国有企业支付了更高的职工工资吗_

国有企业支付了更高的职工工资吗?* 陆正飞 王雄元 张 鹏 内容提要:对职工个人层面的研究表明，股权性质显著影响职工平均工资，但已有文 献对于企业层面上股权性质如何影响职工平均工资尚缺乏深入探讨。以 1999—2009 年 间我国 A 股上市企业为 样本 保单样本pdf木马病毒样本下载上虞风机样本下载直线导轨样本下载电脑病毒样本下载 ，本文深入考察了国有股权性质对职工平均工资的影响。研 究结果表明，从整体上看，样本期间国有企业支付了更高的职工工资，而且这一结论在控 制了行政垄断、企业规模和职工教育背景等因素之后依然成立。进一步区分国有企业控 制级别和职工工资类别后发现，与非国有企业相比，国有企业普通职工工资显著更高。其 中，中央政府控制的国有企业普通职工工资显著高于地方政府控制的国有企业，而地方政 府控制的国有企业又显著高于非国有企业;国有企业高管薪酬与非国有企业并无显著差 异，但中央政府控制的国有企业高管薪酬显著高于地方政府控制的国有企业和非国有企 业。上述研究结论有助于理解转轨经济背景下国有股权性质对职工工资的影响，丰富了 职工工资的相关研究，并对推进我国国有企业工资体制改革具有借鉴意义。 关键词:转轨经济 股权性质 工资差异 * 陆正飞、张鹏，北京大学光华管理学院，邮政编码:100871，电子信箱:zflu@ gsm． pku． edu． cn;王雄元，中南财经政法大学 会计学院，北京大学光华管理学院。感谢国家自然科学基金重点项目(项目批准号 71132004)以及面上项目(项目批准号 71172221)对本文的资助。感谢审稿人的意见，文责自负。 一、引 言 工资事关民生、经济发展与社会稳定。从个人层面看，工资占我国居民收入的绝大部分，是人 民安居乐业的基础;从企业层面看，工资直接影响职工积极性的发挥和企业价值的创造。改革开放 以来，我国职工工资大幅增长，极大地刺激了人力资本的主观能动性，成为经济发展的重要推动因 素。但近年来劳动分配比例持续下降，并且收入差距逐步拉大、社会不公平感明显增强，已危及经 济发展和社会稳定。收入分配 制度 关于办公室下班关闭电源制度矿山事故隐患举报和奖励制度制度下载人事管理制度doc盘点制度下载 改革因而被提升到前所未有的战略高度，成为国家十二五规划 的核心内容之一。 不同股权性质企业之间的工资差异一直受到社会各界关注。近年来，很多学者开始意识到，相 比非国有企业，国有企业工资更高、福利更好。不同股权性质企业工资存在明显差异的深层次原因 是，我国国有企业和非国有企业在经营目标、外部环境和公司治理等方面存在着巨大差别。首先， 相比非国有企业，国有企业更注重社会和政治目标(林毅夫、刘明兴、章奇，2004) ，而对经济效益关 注不足(姚洋、章奇，2001) ，因而更可能提高劳动力收入份额。其次，国有企业具有更好的外部环 境，获得了更多经济资源和 政策 公共政策概论形成性考核册答案公共政策概论形成性考核册答案2018本科2018公共政策概论形成性考核册答案公共政策概论作业1答案公共政策概论形成考核册答案 优惠，更有能力支付高工资。而另一方面，非国有企业的生存和发 展空间被挤压，更可能出现利润侵蚀工资的状况。最后，由于所有者缺位，国有企业很容易形成内 部人控制，内部控制人可能将企业剩余收益据为己有，也更可能以支付高工资的方式与职工结成联 盟(钱颖一，1999)。 大量研究也表明工资在所有制层面的分割是我国经济转轨阶段的基本特征之一(赖德胜， 82 陆正飞等:国有企业支付了更高的职工工资吗? 1998;Maurer-Fazio，1999 等) ，但关于股权性质如何影响收入差距的实证证据并不统一。究其原因， 除样本选择、变量设计和 分析 定性数据统计分析pdf销售业绩分析模板建筑结构震害分析销售进度分析表京东商城竞争战略分析 方法等方面的差异之外，一个可能的重要原因是，上述文献主要从职 工层面考察股权性质对工资的影响，而未控制企业经营和治理机制等企业层面因素的影响。相比 之下，企业层面的研究能够较好地弥补上述不足。 以 1999—2009 年间我国 A 股上市企业为样本，本文从企业层面考察国有股权性质对职工工资 的影响。研究发现:整体上看，国有企业支付了显著更高的职工工资，而且在控制行政垄断、企业规 模和职工教育背景等因素的影响后，这一结论仍然成立。进一步区分国有企业控制级别和职工工 资类别后发现:(1)与非国有企业相比，国有企业普通职工工资显著更高。其中，中央政府控制的 国有企业普通职工工资显著高于地方政府控制的国有企业，而地方政府控制的国有企业普通职工 工资又显著高于非国有企业;(2)国有企业高管薪酬与非国有企业并无显著差异，但中央政府控制 的国有企业高管薪酬显著高于地方政府控制的国有企业和非国有企业。 二、制度背景和文献综述 (一)制度背景:中国经济体制改革与职工工资决定机制 1. 国有企业改革与职工工资“半市场化”机制 我国国有企业改革是经济体制改革的核心，企业和职工的激励问题又是国有企业改革的关键 (钱颖一，1999) ，而工资对企业和职工的激励起着重要作用，因此工资改革伴随了国有企业改革的 全过程。 (1)扩大企业经营自主权阶段(1978—1992 年)。这一时期改革重点在于调整国家与企业的 责权利关系，明确企业的利益主体地位，调动企业与职工的生产经营积极性。在工资方面，开始要 求建立与劳动绩效挂钩的市场工资机制，以及工资增长与制约机制，同时允许国有企业保留部分利 润用于奖励职工(陈少平，1992)。 (2)企业产权结构调整阶段(1993—2002 年)。此阶段国家根据“抓大放小”的国有企业改革 方针，对中小规模、处于竞争行业的国有企业通过改组、联合、兼并、租赁、承包经营和股份合作制、 出售等形式进行改制，而选择保留处于战略地位、规模较大企业的股权并将其变为控股企业。在工 资方面，国家强调建立“市场机制决定、企业自主分配、政府监督调控”的工资制度，在继续实行“工 效挂钩”制度的同时，有条件放开工资总量管理。① (3)以国有资产管理体制改革推动国有企业改革发展阶段(从 2003 年至今)。中共十五届四 中全会确定了“国家所有、分级管理、分工监督、授权经营”的国有资产管理原则，强调“关系国民经 济命脉和国家安全的大型国有企业、基础设施和重要自然资源等由中央政府代表国家履行出资人 职责，其他国有资产由地方政府代表国家履行出资人职责”。在工资方面，继续扩大“工效挂钩”制 度的实施面，积极探索工资集体协商制度，使职工参与和监督企业工资收入分配过程。这一阶段， 伴随着职工工资的不断提高，收入差距也急剧增大，为此党和国家开始提倡社会公平。② 综上所述，国有企业改革弱化了政府对国有企业及其职工工资的控制，但产权结构并未发生实 质改变，这阻碍了国有企业及其工资市场化的进程，形成了国有企业职工工资机制的“半市场化” 状态。其特征为，一方面，国有企业改革极大地提高了职工工资机制的市场化程度;另一方面，原有 92 2012 年第 3 期 ① ② 允许股份企业、上市企业等已改制企业及试行企业依据“工资总额增长幅度低于本企业经济效益增长幅度、职工实际平 均工资增长幅度低于本企业劳动生产率增长幅度”原则自主决定工资总额。 中共十六届四中全会提出“注重社会公平”;十七大报告强调“初次分配和再分配都要处理好公平与效率的关系，再分 配要更加注重公平”。 的国有经济和行政命令配置资源的体制并未完全退出，仍对国有企业收入分配产生重要影响。 2. 非国有企业发展与职工工资市场化机制 非国有企业的持续快速发展是中国经济保持不断增长的主要动力(樊纲，1996;张军，1997)。 非公有制经济自 1978 年开始恢复了生存权，到 1992 年开始被认定为社会主义市场经济的重要组 成部分，与公有经济共同发展，2001 年至今又从“非体制性成长”全面转变为“体制性成长”，并作 为市场经济的“重要组成部分”被予以大力鼓励。与国有企业相比，非国有企业产权更清晰、经营 目标更单一(李稻葵，1995;樊纲，1996) ，因而职工工资支付以市场为导向(Meng，2000) ，更注重企 业自身的经济效益和支付能力等经济因素，而较少受职工身份、资历、上下级关系影响。 3. 评述:“双轨制”经济与工资机制的制度性割裂 政府主导下的市场经济改革形成了我国特有的“双轨制”经济格局(吴敬琏，2010)。一方面， 市场经济已蓬勃发展，国有经济是市场经济的主体，非国有经济发展成为市场经济的重要力量;另 一方面，原有的国有经济和行政命令配置资源的体制依然发挥着重要作用，政府力量在经济发展中 扮演着重要角色。“双轨制”经济格局下，不同所有制企业的经营目标、外部环境和内部管理体制 等不同可能导致职工工资出现股权性质层面的分割。 首先，国有企业和非国有企业在经营目标上的巨大差异可能导致职工工资在所有制层面的割 裂。相比非国有企业，国有企业更注重社会和政治目标(林毅夫等，2004) ，而对经济效益关注不足 (姚洋、章奇，2001)。国有企业除国有资产保值增值目标之外，还兼有就业、社会责任等社会目标， 而非国有企业以股东利益最大化为目标，一切经营活动均围绕经济效益。因而，非国有企业会更注 重工资的激励作用，也更有动机控制工资成本，相比之下国有企业更可能支付高工资。① 其次，国有企业具有更好的外部环境，更可能获得好的经济效益、支付高工资。在资源总量一 定、发展空间和条件受到限制的情况下，国有企业获得了更多的经济资源和政策优惠，挤压了非国 有企业的生存和发展空间。这种情况下，国有企业获得高利润更可能支付高工资，而非国有企业更 可能通过挤压工资来提高利润以谋求生存发展。例如，在“抓大放小”的政策下，大型国有企业获 得新的技术和进入资本市场的机会，且享有获取租金的权力和能力，更有条件支付高于民营企业的 工资。又如，行政垄断企业因为垄断资源获得垄断利润，因而能够为职工支付更高工资。 最后，国有企业的内部人控制问题又进一步造成了职工工资在产权性质层面分割的局面。由 于所有者缺位，国有企业很容易形成内部人控制。钱颖一(1999)认为，在缺乏有效激励和监督机 制的情况下，实际掌握着企业控制权的内部人可能将企业剩余收益据为己有，也更容易以支付高工 资的方式与职工结成联盟，而非国有企业的经理人受到足够的激励和监督，更能充分地代表委托人 利益。 通过上述分析，本文预期“双轨制”经济下职工工资制度性割裂的结果是，国有企业支付了更 高的职工工资。 (二)文献综述:股权性质与职工工资 职工个人层面相关文献与评述。职工个人层面的研究主要采用入户调查数据，考察教育、经历 和性别等个体特征对个体收入的影响，并通过考察股权性质与教育、经历和性别等个体特征的交互 作用来分析股权性质对个体收入的影响。(1)改革开放初期的研究显示，非国有部门支付了更高 工资。Maurer-Fazio(1999)利用 20 世纪 80 年代的数据发现，中国的教育回报很低，但非国有企业 的教育定价有所上升。(2)针对 20 世纪 90 年代的研究并未得到一致结论。Li(2003)利用 1995 年 03 陆正飞等:国有企业支付了更高的职工工资吗? ① 但另一方面，政府目标对国有企业工资支付具有刚性约束，因而政府关于提高普通职工收入、限制高管薪酬和增强薪酬 公平性的政策制度在国有企业能得到更好的贯彻执行。 入户调查数据的研究发现，私有企业对高学历劳动者定价更高，而国有企业中低学历劳动者回报相 对更高。同样基于 1995 年数据，陈弋等(2005)却发现，国有企业和外商投资企业工资高于城镇集 体企业，但中央直属国有企业和外商投资企业的小时工资鲜有差别。邢春冰(2005，2007)研究表 明，1997 年非国有部门的教育回报率明显高于其他部门;而 Dong ＆ Bowles(2002)采用 1998 年轻 工业部门调查数据的研究发现，不同所有制类型企业的教育回报差别并不明显。(3)基于近年数 据的研究显示，国有部门支付了更高工资。邢春冰(2007)发现，2000 年国有部门的教育回报率开 始高于民营部门;张车伟和薛欣欣(2008)利用 2005 年微观调查数据发现，我国国有部门支付员工 更高工资，而国有部门工资优势的 80%以上来自人力资本优势。此类研究能帮助我们理解股权性 质对个人工资的影响，但由于没有控制企业特征，并且受样本局限，其结论很可能存在偏差。① 更 重要的是，这类研究无法回答企业作为经济实体如何决定其职工工资的问题。 企业层面相关文献与评述。企业层面的研究或着重考察国有企业改制前后工资机制的变化， 或关注国有股权性质对高管薪酬定价机制的影响。一些研究考察了改革前后我国国有企业工资机 制的变化。结果显示，国有企业职工工资激励市场化程度极大提高(Meng，2000)。另一些研究关 注不同股权性质下高管的激励机制。研究显示，国有股权性质影响高管薪酬水平并且降低了高管 薪酬的业绩敏感性(Firth et al．，2007;方军雄，2009;Cao et al．，2011 等)。但这些研究并没有提供 股权性质影响职工工资尤其是普通职工工资机制的全貌性证据。张杰和黄泰岩(2010)采用企业 数据考察了企业员工工资决定机制，但并没有深入考察股权性质的影响。 三、研究问题与研究设计 (一)模型和变量设计 本文以我国 A 股上市公司为样本，深入考察企业层面上股权性质如何影响职工平均工资。为 此，本文选择以下研究模型: Pay = ∑ 2 n = 1 βnOwnership +∑ 5 n = 1 ρn(FCn)+∑ 5 n = 1 λn(CGn)+∑ 3 n = 1 σn(Extern)+ ε 职工平均工资(Pay)为被解释变量。职工平均工资 Pay 为本期职工工资总额与在职员工数量 之比。本文主要采用现金流量表中“支付给职工以及为职工支付的现金”②作为薪酬总额的替代。 这一项目能够比较好地衡量企业支付给职工的薪酬总额，也被众多研究采用。同时，本文也通过分 析 2007 年新会计准则颁布之后的“应付薪酬”项目明细计算应计会计制下的支付给职工的薪酬总 额作为工资总额的另一种替代。③ 本文还进一步将职工平均工资区分为高管平均薪酬(Mpay)与 普通职工平均工资(Spay)。④ 股权性质(Ownership)为主要考察变量。按照最终控制人性质设置国有企业虚拟变量(SOE) ， 如果最终控制人为国有法人、国家政府机关等部门，则 SOE 取值为 1，否则为 0。按照最终控制人 13 2012 年第 3 期 ① ② ③ ④ 例如，西方基于公司层面的研究发现大公司支付给职工更高的工资，而我国国有企业一般具有更大的规模，二者相关性 很强，如果不控制公司特征可能会使研究结论带来一定偏差。此外，入户调查数据可能存在样本年份的限制，导致年度因素可能 影响其研究结论。 这一项目包括实际支付给职工的工资、奖金、各种津贴和补贴等，为职工支付的养老、失业等社会保险基金、补充养老保 险、企业为职工支付的商业保险金、住房公积金、支付给职工的住房困难补助，以及企业支付给职工或为职工支付的福利费用等。 此项目不包括支付给离退休人员的各种费用与为“在建工程人员”支付的现金。 其计算公式为:支付给职工以及为职工支付的工资 =本期产品成本及费用中的职工薪酬 +应付职工薪酬(除在建工程人 员)期初余额 －应付职工薪酬期末余额。 具体计算公式为:Mpay =高管薪酬总额 /(高管总数 －不领取薪酬高管数量) ，其中高管人员包括企业董事、监事和高级 管理人员;Spay =(支付给职工的现金 －高管薪酬)/(在职员工数量 －高管数量) ，其中普通职工为除去高管之外的所有职工。 类别进一步细分，如果最终控制人为国资委或中央各部委，则中央政府控制国有企业虚拟变量 CSOE 取值为 1，否则为 0;如果最终控制人为地方国资委、地方政府各部门，那么地方政府控制国有 企业虚拟变量 LSOE 取值为 1，否则为 0;如果最终控制人为个人、私有法人、自治组织等，那么非国 有企业虚拟变量 NSOE 取值为 1，否则为 0。 参照已有研究，本文在回归中控制了以下因素。企业基本特征(FC)。(1)企业规模(Size)。 企业规模对职工工资产生重要影响(Brown ＆ Medoff，1989) ，相对于小企业，大企业为同质的员工 能支付更多的工资(Shi，2002)。本文以总资产的自然对数替代企业规模。(2)企业业绩(ROA 与 MB)。众多研究表明业绩是影响职工工资的重要因素。本文以净利润与总资产之比衡量企业会计 业绩，以企业期末市场价值①与期末总资产之比衡量企业股票业绩。(3)企业资本密集度(CI)。 高资本劳动比的行业倾向于支付高工资(Lawrence ＆ Lawrence，1985)。本文用总资产与营业收入 之比来衡量资本密集度。(4)资本结构(Lev)。风险厌恶的员工将选择低负债企业，而风险偏好的 员工将选择高负债企业，高负债企业将支付更高的工资(Berk et al．，2009)。本文以期末总负债与 总资产之比衡量资本结构。 ① 市场价值 =权益市场 +净债务市值，非流通股市值用净资产替代。 ② HHI = ∑ 22 n = 1 ( )sale / Tsales 2，Tsales = ∑ m n = 1 sales，sales 为企业年度营业收入，Tsales 为同年度、同行业所有企业营业收入之和，如 果同年度企业家数少于 10 家，则 HHI 为空值。 ③ 垄断性国有企业因为垄断地位获得垄断收益，因而更可能支付更高的职工工资。参照丁启军(2010) ，本文将煤炭开采和 洗选业，石油和天然气开采业，有色金属矿采选业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，电力、热力的生产和供应业，燃气的生产和供 应业，水的生产和供应业，航空运输业，铁路运输业，电信和其他信息传输服务业，银行业，烟草制品业和邮政业等十三个行业判定 为行政垄断行业。 企业治理特征(CG)。Cronqvist et al．(2009)研究发现，强势管理者越可能支付高工资，以与职 工建立良好社会关系或减少摩擦，并且公司治理和管理者持股对职工工资也有重要影响。类似地， Pagano ＆ Volpin(2005)发现，如果管理者具有高的个人私利而又拥有少量股权，那么管理者和职工 很可能形成利益同盟。为此，本文控制了管理者持股数量(Mngshr) ，以高管人员持股的自然对数 替代，董事会独立性(Indpt) ，以独立董事数量与董事会人数之比衡量董事会独立性，以及第一大股 东持股比例(Shr1)。 外部因素(Exter)。(1)行业竞争因素。本文用行业竞争性指数(HHI)②来衡量行业竞争程 度，行业集中度越高，企业越可能获得高收益，职工也因此更可能获得高薪酬。(3)年度虚拟变量 (Years) ，用以控制时间因素对职工工资的影响。此外，在稳健性检验中，本文还控制行政垄断 (Mlpy)③和企业职工教育背景的影响。 (二)研究样本与数据来源 本文计算职工人均工资需要薪酬总额和职工人数总额数据，在 1999—2009 年间能够获得计算 职工人均工资(普通职工人均工资和高管人均薪酬工资)的非金融企业样本 12633 个。为消除由 于职工人数统计口径不一致而可能造成的职工年薪的衡量误差，本文首先分别剔除了职工人均年 薪最高和最低 5%的异常样本 1263 个，得到符合要求样本 11370 个;并且，一般情况下高管人均年 薪高于普通职工人均年薪，但如果低估普通职工人数可能会导致普通职工人均年薪高于高管人均 年薪的情况，故本文剔除了普通职工人均年薪高于高管人均年薪的 1036 个，得到最终样本 10334 个。职工工资总额数据来自国泰安年报数据库，职工人数来自国泰安公司治理数据库，其他数据均 来自国泰安数据库，并以色诺芬数据库数据作为补充。 (三)描述性统计 23 陆正飞等:国有企业支付了更高的职工工资吗? 主要考察变量描述性统计结果见表 1。人均工资和股权性质数据基本情况如 Panel A 所示，样 本期间上市企业职工年均工资为 4． 46 万元，普通职工年均工资为 4． 36 万元，高管年均薪酬为 16. 12 万元;我国资本市场仍以国有经济成份为主，国有企业占比为 67%，其中中央政府控制国有 企业占比为 17%，地方政府控制国有企业占比为 46%。 职工工资按照企业性质分组的均值检验结果见表 1 的 Panel B。数据显示: (1)按股权性质分 组均值检验发现，非国有企业职工平均工资 4. 20 万元显著低于国有企业的 4. 59 万元，非国有企业 普通职工平均工资 4. 04 万元显著低于国有企业的 4. 51 万元，非国有企业高管平均薪酬 16. 50 万 元显著高于国有企业的 15. 94 万元。(2)按行政垄断性质分组均值检验发现，行政垄断行业企业 职工平均工资 5. 69 万元、普通职工平均工资 5. 63 万元和高管平均薪酬 18. 90 万元都显著高于非 行政垄断行业企业，这说明行政垄断行业企业工资溢价更高。 对职工工资分企业性质、分年度的进一步描述见表 1 的 Panel C。结果显示，从时间序列上看， 各类股权性质的职工平均工资都呈上升趋势，并且相对普通职工工资来说，高管薪酬上升速度更 快。除个别年份外，非国有企业的职工平均工资与普通职工工资均低于国有企业，而高管平均薪酬 均高于国有企业。按照最终控制人类别细分，中央政府控制的国有企业职工平均工资、普通职工平 均工资以及高管平均薪酬均大于地方政府控制国有企业和非国有企业。地方政府控制国有企业职 表 1 主要考察变量描述性统计 Panel A:职工工资的描述 变量 样本量 均值 方差 最小值 中值 最大值 Pay 10334 4. 46 3. 21 0. 95 3. 51 20. 38 Spay 10334 4. 36 3. 13 0. 72 3. 43 20. 32 Mpay 10334 16. 12 15. 03 1. 05 11. 85 264. 8 SOE 10334 0. 67 0. 47 0 1 1 CSOE 8107 0. 17 0. 38 0 0 1 LSOE 8107 0. 46 0. 50 0 0 1 Panel B:职工工资按照企业性质分组均值描述和检验 变量 按照股权性质分组检验 按照行政垄断性质分组检验 NSOE SOE Diff. Non-Mlpy Mlpy Diff. Pay 4. 20 4. 59 0. 39＊＊＊ 4. 37 5. 69 1. 32＊＊＊ Spay 4. 04 4. 51 0. 47＊＊＊ 4. 26 5. 63 1. 37＊＊＊ Mpay 16. 50 15. 94 － 0. 57* 15. 92 18. 90 2. 98＊＊＊ Panel C:职工工资分年度和企业性质描述 年份 NSOE SOE CSOE LSOE Pay Spay Mpay Pay Spay Mpay Pay Spay Mpay Pay Spay Mpay 1999 2. 00 1. 97 5. 12 2. 04 2. 01 5. 36 2000 2. 16 2. 13 5. 63 2. 27 2. 24 5. 60 2001 3. 04 2. 96 10. 19 2. 94 2. 89 7. 65 2002 2. 95 2. 87 10. 49 3. 29 3. 23 9. 67 2003 3. 50 3. 39 12. 73 3. 87 3. 80 12. 41 4. 72 4. 65 15. 36 3. 66 3. 60 11. 64 2004 3. 54 3. 40 13. 52 4. 26 4. 16 14. 12 5. 13 5. 01 16. 62 3. 98 3. 89 13. 33 2005 3. 71 3. 57 14. 34 4. 55 4. 48 15. 25 5. 21 5. 15 17. 56 4. 32 4. 25 14. 37 2006 3. 90 3. 76 15. 06 4. 84 4. 76 16. 57 5. 56 5. 49 18. 85 4. 55 4. 48 15. 63 2007 4. 43 4. 28 17. 62 5. 61 5. 51 21. 91 6. 08 5. 98 27. 15 5. 42 5. 33 19. 82 2008 5. 11 4. 92 19. 88 6. 35 6. 25 23. 97 6. 67 6. 58 28. 39 6. 21 6. 10 22. 05 2009 5. 14 4. 92 22. 11 6. 72 6. 61 26. 30 7. 10 6. 99 30. 76 6. 54 6. 42 24. 22 33 2012 年第 3 期 工平均工资、普通职工平均工资基本均大于非国有企业。这些结果初步说明最终控制人性质和类 别是工资水平的重要影响因素。 表 2 报告了主要变量间的相关系数。变量间的相关性符合本文预期，国有股权性质 SOE 与平 均工资 Pay 和普通职工平均工资 Spay 正相关，并在 1%水平上显著，而国有股权性质 SOE 与高管 平均薪酬 Mpay 负相关，并在 10%的水平上显著。这说明国有企业支付了较高的职工工资，这种结 果主要是因为普通职工工资更高。 表 2 主要考察变量相关系数 变量 Pay Spay Mpay SOE CSOE LSOE Spay 0. 998＊＊＊ 1 Mpay 0. 453＊＊＊ 0. 437＊＊＊ 1 SOE 0. 057＊＊＊ 0. 071＊＊＊ － 0. 018* 1 CSOE 0. 139＊＊＊ 0. 146＊＊＊ 0. 136＊＊＊ 0. 348＊＊＊ 1 LSOE 0. 009 0. 019* － 0. 064＊＊ 0. 705＊＊＊ － 0. 419＊＊＊ 1 Shr1 0. 015 0. 022＊＊ － 0. 046＊＊＊ 0. 281＊＊＊ 0. 147＊＊＊ 0. 139＊＊＊ Mngshr － 0. 003 － 0. 004 0. 064＊＊＊ － 0. 144＊＊＊ － 0. 090＊＊＊ － 0. 105＊＊＊ Indpt 0. 256＊＊＊ 0. 252＊＊＊ 0. 292＊＊＊ － 0. 174＊＊＊ － 0. 019* － 0. 068＊＊＊ Size 0. 279＊＊＊ 0. 292＊＊＊ 0. 417＊＊＊ 0. 244＊＊＊ 0. 184＊＊＊ 0. 147＊＊＊ ROA 0. 139＊＊＊ 0. 138＊＊＊ 0. 212＊＊＊ － 0. 041＊＊＊ － 0. 001 － 0. 053＊＊＊ MB 0. 060＊＊＊ 0. 054＊＊＊ 0. 058＊＊＊ － 0. 144＊＊＊ － 0. 012 － 0. 140＊＊＊ CI － 0. 024＊＊ － 0. 038＊＊＊ － 0. 084＊＊＊ － 0. 058＊＊＊ － 0. 056＊＊＊ － 0. 021* Lev 0. 000 0. 005 0. 041＊＊＊ 0. 038＊＊＊ 0. 003 0. 076＊＊＊ HHI 0. 032＊＊＊ 0. 032＊＊＊ － 0. 004 0. 055＊＊＊ 0. 021* 0. 017 GDP 0. 447＊＊＊ 0. 444＊＊＊ 0. 396＊＊＊ － 0. 159＊＊＊ 0. 084＊＊＊ － 0. 175＊＊＊ 注:＊＊＊表示显著性水平 p ＜ 0. 01，＊＊表示显著性水平 p ＜ 0. 05，* 表示显著性水平 p ＜ 0. 1。下同。 四、实证结果与分析 (一)国有股权性质对职工工资影响的回归 表 3 是国有股权性质对职工工资影响的总样本回归。样本期间，我国物价发生了较大幅度变 动，为消除通胀因素的影响，本文除了提供名义工资的回归结果之外，还提供了将工资按照居民消 费价格指数进行调整之后的回归结果。Model1 是名义工资的回归结果，数据显示国有股权性质 SOE 与职工工资显著正相关，国有企业职工平均工资比非国有企业高 0. 7 万元。Model2 是价格调 整后的人均工资的回归结果，国有股权性质 SOE 与职工工资仍然显著正相关，其回归结果与 Model1 一致。上述结果表明，样本期间国有企业支付了更高的职工工资，与本文的理论分析结果 一致。 (二)稳健性检验:改变工资的衡量方式，控制行政垄断、职工教育背景和规模的影响 为确保研究结论的可靠性，本文或改变工资的衡量方式，或进一步控制行政垄断、职工教育背 景和规模的影响之后考察国有股权性质对工资的影响，结果均显示，前文的研究结论依然不变，① 说明本文结论非常稳健。 第一，改变工资的衡量方式:以“应付薪酬”科目明细计算职工人均工资的检验。本文主要采 用现金流量表中“支付给职工以及为职工支付的现金”作为薪酬总额的替代，这一项目基本包括了 企业实际支付给职工的各种形式的工资，但不包括支付给离退休人员的各种费用和为“在建工程 43 陆正飞等:国有企业支付了更高的职工工资吗? ① 限于篇幅这部分回归结果没有在文中列示，读者若有需要，可与作者联系。 表 3 股权性质对职工工资影响的回归结果 变量 Model1 Model2 Pay(名义工资) Pay(价格调整后的工资) 回归系数 T 值 回归系数 T 值 SOE 0. 70＊＊＊ － 9. 94 0. 61＊＊＊ － 9. 52 Shr1 0. 04 － 0. 21 0. 01 － 0. 07 Size 1. 18＊＊＊ － 13. 88 1. 06＊＊＊ － 13. 83 ROA 3. 94＊＊＊ － 6. 80 3. 62＊＊＊ － 6. 86 MB 0. 19＊＊＊ － 2. 95 0. 17＊＊＊ － 3. 01 LagROA 2. 22＊＊＊ － 3. 98 2. 06＊＊＊ － 4. 13 LagMB 0. 13＊＊ － 2. 05 0. 11* － 1. 82 Lev － 0. 26 (－ 1. 378) － 0. 27 (－ 1. 56) CI 0. 05＊＊＊ － 4. 22 0. 05＊＊＊ － 4. 09 Mngshr － 0. 02* (－ 1. 92) － 0. 02 (－ 1. 53) Indpt 0. 64 － 1. 40 0. 702* － 1. 65 HHI 2. 23＊＊＊ － 3. 78 2. 26＊＊＊ － 4. 07 GDP 3. 70＊＊＊ － 29. 66 3. 38＊＊＊ － 29. 87 Constant － 24. 96＊＊＊ (－ 27. 32) － 22. 48＊＊＊ (－ 27. 14) Years 控制 控制 OBS 9204 9204 R2 0. 28 0. 24 人员”支付的现金。为确保研究结 果的可靠性，本文运用新会计准则 颁布之后的“应付薪酬”项目明细 计算出应计会计制下的人均工资， 作为职工工资的替代。回归结果显 示国有股权性质 SOE 与职工工资 仍然显著正相关，说明本文的结论 不受工资计算方法的影响。 第二，控制行政垄断因素影响 的检验。前文结果显示，国有企业 的确支付了更高的职工工资，但国 有企业支付了更高的职工工资，是 否仅仅源自国有企业的垄断属 性?① 尽管之前的回归已经控制了 行业集中度(HHI) ，但由于高的行 业集中度既可能是企业间竞争的结 果，也可能是行政垄断的结果，因此 进一步排除行政垄断影响之后的结 果会更稳健。本文借鉴丁启军 (2010)的作法识别行政垄断行业，并在剔除行政垄断行业后考察国有股权性质对职工工资的影 响。回归结果显示，国有股权性质 SOE 与人均工资依然显著正相关。 第三，控制人力资源特征因素影响的检验。理论上人力资本素质越高，获得的工资也应该越 高，那么国有企业支付了较高的职工工资可能是因为国有企业吸引了更多高素质的人才，因此控制 人力资本特征将使本文的研究结论更为稳健。本文依据企业年报中披露的员工信息整理并计算出 受过高等教育的职工比例，②以此衡量人力资本特征。考虑职工教育背景后的回归结果显示，国有 股权性质 SOE 与人均工资依然显著正相关。 第四，控制企业规模因素影响的检验。已有研究表明，大企业付更高的职工(Brown ＆ Medoff， 1989)。③ 而我国国有企业规模一般较大，因而企业规模与股权性质具有密切的联系。为进一步控 制规模因素影响，本文将研究样本按照公司规模四分位分组之后回归。结果显示，各区间内股权性 质与职工工资均显著正相关，说明本文的结论非常稳定。 53 2012 年第 3 期 ① ② ③ 垄断企业收益除了职工的贡献，还源于资源的垄断、政策支持等非劳动要素的贡献，但这两类收益无法区分，因而在工效 挂钩机制下，垄断国有企业工资比一般国有企业更高。 对于企业职工教育背景数据，有几点需说明:第一，要求上市公司在年报中披露职工情况的制度规定始于 2006 年，在 2006—2009 年间剔除了数据缺失和异常样本，我们最终得到观测值 4379 个，与本文的其他数据匹配之后共得到有效观测值 3180 个。因此考虑该变量后，稳健性检验的样本期间和样本量有所减少。第二，由于不同企业在披露职工情况时的口径不尽一致，因 此职工教育背景的统计较为宽泛，尽管如此，我们仍认为这样的分类具有较好的科学性，可以达到预期的效果。第三，由于企业在 披露这一数据时未区分普通职工和高管，因此我们只能得到企业整体的职工教育背景数据。 首先，大企业和垄断企业更可能形成内部劳动力市场，并且因为劳动力的流动性减弱、竞争性降低，更可能支付更高工资 (Shi，2002)。其次，大企业信息不对称程度更高，监督职工的难度更大，根据有效工资理论，企业需要支付更高的工资鼓励职工努 力工作。最后，根据内部人控制理论，大企业和垄断企业具有更大的市场能力，职工具有更高的分享市场租金的谈判能力，因而可 能获得更高工资。 五、进一步分析:考察职工类别与政府控制层级对工资的影响 上述研究表明，相对非国有企业，国有企业职工获得了更高工资。进一步的问题是，不同股权 性质企业在普通职工和高管薪酬支付上是否存在显著差异? (一)职工类别对职工工资的影响 高管和普通职工职务之间的巨大差异决定了其工资机制的不同，因而有必要分别加以考察。 高管掌握着企业战略的制定和实施，能对企业产生全局性、长期性的影响，因而高管薪酬更可能与 企业长期业绩联系，更可能被授予股权等长期激励。普通员工一般只对自己岗位业务负责，因而工 资一般与工作时间、短期绩效联系更密切。并且，在我国不同性质企业，高管和普通职工工资机制 上的差异也很明显。非国有企业高管薪酬机制更加市场化，而国有企业对高管薪酬还要受上级行 政干预。例如，政府对国有企业高管收入水平一直实施严格的管制，其主要的管制手段是将经理人 收入与企业职工工资水平挂钩，这在一定程度上限制了国有企业高管薪酬水平。 区分高管薪酬和普通职工工资的回归结果见表 4 的 Model1 到 Model4。数据显示，国有股权性 质 SOE 与普通职工平均工资显著正相关，而 SOE 与高管平均薪酬正相关但不显著，说明国有企业 普通职工工资显著更高，而没有发现高管薪酬也显著更高。 (二)政府控制层级对职工工资的影响 中央政府控制的国有企业和地方政府控制的国有企业在战略地位和管理体制上均存在明显差 异，这可能引起二者在工资水平上的差异。中央政府控制的国有企业大多为具有国家经济和安全 战略性重要地位的企业，掌握了更多政治和经济资源，因而能够获得更高效益，并且其经营目标更 多为政治目标而非经济目标，因而更可能发放更高工资。而地方政府控制的国有企业更偏向于市 场化主体，尤其是在地方政绩竞争的局势下，地方政府控制的国有企业可能更注重经济效益、更注 重人工成本的控制。 区分中央政府控制的国有企业与地方政府控制的国有企业回归的结果见表 4 的 Model5 到 Model10。数据显示:(1)控制其他因素之后，Model5 和 Model6 显示，中央政府控制国有企业职工 平均工资比非国有企业高，1. 07 万元 ∶ 0. 94 万元，而地方政府控制国有企业职工平均工资比非国有 企业高，0. 73 万元 ∶ 0. 64 万元。针对 CSOE 和 LSOE 回归系数的差异性检验显示，回归系数差异显 著，说明中央政府控制国有企业职工平均工资显著高于地方政府控制国有企业。(2)Model7 和 Model8 显示，中央政府控制国有企业普通职工平均工资比非国有企业高，1. 11 万元 ∶ 0. 97 万元，而 地方政府控制国有企业普通职工平均工资比非国有企业高，0. 77 万元 ∶ 0. 67 万元。经检验，CSOE 和 LSOE 回归系数差异显著。(3)Model9 和 Model10 显示，中央政府控制国有企业高管平均薪酬比 非国有企业高，2. 27 万元 ∶ 1. 97 万元，而地方政府控制国有企业高管平均薪酬与非国有企业没有明 显差别。 六、结 论 由于经营目标、外部经营环境和内部管理机制等方面的巨大差异，我国国有企业和非国有企业 在职工工资上出现了制度性的割裂。然而，已有文献关于股权性质如何影响工资差异的实证结论 并不一致。除数据、变量设计和研究方法等存在差异外，另一重要原因是，现有文献基于职工个人 层面的研究没有控制企业特征因素。以我国 1999—2009 年间 A 股上市企业为样本，本文从企业层 面深入考察股权性质对职工工资的影响。研究发现:与非国有企业相比，国有企业支付了更高的职 工工资，并且在控制行政垄断、职工教育背景和企业规模等因素之后结论依然成立。进一步区分高 管薪酬和普通职工工资，结果显示，中央政府控制国有企业普通职工工资显著高于地方政府控制国 63 陆正飞等:国有企业支付了更高的职工工资吗? 表 4 职工类别与政府控制层级对职工工资的影响 变量 普通职工工资 Spay 高管人均工资 Mpay 职工工资 Pay 普通职工工资 Spay 高管人均工资 Mpay 名义 调整 名义 调整 名义 调整 名义 调整 名义 调整 Model1 Model2 Model3 Model4 Model5 Model6 Model7 Model8 Model9 Model10 SOE 0. 73＊＊＊ 0. 64＊＊＊ 0. 15 0. 07 － 10. 74 － 10. 29 － 0. 45 － 0. 22 CSOE 1. 07＊＊＊ 0. 94＊＊＊ 1. 11＊＊＊ 0. 97＊＊＊ 2. 27＊＊＊ 1. 97＊＊＊ － 9. 62 － 9. 41 － 10. 21 － 10. 00 － 3. 95 － 3. 75 LSOE 0. 73＊＊＊ 0. 64＊＊＊ 0. 77＊＊＊ 0. 67＊＊＊ － 0. 60 － 0. 60 － 8. 85 － 8. 52 － 9. 62 － 9. 27 (－ 1. 49) (－ 1. 64) Shr1 0. 07 0. 04 － 7. 72＊＊＊ － 7. 28＊＊＊ 0. 14 0. 12 0. 16 0. 14 － 9. 05＊＊＊ － 8. 32＊＊＊ － 0. 36 － 0. 23 (－ 6. 69) (－ 6. 82) － 0. 57 － 0. 53 － 0. 68 － 0. 65 (－ 6. 05) (－ 6. 04) Size 1. 24＊＊＊ 1. 12＊＊＊ 12. 16＊＊＊ 10. 94＊＊＊ 1. 07＊＊＊ 0. 95＊＊＊ 1. 13＊＊＊ 1. 01＊＊＊ 12. 83＊＊＊ 11. 47＊＊＊ － 14. 87 － 14. 83 － 24. 68 － 24. 24 － 11. 03 － 10. 93 － 11. 98 － 11. 87 － 23. 15 － 22. 66 ROA 3. 53＊＊＊ 3. 24＊＊＊ 29. 66＊＊＊ 27. 10＊＊＊ 4. 34＊＊＊ 3. 92＊＊＊ 3. 86＊＊＊ 3. 49＊＊＊ 34. 63＊＊＊ 31. 37＊＊＊ － 6. 27 － 6. 34 － 11. 73 － 11. 62 － 6. 26 － 6. 28 － 5. 73 － 5. 77 － 11. 16 － 11. 02 MB 0. 19＊＊＊ 0. 17＊＊＊ 1. 30＊＊＊ 1. 19＊＊＊ 0. 17＊＊ 0. 16＊＊ 0. 17＊＊ 0. 15＊＊ 1. 17＊＊＊ 1. 09＊＊＊ － 3. 00 － 3. 06 － 4. 03 － 4. 18 － 2. 40 － 2. 47 － 2. 41 － 2. 47 － 3. 30 － 3. 48 LagROA 2. 10＊＊＊ 1. 95＊＊＊ 12. 17＊＊＊ 11. 19＊＊＊ 2. 57＊＊＊ 2. 36＊＊＊ 2. 45＊＊＊ 2. 25＊＊＊ 14. 09＊＊＊ 12. 82＊＊＊ － 3. 95 － 4. 10 － 4. 40 － 4. 52 － 3. 80 － 3. 91 － 3. 81 － 3. 93 － 4. 21 － 4. 30 LagMB 0. 13＊＊ 0. 10 * 0. 99＊＊＊ 0. 77＊＊ 0. 14 * 0. 11 * 0. 13 * 0. 11 * 0. 80 * 0. 61 － 2. 04 － 1. 81 － 2. 59 － 2. 34 － 1. 80 － 1. 67 － 1. 77 － 1. 65 － 1. 77 － 1. 57 Lev － 0. 30 － 0. 30 * 0. 13 0. 04 － 0. 09 － 0. 11 － 0. 14 － 0. 15 0. 44 0. 35 (－ 1. 60) (－ 1. 79) － 0. 17 － 0. 06 (－ 0. 38) (－ 0. 52) (－ 0. 62) (－ 0. 76) － 0. 49 － 0. 43 CI 0. 03＊＊＊ 0. 03＊＊＊ － 0. 03 － 0. 03 0. 08＊＊＊ 0. 07＊＊＊ 0. 05＊＊＊ 0. 04＊＊＊ － 0. 06 － 0. 05 － 2. 95 － 2. 79 (－ 0. 69) (－ 0. 76) － 4. 65 － 4. 65 － 3. 48 － 3. 46 (－ 0. 88) (－ 0. 87) Mngshr － 0. 02 * － 0. 02 0. 12＊＊ 0. 12＊＊ － 0. 03＊＊ － 0. 02 * － 0. 03＊＊ － 0. 02 0. 13＊＊ 0. 13＊＊ (－ 1. 91) (－ 1. 50) － 2. 19 － 2. 45 (－ 2. 02) (－ 1. 66) (－ 1. 98) (－ 1. 61) － 2. 00 － 2. 26 Indpt 0. 51 0. 58 13. 76＊＊＊ 13. 37＊＊＊ 0. 84 0. 84 0. 63 0. 65 17. 90＊＊＊ 16. 57＊＊＊ － 1. 14 － 1. 39 － 5. 35 － 5. 48 － 1. 19 － 1. 33 － 0. 91 － 1. 05 － 4. 54 － 4. 53 HHI 2. 24＊＊＊ 2. 26＊＊＊ － 0. 52 0. 13 5. 17＊＊＊ 5. 03＊＊＊ 5. 15＊＊＊ 5. 02＊＊＊ 4. 17 4. 67 － 3. 88 － 4. 18 (－ 0. 170) － 0. 05 － 5. 19 － 5. 51 － 5. 31 － 5. 64 － 0. 94 － 1. 15 GDP 3. 57＊＊＊ 3. 27＊＊＊ 10. 07＊＊＊ 9. 22＊＊＊ 4. 06＊＊＊ 3. 71＊＊＊ 3. 91＊＊＊ 3. 58＊＊＊ 11. 13＊＊＊ 10. 19＊＊＊ － 29. 44 － 29. 66 － 21. 53 － 21. 86 － 26. 91 － 27. 37 － 26. 63 － 27. 10 － 19. 32 － 19. 72 Constant － 24. 97＊＊＊ － 22. 50＊＊＊ － 148. 8＊＊＊ － 133. 8＊＊＊ － 24. 74＊＊＊ － 22. 16＊＊＊ － 24. 69＊＊＊ － 22. 12＊＊＊ － 157. 9＊＊＊ － 141. 1＊＊＊ (－ 27. 87) (－ 27. 71) (－ 30. 65) (－ 30. 07) (－ 22. 98) (－ 22. 92) (－ 23. 40) (－ 23. 35) (－ 29. 15) (－ 28. 71) Years 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 OBS 9204 9204 9204 9204 7212 7212 7212 7212 7212 7212 R2 0. 28 0. 24 0. 34 0. 31 0. 24 0. 21 0. 24 0. 22 0. 31 0. 28 73 2012 年第 3 期 有企业，进而又显著高于非国有企业。中央政府控制国有企业的高管平均薪酬显著高于非国有企 业，地方政府控制国有企业高管平均薪酬与非国有企业无明显差异。 本文结论为工资理论提供企业层面的新证据，并且也丰富了企业财务学薪酬文献。财务学已 有研究主要考察国有股权性质对高管薪酬的影响，较少涉及国有股权性质对普通职工工资的影响， 本文研究能丰富此类研究。此外，本文研究能为我国国有企业股份制改革提供启示。合理的职工 工资机制是建立现代企业制度的基本条件之一，通过市场化改革理顺职工劳动关系、促使国有企业 职工走向市场是我国企业改革的重要目标。本文研究显示，控制时间、行政垄断、教育等因素的影 响后，相比非国有企业，国有企业职工获得了更高的工资，这说明我国企业职工工资存在制度性割 裂的现象，工资的市场化机制改革仍需推进。 参考文献 陈少平，1992:《国家机关和事业单位工资制度变革》，中国人事出版社。 陈弋、Sylvie Démurger、Martin Fournier，2005:《中国企业的工资差异和所有制结构》，《世界经济文汇》第 6 期。 丁启军，2010:《行政垄断行业的判定及改革》，《财贸研究》第 5 期。 樊纲，1996:《中国渐进改革的政治经济学》，上海远东出版社。 方军雄，2009:《我国上市企业高管的薪酬存在粘性吗?》，《经济研究》第 3 期。 赖德胜，1998:《教育劳动力市场与收入分配》，《经济研究》第 5 期。 李稻葵，1995:《转型经济中的模糊产权理论》，《经济研究》第 4 期。 林毅夫、刘明兴、章奇，2004:《政策性负担与企业的预算软约束:来自中国的实证研究》，《管理世界》第 8 期。 钱颖一，1999:《激励与约束》，《经济社会体制比较》第 5 期。 吴敬琏，2010:《收入差距过大的症结》，《财经》第 21 期。 邢春冰，2005:《不同所有制企业工资决定机制考察》，《经济研究》第 6 期。 邢春冰，2007:《经济转型与不同所有制部门的工资决定———从“下海”到“下岗”》，《管理世界》第 6 期。 姚洋、章奇，2001:《中国工业企业技术效率分析》，《经济研究》第 10 期。 张车伟、薛欣欣，2008:《国有部门与非国有部门工资差异及人力资本贡献》，《经济研究》第 4 期。 张杰、黄泰岩，2010:《中国企业的工资变化趋势与决定机制研究》，《中国工业经济》第 3 期。 张军，1997:《双轨制经济学:中国的经济改革(1978 － 1992)》，上海三联 书 关于书的成语关于读书的排比句社区图书漂流公约怎么写关于读书的小报汉书pdf 店和上海人民出版社。 Berk，J. 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