【正文】 公司的薪酬激勵機制也可能存在不同。與國有控制企業(yè)相比，民營企業(yè)高管的薪酬水平與市場匹配更加靈活，高管薪酬水平也與其承擔的責任、面對的風險及做出的貢獻相掛鉤。但是，由于國有企業(yè)的具有政府政策支持及行業(yè)壟斷等特殊性，與非國企業(yè)相比，高管薪酬水平不僅受到市場競爭、政策監(jiān)管等的約束，而且受到上級行政主管部門嚴格的監(jiān)督。林浚清等（2003）認為，國有企業(yè)的高管人員經(jīng)常由行政任免,還沒有擺脫政府決定高管薪酬的影響,往往還保持平均主義的傾向。盧銳（2008）的研究表明，非國有控股上市公司的管理層權力更大，管理層的在職消費更高。吳育輝、吳世農(nóng)（2010）的研究也證實了非國企業(yè)的高管可以更容易地使用其權力來提高自身薪酬水平。基于以上的分析，提出本文的第二個假設：H2:在國有上市公司中，高管權力與內部異常薪酬差距敏感性更低。 “政府限薪令”與異常薪酬差距雖然鼓勵在合理的范圍內拉開薪酬差距，以激勵高管的積極性，但是近年來在實踐中，我國政府始終嚴格管制高管的薪酬水平，這是因為目前國有控股企業(yè)高管缺乏激勵，高管薪酬與公司績效脫鉤的現(xiàn)象已得到基本解決（沈藝峰、李培功，2010）。我國國有企業(yè)的管理人所面臨的薪酬管制,內生于國有資產(chǎn)的管理體制和政府的行政干預（陳冬華等，2005）。蔡地、萬迪昉（2011）通過實證檢驗行政干預、管理層權力與國企高管薪酬業(yè)績敏感性的關系，發(fā)現(xiàn)地方行政干預降低了地方國資委控制的企業(yè)高管的薪酬業(yè)績敏感性，但地方政府對央企的干預沒有顯著關系。此外，劉星、徐光偉（2012）的研究表明，我國政府對國有企業(yè)的薪酬管制降低了高管薪酬業(yè)績敏感性，使得高管薪酬不僅具有向下的剛性，也具有向上的剛性。2009年9月16日出臺的“政府限薪令”，作為政府對高管薪酬差距拉大的管制措施，勢必對我國上市公司高管權力薪酬差距產(chǎn)生影響。為了檢驗“政府限薪令”的實施情況，我們參考沈藝峰、李培功（2010）的研究放法，檢驗“政府限薪令”出臺前后國企高管異常薪酬差距的變化情況。基于以上的分析，提出本文的第三個假設：H3a:“政府限薪令”能夠遏制異常薪酬差距的擴大。H3b:“政府限薪令”能夠遏制高管權力尋租獲得異常薪酬差距的擴大。 權力薪酬差距與企業(yè)價值根據(jù)錦標賽理論，拉大總經(jīng)理同其他高層管理成員之間的薪酬差距，不僅會激勵總經(jīng)理工作積極性，而且還會對其他高管成員提供強激勵，最終提高企業(yè)績效。而行為理論卻反對薪酬差距的擴大，因為薪酬差距的擴大會使非總經(jīng)理高管感到不公平，從而產(chǎn)生消極行為。那么總經(jīng)理通過使用手中的權力獲得了該薪酬差距后，上市公司高管會不會因此而更加努力工作，從而提升公司的未來業(yè)績呢？也就是說，高管通過其權力獲得的異常薪酬差距是否具有錦標賽效應？關于這方面，盧銳（2007）的實證研究表明，雖然高管可以通過權力擴大薪酬差距，但是業(yè)績卻沒有得到進一步提升，符合行為理論的預期。魯海帆（2008）的經(jīng)驗數(shù)據(jù)也證明了行為理論，她的研究發(fā)現(xiàn)，CEO獲得的權力薪酬差距擴大了高管內部薪酬差距，并且認為這種擴大給非CEO帶來了不公平感，這種不公平感的負面影響超過了薪酬差距的激勵作用。而姚瑤（2009）的研究卻證明了管理者權力在一定程度提高薪酬差距錦標賽激勵效應，即權力薪酬差距能夠起到激勵效應。但是，他們在研究中或者把高管權力作為一個單獨的解釋變量，或者作為高管內部薪酬差距的調節(jié)標量，容易模糊高管權力對高管內部薪酬差距的激勵效應的影響。據(jù)此提出本文的第四個假設：H4:高管權力薪酬差距對企業(yè)價值不具有錦標賽激勵效應。第4章 高管內部薪酬差距與企業(yè)價值關系研究設計 樣本選取和數(shù)據(jù)來源本文實證部分以滬深證券市場2006～2010年共五年的所有A股上市公司為初始研究樣本將用2007～20010年的公司價值數(shù)據(jù)來檢驗2006～2009年管理權力薪酬差距的錦標賽激勵效應。為了確保樣本數(shù)據(jù)的有效性及完整性，盡量削弱異常樣本數(shù)據(jù)的干擾和數(shù)據(jù)缺失產(chǎn)生的影響，本文對初始樣本數(shù)據(jù)進行了以下甄選：（1）基于金融行業(yè)及保險行業(yè)收到政府的干預較多，其績效及薪酬考核與其他企業(yè)差異較大，并且其財務特征變量有與其他行業(yè)存在較大的差異，因此本文從初選樣本中剔除金融行業(yè)及保險業(yè)上市公司，按 CSRC 行業(yè)分類，金融、保險行業(yè)代碼為I。（2）由于在ST、*ST以及PT特別處理的上市公司中，高管薪酬的制定收到較大的非正常干擾，造成財務數(shù)據(jù)出現(xiàn)異常，因此剔除該類公司數(shù)據(jù)。（3）提出同時發(fā)行 A 股、B 股、H 股的交叉上市公司的觀測值，因為會計準則、監(jiān)管政策等存在差異。（4）剔除相關財務及治理數(shù)據(jù)不健全的樣本公司觀測值。（5）剔除高管內部薪酬差距小于零的企業(yè)。有些企業(yè)核心高管的薪酬并不依據(jù)市場水平來設定，有時可能出現(xiàn)核心高管與其他高管人員內部薪酬差距小于零的情況，因此剔除了這部分樣本數(shù)據(jù)。（6）為了增強數(shù)據(jù)間的可比性，本文剔除總經(jīng)理任期少于 1 年的上市公司，因為總經(jīng)理發(fā)生變更使得當年企業(yè)業(yè)績不能正常的反映前任高管的經(jīng)營成果。經(jīng)過以上的處理，本文最終得到841個公司2006～2010年4205個觀測值面板數(shù)據(jù)。此外，為了消除極端值產(chǎn)生的影響，本文根據(jù)研究慣例對位于 0%～1%和99%～100%之間的所有連續(xù)變量進行Winsorize 處理。本研究中所使用的全部財務數(shù)據(jù)、管理層薪酬及管理層任職情況數(shù)據(jù)來源于香港理工大學和深圳市國泰安信息技術有限公司聯(lián)合開發(fā)的《中國上市公司財務數(shù)據(jù)庫》和《中國上市公司治理結構研究數(shù)據(jù)庫》（CSMAR）。其中利用Excel軟件對收集的數(shù)據(jù)進行前期處理；、相關系數(shù)分析、差異顯著性檢驗以及回歸分析。 變量設計及說明由于本文從管理權力視角研究我國上市公司高管內部異常薪酬差距出現(xiàn)的原因及權力薪酬差距對企業(yè)價值的影響，因此本研究中的關鍵變量包括上市公司價值、異常薪酬差距及高管權力變量。下面對相關變量進行詳細的說明。1. 內部異常薪酬差距（）根據(jù)前文所述，我們把高管內部薪酬差距分解為內部正常薪酬差距（）和內部異常薪酬差距兩個部分，這樣內部異常薪酬差距為高管實際內部薪酬差距（）與預期內部薪酬差距之間的差額。我們采用經(jīng)濟因素決定的預期內部薪酬差距作為內部正常薪酬差距的計量變量，通過一下三個步驟，對內部異常薪酬差距變量進行估算。第一步，本文借鑒Firth(2006)、辛清泉等（2007）以及權小鋒（2010）的研究，使用以下模型（模型一），借助樣本公司每個年度的實際薪酬差距及其他相關財務數(shù)據(jù)，估算模型的系數(shù)。 （1）其中，為絕對薪酬差距；為總資產(chǎn)收益率，分別代表資產(chǎn)規(guī)模、地區(qū)變量、資產(chǎn)負債率及無形資產(chǎn)凈值比率合理的內部薪酬差距只應由客觀的經(jīng)濟因素決定，而內部薪酬差距中與董事會特征、股權結構相關的部分很可能是高管權力尋租的結果，因而屬于異常內部薪酬差距的范疇。因此，如果一個回歸模型包含了決定合理的內部薪酬差距的所有經(jīng)濟因素，通過該模型預測得到的擬合值就是合理的內部薪酬差距，而回歸殘差就是正常因素所不能解釋的經(jīng)理人超額薪酬。；第二步，利用第一步得到的系數(shù)，以及上市公司的實際財務數(shù)據(jù)，計算預期內部薪酬差距，即正常的內部薪酬差距:第三步，計算實際內部薪酬差距與預期內部薪酬差距的差額即為內部異常薪酬差距：。（）現(xiàn)有文獻中，高管內部薪酬差距的衡量方法包括：基尼系數(shù)(Bloom，1999；廖建橋、張凌，2006）、HHI指標(Depken，2000)、相對薪酬差距（Lazear and Rosen，1981）及絕對薪酬差距（Lambert等，1993；周權雄、朱衛(wèi)平，2010）。由于薪酬差距指標的選擇影響實證結果，為了使得研究結果更加穩(wěn)健，本文選擇絕對薪酬差距指標。有我國上市公司的財務報表附注從2005年開始詳細披露高管薪酬數(shù)據(jù)，但是由于目前并不要求上市公司年報單獨披露總經(jīng)理及董事長的薪酬, 因此無法直接度量總經(jīng)理與其余高管的薪酬差距。但是我們可以利用的數(shù)據(jù)時年報披露的“高官前三名薪酬總額”，因此我們把金額最高的前三名高管作為核心高管，并借鑒盧銳(2007)、張正堂(2008)做法，用核心高管人均年薪與非核心高管人均年薪數(shù)據(jù)設置高管團隊內部的薪酬差距指標。由于我國上市公司高管持股比率較低、零股率想象較為常見，并且高管現(xiàn)金年薪占高管薪酬比率較大，因此本文直接采用現(xiàn)金薪酬衡量高管薪酬總額 現(xiàn)有研究表明，絕對薪酬差距對于我國公司具有較好的解釋力，因此本文沒用使用相對薪酬差距指標進行研究。計算過程如下：薪酬差距()=Ln[前三名高管報酬總額/ 3 (在公司任職的董事、監(jiān)事和高級管理人員的年度總報酬 前三名高管報酬總額) / (領薪人數(shù) 3) ]（）企業(yè)業(yè)績是本研究的被解釋變量。在企業(yè)業(yè)績的度量方面，主要有兩類指標，分別是以股票表現(xiàn)為基礎的市場業(yè)績指標和以會計盈余為基礎的會計業(yè)績指標，常見的有總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、股票市場回報率、主營業(yè)務利潤率、每股收益、托賓Q等。但是對于經(jīng)營績效指標的衡量尚未達成一致意見，爭議的焦點在于會計指標和市場指標哪個更能準確的代表經(jīng)營業(yè)績，現(xiàn)有高管內部薪酬差距的實證研究大多同時采用這兩類指標（林浚清等，2003；張正堂，2007）。鑒于此，本文的企業(yè)績效的度量也采用會計業(yè)績與市場業(yè)績雙重指標，分別是總資產(chǎn)收益率（）、股票市場回報率（Ret）、資產(chǎn)收益率（），公司價值指標為托賓的Q值（）。：表示總資產(chǎn)收益率。總資產(chǎn)收益率是應用最為廣泛的衡量企業(yè)盈利能力的指標之一，它等于凈利潤與平均資產(chǎn)總和的百分比，用于衡量企業(yè)管理層有效運用企業(yè)所有資產(chǎn)獲得利潤的能力。該指標越高，表明企業(yè)資產(chǎn)利用效果越好，說明企業(yè)在增加企業(yè)收入和節(jié)約資金使用等方面獲得了良好的成效，否則相反。：表示托賓的Q比率。托賓的Q比率是公司市場價值對其資產(chǎn)重置成本的比率。其經(jīng)濟含義是比較企業(yè)的市場價值是否大于給企業(yè)帶來現(xiàn)金流量的資本的成本。當托賓的Q比率大于1時，表明企業(yè)創(chuàng)造的價值扣除資本的成本后還有盈余，也就是說企業(yè)為社會創(chuàng)造了價值，是“財富的創(chuàng)造者”；反之，則是浪費了社會資源，是“財富的縮水者”?？紤]到我國上市公司存在非流通股的實際情況，本文借鑒周權雄、朱衛(wèi)平(2010)的做法，非流通股權市值用凈資產(chǎn)代替計算，負債的市值用賬面價值代替計算，用公司總資產(chǎn)的賬面價值代替計算資產(chǎn)的重置成本。Ret：以月度股票回報率計算的年度回報率。是指投資者買入股票持有一定時期后又將其賣出，在投資者持有該股票期間的收益率，反映了股東持有股票期間的實際收益情況。該指標是衡量公司股票給證券市場上的投資者帶來的收益大小的指標，該指標越大，公司股票越受到投資者的青睞，：表示凈資產(chǎn)收益率 本文使用凈資產(chǎn)收益率進行穩(wěn)健性檢驗。等于凈利潤與凈資產(chǎn)總和的百分比，用于衡量企業(yè)管理層有效運用企業(yè)凈資產(chǎn)及合理運用債務籌資獲得利潤的能力。該指標越大，表明企業(yè)凈資產(chǎn)利用效果越好。本文將使用該指標替代總資產(chǎn)收益率進行穩(wěn)健性檢驗。（）對于管理層權力的衡量，現(xiàn)有文獻各有側重點。權小鋒等（2010）認為管理層權力具有相對性，一方面,董事會和高管的職能重合以及兩者的平行任命, 造成了管理層擁有凌駕于董事會的契約擬定權。 另一方面, 所有者缺位造成國企高管的契約執(zhí)行權脫離控制股東的控制。Finkelstein(1992)指出管理層和自己的配偶，子女持有本公司股數(shù)比例越大，期所擁有的權力越大。權小峰、吳世農(nóng)（2010）將高管權力劃分為組織權力、專家權力、所有制權力及聲譽權力，將每種權力使用兩個指標表示，然后構造管理層權力綜合指標。本文借鑒盧銳（2008）的做法，采取三個變量衡量管理層權力，分別是：總經(jīng)理與董事長兩職兼任情況()。由于董事長代表股東行使所有權和監(jiān)督權，而總經(jīng)理行使經(jīng)營權，因此當兩職合一時，總經(jīng)理具有很大的權力。當董事長、總經(jīng)理兩職合一時，取1。否則取0。股權分散度()。當?shù)谝淮蠊蓶|相對持股份額越大時，大股東不僅更有意愿參與公司的經(jīng)營管理，而且會加大對管理層的監(jiān)督力度，此時管理層權力受到削弱。當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例除以第二至第十大股東持股比例之和小于1時，取1；否則，取0。長期任職（）。高管任期長短表明其與股東的代理關系穩(wěn)固與否、經(jīng)營能力強弱及個人的社會資本多寡。若總經(jīng)理在IPO之前就擔任現(xiàn)職且IPO之后四年仍然在位，取1；否則，取0。在此基礎上，我們再構建了兩個變量，以綜合反映高管的權力，分別是：權力虛擬變量（）, 若，取1；否則取0；權力積分變量（），其值為、三個變量之和。（）考慮到國有企業(yè)的特殊性，我們?yōu)榱丝疾觳煌a(chǎn)權性質下，高管異常內部薪酬是否具有差異性，構建該變量。若最終控制人為政府，取1；否則取0。6.“政府限薪令”（）為了檢驗“政府限薪令”能否起到遏制異常薪酬差距擴大的效果，借鑒沈藝峰，李培功（2010）的做法，構建了“政府限薪令”虛擬變量。如果樣本數(shù)據(jù)所在年份在“政府限薪令”出臺之前即2009之前，取值為0，否則取1。7．地區(qū)變量（）沿海地區(qū)為1，中西部地區(qū)0 本文把京、津、冀、遼、魯、滬、蘇、浙、閩、粵、瓊歸為沿海地區(qū)，其他省份歸為中西部地區(qū)。不同地區(qū)收入水平不同，市場化水平也不一樣，這樣人們對收入差距的接受程度也有差異。沿海地區(qū)整體收入水平高，市場化水平也更高，而中西部地區(qū)收入水平相對更低一些，市場化程度也更低，因此我們把地區(qū)變量納入研究。（）不同行業(yè)具有不同的產(chǎn)業(yè)特征，而且各行業(yè)的市場競爭程度大相徑庭，因此行業(yè)類別也是影響公司業(yè)績的一個重要因素。本文選用除了金融行業(yè)外的12個行業(yè)作為研究樣本，引入11個行業(yè)虛擬變量控制行業(yè)因素的影響。（）本文使用2006～2010五年的數(shù)據(jù)進行實證分析，由于時間跨度較大，為了控制時間趨勢及宏觀經(jīng)濟因素的影響，引入年度虛擬變量。： 變量定義及說明變量名稱變量符號變量說明內部異常薪酬差距為模型（1）的回歸殘差，詳見變量設計及說明內部正常薪酬差距為模型（1）的預測值公司業(yè)績會計業(yè)績（）=公司凈利潤/平均資產(chǎn)總額市場業(yè)績（）考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率市場業(yè)績（）=公司凈利潤/平均凈資產(chǎn)企業(yè)價值=(流通股