸（OLS）方法進(jìn)行回歸分析之外，還選用隨機(jī)效應(yīng)模型（Random Effects Model，簡稱REM）進(jìn)行對比運(yùn)算和分析，以考察樣本企業(yè)在推斷總體上的代表性，并使用Breusch-Pagan隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)方法驗(yàn)證其有效性。本文使用STATA 14.0軟件分析相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)算結(jié)果如表3所示。

從表3的回歸結(jié)果可以看到，模型1在0.01的水平上顯著，F(xiàn)值為166.44，調(diào)整后R2為0.183，表明整體回歸方程顯著，且整體樣本擬合效果較好。模型3、模型5、模型7也均通過了顯著性檢驗(yàn)，說明總體上具有較好的擬合效果。

在模型1、模型3、模型5和模型7中，倍差自變量du×dt的系數(shù)均為負(fù)值，其中模型1、模型3和模型5中的倍差變量與因變量在0.01的水平上顯著相關(guān)。模型1和模型3的結(jié)果表明，2009年國有企業(yè)高管限薪政策的實(shí)施對企業(yè)績效的影響能力顯著。當(dāng)把企業(yè)績效劃分為市場績效（Tobin's Q值）和財務(wù)績效（ROA）時，2009年高管限薪政策的實(shí)施對兩種企業(yè)績效的影響能力存在差異，即對國有企業(yè)市場績效的影響能力較強(qiáng)，對國有企業(yè)財務(wù)績效的影響能力較弱。模型5和模型7的實(shí)證結(jié)果印證了2014年高管限薪政策對國有企業(yè)市場績效的影響能力顯著，而對國有企業(yè)財務(wù)績效的影響能力有限。

對模型2和模型4使用隨機(jī)效應(yīng)模型，分別驗(yàn)證2009年高管限薪政策對國有企業(yè)市場績效和財務(wù)績效的影響。從表3中B-P隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，模型2和模型4均通過了隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)。在模型2和模型4中，倍差變量du×dt的系數(shù)與模型1和模型3中倍差變量du×dt的系數(shù)差異不大，且均與因變量在0.01的水平上顯著。這表明研究中選取的樣本具有較強(qiáng)的代表性。

對模型6和模型8同樣使用隨機(jī)效應(yīng)模型，分別驗(yàn)證了2014年高管限薪政策對國有企業(yè)市場績效和財務(wù)績效的影響。其倍差變量du×dt的系數(shù)數(shù)值與使用OLS回歸模型的系數(shù)數(shù)值差異也不大。應(yīng)注意的是，模型7中使用OLS回歸模型運(yùn)算得到的倍差變量系數(shù)是不顯著的，但在模型8中使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行運(yùn)算時卻顯示在0.05的水平上顯著，這表明在推斷的整體上，2014年高管限薪政策能夠?qū)衅髽I(yè)的財務(wù)績效產(chǎn)生較為顯著的影響。

在這8個模型中，倍差變量du×dt的系數(shù)均為負(fù)值，這表明無論是對國有企業(yè)的市場績效還是財務(wù)績效來說，2009年和2014年高管限薪政策的實(shí)施都對其產(chǎn)生了一定的抑制作用。通過對模型1、模型2和模型5、模型6的運(yùn)算結(jié)果進(jìn)行比較，可以看出，模型5和模型6中倍差變量du×dt的系數(shù)要小于模型1和模型2，這表明僅針對國有企業(yè)的市場績效而言，2014年高管限薪政策相比2009年所產(chǎn)生的負(fù)向影響更為明顯。而通過比較模型3、模型4和模型7、模型8中倍差變量系數(shù)數(shù)值的差異可以看出，模型7和模型8中倍差變量的系數(shù)要大于模型3和模型4，這表明僅針對國有企業(yè)的財務(wù)績效而言，2014年高管限薪政策相比2009年所產(chǎn)生的負(fù)向影響有所減弱。整體而言，8個模型的實(shí)證結(jié)果都間接地支持了“錦標(biāo)賽理論”，即對國有企業(yè)而言，適當(dāng)擴(kuò)大薪酬差距有利于企業(yè)績效的提升。

另外，在8個模型當(dāng)中，倍差變量du×dt對市場績效和財務(wù)績效的影響效果（系數(shù)數(shù)值）具有較大的差異性。對2004～2014年和2010～2016年的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行對比之后可以發(fā)現(xiàn)，2010～2016年倍差變量針對兩種因變量的系數(shù)數(shù)值之間的差異要大于2004～2014年。本文認(rèn)為，倍差變量系數(shù)數(shù)值之所以會對不同的因變量產(chǎn)生差異，或許是由于因變量本身。通過Tobin's Q值的計(jì)算方法可知，該指標(biāo)主要反映企業(yè)市值與重置資本之間的關(guān)系，分子在一定程度上代表了股東的利益。ROA反映的是企業(yè)凈利潤與總資產(chǎn)的關(guān)系，分子較多地體現(xiàn)了企業(yè)當(dāng)期的盈利能力。通過研究結(jié)果可以得知，2009年和2014年限薪政策的實(shí)施，在很大程度上沒有起到激勵高管維護(hù)股東財富的作用，并且隨著限薪政策力度的加大，高管更可能會忽視對股東利益的維護(hù)。

同時，2014年高管限薪政策實(shí)施之后，倍差變量du×dt對因變量ROA的系數(shù)數(shù)值相較于2009年高管限薪政策有所減小。這說明隨著政策力度的加大，限薪政策對于國有企業(yè)盈利能力的負(fù)向影響有所減弱。

倍差變量du×dt對企業(yè)市場績效和財務(wù)績效影響能力變化趨勢的不同，也揭示了國有企業(yè)高管薪酬限制政策對企業(yè)經(jīng)營決策影響的差異性。由于Tobin's Q值在很大程度上是對企業(yè)未來投資決定的總結(jié)，在衡量企業(yè)業(yè)績表現(xiàn)的同時也體現(xiàn)了企業(yè)的成長性；而ROA則更多地體現(xiàn)了企業(yè)單個會計(jì)年度的盈利水平。隨著政策力度的加大，政策的實(shí)施對企業(yè)市場績效的負(fù)向影響有所加大，對企業(yè)財務(wù)績效的負(fù)向影響有所減弱，這表明更嚴(yán)格的高管薪酬限制政策會促使企業(yè)做出更偏向于短期利益的決策，在一定程度上會損害企業(yè)的長期利益。

表3 高管限薪政策對企業(yè)市場績效和財務(wù)績效的影響

在控制變量方面，由表3可以看出，在模型1、模型2、模型5和模型6中，lnSize與因變量TBQ在0.01的水平上顯著負(fù)相關(guān)，在模型3、模型4、模型7和模型8中，lnSize與因變量ROA卻在0.01的水平上顯著正相關(guān)，說明資產(chǎn)規(guī)模對國有企業(yè)的市場績效會產(chǎn)生負(fù)向的影響，但對國有企業(yè)的財務(wù)績效會產(chǎn)生顯著的正向影響。在全部8個模型中，DA與因變量均在0.01的水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明資產(chǎn)負(fù)債率對企業(yè)的市場績效和財務(wù)績效均會產(chǎn)生負(fù)向的影響。通過對lnEmp系數(shù)的分析可以得出，國有企業(yè)員工人數(shù)越多，越會對股東財富產(chǎn)生正向的影響，但也可能會在一定程度上減弱公司的盈利能力。模型1、模型2、模型5和模型6中Cen與因變量TBQ顯著正相關(guān)，說明國有企業(yè)性質(zhì)與企業(yè)的市場績效顯著正相關(guān)；模型7和模型8中Cen與因變量ROA的相關(guān)性，相較模型3和模型4有所增強(qiáng)，說明2014年之后，國有企業(yè)性質(zhì)更有可能影響到企業(yè)的財務(wù)績效。

五、進(jìn)一步分析

1.行業(yè)差異性分析。為了探究國有企業(yè)高管限薪政策對不同行業(yè)企業(yè)績效影響的差異性，將樣本企業(yè)劃分至6個行業(yè)，仍分別選取2004～2014年和2010～2016年這兩個時間區(qū)間，以市場績效（Tobin's Q值）和財務(wù)績效（ROA）為因變量，同時使用OLS線性回歸和隨機(jī)效應(yīng)模型對不同行業(yè)內(nèi)的企業(yè)進(jìn)行實(shí)證驗(yàn)算，回歸結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出，國有企業(yè)高管限薪政策對不同行業(yè)企業(yè)績效的影響具有明顯的差異性。對于房地產(chǎn)行業(yè)的企業(yè)來說，2009年高管限薪政策對企業(yè)的市場績效具有顯著的負(fù)向影響，但2014年高管限薪政策對企業(yè)績效的負(fù)向影響明顯減弱，并對企業(yè)的財務(wù)績效具有顯著的正向影響。對于公共事業(yè)行業(yè)中的企業(yè)來說，2009年高管限薪政策對企業(yè)的市場績效具有顯著的負(fù)向影響，2014年高管限薪政策對企業(yè)績效的負(fù)向影響也具有減弱的趨勢，但是不具有規(guī)律性。對于綜合類型的企業(yè)來說，2009年高管限薪政策對企業(yè)財務(wù)績效的影響能力顯著大于對企業(yè)市場績效的影響能力，沒有證據(jù)表明2014年高管限薪政策對企業(yè)績效具有顯著的負(fù)向影響。較為特殊的是，基于對金融行業(yè)企業(yè)的實(shí)證結(jié)果，本文認(rèn)為沒有足夠的證據(jù)可以表明2009年和2014年高管限薪政策對企業(yè)的市場績效和財務(wù)績效可以起到顯著的負(fù)向影響。最后，對于工業(yè)企業(yè)和商業(yè)企業(yè)來說，2009年和2014年高管限薪政策均對企業(yè)績效產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，其中2014年高管限薪政策對這兩個行業(yè)的企業(yè)市場績效的負(fù)向影響相比2009年明顯增強(qiáng)。

由此可見，無論是2009年高管限薪政策，還是2014年高管限薪政策，對不同行業(yè)企業(yè)績效的影響能力具有顯著的差異性，而且對同一行業(yè)內(nèi)企業(yè)的市場績效和財務(wù)績效的影響也具有差異性。

2.中央企業(yè)與地方國有企業(yè)差異性分析。通過對全樣本的實(shí)證分析，可以看出控制變量Cen始終顯著，表明企業(yè)性質(zhì)（中央企業(yè)、地方國有企業(yè)）對企業(yè)績效具有顯著的影響。為了考察2009年和2014年高管限薪政策對中央企業(yè)和地方國有企業(yè)影響能力的差異性，首先對前文的基礎(chǔ)公式進(jìn)行變形，去掉控制變量Cen，改進(jìn)后的回歸方程如下所示：

表4 不同行業(yè)企業(yè)倍差變量du×dt回歸結(jié)果

其次，在前文所選取樣本企業(yè)的基礎(chǔ)上，將其按照中央企業(yè)和地方國有企業(yè)進(jìn)行分類，再分別進(jìn)行實(shí)證分析?；貧w結(jié)果如表5所示。

由表5中的結(jié)果可知，2009年高管限薪政策對中央企業(yè)和地方國有企業(yè)的市場績效和財務(wù)績效都起到了負(fù)向的影響作用，并都在0.01的水平上與因變量顯著負(fù)相關(guān)。值得注意的是，限薪政策對不同性質(zhì)企業(yè)市場績效的影響能力存在差異性。2009年高管限薪政策對中央企業(yè)市場績效的負(fù)向影響能力要強(qiáng)于該政策對地方國有企業(yè)市場績效的影響能力，但該政策對不同性質(zhì)企業(yè)的財務(wù)績效影響能力差異不大。

另外，從2010～2016年的實(shí)證分析結(jié)果可以看出，2014年高管限薪政策對中央企業(yè)和地方國有企業(yè)的市場績效和財務(wù)績效的影響差異較大。當(dāng)使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行研究時，2014年高管限薪政策對中央企業(yè)的市場績效起到了顯著的負(fù)向影響作用，但該結(jié)果在使用OLS線性回歸模型時并不顯著；而該政策對地方國有企業(yè)的市場績效起到了顯著的負(fù)向影響作用。針對企業(yè)的財務(wù)績效，僅從實(shí)證結(jié)果上無法表明2014年高管限薪政策對中央企業(yè)具有顯著的影響能力，但該政策對地方國有企業(yè)財務(wù)績效的影響均在0.01的水平上顯著，表明2014年高管限薪政策對地方國有企業(yè)的影響能力要顯著大于對中央企業(yè)的影響能力。因此，不同性質(zhì)企業(yè)的分類研究結(jié)果驗(yàn)證了企業(yè)性質(zhì)可以對企業(yè)績效產(chǎn)生顯著的影響，并且高管限薪政策對不同性質(zhì)企業(yè)績效的影響具有差異性。

六、研究結(jié)論

本文選取國有上市企業(yè)2004～2016年的相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)，將研究的時間區(qū)間分為2004～2014年和2010～2016年，運(yùn)用倍差法分別驗(yàn)證2009年和2014年的高管限薪政策對國有企業(yè)市場績效（Tobin's Q值）和財務(wù)績效（ROA）的影響。

通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，2009年和2014年高管限薪政策對國有企業(yè)的市場績效和財務(wù)績效均呈現(xiàn)負(fù)向的影響，但政策的制定和實(shí)施對企業(yè)市場績效的影響能力較強(qiáng)，對企業(yè)財務(wù)績效的影響能力則較為微弱。通過對2009年和2014年高管限薪政策影響能力的比較分析可以得出，隨著限薪政策力度的加大，該政策對企業(yè)市場績效和財務(wù)績效影響能力之間的差異呈現(xiàn)加大的趨勢。本文的研究結(jié)果間接地支持了“錦標(biāo)賽理論”，即隨著企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的擴(kuò)大，企業(yè)績效會得到一定程度的提升。

通過對實(shí)證研究結(jié)果的進(jìn)一步分析可知，更加嚴(yán)格的高管限薪政策加大了其對企業(yè)市場績效的負(fù)向影響，但減弱了其對企業(yè)財務(wù)績效的負(fù)向影響。表明隨著政策力度的加大，企業(yè)更偏向于做出維護(hù)短期利益的決策，并可能在一定程度上忽視股東的權(quán)益和企業(yè)的長期利益。

通過對樣本企業(yè)進(jìn)行行業(yè)差異性分析后發(fā)現(xiàn)，2009年和2014年高管限薪政策對不同行業(yè)企業(yè)績效的影響具有較大的差異性。對于工業(yè)和商業(yè)類型的國有企業(yè)而言，高管限薪政策對企業(yè)績效的負(fù)向影響最為顯著。特別是對于房地產(chǎn)企業(yè)來說，2014年高管限薪政策小幅提升了企業(yè)的財務(wù)績效?？傮w而言，兩次國有企業(yè)高管限薪政策對不同行業(yè)中企業(yè)績效的影響能力和影響方向都具有明顯差異。另外，將國有企業(yè)劃分為中央企業(yè)和地方國有企業(yè)并分別進(jìn)行實(shí)證分析后，驗(yàn)證了企業(yè)性質(zhì)因素確實(shí)能夠?qū)ζ髽I(yè)績效產(chǎn)生顯著影響。2009年高管限薪政策對中央企業(yè)市場績效的負(fù)向影響顯著強(qiáng)于該政策對地方國有企業(yè)市場績效的影響，而2014年高管限薪政策對地方國有企業(yè)市場績效的負(fù)向影響顯著強(qiáng)于該政策對中央企業(yè)市場績效的影響。

因此，根據(jù)上述研究結(jié)論，針對國有企業(yè)的薪酬分配政策改革應(yīng)當(dāng)朝著市場化的方向不斷深入，建立與勞動力市場相適應(yīng)的薪酬分配機(jī)制，完善國有企業(yè)內(nèi)部薪酬的決定、增長和監(jiān)管機(jī)制，給予國有企業(yè)內(nèi)部薪酬分配更大的自主權(quán)，充分調(diào)動國有企業(yè)高管和員工的積極性，提升企業(yè)績效。

表5 中央企業(yè)和地方國有企業(yè)倍差變量du×dt回歸結(jié)果