劉 博

?

財(cái)稅政策、管理者報(bào)酬與企業(yè)績(jī)效
——基于航空裝備制造企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

劉 博

“市場(chǎng)失靈”引起的正外部性問(wèn)題與“兩權(quán)分離”產(chǎn)生的代理問(wèn)題，是制約航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的內(nèi)外根源。財(cái)稅政策與管理者報(bào)酬常常被用作破解兩大難題的主要制度安排，其效果如何？文章以中國(guó)上市的航空裝備制造企業(yè)為樣本，運(yùn)用多元回歸分析模型，實(shí)證分析了財(cái)稅政策與管理者報(bào)酬對(duì)企業(yè)績(jī)效的直接影響和交互影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)管理者年薪與股權(quán)報(bào)酬對(duì)企業(yè)績(jī)效具有促進(jìn)作用和顯著的互補(bǔ)效應(yīng)；(2)所得稅優(yōu)惠與政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)績(jī)效具有促進(jìn)作用，但互補(bǔ)效應(yīng)不顯著；(3)財(cái)稅政策與管理者報(bào)酬對(duì)企業(yè)績(jī)效具有復(fù)雜的互補(bǔ)效應(yīng)或替代效應(yīng)。

財(cái)稅政策；管理者報(bào)酬；企業(yè)績(jī)效；航空裝備制造企業(yè)

一、引 言

中國(guó)航空裝備制造企業(yè)從“零”起步，經(jīng)過(guò)60多年的創(chuàng)新發(fā)展，在航空器制造方面取得了驕人的成績(jī)。當(dāng)前，中國(guó)航空裝備制造企業(yè)的發(fā)展，主要靠“軍民融合”的發(fā)展戰(zhàn)略，通過(guò)民品的創(chuàng)收來(lái)“反哺”航空裝備制造的發(fā)展。但是，中國(guó)航空裝備制造企業(yè)自身盈利不足，嚴(yán)重制約了企業(yè)的快速發(fā)展和全球競(jìng)爭(zhēng)力的提升。“市場(chǎng)失靈”引起的正外部性問(wèn)題，“兩權(quán)分離”產(chǎn)生的代理問(wèn)題，是制約中國(guó)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效欠佳的內(nèi)外根源。如何破解“正外部性”和“委托代理”難題，學(xué)術(shù)界從財(cái)稅政策和管理者激勵(lì)兩個(gè)層面展開(kāi)了廣泛的研究。一是新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，政府規(guī)制的科學(xué)安排，能夠有效地解決“正外部性”難題(諾思，1994)[1]，進(jìn)而提升公司績(jī)效，并且Zelepis和Skuras(2004)[2]、楊曄等(2015)[3]等實(shí)證分析了政府的財(cái)稅政策對(duì)企業(yè)績(jī)效的直接影響。二是薪酬激勵(lì)理論認(rèn)為，經(jīng)理人報(bào)酬契約的合理設(shè)計(jì)，能夠有效緩解“代理問(wèn)題”，實(shí)現(xiàn)經(jīng)理人目標(biāo)與股東目標(biāo)一致(Jensen和Meckling，1976[4])，進(jìn)而提升企業(yè)績(jī)效，并且劉振(2014[5]，2014[6])等實(shí)證分析了管理者股權(quán)報(bào)酬和年薪報(bào)酬對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響。

總之，現(xiàn)有的文獻(xiàn)主要研究管理者報(bào)酬和財(cái)稅政策對(duì)企業(yè)績(jī)效的直接影響，而忽視了管理者報(bào)酬和財(cái)稅政策對(duì)企業(yè)績(jī)效的交互影響?；诖?，本文以中國(guó)航空裝備制造企業(yè)為樣本，運(yùn)用多元回歸分析模型，實(shí)證檢驗(yàn)了所得稅費(fèi)用、政府補(bǔ)貼、管理者年薪和股權(quán)報(bào)酬對(duì)企業(yè)績(jī)效的直接影響和交互影響。本文的研究為提升中國(guó)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效，為政府和企業(yè)在財(cái)稅政策安排和管理者薪酬契約設(shè)計(jì)方面提供有效的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和理論指導(dǎo)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)管理者報(bào)酬與財(cái)稅政策對(duì)企業(yè)績(jī)效的直接影響

中航工業(yè)是由中央管理的國(guó)有特大型企業(yè)集團(tuán)，作為中航工業(yè)旗下的子企業(yè)，中國(guó)航空裝備制造企業(yè)像其他國(guó)有企業(yè)(或國(guó)有控股企業(yè))一樣，存在復(fù)雜的多層委托—代理關(guān)系。由于兩權(quán)分離，所有者“虛位”，內(nèi)部人控制嚴(yán)重，在信息不對(duì)稱和契約不完備條件下，管理者可能存在犧牲股東利益追求自利的機(jī)會(huì)主義行為，導(dǎo)致企業(yè)績(jī)效不佳。薪酬激勵(lì)理論認(rèn)為管理者報(bào)酬契約的合理安排，能夠有效緩解“代理難題”，實(shí)現(xiàn)管理者目標(biāo)與股東目標(biāo)趨同(Jensen和Meckling，1976[4])。合理的管理者報(bào)酬設(shè)計(jì)是破解代理問(wèn)題、提升企業(yè)績(jī)效的有效途徑。為此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：管理者股權(quán)報(bào)酬增加對(duì)中國(guó)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效具有顯著的正向影響。

假設(shè)2：管理者年薪報(bào)酬增加對(duì)中國(guó)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效具有顯著的正向影響。

作為獨(dú)立核算、自主經(jīng)營(yíng)的航空裝備制造企業(yè)，不僅面臨全球競(jìng)爭(zhēng)的生存壓力，而且承載著國(guó)防航空裝備制造的歷史重任。與其他國(guó)防工業(yè)一樣，其產(chǎn)品具有準(zhǔn)“公共品”特征，企業(yè)收益遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于社會(huì)收益，即具有很強(qiáng)的“正外部性”(或“溢出效應(yīng)”)?！罢獠啃浴睍?huì)造成企業(yè)利益受損，弱化企業(yè)市場(chǎng)行為，導(dǎo)致企業(yè)資源配置非效率和績(jī)效不佳。新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，政府規(guī)制的科學(xué)安排，能夠有效地解決“正外部性”難題(諾思，1994)[1]。植草益(1992)[7]認(rèn)為，如果經(jīng)濟(jì)運(yùn)行存在市場(chǎng)失靈導(dǎo)致的外部性問(wèn)題，政府規(guī)制是必要的。為了克服“市場(chǎng)失靈”導(dǎo)致企業(yè)資源配置的非效率等問(wèn)題，政府的積極介入和有效的制度安排是十分必要的(劉振，2011)[8]。所以財(cái)稅政策的科學(xué)安排(譬如，政府補(bǔ)貼的增加和所得稅的降低)能夠?qū)崿F(xiàn)正外部性內(nèi)部化，能夠有效解決企業(yè)績(jī)效不佳問(wèn)題?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：政府補(bǔ)貼增加對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效具有顯著的正向影響。

假設(shè)4：所得稅費(fèi)用增加對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效具有顯著的負(fù)向影響。

(二)管理者報(bào)酬與財(cái)稅政策對(duì)企業(yè)績(jī)效的交互影響

系統(tǒng)論認(rèn)為系統(tǒng)是由諸多要素構(gòu)成，各要素之間相互聯(lián)系、相互影響、相互作用和相互制約，各要素對(duì)系統(tǒng)整體功能的貢獻(xiàn)不是簡(jiǎn)單的各要素影響之和。如果將“企業(yè)績(jī)效”作為一個(gè)系統(tǒng)來(lái)考量，企業(yè)績(jī)效的激勵(lì)系統(tǒng)不僅受到企業(yè)內(nèi)部管理者年薪報(bào)酬、股權(quán)報(bào)酬、政府補(bǔ)貼和所得稅費(fèi)用的直接影響，而且受到管理者報(bào)酬和財(cái)稅政策之間的交互作用影響。主要因?yàn)槠髽I(yè)績(jī)效的激勵(lì)系統(tǒng)作為一個(gè)人工系統(tǒng)，不僅受到制度設(shè)計(jì)者的制度安排是否科學(xué)合理的影響(主要由于制度設(shè)計(jì)者受自身?yè)碛行畔?、知識(shí)和能力的限制)，而且受到制度接受者(主要指企業(yè)管理者)對(duì)制度選擇偏好的影響(主要由于企業(yè)管理者可能從自身利益的考量來(lái)選擇制度)。所以，管理者報(bào)酬與財(cái)稅政策對(duì)企業(yè)績(jī)效的交互影響，可能會(huì)出現(xiàn)兩種結(jié)果：一是管理者報(bào)酬與財(cái)稅政策對(duì)企業(yè)績(jī)效的交互作用，存在1+1>2的互補(bǔ)效應(yīng)(Complementary Effect)；二是管理者報(bào)酬與財(cái)稅政策對(duì)企業(yè)績(jī)效的交互作用，存在1+1<2的替代效應(yīng)(Substitution Effect)(劉振、薛鵬暉，2016)[9]?；谏鲜龇治?，本文提出以下備擇假設(shè)：

假設(shè)5：管理者報(bào)酬與財(cái)稅政策各要素對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的交互作用具有互補(bǔ)效應(yīng)。

假設(shè)6：管理者報(bào)酬與財(cái)稅政策各要素對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的交互作用具有替代效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)計(jì)與變量解釋

為了檢驗(yàn)管理者年薪報(bào)酬、股權(quán)報(bào)酬、政府補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的直接影響和交互影響，在借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文分別設(shè)計(jì)管理者報(bào)酬激勵(lì)模型、財(cái)稅政策激勵(lì)模型以及管理者報(bào)酬與財(cái)稅政策交互影響模型，模型設(shè)計(jì)如下：

ROA=α0+α1M_share+α2LN(M_Apay)+α3M_share*LN(M_Apay)+α4B_size+α5CEO_age+α6CEO_age2+α7LN(Revenue)+α8LEV+ΣYearj+ε

(1)

ROA=β0+β1LN(Subsidy)+β2I_tax+β3LN(Subsidy)*I_tax+β4B_size+β5CEO_age+β6CEO_age2+β7LN(Revenue) +β8LEV+ ΣYearj+ψ

(2)

ROA= γ0+γ1M_share*LN(Subsidy)+γ2M_share*I_tax+γ3LN(Subsidy)*LN(M_Apay)+γ4I_tax*LN(M_Apay)+γ5B_size+γ6CEO_age+γ7CEO_age2+γ8LN(Revenue)+γ9LEV+ΣYearj+ξ

(3)

模型(1)為管理者年薪報(bào)酬和股權(quán)報(bào)酬(企業(yè)內(nèi)部薪酬安排)對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的直接影響和交互影響模型，即管理者報(bào)酬激勵(lì)模型；模型(2)為政府補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠(企業(yè)外部制度安排)對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的直接影響和交互影響模型，即財(cái)稅政策激勵(lì)模型；模型(3)為企業(yè)內(nèi)部薪酬安排與企業(yè)外部制度安排對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的交互影響模型，即管理者報(bào)酬與財(cái)稅政策交互影響模型。在模型(1)、(2)和(3)中，被解釋變量為ROA,解釋變量為M_share、LN(M_Apay)、LN(Subsidy)、I_tax、M_share*LN(M_Apay)、LN(Subsidy)*I_tax、M_share*LN(Subsidy)、M_share*I_tax、LN(Subsidy)* LN(M_Apay)和I_tax *LN(M_Apay)。其中，解釋變量交互項(xiàng)的回歸系數(shù)，如果顯著為正，表示為互補(bǔ)效應(yīng)；如果顯著為負(fù)，表示為替代效應(yīng)。控制變量為B_size、CEO_age、CEO_age2、LN(Revenue)、LEV和ΣYearj為控制變量。γ0、β0和γ0為常數(shù)項(xiàng)，α1-α8、β1-β8和γ1-γ9為回歸系數(shù)，ε、ψ和ξ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。各變量的類型、名稱、符號(hào)和定義見(jiàn)表1。

表1 變量類型、名稱、符號(hào)和定義

1.被解釋變量

被解釋變量選取企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效指標(biāo)。目前，學(xué)術(shù)界普遍采用的企業(yè)績(jī)效指標(biāo)主要有兩類：一是以Tobin’Q衡量的市場(chǎng)績(jī)效指標(biāo)；二是以總資產(chǎn)收益率和凈資產(chǎn)收益率衡量的會(huì)計(jì)績(jī)效指標(biāo)。資本市場(chǎng)的有效性是采用市場(chǎng)績(jī)效指標(biāo)的前提，而中國(guó)資本市場(chǎng)人為炒作和操縱比較嚴(yán)重，用市場(chǎng)績(jī)效指標(biāo)難以客觀地評(píng)價(jià)企業(yè)的真實(shí)績(jī)效，故本文采用會(huì)計(jì)績(jī)效指標(biāo)，并借鑒劉振(2014)[6]和劉振、薛鵬暉(2016)[9]等的指標(biāo)設(shè)計(jì)，在模型中采用總資產(chǎn)收益率指標(biāo)，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，采用凈資產(chǎn)收益率指標(biāo)。

2.解釋變量

解釋變量選取管理者報(bào)酬和財(cái)稅政策兩大類指標(biāo)。主要參照劉振、薛鵬暉(2016)[9]的指標(biāo)設(shè)計(jì)，以管理者持股比例(M_share)和管理者平均年薪的自然對(duì)數(shù)[LN(M_Apay)]作為影響企業(yè)績(jī)效的內(nèi)部因素指標(biāo)。以政府補(bǔ)貼的自然對(duì)數(shù)[LN(Subsidy)]和所得稅費(fèi)用(I_tax)作為影響企業(yè)績(jī)效的外部因素指標(biāo)。為了揭示影響企業(yè)績(jī)效的內(nèi)外因素對(duì)企業(yè)績(jī)效的交互影響，使用了管理者報(bào)酬內(nèi)部交互項(xiàng)[M_share*LN(M_Apay)]、財(cái)稅政策外部交互項(xiàng)[LN(Subsidy)*I_tax]以及管理者報(bào)酬因素與財(cái)稅政策因素之間的交互項(xiàng)指標(biāo)：管理者股權(quán)報(bào)酬與政府補(bǔ)貼的交互項(xiàng)[M_share* LN(Subsidy)]、管理者股權(quán)報(bào)酬與所得稅費(fèi)用的交互項(xiàng)(M_share*I_tax)、管理者年薪報(bào)酬與政府補(bǔ)貼的交互項(xiàng)[LN(Subsidy)*LN(M_Apay)]和管理者年薪報(bào)酬與所得稅費(fèi)用的交互項(xiàng)[I_tax* LN(M_Apay)]。

3.控制變量

控制變量選取了董事會(huì)規(guī)模(B_size)、CEO年齡(CEO_age)、CEO年齡平方(CEO_age2)、企業(yè)規(guī)模[LN(Revenue)]、財(cái)務(wù)杠桿(LEV)、年度控制變量(Yearj)，為檢驗(yàn)董事會(huì)規(guī)模對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，本文借鑒Mezghanni(2011)[10]的指標(biāo)設(shè)計(jì)，董事會(huì)規(guī)模使用董事會(huì)人數(shù)表示；CEO在企業(yè)日常經(jīng)營(yíng)管理中處于核心地位，人力資本認(rèn)為CEO年齡特征對(duì)CEO的行為具有影響作用：一般來(lái)說(shuō)，年輕的CEO精力充沛，具有冒險(xiǎn)精神，而年齡大的CEO精力有限，相對(duì)保守，為了檢驗(yàn)CEO年齡對(duì)企業(yè)績(jī)效是否具有非線性影響，故本文使用了CEO年齡和CEO年齡平方兩個(gè)指標(biāo)；微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為企業(yè)規(guī)模對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響具有規(guī)模效應(yīng)(規(guī)模遞增、規(guī)模遞減和規(guī)模不變)，為了揭示企業(yè)規(guī)模對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，故在模型中引入企業(yè)規(guī)?？刂谱兞?，用企業(yè)營(yíng)業(yè)收入的自然對(duì)數(shù)表示；Jensen和Meckling(1976)[4]認(rèn)為增加負(fù)債有利于減少代理成本，故在模型中引入資本結(jié)構(gòu)(Lever)控制變量，用資產(chǎn)負(fù)債率表示；為了揭示不同年份經(jīng)濟(jì)景氣情況對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，借鑒劉振(2014)[6]的指標(biāo)設(shè)計(jì)，在模型中對(duì)年度變量(Yearj)進(jìn)行了控制。

(二)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文研究樣本主要來(lái)自中航工業(yè)上市企業(yè)，其篩選步驟如下：(1)選擇中航工業(yè)在中國(guó)深滬A股上市的企業(yè)。中航工業(yè)下轄200多家子企業(yè)(分企業(yè))，其中有20多家企業(yè)分別在中國(guó)深滬和中國(guó)香港上市，出于研究數(shù)據(jù)的可獲得性和可比性考慮，本文剔除在中國(guó)香港上市的3家企業(yè)。(2)剔除中航工業(yè)非航空裝備制造的上市企業(yè)。(3)剔除數(shù)據(jù)缺失的上市企業(yè)樣本。(4)對(duì)于出現(xiàn)異常值的連續(xù)變量，運(yùn)用Winsorize 進(jìn)行縮尾處理。(5)采用2007～2013年的樣本數(shù)據(jù)。2006年財(cái)政部修訂了《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》，2007年1月1日，新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則開(kāi)始在上市企業(yè)執(zhí)行，為了保持前后樣本指標(biāo)統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，主要參照劉振、薛鵬暉(2016)[9]的處理方法，剔除2007年以前的樣本，最后獲得15家航空裝備制造企業(yè)的95個(gè)觀測(cè)值。樣本數(shù)據(jù)主要來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，抽取部分樣本數(shù)據(jù)與上市企業(yè)年報(bào)進(jìn)行核對(duì)，對(duì)錯(cuò)誤數(shù)據(jù)進(jìn)行了修正。在實(shí)證分析部分，本文采用stata 12.1統(tǒng)計(jì)分析軟件。

四、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

主要變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，見(jiàn)表2。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

從表2可知，企業(yè)績(jī)效(ROA)的平均值、最小值和最大值分別為0.0372、-0.1434和0.1481，說(shuō)明樣本平均值偏低，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于高新技術(shù)企業(yè)平均值，而且樣本之間的差異較大。表2中管理者持股比例的平均值、最小值和最大值分別為0.0004、0和0.0034，說(shuō)明管理者持股比例較低，低于非國(guó)有控股企業(yè)的12.97%、低于國(guó)有控股企業(yè)的0.33%，且大部分企業(yè)的管理者為“零”持股。表2中，管理者年薪報(bào)酬的自然對(duì)數(shù)[LN(M_Apay)]的平均值、最小值和最大值分別為11.6650、0和13.7810，與國(guó)內(nèi)其他高新技術(shù)企業(yè)相比，管理者平均年薪報(bào)酬基本持平。從管理者報(bào)酬組合來(lái)看，管理者報(bào)酬主要以年薪報(bào)酬為主，股權(quán)報(bào)酬為輔。表2第五行顯示，政府補(bǔ)貼的自然對(duì)數(shù)[LN(Subsidy)]的平均值、最小值和最大值分別為14.3459、0和19.6096，說(shuō)明樣本之間的差異較大，而且存在“零”補(bǔ)貼企業(yè)；所得稅費(fèi)用(I_tax)的平均值、最小值和最大值分別為0.1519、0.0039和0.4058，說(shuō)明樣本之間的差異較大。

(二)回歸分析

管理者報(bào)酬和財(cái)稅政策對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的影響回歸結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 管理者報(bào)酬和財(cái)稅政策對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的影響關(guān)系回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)值表示t值；*表示p<0.1，**表示p<0.05，***表示p<0.01.

1. 管理者報(bào)酬對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的直接影響與交互影響檢驗(yàn)

在表3中，模型1為管理者報(bào)酬(股權(quán)報(bào)酬和年薪報(bào)酬)對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的直接影響模型。模型1顯示，管理者股權(quán)報(bào)酬(M_share)對(duì)企業(yè)績(jī)效(ROA)的回歸系數(shù)為7.8350，在10%水平顯著，說(shuō)明管理者股權(quán)報(bào)酬對(duì)企業(yè)績(jī)效具有顯著的正向影響關(guān)系，假設(shè)1通過(guò)了檢驗(yàn)；管理者年薪報(bào)酬[LN(M_Apay)]對(duì)企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為0.0051，在5%水平顯著，管理者年薪報(bào)酬對(duì)企業(yè)績(jī)效具有顯著的正向影響，假設(shè)2通過(guò)了檢驗(yàn)。說(shuō)明給予管理者適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)報(bào)酬和年薪報(bào)酬，能夠有效地降低企業(yè)的代理問(wèn)題，進(jìn)而提升企業(yè)績(jī)效。

表3模型2為管理者年薪報(bào)酬與股權(quán)報(bào)酬對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的交互影響模型。模型2顯示，管理者年薪報(bào)酬與股權(quán)報(bào)酬的交互項(xiàng)[M_share* LN(M_Apay)]對(duì)企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為0.7420，在10%水平顯著，說(shuō)明管理者年薪報(bào)酬與股權(quán)報(bào)酬對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響具有互補(bǔ)效應(yīng)，假設(shè)5通過(guò)了檢驗(yàn)。

2. 財(cái)稅政策對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的直接與交互影響檢驗(yàn)

表3模型3為財(cái)稅政策(政府補(bǔ)貼和所得稅費(fèi)用)對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的直接影響模型。模型3顯示，政府補(bǔ)貼 [LN(Subsidy)]對(duì)企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為0.0019，在1%水平顯著，假設(shè)3通過(guò)了檢驗(yàn)；所得稅費(fèi)用(I_tax)對(duì)企業(yè)績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為-0.0746，在5%水平顯著，假設(shè)4通過(guò)了檢驗(yàn)，說(shuō)明所得稅費(fèi)用對(duì)企業(yè)績(jī)效具有顯著的負(fù)向影響，所得稅越優(yōu)惠，企業(yè)績(jī)效越好。即給予適當(dāng)?shù)恼a(bǔ)貼和所得稅優(yōu)惠，能夠有效地解決企業(yè)面臨的正外部性問(wèn)題。

表3模型4顯示，所得稅費(fèi)用與政府補(bǔ)貼的交互項(xiàng)[LN(Subsidy)* I_tax]對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為0.0010，但影響不顯著，說(shuō)明政府補(bǔ)貼與所得稅費(fèi)用率對(duì)企業(yè)績(jī)效的互補(bǔ)效應(yīng)較弱，假設(shè)5未通過(guò)檢驗(yàn)。

3. 管理者報(bào)酬與財(cái)稅政策對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的交互影響

表3模型5～模型8為企業(yè)內(nèi)部薪酬安排(管理者股權(quán)報(bào)酬和年薪報(bào)酬)與企業(yè)外部制度安排(政府補(bǔ)貼與所得稅費(fèi)用)對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的交互影響模型。模型5顯示，管理者股權(quán)報(bào)酬與政府補(bǔ)貼的交互項(xiàng)[M_share*LN(Subsidy)]對(duì)企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為0.5870，在5%水平顯著，假設(shè)5通過(guò)了檢驗(yàn)，說(shuō)明管理者股權(quán)報(bào)酬與政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響具有互補(bǔ)效應(yīng)。模型6顯示，管理者股權(quán)報(bào)酬與所得稅費(fèi)用的交互項(xiàng)(M_share*I_tax)對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為50.4900，在5%水平顯著，假設(shè)5通過(guò)了檢驗(yàn)，說(shuō)明管理者股權(quán)報(bào)酬與所得稅費(fèi)用對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響具有互補(bǔ)效應(yīng)。模型7顯示，管理者年薪報(bào)酬與政府補(bǔ)貼的交互項(xiàng)[LN(Subsidy) *LN(M_Apay)]對(duì)企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為0.0001，在10%水平顯著，假設(shè)5通過(guò)了檢驗(yàn)，說(shuō)明管理者年薪報(bào)酬與政府補(bǔ)貼對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的影響具有互補(bǔ)效應(yīng)。模型8顯示，管理者年薪報(bào)酬與所得稅費(fèi)用的交互項(xiàng)[I_tax*LN(M_Apay)]對(duì)企業(yè)績(jī)效的回歸系數(shù)為-0.0055，在10%水平顯著，假設(shè)6通過(guò)了檢驗(yàn)，說(shuō)明管理者年薪報(bào)酬與所得稅費(fèi)用對(duì)航空裝備制造企業(yè)績(jī)效的影響具有替代效應(yīng)。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述研究結(jié)論的可靠性，本文在上述多元回歸分析模型的基礎(chǔ)上，用凈資產(chǎn)收益率(ROE)指標(biāo)替換總資產(chǎn)收益率(ROA)指標(biāo)作為被解釋變量，其他解釋變量指標(biāo)和控制變量指標(biāo)基本保持不變，同樣采用普通最小二乘法，對(duì)2007～2013年在中國(guó)深滬A股上市的航空裝備制造企業(yè)進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果與上述研究結(jié)論基本一致，說(shuō)明上述研究結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論和建議

本文以2007～2013年中國(guó)深滬A股上市的航空裝備制造企業(yè)為樣本，運(yùn)用多元回歸分析模型和普通最小二乘法，實(shí)證分析了管理者報(bào)酬和財(cái)稅政策對(duì)企業(yè)績(jī)效的直接影響和交互影響。一是從財(cái)稅政策與管理者報(bào)酬兩個(gè)層面，分析了企業(yè)內(nèi)外激勵(lì)因素(財(cái)稅激勵(lì)和管理者報(bào)酬激勵(lì))對(duì)航空裝備制造企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響；二是不僅分析了財(cái)稅政策與管理者報(bào)酬對(duì)航空裝備制造企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的直接影響，而且分析了其交互影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)管理者報(bào)酬、政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)績(jī)效具有顯著的正向影響，而企業(yè)所得稅費(fèi)用對(duì)企業(yè)績(jī)效具有顯著的負(fù)向影響。(2)管理者年薪報(bào)酬與股權(quán)報(bào)酬對(duì)企業(yè)績(jī)效影響具有互補(bǔ)效應(yīng)；而所得稅費(fèi)用與政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的互補(bǔ)效應(yīng)不顯著。(3)管理者股權(quán)報(bào)酬與政府補(bǔ)貼、管理者股權(quán)報(bào)酬與所得稅費(fèi)用、管理者年薪報(bào)酬與政府補(bǔ)貼等對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響具有互補(bǔ)效應(yīng)；而管理者年薪報(bào)酬與所得稅費(fèi)用對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響具有替代效應(yīng)。

根據(jù)上述研究結(jié)論，從解決代理問(wèn)題，克服正外部性難題兩個(gè)層面，為破解航空裝備制造企業(yè)績(jī)效增長(zhǎng)動(dòng)力不足，在財(cái)稅政策的安排和管理者報(bào)酬設(shè)計(jì)等方面，本文提出以下建議：

一是在管理者報(bào)酬組合設(shè)計(jì)方面，應(yīng)構(gòu)建以管理者股權(quán)報(bào)酬為主和年薪報(bào)酬為輔的組合模式。從目前航空裝備制造企業(yè)的管理者報(bào)酬來(lái)看，主要以年薪報(bào)酬為主，股票期權(quán)為輔。現(xiàn)有的管理者報(bào)酬模式，不僅難以有效緩解代理問(wèn)題，而且嚴(yán)重制約了管理者風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和創(chuàng)新發(fā)展的積極性，容易造成管理者的短視行為。

二是在政府財(cái)稅政策組合設(shè)計(jì)方面，應(yīng)構(gòu)建以企業(yè)所得稅優(yōu)惠為主和政府補(bǔ)貼為輔的組合模式。從目前財(cái)稅政策對(duì)航空裝備制造企業(yè)正外部性內(nèi)部化解決效果來(lái)看，不僅企業(yè)收到的政府補(bǔ)貼不足，而且部分企業(yè)享受的所得稅優(yōu)惠不足，難以解決企業(yè)面臨的正外部性難題，弱化了提升企業(yè)績(jī)效的外部動(dòng)力。

三是在管理者報(bào)酬和政府財(cái)稅政策的組合安排中，應(yīng)當(dāng)考慮內(nèi)外制度安排的激勵(lì)組合效應(yīng)。由于“市場(chǎng)失靈”引起的正外部性問(wèn)題與“兩權(quán)分離”產(chǎn)生的代理問(wèn)題，是制約企業(yè)績(jī)效的內(nèi)外根源，要破解航空裝備制造企業(yè)績(jī)效不佳的難題，必須從企業(yè)內(nèi)外制度安排(管理者報(bào)酬與財(cái)稅政策)兩個(gè)層面進(jìn)行優(yōu)化組合。

[1]道格拉斯·C·諾思.制度、制度變遷與經(jīng)濟(jì)績(jī)效[M].上海：上海三聯(lián)書(shū)店,上海人民出版社,1994.

[2]Zelepis,Skuras.The effects of regional capital subsidies on firm performance：an empirical study[J].Journal of Small Business and Enterprise Development,2004,(11)：121-129.

[3]楊 曄,王 鵬,李怡虹,楊大楷.財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入和績(jī)效的影響研究——來(lái)自中國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].財(cái)經(jīng)論叢,2015，(1)：24-31.

[4]Jense M C,Meckling W H. Theory of Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Capital Structure [J]. Journal of Financial Economics,1976,3(2) :305 - 360.

[5]劉 振.高管薪酬契約設(shè)計(jì)、研發(fā)投資行為與公司財(cái)務(wù)績(jī)效[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究,2014,(2)：23-31.

[6]劉 振.CEO年薪報(bào)酬、研發(fā)投資強(qiáng)度與公司財(cái)務(wù)績(jī)效[J].科研管理,2014b,(12)：129-136.

[7]植草益.微觀規(guī)制經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：中國(guó)發(fā)展出版社,1992.

[8]劉 振.中國(guó)高新技術(shù)企業(yè)非效率投資研究[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社,2011.

[9]劉 振,薛鵬暉.對(duì)提升公司績(jī)效的內(nèi)外動(dòng)力因素的實(shí)證分析[J].財(cái)會(huì)月刊,2016，(18):29-33.

[10]Mezghanni Basma Sellami. The moderating effects of the board of directors on the relationship between R&D investment and firm performance [J].International Journal of Business Governance and Ethics, 2011,6(3)：264-293.

10.19327/j.cnki.zuaxb.1007-1199.2016.06.006

鄭州升達(dá)經(jīng)貿(mào)管理學(xué)院)

(責(zé)任編校：田 旭，馬小軍)