薪酬管制、高管薪酬參照點效應與國有企業(yè)風險承擔

王 熹，陳 雪

一、引 言

當前，中國經濟社會發(fā)展進入向第二個百年奮斗目標邁進的新階段，企業(yè)面臨的不確定性因素日益增多，經營決策面臨著更大的挑戰(zhàn)。風險往往伴隨著收益的不確定性或成本、代價的不確定性。企業(yè)風險承擔主要刻畫了組織為獲取更高利潤而擔負成本及代價的意愿(張敏 等，2015；周澤將 等，2019)。風險承擔是增進企業(yè)績效及股東利益的重要因素(John et al，2008；Boubakri et al，2013；余明桂 等，2013)，宏觀層面亦可提升社會資源配置效率，促進技術進步與經濟增長(John et al，2008；馬永強 等，2019)。在理想的完全有效市場中，“理性”企業(yè)組織為了最大化企業(yè)價值及股東利益，應該選擇承擔風險而投資于預期凈現值(NPV)為正的項目(Fama et al，1972)。然而，現實中相對于確定性收入，風險規(guī)避型企業(yè)往往會放棄具有相同甚至更大期望值的風險收入。因此，如何進行政策設計，鼓勵企業(yè)合理承擔風險，是關系到我國經濟社會發(fā)展的重要議題。

企業(yè)風險承擔在經營實踐中表現為企業(yè)在投資決策過程中對風險項目的選擇(張敏 等，2015)?！吨腥A人民共和國公司法》規(guī)定董事會對股東會負責，行使職權包括決定公司的經營計劃和投資方案等；經理對董事會負責，行使職權包括組織實施公司年度經營計劃和投資方案等；監(jiān)事會、不設監(jiān)事會的公司的監(jiān)事行使職權包括對董事、高級管理人員執(zhí)行公司職務的行為進行監(jiān)督?？梢姽芾韺訉ζ髽I(yè)投資決策擁有控制權(路軍偉 等，2021)，企業(yè)風險承擔極大程度上取決于由董事、監(jiān)事、高級管理人員組成的企業(yè)高層管理者(簡稱高管)團隊。因此，探究高管激勵與約束機制，引導其選擇適度的風險項目，對于促進企業(yè)風險承擔具有重要作用。

薪酬管制是“次貸”危機后西方政府經濟治理的政策選擇，也是中國政府促進經濟發(fā)展和社會公平的一項制度安排。2014年8月29日，中共中央政治局審議通過《中央管理企業(yè)負責人薪酬制度改革方案》(以下簡稱《薪酬制度改革方案》)、《關于合理確定并嚴格規(guī)范中央企業(yè)負責人履職待遇、業(yè)務支出的意見》，在加強監(jiān)督的基礎上進一步加大對中央企業(yè)負責人薪酬的調控力度。隨后，各省(市、自治區(qū))國有資產監(jiān)督管理委員參照中央改革精神，陸續(xù)制定了本省(市、自治區(qū))國有企業(yè)負責人薪酬制度改革方案(以下將中央企業(yè)和地方國有企業(yè)統(tǒng)稱為國有企業(yè))。薪酬管制政策內在經濟機理著眼于效率問題，是特定治理環(huán)境下國有企業(yè)降低代理成本、提升治理效率的一項制度安排。企業(yè)風險承擔是增進企業(yè)績效及股東利益的重要因素，薪酬管制政策是否以及如何影響企業(yè)風險承擔，能否降低代理成本，關系到治理效率。特別是當前雙循環(huán)發(fā)展格局日益深入的背景下，研究政府調控的薪酬管制政策對探討國有企業(yè)風險承擔的影響具有重要的現實意義。本文將探索性地分析和檢驗2015年實施的《薪酬制度改革方案》對國有企業(yè)風險承擔的可能影響及其內在機制。

本文可能的邊際貢獻：第一，豐富企業(yè)風險承擔影響因素的相關研究。以往從政策視角研究企業(yè)風險承擔經濟效果問題多見諸宏觀貨幣、財政政策，本文基于2015年薪酬管制這一政策性因素現實背景，系統(tǒng)評估薪酬管制對國有企業(yè)風險承擔的因果效應，豐富了企業(yè)風險承擔影響因素的研究。第二，拓展薪酬管制政策效果評估的研究范疇，揭示其對國有企業(yè)風險承擔的影響及其內在作用機理。已有研究從薪酬水平、在職消費、主動離職、公司創(chuàng)新等方面探析薪酬管制政策效果(張楠 等，2017；楊伽倫 等，2020)，而從企業(yè)風險承擔角度考察政策經濟效果的研究寥寥無幾。兩權分離下，委托人和代理人的目標不一致性引發(fā)了代理問題。薪酬管制作為一種調控制度，不僅旨在公平，其內在經濟機理首先是在特定治理環(huán)境下國有企業(yè)降低代理成本的一種制度安排，即提高效率?；谖小砝碚摚瑢W者們從高管激勵機制視角開展研究以期提升企業(yè)風險承擔水平，但成果相對集中于股權激勵和股票期權的激勵效果探索(Rajgopal et al，2002)，對貨幣薪酬激勵作用關注不足。本文基于委托—代理理論、前景理論及考慮社會偏好的委托—代理理論，從貨幣薪酬構成與薪酬水平層面探索薪酬管制政策的企業(yè)風險承擔激勵效果，拓展了薪酬管制政策效果評估的研究領域。第三，探索薪酬管制對國有企業(yè)風險承擔的影響機制。本文在評估2015年薪酬管制政策效果的基礎上，進一步構建模型進行作用機制分析，發(fā)現高管行業(yè)薪酬參照點效應是薪酬管制促進國有企業(yè)風險承擔的重要影響渠道，深化了薪酬管制與國有企業(yè)風險承擔之間關系的理解，也為企業(yè)優(yōu)化高管薪酬激勵機制提供了參考。

二、理論分析與研究假設

(一)薪酬管制政策

Burgess(1995)認為，政府管制是政府采取的干預行動。本文將薪酬管制(compensation regulation)界定為國家為實現公平與效率的目標依靠其政治權力直接干預企業(yè)高層管理者薪酬的一種制度安排。主要的薪酬管制形式包括薪酬結構調整、限薪或減薪及實施股權、期權等長期激勵機制等。2015年實施的《薪酬制度改革方案》包括“完善制度、調整結構、加強監(jiān)管、調節(jié)水平、規(guī)范待遇”五方面內容。其最核心的內容是對中央管理企業(yè)高管薪酬進行差異化管控，綜合考慮高管當期和中長期業(yè)績持續(xù)發(fā)展，重點對部分壟斷性高收入行業(yè)以及行政任命的中央管理企業(yè)負責人薪酬進行限高，以抑制畸高薪酬。改革后的中央管理企業(yè)負責人薪酬由基本年薪、績效年薪和任期激勵收入三部分組成，總收入不超過在職員工平均工資的7～8倍。

(二)薪酬管制對企業(yè)風險承擔的影響

兩權分離的現代企業(yè)制度下，如何設計有效的激勵機制促進代理人采取行動最大限度地增加委托人效用、緩解代理問題成為理論和實務界共同關注的焦點。薪酬契約(compensation contract)是最為常見的激勵機制，然而薪酬契約在實踐中并不能夠完全避免目標不一致和信息分散化帶來的效率損失，并可能導致代理人從事盈余管理(earnings management)及代理人間的合謀(collusion)等負效應。當薪酬激勵機制本身引發(fā)的代理成本高于其節(jié)約的由兩權分離和信息不對稱引發(fā)的代理成本時，則應約束薪酬激勵的強度，減少效率損失。約束薪酬激勵強度的最直接形式就是薪酬管制。2015年實施的薪酬管制政策主要表現為貨幣薪酬激勵改革，可以通過薪酬構成及薪酬水平調控，進而對企業(yè)風險承擔產生影響。

貨幣薪酬的構成形式主要包括固定薪酬及與當期業(yè)績相關的浮動薪酬這一短期激勵形式?，F有關于貨幣薪酬激勵與企業(yè)風險承擔之間關系的研究并未形成一致性的結論。一方面，部分研究發(fā)現貨幣薪酬激勵與企業(yè)風險承擔負相關，Narayanan(1985)證明代理人選擇只包括短期激勵或者固定薪酬的激勵合同，將導致他們在長期項目上投資不足。Wright等(2007)指出貨幣報酬收入流導致經理人的注意力集中于減少業(yè)績下滑的風險。Jin(2002)研究發(fā)現，薪酬績效敏感性與特殊風險負相關，而與系統(tǒng)風險基本沒有關系。Aggarwal等(1999)認為在控制公司規(guī)模等變量后，不同類型高管的薪酬績效敏感性與公司風險之間呈負相關關系。另一方面，部分研究主張貨幣薪酬激勵與企業(yè)風險承擔正相關。Hagendorff等(2011)基于美國銀行樣本，分析銀行業(yè)高管薪酬結構對CEO風險選擇的影響，發(fā)現薪酬風險敏感度越高，CEO增加風險交易的可能性越大。另有學者指出兩者之間存在非線性相關關系(Haq et al，2010)。

此外，貨幣薪酬還包括基于任期績效考核的長期激勵機制，如貨幣形式的任期激勵。長期激勵機制通過將管理層決策導向長期績效，更好地統(tǒng)一股東與管理層的利益。關于長期激勵機制與企業(yè)風險承擔間關系的研究多見于股權激勵以及股票期權激勵。然而，學者們并不普遍認為股權或者股票期權有利于緩解管理層與股東之間在風險承擔問題上的代理沖突(Core et al，2003)。主張長期激勵計劃無效的學者指出，股權或者股票期權加劇了經理人財富對于公司的依賴，從而降低了他們對額外風險的容忍度(Lambert，1986；Wiseman et al，1998)。為數不多的有關貨幣形式的長期激勵機制與企業(yè)風險承擔間關系的研究認為，相較于股權激勵以及股票期權激勵，現金形式的長期激勵對企業(yè)風險承擔無顯著影響(Gao et al，2005)。

有關貨幣薪酬水平與企業(yè)風險承擔間關系的研究結論亦莫衷一是。有學者研究發(fā)現高水平的固定薪酬誘導代理人規(guī)避風險以確保維持現有收入(Gao et al，2005)，另有研究指出貨幣薪酬激勵水平的提高能夠增進高管風險承擔水平(張瑞君 等，2013)。

貨幣薪酬構成方面，2015年《薪酬制度改革方案》對中央管理企業(yè)負責人薪酬構成進行了調整，增加了任期激勵部分。作為績效年薪短期激勵模式的補充，任期激勵從中長期協調了代理人與股東利益的一致性，有助于減少代理成本，加大代理人進行研發(fā)、創(chuàng)新等長期投資的可能，從而提升企業(yè)風險承擔水平。另一方面，任期激勵相較于股權或股票期權長期激勵形式，降低了高管財富對公司業(yè)績的依賴程度，進而減少長期激勵誘發(fā)高管風險規(guī)避度增大的可能。此外，改革前雖也存在與國有企業(yè)負責人任期經營業(yè)績考核相掛鉤的浮動薪酬激勵，但其具體形式為績效年薪的延期兌現部分。由企業(yè)一次性提取、分期兌現的延期兌付薪酬導致代理人早已將其視為近乎確定性的收益預期。根據前景理論(prospect theory)，個體在面臨收益時大多數選擇風險規(guī)避，為了降低預期收益無法實現的“損失”，代理人往往傾向于選擇“不求有功，但求無過”的穩(wěn)健型低風險投資方案。任期激勵形式的改革，緩解了保證投資成功以獲取績效年薪延期兌現部分“預期收益”的底線框架對代理人風險決策的約束，從而降低了其風險承擔的敏感性，促進企業(yè)風險承擔。

貨幣薪酬水平方面，2015年《薪酬制度改革方案》的限高措施，使得中央管理企業(yè)負責人總收入與職工平均收入的差距從不超過12倍調整至7～8倍。鑒于《薪酬制度改革方案》全文沒有對外公開，從各省(市、自治區(qū))已公布的方案來看，省管企業(yè)負責人基本年薪按照上年度省屬企業(yè)在崗職工年平均工資的2倍確定。改革前，企業(yè)負責人的基本年薪基數為上年度中央管理企業(yè)在崗職工平均工資的5倍，同時結合薪酬調節(jié)系數確定，且薪酬調節(jié)系數限高，暫定最高不超過1.5。這意味著，一方面基本年薪固定薪酬水平的下降，使得代理人規(guī)避風險以確保維持現有高水平收入的現象得以緩解；另一方面，改革后代理人面臨風險性項目決策時，如果選擇高風險性的投資方案，若不幸失敗而遭遇職業(yè)生涯危機導致的潛在薪酬損失變小(即風險決策擔負的成本變小)，有利于增強高管的風險承擔意愿。

綜上，2015年實施的薪酬管制將主要通過薪酬激勵機制兩方面的調整影響國有企業(yè)風險承擔：第一，調整薪酬構成、增加任期激勵。任期激勵有利于克服短期激勵形式在長期導向方面的不足，將管理層決策引向長期績效，增強高管風險承擔意愿。與此同時，亦可能避免股權或股票期權形式長期激勵導致的高管風險規(guī)避程度增大；第二，調節(jié)薪酬水平、限高以抑制畸高薪酬。基本年薪基數下調，減弱了高管規(guī)避風險以確保維持現有收入的動機。因此，提出研究假設：

H1：薪酬管制政策的實施有利于提高國有企業(yè)風險承擔水平。

(三)薪酬管制政策對企業(yè)風險承擔的影響機制

傳統(tǒng)委托—代理理論以“理性經濟人”為基礎假設展開研究，只關注代理人絕對收入水平對其行為的影響，而忽視了他人收入水平的作用。部分實證研究與高管激勵實踐表明，高管薪酬契約設計中普遍存在參照依賴現象，并可能對薪酬契約本身的演化和高管經營決策產生重要影響(Jensen et al，2004；李維安 等，2010)，即高管薪酬的參照點效應。當高管薪酬契約向下偏離外部參照基準時，高管會產生自我利益被侵蝕的消極心理感知，進而影響其后續(xù)行為決策(陳信元 等，2009)?？紤]社會偏好的委托—代理理論在傳統(tǒng)委托代理分析范式的基礎上植入博弈參與人公平、利他等社會偏好。關注動機公平的委托—代理模型以Rabin(1993)互惠意圖(intention based reciprocity)理論為代表，強調行為背后的動機和意圖的公平性，并將“公平性”(fairness)視為“當別人對你友善時你也對別人友善，當別人對你不善時你也對別人不善”。Rabin(1993)更進一步指出參與者判斷對方意圖的依據是自己的二階信念結構，結果將影響其后續(xù)采取的反應策略。中國改革開放后，經濟快速發(fā)展，人民生活顯著改善，實現了從溫飽向小康的跨越，特別是自2003年薪酬改革以來高管日益成為高收入群體的重要組成部分；加之長期受到“不患寡而患不均”傳統(tǒng)思想的影響，現階段高管關注的薪酬焦點并不單純在于絕對收入的高低，同時也取決于其薪酬水平與外部參照標準的差異。2015年實施的薪酬改革普遍降低了高管薪酬預期，但當其實際所得薪酬水平依舊高于參照標準時，會獲得相對較高的薪酬獲益感。根據互惠理論，高管將對委托人的善意動機以德報德，進而采取更有益于委托人利益的行動，降低放棄具有更大期望收益風險項目的意愿，減少代理成本。

此外，錦標賽理論主張委托人根據代理人產出排序結果，給予產出較多者晉升獎金，激勵代理人提高努力水平贏得競賽，以緩解代理人道德風險。Lazear等(1981)證明，如果代理人的業(yè)績是相關的，錦標賽制度可以更多剔除風險等不確定因素對代理人業(yè)績的影響，使得委托人更準確地判斷代理人的努力水平。由此可見，錦標賽制度有利于緩解高管對項目投資失敗引致后果的憂慮，提升高管風險承擔程度。部分研究發(fā)現，組織內部的錦標賽激勵能夠增進高管的風險承擔水平(Kini et al，2012)。根據錦標賽理論，與薪酬參照標準比較的相對薪酬發(fā)揮類似晉升獎金的作用，高管薪酬相對于參照標準越高，激勵效果越明顯。同行業(yè)、同地區(qū)、同產權性質外部錦標賽制度有助于排除政策環(huán)境、技術環(huán)境等不確定因素對高管業(yè)績的影響，一定程度上降低高管因承擔風險而遭受業(yè)績沖擊的擔憂，促進其客觀選擇承擔風險而投資于預期凈現值(NPV)為正的項目，最大化股東利益與企業(yè)價值。高管薪酬相對于外部參照標準的水平越高，其承擔風險以贏得競賽的動機越強烈。

因此，薪酬改革背景下，高管薪酬相對于外部參照標準的水平越高，越能激發(fā)其選擇最大化委托人收益的行動，促進企業(yè)風險承擔。綜上，提出研究假設:

H2：薪酬管制通過高管薪酬參照點效應對國有企業(yè)風險承擔發(fā)揮正向作用。

三、研究設計

(一)樣本數據與來源

本文選取2011—2019年中國A股上市公司數據。由于被解釋變量企業(yè)風險承擔需3年窗口期數據進行計算，因此實際使用2009—2019年數據。在此基礎上依據以下原則對數據進行篩選：(1)剔除含S、ST、PT標識的公司數據；(2)剔除金融證券行業(yè)公司數據；(3)剔除不屬于國有企業(yè)、民營企業(yè)、外資企業(yè)范疇的其他公司數據；(4)剔除財務狀況異常的公司數據(資產負債率≥1、營業(yè)收入或資產≤0的公司)；(5)剔除僅包含2011—2014年或2015—2019年的公司數據；(6)剔除信息不完備的公司數據。數據來源于CSMAR數據庫，數據處理軟件為Stata16，對連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize縮尾處理以規(guī)避極端值的影響，最終得到九個年度2028家上市公司共15535個樣本觀測數據，其中包括國有企業(yè)上市公司971家。

(二)指標構建

1.被解釋變量：企業(yè)風險承擔水平(Risk)。參考已有文獻(Boubakri et al，2013；何瑛 等，2019)的測度方法，本文采用觀測時段內企業(yè)盈利波動率Roa的波動程度來度量企業(yè)風險承擔水平。其中Roa使用息稅前利潤除以年末總資產衡量。首先用公司Roa減去年度行業(yè)均值得到Adj_Roa，因制造業(yè)企業(yè)數量較多，對制造業(yè)企業(yè)的行業(yè)分類細化至兩位代碼，然后以每三年(t-2年至t年)作為一個觀測時段，分別滾動計算Adj_Roa的標準差Risk1和極差Risk2。具體計算方法如下，其中，i表示企業(yè)，t表示年份：

(1)

Risk2i,t=Max(Adj_Roai,t-2,Adj_Roai,t-1,Adj_Roai,t)-Min(Adj_Roai,t-2,Adj_Roai,t-1,Adj_Roai,t)

(2)

2.解釋變量：薪酬管制政策的實施(DID)。DID為Post與Treat的交乘項，表示政策實施對企業(yè)風險承擔的影響。其中，Treat表示實驗組虛擬變量，當為國有企業(yè)時取1，當為非國有企業(yè)時取0；Post表示實驗期虛擬變量，政策實施當期及以后年份取1，政策實施前取0，各省份政策實施年份見表1。

表1 各省(市、自治區(qū))薪酬管制政策實施時間

3.控制變量：參考現有企業(yè)風險承擔文獻(余明桂 等，2013)，本文控制以下變量對企業(yè)風險承擔的影響：財務杠桿、董事會獨立性、董事會規(guī)模、高管絕對薪酬、企業(yè)規(guī)模、CEO兩職兼任、高管持股比例、國有股比例、股權集中度、營業(yè)收入增長率、營業(yè)利潤率、托賓Q值、資本密集度、利潤總額比總資產。變量具體定義見表2。

表2 控制變量及其定義

(三)模型設計

1.DID模型設計

本文采用多時點雙重差分法(DID)估計薪酬管制政策對企業(yè)風險承擔水平的影響。采用雙重差分法能更好地排除干擾因素，檢驗薪酬管制政策實施對企業(yè)風險承擔水平的影響。2015年國家對中央管理企業(yè)正式實施薪酬管制政策，隨后各省(市、自治區(qū))國資委據此制定本省(市、自治區(qū))的薪酬管制政策。因各省(市、自治區(qū))薪酬管制政策實施時點不同，由此建立多時點雙重差分模型：

Risk1i,t=α0+α1DIDi,t+α2Treati+α3Postt+α4Controlsi,t+ui+ηt+εi,t

(3)

其中，i表示企業(yè)，t表示年份，Risk1為被解釋變量企業(yè)風險承擔水平，Treat是分組虛擬變量，Post是分期虛擬變量，DID為Post與Treat的交乘項，α1為本文最關心的系數，Controls為控制變量，ui、ηt、εi,t分別代表個體固定效應、時間固定效應和誤差項。

2.PSM樣本選擇

為保證實驗組與控制組樣本數據的平衡，本文采用傾向得分匹配法(PSM)對樣本進行處理。本文選取控制變量作為匹配變量，識別具有相似特征的控制組個體，采用Logit模型估計傾向得分值，只對傾向得分值共同取值范圍內的樣本進行匹配，使用核匹配方法對實驗組和控制組樣本進行處理。

在PSM-DID前，首先檢驗共同支撐假設是否成立，即匹配后各變量實驗組和控制組是否平衡。若平衡，則共同支撐假設成立，可以應用PSM-DID。表3是各協變量平衡性檢驗的結果。所有協變量匹配后%標準偏差明顯小于未匹配前的%標準偏差，且匹配后回歸結果中的偽R2明顯變小，說明匹配后實驗組與控制組的協變量不存在系統(tǒng)性差異，匹配效果好。通過核密度圖也可看出匹配后實驗組與控制組核密度圖較匹配前更為接近(未在文中列示)，即通過平衡性檢驗。

表3 平衡性檢驗

續(xù)表3

四、結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表4報告了主要研究變量的描述性統(tǒng)計。Risk1與Risk2的標準差均大于均值，說明不同公司之間的風險承擔水平差異較大。LEV的最小值和最大值分別為0.056、0.875，表明不同企業(yè)間財務杠桿差異顯著。IDP和BOD的均值分別為0.374、8.718，表明董事會規(guī)模均值接近9人且大多數企業(yè)符合獨立董事所占比例不低于1/3的標準。lnTPAY的最小值和最大值分別為12.737、16.400，lnN的最小值和最大值分別為20.056、26.244，說明企業(yè)間高管薪酬水平差距明顯且企業(yè)規(guī)模大小存在差異。DUAL的均值為0.229，說明董事長兼任總經理的上市公司占比約為22.9%，即兩職合一的現象較為普遍。MHolder的最小值和最大值分別為0.000和0.559，反映出不同上市公司間高管持股比例存在較大差異，部分公司存在股權激勵強度較弱的情況。PSS的均值為0.034，反映出上市公司國有股占比較小。TOP10的均值為40.168，意味著多數股權掌握在少數股東手中的現象仍存在。Growth的最小值和最大值分別為-0.518、2.708，Q的最小值和最大值分別為0.871、7.760，反映出公司間成長性差異。YY、Cap和PERF的最小值與最大值均差異較大，表明不同企業(yè)間的盈利水平差異顯著。

表4 描述性統(tǒng)計

(二)回歸結果分析

表5列示了基準回歸結果。第(1)列和第(2)列使用全樣本回歸，第(3)列使用PSM匹配成功的樣本回歸。所有回歸均控制時間固定效應。由回歸結果可知，第(1)(2)列DID的回歸系數在1%的水平上顯著為正，第(3)列DID的系數為0.005且在5%的水平上顯著。這表明薪酬管制政策的實施對企業(yè)風險承擔水平存在正向效應，H1成立?？赡艿脑蛟谟冢环矫嫱ㄟ^薪酬管制政策降低國有企業(yè)高管基本年薪固定薪酬，促使代理人為確保維持現有收入而規(guī)避風險的動機減弱，同時改革后薪酬預期水平下降使得代理人面臨風險性項目決策時，如果選擇高風險性的投資方案而導致的潛在薪酬損失變小(即風險決策擔負的成本變小)；另一方面，通過調節(jié)結構、增加任期激勵部分，使得高管薪酬與企業(yè)經營績效間聯系更為緊密，同時改善了改革前績效年薪與年度業(yè)績掛鉤可能引致的高管短視行為，高管在任期內為獲得盡可能高的任期激勵收益從而加大長期項目投資。因此，此次薪酬改革方案有利于增強高管風險承擔意愿，促進企業(yè)風險承擔。

表5 薪酬管制政策對企業(yè)風險承擔的影響

控制變量中，第(1)列中LEV的系數為-0.014且在1%的水平上顯著，表明財務杠桿越大，企業(yè)負債水平相對較高，高管投資決策更傾向于保守，企業(yè)風險承擔水平隨之降低。第(1)列和第(2)列l(wèi)nTPAY的系數分別為0.003和0.005且在1%的水平上顯著，即高管絕對薪酬水平與企業(yè)風險承擔水平同方向變動，原因可能在于改革后發(fā)揮保健作用的基本年薪降低，而具有激勵作用的績效年薪部分會激勵高管為實現更高的企業(yè)績效從而彌補基本年薪降低可能帶來的收入“損失”而承擔更多的風險；另一方面也說明薪酬管制對國有企業(yè)風險承擔水平產生影響主要由薪酬水平預期及薪酬結構變動所致。lnN顯著為負，說明企業(yè)規(guī)模越大，高管決策出于為多方利益主體考慮將更為謹慎，企業(yè)風險承擔水平降低。TOP10、Growth和Q均顯著為正，表明股權集中度越高、營業(yè)收入增長率越高、托賓Q值越大，企業(yè)的成長性水平越高，企業(yè)風險承擔水平越高。YY在1%的水平上顯著為負，表明企業(yè)營業(yè)利潤率越高，“安于現狀”心理導致高管的風險承擔意愿減弱，企業(yè)風險承擔水平越低。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

使用雙重差分法的有效前提是平行趨勢假設成立，即實驗組和控制組的企業(yè)風險承擔水平Risk1在薪酬管制政策實施前是否存在差異，如果在薪酬管制政策實施前存在差異，則無法確定Risk1的變動完全是由政策實施帶來的，極有可能存在其他因素影響Risk1的變化。

參考李青原等(2021)的做法，本文根據各省(市、自治區(qū))薪酬管制政策實施時點，將樣本區(qū)間分為：樣本起始年份至薪酬管制政策實施前四年、前三年、前兩年、前一年，薪酬管制政策實施當年、實施后一年、后兩年、后三年至樣本結束年份。圖1報告了平行趨勢檢驗結果。其中，垂直于橫軸的帶蓋短直線為各期數與實驗組虛擬變量交乘項回歸系數的95%置信區(qū)間，圓點為各期數與實驗組虛擬變量交乘項回歸系數。由圖1可知，政策實施前各年的95%置信區(qū)間位于0附近，即改革前實驗組與控制組的Risk1的變動趨勢沒有顯著差異，隨著薪酬管制政策的實施，系數顯著為正，即企業(yè)風險承擔水平顯著提高，但在政策實施三年后，政策效果不明顯。

圖1 平行趨勢檢驗

2.安慰劑檢驗

為排除受其他不可觀測因素影響的可能，本文通過為每個樣本公司隨機抽取樣本期作為政策時間進行安慰劑檢驗。具體做法為首先隨機抽取600家公司作為隨機樣本，然后在每個公司組內的年份中隨機抽取一個年份作為政策沖擊年份，并在此基礎上進行1000次回歸。檢驗結果如圖2所示，隨機過程的系數估計值分布在0附近且極大偏離真實系數值。因此可得出，薪酬管制政策對企業(yè)風險承擔水平的影響不是由其他不可觀測因素推動的。

圖2 安慰劑檢驗

3.替換被解釋變量

為確?；貧w結果的穩(wěn)健性，本文選取Risk2作為衡量企業(yè)風險承擔水平的另一指標進行檢驗。表6第(1)列使用全樣本回歸，第(2)列使用PSM匹配成功的樣本回歸，第(3)列使用滿足共同支撐假設的樣本回歸，DID系數分別在1%和5%的水平上顯著正相關，進一步證明了2015年薪酬管制政策的實施有利于提高國有企業(yè)風險承擔水平。

表6 穩(wěn)健性檢驗

五、影響機制檢驗

基于前文實證分析可知，2015年薪酬管制政策的實施有效提高了國有企業(yè)風險承擔水平，其內在影響機制有待進一步揭示。高管不僅關注自身的絕對薪酬，同時會與同行業(yè)、同地區(qū)、同產權性質企業(yè)高管薪酬作比較，以此衡量自身薪酬是否合理，并對委托人的善意動機進行判斷，從而決定后續(xù)采取的回應策略，影響企業(yè)風險承擔水平。

參考徐細雄等(2014)的做法，本文選取同行業(yè)、同地區(qū)、同所有權性質前三高管薪酬均值三個基準參照點，相應得到三個薪酬外部參照點(Reference)，包括：

根據Baron等(1986)兩階段法的基本步驟，本文將薪酬外部參照點作為機制變量進行回歸分析。第一步，將薪酬參照點變量作為被解釋變量，以交互項(DID)為核心解釋變量，以控制變量作為解釋變量進行回歸。據此建立模型：

Referencei,t=β0+β1DIDi,t+β2Treati+β3Postt+β4Controlsi,t+ui+ηt+εi,t

(4)

第二步，若交互項(DID)的系數顯著，將企業(yè)風險承擔水平(Risk1)作為被解釋變量，交互項(DID)為核心解釋變量，以薪酬參照點和控制變量作為解釋變量進行回歸。建立模型：

(5)

若機制變量(Reference)的系數顯著，則表明薪酬參照點在薪酬管制與企業(yè)風險承擔水平之間發(fā)揮了渠道作用。

由表7可知，第(1)(5)列交互項(DID)系數均顯著為正，意味著薪酬管制政策的實施，使得在薪酬參照點效應下高管薪酬相對于參照標準越高，薪酬得益感越強烈。第(3)列交互項(DID)系數為正但不顯著，表明薪酬管制政策對地區(qū)薪酬參照點有相同作用，但在統(tǒng)計學上不顯著。說明高管更傾向于將同行業(yè)與同產權性質企業(yè)的平均薪酬作為橫向比較的參照標準。第(2)(4)(6)列參照點效應(Reference)系數均為正，其中第(2)列行業(yè)參照點效應(IND)系數顯著，表明高管薪酬水平相對于行業(yè)外部參照基準越高，企業(yè)風險承擔水平越高?？赡艿脑蛟谟?，2015年實施的薪酬管制強調對國有企業(yè)高管薪酬進行差異化管控，根據主營業(yè)務和核心業(yè)務范圍分類管理國有企業(yè)的措施，使得高管更多地將同行業(yè)企業(yè)作為參照對象。高管薪酬水平較行業(yè)外部參照基準越高，一方面其薪酬得益感越強烈，采取符合委托人利益行動的可能性加大；另一方面，分類管理、差異化管控的方式有助于排除行業(yè)系統(tǒng)性風險對業(yè)績排名的影響，降低高管對投資失敗引致后果的擔憂，從而強化行業(yè)錦標賽的激勵作用，此時更高的晉升獎金將在更大程度上激發(fā)高管風險承擔意愿、提升企業(yè)風險承擔水平。因此，高管行業(yè)薪酬參照點效應發(fā)揮了機制作用。此外，行業(yè)薪酬參照點在模型(4)(5)中的交互項(DID)系數以及模型(5)中的參照點效應(Reference)系數均顯著為正，且DID系數估值減小，說明行業(yè)薪酬參照點發(fā)揮了部分渠道作用，基于行業(yè)參照點的假設H2得到驗證：薪酬管制通過高管行業(yè)薪酬參照點效應對國有企業(yè)風險承擔發(fā)揮正向作用。

表7 影響機制分析檢驗

六、結論與政策建議

在企業(yè)運營中，企業(yè)高層管理者財富積累主要源自企業(yè)支付的勞動報酬，最為常見的薪酬激勵體系是基于業(yè)績的，高風險活動潛在的經營業(yè)績不確定性導致高管面臨更高的薪酬損失與聲譽損失風險(Acharya et al，2011)，從而削弱了其風險承擔意愿。因此，激勵高管團隊提升風險承擔意愿、采取有利于股東價值最大化的投資決策方案具有重要意義。2015年實施的《薪酬制度改革方案》是中央管理企業(yè)建立現代企業(yè)制度、深化收入分配體制改革的重要組成部分，從風險承擔角度評價其政策效果的研究并不多見。本文選取中國A股上市公司2011—2019年數據，考察2015年薪酬管制政策對國有企業(yè)風險承擔的因果效應。研究結果表明：第一，2015年實施的薪酬管制政策顯著提高了國有企業(yè)風險承擔水平。本文采用觀測時段內企業(yè)盈利波動率的波動程度來度量企業(yè)風險承擔水平，滾動計算調整后企業(yè)盈利波動率標準差和極差，此兩種企業(yè)風險承擔評價指標均支持研究結論。第二，薪酬管制政策通過行業(yè)薪酬參照點效應對國有企業(yè)風險承擔產生正向影響。在薪酬管制與國有企業(yè)風險承擔的關系中，基于同行業(yè)的外部薪酬參照點效應發(fā)揮機制作用。薪酬管制政策實施后，高管薪酬水平相對于行業(yè)平均薪酬水平越高，其薪酬得益感越強烈，進一步促進其增強風險承擔意愿、提升企業(yè)風險承擔水平。

本文結論的重要發(fā)現是，薪酬管制作為一種調控制度，不僅旨在公平，更促進了效率。2015年實施的薪酬管制政策提高了國有企業(yè)風險承擔水平，證明本次薪酬改革對于促進企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展和形成合理有序的收入分配格局具有重要意義。其政策啟示是：第一，薪酬體系的設計不僅要考慮激勵作用，還要兼顧高管的損失厭惡特征，過高的固定薪酬水平與比例會導致其為獲取穩(wěn)定報酬收益而降低風險承擔意愿；第二，薪酬與參照基準比較后的互惠動機心理感知是緩解高管道德風險，促進其努力提升水平的主要原因。因此，在薪酬管制背景下，企業(yè)還須關注組織外部市場薪酬水平，采取與企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略相匹配的薪酬策略，如企業(yè)處于發(fā)展期時，可以通過采取領先型薪酬策略提升高管風險承擔意愿。

本文的研究還存在一定的局限，例如，高管薪酬重點考慮了貨幣報酬，沒有涉及股權激勵等延期支付形式的影響，后續(xù)研究有待深化。