呼建光　肖萌　姜思宇

摘要：本文以2013年到2014年国家相继推出国有企业高管薪酬管制政策作为对于金融市场国有上市公司的冲击事件，分别检验各单一事件和混合事件的市场反应。研究发现，此次国有企业改革背景下对于国有企业管理者薪酬的限制并不是对企业活动的过度干预，而是有效的管制；并且，无论使用绝对薪酬水平还是超额薪酬水平都发现国有上市公司的管理者薪酬水平越高，其市场反应越大。在获得市场肯定的同时，国有企业管理者薪酬制度改革有待于进一步深化。

关键词：国有企业改革；高管薪酬；有效管制；过度干预；Monte-Carlo模拟

文献标识码：A 文章编号：1002-2848-2017（03）-0108-08

一、引言

近期，关于国有企业管理者薪酬过高以及如何对其进行管制的问题一直受到学界和媒体的关注。在政策层面，2015年9月发布的《中共中央、国务院关于深化国有企业改革的指导意见》中再次提到了完善薪酬分配、加强企业负责人薪酬信息披露以完善公司治理机制等相关问题。自十八届三中全会《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》（下文简称《决定》）提出“国有企业要合理增加市场化选聘比例，合理确定并严格规范国有企业管理人员薪酬水平、职务待遇、职务消费、业务消费”以来，针对国有企业管理者的薪酬制度设计和薪酬水平的限制的顶层改革方案逐步细化。随着2014年8月《中央管理企业主要负责人薪酬制度改革方案》（下文简称《改革方案》）的推出，对于如何限制现有国有企业管理者过高的薪酬以及通过完善其薪酬结构实现有效的激励已经给出了更加具体的政策性指导。此次对于国有企业管理者薪酬的管制对于新一轮国有企业改革具有深远意义。

国有企业在资本市场按照市场机制运营与治理，其管理者薪酬合约本质上应是所有权与经营权分离情况下股东与管理者利益协调过程中最小化代理成本的体现，但是国有企业还兼顾吸纳就业、履行一定的社会责任等多重经营目标。其盈利能力在一定程度上是建立在对国家资源排他性占有的基础之上，这使得对于其薪酬结构和薪酬水平的管制具有合理性。这种管制可能是对于现有实践不足的有效修订，也可能是对于管理者薪酬水平的过度限定，其管制效应究竟如何有待于接受市场的检验。

二、理论分析和研究假设的提出

在现代公司制背景下所有权和经营权的分离使委托人无法直接观察到代理人的行动，需通过公司治理机制以减少代理成本。而良好的薪酬合同的设计正是有效减少代理成本的重要治理机制。从公司治理的角度来看，薪酬委员会在管理者薪酬的制定过程中也发挥了一定的作用。但是，与其说薪酬委员会的作用是确定管理者的薪酬水平，不如说其确定的是公司薪酬战略，并保障其实施，其发挥的作用较为有限。在这一过程中，市场机制对于管理者薪酬水平的确定起到了决定性作用。我国资本市场具有新型加转轨的特征，国有上市公司具有一定的特殊性。从公司目标来看，国有上市公司除了实现股东价值最大化外，往往还担负着吸收地方就业、实现经济发展战略等多重任务。其实现这些目标的背后是国家的政策性扶持或者是对于国家经济资源的排他性使用。这样，国有上市公司在资本市场的活动既要按照市场机制进行决策，又受制于国家的管制，这就导致其管理者薪酬在受到市场机制影响外也受到国家政策的管制。在向现代公司制演进的过程中我国上市公司管理人员的薪酬曾经一度较低，薪酬结构也较为单一，管制政策的核心问题是如何完善国有上市公司管理者的薪酬结构，在一定程度上使经理人的努力得到体现。而随着现代公司制的不断完善，国有企业管理者薪酬似乎走向了另一个极端，即管理者薪酬水平不斷上升，与普通员工收入水平不断拉大，规制的核心又转移到了如何控制这一不断扩大的差距。

从对股东价值的影响来看，管理者可能利用薪酬合约的制定进行租金的抽取（Rent Extraction）。公司管理者可以用权力（Power）影响他们的薪酬水平的制定，并利用这一权利抽取租金，而对这一行为的掩饰导致了无效的薪酬设计，并最终会损害股东的价值。Core et al.发现在控制了经济决定因素后，治理水平较低的公司其管理者薪酬水平反而越高。国有企业管理者的薪酬也可能更多地由搭便车带来的“幸运因素”决定，其领取的薪酬只是“自利”的体现，而实际上其投入到公司经营和管理中的时间和精力较为有限。如果投资者认为现行的管理者薪酬设计机制与公司管理者实际的薪酬水平导致的代理成本较大，对现行管理者薪酬结构和薪酬水平的改革将是有效管制，股东价值将有所增加。

对薪酬水平的限定和薪酬结构的修订也可能是一种过度的干预。上市公司在按市场机制运营的情况下其已达成的薪酬合同本身可能是有效的，反映了股东价值最大化的诉求。对现有薪酬结构和薪酬水平的干预，反而引发了公司价值的负向波动。我国此次国有企业薪酬改革除了对企业负责人的薪酬结构进行重新设定外，最为重要的是对于其薪酬水平的限制，如在《改革方案中》规定“绩效年薪根据考核结果，不超过央企负责人基本年薪的2倍；任期激励收入的水平，不会超过央企负责人任期内年薪总水平的30%”。这种管制是对现有薪酬水平的限定，但是这种限定应该钉住怎样的标准，并无统一的规定。如果把管理者薪酬水平限定的过低可能无法真正发挥薪酬差异带来的源于锦标赛机制的激励作用，反而成了对于市场机制的过度干预。根据以上分析，我们提出如下假设。

假设1a：如果对于国有企业管理者的限薪管制是有效的，市场对此次薪酬管制具有正向的反应。

假设1b：如果对于国有企业管理者的限薪管制是无效的，市场对此次薪酬管制具有负向的反应。

对于国有上市公司的薪酬管制可能是有效的，也可能是过度的。市场对于高管薪酬水平不同的公司的管制会给予不同的反应。Cai和Walkling发现当美国众议院通过《股东咨询性投票法案》（Shareholder Vote 0n Executive Compensation Act，2007）时，管理者薪酬水平越高的公司其市场反应越大。当对于现有的薪酬水平和薪酬设计是有效的管制时，将能够限制管理者在薪酬设计过程中的租金抽取行为。现有公司管理者的薪酬水平越高，这种限制的正向效应越强。而当重新修订的薪酬决定机制与薪酬限制是对公司治理实践的过度干预时，将导致重新建立的合约无法实现有效的激励，因此我们提出如下假设endprint

假设2a：国有企业管理者薪酬水平越高，市场对于此次管制政策的正向反应越大。

假设2b：国有企业管理者薪酬水平越高，市场对于此次管制政策的负向反应越大。

三、研究设计

（一）样本的选择和事件窗的确定

由于高管限薪的政策性文件发布时间集中在2013年和2014年，因此我们选择2013-2014年沪深A股上市公司中的国有上市公司作为样本。其中国有上市公司的确定方法为根据最终控制人性质将第一大股东分为国有和非国有，并剔除非国有类上市公司。由于要估计事件发生前的正常报酬率，剔除报酬率异常的ST类公司。由于要计算管理者的绝对薪酬和超额薪酬（excess compensation），剔除管理者薪酬和相关财务数据不可得的公司。为构造动量因子，剔除事件发生月前连续6个月股票报酬率不可得的公司。这样，共得到有效观察样本2376个。其中，事件1涉及样本775个，事件2涉及样本798个，事件3涉及样本803个。本文的财务数据来源为国泰安公司开发的中国股票市场与会计研究数据库（CSMAR）。

（二）事件和事件窗的确定

作为十八届三中全会后国有企业改革的一部分，此次对于国有企业管理者薪酬管制分步骤有序进行。因此，本文将选取相关管制事件分别估计其对资本市场的影响。同时为了估计的稳健性，我们还将估计所有事件作为一个整体对于资本市场的综合影响。表1列示了2013年到2014年发生的对于国有企业薪酬进行管制的关键事件。事件1意味着此次对于国有企业管理者薪酬管制的开启，即在2013年11月12日中共十八届三中全会通过了《决定》，其重要内容之一就是确定了对于国有企业管理人员薪酬水平、业务消费等方面的进一步管制。事件2是2014年8月18日中央全面深化改革领导小组第四次会议审议了《改革方案》，其对于国有企业主要负责人的年薪的基本构成以及基本年薪的具体水平都作出了更加具体的规定，如规定了央企负责人薪酬由基本年薪、绩效年薪、任期激励收入三部分构成，年薪总额将在现有基础上进行大幅度削减。央企、国有金融企业主要负责人的薪酬将削减到现有薪酬的30%左右等。事件3是《改革方案》的正式通过。为了尽量减少噪音事件的影响，我们以事件发生日和发生日的前后一天作为事件窗，估计相关事件的平均累积异常报酬率。

（三）市场反应的估计

1.正常报酬率的估计

我们使用市场模型估计样本公司的正常报酬率，为了尽量减少事件日期间相关消息的影响，使用事件前185天到事件前5天共180天的股票报酬率对每只股票报酬率进行回归估计股票的正常报酬率。根据市场模型：

（1）

其中，R_mt为日综合市场报酬率。

2.异常报酬率和累计异常报酬率的计算

根据市场模型估计出的样本公司的正常（预期）报酬率，我们可以计算其异常报酬率和累计异常报酬率：

AR_it=R_it-E（R_it） （2）

其中，R_it为事件窗内相关公司股票的实际报酬率，E（R_it）为根据方程（1）估计出的样本公司的正常报酬率。这样得到股票的累计异常报酬率CAR，即

（3）

其中，m为事件窗口的天数，N为涉及的观测数

3.管理者薪酬水平的确定

我们将使用管理者的绝对薪酬和超额薪酬作为国有上市公司管理者薪酬水平的代理变量。其中绝对薪酬为公司前三名高管的平均薪酬在事件前两年的平均数并取自然对数，超额薪酬为根据（4）式以事件发生前两年的相关数据估计的经公司治理结构和公司特征调整后的超额薪酬，即根据（4）式得到的残差项的平均值

（4）

其中，Pay为前三名高管的平均年薪并取自然对数，Perform为公司净利润的自然对数，LShare为第一大股东持股比例，CEO为董事长是否兼任CEO的哑变量，Dire为独立董事占董事会总人数的比值，Size和Lev为公司规模（总资产的自然对数）、公司杠杆（资产负债率），此外加入行业和年度控制变量。

4.回归模型的设定

在估计出相关事件的市场反应MRea后，将根据方程（5）和方程（6）来估计不同薪酬水平公司反应的截面差异。相关变量的具体含义和计算方法如表2所示。其中，Pay为公司管理者的绝对薪酬；Abpay，为根据（4）式得到的公司管理者的超额薪酬；Lshare为第一大股东持股比例；Lev和Size分别为公司杠杆，公司规模；BM为账面市值比，Mom为经市场调整的过去六个月的市场报酬率。

5.Monte-Cado模拟分析

在进行回归分析时我们的假定是在没有管制政策发布时，市场反应与相关治理变量的回归系数为0，而由此得到的结论这可能是错误设定或者忽略其他变量的结果。因此，我们假定在非事件日市场反应仍与管理者薪酬等变量具有相关性。参考Gomp-erset al.、Larckeret al.以及Hitz和Mtiller等相關研究，我们在事件日所在年度（2013-2014年）随机抽取交易日作为非事件日（随机抽取1000次），然后估计非事件日市场反应与相关变量的平均回归系数，并与由事件日市场反应和相关变量进行回归分析得到的回归系数进行比较。

四、实证分析结果

（一）描述性统计分析

表3是混合事件检验中相关变量的描述性统计分析结果。其中，市场反应的平均值是0.0037，中位数是0.0015。管理者绝对薪酬的平均值是4.7287，中位数是4.7264，标准差为0.2242。在控制了公司绩效、公司董事会特征、公司规模、公司杠杆等因素后的超额薪酬的平均值是0.0008，中位数时0.0030。第一大股东持股比例的平均值是39.93，但是其最小值和最大值相差较多。endprint

（二）回归分析结果

表4给出了使用市场模型估计的投资者對发布的国有企业管理者薪酬管制政策的市场反应与不同管理者薪酬水平公司反应的差异。首先，从单一事件的信息含量来看，市场对于国有企业管制政策的发布具有正向的反应。当《决定》通过时，平均累计异常报酬率是0.0026，并且在5%水平上显著。当《改革方案》进入审议阶段时，国有上市公司的平均累计异常报酬率是0.0060，并且在1%水平上显著；而当《改革方案》通过时，市场反应有所减小，平均累积异常报酬率是0.0025，并且在5%水平上显著。使用混合事件的检验也表明市场对此次国有企业管理者的薪酬管制具有正向的反应，相关公司的平均累计异常报酬率为O.0037，总体反应介于事件2和事件3之间，t值为5.05，并且在1%水平上显著。模型1-模型6是检验不同薪酬水平公司对于单一事件反应的差异。模型1和模型2的估计结果表明管理者绝对薪酬和管理者超额薪酬的估计系数虽然都为正，分别为0.0105和0.0079，但是t值较小，分别为1.52和0.85。在模型3和模型4中，管理者薪酬和管理者超额薪酬的估计系数分别为0.0140和0.0163，t值分别为1.86和1.97，并且分别在10%和5%水平上显著。这表明在中央全面深化改革领导小组第四次会议审议《改革方案》日前后的一段时间内不同薪酬水平公司的反应具有差异。薪酬水平越高的公司，其市场反应越大。这意味着对薪酬较高的公司的管制是对管理者行为的有效治理，这将增加公司的价值。模型7和模型8是使用混合事件估计的市场反应以及截面差异。得到的管理者绝对薪酬和超额薪酬的估计系数分别为0.0078和0.0079，t值分别为1.98和1.70，分别在5%和10%水平上显著，即管理者薪酬水平较高的公司的市场反应也更大，也表明了对于国有企业管理者薪酬管制的正向效应。

（三）Monte-Carlo模拟分析结果

由于只有事件2和混合事件的市场反应与管理者薪酬水平具有相关性，因此我们只针对事件2和混合事件进行了Monte-Cado模拟分析。表5列示了针对事件2使用Monte-carlo方法（使用市场模型估计正常报酬率）进行分析的结果。我们在管制政策发布所在年随机抽取交易日作为非事件日，以市场反应与治理变量和控制变量进行回归得到的平均回归系数并与事件日市场反应和相关变量进行回归得到的回归系数进行了比较。从绝对薪酬来看，在事件日得到的回归系数为0.0140，在非事件日得到的回归系数为-0.0007，二者不仅在绝对值大小上有区别，符号也截然不同。二者进行比较的t检验的p值和Bootstrap p值分别为小于0.01和等于0.07，即分别在1%和10%水平上显著。绝对薪酬在事件日的回归系数和非事件日的平均回归系数分别为0.0163和-0.0015，t检验的P值和Bootstrapp值分别为小于0.01和等于0.03，即分别在1%和5%水平上显著。除此以外，公司规模和动量收益等变量在事件日的回归系数也与在非事件日得到的平均回归系数具有显著差异。以上结果同样支持薪酬管制政策带来了积极的正向效应。

表6列示了基于混合事件得到的回归系数和通过Monte-Carlo模拟方法得到的非事件日的平均回归系数。从表6来看，在使用市场模型估计相关公司的正常报酬率的情况下，管理者绝对薪酬和超额薪酬的回归系数分别为0.0078和0.0079，通过模拟方法得到的非事件日的平均回归系数分别为-0.0094和-0.0007，并且分别在1%水平上显著（t检验）；即，事件日得到的回归系数与非事件日的回归系数的平均值具有显著差异。

五、稳健性检验

由于公司股票的正常报酬率可能受到估计期限的影响，我们把估计期扩展到窗口前的270天，得到了类似的结果。此外，我们还使用根据市场调整模型估计公司股票的正常报酬率并得到了事件窗内的信息含量，同时，使用模型（5）和模型（6）重新进行了估计，其结果如表7所示。从表7可以看出，无论单一事件还是混合事件的市场反应都为正，其平均累计异常报酬率分别为0.0030、0.0110、0.0065和0.0068，t值分别为2.31、7.53、6.35、9.27，分别在5%、1%、1%、1%水平上显著。模型1-模型6是使用单一事件进行回归分析的估计结果，同样，管理者绝对薪酬和管理者超额薪酬的估计系数为正，但只有在事件2中二者的系数在5%水平上显著。基于混合事件的回归分析也与使用市场模型的到的结果较为接近。此外，我们仍使用市场调整模型进行了Monte-Cado分析，分析结果表明事件日的回归系数也与非事件日的回归系数具有显著差异。

六、研究结论

本轮国企改革的一个重要组成部分是对国有企业管理者薪酬的管制，这主要体现在对薪酬结构的重新设定以及对于薪酬水平的限定。那么，这种限定是有效管制还是过度的干预，这需要由市场反应加以检验。我们使用2013年到2014年以来发布的对于国有上市公司薪酬管制的相关政策作为影响其股东价值的事件，检验不同事件的市场反应。无论使用单一事件还是使用混合事件，我们都发现了此次国企改革背景下的薪酬管制具有积极意义，市场都给予了正向的回应。并且，对于当前薪酬水平较高的公司，对其管理者薪酬进行管制引致的公司市场价值增加更多。

在《决定》和《改革方案》的指导下，国有上市公司管理者的薪酬改革已经开始在部分中央直属上市公司开始实施，然而，管理者薪酬结构的设计和薪酬水平的限定作为公司治理的重要组成部分，如何更好地发挥其激励作用有待于进一步的探讨。如何使国有上市公司的薪酬委员会在管理者薪酬的制定过程中发挥更加有效的作用，如何使股东对于管理者薪酬的制定具有更有效力的“话语权”（Say on Pay）都是值得进一步讨论和改进的方向。

责任编辑、校对：李斌泉endprint