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年國務院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會發(fā)布了《中央企業(yè)負責人經(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)于進一步規(guī)范中央企業(yè)負責人薪酬管理的指導意見》（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大。2014年，中共中央政治局審議通過了《中央管理企業(yè)負責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)負責人的總收入不得超過在職員工平均工資的7～8倍，該規(guī)定進一步細化了國有企業(yè)，特別是中央企業(yè)高管與員工之間的薪酬差距。

基于“錦標賽理論”，擴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)市場績效和財務績效的影響。然后將國有企業(yè)進行行業(yè)分類，分別考察限薪政策的制定和實施對不同行業(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，第四部分為實證研究，第五部分是在前文基礎(chǔ)上的進一步分析，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“錦標賽理論”[1]。該理論認為，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)通過晉升機制激勵員工?！板\標賽理論”預期員工晉升后會獲得更高的額外獎勵，因此，該理論也被應用于解釋企業(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理論。剝削理論認為，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為他們沒有取得應得的報酬，便會認為受到剝削了，從而導致成員們不再關(guān)注于組織目標，減少參與團隊建設(shè)的熱情，降低勞動的積極性[8]。政治行為學理論則認為，薪酬差距的擴大會增加團隊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大呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，單純的“錦標賽理論”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，并指出當高管與員工的薪酬差距達到一定程度時，企業(yè)績效會隨著薪酬差距的擴大而降低。相似的結(jié)論也被石榴紅、張時淼和馮照楨[13]所證實。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)學者還認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，進一步細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，采用PSM-DID模型，驗證得到國有企業(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)系進行了實證研究，得出了擴大高管與員工之間的薪酬差距和高管團隊之間的內(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)部薪酬差距的擴大不利于提升企業(yè)生產(chǎn)效率的結(jié)論，他們進一步分析后認為，該差距的擴大對中央企業(yè)生產(chǎn)效率的負面作用強于對地方國有企業(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)績效再次細分為財務績效和市場績效，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。考慮到國有企業(yè)在所有制上的獨特性，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?？墒牵F(xiàn)有文獻鮮有涉及限薪政策的制定和實施對國有企業(yè)績效的影響。通過對現(xiàn)有文獻的梳理，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有效地縮小了高管與員工之間的薪酬差距呢？政策的實施對企業(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，通過倍差法進行實證研究，分別考察兩次限薪政策的制定和實施對國有企業(yè)市場績效和財務績效的影響。

三、高管與員工平均薪酬差距分析

在進行實證研究前，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)進行如下篩選：①剔除在2016年年末被認定為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和為負值的企業(yè)。④剔除資產(chǎn)負債率大于等于1和小于等于0的企業(yè)，并剔除缺失部分數(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，對研究樣本進行計算分析。計算方法為：

在計算單個企業(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”除以實際的高管總?cè)藬?shù)。在計算員工平均薪酬時，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大的效果，更準確地說，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一步擴大的時間。

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、實證分析

為了估計得到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）來進行實證分析。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，處理組和對照組應具有平均效應，即對處理組和對照組的樣本選擇應具有隨機性。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)定基準回歸方程如下：

（1）式中，下標it表示第i個企業(yè)的第t年；ε為隨機擾動項。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)的市場績效和財務績效。變量du×dt是倍差估計量（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。

進一步對基準回歸方程的因變量進行細分，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)績效具有負向影響。陳丁、張順[24]證實了將員工人數(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可以增強企業(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在該政策實施之后（即2015～2016年）賦值為1，政策實施之前（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）方法進行回歸分析之外，還選用隨機效應模型（Random Effects Model，簡稱REM）進行對比運算和分析，以考察樣本企業(yè)在推斷總體上的代表性，并使用Breusch-Pagan隨機效應檢驗方法驗證其有效性。本文使用STATA 14.0軟件分析相關(guān)數(shù)據(jù)，運算結(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，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)高管限薪政策的實施對企業(yè)績效的影響能力顯著。當把企業(yè)績效劃分為市場績效（Tobin's Q值）和財務績效（ROA）時，2009年高管限薪政策的實施對兩種企業(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，對國有企業(yè)財務績效的影響能力較弱。模型5和模型7的實證結(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)財務績效的影響能力有限。

對模型2和模型4使用隨機效應模型，分別驗證2009年高管限薪政策對國有企業(yè)市場績效和財務績效的影響。從表3中B-P隨機效應檢驗的結(jié)果可以看出，模型2和模型4均通過了隨機效應檢驗。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的代表性。

對模型6和模型8同樣使用隨機效應模型，分別驗證了2014年高管限薪政策對國有企業(yè)市場績效和財務績效的影響。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。應注意的是，模型7中使用OLS回歸模型運算得到的倍差變量系數(shù)是不顯著的，但在模型8中使用隨機效應模型進行運算時卻顯示在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)均為負值，這表明無論是對國有企業(yè)的市場績效還是財務績效來說，2009年和2014年高管限薪政策的實施都對其產(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的運算結(jié)果進行比較，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)的財務績效而言，2014年高管限薪政策相比2009年所產(chǎn)生的負向影響有所減弱。整體而言，8個模型的實證結(jié)果都間接地支持了“錦標賽理論”，即對國有企業(yè)而言，適當擴大薪酬差距有利于企業(yè)績效的提升。

另外，在8個模型當中，倍差變量du×dt對市場績效和財務績效的影響效果（系數(shù)數(shù)值）具有較大的差異性。對2004～2014年和2010～2016年的實證結(jié)果進行對比之后可以發(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值的計算方法可知，該指標主要反映企業(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年限薪政策的實施，在很大程度上沒有起到激勵高管維護股東財富的作用，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。

同時，2014年高管限薪政策實施之后，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)盈利能力的負向影響有所減弱。

倍差變量du×dt對企業(yè)市場績效和財務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)單個會計年度的盈利水平。隨著政策力度的加大，政策的實施對企業(yè)市場績效的負向影響有所加大，對企業(yè)財務績效的負向影響有所減弱，這表明更嚴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)生負向的影響，但對國有企業(yè)的財務績效會產(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的水平上顯著負相關(guān)，說明資產(chǎn)負債率對企業(yè)的市場績效和財務績效均會產(chǎn)生負向的影響。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，說明2014年之后，國有企業(yè)性質(zhì)更有可能影響到企業(yè)的財務績效。

五、進一步分析

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）和財務績效（ROA）為因變量，同時使用OLS線性回歸和隨機效應模型對不同行業(yè)內(nèi)的企業(yè)進行實證驗算，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向影響，但2014年高管限薪政策對企業(yè)績效的負向影響明顯減弱，并對企業(yè)的財務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向影響，2014年高管限薪政策對企業(yè)績效的負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)績效具有顯著的負向影響。較為特殊的是，基于對金融行業(yè)企業(yè)的實證結(jié)果，本文認為沒有足夠的證據(jù)可以表明2009年和2014年高管限薪政策對企業(yè)的市場績效和財務績效可以起到顯著的負向影響。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)市場績效的負向影響相比2009年明顯增強。

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)公式進行變形，去掉控制變量Cen，改進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)進行分類，再分別進行實證分析?；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)的市場績效和財務績效都起到了負向的影響作用，并都在0.01的水平上與因變量顯著負相關(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)市場績效的負向影響能力要強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)的財務績效影響能力差異不大。

另外，從2010～2016年的實證分析結(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)的市場績效和財務績效的影響差異較大。當使用隨機效應模型進行研究時，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向影響作用。針對企業(yè)的財務績效，僅從實證結(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)財務數(shù)據(jù)，將研究的時間區(qū)間分為2004～2014年和2010～2016年，運用倍差法分別驗證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）和財務績效（ROA）的影響。

通過實證研究發(fā)現(xiàn)，2009年和2014年高管限薪政策對國有企業(yè)的市場績效和財務績效均呈現(xiàn)負向的影響，但政策的制定和實施對企業(yè)市場績效的影響能力較強，對企業(yè)財務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“錦標賽理論”，即隨著企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的擴大，企業(yè)績效會得到一定程度的提升。

通過對實證研究結(jié)果的進一步分析可知，更加嚴格的高管限薪政策加大了其對企業(yè)市場績效的負向影響，但減弱了其對企業(yè)財務績效的負向影響。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)并分別進行實證分析后，驗證了企業(yè)性質(zhì)因素確實能夠?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)市場績效的負向影響顯著強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)市場績效的負向影響顯著強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當朝著市場化的方向不斷深入，建立與勞動力市場相適應的薪酬分配機制，完善國有企業(yè)內(nèi)部薪酬的決定、增長和監(jiān)管機制，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