国有企业薪酬管制与会计稳健性，本文主要内容关键词为：管制论文,稳健论文,薪酬论文,国有企业论文,会计论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
高管薪酬作为激励机制，对降低所有权和控制权分离产生的代理冲突具有重要的作用。最优的薪酬合约，应该是能够降低经理人持股比例低导致的道德风险，同时又能实现股东财富最大化(Bertrand和Mullainathan，2000)。[1]Holmstrom(1979)认为，激励经理人关键在于按业绩付酬，这样的合约才是有效的。[2]高管薪酬—业绩敏感度的提高说明了高管激励合同的有效性在提高，意味着股东财富更能增长。如Minnick等(2011)发现，薪酬—业绩敏感度高的银行中，其并购更能增加股东财富，改善公司业绩。[3]所以，一些研究表明，薪酬和公司业绩存在着正显著相关的关系，如Fung等(2002)。[4]国内相关研究，如杜兴强和王丽华(2007)、刘慧龙等(2010)也支持了薪酬和公司业绩正相关的观点。[5-6]但其他一些研究显示，国有企业高管薪酬和公司业绩之间并没有呈现出敏惑性，如李增泉(2000)。[7]高管薪酬和业绩之间不具有敏感性(弹性)，意味着当公司业绩增长，高管薪酬没有相应比例的增长，这就是薪酬管制。 2014年8月29日，中共中央政治局审议通过了《央企负责人薪酬制度改革方案》，明文对央企负责人薪酬进行限制，抑制央企高管过高年薪，这是首次从中共中央政治局的高度对央企高管薪酬进行管制。对于薪酬管制，一些文献认为其弊端较多。陈冬华等(2005)认为，国有企业薪酬管制导致高管薪酬契约不具有激励效率，不能对公司业绩产生积极作用，容易引发高管过度的在职消费。[8]陈信元等(2009)认为，薪酬管制受多种因素的影响，容易导致高管腐败。[9]然而，国有企业高管的薪酬管制真是百弊而无一利么？本文认为，国有企业高管的薪酬管制能够降低高管追求会计业绩的冲动，减少采用盈余管理的手段，提高公司的会计稳健性。 利用2001-2013年A股国有上市公司的经验数据，本文研究发现，国有企业高管的薪酬管制降低了高管追求业绩的冲动，有助于提高会计稳健性，而且央企的薪酬管制对于提高会计稳健性更加明显。高管持股对会计稳健性没有显著性的作用，这与西方国家的实证结论不一致。我们也发现2007年新企业会计准则的采用降低了企业会计稳健性，与饶品贵和姜国华(2011)的结论相同。[10]此外，我们还发现地方国企的会计稳健性程度要比央企高，地方国企高管的薪酬水平要比央企低。 二、文献回顾与假设提出 薪酬管制并不是一个普遍现象，在西方国家的市场机制下，高管薪酬通过市场自发调节。薪酬管制仅仅存在于少数国家中，如中国。所以，对于薪酬管制的研究，国外文献很少涉及(陈信元等，2009)。[9]国有企业高管面临的薪酬管制，内生于国有企业的管理体制和产权性质。陈冬华等(2005)认为，[8]政府相对于国企高管有信息劣势，很难低成本观察国企高管的经营业绩，也难以对高管实施有效监督。行政干预的存在，使得国企承受政策性负担，国企具有多目标属性，这又导致了高管努力和国企业绩关系模糊不清，导致了政府确定高管薪酬时呈现出刚性和滞后性，不可避免地出现了薪酬管制现象。薪酬管制降低了高管人员努力的积极性，导致高管在既定的薪酬激励框架下追求个人利益的最大化，在职消费和高管腐败就会出现。徐细雄和刘星(2013)认为，薪酬管制和高管腐败是正相关的，当国企高管不能够从显性收益(薪酬)获得其努力程度的弥补时，就会追求隐性收益，如在职消费和高管腐败。[11]一方面，薪酬管制降低了高管工作的积极性，使得企业业绩没有达到最优；另一方面，高管追求在职消费和腐败又会降低公司业绩。所以，薪酬管制会降低公司业绩，薪酬管制导致公司过度投资(辛清泉等，2007)，[12]这也成为以上一些文献诟病的理由。 然而，我们也要看到，随着国企高管薪酬逐步规范，国有企业高管薪酬上升较快，国企高管薪酬并不很低。早在2003年11月25日，国务院国资委就颁布了2号令，明文规定央企高管薪酬和经营业绩挂钩，之后又在2006年、2009年、2012年进行了修订。辛清泉和谭伟强(2009)发现，市场化进程增强了国企高管薪酬—业绩敏感性，这说明国企高管薪酬和公司业绩具有一定的关联性。[13]既然国企高管薪酬和业绩挂钩，那么高管为了达到薪酬所规定的业绩目标，就必须努力工作，提高公司业绩。提高公司经营业绩，一般来说只有一个途径，就是高管发挥自己的管理才能努力工作，增加企业收入，降低运营成本。但是，现行的财务会计制度也是国企高管可以利用的一个途径，通过会计操控如提前确认收入、推迟确认损失等达到业绩目标。吕长江和赵宇恒(2008)认为，国企高管如果关注货币性补偿的话，就会通过盈余管理虚构利润，达到薪酬考核的目的。[14]虽然盈余管理是一种有目的的调节盈余的活动，会计稳健性则是内在于会计制度的财务报告机制，二者存在本质的区别。但盈余管理和会计稳健性是密切相关的，会计稳健性会降低公司的盈余管理水平(毛新述和戴德明，2009)。[15]用简短的语言描述，高管薪酬与盈余管理相关，盈余管理与会计稳健性相关。所以，高管薪酬就与会计稳健性相关。由于薪酬受到管制，国企高管即使努力工作，极大地提高了企业的业绩，但高管薪酬没有获得相应程度的增长。所以，预期到这种事后的结果，高管不如在事前降低对业绩的追求欲望。现阶段，对于国企高管业绩考核，经济指标，如收入、利润等是考核的主要内容之一。为了提高会计指标，国企高管可能采用激进的会计政策、手段，如提前确认收入、推迟确认损失，这就会降低企业的会计稳健性。所以，在薪酬管制下，经营业绩考核给国企高管带来的激励就会有一定程度的下降，高管追求业绩的欲望减弱。为此，国企高管可能不会为了业绩而提前确认收入、推迟确认损失，反而采用稳健的会计政策。虽然会计稳健性不再是公司财务报告的信息质量要求了，但我们不能忽视会计稳健性的积极作用(Watts，2003)。[16]会计稳健性作为股东和高管之间契约执行的一种约束机制，保护了股东的合法利益；会计稳健性也能够降低公司的融资成本，提高资金的配置效率(饶品贵和姜国华，2011)；[10]会计稳健性也能够抑制管理层的其他不合理的行为。所以，国企高管的薪酬管制，降低了高管为了追求公司业绩提高而对公司收入、利润进行操控的可能性。当高管对于操控利润的可能性需求变低时，企业相应的财务会计制度就可能更加稳健，即及时确认损失，推迟确认收入。这就可能提高国企的会计稳健性，提高公司财务报告质量。基于上述分析，本文提出假设1。 假设1：在其他条件不变的情况下，国企高管薪酬管制与公司会计稳健性正相关。 这次薪酬改革针对的是央企，中央要求地方国企的高管薪酬参照执行。之前，各个地方政府制定地方国企高管薪酬方案时，也是参照了央企高管薪酬业绩考核办法的，如广东、山西、甘肃等。但是，央企和地方国企毕竟有所不同。Mengistae和Xu(2004)认为，中央国企受到更为严格的监管，如审计署的审计等；相反，地方国企受到的监督更为松散。[17]通过对比央企高管业绩考核办法和各个地方政府所属国企高管业绩考核办法，我们发现央企高管业绩考核主要看重经济指标，地方国企业绩考核除了经济指标外，还有非经济指标，如民主评议等。这导致了央企高管对于业绩的追求要比地方国企高管更加强烈，这也可能是地方国企控制的上市公司业绩低于央企控制的上市公司的原因之一(夏立军和方轶强，2005)。[18]陈信元等(2009)的研究发现，地方国企无论是员工薪酬、高管薪酬、收入最高的前3名高管薪酬均低于央企，这说明地方国企的薪酬管制更多。[9]所以，一方面对央企高管的业绩考核要比地方政府更看重经济指标；另一方面，央企高管薪酬也比地方国企高管薪酬要高。这两方面导致了央企更为关注财务业绩，如利润、收入增长、EVA等方面。为此，央企高管对财务业绩的追求要比地方国企高管更强烈，其为了提高企业业绩可能会采用更为激进的会计政策或会计估计，从而出现企业的财务报告稳健性可能要比地方国企低。基于上述分析，本文提出假设2。 假设2：在其他条件不变的情况下，央企高管的薪酬管制对会计稳健性的作用要比地方国企高管薪酬管制的作用要大。 三、研究设计 (一)变量设计 对于薪酬管制，陈信元等(2009)采用一种相对薪酬思路来度量薪酬管制，它将收入最高的前3位高管人均薪酬与员工人均薪酬的比值定义为薪酬管制；同时，它还考虑了高管内部的薪酬差距，将前3位高管相对薪酬与高管相对薪酬之差定义为薪酬管制。[9]这里我们借鉴该思路，采用这两种方法度量薪酬管制：(1)收入最高前3位高管人均薪酬与员工人均薪酬比值，该比值越大，表明薪酬管制程度越弱，这里我们用Top3表示；(2)收入最高前3位高管人均薪酬减去全体高管人均薪酬的差值，该比值越大，表明高管内部薪酬差距越大，薪酬管制程度越弱，这里我们用Rtop3表示。此外，我们采用了另一种方法——薪酬业绩敏感度来度量薪酬管制，如果存在薪酬管制，那么相应的薪酬业绩敏感度就低。我们借鉴Kubo(2005)的做法，采用薪酬对业绩的弹性来度量薪酬业绩敏感度，[19]当该薪酬业绩敏感度低时，我们就认为存在薪酬管制。Kubo(2005)的做法如式(1)所示，这一方法，我们作为后面的稳健性检验的内容。
其中，PPS为薪酬业绩敏感度，Pay为高管薪酬，Perf为企业业绩(用Tobin Q表示)，t为时间。 对于会计稳健性，Basu(1997)提出了采用收益对股票回报回归来验证会计稳健性的存在，该模型得到了广泛的应用。[20]之后，Khan和Watts(2009)建立了公司年度层面CSCORE指数来反映会计稳健性，我们分别采用这两种方法来度量会计稳健性。[21]由于Khan和Watts(2009)的方法能够度量公司年度层面的会计稳健性，[21]我们将在回归中采用CSCORE指数来度量会计稳健性，用来验证我们的理论假设，而用Basu(1997)的方法做稳健性测试。[20]Khan和Watts(2009)的方法如式(2)-(4)所示：
(二)实证模型 为了验证我们的假设，建立以下回归模型。
被解释变量CSCORE为每个公司的会计稳健性，用上面的(4)式计算得到。Top3、Rtop3均表示薪酬管制，由于Top3代表的是收入最高前3位高管人均薪酬与员工人均薪酬比值，该比值越大，表示高管薪酬与普通员工的薪酬差距越大，这意味着薪酬管制程度越低；Rtop3代表的是收入最高前3位高管人均薪酬减去全体高管人均薪酬的差值，该比值越大，表明高管内部薪酬差距越大，薪酬管制程度越弱。所以，这两个变量是薪酬管制的逆指标。 由于会计稳健性需求来自于代理冲突，为了降低经理订约后的道德风险，采取稳健性的会计政策的需求由此产生。高管持股能够降低代理冲突和经理人的道德风险，达到利益协同程度的提高，所以高管持股能够替代会计稳健性的作用，与会计稳健性负相关(LaFond和Roychowdhury，2008)。[22]Share为高管持股比例，我们预计该变量的回归系数为负。2007年我国采用了新的企业会计准则，该准则与国际准则趋同程度提高，新的企业会计准则引入了公允价值等思想，这可能导致企业会计稳健性发生变化，所以我们引入了虚拟变量Y6，当公司年度为2007年和2007年以后年份时，Y6=1，否则为0。Grow为公司增长情况，用总资产增长率表示；Turn为公司资产周转情况，用总资产周转率表示。在(5)式中，我们没有引入一般文献中出现的控制变量，如财务杠杆、公司规模等指标，这是因为在计算会计稳健性CSCORE时，已经引入了财务杠杆、公司规模等指标。 四、数据收集与描述性统计 本文利用中国沪深两市的上市公司2001-2013年数据进行了实证分析，在得到了CCER数据库中的所有上市公司数据后，对其执行以下筛选程序：(1)剔除2001-2013年某一年度资料不全的上市公司；(2)剔除同时发行B股或H股的上市公司，这些公司的行为可能因受到多重监管而产生异化；(3)剔除某一年度或数年ST、PT类上市公司；(4)剔除指标异常的公司；(5)为了避免异常值的影响，对主要变量上下1%进行Winsorize处理。最终，我们得到了8210家国有上市公司的数据。本文所用财务数据来自于CCER数据库。
表1为主要变量的描述性统计。我们将样本分为央企样本、地方国企样本，由于我们对主要变量进行了上下1%的Winsorize处理，央企、地方国企的很多变量最大值和最小值相同。可以看到公司层面的会计稳健性CSCORE，地方国企均值为0.0371，央企均值为0.0101，而美国上市公司的会计稳健性为0.10左右(Chang等，2013)，[23]这说明我国上市企业的会计稳健性低于西方发达国家。Top3的均值国企为5.7201，央企为5.8826，均比较小。相对应的，笔者计算了民企该比值，为7.1961，这说明国有上市企业高管薪酬存在着一定程度的管制。Rtop3的均值地方国企为160348，央企为210666，这说明在企业内部，高管薪酬差距在20万左右。高管持股(Share)，地方国企和央企的高管持股比例均值都很小，不到1%，这说明目前国企高管持股比例非常低，这主要是现阶段国企高管持股还存在着制度困难，长期以来对国企高管持股监管比较严厉。PPSa和PPS3的均值都是负数，包括地方国企和央企，这说明从整体上看，国企高管薪酬和业绩不匹配，薪酬提高，业绩反而下降。从资产周转情况(Turn)看，地方国企均值为0.6893，央企为0.7328，这说明央企的资产周转速度要比地方国企快，央企的运营效率更高。资产增长率(Grow)，地方国企和央企的增长速度差不多，都在13%左右。 市账比(MB)，地方国企的最大值为20.8233，要比央企的14.47大得多，但在二者均值的比较上，地方国企的市账比要小于央企。从财务杠杆看，地方国企的资产负债率均值为50.78%，央企为49.88%，二者差距不大。在公司规模上，地方国企均值为22.2685，比央企平均规模要小。
为单位股价的收益率，地方国企平均单位股价的收益率为2.33%，比央企的2.11%要高。R为个股年回报率，可以看到地方国企和央企的个股年回报率均值均为负值，这说明我国股票市场的收益率不佳。表1的最后二列是地方国企、央企的两独立样本T检验和符号秩检验。我们可以看到，央企和地方国企在会计稳健性CSCORE、高管内部薪酬差距Rtop3、资产周转率Turn、市账比MB、财务杠杆LEV、公司规模SIZE存在着显著不同，T检验和符号秩检验结果均是显著的。在薪酬管制Top3、高管持股Share、单位股价收益率
上，地方国企和央企在均值上不存在显著性的差异，而在中位数上存在显著性的差异。 五、回归分析
表2是薪酬管制和会计稳健性的回归结果。回归(1)是收入前3的高管薪酬管制与会计稳健性的回归结果，我们可以看到Top3的回归系数为-0.0023，并在1%的水平上显著。由于Top3是薪酬管制的逆指标，这说明薪酬管制能够促进企业会计稳健性的提高，这证实了我们的假设1，意味着薪酬管制能够降低高管对业绩的追求，进而有可能减少激进的收入确认方法，降低公司会计操控的可能性，提高公司的会计稳健性。高管持股Share的回归系数为-0.0054，其符号是负，符合我们的预期，也与Watts(2003)、LaFond和Roychowdhury(2008)阐述的一致。[16，22]但高管持股的回归系数不具有显著性，这可能是由于持股比例造成的，由于国企高管持股受到比较严格的管制，很多国企高管持股比例很低(从均值上可以看出)，可能是该因素导致了高管持股不具有显著性。回归(2)是加入了交叉项Top3×ZHY的回归结果。从表2中可以看到，Top3的回归系数为-0.0024，也是高度显著的，这说明薪酬管制能够提高企业的会计稳健性。在回归(2)中，我们考虑了2007年前后会计准则变更的影响，我们可以看到，变量Y6的回归系数是-0.048，这说明2007年以及2007年以后，上市企业的会计稳健性要比以前低，说明新准则的采用的确降低了企业财务报告的稳健程度。由于我们采用了变量Y6，所以在回归(2)中，我们没有对年度虚拟变量YEAR进行控制。高管持股Share的回归系数仍然为负，但不显著。回归(3)是考虑了交叉项的回归结果，可以看到交叉项Top3×ZHY的回归系数为-0.0029，并高度显著，这说明当该企业为央企时，薪酬管制更能提高该企业的会计稳健性，企业会计稳健性能够提高1.87倍左右，这证实了我们的假设2。薪酬管制Top3的回归系数仍然是高度显著且为负，与前面的回归结果是一致的。高管持股Share的回归系数依旧是负数，也不显著。回归(4)是薪酬管制变量Rtop3的回归结果。在表2变量的描述性统计中，我们看到变量Rtop3的数量单位并不是比率形式的，为此，我们首先对变量Rtop3进行了标准化，然后才执行回归程序。可以看到薪酬管制变量Rtop3的回归系数为-0.0298，且高度显著，这说明高管薪酬管制提高了企业会计稳健性，与回归(2)的结论类似。高管持股Share的回归系数这里不再为负，而是为正，但不显著。回归(5)是加入Rtop3×ZHY的回归结果。我们可以看到，薪酬管制变量Rtop3的回归系数为-0.0264，且高度显著，这一结果比回归(4)在系数大小上略微下降。交叉项Rtop3×ZHY的回归系数为-0.0054，且高度显著，这说明考虑企业层级后，央企的高管薪酬管制更能提高会计稳健性。通过计算数值，我们得出央企高管薪酬管制能够将会计稳健性提高2.03倍左右。在回归(6)中，我们考虑了企业层级对会计稳健性的影响，ZHY的回归系数为-0.0224，且高度显著，这说明央企的会计稳健性的确低于地方国企。前面描述性统计中对CSCORE变量进行的参数和非参数检验显示，央企和地方国企的会计稳健性存在显著性的差异，这里的回归结果也印证了该结论。在控制变量中，Grow的回归系数为负，并在所有的回归中均是显著的，这说明公司增长和会计稳健性负相关。Turn的回归系数为负，这说明公司运营效率和会计稳健性也是负相关的。 六、稳健性检验 (一)工具变量法 对于薪酬管制与会计稳健性的关系，可能存在着双向影响的问题：一方面薪酬管制会影响会计稳健性；另一方面会计稳健性又影响薪酬管制。对于这种情况，我们引入工具变量予以解决。我们引入是否设置薪酬委员会Comit作为工具变量，当企业设置了薪酬委员会时，Comit=1，否则Comit=0。在Conyon和He(2008)、方军雄(2009)、刘慧龙等(2010)等文章中，发现设置了薪酬委员会后，高管薪酬更多，[24-25，6]这说明高管薪酬和设置薪酬委员会具有相关性。而设置薪酬委员会与否和会计稳健性无关，所以该变量是一个较好的工具变量。在前面的分析中，我们描述了变量如Top3、Rtop3均是薪酬管制的逆指标，这里Comit和Top3、Rtop3是正相关的，所以它也是薪酬管制的逆指标。 表3是采用工具变量法的回归结果。回归(1)是考虑薪酬管制对会计稳健性影响的回归结果，相应的工具变量为Comit。Top3的回归系数为-0.0141，显著性水平较高，这说明薪酬管制能够提高企业的会计稳健性，与假设1一致。变量Share的回归结果是不显著的，说明它对会计稳健性没有显著性的影响。企业会计准则变更Y6对会计稳健性的影响是显著的，企业会计稳健性在采用新企业会计准则后显著减弱。回归(2)引入了交叉项Top3×ZHY对会计稳健性的影响，可以看到该变量的回归系数为-0.0069，在1%的水平上显著。这说明央企的薪酬管制更能提高会计稳健性，这与我们的假设2是一致的。变量Share、Y6的回归结果和回归(1)中的结果类似，这里不再展开叙述。控制变量Grow、Turn均是不显著的，这与前面表2的回归结果不一致。虽然可决系数Adj[2]的数值较小，但不会影响我们回归结果的正确性。F统计量是高度显著的，所以我们的回归模型是正确的。 (二)采用薪酬业绩敏感度变量 采用PPSa、PPS3变量来度量薪酬管制，由于PPSa、PPS3反映的是薪酬业绩敏感度，我们度量薪酬管制也不能直接采用PPSa、PPS3的数据，这是因为PPSa的变量描述性统计显示其最大值为8.4554，最小值为-11.4706。既然是薪酬管制，那么就反映出公司业绩增长并没有带来公司薪酬相应比率的增长，因此我们将薪酬业绩敏感度小于1的值确定为薪酬管制，用虚拟变量1表示，薪酬业绩敏感度大于1的值表示没有薪酬管制，用0表示。
我们可以看到，表4的回归(1)结果支持我们的假设1，PPSa的回归系数为0.0124，在5%的水平上显著，这说明央企存在全体高管薪酬管制时，企业的会计稳健性要比不存在薪酬管制的企业高0.0124左右。表示2007年企业会计准则变更影响的变量Y6的回归系数为-0.0485，且高度显著，这说明企业会计准则变更降低了整个样本企业的会计稳健性。回归(2)是地方国企样本的回归结果，可以看到PPSa的回归系数为0.0098，相对应的显著性水平为1%，这说明地方国企的全体高管薪酬管制也能够提高企业的会计稳健性。变量Y6的回归系数为-0.0513，且高度显著，该结果与回归(1)中的结果类似。通过对比回归(1)和回归(2)变量PPSa的回归系数大小，我们可以看到央企的薪酬管制对会计稳健性作用更大，更能促进会计稳健性水平的提高。在回归(3)、(4)中，我们采用的薪酬管制变量为PPS3，它们的回归系数均是显著为正的，这说明薪酬管制提高了会计稳健性。回归(3)中央企样本的PPS3变量的回归系数为0.0164，回归(4)中地方国企的PPS3变量的回归系数为0.0105，二者均是高度显著的。通过比较回归系数大小，我们可以发现，央企薪酬管制更能提高会计稳健性，这一结果与前面回归(1)、回归(2)的结果类似。在表4中，高管持股变量Share存在变号情况，央企高管持股提高了会计稳健性，地方国企高管持股降低了会计稳健性，相应的显著性水平比较低。而前面表2、表3的回归结果显示，高管持股并不能对会计稳健性产生显著性的影响，鉴于此，我们不能对高管持股得出稳健性的结论。在控制变量中，公司资产周转率Turn在所有的回归中均是显著为负，这说明资产周转率降低了会计稳健性水平。公司资产增长率对会计稳健性的影响也是负面的，与前面的结果一致，这里不再叙述。 (三)其他方法 我们采用Basu(1997)的方法确认样本公司的整体会计稳健性。[20]我们将样本公司分为薪酬管制样本、非薪酬管制样本，划分的标准是根据薪酬业绩敏感度PPS，当薪酬业绩敏感度小于1时，就是薪酬管制样本；当薪酬业绩敏感度大于1时，就认定为非薪酬管制。然后执行Basu(1997)的回归程序，回归结果仍然支持我们的结论，限于篇幅，这里不再展示。为了回归结果的稳健性，我们还是根据薪酬业绩敏感度PPS标准度量薪酬管制，但划分标准不同：当薪酬业绩敏感度PPS的绝对值小于1时，就确定为薪酬管制；当薪酬业绩敏感度PPS的绝对值大于1时，就确定为非薪酬管制。然后，我们再执行回归程序，其结果与前面的类似，没有显著性变化。我们也采用分组的方法，将样本分为央企样本、地方国企样本，再执行表4中的回归程序，然后对Top3、Rtop3的回归系数进行均值参数检验，比较两个样本的薪酬管制变量回归系数是否存在显著性差异，结果也与我们的假设一致。基于此，我们认为回归结论是稳健的。此外，我们也考虑了多重共线性对回归结论的影响，通过观察VIF值，我们确认回归方程不存在严重的多重共线性问题。我们也考虑了异方差性对回归结论的影响，通过执行稳健标准误回归，确认异方差性也对我们的回归结论不产生显著性影响。
虽然很多文献如陈冬华等(2005)、陈信元等(2009)等强调薪酬管制的负面作用，[8-9]但从会计稳健性角度来看，薪酬管制未尝不可。通过国有上市企业的经验数据，实证研究薪酬管制对会计稳健性的作用。为了确保回归结论的稳健性，我们采用多种指标度量会计稳健性，如借鉴陈信元等(2009)、Kubo(2005)等方法，[9，19]也采用多种手段度量会计稳健性，如Basu(1997)、Khan和Watts(2009)等。[20-21]研究发现，薪酬管制可以提高企业的会计稳健性，央企的薪酬管制更能提高企业的会计稳健性。高管持股对会计稳健性没有显著性的作用，我们也发现2007年采用新企业会计准则降低了企业会计稳健性。 有文献显示薪酬管制不能够调动高管努力的积极性，可能会降低国有企业的业绩，但是我们要看到企业业绩受到会计操控的影响。基于自利目标，高管可能会利用会计操控手段，提高企业业绩，达到薪酬目标。这种行为，实际上会对公司业绩产生损害。这次中共中央政治局明文对央企高管薪酬进行限制，并非只有坏处，没有益处。虽然有的国企高管薪酬过低，但从整体上看，国企高管薪酬不低，有的国企高管还领取天价薪酬，如网易财经报道的中集集团高管领取了超过4000万元的薪酬。国企高管一方面享受着不菲的薪酬，另一方面还享受着相应的行政级别，这种亦官亦商的激励回报，其实并不低。所以国企改革并不能采用固有思维模式，即通过高管报酬市场化，提高高管薪酬水平，以此来提高国企业绩。 基于此，我们建议首先从国企经理人市场化改革入手，提高国企高管雇佣市场的竞争程度。现阶段，国企经理人市场和外部经理人市场割裂，形成“玻璃门”。我们要打破“玻璃门”，将国企经理人市场和民企、外企经理人市场联通起来，提高整个经理人市场的竞争程度。其次，积极引入民间资金，实现股份多元化；可以实施同股不同权措施，加大民间投资者的投票权。最后，放松行业管制，促进市场竞争。行业竞争程度提高了，即使薪酬对国企高管激励有限，但竞争压力也会促使国企高管努力工作，提高企业业绩。
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