徐經(jīng)長，喬 菲，張東旭

1 中國人民大學(xué) 商學(xué)院，北京 100872 2 安徽大學(xué) 商學(xué)院，合肥 230039

引言

黨的十九大報告指出，創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的戰(zhàn)略支撐。中國經(jīng)濟正在走上以創(chuàng)新驅(qū)動和創(chuàng)新發(fā)展為主導(dǎo)的創(chuàng)新強國之路，在此背景下探究哪些因素影響企業(yè)創(chuàng)新是迫在眉睫的重要議題。管理層的決策對企業(yè)創(chuàng)新起著直接和關(guān)鍵的作用，因此，管理層激勵與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系一直受到學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。但薪酬合同是內(nèi)生變量，受管理層的風(fēng)險厭惡程度和個人能力等因素影響，這些因素同樣決定著管理層創(chuàng)新投入的傾向，已有研究無法解決這個固有的內(nèi)生性問題，使相關(guān)結(jié)論備受爭議。

2009年9月，人力資源和社會保障部等六部門對中央企業(yè)發(fā)出高管限薪令。本研究利用限薪令這一外生事件緩解內(nèi)生性問題，揭示管理層貨幣薪酬與企業(yè)創(chuàng)新之間的因果關(guān)系，同時探討限薪政策的實施效果及引發(fā)的經(jīng)濟后果。

1 相關(guān)研究評述

1.1 企業(yè)創(chuàng)新的影響因素

在對企業(yè)創(chuàng)新的研究中，哪些因素影響企業(yè)創(chuàng)新投入是實證研究的重要議題。大量實證研究結(jié)果表明，國家政策、市場化程度和地區(qū)差異等外部環(huán)境因素，以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)財務(wù)特征和公司治理等企業(yè)內(nèi)部因素，都會對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生一定影響。

在外部環(huán)境因素方面，①國家的政策支持對企業(yè)創(chuàng)新積極性具有重要影響，在稅收優(yōu)惠政策方面，研發(fā)費用的加計扣除和稅收減免可以降低研發(fā)成本，激勵企業(yè)提高研發(fā)投入[1-2]；財政補貼能緩解企業(yè)創(chuàng)新面臨的融資約束[3-4]，促進企業(yè)創(chuàng)新活動。②金融發(fā)展水平的提高[5]和銀行競爭的加劇[6]將有效緩解市場摩擦造成的道德風(fēng)險和逆向選擇問題，使資本市場的資金供給更充分，融資成本更低，由此促進企業(yè)創(chuàng)新。③中國不同地區(qū)間的金融發(fā)展水平差異顯著，地方保護主義和地區(qū)市場分割普遍存在。因此，上市公司所在地的地方政府干預(yù)程度和地區(qū)金融發(fā)展水平顯著制約企業(yè)的研發(fā)投入[7-8]。

企業(yè)內(nèi)部的眾多因素也顯著影響企業(yè)創(chuàng)新活動。①國有企業(yè)具有強烈的政府色彩，市場監(jiān)管不足以及行政化體制的束縛使管理層在企業(yè)創(chuàng)新投入方面的動機不足，導(dǎo)致國有企業(yè)比非國有企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)投入和創(chuàng)新效率更低[9-10]；國有企業(yè)的金字塔層級越多，政府放權(quán)程度越多，管理層創(chuàng)新意愿越強，企業(yè)的創(chuàng)新水平越高[11]。②由于企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入的資金來源以內(nèi)部融資為主[12]，因此企業(yè)內(nèi)部財務(wù)狀況制約企業(yè)的創(chuàng)新活動。具體而言，現(xiàn)金持有量的增加和營運資本管理水平的完善[13]，將有效促進企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動；相反，資金類訴訟造成的訴訟損失將占用企業(yè)用于創(chuàng)新活動的資源，從而抑制企業(yè)的創(chuàng)新投入[14]。

此外，眾多學(xué)者從公司治理角度研究企業(yè)創(chuàng)新的影響因素，但并未得出一致認(rèn)可的研究結(jié)論。一部分研究認(rèn)為較高的股權(quán)集中度可能導(dǎo)致股東對經(jīng)理人的過度控制，而過高的控制不利于激發(fā)員工的創(chuàng)新行為[15-16]；另一部分研究則認(rèn)為較分散的股權(quán)使股東對管理層的監(jiān)控不足[17]，管理層的自利動機會抑制企業(yè)創(chuàng)新的積極性。楊建君等[18]的研究則發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與企業(yè)自主創(chuàng)新呈倒U形關(guān)系，過高和過低的股權(quán)集中度都不利于企業(yè)的創(chuàng)新活動。關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新的實證研究面臨的最大挑戰(zhàn)是企業(yè)創(chuàng)新與市場層面特征和公司層面特征的內(nèi)生性問題[6]，這也是導(dǎo)致已有研究得出相反結(jié)論的重要原因。

1.2 高管貨幣薪酬和企業(yè)創(chuàng)新

管理層對風(fēng)險的考量是影響企業(yè)創(chuàng)新的重要因素。高管本身不喜歡高風(fēng)險的創(chuàng)新投入，但有效的激勵合同可以緩解高管風(fēng)險規(guī)避的代理問題[19]。已有研究針對高管貨幣薪酬與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系進行大量實證研究，但并未得出一致的結(jié)論。

具體而言，張瑞君等[20]的研究表明貨幣薪酬能提高管理層對創(chuàng)新的投入；盧銳[21]和魯桐等[22]的研究同樣認(rèn)為高管貨幣薪酬與企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。與上述研究結(jié)論不同，顧露露等[16]研究家族企業(yè)的經(jīng)營模式對企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)高管薪酬與企業(yè)創(chuàng)新投入之間并沒有顯著關(guān)系。導(dǎo)致不同研究結(jié)論的一個重要原因是高管薪酬與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的內(nèi)生性問題，因為高管薪酬還與高管的風(fēng)險厭惡程度和個人能力等其他因素有關(guān)，這些因素同樣決定著管理層創(chuàng)新投入的傾向。已有研究無法解決這一固有的內(nèi)生性問題，無法識別出高管薪酬與企業(yè)創(chuàng)新之間是否存在因果關(guān)系，使相關(guān)結(jié)論備受爭議。

限薪令的出臺使國有企業(yè)高管的貨幣薪酬受到前所未有的沖擊，如果政策得到有效執(zhí)行，限薪令后國有企業(yè)高管的相對貨幣薪酬將發(fā)生系統(tǒng)性的降低，且薪酬的降低是由完全外生的事件引起的。利用這一外生沖擊可以有效地緩解高管貨幣薪酬與企業(yè)創(chuàng)新之間存在的內(nèi)生性問題，進而探討高管貨幣薪酬與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的因果關(guān)系，同時識別出國家政策如何通過影響管理者行為決策，進而影響企業(yè)創(chuàng)新投入的作用機制。

2 制度背景和研究假設(shè)

2.1 制度背景

國有企業(yè)高管貨幣薪酬水平的不斷上漲催生了政府限薪令。2009年9月，中華人民共和國人力資源和社會保障部、國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會等六部門聯(lián)合發(fā)布《關(guān)于進一步規(guī)范中央企業(yè)負(fù)責(zé)人薪酬管理的指導(dǎo)意見》(以下簡稱《指導(dǎo)意見》)，對中央企業(yè)高管的年薪額度及與員工的薪酬差距進行限制?！吨笇?dǎo)意見》主要從適用范圍、規(guī)范薪酬管理的基本原則以及薪酬結(jié)構(gòu)和水平、薪酬支付、補充保險和職務(wù)消費、監(jiān)督管理、組織實施等方面，對中央企業(yè)負(fù)責(zé)人薪酬管理做出規(guī)范。地方國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會在《指導(dǎo)意見》的框架下，制定本地區(qū)的限薪管理規(guī)定，因此中央企業(yè)和地方國有企業(yè)(以下統(tǒng)稱為國有企業(yè))都受到政府限薪政策的沖擊[23]。

但這樣的限薪政策是否達到了預(yù)期的效果，已有研究并沒有得出一致的結(jié)論。沈藝峰等[24]以國有企業(yè)為研究樣本，考察政府限薪令的執(zhí)行效果，得出國有企業(yè)高管貨幣薪酬不降反升的結(jié)論，認(rèn)為限薪令并沒有起到預(yù)期的作用；與之相反，張楠等[23]采用基于傾向評分的雙重差分法，認(rèn)為限薪令實現(xiàn)了薪酬干預(yù)的效果，降低了國有企業(yè)薪酬增長的幅度。這些研究豐富了限薪令實施效果的研究，但研究樣本和數(shù)據(jù)處理方法等方面的不同導(dǎo)致了截然相反的結(jié)果。在對主要研究問題進行檢驗前，本研究先對限薪令的實施效果進行再檢驗。具體地，本研究采用更長的時間窗口，使用資產(chǎn)規(guī)模和傾向得分匹配法分別對受到政策沖擊的國有企業(yè)和未受到政策沖擊的非國有企業(yè)進行匹配，采用雙重差分回歸分析對限薪政策的實施效果進行驗證。

2.2 研究假設(shè)

企業(yè)將資源投入到創(chuàng)新活動中，將加大信息不對稱程度；而信息不對稱程度越高，越有利于企業(yè)管理層轉(zhuǎn)移資源，從中謀取私人利益[25]。限薪令實施后，國有企業(yè)高管的相對貨幣薪酬降低，促使管理層通過增加企業(yè)創(chuàng)新投入提高企業(yè)的信息不對稱程度，進而謀得私人利益，以彌補貨幣薪酬的降低帶來的個人損失[21]。從這個角度分析，限薪令的實施將導(dǎo)致企業(yè)的創(chuàng)新投入增加。

另外，從股東和管理層對于風(fēng)險的不同態(tài)度分析，股東可以利用證券市場中的投資組合控制風(fēng)險，對于風(fēng)險的態(tài)度屬于風(fēng)險中性；而對企業(yè)管理層而言，其人力資本集中于單個企業(yè)，只能通過調(diào)整企業(yè)層面的風(fēng)險控制自身的風(fēng)險水平，因而對于風(fēng)險的態(tài)度是風(fēng)險規(guī)避。諸多研究認(rèn)為，一旦給予風(fēng)險規(guī)避的管理者機會，他們傾向于承擔(dān)的風(fēng)險將低于企業(yè)的最優(yōu)風(fēng)險水平。管理層這樣做的目的是保護他們的人力資本[26-27]和在職消費[28]避免受到企業(yè)高風(fēng)險水平的損害。創(chuàng)新活動本身具有失敗率高、風(fēng)險大的特點，為規(guī)避風(fēng)險和保護自身利益，管理層傾向于更加保守的投資策略，放棄高風(fēng)險的創(chuàng)新投資項目[29]。根據(jù)代理理論，合理的激勵機制可以緩解高管不愿意承擔(dān)風(fēng)險的這一代理問題，避免目光短淺的投資決策，降低高管對創(chuàng)新活動的抑制作用。基于此，限薪令的出臺和實施將無法有效激勵管理層積極承擔(dān)高風(fēng)險的投資項目，導(dǎo)致管理層進行創(chuàng)新投入的意愿不足。

綜合上述分析，企業(yè)創(chuàng)新投入受到以上兩種相反作用的影響。但限薪令不僅對高管貨幣薪酬進行了限制，也對職務(wù)消費進行了規(guī)范，國有企業(yè)高管通過增加創(chuàng)新投入增大信息不對稱程度，進而謀求私利的路徑受到限制。因此，本研究認(rèn)為國有企業(yè)高管的風(fēng)險規(guī)避是影響創(chuàng)新投入的主要因素，并預(yù)期貨幣薪酬的降低將導(dǎo)致企業(yè)的創(chuàng)新投入減少。因此，本研究提出假設(shè)。

H1限薪政策后，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的相對創(chuàng)新投入減少。

進一步地，如果上述假設(shè)成立，前提基礎(chǔ)是企業(yè)的公司治理程度并不完善。如果一個企業(yè)的公司治理體系很完善，企業(yè)的相關(guān)部門(如薪酬管理委員會)必定采取應(yīng)對措施或完善薪酬激勵體系，抑制高管縮減創(chuàng)新投入、規(guī)避風(fēng)險這一機會主義行為[30]。因此，本研究預(yù)期國有企業(yè)的公司治理水平越差，企業(yè)創(chuàng)新投入降低的越多。因此，本研究提出假設(shè)。

H2限薪政策后，國有企業(yè)的公司治理程度越差，因?qū)嵤┫扌秸邔?dǎo)致的創(chuàng)新投入降低得越多。

此外，前述分析認(rèn)為限薪令后國有企業(yè)高管更加不愿意承擔(dān)風(fēng)險，因而減少了企業(yè)的創(chuàng)新投入。那么，限薪令后國有企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平是否有所降低。張楠等[23]的研究發(fā)現(xiàn)，限薪令后國有企業(yè)高管的過度投資減少，限薪令會抑制國有企業(yè)高管的冒險行為。本研究預(yù)期國有企業(yè)高管的貨幣薪酬降低后，高管更不愿意承擔(dān)風(fēng)險，導(dǎo)致企業(yè)的整體風(fēng)險承擔(dān)水平下降。因此，本研究提出假設(shè)。

H3限薪政策后，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平降低。

3 研究設(shè)計

3.1 數(shù)據(jù)來源和定義

本研究選取2007年至2015年全部A股上市企業(yè)為樣本，樣本選擇以2007年為起點的原因是，2007年實施新的會計準(zhǔn)則，以2007年為樣本選擇的起點可以避免準(zhǔn)則的變更可能帶來的干擾效應(yīng)。2015年是本研究開始之時所能獲取的最新樣本年份。在樣本選取過程中，刪除金融業(yè)企業(yè)和上市時間不滿1年的企業(yè)。

為避免樣本的自選擇偏差引起的內(nèi)生性問題，本研究采用配對樣本的方法將國有企業(yè)與特征近似的非國有企業(yè)進行雙重差分回歸分析。借鑒宋浩等[31]對國有企業(yè)與非國有企業(yè)的配對方式，為樣本中的每個國有企業(yè)觀測值找出在相同的年度內(nèi)、與之處于相同行業(yè)且總資產(chǎn)規(guī)模最接近的非國有企業(yè)進行匹配。經(jīng)過上述匹配過程，本研究共得到7 278個實驗組(國有企業(yè))和7 278個對照組觀測值(非國有企業(yè))。此外，還選取2007年至2012年(即限薪政策實施前3年和實施后3年)的子樣本進行回歸分析，子樣本包括4 764個國有企業(yè)觀測值和4 764個非國有企業(yè)觀測值，共計9 528個企業(yè)-年度觀測值，以保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.2 實證模型

在驗證本研究的主要問題前，先考察限薪令的執(zhí)行效果，構(gòu)建模型(1)式，檢驗與非國有企業(yè)相比，在限薪令后國有企業(yè)高管貨幣薪酬是否有所降低。借鑒吳育輝等[32]和謝德仁等[33]的研究，選取上市公司年報中披露的前3名高管貨幣薪酬的自然對數(shù)作為高管貨幣薪酬的代理變量。借鑒FIRTH et al.[34]、BUSHMAN et al.[35]、LEONE et al.[36]和張敏等[37]的研究，本研究還控制了其他可能影響高管貨幣薪酬的因素，具體為總資產(chǎn)收益率、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、無形資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例、企業(yè)成長速度、貝塔系數(shù)、企業(yè)年齡、董事會規(guī)模、總經(jīng)理與董事長是否為同一人的虛擬變量、管理層持股比例、獨立董事的比例、股權(quán)集中度、企業(yè)注冊地所在區(qū)域的虛擬變量、年度虛擬變量和行業(yè)虛擬變量。具體模型為

LnPayi,t=α0+α1Post+α2SOEi+α3Post·SOEi+

Coni,t+εi,t

(1)

其中，i為企業(yè)，t為年份；LnPay為高管貨幣薪酬；Pos為限薪政策前后的時間虛擬變量，當(dāng)處于限薪政策后的2010年至2015年時取值為1，否則取值為0；SOE為識別對照組與實驗組的虛擬變量，當(dāng)企業(yè)性質(zhì)為國有企業(yè)時取值為1，否則取值為0；Con為控制變量；α0為截距項，α1～α3為各變量對應(yīng)的回歸系數(shù)，ε為隨機擾動項?？刂谱兞康暮x見表1。本研究主要考察Pos·SOE，若α3顯著為負(fù)，說明限薪政策后，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的高管平均相對貨幣薪酬水平降低。

為檢驗H1，即高管貨幣薪酬與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，構(gòu)建模型(2)式。借鑒張兆國等[38]和李文貴等[39]的研究，在(2)式中加入其他可能影響企業(yè)創(chuàng)新投入的因素，包括現(xiàn)金持有水平和政府補助的虛擬變量，變量含義見表1。具體模型為

表1 變量定義Table 1 Definition of Variables

R&Di,t=δ0+δ1Post+δ2SOEi+δ3Post·SOEi+

Coni,t+μi,t

(2)

其中，R&D為創(chuàng)新投入，借鑒潘越等[14]的研究，使用研發(fā)投入除以營業(yè)收入的比值測量企業(yè)創(chuàng)新投入，研發(fā)投入數(shù)據(jù)是指上市企業(yè)年報附注中的研發(fā)費用指標(biāo)；δ0為截距項，δ1～δ3為各變量對應(yīng)的回歸系數(shù)，μ為隨機擾動項。本研究主要考察Pos·SOE，根據(jù)預(yù)期，如果高管貨幣薪酬的降低導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新投入的減少，即限薪令實施后國有企業(yè)的相對創(chuàng)新投入減少，δ3應(yīng)顯著為負(fù)。

3.3 描述性統(tǒng)計

表2給出高管貨幣薪酬的描述性統(tǒng)計結(jié)果，表中數(shù)據(jù)為2007年至2015年限薪令前后國有企業(yè)和非國有企業(yè)LnPay的均值，限薪令前后國有企業(yè)LnPay的均值分別為13.644和14.142，增加了0.498，低于非國有企業(yè)LnPay的增加幅度0.580。與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的LnPay的增速低了14.138%。

表2 高管貨幣薪酬的描述性統(tǒng)計結(jié)果Table 2 Results for Descriptive Statistics of Executive Monetary Compensation

更直觀地，本研究對國有企業(yè)和非國有企業(yè)的高管貨幣薪酬進行趨勢圖分析，見圖1，橫軸為年份，縱軸為LnPay。圖1中3條曲線分別代表非國有企業(yè)的實際貨幣薪酬、國有企業(yè)的實際貨幣薪酬和國有企業(yè)的預(yù)期貨幣薪酬，國有企業(yè)的預(yù)期貨幣薪酬用非國有企業(yè)實際貨幣薪酬的增長速度進行測算。由圖1可知，2009年限薪令出臺前，國有企業(yè)和非國有企業(yè)高管貨幣薪酬的增速基本一致，但限薪令出臺后，兩者的差距逐年拉大，國有企業(yè)高管的預(yù)期貨幣薪酬顯著高于其實際貨幣薪酬。以上結(jié)果在一定程度上說明，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)高管的相對貨幣薪酬降低，限薪令達到預(yù)期的效果。

表3給出主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，樣本區(qū)間為2007年至2015年。表3中，國有企業(yè)的LnPay均值為13.989，中位數(shù)為14.019，均低于非國有企業(yè)的均值(14.088)和中位數(shù)(14.092)。國有企業(yè)的R&D均值為0.012，低于非國有企業(yè)的R&D均值0.017。此外，主回歸模型的VIF均值為2.170，表明本研究不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

圖1 2007年至2015年高管貨幣薪酬趨勢圖Figure 1 Trend of Executive Monetary Compensation from 2007 to 2015

4 實證結(jié)果和分析

4.1 高管貨幣薪酬

表4給出高管貨幣薪酬與創(chuàng)新投入的回歸結(jié)果，第2列和第3列是對(1)式進行回歸的結(jié)果，檢驗國有企業(yè)高管相對貨幣薪酬在限薪令前后的變化。Pos·SOE的系數(shù)均顯著為負(fù)，當(dāng)樣本區(qū)間為2007年至2015年時，回歸系數(shù)為-0.083，t=-3.792；當(dāng)樣本區(qū)間為2007年至2012年時，回歸系數(shù)為-0.061，t=-2.443。以上結(jié)果說明限薪令后，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)高管的相對貨幣薪酬降低，限薪令起到預(yù)期的作用。

4.2 創(chuàng)新投入

下面分析本研究的主要問題，即限薪令實施后國有企業(yè)相對創(chuàng)新投入的變化。

表4的第4列和第5列是對(2)式進行回歸的結(jié)果，檢驗高管貨幣薪酬的降低是否導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新投入的減少。表4的第4列中，當(dāng)樣本期間為2007年至2015年時，Pos·SOE的回歸系數(shù)為-0.001，t=-2.235，在5%水平上顯著；表4的第5列中，當(dāng)樣本區(qū)間為限薪令前后各3年時，Pos·SOE的回歸系數(shù)為-0.001，t=-1.991，在5%水平上仍顯著?；貧w結(jié)果表明，與非國有企業(yè)相比，限薪令后國有企業(yè)的相對創(chuàng)新投入顯著降低，H1得到驗證。

圖2為2007年至2015年國有企業(yè)和非國有企業(yè)R&D的平行趨勢圖，橫軸為年份，縱軸為R&D。由圖2可知，限薪令實施后，國有企業(yè)的R&D增長速度顯著低于非國有企業(yè)同期的增長速度，說明薪酬的降低導(dǎo)致國有企業(yè)相對創(chuàng)新投入減少，再次驗證H1。

4.3 公司治理水平

前文的實證結(jié)果表明，高管貨幣薪酬的降低導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新投入的減少，下面檢驗公司治理水平對高管貨幣薪酬與創(chuàng)新投入之間關(guān)系的影響。構(gòu)建模型(3)式，對H2進行檢驗，即

表3 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果Table 3 Resutls for Descriptive Statistics of Variables

注：所有連續(xù)變量圴進行1%和99%分位數(shù)的縮尾處理，下同。

R&Di,t=η0+η1Post+η2SOEi+η3Govi+

η4Post·SOEi·Govi+η5Post·SOEi+

η6SOEi·Govi+η7Post·Govi+Coni,t+φi,t

(3)

其中，Gov為公司治理指數(shù)高低的虛擬變量，當(dāng)觀測值的公司治理指數(shù)高于中位數(shù)時取值為1，否則取值為0；η0為截距項，η1～η7為各變量的回歸系數(shù)，φ為隨機擾動項。借鑒GOMPERS et al.[40]和LARCKER et al.[41]的研究，本研究使用主成分分析的方法，取第1大主成分作為公司治理指數(shù)，對企業(yè)的公司治理水平進行測量。與之前的研究不同，本研究并沒有將監(jiān)事會次數(shù)這一變量納入到主成分分析中，因為監(jiān)事會次數(shù)這一指標(biāo)缺失嚴(yán)重，如果將其考慮進來，研究樣本將缺少一半以上的觀測值，使回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤。表5給出測量公司治理水平的各變量及與第1大主成分的相關(guān)系數(shù)，可以看出，相關(guān)系數(shù)的符號基本與理論預(yù)期相符。

根據(jù)H2，如果Pos·SOE·Gov的系數(shù)顯著為正，說明與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的公司治理水平越差，相對創(chuàng)新投入水平越低。表6給出公司治理指數(shù)與盈余波動性的回歸結(jié)果，第2列和第3列給出對(3)式的回歸結(jié)果，第2列的樣本期間為2007年至2015年，第3列的樣本期間為2007年至2012年。由表6可知，Pos·SOE·Gov的回歸系數(shù)均顯著為正，H2得以驗證。

表4 高管貨幣薪酬與創(chuàng)新投入回歸結(jié)果Table 4 Regression Results for Executive Monetary Compensation and Innovation Investment

注：括號內(nèi)數(shù)據(jù)為t值；回歸模型均使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；***為在1%水平上顯著，**為在5%水平上顯著，*為在10%水平上顯著，雙尾檢驗。下同。

圖2 2007年至2015年創(chuàng)新投入趨勢圖Figure 2 Trend of Innovation Investment from 2007 to 2015

4.4 企業(yè)整體風(fēng)險

本研究以盈余波動率作為企業(yè)整體風(fēng)險的代理變量[42]，構(gòu)建模型(4)式，檢驗高管貨幣薪酬降低是否導(dǎo)致企業(yè)整體風(fēng)險水平下降。

σ(ROA)i,t=γ0+γ1Post+γ2SOEi+γ3Post·SOEi+

Coni,t+θi,t

(4)

其中，σ(ROA)為盈余波動率，代表企業(yè)的整體風(fēng)險水平，用息稅前利潤率的標(biāo)準(zhǔn)差測量，息稅前利潤率等于息稅前利潤與總資產(chǎn)之比，本研究采用年份滾動的方法，計算企業(yè)在近3年的時間窗口(t-1,t,t+1)息稅前利潤率的標(biāo)準(zhǔn)差，再將該標(biāo)準(zhǔn)差乘以100，得到盈余波動率指標(biāo)[43]；γ0為截距項，γ1～γ3為各變量的回歸系數(shù)，θ為隨機擾動項。如果(4)式中Pos·SOE的系數(shù)顯著為負(fù)，說明高管貨幣薪酬的降低導(dǎo)致企業(yè)整體風(fēng)險承擔(dān)水平下降。表6的第4列和第5列給出對(4)式進行回歸的結(jié)果，Pos·SOE的系數(shù)分別在5%和1%水平上顯著為負(fù)，說明與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的盈余波動率降低，管理層的行為確實達到規(guī)避風(fēng)險的目的，H3得到驗證。

5 穩(wěn)健性檢驗和進一步分析

首先，為保證實證結(jié)果的可靠性，本研究使用全樣本回歸分析和傾向得分匹配法(PSM)對主要回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。其次，使用股票收益波動率作為企業(yè)風(fēng)險的另一代理變量，對企業(yè)風(fēng)險的回歸結(jié)果進行驗證。最后，鑒于在職消費可能成為高管貨幣薪酬的替代性激勵措施，本研究對在職消費進行分析。

5.1 全樣本回歸分析

為驗證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究使用2007年至2015年的全樣本對主要結(jié)果進行驗證，與前述樣本篩選過程相同，但在全樣本中剔除了金融業(yè)企業(yè)和上市時間不滿一年的企業(yè)，最終得到14 626個企業(yè)-年度觀測值。

表7的第2列和第3列給出全樣本的回歸結(jié)果。第2列為對(1)式的回歸結(jié)果，檢驗與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的高管貨幣薪酬是否受限薪政策的影響而降低，結(jié)果表明，Pos·SOE的系數(shù)顯著為負(fù)，說明限薪令后國有企業(yè)的高管貨幣薪酬顯著降低，與前述結(jié)果一致。第3列為對(2)式的回歸結(jié)果，Pos·SOE的系數(shù)也顯著為負(fù)，說明國有企業(yè)高管貨幣薪酬的降低抑制了企業(yè)的創(chuàng)新，再次驗證本研究的主要假設(shè)。

表5 公司治理指數(shù)Table 5 Corporate Governance Index

表6 公司治理指數(shù)與盈余波動率回歸結(jié)果Table 6 Regression Results for Corporate Governance Index and Earnings Volatility

表7 全樣本和PSM配對樣本回歸結(jié)果Table 7 Regression Results for Pooled Sample and PSM Matched Sample

5.2 傾向得分匹配法

本研究使用傾向得分匹配法為國有企業(yè)匹配特征相似的非國有企業(yè)，再進行雙重差分回歸分析，對主要結(jié)果進行驗證。借鑒張?zhí)烊A等[44]對國有企業(yè)與非國有企業(yè)的配對思路，本研究選取企業(yè)規(guī)模和盈利能力作為配對的主要解釋變量，同時控制企業(yè)的行業(yè)特征和地區(qū)特征，模型中的被解釋變量為觀測值是否為國有企業(yè)的虛擬變量SOE。對Probit模型進行回歸可得到每個企業(yè)的傾向得分，選取最接近的分?jǐn)?shù)為每一個國有企業(yè)匹配一個非國有企業(yè)。通過上述匹配過程，最終得到6 981個國有企業(yè)和6 981個非國有企業(yè)，共計13 962個企業(yè)-年度觀測值。表7第4列為使用傾向得分匹配法進行配對后對(1)式的雙重差分回歸結(jié)果，第5列為對(2)式的雙重差分回歸結(jié)果，Pos·SOE的系數(shù)均顯著為負(fù)，與本研究的預(yù)期相符。

5.3 企業(yè)風(fēng)險的其他代理變量

股票收益波動率通常也用于測量企業(yè)風(fēng)險[45]。本研究使用企業(yè)每年的日個股收益率的方差取自然對數(shù)計算股票收益波動率σ(RET)，將其作為因變量，對(4)式進行回歸，回歸結(jié)果見表8。由表8的第2和第3列可知，Pos·SOE的系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，H3再次得到驗證。

5.4 替代性激勵措施

張楠等[23]的研究表明，薪酬管制的存在可能使在職消費成為國企高管貨幣薪酬的替代性選擇。基于此，本研究對在職消費進行補充檢驗，考察限薪令前后國有企業(yè)的在職消費是否顯著增加。構(gòu)建模型為

Peri,t=φ0+φ1Post+φ2SOEi+φ3Post·SOEi+

Coni,t+ξi,t

(5)

其中，Per為在職消費，數(shù)據(jù)取自管理費用中扣除董事、監(jiān)事和高管年薪總額以及計提的壞賬準(zhǔn)備、存貨跌價準(zhǔn)備、當(dāng)年的無形資產(chǎn)攤銷額等明顯不屬于在職消費的項目后的金額取自然對數(shù)；φ0為截距項，φ1～φ3為各變量的回歸系數(shù)，ξ為隨機擾動項。如果Pos·SOE的系數(shù)顯著為正，說明限薪令后國有企業(yè)高管的在職消費增加，成為高管激勵的替代性選擇。

表8第4列和第5列給出對(5)式的回歸結(jié)果，Pos·SOE的系數(shù)均不存在統(tǒng)計上的顯著性，說明限薪令后，國有企業(yè)高管的在職消費并沒有顯著增加，從這一角度講，在職消費并沒有成為貨幣薪酬的替代激勵措施。

此外，本研究在所有模型中均控制了管理層持股比例這一指標(biāo)，因此上述分析進一步強調(diào)本研究的發(fā)現(xiàn)，即在高管股權(quán)激勵和在職消費沒有顯著變化的前提下，限薪令后國有企業(yè)高管相對貨幣薪酬的降低，導(dǎo)致企業(yè)相對創(chuàng)新投入的減少，揭示了二者之間的因果關(guān)系。

6 結(jié)論

創(chuàng)新是促進中國國民經(jīng)濟持續(xù)增長的持久動力。本研究利用2009年限薪令這一外生政策沖擊作為準(zhǔn)自然實驗，采用配對樣本和雙重差分回歸分析的方法，考察高管貨幣薪酬激勵與企業(yè)創(chuàng)新之間的因果關(guān)系。研究結(jié)果表明，①限薪令后，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)高管的相對貨幣薪酬降低，限薪令起到預(yù)期的作用；②國有企業(yè)高管相對貨幣薪酬的強制性降低，導(dǎo)致相對創(chuàng)新投入減少；③上述創(chuàng)新投入的減少集中于公司治理較差的國有企業(yè)；④與非國有企業(yè)相比，限薪令后國有企業(yè)的整體風(fēng)險水平降低。

本研究主要有3個方面的理論貢獻和政策意義。①企業(yè)創(chuàng)新與高管激勵之間的關(guān)系一直是學(xué)術(shù)界研究的熱點，但管理者的個人風(fēng)險厭惡程度和與生俱來的性格特征都對薪酬契約和企業(yè)的創(chuàng)新投入有影響，而已有對高管激勵和企業(yè)創(chuàng)新的研究無法徹底解決這一內(nèi)生性問題。本研究基于限薪令這一準(zhǔn)自然實驗，清楚地識別了高管貨幣薪酬與企業(yè)創(chuàng)新之間的因果關(guān)系，克服了之前研究中存在的內(nèi)生性和無法作出因果關(guān)系推斷的問題。②本研究證實國家政策通過影響管理層的行為，進而對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生影響的這一作用路徑。在對企業(yè)創(chuàng)新投入的研究中，哪些因素影響企業(yè)的創(chuàng)新投入是一個重要的研究議題。已有研究發(fā)現(xiàn)稅收政策[1-2]和財政補貼[3-4]等國家政策直接影響企業(yè)的創(chuàng)新投入水平，但企業(yè)的創(chuàng)新活動是由高管直接決定的，已有研究忽略了一些國家政策可能通過影響管理者的行為，進而對企業(yè)創(chuàng)新投資決策產(chǎn)生影響的作用機制，本研究證實了這一作用鏈條。③本研究為資本市場監(jiān)管者描述了限薪政策可能帶來的經(jīng)濟后果，對中國現(xiàn)階段正在進行的薪酬改革乃至國有企業(yè)改革具有重要的政策啟示。本研究表明限薪令確實降低了國有企業(yè)高管的相對貨幣薪酬，但也產(chǎn)生相應(yīng)的負(fù)面作用，降低了管理層創(chuàng)新投入的積極性和企業(yè)的整體風(fēng)險承擔(dān)水平，不利于企業(yè)和國民經(jīng)濟的可持續(xù)健康發(fā)展。監(jiān)管部門和國有企業(yè)應(yīng)及時制定有效的激勵機制，如降低貨幣薪酬的同時，鼓勵企業(yè)授予管理層限制性股票或?qū)嵤┕善逼跈?quán)計劃等，以緩解管理層不愿意承擔(dān)風(fēng)險的代理問題。

本研究仍存在不足之處。①本研究并未對《指導(dǎo)意見》中的中央企業(yè)負(fù)責(zé)人和上市企業(yè)財務(wù)報表附注中披露的高級管理人員加以明確區(qū)分，僅認(rèn)為限薪令的范圍包括所有高級管理人員[23-24]。②本研究基于限薪令這一外生政策沖擊，主要探討高管貨幣薪酬對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，并未考察限薪政策可能產(chǎn)生的其他經(jīng)濟后果，如對企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新影響力等方面的影響，后續(xù)研究可以針對限薪令產(chǎn)生的經(jīng)濟后果進行更全面的分析。③本研究表明高管貨幣薪酬的降低抑制了企業(yè)的創(chuàng)新活動，而現(xiàn)階段中國又倡導(dǎo)企業(yè)走創(chuàng)新發(fā)展的道路。因此，如何兼顧中國現(xiàn)階段的國有企業(yè)改革進程和經(jīng)濟發(fā)展的長遠(yuǎn)目標(biāo)，并據(jù)此制定有效完善的激勵體系，是值得后續(xù)探討的議題。

表8 股票收益波動率與在職消費回歸結(jié)果Table 8 Regression Results for Stock Return Volatility and Perquisite Consumption