1. 问题的提出
中国经济研究院公布的“2013年央企上市公司董事长薪酬排行榜”的统计数据显示，2013年央企上市公司的259位董事长中有83位董事长从上市公司取得年薪，当年其平均年薪约为85万元人民币，其中，23%的董事长年薪过百万，而当年我国沪深上市公司主要负责人平均薪酬水平为76.3万元1。由此可见，我国央企上市公司高管的货币薪酬显著高于上市公司的平均水平。另外，绝对薪酬过高、各类隐性收入和职务消费、高层与员工的巨大薪酬差距、以及巨额国有资产亏损与高管天价薪酬同时出现，种种国企高管乱象使得人们不禁质疑国企高管薪酬制度的有效性和合理性。
国有企业高管薪酬的问题不仅是社会舆论关注的焦点，同时也是政府政策实施的重点。2014年8月中央全面深化改革领导小组第四次会议审议通过《中央管理企业主要负责人薪酬制度改革方案》，标志着新一轮以央企与大型国有金融机构高管为主要对象限薪令的开启。方案不仅对组织任命的中央企业主要负责人薪酬总额设置了约60万元的上限，同时侧重拉平金融、非金融行业薪酬水平，对金融业国企高管的货币薪酬和在职消费进行重点规范2。
本文拟通过实证数据来研究国有企业高管薪酬与业绩敏感性，运用分类建模方法，尝试比较央企与地方国企管理人员薪酬业绩敏感性差异，以及国企高管业绩敏感性体现在行业上的差异。基于实证结果，明确国企高管薪酬改革政策未来的指向性，并据此提出的多层次治理建议，为国企高管薪酬制度改革提供参考依据。
2. 文献回顾和研究假设
2.1. 文献回顾
Kato和Long(2004) [1] 以中国上市公司为研究对象，比较了不同所有制企业高管在薪酬业绩相关性和敏感性上的差异，研究发现所有制会影响管理层报酬和企业绩效相关性，非国有上市公司比国有上市公司的代理人市场更成熟，市场化程度越高。Firth等(2006) [2] 的研究表明，国有控股上市公司的经理人薪酬与业绩之间并不存在明显的关联，但是私营企业的经理人薪酬与企业市场价值和会计绩效的挂钩水平较高。
由于国有企业在我国具有一定的特殊性，所以国内不少研究专门以国有企业为样本，研究其高管薪酬业绩特征。陈冬华、陈信元和万华林(2005) [3] 主要研究了国有高管的在职消费行为，发现由于薪酬管制对国企高管的名义薪酬的限制会强化国有企业高管的在职消费行为，相比于民营企业内生于绩效的薪酬契约，国有企业的薪酬激励机制受在职消费的影响而缺乏效率。周建安和唐楚生(2006) [4] 通过对国有企业与民营企业的不同产权属性进行界定并以此解释委托代理问题，认为民营企业的委托代理是基于私有产权，而国有企业则是基于公共产权，两者产权性质的不同导致国有企业在人员激励效果和公司治理效率上与民营企业有所不同。刘凤委、孙铮和李增泉(2007) [5] 发现市场竞争程度越高，薪酬和会计业绩的相关程度越高，同时政府干预会降低两者间的相关度。程仲鸣和夏银桂(2008) [6] 以我国国有上市公司 2001年至 2006年的数据为样本，研究发现国企高管股权激励能显著增加企业价值，且地方控股国有企业尤甚。辛清泉和谭伟强(2009) [7] 研究了市场化改革和国有企业业绩和经理薪酬之间的关系。他们发现，我国市场化进程的不断深入显著增强了国企高管的薪酬业绩敏感性，且随着政府不断加强以业绩为导向的国企薪酬改革使得高管薪酬与业绩的敏感性呈现不断上升的趋势。赵宇恒(2010) [8] 通过实证的方法检验政府干预对国企高管薪酬激励的影响发现，政府干预与国企高管薪酬业绩敏感性呈反向相关关系。方军雄(2009) [9] 和赵卫斌、陈志斌(2012) [10] 的研究发现央企高管人员的薪酬业绩敏感性相比于地方国企更低。代彬、刘星等人(2011) [11] 以2004年至2008年这5年间国有上市公司为样本，发现国有高管的权利会削弱国企薪酬激励机制的有效性，管理层权力越大，其薪酬水平越高，且高管和职工的薪酬差距越大。
由于中国的经济体制和企业治理环境同西方国家有一些差别，曾经经历过计划经济向市场经济的转型，以及国有企业制度转型，所以在研究我国企业薪酬与业绩特征时，国有企业是研究的重点。而针对国企这一对象的研究目前看来依然不够充分，且研究角度较为单一。本文在对国企进一步细分的基础之上，深入探讨了不同类型国企在薪酬业绩敏感性上的结构化差异，为研究国企薪酬制度有效性提供了有益视角。
2.2. 研究假设的提出
1. 国有上市公司高管薪酬业绩敏感性低于民营上市公司。
国有上市公司存在着双重委托代理关系，导致了国有企业的委托代理问题更为严重。除了经营目标(即股东权益最大化)外，国有企业还承担了更多政策性目标，薪酬与业绩间相关性也随之减弱。此外，国有企业规模较大，在关系国家安全和国民经济命脉的重要行业占有垄断和支配地位，享受各类补贴和政策优惠条件，所以国有企业的经营绩效和高管的工作能力并没有必然联系。而且，国有企业有较强的行政色彩，受政府干预较多。Gu et al. (2011) [12] 研究了中国政府干预与经理薪酬机制的关系，研究发现两者呈反向相关关系。基于以上分析，本文提出假设1：国有上市公司高管薪酬业绩敏感性低于非国有上市公司。
2. 中央控股国有上市公司高管薪酬业绩敏感性低于地方控股国有上市公司。
地方国企涉及国家经济命脉的行业较少，规模也相对较小，面对的竞争也更为激烈。而央企的行业特征以及其规模影响力，使其会受到更多政府监管和社会关注，政府的监管使得央企高管的薪酬制定更具有行政化命令色彩，缺少市场化的自主定价。另外，对于中央控股上市公司来说其更具备多任务的发展目标，除了盈利能力、国有资产保值增值等经济任务之外，还有更多调节经济和实施产业政策等行政、社会责任等目标，那么在衡量高管的努力程度与企业业绩之间关系时就不仅仅是单一的薪酬业绩敏感性问题，而是需要更加复杂和全面的考核机制。
除此以外，央企和地方国企的高管对于自身薪酬的多寡和组成也有不同的追求。由于央企高管相比于国企高管拥有更多的寻租机会和更多职务待遇，因此在以货币性收入进行薪酬业绩敏感性计量时，无法直接体现其实际收入，央企高管薪酬业绩敏感性较低。此外，央企的高管会更加关注自身的政治前途，而在对货币性薪酬的追求上自我约束，从而扭曲了货币薪酬激励机制。因此，本文提出假设2：中央控股国有上市公司高管薪酬业绩敏感性低于地方控股国有上市公司。
3. 金融业国有上市公司的薪酬业绩敏感普遍低于其他行业。
虽然同属于国有企业，金融业国企相较其他行业国企，经营性质存在着较大的差异，金融业国企有着高负债、严监管、大规模等特点，所以其薪酬业绩特征也存在着一定的区别。高负债导致了风险转移可能性的上升，严格的政府监管限制了国有金融企业的投资自主性，社会监督提高了企业透明度，相对较大的企业规模强调的稳健经营和较高的社会关注度，国有金融机构在经营过程中的波动性较小使得企业的经营业绩总是可以稳定在较高的水平上。国有金融机构在经营上的独特性导致其高管薪酬的绩效敏感性低于其他行业。故而，本文提出假设3：国有金融业上市公司的薪酬业绩敏感普遍低于国有非金融业上市公司。
3. 研究设计
3.1. 概念界定
1. 国有上市公司。
国有企业是指由中央政府或地方政府投资参与和控制的企业。按其所有者不同可以划分为央企和地方国企。央企指的是由国务院国资委、金融机构监管部门及国务院其他部门或群众团体监督管理的企业，地方国企则是由地方政府或行政管理部门所有的企业。实证中，央企和地方国企的划分也依据同花顺ifind数据库上市公司经营性质中“一般国有经营性企业”和“央企”的分类。相对的，非国有上市公司的界定为任何非国有性质的上市公司。
2. 高管。
根据最新的公司法第217条规定，“公司高级管理人员是指公司的经理、副经理、财务负责人，上市公司董事会秘书和公司章程规定的其他人员3”。考虑到数据的可获得性，本文参照魏刚(2000) [13] 、于东智等(2001) [14] 、陈冬华等(2005) [3] 、唐清泉等人(2008) [15] 做法，选择国有上市公司年报中所披露的“薪酬最高的前三位董事”和“薪酬最高的前三位高管”作为研究对象。
3. 薪酬业绩敏感性。
1987年，Holmstrom和Milgrom首次提出薪酬业绩敏感性的计算公式，即企业业绩指标每变动一个单位，(高管)薪酬指标变动的水平。实证中，高管薪酬业绩敏感性是指以业绩指标为自变量，高管薪酬为因变量构建多元回归方程时，自变量的回归系数(Jensen and Murphy, 1990) [16] 。
3.2. 变量选择
1. 被解释变量。
以高管薪酬Ln(Pay)作为被解释变量。高管薪酬主要由货币薪酬和股权激励组成，其中高管持股是西方国家长期激励的方式，而在我国上市公司股权激励计划开始的时间较晚，零持股的情况比较常见，且股权激励数据较难获得。故本文仅以高管货币性薪酬作为变量指标，而不将高管持股纳入研究变量中。本文参考方军雄(2009) [9] ；辛清泉和谭伟强(2009) [7] ；代彬(2011) [11] 等人研究中变量选取的普遍做法，以上市公司年报披露的“薪酬最高的前三名董事人员平均年薪”作为高管薪酬的衡量指标。
考虑到该指标作为绝对值指标，方差较大，为减弱模型中数据的异方差性及解决各个指标之间由于计量单位和数量级的差异问题，此处对薪酬变量进行无量纲化处理，取其自然对数Ln(pay1)作为被解释变量。另取“薪酬最高的前三名高管人员平均年薪”的自然对数Ln(pay2)进行稳健性检验。
2. 解释变量。
a. 公司业绩：净利润的自然对数Ln(NI)，以净利润为公司业绩的替代变量。另外，在国有企业中，经济增加值一直是评价企业经营业绩的重要指标，故本研究中选取经济增加值EVA的自然对数进行稳健性检验。
b. 所有权性质和行业特征：由于本研究主要研究对象为国有企业，并对国有上市公司进一步细分，研究不同类型国有企业在薪酬业绩敏感性上的结构化差异。因此需要在模型中加入各类虚拟变量进行分类研究，所有权Ownership，国有企业取1，非国有企业取0。国企类别，由于整体样本中存在三种类别，因此选取两个虚拟变量来对国企类别进行分类，State-owned，若该企业为央企取1，地方国企和非国有企业取0；County-owned地方国企取1，央企和非国企取0。由此可见对于企业的类别可以用(State-owned, County-owned)来表示，(1,0)代表央企，(0,1)代表地方国企，(0,0)代表非国有企业。另外，以Finance这一虚拟变量区分国有企业是否属于金融行业，若则取1，反之则取0。
3. 控制变量。
模型中所涉及的控制变量主要依据前人各项研究中的影响因素汇总，并通过逐步回归的方法，筛选出对企业高管薪酬有显著影响的变量加以控制。主要包括：
a. 公司规模：Ln(Size)采用总资产的对数来表示。
b. 公司财务特征：财务杠杆(Lev)采用资产负债率来表示。
c. 管理层控制权：主要包括股权结构和董事会特征。股权结构采用大股东持股比例(Lsh)作为代理变量，公司董事会特征方面，董事会规模(Board)即董事会总人数，董事会的独立性(Indd)即独立董事占全部董事的比重，以及董事会两职兼任情况(Dual)即董事长兼任总经理时取1，否则取0。
本文选择的变量定义汇总如表1。
3.3. 模型设计
本文首先建立一个包含被解释变量、解释变量和控制变量的多元线性基本模型。考虑避免模型的内生性问题，为了更好地体现自变量企业绩效与因变量高管薪酬之间的因果关系，此处按照逻辑推断当年的薪资水平依赖于上一年的业绩表现，即绩效的考核有时间滞后性，故取其业绩指标为其上一期的净利润。此外，在所选变量中，高管薪酬变量(Pay)、企业绩效变量净利润(NI)、企业规模变量总资产(Size)均为绝对值变量，且描述性检验结果显示其方差较大，为了减弱模型中数据的异方差性，为此对变量取对数处理，建立多元对数线性基本模型：
根据前文的分析及所提出的三个假设，本研究的模型设计的思路是：首先，以2562家上市公司作为整体样本，在基本模型中加入所有权性质Ownership虚拟变量，研究比较国有上市公司和非国有上市公司高管薪酬业绩敏感性的区别，由此得到模型1对假设1进行检验：
(模型1)
表1. 变量定义
在模型1的基础上，将国有上市公司进一步细分为央企和地方国企，通过两个控制人性质虚拟变量State-owned和County-owned。对于整体样本可以通过向量(State-owned, County-owned)划分为央企，地方国企和非国有上市公司，(1,0)代表央企，(0,1)代表地方国企，(0,0)代表非国有企业。由此建立模型2用以比较三者之间薪酬业绩敏感性差异。
(模型2)
之后，以1001家国有上市公司作为国有样本，在基本模型中加入控制人性质虚拟变量State-owned，从而将国有企业样本划分为两类：中央控股国有上市公司和地方控股国有上市公司，建立模型3对假设2进行统计检验：
(模型3)
另外，对于国企高管薪酬业绩敏感性在行业之间的差异，在基本模型中加入行业变量，由于国企涉及的行业非常繁多，故而需要设置非常多的虚拟变量，这会使得研究变得复杂而没有针对性。由于在国有企业高管高薪问题中，金融行业一直是被社会质疑最多的行业，故而本研究仅将国企按照行业划分为金融行业和非金融行业，从而进行比较研究。在基本模型的基础上，加入行业虚拟变量Finance，建立模型4对假设3进行检验：
(模型4)
3.4. 样本选择和数据来源
本文选取2006~2013年8年沪深A股2562家上市公司，其中国有上市公司为1001家作为研究样本，剔除因部分年度数据缺失，财务数据未公布的数据，另外由于企业业绩是净利润的对数形式，所以还需剔除当年发生亏损的上市公司数据，最终得到A股上市公司14797个和国有A股上市公司6700个有效观测值。另外，本文中上市公司高管薪酬数据、业绩指标数据以及控制变量数据均来源于同花顺ifind金融数据终端，并运用Eviews 5.0软件进行统计检验。
4. 实证分析
4.1. 描述性统计结果
如表2所示，2006-2013年上市公司高管平均薪酬为134.816万元；说明我国上市公司的绝对薪酬较高，且其标准差较大，达到了194.691，最高薪酬达11930万元(中国平安，2006)，最低薪酬仅1.65万元(湖北广电，2011)，差距达到7230倍，由此可见上市公司之间高管薪酬的差异较大。正是考虑到高管薪酬变量Pay、以及企业净利润NI和总资产规模Size的绝对值变量方差较大，本研究为了减弱模型中数据的异方差性，建立了多元对数线性模型，且怀特异方差检验结果显示该处理有效防止了回归中可能会出现的异方差问题。
另外，从以净利润和经济增加值为指标的业绩表现来看，样本之间也存在着较大的差异。样本公司中独立董事与董事会总体人数之比的均值达到了63.5%，说明上市公司中董事会还是具有一定独立性的。另外，有21.3%的上市公司实行了两职合一。从企业数量来看，在整体样本中共有2562家上市公司，其中1001家为国有上市公司，1561家为非国有上市公司，约39%的上市公司为国有上市公司，说明国有上市公司占全部上市公司比重非常大。同时，在这39%的国有上市公司中，央企数量为347家，占整体上市公司13.5%，地方国企数量为654家，占比25.5%。
如表3所示，2006-2013年国有上市公司高管平均薪酬为127.45万元，同时国有上市公司高管薪酬差距很大，最高的高管薪酬为2599.1万元，而最低的高管薪酬为1.65万元。净利润指标和经济增加值指标在不同国有上市公司之间也存在较大差距。
4.2. 多重共线性检验(相关性检验)
考虑到如果模型中的变量之间存在着较强的相关性，会导致模型出现多重共线性问题，影响统计回归结果，甚至会导致模型无效。所以在进行回归分析之前，需要对变量进行相关性检验，检验结果如表4所示。统计上认为，两个变量之间的相关系数超过0.5会出现共线性问题。表4是变量的相关系数矩阵，所有变量两两之间的相关性系数均小于0.5，除了企业规模变量总资产Size同净利润存在较高的相关性，因为往往规模较大的企业，净利润也会较高，但是从统计角度上看，这种程度的相关性可以接受。同时，本文通过多重共线性检验进一步检验模型是否存在共线性问题，检验显示规模变量总资产Size方差膨胀因子VIF < 2，因此企业规模变量Size无需从模型中剔除。由此推断，本研究的回归模型不存在严重的多重共线性问题。
4.3. 回归分析
1. 国有企业与非国有企业高管薪酬业绩敏感性比较分析。
模型1的回归结果如表5所示，
的系数为0.1004 > 0，且在0.001的水平下显著，说明非国有上市公司高管薪酬与业绩存在显著正相关关系，其薪酬绩效敏感性为0.1004，即净利润每增长1%，高管的平均薪酬增长0.1004%。而从所有权性质虚拟变量与
的交叉项系数来看，
Table 2. Descriptive statistical results of listed company as a whole
表2. 上市公司整体样本描述性统计结果
Table 3. Descriptive statistical results of state-owned listed companies sample
表3. 国有上市公司样本描述性统计结果
Table 4. The main variable correlation coefficient matrix
表4. 主要变量相关系数矩阵
Table 5. Executive compensation performance sensitivity regression results both of state-owned and non-state-owned listed company (sample as a whole)
表5. 国有与非国有上市公司高管薪酬业绩敏感性回归结果(全样本)
注：*表示p值< 0.05，**表示p值< 0.01，***表示p值< 0.001。
系数为−0.0350 < 0，且在0.001的水平下显著，说明国有上市公司高管薪酬业绩敏感性显著低于非国有上市公司，计算得其薪酬业绩敏感性为0.0654，净利润每增长1%，高管的平均薪酬增长0.0654%。该结果说明，所有权性质对高管薪酬业绩特征有着显著的影响。
对于模型2的回归结果如表5所示，将国有上市公司进一步细分为央企和地方国企，将整体样本划分为央企，地方国企和非国有上市公司，比较三者之间薪酬业绩敏感性差异。结果显示，
系数为0.1005 > 0，且在0.001的水平下显著，说明非国有上市公司的高管薪酬与业绩存在显著正相关关系。而从虚拟变量State-owned与
的交叉项系数来看，
系数为−0.0678 < 0，且在0.001的水平下显著，说明中央控股国有上市公司高管薪酬业绩敏感性显著低于非国有上市公司，计算得其薪酬业绩敏感性为0.0327，该敏感性系数远远低于模型1中全体国有企业高管薪酬业绩敏感性系数0.0654。同时，从虚拟变量County-owned与
的交叉项系数来看，
系数为−0.0187 < 0，尽管是负值，但是该系数并不显著，说明地方国有上市公司的高管薪酬业绩敏感性略低于非国有上市公司，但两者的差异并不显著。
综上所述，根据上市公司全样本回归结果显示，国有上市公司高管的薪酬业绩敏感性显著低于非国有上市公司，接受原假设1；央企上市公司管理人员的薪酬业绩敏感性显著低于非国有上市公司；而地方控股的国有上市公司高管的薪酬业绩敏感性略低于非国有上市公司，但是差异并不显著。从这一结论中可以看出，国有上市公司的高管薪酬业绩敏感性偏低主要归因于中央控股的国有上市公司高管薪酬业绩敏感性较低。
2. 央企与地方国企高管薪酬业绩敏感性比较分析。
接着，本文继续以1001家国有上市公司为样本，共6700个有效观测值检验央企和地方国企在薪酬业绩敏感性上的不同表现，以便在国有企业群体内部研究其高管薪酬业绩敏感性的结构化差异。选择模型3进行回归，结果如表6所示。
的系数为0.098222 > 0，且在0.001的水平下显著，说明对于地方控股国有上市公司存在显著正相关关系，其薪酬绩效敏感性为0.0982，即净利润每增长1%，高管的平均薪酬增长0.0982%。从所有权性质虚拟变量与
的交叉项系数来看，
系数为−0.050864 < 0，且在0.001的水平下显著，说明国有上市公司高管薪酬业绩敏感性显著低于非国有上市公司，计算得其薪酬业绩敏感性为0.0474，净利润每增长1%，高管的平均薪酬增长0.0474%。该结果说明，国有上市公司高管薪酬业绩敏感性显著低于非国有上市公司，接受原假设2。
3. 金融业与非金融业国有企业高管薪酬业绩敏感性比较分析。
此处，本文继续以1001家国有上市公司为样本，共6700个有效观测值进行检验考察金融业国有企业和非金融业国有企业在薪酬业绩敏感性性上的不同表现，以便在国有企业群体内部研究其高管薪酬业绩敏感性的结构化差异。选择模型4进行回归，结果如表7所示。
的系数为0.082846 > 0，且在0.001的水平下显著，说明对于非金融行业国有上市公司存在显著正相关关系，其薪酬绩效敏感性为0.082846，即净利润每增长1%，高管的平均薪酬增长0.082846%。从行业虚拟变量Finance与
的交叉项系数来看，
系数为−0.172962 < 0，且在0.001的水平下显著，说明金融行业国有上市公司高管薪酬业绩敏感性显著低于其他行业国有上市公司，计算得其薪酬业绩敏感性为−0.90116 < 0，其薪酬业绩敏感性为负值，说明金融行业薪酬与以净利润为指标的会计绩效相关性不高。该结果说明，金融行业的国有上市公司高管薪酬业绩敏感性显著低于非金融行业的国有上市公司，接受原假设3。然而，需要说明的是，由于金融类国有上市公司经营性质的特殊性，其绩效评价具有一定的复杂性，所以企业会计业绩指标净利润指标并不能完全体现其经营状况。
Table 6. Executive compensation performance sensitivity regression results both of central and local state-owned listed companies (only state-owned listed companies samples)
表6. 央企上市公司与地方国企上市公司薪酬绩效敏感性回归结果(国企样本)
注：*表示p值< 0.05，**表示p值< 0.01，***表示p值< 0.001。
Table 7. Executive compensation performance sensitivity regression results both of central and local state-owned listed companies (only state-owned listed companies samples)
表7. 央企上市公司与地方国企上市公司薪酬绩效敏感性回归结果(国企样本)
注：*表示p值< 0.05，**表示p值< 0.01，***表示p值< 0.001。
4.4. 稳健性检验
为了保证研究结果的信效度，本文采用“薪酬最高的前三位高级管理人员”的薪酬以及经济增加值的自然对数
进行稳健性检验。
1. 国有企业与非国有企业高管薪酬业绩敏感性比较稳健性检验。
在国有企业中，经济增加值一直是评价企业经营业绩的重要指标，故本研究中选取经济增加值EVA的自然对数进行稳健性检验。模型1的稳健性回归结果如表8所示，
的系数为0.0589 > 0，且在0.001的水平下显著，说明非国有上市公司高管薪酬与业绩存在显著正相关关系，其薪酬绩效敏感性为0.0589。而从所有权性质虚拟变量与
的交叉项系数来看，
系数为−0.0388 < 0，且在0.001的水平下显著，说明国有上市公司高管薪酬业绩敏感性显著低于非国有上市公司，结论与表5相同，假设1仍成立。
同样，对于模型2的回归结果如表8所示，
的系数仍然是为0.0589，虚拟变量State-owned与
的交叉项
系数为−0.0590 < 0，且在0.001的水平下显著，说明中央控股国有上市公司高管薪酬业绩敏感性显著低于非国有上市公司，计算得其薪酬业绩敏感性为0.0001，接近于0，说明中央控股国有上市公司高管薪酬与业绩不相关。虚拟变量County-owned与
的交叉项
系数为−0.0301 < 0，在0.05的水平下显著，计算的其高管薪酬业绩敏感性为0.0288，低于非国有上市公司的敏感性系数，但是显著高于中央控股国有上市公司的敏感性系数。由此可以看出，非国有企业上市公司薪酬业绩敏感性最高，地方国企上市公司其次，央企上市公司高管的薪酬业绩敏感性最低。虽在数据上有略微差异，但是总体的结论与上文是一致的。
2. 央企与地方国企高管薪酬业绩敏感性比较稳健性检验。
由于衡量高管薪酬的代理变量可以有很多选择，本研究采用“薪酬最高的前三位董事”的薪酬作为被解释变量代入模型3进行稳健性检验。回归结果如表9所示。
的系数为0.102317 > 0，且在0.001的水平下显著，说明地方控股国有上市公司存在显著正相关关系，其薪酬绩效敏感性为0.102317，即净利润每增长1%，高管的平均薪酬增长0.102317%。从所有权性质虚拟变量与
的交叉项系数来看，
系数为−0.015952 < 0，且在0.05的水平下显著，说明国有上市公司高管薪酬业绩敏感性显著低于非国有上市公司，其薪酬业绩敏感性为0.0841，净利润每增长1%，高管的平均
Table 8. Executive compensation performance sensitivity regression results both of state-owned and non-state-owned listed company (sample as a whole)
表8. 国有与非国有上市公司薪酬业绩敏感性回归结果(全样本)
注：*表示p值< 0.05，**表示p值< 0.01，***表示p值< 0.001。
Table 9. Executive compensation performance sensitivity regression results both of central and local state-owned listed companies (only state-owned listed companies samples)
表9. 央企与地方国企上市公司薪酬业绩敏感性回归结果(国企样本)
注：*表示p值< 0.05，**表示p值< 0.01，***表示p值< 0.001。
薪酬增长0.0841%。说明，国有上市公司高管薪酬业绩敏感性显著低于非国有上市公司，依然接受原假设2。
3. 金融业与非金融业国有企业高管薪酬业绩敏感性比较稳健性检验。
用“薪酬最高的前三位董事”的薪酬作为被解释变量进行稳健性检验，模型4的回归结果如表10所示。
的系数为0.098802 > 0，且在0.001的水平下显著，说明对于非金融行业国有上市公司高管薪酬和业绩存在显著正相关关系，其薪酬绩效敏感性为0.098802。从行业虚拟变量与
的交叉项系数来看，
系数为−0.171392 < 0，且在0.001的水平下显著，说明金融业国有上市
Table 10. Executive compensation performance sensitivity regression results both of financial and other state-owned listed companies (only state-owned listed companies samples)
表10. 金融业与其他行业国有上市公司高管薪酬业绩敏感性回归结果(国企样本)
注：*表示p值< 0.05，**表示p值< 0.01，***表示p值< 0.001。
公司高管薪酬业绩敏感性显著低于非金融业的国有上市公司，仍然接受原假设3。
4.5. 实证结论
根据以上研究，本文得到以下三个主要结论：
1) 我国国有上市公司高管薪酬与业绩存在相关性，但所有制对高管薪酬业绩敏感性有着显著影响，其薪酬业绩敏感性显著低于非国有上市公司。
2) 国有上市公司中，央企的高管薪酬业绩敏感性显著低于地方国企。
3) 金融行业国有上市公司高管薪酬业绩敏感性显著低于其他行业的国有上市公司。
5. 国企高管薪酬多层次治理建议
针对实证结果反映出来的国有企业高管薪酬制度存在的问题，本文提出以下建议：
1. 国有企业高管薪酬改革政策应细化要求、分类治理。
以往的国企薪酬管理政策规定都比较粗线条，大多为政府部门对国企薪酬制度的指导性意见，而无明确具体的操作要求，使政策的落实和监管无法有效开展。因此，本文建议在薪酬改革方案中，明确国企业酬制度改革的操作细节，各项要求和指标都应当予以细化。另外，改革也应当避免一刀切，而应针对不同类型和经营模式的国有企业制定不同的治理方案，从而实现差异化有针对性的薪酬管理效果。
2. 应加强对国企高管的薪酬监管。
政策的实施需要监督和约束机制的配合才能达到其应有的效果，而政策出台的部门很多时候并无法做到对政策落实的全面监督和管理，所以本文建议以本次“央企负责人薪酬改革”为契机，设立专门的国企高管薪酬改革监督管理委员会，从而实现对国企高管薪酬的有效监督和约束。除了货币薪酬，职务消费和福利待遇等隐性收入也应当在监管中予以重视。
3. 应建立和完善国企高管薪酬信息公开制度，使高管的薪酬收入和各项福利公开化、透明化。
本文在数据搜集时发现，国有企业高管薪酬以及绩效的全面数据难以获得，社会公众唯一可以获知国企高管薪酬的渠道是上市公司企业年报，而年报中所披露的信息也十分有限，仅包括上市的国有企业高管的货币性薪酬收入，而非上市的国企高管的薪酬信息，以及非货币形式的包括职务消费、类目繁多的补贴、分红等福利以及股权激励等薪酬收入都无从获知。因此，本文建议建立国企高管薪酬信息公开制度，全面披露国有高管的薪酬水平和福利性收入，从而有利于政府和公众对国有企业高管薪酬水平，与业绩挂钩的情况进行监督。
4. 完善国企人事制度、厘清高管身份、部分高管实现“去行政化”。
目前我国国有企业的人事制度面临着行政属性约束与现代公司制的交织和冲突，国企高管主要由国资委等政府主管部门指派，行政任命使其具有党政官员的身份，而同时在企业中又具有高级管理人员的身份，官商不分的双重身份使得其既享受了高管的高额经济待遇，又享受高官的特殊政治福利，同时导致了高管权责不明，权利滥用的现象，国企管理者可以在两种身份之间随意切换，借口企业身份逃避对党政官员的约束监督，又以党政身份从事违背企业利益的事情。因此本文建议应当厘清高管身份，明确高管职责。根据国有企业行业特征、经营性质以及国企高官的职位特征，或是将其划归为行政性编制，比照公务员享受薪酬待遇，或是作为市场化的职业经理人，取消其行政级别实现去“行政化”，参与市场化竞争，享有市场化的薪酬待遇，只有解决国企高管行政与市场双重身份的“混搭”明确高管身份才能切实有效的对其薪酬进行管理。
5. 进一步推进混合所有制改革，完善国企改革顶层设计，完成国企的功能划分和转型。
本文参考2014年中国社会科学院工业经济研究所研究员黄群慧 [17] 在论文中提到的做法，将国有企业按照功能划分为三类：(1) 公共政策型：侧重实现国家调节经济和实施产业政策的目标；(2) 特定功能性：涉及国家安全和重要资源的行业的国有企业；(3) 一般竞争型：侧重追求国有资产的保值增值目标。对于一般竞争型国有企业，应逐渐实现市场化转型，高管薪酬改革的重点也应当是逐渐实现高管“去行政化”，高管薪酬和绩效都参与市场化竞争，享受职业经理人待遇。对于公共政策型事业单位和特定功能型，则向公益性机构转型，帮助实现公共政策目标和特定功能，高管也按照其对企业所做的努力，参照其行政职位享受党政机关的薪酬待遇。从而实现国有企业管理层薪酬由“集中统一管理”逐步转向“分层分类管理”。
NOTES
1数据来源：《中国经济周刊》、中国经济研究院、Wind资讯，《2013年央企上市公司董事长薪酬排行榜》，2014年8月24日。
2新华网，关于认真做好2015年中央企业负责人经营业绩考核工作的通知，2015年2月9日 http://news.xinhuanet.com/politics/2015-02/09/c_127474997.htm。
3《中华人民共和国公司法》第217条第(一)项。