外部治理與在職消費(fèi)
——基于準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的實(shí)證研究

張逸興 尹志超 張 勇

一、引 言

在理論上，國有企業(yè)的治理是一個(gè)難題。如何解決國有企業(yè)的低效率問題一直是深化改革過程中的難點(diǎn)(劉瑞明，2013)。學(xué)術(shù)界就造成國有企業(yè)低效率的原因有以下幾種看法：治理結(jié)構(gòu)(費(fèi)方域，1996；鄭紅亮和王鳳彬，2000；權(quán)小峰等，2010)、產(chǎn)權(quán)(張維迎，2010)和政策負(fù)擔(dān)(林毅夫等，1997)。例如，費(fèi)方域(1996)認(rèn)為，中國國有企業(yè)存在重大的“內(nèi)部人控制”問題，主要表現(xiàn)為過度的在職消費(fèi)、信息披露不規(guī)范、短期行為等。張維迎(2010)指出，國有企業(yè)的低效率源于國家所有制引發(fā)的一系列委托-代理問題，并且需要靠產(chǎn)權(quán)制度解決該問題。林毅夫等(2004)認(rèn)為，國有企業(yè)通常面臨較多的政策性負(fù)擔(dān)，缺乏競(jìng)爭(zhēng)性的市場(chǎng)環(huán)境，因而經(jīng)理人損害股東權(quán)益的情況難以避免。現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，加強(qiáng)內(nèi)部治理可以在一定程度上提高企業(yè)治理效率、緩解代理沖突(馬連福等，2013；肖海軍，2017；鐘海燕，2010)。但是，內(nèi)部治理通常需要保持其自身的獨(dú)立性，否則可能無法完成其應(yīng)有的職能，導(dǎo)致“內(nèi)部人控制”現(xiàn)象仍不能得到有效遏制，致使內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的失效。因此，在改善內(nèi)部治理的同時(shí)，應(yīng)當(dāng)與外部治理制度結(jié)合，進(jìn)而提高企業(yè)效率。

近年來，上市公司年報(bào)中，業(yè)務(wù)招待費(fèi)的排名引人注目，名列前十的大多是國有企業(yè)。中國鐵建在2012 年年報(bào)中披露業(yè)務(wù)招待費(fèi)共計(jì)8.37 億元，雄踞榜單首位，“中國鐵建招待費(fèi)事件”①國資委：中國鐵建招待費(fèi)事件通報(bào)57 人處分8 人[N/OL]. 新浪財(cái)經(jīng)，2013-10-21. http：//news.sina.com.cn/o/2013-10-21/113928490084.shtml.轟動(dòng)一時(shí)。公款吃喝、超規(guī)格接待等異常公務(wù)消費(fèi)是長期存在的難題，部分行政事業(yè)單位及社會(huì)團(tuán)體以各種名義超規(guī)格接待、公款吃喝、公費(fèi)旅游、公費(fèi)出國、超標(biāo)準(zhǔn)配車、公車私用等，浪費(fèi)了大量的財(cái)政經(jīng)費(fèi)和公共資源(田冠軍，2013)。對(duì)企業(yè)管理者來說，在職消費(fèi)是企業(yè)高管的隱性薪資，一方面作為隱性激勵(lì)，能夠促進(jìn)公司價(jià)值的提升，但另一方面，在職消費(fèi)也是代理成本的一部分，具有負(fù)面后果(王曾等，2014)。

陸躍祥和游五洋(2000)把促使經(jīng)理人實(shí)現(xiàn)利潤最大化的外部控制歸為三類，即資本市場(chǎng)機(jī)制、法律政治機(jī)制與產(chǎn)品和要素市場(chǎng)機(jī)制，并認(rèn)為它們的共同點(diǎn)是都具有一定強(qiáng)制性。2012 年12 月4 日，中共中央政治局通過了《關(guān)于改進(jìn)工作作風(fēng)、密切聯(lián)系群眾的八項(xiàng)規(guī)定》(以下簡(jiǎn)稱為“八項(xiàng)規(guī)定”)。“八項(xiàng)規(guī)定”指出，要厲行勤儉節(jié)約，嚴(yán)格機(jī)關(guān)財(cái)務(wù)經(jīng)費(fèi)管理，規(guī)范公務(wù)接待管理，嚴(yán)格控制公務(wù)接待費(fèi)用支出，嚴(yán)格遵守廉潔從政有關(guān)規(guī)定。

“八項(xiàng)規(guī)定”后，與公款消費(fèi)相聯(lián)系的餐飲業(yè)、酒類產(chǎn)品業(yè)的業(yè)績有顯著變化。據(jù)報(bào)道②八項(xiàng)規(guī)定有效遏制高端餐飲，大眾餐飲更流行[N/OL]. 新浪財(cái)經(jīng)，2015-3-27. 數(shù)據(jù)來源：中國銀聯(lián)大數(shù)據(jù)平臺(tái).，2010 年底至 2014 年底，高端餐飲刷卡消費(fèi)總體增速出現(xiàn)下滑趨勢(shì)，2012 年 9月，高端餐飲同比增速達(dá)21%，2013 年2 月，高端餐飲增速下滑接近至零，隨后出現(xiàn)負(fù)增長，2014 年 2 月，增幅出現(xiàn)了-27%的最低點(diǎn)，但是自 2014 年 10 月起，餐飲行業(yè)連續(xù)25 個(gè)月實(shí)現(xiàn)正增長，一些高端餐飲企業(yè)也通過轉(zhuǎn)型扭轉(zhuǎn)了收入下滑的態(tài)勢(shì)③大眾餐飲成為主力軍 餐飲業(yè)連續(xù) 25 個(gè)月增長[N/OL]. 鳳凰財(cái)經(jīng)，2016-11-25. http：//finance.ifeng.com/a/20161125/15034429_0.shtml.。此外，根據(jù)中央電視臺(tái)專題片《永遠(yuǎn)在路上》④八項(xiàng)規(guī)定實(shí)施后 茅臺(tái)酒公務(wù)消費(fèi)由 30%下降到 1%[N/OL]. 新浪新聞中心，2016-10-19. http：//news.sina.com.cn/c/2016-10-19/doc-ifxwzpsa8231826.shtml.的報(bào)道，茅臺(tái)酒類在半年困境后銷量回升，但公務(wù)消費(fèi)占比由以前的30%下降為1%。以上情況表明，“八項(xiàng)規(guī)定”促使了高端餐飲業(yè)向大眾化餐飲的轉(zhuǎn)型升級(jí)，也表明健康的市場(chǎng)環(huán)境不需要靠公款維持。這些情況說明，“八項(xiàng)規(guī)定”有效遏制了公款吃喝、超規(guī)格接待等一系列違規(guī)行為，促使了部分行業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)。

本文利用2011 年至2016 年上市公司年報(bào)數(shù)據(jù)，研究了“八項(xiàng)規(guī)定”這一外生政策沖擊對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響。基于雙重差分模型的實(shí)證研究表明，相比于不受政策影響的企業(yè)，同時(shí)期，“八項(xiàng)規(guī)定”顯著降低了國有企業(yè)的在職消費(fèi)，通過時(shí)間信息忽略法排除時(shí)間序列相關(guān)問題后，結(jié)論依然穩(wěn)健。此外，以時(shí)間為切入點(diǎn)排除其他政策的影響后，“八項(xiàng)規(guī)定”降低國有企業(yè)在職消費(fèi)的基本事實(shí)仍然成立。考慮到“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)公款吃喝、超規(guī)格接待和公費(fèi)旅游的限制，本文還考察了政策前后國有企業(yè)業(yè)務(wù)招待費(fèi)、辦公費(fèi)和差旅費(fèi)的變化，表明政策實(shí)施后國有企業(yè)的業(yè)務(wù)招待費(fèi)、辦公費(fèi)和差旅費(fèi)均顯著縮減。“八項(xiàng)規(guī)定”后，國有企業(yè)在職消費(fèi)降幅在2013 年至2016 年間呈現(xiàn)出遞增趨勢(shì)。本文還發(fā)現(xiàn)，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)地方國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響顯著強(qiáng)于對(duì)中央國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響。最后，根據(jù)估計(jì)結(jié)果，本文初步推算了“八項(xiàng)規(guī)定”后上市國有企業(yè)2013 年至2016 年在職消費(fèi)降幅的絕對(duì)量。本文的研究從微觀的角度較為全面地評(píng)估了“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響，結(jié)果表明政策發(fā)揮了積極作用，抑制了公款消費(fèi)。同時(shí)，本文的研究表明，外部治理制度可以在一定程度上解決國有企業(yè)的委托-代理問題。

“八項(xiàng)規(guī)定”是 2013 年以來出現(xiàn)的事物，相關(guān)學(xué)術(shù)研究成果較少。已有文獻(xiàn)大部分從黨建理論、黨風(fēng)作風(fēng)等層面做出定性分析，缺乏以微觀數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)對(duì)“八項(xiàng)規(guī)定”政策效應(yīng)的實(shí)證研究。與已有研究相比，本文可能的貢獻(xiàn)在于：(1)一方面，針對(duì)“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)公款消費(fèi)的影響目前有大量的宏觀統(tǒng)計(jì)結(jié)果，但基于企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的研究較為缺乏，另一方面，學(xué)界對(duì)“八項(xiàng)規(guī)定”是否能降低國有企業(yè)在職消費(fèi)并無一致意見，本文有助于厘清這一爭(zhēng)議，是對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充；(2)本文基于“八項(xiàng)規(guī)定”這一外生政策沖擊，評(píng)估了 2013 年至 2016 年的政策效果，雙重差分模型有助于更好地解決內(nèi)生性和逆向因果問題，從而獲得更穩(wěn)健的結(jié)論；(3)已有文獻(xiàn)主要討論“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的綜合影響，而本文進(jìn)一步考察了“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)不同類別的相關(guān)費(fèi)用及其在不同年度的影響，以及地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)在此方面的異質(zhì)性。因此，本文為全面理解“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)的政策效應(yīng)提供了直接證據(jù)，也為認(rèn)識(shí)全面從嚴(yán)治黨提供了新的視角。

本文以下部分如此安排：第二部分是文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)；第三部分是研究設(shè)計(jì)，介紹本文的研究數(shù)據(jù)、方法和模型設(shè)計(jì)；第四部分是實(shí)證結(jié)果與分析，報(bào)告“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的平均處理效應(yīng)、時(shí)間信息忽略法估計(jì)結(jié)果、排除其他政策影響的估計(jì)結(jié)果和安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果；第五部分是進(jìn)一步的分析；第六部分是結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

委托代理理論研究委托人承擔(dān)代理人行為后果風(fēng)險(xiǎn)的前提下，委托人和代理人之間關(guān)系和相互作用的結(jié)果及其調(diào)整(趙蜀蓉等，2014)。Holmstrom 和Milgrom(1985)認(rèn)為，在信息對(duì)稱的條件下，帕累托最優(yōu)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)和最優(yōu)努力水平可以同時(shí)達(dá)到，但在信息不對(duì)稱的條件下，只有代理人是風(fēng)險(xiǎn)中性時(shí)帕累托最優(yōu)才能夠得以實(shí)現(xiàn)。因此，委托人必須放棄帕累托最優(yōu)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)契約。在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行中，市場(chǎng)通常是不完善的，而信息不對(duì)稱也隨處可見(周宏等，2012)。因此，不可避免地存在不同程度的委托-代理問題。“八項(xiàng)規(guī)定”頒布前，國有企業(yè)高額的在職消費(fèi)就是委托-代理問題的表現(xiàn)形式之一。

早期，國外關(guān)于在職消費(fèi)的研究主要集中于企業(yè)理論和公司治理方面(Jensen 和Meckling，1976；Grossman 和 Hart，1980)，近十余年來，出現(xiàn)了關(guān)于在職消費(fèi)的實(shí)證研究(Yermack，2006；Rajan 和 Wulf，2006)。同樣是基于委托-代理理論，國內(nèi)關(guān)于在職消費(fèi)的實(shí)證研究主要從政治因素(王曾等，2014)、管理層權(quán)力(張鐵鑄和沙曼，2014；楊蓉，2016)、公司績效(馮根福和趙玨航，2012)和公司治理(孫世敏等，2016)等方面著手。從國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)來看，學(xué)界對(duì)企業(yè)的在職消費(fèi)主要存在兩種觀點(diǎn)，即在職消費(fèi)的效率觀和代理觀。

持在職消費(fèi)效率觀的學(xué)者們認(rèn)為，業(yè)務(wù)招待有助于商業(yè)合作伙伴關(guān)系的形成，可以構(gòu)建和維系雙方關(guān)系，幫助企業(yè)取得短期和長期利益(Chen，2010)。Henderson 和Spindler(2005)指出，在職消費(fèi)是提高聲望的一種“地位商品”，有助于提升雇員的歸屬感，從而提高公司價(jià)值。從管理層工作效率的角度出發(fā)，Rajan 和 Wulf(2006)利用1986 年至1999 年間美國300 多家公司數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，在職消費(fèi)可以提高管理層的工作效率，并且只有當(dāng)在職消費(fèi)超過一定“界限”時(shí)，才可能會(huì)構(gòu)成代理問題。Fama(1980)認(rèn)為，在雇傭合同使用恰當(dāng)?shù)臈l件下，在職消費(fèi)可以刺激雇員努力工作，因而有助于公司業(yè)績的提高，并且只有在薪酬調(diào)整不能夠彌補(bǔ)在職消費(fèi)所消耗的公司資源時(shí)，在職消費(fèi)才會(huì)成為代理成本的一部分。由此可見，持在職消費(fèi)效率觀的學(xué)者們認(rèn)為，在職消費(fèi)能夠促進(jìn)公司業(yè)務(wù)的開展，進(jìn)而提高公司效率，這與 Rajan 和Zingales(1998)提出的“效率觀”相契合。此外，田利軍(2016)指出，業(yè)務(wù)招待費(fèi)對(duì)企業(yè)績效存在“倒U 型”關(guān)系，即中等水平的業(yè)務(wù)招待費(fèi)對(duì)企業(yè)績效的激勵(lì)作用最大。

持在職消費(fèi)代理觀的學(xué)者們認(rèn)為，在職消費(fèi)通常會(huì)超出公司開展業(yè)務(wù)的需要，為管理層帶來私人收入。Jensen 和Meckling(1976)指出，從在職消費(fèi)的定義可以發(fā)現(xiàn)，在職消費(fèi)在很大程度上可以作為私人隱性收益和代理成本的來源之一，增加個(gè)人效用的同時(shí)又可能會(huì)減少公司收益。Hart(2001)認(rèn)為，如果在職消費(fèi)作為私人利益，那么就代表著財(cái)務(wù)成本超過其帶來的效率增加量。在相當(dāng)一部分經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)中，在職消費(fèi)被視作代理成本的表現(xiàn)形式。Cai、Fang 和 Xu(2005)利用中國企業(yè)數(shù)據(jù)的研究表明，如果公司治理力度不夠，那么高管有可能將娛樂、差旅費(fèi)等更多地用于滿足自己個(gè)人的消費(fèi)欲望。總的來說，代理觀認(rèn)為在職消費(fèi)是經(jīng)營者和股東之間代理問題的一種表現(xiàn)，會(huì)帶來負(fù)面影響，并會(huì)對(duì)企業(yè)價(jià)值構(gòu)成損害(Yermack，2006)。

目前，學(xué)界關(guān)于“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)管理層在職消費(fèi)是否有積極的干預(yù)作用存在兩種對(duì)立觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，“八項(xiàng)規(guī)定”未能成功抑制國有企業(yè)管理層在職消費(fèi)。梅潔和葛楊(2016)認(rèn)為，“八項(xiàng)規(guī)定”沒有顯著降低國有企業(yè)管理層在職消費(fèi)量和其對(duì)主營業(yè)務(wù)收入的侵占①梅潔和葛楊(2016)用管理層在職消費(fèi)占主營業(yè)務(wù)收入的比例作為在職消費(fèi)對(duì)主營業(yè)務(wù)侵占的代理變量。，僅遏制了其增速的進(jìn)一步增長。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，“八項(xiàng)規(guī)定”有效抑制了國有企業(yè)管理層在職消費(fèi)。例如，楊蓉(2016)從高管控制權(quán)角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)“八項(xiàng)規(guī)定”不僅抑制了國有企業(yè)管理層在職消費(fèi)，還抑制了異常在職消費(fèi)②楊蓉(2016)借鑒了 Luo 等(2011)、權(quán)小鋒(2010)等的做法，采用管理層在職消費(fèi)與由經(jīng)濟(jì)因素決定的高管預(yù)期正常在職消費(fèi)之間的差額表示異常在職消費(fèi)。。周軍等(2018)同樣借助權(quán)小鋒等(2010)的做法定義非正常在職消費(fèi)，發(fā)現(xiàn)“八項(xiàng)規(guī)定”顯著降低了國有企業(yè)的過度在職消費(fèi)。從以上情況可看出，盡管對(duì)在職消費(fèi)的度量方式不同，已有研究從不同角度對(duì)兩種觀點(diǎn)提供了相關(guān)經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，但就“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)的影響仍然存在爭(zhēng)議。本文的研究有助于厘清這一爭(zhēng)議，并為深化國有企業(yè)改革，加強(qiáng)外部監(jiān)督和提高國有企業(yè)效率提供相關(guān)證據(jù)。

雖然學(xué)術(shù)界就“八項(xiàng)規(guī)定”是否對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)有顯著抑制作用仍存在爭(zhēng)議，但我們?nèi)钥梢詮闹泄仓醒爰o(jì)委監(jiān)察部的相關(guān)數(shù)據(jù)獲得一些證據(jù)。據(jù)報(bào)道，截至2017 年7 月底，全國累計(jì)查處違反“八項(xiàng)規(guī)定”的事件 180450 起、處理 244798 人，其中包括24 名省部級(jí)干部③數(shù)據(jù)來自中共中央紀(jì)委監(jiān)察部網(wǎng)站《八項(xiàng)規(guī)定改變中國 向黨的十九大交上作風(fēng)建設(shè)優(yōu)秀答卷》。http：//www.ccdi.gov.cn/xwtt/201710/t20171013_108808.html。。據(jù)中共中央紀(jì)委監(jiān)察部網(wǎng)站最新數(shù)據(jù)，2018 年1 月1 日至4 月30日，全國共查處違反“八項(xiàng)規(guī)定”精神的事件14012 起，19900 人受到處理，14246 人受到黨紀(jì)政務(wù)處分，其中主要問題包括公款吃喝、公款旅游、違規(guī)宴請(qǐng)等④數(shù)據(jù)來自中共中央紀(jì)委監(jiān)察部網(wǎng)站。http：//www.ccdi.gov.cn/toutiao/201805/t20180524_172501.html。。從以上數(shù)據(jù)可看出，中國處理違反“八項(xiàng)規(guī)定”精神問題的案例諸多。據(jù)此，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：“八項(xiàng)規(guī)定”將導(dǎo)致國有企業(yè)的在職消費(fèi)水平降低。

本文將從以下幾個(gè)方面來檢驗(yàn)該假設(shè)。首先，以國有企業(yè)為實(shí)驗(yàn)組，其他不受政策影響的非國有企業(yè)為控制組，用雙重差分模型檢驗(yàn)是否同時(shí)期國有企業(yè)的在職消費(fèi)水平顯著降低。其次，由于“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)公款吃喝、公款旅游等行為影響較大，本文還考察了“八項(xiàng)規(guī)定”后國有企業(yè)業(yè)務(wù)招待費(fèi)、辦公費(fèi)和差旅費(fèi)的相對(duì)變化。

進(jìn)一步地，公共政策一般存在一定時(shí)間的政策時(shí)滯。除了政策制定時(shí)間引起的內(nèi)部時(shí)滯外，還需考慮從政策開始實(shí)施到微觀經(jīng)濟(jì)主體行為發(fā)生變化也需要一定時(shí)間(李永友和叢樹海，2006)。從政策時(shí)滯方面來講，由于“八項(xiàng)規(guī)定”可以直接影響微觀主體的行為，那么，隨著時(shí)間推移，政策效力會(huì)逐漸體現(xiàn)。此外，2019 年12 月4 日是實(shí)施“八項(xiàng)規(guī)定”的第7 年，中央紀(jì)委國家監(jiān)委網(wǎng)站公布了該規(guī)定實(shí)施以來的累計(jì)成果。從數(shù)量來看，7 年累計(jì)查處違反“八項(xiàng)規(guī)定”的事件31.7 萬起，平均每年查處約4.5 萬起。如果將截至 2017 年 7 月底的 18 萬起該問題事件看作前 5 年的總成果，那么前5年每年查處該問題事件約 3.6 萬起。從這些數(shù)據(jù)可看出一個(gè)基本事實(shí)：“八項(xiàng)規(guī)定”的查處力度有增無減。據(jù)此，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響隨著時(shí)間推移逐漸變大。

為檢驗(yàn)假設(shè)2，本文首先使用了標(biāo)準(zhǔn)的雙重差分模型以檢驗(yàn)政策的平均處理效應(yīng)，以考察政策效應(yīng)逐年增加的基本事實(shí)是否成立。考慮到標(biāo)準(zhǔn)的雙重差分模型無法識(shí)別政策隨年度變化的動(dòng)態(tài)異質(zhì)性，因而本文借鑒了 Moser 和 Voena(2012)的方法，在其中加入各年虛擬變量與處理變量的交互項(xiàng)，以考察政策的動(dòng)態(tài)異質(zhì)性。

此外，中央國有企業(yè)是由國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會(huì)(簡(jiǎn)稱“國務(wù)院國資委”)監(jiān)管的國有企業(yè)，相比于地方國有企業(yè)，中央國有企業(yè)通常在重要行業(yè)和關(guān)鍵領(lǐng)域發(fā)揮作用。并且，中央國有企業(yè)規(guī)模大、財(cái)務(wù)制度健全，財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)要接受著名會(huì)計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)(楊瑞龍等，2013)。因此，“八項(xiàng)規(guī)定”前，中央國有企業(yè)的受監(jiān)管力度和在職消費(fèi)水平與地方國有企業(yè)本身就存在一定差異。據(jù)此，本文提出了假設(shè)3。

假設(shè)3：“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)地方國有企業(yè)的影響更強(qiáng)。

為檢驗(yàn)假設(shè)3，本文將分別以地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)為實(shí)驗(yàn)組，其他不受影響的非國有企業(yè)為對(duì)照組，分析“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)二者的平均處理效應(yīng)和動(dòng)態(tài)異質(zhì)性的差異。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）在職消費(fèi)的度量

在中國現(xiàn)行的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中，在職消費(fèi)沒有專門的科目予以披露(梅潔和葛楊，2016)。由于在職消費(fèi)數(shù)據(jù)可獲得性的受限，很難科學(xué)地度量上市公司高管在職消費(fèi)量(陳冬華等，2005)。學(xué)界嘗試用一些代理變量對(duì)在職消費(fèi)進(jìn)行度量和分析。由于在職消費(fèi)一般都計(jì)入管理費(fèi)用，并且企業(yè)年報(bào)披露規(guī)則規(guī)定，該項(xiàng)目中大額明細(xì)科目應(yīng)當(dāng)予以披露，這就有可能從上市公司年報(bào)中獲取在職消費(fèi)有關(guān)數(shù)據(jù)(Chen 等，2010；樹友林，2011)。

目前，在相關(guān)研究中，度量在職消費(fèi)主要有兩種方法。一種方法是 Luo 等(2011)、權(quán)小鋒等(2010)、張鐵鑄和沙曼(2014)所采用的方法，在管理費(fèi)用的基礎(chǔ)上，以扣除工資及福利費(fèi)、折舊與攤銷、研究開發(fā)費(fèi)、稅費(fèi)及存貨跌價(jià)準(zhǔn)備等明顯不屬于在職消費(fèi)的項(xiàng)目后的金額作為在職消費(fèi)的代理變量。另一種是陳冬華等(2005)采用的方法，該數(shù)據(jù)通過查閱上市公司年報(bào)附注中“支付的其他與經(jīng)營活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金流量”項(xiàng)目收集，并且將可能與高管人員在職消費(fèi)有關(guān)的費(fèi)用項(xiàng)目分為八類：辦公費(fèi)、差旅費(fèi)、業(yè)務(wù)招待費(fèi)、通訊費(fèi)、出國培訓(xùn)費(fèi)、董事會(huì)費(fèi)、小車費(fèi)和會(huì)議費(fèi)，這些項(xiàng)目容易成為高管人員獲取好處的捷徑，高管人員可以通過這些項(xiàng)目將私人開支轉(zhuǎn)嫁給公司①通常上市公司會(huì)披露其中的各明細(xì)科目，未披露明細(xì)科目的金額定為 0，如果所有明細(xì)科目均未披露，則剔除之。。目前，大部分的實(shí)證研究都運(yùn)用了該方法(陳冬華等，2005；盧銳、魏明海，2008；Luo 等，2011)。據(jù)此，本文采取陳冬華等(2005)的“八項(xiàng)費(fèi)用”法測(cè)算管理層在職消費(fèi)。

（二）模型設(shè)定和變量定義

1978 年，普林斯頓大學(xué)的 Ashenfelter 和Card 第一次用雙重差分模型對(duì)項(xiàng)目進(jìn)行了評(píng)估，隨后該模型在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域得以推廣，原因在于該方法借助外生沖擊形成的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)?zāi)軌蜉^為準(zhǔn)確地識(shí)別變量間的真實(shí)因果關(guān)系。本文以國有企業(yè)樣本作為實(shí)驗(yàn)組，以非國有企業(yè)樣本作為控制組，采用雙重差分法檢驗(yàn)“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響，模型設(shè)定如下：

根據(jù)以往研究在職消費(fèi)的相關(guān)文獻(xiàn)(王曾等，2014；張鐵鑄和沙曼，2014；廖歆欣和劉運(yùn)國，2016)，本文引入以下控制變量：管理層薪酬(高管報(bào)酬)、公司特征②為了解決公司金融研究中財(cái)務(wù)指標(biāo)的內(nèi)生性問題，本文所用的公司財(cái)務(wù)指標(biāo)，如公司規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿和公司業(yè)績等，均采用t-1 期數(shù)據(jù)。及公司治理(公司規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)董占比、員工人數(shù)、公司業(yè)績、公司成立年限、成長機(jī)會(huì)、審計(jì)師和股權(quán)集中度)和 CEO 個(gè)人特征(年齡、性別和二職合一)。此外，為控制更多異質(zhì)性因素，本文還控制了企業(yè)級(jí)別的固定效應(yīng) fi和時(shí)間固定效應(yīng)tδ 。主要變量的具體定義見附錄表1③讀者可掃描本文二維碼，點(diǎn)擊“附錄”獲取，下同。。

（三）數(shù)據(jù)和樣本

本文以 2011 年至 2016 年，即“八項(xiàng)規(guī)定”實(shí)施前 2 年和后 4 年，為樣本區(qū)間，選取 A 股上市公司作為初始樣本，將實(shí)際控制人為地方國有企業(yè)、國資委、地方國資委、地方政府、中央國家機(jī)關(guān)和中央國有企業(yè)的上市公司界定為國有企業(yè)，將其他實(shí)際控制人的上市公司界定為非國有企業(yè)。本文按以下程序篩選研究樣本：(1)剔除當(dāng)年被“ST”和“*ST”的樣本；(2)剔除財(cái)務(wù)指標(biāo)和公司治理數(shù)據(jù)缺失的樣本和觀測(cè)不連續(xù)的樣本；(3)剔除隸屬于金融和保險(xiǎn)業(yè)(2012 年證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類)的樣本和 S 股樣本；(4)剔除了樣本區(qū)間內(nèi)所有制出現(xiàn)變更的企業(yè)；(5)為消除極端值影響，對(duì)主要連續(xù)變量進(jìn)行1%水平的winsorize 處理。

本文除在職消費(fèi)數(shù)據(jù)是通過查找上市公司年報(bào)手工收集外，其他數(shù)據(jù)均來自于東方財(cái)富網(wǎng)(www.eastmoney.com)、Wind 金融資訊數(shù)據(jù)庫、國泰安(CSMAR)和 Choice金融數(shù)據(jù)庫。

其中，在職消費(fèi)數(shù)據(jù)通過查閱上市公司年報(bào)附注中“支付的其他與經(jīng)營活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金流量”項(xiàng)目收集，并且將可能與高管人員在職消費(fèi)有關(guān)的費(fèi)用項(xiàng)目分為八類：辦公費(fèi)、差旅費(fèi)、業(yè)務(wù)招待費(fèi)、通訊費(fèi)、出國培訓(xùn)費(fèi)、董事會(huì)費(fèi)、小車費(fèi)和會(huì)議費(fèi)。經(jīng)過樣本篩選并剔除觀測(cè)區(qū)間不連續(xù)的樣本和年報(bào)附注中所有明細(xì)項(xiàng)目均未披露的樣本后，共有1159 家上市公司至少披露了一項(xiàng)明細(xì)科目，1159 家上市公司6 年共計(jì)有6954 個(gè)觀測(cè)值。其中有565 家國有企業(yè)共3390 條觀測(cè)值，594家非國有企業(yè)共3564 條觀測(cè)值。

要使用雙重差分法來估計(jì)政策沖擊效果，除了要求實(shí)驗(yàn)組和控制組存在平行趨勢(shì)以外，還需要確保實(shí)驗(yàn)組和控制組在選擇上是隨機(jī)的。楊衛(wèi)東(2013)指出，民營企業(yè)和國有企業(yè)的職能區(qū)別較大，民營企業(yè)在合法的前提下，以追求利潤最大化為目標(biāo)，國有企業(yè)則是為了實(shí)現(xiàn)政府制定的目標(biāo)，并且國有企業(yè)的職能通常根據(jù)國家的需要而變化。因此，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的分組可能存在一定的樣本自選擇問題，需要進(jìn)一步排除這種可能性對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。為了得到更加穩(wěn)健的結(jié)果，本文用傾向得分匹配法(PSM)尋找國有企業(yè)的“可比樣本”。

以 2011 年的樣本為基準(zhǔn)，本文首先以模型(1)中控制變量對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組的分組變量Treat 進(jìn)行 Probit 模型估計(jì)，以預(yù)測(cè)值作為匹配得分，如果兩個(gè)企業(yè)的得分相近或相等，說明兩個(gè)企業(yè)的特征相似。根據(jù)得分剔除掉未成功匹配的企業(yè)，以此獲得國有企業(yè)的“可比樣本”。最終得到1842 條國有企業(yè)觀測(cè)值和1152 條非國有企業(yè)觀測(cè)值。匹配前后各變量均值檢驗(yàn)如附錄表2 所示。匹配前，國有企業(yè)和非國有企業(yè)各變量中，除獨(dú)立董事比例和成長性外，其他變量的均值差異至少在5%的水平上顯著，故可認(rèn)為國有企業(yè)和非國有企業(yè)存在樣本自選擇問題。匹配后，除了CEO 年齡差異在10%的水平上顯著以外，其他所有變量均值均無顯著差異，匹配結(jié)果比較可靠，故可以認(rèn)為排除了國有企業(yè)和非國有企業(yè)的樣本自選擇問題。

表1 為在職消費(fèi)各明細(xì)科目的描述性統(tǒng)計(jì)。其中，國有企業(yè)的辦公費(fèi)、差旅費(fèi)和業(yè)務(wù)招待費(fèi)均值分別為 1129.51 萬元、598.92 萬元、507.28 萬元，非國有企業(yè)的辦公費(fèi)、差旅費(fèi)和業(yè)務(wù)招待費(fèi)均值分別為1399.85 萬元、814.61 萬元、631.53 萬元，兩類企業(yè)存在比較明顯的差異。

表1 在職消費(fèi)明細(xì)科目描述性統(tǒng)計(jì)(單位：萬元)

續(xù)表1

（四）變量描述性統(tǒng)計(jì)

附錄表 3 列出了所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。其結(jié)果表明，匹配后的上市企業(yè)在職消費(fèi)均值為2778.53 萬元，中位數(shù)為1425.32 萬元，標(biāo)準(zhǔn)差為4383.24，說明企業(yè)在職消費(fèi)的差異很大，并且均值大于中位數(shù)，表明企業(yè)在職消費(fèi)的分布存在右偏的特征；同理，高管報(bào)酬、公司規(guī)模等變量均有類似的分布特征。所以，在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)，對(duì)在職消費(fèi)、高管報(bào)酬、公司規(guī)模等變量取自然對(duì)數(shù)。

表 2 為“八項(xiàng)規(guī)定”頒布前后上市公司在職消費(fèi)的單變量分析。從表 2 中可觀察到，國有企業(yè)在“八項(xiàng)規(guī)定”頒布后的在職消費(fèi)均值有所下降，但檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，t 值為-1.29；非國有企業(yè)在政策頒布后的在職消費(fèi)均值有所上升，且t 檢驗(yàn)結(jié)果在1%的水平上顯著。這說明“八項(xiàng)規(guī)定”不能促使非國有企業(yè)在職消費(fèi)下降，非國有企業(yè)的在職消費(fèi)仍然隨著時(shí)間推移而增加。綜上所述，僅從單變量分析中無法判定“八項(xiàng)規(guī)定”是否影響國有企業(yè)在職消費(fèi)，因而還需進(jìn)一步分析。

表2 上市公司在職消費(fèi)在“八項(xiàng)規(guī)定”頒布前后變化(單位：萬元，個(gè))

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）平行趨勢(shì)分析

圖1 是2011 年至2016 年國有企業(yè)和非國有企業(yè)在職消費(fèi)趨勢(shì)圖。從圖1 中可看出，政策實(shí)施前，2011 年至2012 年國有企業(yè)和非國有企業(yè)的在職消費(fèi)增長趨勢(shì)基本平行，在2012 年年底“八項(xiàng)規(guī)定”實(shí)施后，2013 年國有企業(yè)在職消費(fèi)量曲線有所下降，同時(shí)，不受政策影響的非國有企業(yè)的在職消費(fèi)量依然保持增長的趨勢(shì)。以上情況說明，“八項(xiàng)規(guī)定”可能導(dǎo)致國有企業(yè)在職消費(fèi)水平發(fā)生變化。因此，可以采用雙重差分法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

圖1 在職消費(fèi)平行趨勢(shì)(單位：萬元)

（二）雙重差分法估計(jì)結(jié)果

表 3 是模型(1)的估計(jì)結(jié)果。其中，第(1)列至第(4)列分別為“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)2011 年至2016 年平均處理效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，所用的樣本觀測(cè)值分別為3 年至 6 年平衡面板數(shù)據(jù)。從結(jié)果可看出，第(1)列至第(4)列交互項(xiàng)Treat ×After系數(shù)均為負(fù)，且均在 1%的水平上顯著，說明相對(duì)于不受“八項(xiàng)規(guī)定”影響的非國有企業(yè)，國有企業(yè)的在職消費(fèi)水平在“八項(xiàng)規(guī)定”實(shí)施后顯著下降，因此“八項(xiàng)規(guī)定”確實(shí)促使了國有企業(yè)在職消費(fèi)水平的下降。進(jìn)一步分析可知，第(1)列至第(4)列交互項(xiàng)系數(shù)的絕對(duì)值逐漸變大，依次為 12.62%、16.69%、22.11%和 26.97%。估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值逐漸增大的一種原因可能是存在政策時(shí)滯。陳潭(2004)指出，公眾對(duì)政策的認(rèn)知水平和理解程度越高，政策時(shí)滯就越短，政策時(shí)滯也與外在因素如意識(shí)形態(tài)、政治法律、科學(xué)技術(shù)等環(huán)境因素相關(guān)。比如，意識(shí)形態(tài)的限制越多，啟動(dòng)時(shí)間越長，政策時(shí)滯越長。估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值逐漸增大的另一可能原因是隨著時(shí)間推移，中央對(duì)違反“八項(xiàng)規(guī)定”行為的打擊力度加大和監(jiān)管效力提升。此外，隨著時(shí)間的推移，政策的平均處理效應(yīng)在增強(qiáng)，這可能是由于在這之后中央出臺(tái)的一系列政策或進(jìn)行的相關(guān)工作，如反腐、巡視等，進(jìn)一步降低了國有企業(yè)的在職消費(fèi)水平。這些結(jié)果說明，“八項(xiàng)規(guī)定”確實(shí)促使了國有企業(yè)在職消費(fèi)量的減少，但可能高估了對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響。

表3 “八項(xiàng)規(guī)定”與國有企業(yè)在職消費(fèi)的平均處理效應(yīng)

（三）其他政策對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響

由于雙重差分模型以受政策影響的國有企業(yè)為實(shí)驗(yàn)組，不受政策影響的非國有企業(yè)為對(duì)照組，并和政策前后時(shí)間虛擬變量作交互以估計(jì)政策效應(yīng)，因此，表3 所估計(jì)的平均處理效應(yīng)可能為 2013 年之后一系列沖擊的疊加效應(yīng)(如反腐、巡視等工作)，即“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響可能被高估。為此，本文給出了“八項(xiàng)規(guī)定”后至2015 年底可能影響國有企業(yè)行為的部分重大事件及其時(shí)點(diǎn)。

附錄中的表 4 列示了“八項(xiàng)規(guī)定”及以后可能影響國有企業(yè)在職消費(fèi)的外部沖擊。2013 年后影響國有企業(yè)在職消費(fèi)的外生沖擊主要包括了“八項(xiàng)規(guī)定”、反腐、中央巡視和“限薪令”等。一方面，根據(jù)中央紀(jì)委監(jiān)察部網(wǎng)站數(shù)據(jù)顯示，中央第一輪和第二輪巡視的國有企業(yè)僅包含中國儲(chǔ)備糧管理總公司和中國長江三峽集團(tuán)公司。另一方面，2015 年后中央巡視組逐漸實(shí)現(xiàn)了對(duì)國有重要骨干企業(yè)和中央金融單位的巡視全覆蓋，2016 年初實(shí)現(xiàn)了對(duì) 139 家中央一級(jí)黨和國家機(jī)關(guān)的派駐機(jī)構(gòu)全覆蓋。從以上情況可看出，2013 年國有企業(yè)受到其他政策影響的可能性較小。2013 年后，中央巡視的覆蓋面逐漸擴(kuò)大，其他沖擊的效力逐漸顯現(xiàn)，可能導(dǎo)致高估“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響。為此，本文選取 2012 年和 2013 年為數(shù)據(jù)區(qū)間，考察“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響，估計(jì)結(jié)果見表4。

表4 報(bào)告了2013 年“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的平均處理效應(yīng)。從表4 中可看出，交互項(xiàng)系數(shù)為-0.1135，在 1%的水平上顯著，表明在排除了其他政策對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響之后，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)仍然有顯著負(fù)向影響。

表4 2013年平均處理效應(yīng)

（四）排除時(shí)間序列相關(guān)性導(dǎo)致的偏誤

Bertrand 等(2004)指出，基于雙重差分的研究方法所使用的數(shù)據(jù)一般具有序列相關(guān)問題，并且序列相關(guān)會(huì)導(dǎo)致低估估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤，使 t 統(tǒng)計(jì)量的取值偏大，進(jìn)而過度拒絕原假設(shè)，導(dǎo)致第一類錯(cuò)誤。進(jìn)一步地，Bertrand 等(2004)給出了如下四種解決辦法。

第一，參數(shù)法。該方法是大多數(shù)學(xué)者所采用的修正方法，事先設(shè)定誤差項(xiàng)的自相關(guān)結(jié)構(gòu)，再進(jìn)行參數(shù)估計(jì)計(jì)算出系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。該方法不容易找到適合的自相關(guān)結(jié)構(gòu)，并且也沒有真正地修正序列相關(guān)導(dǎo)致的過度拒絕問題，修正結(jié)果較差。

第二，分塊自助法。該方法將屬于同一個(gè)層級(jí)的觀測(cè)值放在一起以保留數(shù)據(jù)中心自相關(guān)結(jié)構(gòu)的信息，如果抽樣的次數(shù)足夠多，即使同一個(gè)層級(jí)的觀測(cè)值存在相關(guān)性，通過重復(fù)抽樣得到的統(tǒng)計(jì)量分布和樣本統(tǒng)計(jì)量分布之間的差異也會(huì)逐漸變小。

第三，方差協(xié)方差矩陣法。在層級(jí)數(shù)量足夠多的情況下，可以使用方差協(xié)方差矩陣估計(jì)自相關(guān)結(jié)構(gòu)，該方法在層級(jí)數(shù)量趨于無窮的條件下可以得到標(biāo)準(zhǔn)誤的一致估計(jì)。

第四，時(shí)間序列信息忽略法。序列相關(guān)問題的另一個(gè)解決方案是在估計(jì)和計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)誤差時(shí)忽略時(shí)間序列分量。該方法對(duì)政策前后的數(shù)據(jù)進(jìn)行平均，并對(duì)該結(jié)果進(jìn)行 2期數(shù)據(jù)的基準(zhǔn)DID 模型估計(jì)。

對(duì)于參數(shù)法而言，不容易找到合適的自相關(guān)結(jié)構(gòu)。分塊自助法和方差協(xié)方差矩陣法都需要較多的層級(jí)數(shù)量。Bertrand 等(2004)指出，時(shí)間序列信息忽略法即使在小樣本的情況下也可以得到比較穩(wěn)健的結(jié)果。據(jù)此，本文基于該方法進(jìn)行進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以排除時(shí)間序列相關(guān)性可能導(dǎo)致的偏誤。

其估計(jì)結(jié)果如表 5 所示。根據(jù)時(shí)間序列信息忽略法要求，對(duì)在政策沖擊之前 2 年變量取均值作為 DID 模型的第一期數(shù)據(jù)，第(1)列至第(3)列分別為對(duì)沖擊后 2 年、3年和4 年數(shù)據(jù)取均值作為基準(zhǔn)模型的第二期數(shù)據(jù)。表5 中第(1)列至第(3)列的交互項(xiàng)系數(shù)分別為-16.51%、-21.95%和-27.43%，且均在 1%的水平上顯著。以上結(jié)果說明，通過時(shí)間序列信息忽略法消除樣本時(shí)間序列層面的相關(guān)性之后，本文的結(jié)果仍然穩(wěn)健。

表5 時(shí)間序列信息忽略法估計(jì)結(jié)果

（五）安慰劑檢驗(yàn)

為進(jìn)一步確認(rèn)“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)影響的因果關(guān)系，本文把政策實(shí)施時(shí)間前推到 2011 年 12 月 31 日作為虛擬政策時(shí)點(diǎn)，選取 2011 年和 2012 年數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間進(jìn)行政策效應(yīng)的安慰劑檢驗(yàn)。如果檢驗(yàn)結(jié)果沒有類似的因果關(guān)系，則表明前文用雙重差分估計(jì)的在職消費(fèi)差異確實(shí)是“八項(xiàng)規(guī)定”這一政策沖擊所引起的。

表6 列出了以2011 年作為虛擬政策時(shí)點(diǎn)的安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果。表6 顯示，交互項(xiàng)系數(shù)為正但不顯著。這表明“八項(xiàng)規(guī)定”之前，國有企業(yè)相比于非國有企業(yè)在同時(shí)期的在職消費(fèi)量無顯著變化，結(jié)合前文結(jié)果可以得出，2013 年后國有企業(yè)在職消費(fèi)的變化確實(shí)是由“八項(xiàng)規(guī)定”這一外生沖擊所造成的。

表6 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

五、進(jìn)一步分析

首先，由于“八項(xiàng)規(guī)定”旨在限制公款吃喝、超規(guī)格接待和超額在職消費(fèi)等行為，那么對(duì)不同類型的在職消費(fèi)的干預(yù)效果應(yīng)該存在差異。Rajan 和 Wulf(2006)指出，只有當(dāng)在職消費(fèi)超過一定“界限”時(shí)，才會(huì)構(gòu)成代理問題。那么，對(duì)于上市公司而言，與其業(yè)務(wù)量相當(dāng)?shù)摹⒄Ｒ?guī)模的在職消費(fèi)應(yīng)當(dāng)予以保留。據(jù)此，隨著在職消費(fèi)的增加，其所處的分位數(shù)水平增高，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)該類在職消費(fèi)的限制作用也應(yīng)有所不同。因此，本文在本部分引入分位數(shù)回歸的方法來研究“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)處于不同分位水平的在職消費(fèi)的影響。其次，無論是財(cái)政政策、貨幣政策，還是公共政策，都可能存在政策時(shí)滯，“八項(xiàng)規(guī)定”的傳導(dǎo)機(jī)制不具有復(fù)雜性，其可以直接影響國有企業(yè)的在職消費(fèi)量，但政策的各年度效應(yīng)不一定相同。為此，本文研究“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)影響的動(dòng)態(tài)異質(zhì)性，以區(qū)分政策的年度差異。同時(shí)，為了透徹地分析“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)不同年度、不同在職消費(fèi)分位數(shù)水平的國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響，本文還同時(shí)考察了政策的動(dòng)態(tài)異質(zhì)性和分位數(shù)回歸。最后，不同類型的國有企業(yè)對(duì)政策沖擊的反應(yīng)可能不同，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)的干預(yù)效果也可能存在一定的差異，故在本部分通過改變實(shí)驗(yàn)組定義來估計(jì)“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)干預(yù)效應(yīng)的差異。

（一）“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)不同類型費(fèi)用的影響

“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)公款吃喝、超規(guī)格接待和公費(fèi)旅游有嚴(yán)格限制，故可能會(huì)對(duì)國有企業(yè)的業(yè)務(wù)招待費(fèi)、差旅費(fèi)和辦公費(fèi)的影響較大。對(duì)此，本部分分別以招待費(fèi)、差旅費(fèi)和辦公費(fèi)的自然對(duì)數(shù)為因變量，用模型(1)估計(jì)“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)三項(xiàng)費(fèi)用的影響。本文在研究“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)招待費(fèi)、差旅費(fèi)和辦公費(fèi)的影響時(shí)，分別剔除了未披露這三項(xiàng)費(fèi)用的上市公司，最終分別得到 2154 條、2514 條和 2280 條觀測(cè)值，估計(jì)結(jié)果見附錄表 5。第(1)列至第(3)列分別為招待費(fèi)、辦公費(fèi)和差旅費(fèi)作因變量的估計(jì)結(jié)果，交互項(xiàng)系數(shù)分別為-44.01%、-19.32%、-17.46%，即“八項(xiàng)規(guī)定”后，截至2016 年，國有企業(yè)的業(yè)務(wù)招待費(fèi)平均降低了44.01%，辦公費(fèi)平均降低了19.32%，差旅費(fèi)平均降低了17.46%。可見，“八項(xiàng)規(guī)定”后，公款吃喝、超規(guī)格接待等情況有所改善。

（二）“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)不同分位數(shù)水平在職消費(fèi)的影響

隨著國有企業(yè)在職消費(fèi)所處分位數(shù)水平提高，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)其在職消費(fèi)的干預(yù)作用可能隨之發(fā)生變化。本文借鑒分位數(shù)回歸和雙重差分模型來研究“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)處于不同分位數(shù)水平的國有企業(yè)在職消費(fèi)量的平均處理效應(yīng)。其模型如下：

附錄表 6 是分位數(shù)與平均處理效應(yīng)回歸結(jié)果，其中第(1)列至第(3)列分別為 25分位數(shù)、50 分位數(shù)和75 分位數(shù)回歸結(jié)果，第(4)列是OLS 估計(jì)結(jié)果。交互項(xiàng)系數(shù)分別為-22.74%、-19.17%、-29.29%和-26.97%，均在 1%的水平上顯著。這說明“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)處于 75 分位水平的在職消費(fèi)平均處理效應(yīng)強(qiáng)于 25 分位水平和 50 分位水平的該效應(yīng)，即外部監(jiān)督對(duì)高分位水平在職消費(fèi)的影響更大。

（三）“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)影響的動(dòng)態(tài)異質(zhì)性

前文的實(shí)證結(jié)果部分已用雙重差分模型估計(jì)了“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)影響的平均處理效應(yīng)，即估計(jì)了政策實(shí)施后 2011—2016 年間國有企業(yè)相比于非國有企業(yè)同時(shí)期在職消費(fèi)水平的平均差異。實(shí)際上，政策沖擊的效果通常是變化、連續(xù)的。為了區(qū)分“八項(xiàng)規(guī)定”各年度的動(dòng)態(tài)異質(zhì)性，本文借鑒Moser 和Voena(2012)的方法及分位數(shù)回歸思想，構(gòu)建如下模型：

式(3)中，Dc為 2012 年至 2016 年的年份虛擬變量。動(dòng)態(tài)異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果如附錄表 7 所示，第(5)列總體回歸結(jié)果顯示，2013 年、2014 年、2015 年和 2016 年“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)量均有顯著影響，且均在1%的水平上顯著，隨著時(shí)間的推移，交互項(xiàng)系數(shù)分別為-12.26%、-19.73%、-31.29%、-42.05%，絕對(duì)值逐年增大，說明“八項(xiàng)規(guī)定”的干預(yù)效果隨著時(shí)間的推移逐漸展現(xiàn)；第(1)列至第(4)列結(jié)果顯示，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)處于不同年份、不同分位數(shù)水平的在職消費(fèi)的干預(yù)結(jié)果也具有異質(zhì)性。總的來說，隨著時(shí)間的推移，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)的在職消費(fèi)量的影響逐漸增大，這與前文結(jié)論一致。此外，從估計(jì)結(jié)果可看出，處于75 分位水平的在職消費(fèi)受到的影響更大。

圖2 為“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)干預(yù)效果動(dòng)態(tài)異質(zhì)性的折線圖。從圖2 中可看出，2012 年至 2015 年國有企業(yè)在職消費(fèi)量曲線迅速下降。形成此種干預(yù)效果的原因可能有兩種：其一，隨著時(shí)間的推移，中央“八項(xiàng)規(guī)定”的監(jiān)察力度不斷加大，政策干預(yù)效果隨著時(shí)間遞增。其二，“八項(xiàng)規(guī)定”存在政策時(shí)滯，由于政策是2012 年12 月頒布的，2013 年不一定所有的國有企業(yè)都來得及反應(yīng)，并且政策沖擊對(duì)地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)的效應(yīng)也不一定相同。考慮到2013 年后反腐、巡視等一系列工作的開展對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)可能有一定影響，圖2 所描述的政策干預(yù)效果有可能在2014 年及以后年份被高估，但仍未改變“八項(xiàng)規(guī)定”發(fā)揮了積極作用的基本事實(shí)。

圖2 政策干預(yù)效果動(dòng)態(tài)異質(zhì)性

（四）“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)影響的異質(zhì)性

中央國有企業(yè)長期以來是中國經(jīng)濟(jì)的支柱，是國家控制國民經(jīng)濟(jì)的主要形式(楊瑞龍等，2013)。因此，地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)對(duì)政策的反應(yīng)可能是不同的，在執(zhí)行的效力上也可能不同。故本部分檢驗(yàn)了政策對(duì)地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)的效應(yīng)是否具有異質(zhì)性：分別以地方國有企業(yè)、中央國有企業(yè)為處理組并以不受政策影響的非國有企業(yè)為控制組來進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，檢驗(yàn)估計(jì)系數(shù)的大小是否存在顯著差異。

附錄中表 8 是“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)政策效應(yīng)差異的估計(jì)結(jié)果。表中第(1)列和第(2)列分別為以地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)為實(shí)驗(yàn)組，以其他不受政策影響的非國有企業(yè)為控制組的估計(jì)結(jié)果。從表中可發(fā)現(xiàn)，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)地方國有企業(yè)的平均處理效應(yīng)為-28.04%，在 1%的水平上顯著；對(duì)中央國有企業(yè)的平均處理效應(yīng)為-13.91%，在 10%的水平上顯著。這一結(jié)果表明，“八項(xiàng)規(guī)定”后，相比于不受政策影響的非國有企業(yè)，同時(shí)期地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)的在職消費(fèi)水平均有所下降。進(jìn)一步地，地方國有企業(yè)與中央國有企業(yè)的平均處理效應(yīng)的系數(shù)具有顯著差異，t 值為-3.25***。故可推斷“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)地方國有企業(yè)的平均處理效應(yīng)比對(duì)中央國有企業(yè)的平均處理效應(yīng)更大。

為進(jìn)一步分析地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)的動(dòng)態(tài)異質(zhì)性，本文還估計(jì)了“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)在職消費(fèi)影響的動(dòng)態(tài)差異，結(jié)果如附錄表 9 所示。第(1)列至第(2)列分別是以地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)為實(shí)驗(yàn)組，其他不受政策影響的非國有企業(yè)為控制組的估計(jì)結(jié)果。從該表中可看出，2013 年至2016 年，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)地方國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響分別為-11.95%、-20.64%、-32.38%和-42.39%，且均在 1%的水平上顯著。第(2)列結(jié)果顯示，2013 年至 2016 年，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)中央國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響分別為-12.01%，-5.91%、-13.17%和-27.15%，2013 年、2014 年和 2015 年交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，但不顯著，2016 年交互項(xiàng)系數(shù)在 5%的水平上顯著，那么前文估計(jì)的中央國有企業(yè)所受平均處理效應(yīng)完全是由 2016 年在職消費(fèi)的變化引起的。從 2016 年地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)交互項(xiàng)系數(shù)的差異來看，t 值為-2.15**。

從附錄表8 和表9 的估計(jì)結(jié)果可一致得出，相比于其他不受政策影響的非國有企業(yè)，在同時(shí)期“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)地方國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響顯著大于對(duì)中央國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響。該情況有兩種可能的解釋：第一，如果中央國有企業(yè)和地方國有企業(yè)在“八項(xiàng)規(guī)定”前的在職消費(fèi)水平相仿，那么同時(shí)期，相比于其他不受政策影響的非國有企業(yè)，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)地方國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響的確更大；第二，中央國有企業(yè)的在職消費(fèi)水平在“八項(xiàng)規(guī)定”前比地方國有企業(yè)的在職消費(fèi)水平低，必要的在職消費(fèi)還需保留，那么即使“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)其在職消費(fèi)有影響，幅度也不會(huì)太大。為此，本文分別給出了政策前后地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)在職消費(fèi)的折線圖。

圖 3 為地方國有企業(yè)、中央國有企業(yè)和非國有企業(yè)的在職消費(fèi)趨勢(shì)折線圖。從該圖中可以看出，2011 年至 2016 年中央國有企業(yè)在職消費(fèi)水平都低于地方國有企業(yè)在職消費(fèi)水平。這說明，中央國有企業(yè)的在職消費(fèi)水平本身就低于地方國有企業(yè)在職消費(fèi)水平，這也導(dǎo)致了同時(shí)期中央國有企業(yè)在職消費(fèi)水平的降幅有限。前文的估計(jì)結(jié)果還顯示，“八項(xiàng)規(guī)定”在 2013 年、2014 年和 2015 年對(duì)中央國有企業(yè)的影響分別為-12.01%、-5.91%和-13.17%，但不顯著。從圖3 可以看出，在2011 年至2015 年這一區(qū)間，中央國有企業(yè)的在職消費(fèi)水平低于非國有企業(yè)在職消費(fèi)水平，但兩者變化趨勢(shì)相差不大，這也解釋了 2013 年、2014 年和 2015 年變量 Central 和年份虛擬變量交互項(xiàng)的不顯著。

圖3 企業(yè)在職消費(fèi)趨勢(shì)

綜上所述，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)地方國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響大于對(duì)中央國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響是兩者本身差異所致，即中央國有企業(yè)各年的在職消費(fèi)水平本身就低于地方國有企業(yè)，故導(dǎo)致其在職消費(fèi)水平的降幅有限。

（五）“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的總量推斷

張逸興等(2019)指出，“八項(xiàng)規(guī)定”頒布兩年后，國有企業(yè)、政府部門和事業(yè)單位員工所在家庭的消費(fèi)增加了 3217 億元。為了更加直觀地獲得“八項(xiàng)規(guī)定”的影響，本文嘗試對(duì)“八項(xiàng)規(guī)定”影響國有企業(yè)在職消費(fèi)的總量進(jìn)行初步推斷。根據(jù) Wind 咨詢和CSMAR 數(shù)據(jù)庫，2013 年至 2016 年的國有上市公司數(shù)量分別為 986、998、1011 和1035。根據(jù)本文數(shù)據(jù)，“八項(xiàng)規(guī)定”前的國有上市公司在職消費(fèi)均值為 2694.56 萬元，那么可初步估計(jì) 2013 年、2014 年、2015 年和 2016 年該在職消費(fèi)絕對(duì)量分別下降32.57 億元、53.06 億元、85.24 億元和117.27 億元，如表7 所示。“八項(xiàng)規(guī)定”之后上市國有企業(yè)的在職消費(fèi)累計(jì)減少288.14 億元。

表7 “八項(xiàng)規(guī)定”引起的國有企業(yè)在職消費(fèi)變化(單位：%，億元)

表7 的計(jì)算結(jié)果只是對(duì)“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)影響的初步推算，并且僅包含了國有上市公司。如果推廣到所有國有企業(yè)、政府部門和事業(yè)單位，那么這些數(shù)值會(huì)更大。因此，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響是顯著且重大的。

六、結(jié) 論

本文基于中國上市公司數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分模型，研究了“八項(xiàng)規(guī)定”這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響。

本研究發(fā)現(xiàn)，2013 年至2016 年，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的平均處理效應(yīng)分別為-12.62%、-16.69%、-22.11%、-26.97%，即“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)水平的降低起到了積極作用，緩解了代理沖突。在使用時(shí)間序列信息忽略法解決了時(shí)間序列相關(guān)的問題后，結(jié)論依然穩(wěn)健。進(jìn)一步地，通過安慰劑檢驗(yàn)和以時(shí)間為切入點(diǎn)排除其他政策影響后，“八項(xiàng)規(guī)定”降低國有企業(yè)在職消費(fèi)水平的基本事實(shí)仍然成立。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，截至 2016 年，國有企業(yè)的業(yè)務(wù)招待費(fèi)平均減少了約 44.01%，辦公費(fèi)平均減少了約19.32%，差旅費(fèi)平均減少了約17.46%。通過構(gòu)造年度虛擬變量和實(shí)驗(yàn)組虛擬變量的交互項(xiàng)，本文發(fā)現(xiàn)“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)的影響隨著時(shí)間推移呈現(xiàn)出遞增趨勢(shì)。本文還發(fā)現(xiàn)，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)地方國有企業(yè)在職消費(fèi)的干預(yù)作用顯著強(qiáng)于對(duì)中央國有企業(yè)的該作用，但這是由這兩者本身差異所致。最后，本文根據(jù)估計(jì)結(jié)果推算了“八項(xiàng)規(guī)定”后國有上市公司在職消費(fèi)水平降幅的絕對(duì)量，2013 年至 2016 年，國有上市公司在職消費(fèi)水平降幅的絕對(duì)量分別約為32.57 億元、53.06 億元、85.24 億元和117.27 億元，總計(jì)288.14 億元。

本文從實(shí)證層面證實(shí)了“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)降低國有企業(yè)在職消費(fèi)水平有顯著作用。長期來看，“八項(xiàng)規(guī)定”對(duì)降低企業(yè)代理成本具有積極作用，有助于國有企業(yè)健康發(fā)展。本文為理解“八項(xiàng)規(guī)定”的政策效果提供了直接證據(jù)，為未來進(jìn)一步加強(qiáng)相關(guān)工作提供了理論依據(jù)。

本文的研究不僅有助于厘清“八項(xiàng)規(guī)定”的實(shí)施對(duì)國有企業(yè)在職消費(fèi)水平影響的爭(zhēng)議，還表明了外部治理可以在一定程度上解決國有企業(yè)的委托-代理問題，為國有企業(yè)的外部治理提供了新的證據(jù)。此外，本文也為從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度認(rèn)識(shí)全面從嚴(yán)治黨提供了新的視角。