高管降薪政策是否影响国有企业创新

奥鹏网院作业

高管降薪政策是否影响国有企业创新*
——基于A股上市公司数据的实证研究
李 钰 王 平

[提 要] 本文选取A股上市公司2010—2019年经营数据，利用双重差分模型(DID)实证探究了国企高管降薪对企业创新的影响。研究结果显示，相较于非国有上市公司，国企高管降薪抑制了国有上市公司的创新研发投入；进一步研究表明，国企高管降薪政策对企业创新的抑制程度在不同功能定位的国有企业之间存在差异，公益类国有企业受第二次高管“降薪令”的抑制影响比商业类国有企业更加严重。本文为国企高管降薪对企业创新的影响提供了经验证据，丰富了国企高管降薪政策方面的文献，对未来国企高管薪酬政策的制定具有一定的参考意义。

[关键词] 高管降薪政策；企业创新；高管激励；国有企业分类

一、引言
自新冠肺炎疫情暴发以来，中小微企业普遍受到负面冲击(李涵等，2020)，一些用人单位甚至无力承担职工薪资。而有着特殊社会地位与较大经济体量的国有企业受到的影响则相对较小，国企员工尤其是高管仍能收到丰厚的薪酬，高管薪酬问题再次受到社会各界的普遍关注。实际上，早在2008年金融危机爆发后，高管降薪就引起了广泛热议。美国奥巴马政府对高管薪资进行了最严厉的攻击，并对接受政府“特别援助”的公司高层管理人员的工资提出上限为50万美元的管控。同时，美联储要求数千家银行控股公司和州立银行提交其薪酬计划以供批准(Kessler，2009)。我国政府针对国企高管薪酬偏高、过高的问题，于2009年下发了首部“央企高管限薪令”(1) 首部“央企高管限薪令”是指：人力资源和社会保障部《关于进一步规范中央企业负责人薪酬管理的指导意见》(人社部发〔2009〕105号)。 ，并于2014年出台央企高管“二次限薪令”。(2) 参见：《习近平主持召开中央全面深化改革领导小组第四次会议》，中央政府网，www.gov.cn， 2014-08-18。会议审议通过了《中央管理企业负责人薪酬制度改革方案》。根据国资委网站2018年5月29日的回复，该方案没有对外公开。但因媒体的广泛报道，该方案广为人知，并被称为“二次限薪令”。 “二次限薪令”自2015年1月1日起实施，规定地方国有企业参照执行。

面对愈发严格的薪酬管制政策，企业的绩效是否会受到影响，因为特殊地位而承担重要创新任务的国企，又是否会因为高管限薪而减少创新投入，学界对于这些问题展开了深入的研究。部分学者认为国企高管限薪能够提升企业的绩效，如吴成颂和周炜(2016)研究发现，实施高管薪酬限制政策使得国有企业高管薪酬过高的问题得到了显著缓解，同时强化了高管超额薪酬下降对企业绩效的积极影响。也有学者认为国有企业高管薪酬管制使得企业绩效降低，如姜楠楠(2015)认为，高管限薪增加了高管通过权力寻租与在职消费等行为来寻求平衡的风险，对企业绩效有消极影响。截至目前，有关国企高管降薪对企业影响的研究多集中在绩效方面，而对于企业创新等其他经营方面的研究则相对较少。

实际上，企业创新等经营指标也可能成为高管薪酬与企业绩效之间的中介变量。高管薪酬通过影响不同的经营指标，会对企业绩效产生完全不同的影响。这也可能正是学界关于国企高管降薪对企业绩效影响的研究仍存在争议的重要原因。同时，企业创新能力又是影响企业绩效的关键因素之一(吴超鹏和唐菂，2016)，而目前有关高管薪酬激励与企业创新之间相关性的研究仍存在争议。

此外，目前学界对于高管限薪的研究多集中于第一次限薪令，对于第二次限薪令影响的研究还相对较少。同时，企业创新的变化也是衡量国有企业高管薪酬管制政策有效性的重要指标之一，并且经过几年的政策实践，现在恰好可以对2015年起实施的限薪令与国企创新之间的相关性进行回归分析。因此，本文从企业研发投入的角度，通过构建双重差分模型，对我国A股上市公司2010—2019年经营数据(3)因疫情原因，不考虑2020年数据。进行了一次准自然实验，探究国企高管降薪对企业创新的影响。综上所述，本文的研究能够丰富相关领域的文献，具有一定的理论意义。

二、文献综述与政策回顾
企业高管的薪酬制度一直是公司治理中一项极具热点的研究内容。现代股份制公司的诞生导致了股权与管理权的分离，同时带来了委托代理问题。为了解决这一问题，委托方可以采取薪酬激励的手段，通过企业绩效来确定管理人员的薪酬，从而促使委托人和代理人的利益达成一致(Jensen & Meckling，1976)。因此，通过薪酬激励来解决委托代理问题的薪酬契约要求企业高级管理人员的薪酬与公司绩效密切相关，学界也对高管薪酬与企业绩效之间的相关性进行了广泛的研究。

目前，国内外学者对于高管薪酬与企业绩效之间相关性问题的研究仍存在一些分歧。Coughlan & Schmidt(1985)研究了149家美国上市公司在1975—1982年间高管薪资和企业股价的关系，得出高管薪资对公司绩效有正向影响的结论。Mehran(1995)证明了高管薪酬激励是改善企业表现的主要动力。刘绍娓和万大艳(2013)分析了产权结构差异下高管薪酬对公司绩效的影响，也得出高管薪酬激励与企业绩效之间显著正相关的结论。但是学界还存在另一种观点，认为高管薪酬与公司绩效之间的相关关系较弱(Jensen & Murphy，1990)。杨汉明(2004)认为，对于我国上市公司而言，高层管理者的薪资与公司绩效并不相关。

以上研究具有一个共同特点，即关注高管薪酬和企业绩效之间的直接联系。但事实上，在不同因素的影响下，高管薪酬对企业绩效的影响可能完全不同。可能正因如此，学界有关高管薪酬与企业绩效之间的相关性研究才仍存在差异。因此，不少学者开始研究高管薪酬与其他可能影响企业绩效的因素之间的关系，企业创新便是其中的方向之一。Barros & Lazzarini(2012)研究了高管薪酬激励对企业创新的影响，发现高管薪酬激励与企业创新正相关。陈修德等(2015)利用2004—2012年A股工业上市公司的研发数据进行研究，也发现高管货币薪酬与企业研发效率之间是显著正相关关系。还有部分学者从人力资本的角度出发，得出人力资本水平越高，企业创新绩效越好，技术进步越快的结论(陈智和吉亚辉，2019；刘传江等，2021)。但学界还存在其他声音，康华等(2011)认为CEO的基本薪资与企业创新决策之间不存在相关关系。而梁彤缨等(2015)的研究则得出与以上研究均不相同的结论，即高层管理人员的货币薪酬激励和企业创新绩效之间具有负相关性。因此，目前学界对于高管薪酬与企业创新之间的相关性研究仍未达成一致意见。

在我国，企业有国企和非国企之分，高管薪酬与企业创新之间的相关性在两类不同性质的企业间可能也存在差异。国有企业是一类不同于民营企业的特殊群体。与民营企业相比，国有企业主业或处于关系国家安全、国民经济命脉的重要行业和关键领域，或主要承担重大专项任务，或以保障民生、服务社会、提供公共产品和服务为主要目标。国企尤其是央企，具有重要的地位与功能，因此应当成为企业创新的“排头兵”(李后建和刘培森，2018)。因此，相较于非国有企业，国有企业高层管理人员的薪酬与企业创新之间应当有着更加紧密的联系。

关于国企高管薪酬，2010年党的十七届五中全会通过的《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十二个五年规划的建议》中提出，要合理调整收入分配关系，规范分配秩序。(4) 资料来源：中国政府网，http://www.gov.cn,2021-12-08。 2011年，国家发改委在《关于2010年深化经济体制改革重点工作的意见》中明确提出，推进企业职工工资集体协商和支付保证制度建设，改革国有企业特别是垄断行业工资总额管理制度，完善国有企业金融机构高管人员薪酬分配和管理制度将是当前和今后一段时间深化收入分配制度改革的工作重点。(5) 资料来源：中国政府网，http://www.gov.cn,2021-12-08。 党的十八大报告进一步明确，要“完善劳动、资本、技术、管理等要素按贡献参与分配的初次分配机制，加快健全以税收、社会保障、转移支付为主要手段的再分配调节机制。规范收入分配秩序，保护合法收入，增加低收入者收入，调节过高收入，取缔非法收入。”(6) 《坚定不移沿着中国特色社会主义道路前进 为全面建成小康社会而奋斗——胡锦涛在中国共产党第十八次全国代表大会上的报告》，中央政府网，www.gov.cn，2021-12-08。 随之而来的是被广泛报道的2014年的二次国企高管“限薪令”。

“二次限薪令”自2015年起全面实施，第二次“限薪令”的颁布，恰好为研究高管薪酬激励与企业创新之间的相关性提供了一次准自然实验的机会。本文则利用这一政策带来的外部冲击，从企业研发投入的角度，探讨国企高管降薪对企业创新的影响，以期丰富高管薪酬激励领域的文献。

三、理论分析与研究假设
(一)高管决定论、代理成本理论与研究假设
在大多数企业中，高层管理人员在技术创新方面发挥着关键作用。董事会和公司经理等管理层所做出的战略决策，不仅与公司的经营和发展密切相关(方红星和金玉娜，2016)，还通过影响创新过程、调节研发活动中的资源分配来对公司的创新成果产生实质性的影响。基于以上分析，本文提出高管决定论，即高层管理者决定了企业创新。因此，为了促使高层管理者通过创新活动来为公司创造价值，就必须有足够的激励措施。同时，创新过程及研发活动涉及高度不确定且复杂的任务。在创新和研发活动中，高层管理人员所付出的努力不容易被观测到，同时还可能出现一些企业高管无法控制的因素。在面对具有“风险大、周期长”特征(Coles et al.，2006)的企业研发活动时，高层管理者自然也会要求高回报。因此，实施高管降薪政策削弱了国企对高管的激励，可能导致国企高管减少对创新研发活动的投入。

另一方面，当一方雇佣另一方并给予其对某些事情的决策权时就产生了代理关系。Jensen & Meckling(1976)认为，现代股份制企业普遍存在着两类冲突：股东与经营者之间的冲突和债权人与股东之间的冲突。而股东与经营者之间的冲突表现为管理层机会主义行为。由于经营者并不是100%地控制剩余权益，使得经营者通过努力赚取的利润不能全部归于自己，却还要为这些努力负担所有的费用。同时，当经营者不拥有公司100%剩余索取权时，经营者可以得到在职消费的全部收益而仅承担部分成本。这种收益与成本的不对称就使得经营者不愿努力工作且倾向于从公司资源中占用额外津贴用于个人消费。经营者拥有的公司股份越少，这样的行为就越多。概括而言，股权代理成本主要表现为由于经营者不拥有全部股权但持有控制权而产生的管理层机会主义行为：一是经营者可能不是以公司价值最大化为目标，而是试图构建一个自己控制的庞大企业王国，从而形成“投资过度”的问题；二是当外部投资者出价太低，经营者的边际财富收益小于边际代理成本时，经营者可能宁愿放弃新的投资机会，从而导致“投资不足”问题的产生。2009年新修订的考核准则将衡量国企业绩的指标从净资产收益率(ROE)更换为经济增加值(EVA)，已经较好地解决了国企高管“投资过度”的问题。因此，对国企高管限薪很可能导致“投资不足”的问题，即国企高管可能会减少研发创新的投入，基于此，本文提出如下假设：

H1a 相较于非国有企业，国企高管降薪抑制了国有企业的创新研发。

(二)信号传递理论、道德风险与备择研究假设
在前面代理成本理论的分析中，不对称信息是必然的产物，而信号传递理论则是针对不对称信息进行分析。信号传递模型最早由Spence(1973)提出，他的研究发现，在信息不对称分布的情况下，信号发送者试图将其自身的信息(即“信号”)可靠地传达给信号接收者。如果信号是有用的，信号发送者就要发生成本，但信号传递可能是克服市场无效率的方法。Ross(1977)认为，在不对称信息的情况下，只有经营者才真正拥有关于企业价值的“内幕信息”，如果经营者想保住自己的身份、地位和各种与控制权有关的收益，他就会愿意向投资者传递这样一个高质量企业的信号。

在我国，科技创新日益得到党和国家的关注与重视，2010年颁布的《中国国家专利事业发展战略(2011—2020)》明确将专利目标量化，专利申请量成为事关政绩考核的重要指标下放到各级地方政府，国有企业成为完成这一创新任务的“先锋队”(周铭山和张倩倩，2016)。在中央提出“双创”的政策背景下，国企高管也有可能为了迎合上级政府部门的喜好，从而加大企业创新投入力度，以便在考核时给相关部门留下良好的印象，提高晋升的概率(王靖宇和刘红霞，2020)。因此，基于信号传递理论，国企高管可能会通过加大企业创新力度来向外部展现企业创新能力，树立积极承担社会责任的良好形象。

另一方面，国企高管既是“经理人”又是“政治人”，这种双重身份给其带来了独特的政治晋升激励(杨瑞龙等，2013)。除了普通晋升所伴随的更丰厚的薪酬福利外，行政级别的提升还能给国企高管带来更高的社会地位与更广的人脉，同时掌握更多的决策权与控制权(卢馨等，2019)。不同于非国有企业职业经理人的市场化选任机制，国有企业高管大多数由政府任免。在这个大背景下，高管限薪使得国企高管自身的经济目标难以实现，继而可能会诱发高管追求行政级别的提升和社会声誉等隐形激励。而采用“专利申请量”这样一个只涉及数量而不涉及质量的量化指标，会产生一种常见的道德风险，即“考核什么就得到什么”。这样的指标给国企高管们提供了一个实现目标的路径，使他们不用再花费时间与精力去研判、检查和审核创新的机会成本，可以放心大胆地增加创新研发投入，而不用考虑这种创新是否能够增加企业价值。同时，薪酬限制可能会诱使国企高管进行过度投资，并通过侵占创新资源以弥补降薪带来的损失(卢锐，2014)。基于此，本文提出假说1的备择假设：

H1b 相较于非国有企业，国企高管降薪促进了国有企业的创新研发。

(三)国企功能定位差异、政府干预理论与研究假设
党的十八届三中全会从坚持和完善基本经济制度，推动国有企业完善现代企业制度出发，提出了“准确界定不同国有企业功能”的要求。2015年12月7日，经国务院同意，国务院国有资产监督管理委员会、财政部、国家发展和改革委员会联合印发了《关于国有企业功能界定与分类的指导意见》(以下简称《意见》)。(7)资料来源：中央政府网，www.gov.cn,2015-12-29。《意见》将国有企业分为商业类和公益类两类，并明确了两类国有企业的功能定位：商业类国有企业以增强国有经济活力、放大国有资本功能、实现国有资产保值增值为主要目标，而公益类国有企业以保障民生、服务社会、提供公共产品和服务为主要目标。

由于功能定位与经营目标的差异，政府对不同定位的国企采取了不同的干预方式。属于政府直接参与某类经济活动的商业类国有企业，应按照市场化要求实行商业化运作，依法独立自主开展生产经营活动，实现优胜劣汰、有序进退。如果政府对商业类国有企业干预过度，则可能会降低经济效率并影响或制约企业发展(杨瑞龙，2018)。而对于提供公共服务的公益类国有企业，其产品或服务的价格要由政府来调控，强调政府功能。为提高公共服务效率和能力，公益类国有企业也会引入市场机制，但相比商业类国有企业，政府干预的力度更大。

在薪酬管制方面，两类国企高管受薪酬管制与晋升激励的影响程度也有所不同。第二次国企高管限薪令采取差异化的定薪方式，对有行政身份的高管通过薪酬差异倍数进行限制，而对于职业经理人则给予市场化的薪资。因此，市场化水平更高的商业类国企受到的政策冲击较小，而政治负担更重的公益类国企则受到更加严格的薪酬管制。相较于商业类国企，高管降薪政策对公益类国企的企业创新可能有着更显著的影响。基于此，本文提出如下假设：

H2 对于不同功能定位的国有企业，国企高管降薪政策对企业创新的抑制程度存在差异。

本文理论分析的基本框架如图1所示。

width=349,height=386,dpi=110
图1 基本分析框架

四、研究设计
(一)样本的选取与数据来源
本文选取我国A股上市公司2010—2019年经营数据，并对原数据依次进行以下处理：(1)剔除ST和*ST企业样本，因为此类企业经营状况不佳，其经营数据不具有代表性；(2)剔除按照证监会2012年行业分类标准为金融业的企业样本，因为此类企业的业务具有特殊性，适用的会计准则与其他行业有所不同，财务数据与其他行业的企业不具有可比性；(3)剔除包含缺失值的观测个案；(4)对连续型变量进行上下1%的缩尾处理。经过以上处理后，得到由3 191家公司共21 041个观测值组成的非平衡面板数据。在样本中存续于整个样本期的公司有97家，拥有5年及以上经营数据的公司有2 113家，达到了总公司数的66.22%，因此该面板数据是相对稳定的。

研究使用的主要数据来源于Wind和CSMAR数据库，在后续数据处理及实证分析阶段主要使用Excel与Stata16等工具。

(二)变量的定义
1.被解释变量。在以往的研究中，国内外学者一般从研发的投入和产出两个方面来衡量企业创新水平。投入方面基本是通过研发支出金额来对企业创新进行评价，并根据研究需求的差异进行相应优化，如潘越等(2015)用企业研发支出与当期营业收入之比衡量企业创新水平。产出方面多以专利数量来对企业创新进行度量并进行优化，如关勇军和洪开荣(2012)用专利申请数量的自然对数衡量深圳中小板上市企业的创新产出绩效。由于我国上市公司大多存在自主研发能力不足、产出专利数量较少的问题，且我国专利申请周期较长，而企业高管的任期一般较短，用专利数量来考核企业创新水平并不具有全面性。因此，本文借鉴潘越等(2015)的做法，用研发投入水平度量企业创新(R&D)：

R&Di,t=Expendi,t/Incomei,t

(1)

其中，R&D代表企业创新力度，Expend表示企业研发支出，Income表示企业营业收入。

2.解释变量。为了检验国企高管降薪政策对企业创新的影响，本文利用第二次国企高管降薪所带来的准自然实验机会，将国有上市公司作为实验组，将非国有上市公司作为对照组，构建双重差分模型。由于第二次国企高管降薪令是于2014年针对国有企业提出的，并从2015年开始全面实施，因此，在企业性质(Own)方面，受到外部冲击的国有上市公司赋值为1，未受到直接冲击的非国有上市公司赋值为0；在薪酬管制(Paycut)方面，2015年及之后的样本赋值为1，其余年份的样本赋值为0。

3.控制变量。为了控制其他能够对国企高管降薪与企业创新之间的相关关系产生影响的因素，本文参考Chemmanur et al.(2014)，Fang et al.(2014)、潘敏和刘希曦(2016)、徐经长等(2019)的研究，选取了企业规模(Size)、现金流量(Cash)、盈利水平(ROE)、财务杠杆(Lev)、股权集中度(Rsc)和董事会规模(Bod)作为控制变量。此外，本文还增加了Year和Ind对年度固定效应和行业固定效应进行控制。具体变量含义及解释见表1。

表1 变量定义及解释

width=375,height=363,dpi=110
(三)模型的构建
基于上述分析与研究假设，为了检验国企高管降薪对企业创新的影响，构建双重差分模型式(2)。根据预期，交互项Paycut×Own的回归系数β3显著为负，从而说明高管降薪令抑制了国有企业的研发与创新：

R&D=β0+β1Paycut+β2Own+β3Paycut

×Own+β4Size+β5Cash+β6ROE

+β7Lev+β8Rsc+β9Bod+∑Year

+∑Ind+ε

(2)

式中，β0为截距项，β1～β9为回归系数，ε为残差项。

五、实证结果与分析
(一)描述性统计
主要变量的描述性统计如表2所示。其中，整体样本企业创新(R&D)的均值为4.320，表明我国上市公司的研发投入水平普遍较低；标准差为4.302，最小值和最大值分别为0.017和24.737，表明我国上市公司在创新投入力度方面具有显著差异。国有上市公司的企业创新投入均值为2.884，而非国有上市公司的这一数据为4.984，说明本该承担更多创新任务的国有企业在研发投入方面并没有很好的表现。企业规模(Size)方面，整体样本的均值为22.007，国有企业的均值为22.764，非国有企业的均值为21.656，表明国有企业平均规模相比于非国有企业较大。盈利水平(ROE)方面，国有企业的均值为0.066，而非国有企业的均值为0.086，表明整体来看非国有企业的盈利能力更强。前十大股东持股比例(Rsc)方面，整体样本的均值为0.606，表明我国上市公司的股权集中度总体较高。

表2 主要变量的描述统计

width=375,height=774,dpi=110
(二)相关性分析
主要变量之间的相关性分析结果如表3所示。企业创新(R&D)和薪酬管制与企业性质交互项(Paycut×Own)的Person和Spearman相关系数分别为-0.104和-0.159，且均在1%水平上显著，初步验证了H1a。企业创新和薪酬管制(Paycut)、企业性质(Own)的相关系数均在1%水平上显著。在控制变量方面，除股权集中度(Rsc)与企业创新的Spearman相关系数不显著外，其他控制变量与企业创新的相关系数均在1%水平上显著。此外，绝大多数变量的相关系数均在0.5以下，且显著性水平较高，表明各变量之间不存在严重的多重共线性问题。

表3 Pearson(Spearman)相关系数

width=745,height=269,dpi=110
说明：表中以P×O代表Paycut×Own，左下角为Person相关系数。

注：***，**和*分别表示1%，5%和10%的显著性水平，下表同。

(三)回归结果分析
表4报告了模型的回归结果，其中，被解释变量是企业创新(R&D)。交互项Paycut×Own的系数为-0.285，在1%的水平上显著，表明与未受到降薪政策影响的非国有上市公司样本相比，国有上市公司的创新水平在2015年后显著下降，从而证明H1a成立，同时否定了H1b。企业性质(Own)的系数为-0.210，在5%的水平上显著，其含义为：在实行第二次国企高管降薪令即2015年之前，国有上市公司的创新研发投入显著低于非国有上市公司，这与描述性统计中的观点是相同的。薪酬管制(Paycut)的系数为1.323，在1%的水平上显著，表明在2015年之后，非国有上市公司的创新投入水平显著上升。但是，这并不能直接说明非国有企业创新水平的上升是由国企高管限薪所导致的，还有可能是国家对企业创新的鼓励支持、非国有企业自身发展的需要等因素促使其创新研发投入的增加。

表4 回归结果

width=375,height=369,dpi=110
在控制变量方面，企业规模(Size)、现金流量(Cash)、盈利水平(ROE)、财务杠杆(Lev)和董事会规模(Bod)与被解释变量企业创新(R&D)均呈显著负相关，说明企业规模的扩张、较好的经营状况和较高的盈利能力等均会抑制企业创新投入。这也在一定程度上说明我国企业缺乏忧患意识，在企业做大做强后便逐渐失去了创新动力的问题。

(四)稳健性检验
1.平行趋势检验。本文构建了双重差分模型(DID)来验证国企高管降薪与企业创新之间的相关关系。该模型有效的前提之一是：假如不存在第二次高管“降薪令”这一外部冲击，国企与非国企的创新投入趋势应当是相同的，即发展曲线大致平行。因此，本文借鉴以往研究的做法，通过作图法和事件研究法进行了平行趋势检验。

(1)作图法。首先，本文计算出2010—2019年各年度国企与非国企R&D数据的平均值并绘制出折线图。然后，以2015年这一政策冲击时点为分界线，分别绘出国企与非国企2010—2015年以及2015—2019年R&D均值变化的趋势线。从图2中可以看出，在受到政策冲击以前，国企创新投入的变化趋势与非国企几乎平行，两条趋势线的斜率分别为0.27与0.29，十分接近；而在受到政策冲击后，国企与非国企创新投入的趋势线斜率分别变为0.04与0.16，非国企创新增长的速度是国企的4倍，国有企业受政策影响较大。因此，该检验初步证实了平行趋势的存在。

width=349,height=236,dpi=110
图2 平行趋势对比图

(2)事件研究法。虽然作图法初步证明了平行趋势的存在，但仅从时间趋势图来看这种平行趋势并不明显，且不能代表国企与非国企的创新投入在统计意义上具有显著差异。因此，本文借鉴Bertrand & Mullainathan(2003)的事件研究法对平行趋势进行进一步的检验，构建模型如下：

R&Di,t=β0+β1Before5i,t+β2Before4i,t

+β3Before3i,t+β4Before2i,t

+β5Currenti,t+β6After1i,t

+β7After2i,t+β8After3i,t

+β9After4i,t+β10Sizei,t

+β11Cashi,t+β12ROEi,t

+β13Levi,t+β14Rsci,t

+β15Bodi,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(3)

其中，当观测值为国有企业在第二次限薪政策开始实施的年份，即2015年的数据时，Current取1，否则取0；当观测值为国有企业在政策实施前的第5年、第4年、第3年、第2年的数据时，Before5，Before4，Before3，Before2分别取1，否则取0；而当观测值为国有企业在政策实施后的第1年、第2年、第3年、第4年的数据时，After1，After2，After3，After4分别取1，否则取0。为了避免完全共线性的问题，本文将政策实施前的第一年，即Before1作为基准组。如果Before5，Before4，Before3，Before2的估计系数β1～β4均不显著异于0，则证明在第二次限薪令发布前的2年～5年国有企业与非国有企业的创新投入不存在显著差异，存在平行趋势。

回归结果如表5所示，β1～β4均不显著异于0且无特定的变化规律，其95%的置信区间(见图3)均包含0，从而验证了平行趋势的假设，证明本文的模型是有效的；而Current，After1，After2，After3，After4的估计系数β5～β9均显著异为负，说明第二次限薪令的实施对国有企业创新产生了抑制作用，进一步验证了本文的结论。

表5 平行趋势检验

width=375,height=481,dpi=110
width=310,height=252,dpi=110
图3 β估计系数及95%置信区间
说明：横坐标0表示政策实施的年份，即Current；-5，1分别表示政策实施前的第5年和政策实施后的第1年，即Before5和After1，以此类推；-1作为基准期，因此图中无数据。

2.安慰剂检验。虽然双重差分模型能在一定程度上避免内生性问题，但由于国企高管的行为受多种因素的影响，因此该模型并非是完全有效的。为了明确研究结果有意义，本文参考陈刚(2012)以及刘瑞明和赵仁杰(2015)的方法进行了两次安慰剂检验。

在第一次安慰剂检验中，本文假设国企高管降薪政策发生在2011年末，选取实际上并未受到第二次限薪令影响的2010—2014年的样本数据进行回归分析。第二次安慰剂检验假设政策发生在2016年末，通过构造虚拟的政策冲击来对2015—2019年的样本数据进行反事实检验。除薪酬管制(Paycut)和交互项(Paycut×Own)的取值随假设进行相应调整外，其余数据均保持不变。如果交互项的系数仍旧显著，则表明本文有关国企高管降薪与企业创新之间关系的结论是不可靠的，反之则证明双重差分模型的回归结果是稳健的。

表6报告了两次安慰剂检验的结果。在两次检验中，交互项Paycut×Own均不显著，从而证明了本文双重差分模型的回归结果是稳健的。

表6 安慰剂检验结果

width=745,height=352,dpi=110
3.通过变更被解释变量衡量指标进行检验。为了进一步确保回归结果的有效性，本文采取变更因变量衡量指标的方法再次进行稳健性检验。同样是从企业研发创新投入的角度，本文用R&D_A替换原被解释变量进行回归，R&D_A表示企业年度研发支出占年末企业总资产的比例，具体计算方法为：

R&D_Ai,t=Expendi,t/Asseti,t

(4)

构建回归方程如下：

R&D_A=β0+β1Paycut+β2Own+β3Paycut×Own+β4Size+β5Cash+β6ROE+β7Lev+β8Rsc+β9Bod+ΣYear+ΣInd+ε

(5)

回归结果在表7中报告，可以发现，交互项Paycut×Own的系数仍显著为负，其他主要变量的系数及显著性也未发生较大改变，从而保证了上述结论的稳健性。

表7 稳健性检验结果

width=375,height=299,dpi=110
(五)进一步的研究
如前所述，可以进一步将国有企业分为公益类与商业类。本文按照这一分类原则将样本分为两部分，并依次进行回归分析，以判断高管降薪政策对企业创新的影响在两类国企间是否存在差异。

在进行分类时，笔者结合相关政策的指导意见，参考以往学者的研究(魏明海等，2017；闫伟宸和肖星，2019)，制定出本文对公益类国企筛选的标准。具体操作上，笔者将涉及公共服务、民生保障以及重要资源或技术等行业的企业划分为公益类国企，主要包括按照证监会2012年行业分类标准为煤炭开采和洗选业、石油和天然气开采业等在内的41个行业大类的企业，详细类别见表8，其余则划分为商业类国企。

表8 公益类国企筛选标准

width=745,height=498,dpi=110
说明：具体筛选标准由笔者参考相关文献进行整理；行业分类参照证监会2012年《上市公司行业分类指引》。

表9报告了分类回归的结果。其中，公益类Paycut×Own的系数为-0.426，在5%水平上显著，而商业类Paycut×Own的系数为-0.163，说明第二次国企高管“降薪令”颁布后，相较于非国有上市公司，商业类国有上市公司的创新投入只会下降0.163个单位，而公益类国有上市公司的创新投入却会下降0.426个单位。通过自体抽样(Bootstrap)的方法对Paycut×Own系数组间差异的显著性进行检验，得到经验P值为0.086。因此，本文得出结论，公益类国企受高管“降薪令”的抑制影响比商业类国企更加严重，H2得到验证。

表9 国企分类回归结果

width=375,height=545,dpi=110
说明：Paycut×Own的经验P值通过自体抽样(Bootstrap)1 000次得到。

六、结论及政策建议
(一)研究结论
本文选取我国A股上市公司2010—2019年经营数据，采用双重差分模型(DID)，检验了2015年开始实施的第二次国有企业高管薪酬限制政策对国有企业创新研发的影响，并通过平行趋势检验、安慰剂检验和变更被解释变量衡量指标的方法对模型进行稳健性检验。本文得出以下结论：(1)相较于非国有上市公司，国企高管降薪抑制了国有上市公司的创新研发投入。(2)进一步的研究表明，国企高管降薪政策对企业创新的抑制程度在不同功能定位的国有企业之间存在差异，公益类国企受高管“降薪令”的抑制影响比商业类国企更加严重。

(二)政策建议
本文的研究贡献在于，从企业研发投入的角度探讨了国企高管降薪对企业创新的影响，丰富了相关领域的文献，具有一定的理论意义。同时，根据研究结果，可以发现国企高管薪酬限制的政策抑制了国有企业的创新投入水平，具有一定的负面影响，且这一负面影响在不同功能定位的国有企业之间存在程度上的差异。据此，本文提出以下几点建议：

1.丰富国企高管的激励方式。本文的研究结果显示，对国企高管限薪抑制了国企创新的投入，其主要原因可能正是研究假设H1a中所提到的国企高管激励缺乏的问题。现阶段我国对国企高管的激励主要着眼于薪酬激励，途径也多为货币薪酬激励与股权激励。在实行高管薪酬限制政策后，国企高管为企业创新所做出的努力与得到的回报并不对等，从而失去了创新投入的积极性。因此，为缓解降薪政策对国企创新带来的负面影响，可以通过适当增加其他方面的福利待遇，如增加高管休假、提供弹性工作时间、优化工作环境等，将显性激励与隐性激励互补，丰富国企高管激励方式，完善高管激励制度体系。

2.完善创新指标与高管考核制度。虽然2010年颁布的《中国国家专利事业发展战略(2011—2020)》明确将专利目标量化，把专利申请量作为国企高管业绩考核的一项指标，但从结果来看并未对企业创新投入起到较好的促进作用。其主要原因可能是国企高管一味追求创新产出的数量而专注于那些投入成本较低、易于得到产出但成果质量并不高的创新研发项目中，导致国企的创新投入水平不升反降。这也正是本文在研究假设H1b中所提出的“道德风险”。同时，基于企业短期绩效的高管考核指标也使得国企高管更倾向于风险规避，打击了高管对于创新投入的积极性。因此，应当适当增加企业创新在国企高管绩效考核中所占的比例，用一些长期绩效指标取代部分短期绩效指标，鼓励国企高管制定中长期战略，以规避短视行为。与此同时，在对企业创新的考核中也应避免简单追求专利数量，而是重点关注创新产出对企业价值提升的长效影响，如对不同质量的专利项目赋予不同的考核权重，引导国企参与更高质量的创新项目。

3.实行差异化的薪酬改革与创新资源分配。本文进一步的研究结果表明，对于不同功能定位的国有企业，国企高管薪酬管制对企业创新投入的抑制作用存在差异。因此，在国企分类改革的背景下，对于不同类型的国有企业，也应当采用差异化的薪酬管理方式。对于商业类国有企业，应避免过度的政府干预，而要顺应市场化进程，如在经理人选聘环节更加注重经理人的综合素质与管理能力，在薪酬制定环节强化薪资与企业绩效的联系，同时以市场中其他企业高管的薪资水平作为参考。而对于公益类国有企业，企业经营的重要目标是承担重大社会责任，因此在适度市场化的同时，还应更多地关注企业承担社会责任的情况以及带来的社会效应，在进行高管考核时可以引入社会反馈机制，从而更加公正透明地衡量公益类国企所承担的社会责任的履职情况。同时，由于公益类国企的研发创新受降薪政策影响更大，因此政府在分配创新资源时可以适当向公益类国企倾斜，增强其研发创新能力，以便其更好地提供公共服务。

本文研究的不足之处在于，没有进一步研究股权激励和货币薪酬激励等方式对薪酬管制与国有企业创新相关关系的调节效应。同时，在区分公益类国企和商业类国企时，由于政策文件中仅指出“按照谁出资谁分类的原则组织实施分类”，并未给出具体的分类标准或指引，因此本文所选取的分类标准也较为粗略。这些是后续研究中值得进一步探讨和完善的问题。

参考文献

陈刚，2012：《法官异地交流与司法效率——来自高院院长的经验证据》，《经济学(季刊)》第4期。

陈修德、梁彤缨、雷鹏、秦全德，2015：《高管薪酬激励对企业研发效率的影响效应研究》，《科研管理》第9期。

陈智、吉亚辉，2019：《中国高技术产业创新绩效的影响因素研究——基于中国省级面板数据的空间计量分析》，《江南大学学报(人文社会科学版)》第2期。

方红星、金玉娜，2016：《公司治理、内部控制与管理层决策视域》，《财务研究》第5期。

关勇军、洪开荣，2012：《中国上市企业R&D投入的周期性特征研究——来自深圳中小板2008年金融危机期间的证据》，《科学学与科学技术管理》第9期。

姜楠楠，2015：《国有企业高管限薪的负面影响分析》，《生产力研究》第9期。

康华、王鲁平、王娜，2011：《股权集中度、CEO激励与企业研发战略——来自我国上市公司的证据》，《软科学》第10期。

李涵、吴雨、邱伟松、甘犁，2020：《新冠肺炎疫情对我国中小企业的影响:阶段性报告》，《中国科学基金》第6期。

李后建、刘培森，2018：《人力资本结构多样性对企业创新的影响研究》，《科学学研究》第9期。

梁彤缨、雷鹏、陈修德，2015：《管理层激励对企业研发效率的影响研究——来自中国工业上市公司的经验证据》，《管理评论》第5期。

刘传江、向晓建、李雪，2021：《人力资本积累可以降低中国二氧化碳排放吗?——基于中国省域人力资本与二氧化碳排放的实证研究》，《江南大学学报(人文社会科学版)》第2期。

刘瑞明、赵仁杰，2015：《国家高新区推动了地区经济发展吗?——基于双重差分方法的验证》，《管理世界》第8期。

刘绍娓、万大艳，2013：《高管薪酬与公司绩效:国有与非国有上市公司的实证比较研究》，《中国软科学》第2期。

卢锐，2014：《企业创新投资与高管薪酬业绩敏感性》，《会计研究》第10期。

卢馨、李瑞红、方睿孜，2019：《高管晋升激励与国有企业创新投入的关系研究》，《经济与管理》第3期。

潘敏、刘希曦，2016：《“限薪令”对企业内部薪酬差距激励效果的影响研究》，《武汉大学学报(哲学社会科学版)》第3期。

潘越、潘健平、戴亦一，2015：《公司诉讼风险、司法地方保护主义与企业创新》，《经济研究》第3期。

王靖宇、刘红霞，2020：《央企高管薪酬激励、激励兼容与企业创新——基于薪酬管制的准自然实验》，《改革》第2期。

魏明海、蔡贵龙、柳建华，2017：《中国国有上市公司分类治理研究》，《中山大学学报(社会科学版)》第4期。

吴超鹏、唐菂，2016：《知识产权保护执法力度、技术创新与企业绩效——来自中国上市公司的证据》，《经济研究》第11期。

吴成颂、周炜，2016：《高管薪酬限制、超额薪酬与企业绩效——中国制造业数据的实证检验与分析》，《现代财经(天津财经大学学报)》第9期。

徐经长、乔菲、张东旭，2019：《限薪令与企业创新:一项准自然实验》，《管理科学》第2期。

闫伟宸、肖星，2019：《政府目标、国企分类与高管继任》，《南开管理评论》第5期。

杨汉明，2004：《高管薪酬与上市公司绩效的实证分析》，《统计与决策》第12期。

杨瑞龙，2018：《建立现代化经济体系必须处理好政府与市场之间的关系》，《经济理论与经济管理》第1期。

杨瑞龙、王元、聂辉华，2013：《“准官员”的晋升机制:来自中国央企的证据》，《管理世界》第3期。

周铭山、张倩倩，2016：《“面子工程”还是“真才实干”?——基于政治晋升激励下的国有企业创新研究》，《管理世界》第12期。

Barros, H. M., and S. G. Lazzarini, 2012, “Do Organizational Incentives Spur Innovation?”, Brazilian Administration Review, 9(3): 308-328.

Bertrand, M., and S. Mullainathan, 2003, “Enjoying the Quiet Life? Corporate Governance and Managerial Preferences”, Journal of Political Economy, 111(5): 1043-1075.

Chemmanur, T. J., E. Loutakina, and X. Tian, 2014, “Corporate Venture Capital, Value Creation, and Innovation”, Review of Financial Studies, 27(8): 2434-2473.

Coles, J. L., N. D. Daniel, and L. Naveen, 2006, “Managerial Incentives and Risk-taking”, Journal of Financial Economics, 79(2): 431-468.

Coughlan, A. T., and R. M. Schmidt, 1985, “Executive Compensation, Management Turnover, and Firm Performance: An Empirical Investigation”, Journal of Accounting and Economics, 7(1-3): 43-66.

Fang, V. W., X. Tian, and S. Tice, 2014, “Does Stock Liquidity Enhance or Impede Firm Innovation?”, The Journal of Finance, 69(5): 2085-2125.

Jensen, M. C., and W. H. Meckling, 1976, “Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs, and Ownership Structure”, Journal of Financial Economics, 3(4): 305-360.

Jensen, M. C., and K. J. Murphy, 1990, “Performance Pay and Top-management Incentives”, Journal of Political Economy, 98(2): 225-264.

Kessler, A., 2009, “Bank Pay Controls Aren’t the Answer”, Wall Street Journal -Eastern Edition, 254(71): A.25.

Mehran, H., 1995, “Executive Compensation Structure, Ownership and Firm Performance”, Journal of Financial Economics, 38(2): 163-184.

Ross, S. A., 1977, “The Determination of Financial Structure: The Incentive-signaling Approach”, The Bell Journal of Economics, 8(1): 23-40.

Spence, M., 1973, “Job Market Signaling”, Quarterly Journal of Economics, 87(3): 355-374.

WHETHER THE POLICY OF EXECUTIVE COMPENSATION LIMIT AFFECTS THE INNOVATION OF STATE-OWNED ENTERPRISES
——An Empirical Study Based on the Data of A-share Listed Companies
LI Yu WANG Ping

(Business School, Renmin University of China)

Abstract: Using the difference-in-difference (DID) method and a sample containing the operating data of A-share listed companies in China between 2010 and 2019, this study tests the impact of the executive compensation limit policy on enterprise innovation. The result shows that, compared with the non-state-owned enterprises (NSOEs), the policy inhibited the innovation investment of the state-owned enterprises (SOEs). In addition, the degree of inhibition of the policy on enterprise innovation is different across the SOEs with different functions. Public welfare state-owned enterprises are more restrained by the second executive pay cut order than commercial state-owned enterprises. This study provides empirical evidence and policy implications for the executive compensation limit in SOEs and enterprise innovation, as well as enriching the research of the executive compensation limit policy.

Key words: executive compensation limit policy; enterprise innovation; executive incentives; state-owned enterprise classification

* 李钰、王平(通讯作者)，中国人民大学商学院，邮政编码：100872，电子信箱：wangping@rmbs.ruc.edu.cn。感谢匿名评审专家提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。

(责任编辑：付 敏)