外部治理與在職消費
——基于準自然實驗的實證研究

張逸興 尹志超 張 勇

一、引 言

在理論上，國有企業的治理是一個難題。如何解決國有企業的低效率問題一直是深化改革過程中的難點(劉瑞明，2013)。學術界就造成國有企業低效率的原因有以下幾種看法：治理結構(費方域，1996；鄭紅亮和王鳳彬，2000；權小峰等，2010)、產權(張維迎，2010)和政策負擔(林毅夫等，1997)。例如，費方域(1996)認為，中國國有企業存在重大的“內部人控制”問題，主要表現為過度的在職消費、信息披露不規范、短期行為等。張維迎(2010)指出，國有企業的低效率源于國家所有制引發的一系列委托-代理問題，并且需要靠產權制度解決該問題。林毅夫等(2004)認為，國有企業通常面臨較多的政策性負擔，缺乏競爭性的市場環境，因而經理人損害股東權益的情況難以避免。現有文獻發現，加強內部治理可以在一定程度上提高企業治理效率、緩解代理沖突(馬連福等，2013；肖海軍，2017；鐘海燕，2010)。但是，內部治理通常需要保持其自身的獨立性，否則可能無法完成其應有的職能，導致“內部人控制”現象仍不能得到有效遏制，致使內部治理結構的失效。因此，在改善內部治理的同時，應當與外部治理制度結合，進而提高企業效率。

近年來，上市公司年報中，業務招待費的排名引人注目，名列前十的大多是國有企業。中國鐵建在2012 年年報中披露業務招待費共計8.37 億元，雄踞榜單首位，“中國鐵建招待費事件”①國資委：中國鐵建招待費事件通報57 人處分8 人[N/OL]. 新浪財經，2013-10-21. http：//news.sina.com.cn/o/2013-10-21/113928490084.shtml.轟動一時。公款吃喝、超規格接待等異常公務消費是長期存在的難題，部分行政事業單位及社會團體以各種名義超規格接待、公款吃喝、公費旅游、公費出國、超標準配車、公車私用等，浪費了大量的財政經費和公共資源(田冠軍，2013)。對企業管理者來說，在職消費是企業高管的隱性薪資，一方面作為隱性激勵，能夠促進公司價值的提升，但另一方面，在職消費也是代理成本的一部分，具有負面后果(王曾等，2014)。

陸躍祥和游五洋(2000)把促使經理人實現利潤最大化的外部控制歸為三類，即資本市場機制、法律政治機制與產品和要素市場機制，并認為它們的共同點是都具有一定強制性。2012 年12 月4 日，中共中央政治局通過了《關于改進工作作風、密切聯系群眾的八項規定》(以下簡稱為“八項規定”)。“八項規定”指出，要厲行勤儉節約，嚴格機關財務經費管理，規范公務接待管理，嚴格控制公務接待費用支出，嚴格遵守廉潔從政有關規定。

“八項規定”后，與公款消費相聯系的餐飲業、酒類產品業的業績有顯著變化。據報道②八項規定有效遏制高端餐飲，大眾餐飲更流行[N/OL]. 新浪財經，2015-3-27. 數據來源：中國銀聯大數據平臺.，2010 年底至 2014 年底，高端餐飲刷卡消費總體增速出現下滑趨勢，2012 年 9月，高端餐飲同比增速達21%，2013 年2 月，高端餐飲增速下滑接近至零，隨后出現負增長，2014 年 2 月，增幅出現了-27%的最低點，但是自 2014 年 10 月起，餐飲行業連續25 個月實現正增長，一些高端餐飲企業也通過轉型扭轉了收入下滑的態勢③大眾餐飲成為主力軍 餐飲業連續 25 個月增長[N/OL]. 鳳凰財經，2016-11-25. http：//finance.ifeng.com/a/20161125/15034429_0.shtml.。此外，根據中央電視臺專題片《永遠在路上》④八項規定實施后 茅臺酒公務消費由 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.的報道，茅臺酒類在半年困境后銷量回升，但公務消費占比由以前的30%下降為1%。以上情況表明，“八項規定”促使了高端餐飲業向大眾化餐飲的轉型升級，也表明健康的市場環境不需要靠公款維持。這些情況說明，“八項規定”有效遏制了公款吃喝、超規格接待等一系列違規行為，促使了部分行業的轉型升級。

本文利用2011 年至2016 年上市公司年報數據，研究了“八項規定”這一外生政策沖擊對國有企業在職消費的影響。基于雙重差分模型的實證研究表明，相比于不受政策影響的企業，同時期，“八項規定”顯著降低了國有企業的在職消費，通過時間信息忽略法排除時間序列相關問題后，結論依然穩健。此外，以時間為切入點排除其他政策的影響后，“八項規定”降低國有企業在職消費的基本事實仍然成立。考慮到“八項規定”對公款吃喝、超規格接待和公費旅游的限制，本文還考察了政策前后國有企業業務招待費、辦公費和差旅費的變化，表明政策實施后國有企業的業務招待費、辦公費和差旅費均顯著縮減。“八項規定”后，國有企業在職消費降幅在2013 年至2016 年間呈現出遞增趨勢。本文還發現，“八項規定”對地方國有企業在職消費的影響顯著強于對中央國有企業在職消費的影響。最后，根據估計結果，本文初步推算了“八項規定”后上市國有企業2013 年至2016 年在職消費降幅的絕對量。本文的研究從微觀的角度較為全面地評估了“八項規定”對國有企業在職消費的影響，結果表明政策發揮了積極作用，抑制了公款消費。同時，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的委托-代理問題。

“八項規定”是 2013 年以來出現的事物，相關學術研究成果較少。已有文獻大部分從黨建理論、黨風作風等層面做出定性分析，缺乏以微觀數據為基礎對“八項規定”政策效應的實證研究。與已有研究相比，本文可能的貢獻在于：(1)一方面，針對“八項規定”對公款消費的影響目前有大量的宏觀統計結果，但基于企業微觀數據的研究較為缺乏，另一方面，學界對“八項規定”是否能降低國有企業在職消費并無一致意見，本文有助于厘清這一爭議，是對現有文獻的有益補充；(2)本文基于“八項規定”這一外生政策沖擊，評估了 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生性和逆向因果問題，從而獲得更穩健的結論；(3)已有文獻主要討論“八項規定”對國有企業在職消費的綜合影響，而本文進一步考察了“八項規定”對不同類別的相關費用及其在不同年度的影響，以及地方國有企業和中央國有企業在此方面的異質性。因此，本文為全面理解“八項規定”對國有企業的政策效應提供了直接證據，也為認識全面從嚴治黨提供了新的視角。

本文以下部分如此安排：第二部分是文獻綜述和研究假設；第三部分是研究設計，介紹本文的研究數據、方法和模型設計；第四部分是實證結果與分析，報告“八項規定”對國有企業在職消費的平均處理效應、時間信息忽略法估計結果、排除其他政策影響的估計結果和安慰劑檢驗結果；第五部分是進一步的分析；第六部分是結論。

二、文獻綜述和研究假設

委托代理理論研究委托人承擔代理人行為后果風險的前提下，委托人和代理人之間關系和相互作用的結果及其調整(趙蜀蓉等，2014)。Holmstrom 和Milgrom(1985)認為，在信息對稱的條件下，帕累托最優風險分擔和最優努力水平可以同時達到，但在信息不對稱的條件下，只有代理人是風險中性時帕累托最優才能夠得以實現。因此，委托人必須放棄帕累托最優風險分擔契約。在現實經濟的運行中，市場通常是不完善的，而信息不對稱也隨處可見(周宏等，2012)。因此，不可避免地存在不同程度的委托-代理問題。“八項規定”頒布前，國有企業高額的在職消費就是委托-代理問題的表現形式之一。

早期，國外關于在職消費的研究主要集中于企業理論和公司治理方面(Jensen 和Meckling，1976；Grossman 和 Hart，1980)，近十余年來，出現了關于在職消費的實證研究(Yermack，2006；Rajan 和 Wulf，2006)。同樣是基于委托-代理理論，國內關于在職消費的實證研究主要從政治因素(王曾等，2014)、管理層權力(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。從國內外相關文獻來看，學界對企業的在職消費主要存在兩種觀點，即在職消費的效率觀和代理觀。

持在職消費效率觀的學者們認為，業務招待有助于商業合作伙伴關系的形成，可以構建和維系雙方關系，幫助企業取得短期和長期利益(Chen，2010)。Henderson 和Spindler(2005)指出，在職消費是提高聲望的一種“地位商品”，有助于提升雇員的歸屬感，從而提高公司價值。從管理層工作效率的角度出發，Rajan 和 Wulf(2006)利用1986 年至1999 年間美國300 多家公司數據的研究發現，在職消費可以提高管理層的工作效率，并且只有當在職消費超過一定“界限”時，才可能會構成代理問題。Fama(1980)認為，在雇傭合同使用恰當的條件下，在職消費可以刺激雇員努力工作，因而有助于公司業績的提高，并且只有在薪酬調整不能夠彌補在職消費所消耗的公司資源時，在職消費才會成為代理成本的一部分。由此可見，持在職消費效率觀的學者們認為，在職消費能夠促進公司業務的開展，進而提高公司效率，這與 Rajan 和Zingales(1998)提出的“效率觀”相契合。此外，田利軍(2016)指出，業務招待費對企業績效存在“倒U 型”關系，即中等水平的業務招待費對企業績效的激勵作用最大。

持在職消費代理觀的學者們認為，在職消費通常會超出公司開展業務的需要，為管理層帶來私人收入。Jensen 和Meckling(1976)指出，從在職消費的定義可以發現，在職消費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，增加個人效用的同時又可能會減少公司收益。Hart(2001)認為，如果在職消費作為私人利益，那么就代表著財務成本超過其帶來的效率增加量。在相當一部分經濟學文獻中，在職消費被視作代理成本的表現形式。Cai、Fang 和 Xu(2005)利用中國企業數據的研究表明，如果公司治理力度不夠，那么高管有可能將娛樂、差旅費等更多地用于滿足自己個人的消費欲望。總的來說，代理觀認為在職消費是經營者和股東之間代理問題的一種表現，會帶來負面影響，并會對企業價值構成損害(Yermack，2006)。

目前，學界關于“八項規定”對國有企業管理層在職消費是否有積極的干預作用存在兩種對立觀點。一種觀點認為，“八項規定”未能成功抑制國有企業管理層在職消費。梅潔和葛楊(2016)認為，“八項規定”沒有顯著降低國有企業管理層在職消費量和其對主營業務收入的侵占①梅潔和葛楊(2016)用管理層在職消費占主營業務收入的比例作為在職消費對主營業務侵占的代理變量。，僅遏制了其增速的進一步增長。另一種觀點認為，“八項規定”有效抑制了國有企業管理層在職消費。例如，楊蓉(2016)從高管控制權角度出發，發現“八項規定”不僅抑制了國有企業管理層在職消費，還抑制了異常在職消費②楊蓉(2016)借鑒了 Luo 等(2011)、權小鋒(2010)等的做法，采用管理層在職消費與由經濟因素決定的高管預期正常在職消費之間的差額表示異常在職消費。。周軍等(2018)同樣借助權小鋒等(2010)的做法定義非正常在職消費，發現“八項規定”顯著降低了國有企業的過度在職消費。從以上情況可看出，盡管對在職消費的度量方式不同，已有研究從不同角度對兩種觀點提供了相關經驗證據，但就“八項規定”對國有企業的影響仍然存在爭議。本文的研究有助于厘清這一爭議，并為深化國有企業改革，加強外部監督和提高國有企業效率提供相關證據。

雖然學術界就“八項規定”是否對國有企業在職消費有顯著抑制作用仍存在爭議，但我們仍可以從中共中央紀委監察部的相關數據獲得一些證據。據報道，截至2017 年7 月底，全國累計查處違反“八項規定”的事件 180450 起、處理 244798 人，其中包括24 名省部級干部③數據來自中共中央紀委監察部網站《八項規定改變中國 向黨的十九大交上作風建設優秀答卷》。http：//www.ccdi.gov.cn/xwtt/201710/t20171013_108808.html。。據中共中央紀委監察部網站最新數據，2018 年1 月1 日至4 月30日，全國共查處違反“八項規定”精神的事件14012 起，19900 人受到處理，14246 人受到黨紀政務處分，其中主要問題包括公款吃喝、公款旅游、違規宴請等④數據來自中共中央紀委監察部網站。http：//www.ccdi.gov.cn/toutiao/201805/t20180524_172501.html。。從以上數據可看出，中國處理違反“八項規定”精神問題的案例諸多。據此，本文提出假設1。

假設1：“八項規定”將導致國有企業的在職消費水平降低。

本文將從以下幾個方面來檢驗該假設。首先，以國有企業為實驗組，其他不受政策影響的非國有企業為控制組，用雙重差分模型檢驗是否同時期國有企業的在職消費水平顯著降低。其次，由于“八項規定”對公款吃喝、公款旅游等行為影響較大，本文還考察了“八項規定”后國有企業業務招待費、辦公費和差旅費的相對變化。

進一步地，公共政策一般存在一定時間的政策時滯。除了政策制定時間引起的內部時滯外，還需考慮從政策開始實施到微觀經濟主體行為發生變化也需要一定時間(李永友和叢樹海，2006)。從政策時滯方面來講，由于“八項規定”可以直接影響微觀主體的行為，那么，隨著時間推移，政策效力會逐漸體現。此外，2019 年12 月4 日是實施“八項規定”的第7 年，中央紀委國家監委網站公布了該規定實施以來的累計成果。從數量來看，7 年累計查處違反“八項規定”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。從這些數據可看出一個基本事實：“八項規定”的查處力度有增無減。據此，本文提出假設2。

假設2：“八項規定”對國有企業在職消費的影響隨著時間推移逐漸變大。

為檢驗假設2，本文首先使用了標準的雙重差分模型以檢驗政策的平均處理效應，以考察政策效應逐年增加的基本事實是否成立。考慮到標準的雙重差分模型無法識別政策隨年度變化的動態異質性，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，以考察政策的動態異質性。

此外，中央國有企業是由國務院國有資產監督管理委員會(簡稱“國務院國資委”)監管的國有企業，相比于地方國有企業，中央國有企業通常在重要行業和關鍵領域發揮作用。并且，中央國有企業規模大、財務制度健全，財務數據要接受著名會計師事務所的審計(楊瑞龍等，2013)。因此，“八項規定”前，中央國有企業的受監管力度和在職消費水平與地方國有企業本身就存在一定差異。據此，本文提出了假設3。

假設3：“八項規定”對地方國有企業的影響更強。

為檢驗假設3，本文將分別以地方國有企業和中央國有企業為實驗組，其他不受影響的非國有企業為對照組，分析“八項規定”對二者的平均處理效應和動態異質性的差異。

三、研究設計

（一）在職消費的度量

在中國現行的會計準則中，在職消費沒有專門的科目予以披露(梅潔和葛楊，2016)。由于在職消費數據可獲得性的受限，很難科學地度量上市公司高管在職消費量(陳冬華等，2005)。學界嘗試用一些代理變量對在職消費進行度量和分析。由于在職消費一般都計入管理費用，并且企業年報披露規則規定，該項目中大額明細科目應當予以披露，這就有可能從上市公司年報中獲取在職消費有關數據(Chen 等，2010；樹友林，2011)。

目前，在相關研究中，度量在職消費主要有兩種方法。一種方法是 Luo 等(2011)、權小鋒等(2010)、張鐵鑄和沙曼(2014)所采用的方法，在管理費用的基礎上，以扣除工資及福利費、折舊與攤銷、研究開發費、稅費及存貨跌價準備等明顯不屬于在職消費的項目后的金額作為在職消費的代理變量。另一種是陳冬華等(2005)采用的方法，該數據通過查閱上市公司年報附注中“支付的其他與經營活動有關的現金流量”項目收集，并且將可能與高管人員在職消費有關的費用項目分為八類：辦公費、差旅費、業務招待費、通訊費、出國培訓費、董事會費、小車費和會議費，這些項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目將私人開支轉嫁給公司①通常上市公司會披露其中的各明細科目，未披露明細科目的金額定為 0，如果所有明細科目均未披露，則剔除之。。目前，大部分的實證研究都運用了該方法(陳冬華等，2005；盧銳、魏明海，2008；Luo 等，2011)。據此，本文采取陳冬華等(2005)的“八項費用”法測算管理層在職消費。

（二）模型設定和變量定義

1978 年，普林斯頓大學的 Ashenfelter 和Card 第一次用雙重差分模型對項目進行了評估，隨后該模型在計量經濟學領域得以推廣，原因在于該方法借助外生沖擊形成的準自然實驗能夠較為準確地識別變量間的真實因果關系。本文以國有企業樣本作為實驗組，以非國有企業樣本作為控制組，采用雙重差分法檢驗“八項規定”對國有企業在職消費的影響，模型設定如下：

根據以往研究在職消費的相關文獻(王曾等，2014；張鐵鑄和沙曼，2014；廖歆欣和劉運國，2016)，本文引入以下控制變量：管理層薪酬(高管報酬)、公司特征②為了解決公司金融研究中財務指標的內生性問題，本文所用的公司財務指標，如公司規模、財務杠桿和公司業績等，均采用t-1 期數據。及公司治理(公司規模、財務杠桿、董事會規模、獨董占比、員工人數、公司業績、公司成立年限、成長機會、審計師和股權集中度)和 CEO 個人特征(年齡、性別和二職合一)。此外，為控制更多異質性因素，本文還控制了企業級別的固定效應 fi和時間固定效應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，點擊“附錄”獲取，下同。。

（三）數據和樣本

本文以 2011 年至 2016 年，即“八項規定”實施前 2 年和后 4 年，為樣本區間，選取 A 股上市公司作為初始樣本，將實際控制人為地方國有企業、國資委、地方國資委、地方政府、中央國家機關和中央國有企業的上市公司界定為國有企業，將其他實際控制人的上市公司界定為非國有企業。本文按以下程序篩選研究樣本：(1)剔除當年被“ST”和“*ST”的樣本；(2)剔除財務指標和公司治理數據缺失的樣本和觀測不連續的樣本；(3)剔除隸屬于金融和保險業(2012 年證監會行業分類)的樣本和 S 股樣本；(4)剔除了樣本區間內所有制出現變更的企業；(5)為消除極端值影響，對主要連續變量進行1%水平的winsorize 處理。

本文除在職消費數據是通過查找上市公司年報手工收集外，其他數據均來自于東方財富網(www.eastmoney.com)、Wind 金融資訊數據庫、國泰安(CSMAR)和 Choice金融數據庫。

其中，在職消費數據通過查閱上市公司年報附注中“支付的其他與經營活動有關的現金流量”項目收集，并且將可能與高管人員在職消費有關的費用項目分為八類：辦公費、差旅費、業務招待費、通訊費、出國培訓費、董事會費、小車費和會議費。經過樣本篩選并剔除觀測區間不連續的樣本和年報附注中所有明細項目均未披露的樣本后，共有1159 家上市公司至少披露了一項明細科目，1159 家上市公司6 年共計有6954 個觀測值。其中有565 家國有企業共3390 條觀測值，594家非國有企業共3564 條觀測值。

要使用雙重差分法來估計政策沖擊效果，除了要求實驗組和控制組存在平行趨勢以外，還需要確保實驗組和控制組在選擇上是隨機的。楊衛東(2013)指出，民營企業和國有企業的職能區別較大，民營企業在合法的前提下，以追求利潤最大化為目標，國有企業則是為了實現政府制定的目標，并且國有企業的職能通常根據國家的需要而變化。因此，國有企業和非國有企業的分組可能存在一定的樣本自選擇問題，需要進一步排除這種可能性對估計結果的影響。為了得到更加穩健的結果，本文用傾向得分匹配法(PSM)尋找國有企業的“可比樣本”。

以 2011 年的樣本為基準，本文首先以模型(1)中控制變量對實驗組和控制組的分組變量Treat 進行 Probit 模型估計，以預測值作為匹配得分，如果兩個企業的得分相近或相等，說明兩個企業的特征相似。根據得分剔除掉未成功匹配的企業，以此獲得國有企業的“可比樣本”。最終得到1842 條國有企業觀測值和1152 條非國有企業觀測值。匹配前后各變量均值檢驗如附錄表2 所示。匹配前，國有企業和非國有企業各變量中，除獨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，故可認為國有企業和非國有企業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，匹配結果比較可靠，故可以認為排除了國有企業和非國有企業的樣本自選擇問題。

表1 為在職消費各明細科目的描述性統計。其中，國有企業的辦公費、差旅費和業務招待費均值分別為 1129.51 萬元、598.92 萬元、507.28 萬元，非國有企業的辦公費、差旅費和業務招待費均值分別為1399.85 萬元、814.61 萬元、631.53 萬元，兩類企業存在比較明顯的差異。

表1 在職消費明細科目描述性統計(單位：萬元)

續表1

（四）變量描述性統計

附錄表 3 列出了所有變量的描述性統計結果。其結果表明，匹配后的上市企業在職消費均值為2778.53 萬元，中位數為1425.32 萬元，標準差為4383.24，說明企業在職消費的差異很大，并且均值大于中位數，表明企業在職消費的分布存在右偏的特征；同理，高管報酬、公司規模等變量均有類似的分布特征。所以，在進行實證檢驗時，對在職消費、高管報酬、公司規模等變量取自然對數。

表 2 為“八項規定”頒布前后上市公司在職消費的單變量分析。從表 2 中可觀察到，國有企業在“八項規定”頒布后的在職消費均值有所下降，但檢驗結果不顯著，t 值為-1.29；非國有企業在政策頒布后的在職消費均值有所上升，且t 檢驗結果在1%的水平上顯著。這說明“八項規定”不能促使非國有企業在職消費下降，非國有企業的在職消費仍然隨著時間推移而增加。綜上所述，僅從單變量分析中無法判定“八項規定”是否影響國有企業在職消費，因而還需進一步分析。

表2 上市公司在職消費在“八項規定”頒布前后變化(單位：萬元，個)

四、實證結果與分析

（一）平行趨勢分析

圖1 是2011 年至2016 年國有企業和非國有企業在職消費趨勢圖。從圖1 中可看出，政策實施前，2011 年至2012 年國有企業和非國有企業的在職消費增長趨勢基本平行，在2012 年年底“八項規定”實施后，2013 年國有企業在職消費量曲線有所下降，同時，不受政策影響的非國有企業的在職消費量依然保持增長的趨勢。以上情況說明，“八項規定”可能導致國有企業在職消費水平發生變化。因此，可以采用雙重差分法進行實證檢驗。

圖1 在職消費平行趨勢(單位：萬元)

（二）雙重差分法估計結果

表 3 是模型(1)的估計結果。其中，第(1)列至第(4)列分別為“八項規定”對國有企業在職消費2011 年至2016 年平均處理效應的檢驗結果，所用的樣本觀測值分別為3 年至 6 年平衡面板數據。從結果可看出，第(1)列至第(4)列交互項Treat ×After系數均為負，且均在 1%的水平上顯著，說明相對于不受“八項規定”影響的非國有企業，國有企業的在職消費水平在“八項規定”實施后顯著下降，因此“八項規定”確實促使了國有企業在職消費水平的下降。進一步分析可知，第(1)列至第(4)列交互項系數的絕對值逐漸變大，依次為 12.62%、16.69%、22.11%和 26.97%。估計系數的絕對值逐漸增大的一種原因可能是存在政策時滯。陳潭(2004)指出，公眾對政策的認知水平和理解程度越高，政策時滯就越短，政策時滯也與外在因素如意識形態、政治法律、科學技術等環境因素相關。比如，意識形態的限制越多，啟動時間越長，政策時滯越長。估計系數的絕對值逐漸增大的另一可能原因是隨著時間推移，中央對違反“八項規定”行為的打擊力度加大和監管效力提升。此外，隨著時間的推移，政策的平均處理效應在增強，這可能是由于在這之后中央出臺的一系列政策或進行的相關工作，如反腐、巡視等，進一步降低了國有企業的在職消費水平。這些結果說明，“八項規定”確實促使了國有企業在職消費量的減少，但可能高估了對國有企業在職消費的影響。

表3 “八項規定”與國有企業在職消費的平均處理效應

（三）其他政策對估計結果的影響

由于雙重差分模型以受政策影響的國有企業為實驗組，不受政策影響的非國有企業為對照組，并和政策前后時間虛擬變量作交互以估計政策效應，因此，表3 所估計的平均處理效應可能為 2013 年之后一系列沖擊的疊加效應(如反腐、巡視等工作)，即“八項規定”對國有企業在職消費的影響可能被高估。為此，本文給出了“八項規定”后至2015 年底可能影響國有企業行為的部分重大事件及其時點。

附錄中的表 4 列示了“八項規定”及以后可能影響國有企業在職消費的外部沖擊。2013 年后影響國有企業在職消費的外生沖擊主要包括了“八項規定”、反腐、中央巡視和“限薪令”等。一方面，根據中央紀委監察部網站數據顯示，中央第一輪和第二輪巡視的國有企業僅包含中國儲備糧管理總公司和中國長江三峽集團公司。另一方面，2015 年后中央巡視組逐漸實現了對國有重要骨干企業和中央金融單位的巡視全覆蓋，2016 年初實現了對 139 家中央一級黨和國家機關的派駐機構全覆蓋。從以上情況可看出，2013 年國有企業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大，其他沖擊的效力逐漸顯現，可能導致高估“八項規定”對國有企業在職消費的影響。為此，本文選取 2012 年和 2013 年為數據區間，考察“八項規定”對國有企業在職消費的影響，估計結果見表4。

表4 報告了2013 年“八項規定”對國有企業在職消費的平均處理效應。從表4 中可看出，交互項系數為-0.1135，在 1%的水平上顯著，表明在排除了其他政策對國有企業在職消費的影響之后，“八項規定”對國有企業在職消費仍然有顯著負向影響。

表4 2013年平均處理效應

（四）排除時間序列相關性導致的偏誤

Bertrand 等(2004)指出，基于雙重差分的研究方法所使用的數據一般具有序列相關問題，并且序列相關會導致低估估計量的標準誤，使 t 統計量的取值偏大，進而過度拒絕原假設，導致第一類錯誤。進一步地，Bertrand 等(2004)給出了如下四種解決辦法。

第一，參數法。該方法是大多數學者所采用的修正方法，事先設定誤差項的自相關結構，再進行參數估計計算出系數的標準誤。該方法不容易找到適合的自相關結構，并且也沒有真正地修正序列相關導致的過度拒絕問題，修正結果較差。

第二，分塊自助法。該方法將屬于同一個層級的觀測值放在一起以保留數據中心自相關結構的信息，如果抽樣的次數足夠多，即使同一個層級的觀測值存在相關性，通過重復抽樣得到的統計量分布和樣本統計量分布之間的差異也會逐漸變小。

第三，方差協方差矩陣法。在層級數量足夠多的情況下，可以使用方差協方差矩陣估計自相關結構，該方法在層級數量趨于無窮的條件下可以得到標準誤的一致估計。

第四，時間序列信息忽略法。序列相關問題的另一個解決方案是在估計和計算標準誤差時忽略時間序列分量。該方法對政策前后的數據進行平均，并對該結果進行 2期數據的基準DID 模型估計。

對于參數法而言，不容易找到合適的自相關結構。分塊自助法和方差協方差矩陣法都需要較多的層級數量。Bertrand 等(2004)指出，時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健的結果。據此，本文基于該方法進行進一步的穩健性檢驗，以排除時間序列相關性可能導致的偏誤。

其估計結果如表 5 所示。根據時間序列信息忽略法要求，對在政策沖擊之前 2 年變量取均值作為 DID 模型的第一期數據，第(1)列至第(3)列分別為對沖擊后 2 年、3年和4 年數據取均值作為基準模型的第二期數據。表5 中第(1)列至第(3)列的交互項系數分別為-16.51%、-21.95%和-27.43%，且均在 1%的水平上顯著。以上結果說明，通過時間序列信息忽略法消除樣本時間序列層面的相關性之后，本文的結果仍然穩健。

表5 時間序列信息忽略法估計結果

（五）安慰劑檢驗

為進一步確認“八項規定”對國有企業在職消費影響的因果關系，本文把政策實施時間前推到 2011 年 12 月 31 日作為虛擬政策時點，選取 2011 年和 2012 年數據為樣本區間進行政策效應的安慰劑檢驗。如果檢驗結果沒有類似的因果關系，則表明前文用雙重差分估計的在職消費差異確實是“八項規定”這一政策沖擊所引起的。

表6 列出了以2011 年作為虛擬政策時點的安慰劑檢驗結果。表6 顯示，交互項系數為正但不顯著。這表明“八項規定”之前，國有企業相比于非國有企業在同時期的在職消費量無顯著變化，結合前文結果可以得出，2013 年后國有企業在職消費的變化確實是由“八項規定”這一外生沖擊所造成的。

表6 安慰劑檢驗結果

五、進一步分析

首先，由于“八項規定”旨在限制公款吃喝、超規格接待和超額在職消費等行為，那么對不同類型的在職消費的干預效果應該存在差異。Rajan 和 Wulf(2006)指出，只有當在職消費超過一定“界限”時，才會構成代理問題。那么，對于上市公司而言，與其業務量相當的、正常規模的在職消費應當予以保留。據此，隨著在職消費的增加，其所處的分位數水平增高，“八項規定”對該類在職消費的限制作用也應有所不同。因此，本文在本部分引入分位數回歸的方法來研究“八項規定”對處于不同分位水平的在職消費的影響。其次，無論是財政政策、貨幣政策，還是公共政策，都可能存在政策時滯，“八項規定”的傳導機制不具有復雜性，其可以直接影響國有企業的在職消費量，但政策的各年度效應不一定相同。為此，本文研究“八項規定”對國有企業在職消費影響的動態異質性，以區分政策的年度差異。同時，為了透徹地分析“八項規定”對不同年度、不同在職消費分位數水平的國有企業在職消費的影響，本文還同時考察了政策的動態異質性和分位數回歸。最后，不同類型的國有企業對政策沖擊的反應可能不同，“八項規定”對地方國有企業和中央國有企業的干預效果也可能存在一定的差異，故在本部分通過改變實驗組定義來估計“八項規定”對地方國有企業和中央國有企業干預效應的差異。

（一）“八項規定”對國有企業不同類型費用的影響

“八項規定”對公款吃喝、超規格接待和公費旅游有嚴格限制，故可能會對國有企業的業務招待費、差旅費和辦公費的影響較大。對此，本部分分別以招待費、差旅費和辦公費的自然對數為因變量，用模型(1)估計“八項規定”對國有企業三項費用的影響。本文在研究“八項規定”對國有企業招待費、差旅費和辦公費的影響時，分別剔除了未披露這三項費用的上市公司，最終分別得到 2154 條、2514 條和 2280 條觀測值，估計結果見附錄表 5。第(1)列至第(3)列分別為招待費、辦公費和差旅費作因變量的估計結果，交互項系數分別為-44.01%、-19.32%、-17.46%，即“八項規定”后，截至2016 年，國有企業的業務招待費平均降低了44.01%，辦公費平均降低了19.32%，差旅費平均降低了17.46%。可見，“八項規定”后，公款吃喝、超規格接待等情況有所改善。

（二）“八項規定”對不同分位數水平在職消費的影響

隨著國有企業在職消費所處分位數水平提高，“八項規定”對其在職消費的干預作用可能隨之發生變化。本文借鑒分位數回歸和雙重差分模型來研究“八項規定”對處于不同分位數水平的國有企業在職消費量的平均處理效應。其模型如下：

附錄表 6 是分位數與平均處理效應回歸結果，其中第(1)列至第(3)列分別為 25分位數、50 分位數和75 分位數回歸結果，第(4)列是OLS 估計結果。交互項系數分別為-22.74%、-19.17%、-29.29%和-26.97%，均在 1%的水平上顯著。這說明“八項規定”對處于 75 分位水平的在職消費平均處理效應強于 25 分位水平和 50 分位水平的該效應，即外部監督對高分位水平在職消費的影響更大。

（三）“八項規定”對國有企業在職消費影響的動態異質性

前文的實證結果部分已用雙重差分模型估計了“八項規定”對國有企業在職消費影響的平均處理效應，即估計了政策實施后 2011—2016 年間國有企業相比于非國有企業同時期在職消費水平的平均差異。實際上，政策沖擊的效果通常是變化、連續的。為了區分“八項規定”各年度的動態異質性，本文借鑒Moser 和Voena(2012)的方法及分位數回歸思想，構建如下模型：

式(3)中，Dc為 2012 年至 2016 年的年份虛擬變量。動態異質性估計結果如附錄表 7 所示，第(5)列總體回歸結果顯示，2013 年、2014 年、2015 年和 2016 年“八項規定”對國有企業在職消費量均有顯著影響，且均在1%的水平上顯著，隨著時間的推移，交互項系數分別為-12.26%、-19.73%、-31.29%、-42.05%，絕對值逐年增大，說明“八項規定”的干預效果隨著時間的推移逐漸展現；第(1)列至第(4)列結果顯示，“八項規定”對處于不同年份、不同分位數水平的在職消費的干預結果也具有異質性。總的來說，隨著時間的推移，“八項規定”對國有企業的在職消費量的影響逐漸增大，這與前文結論一致。此外，從估計結果可看出，處于75 分位水平的在職消費受到的影響更大。

圖2 為“八項規定”對國有企業在職消費干預效果動態異質性的折線圖。從圖2 中可看出，2012 年至 2015 年國有企業在職消費量曲線迅速下降。形成此種干預效果的原因可能有兩種：其一，隨著時間的推移，中央“八項規定”的監察力度不斷加大，政策干預效果隨著時間遞增。其二，“八項規定”存在政策時滯，由于政策是2012 年12 月頒布的，2013 年不一定所有的國有企業都來得及反應，并且政策沖擊對地方國有企業和中央國有企業的效應也不一定相同。考慮到2013 年后反腐、巡視等一系列工作的開展對國有企業在職消費可能有一定影響，圖2 所描述的政策干預效果有可能在2014 年及以后年份被高估，但仍未改變“八項規定”發揮了積極作用的基本事實。

圖2 政策干預效果動態異質性

（四）“八項規定”對地方國有企業和中央國有企業影響的異質性

中央國有企業長期以來是中國經濟的支柱，是國家控制國民經濟的主要形式(楊瑞龍等，2013)。因此，地方國有企業和中央國有企業對政策的反應可能是不同的，在執行的效力上也可能不同。故本部分檢驗了政策對地方國有企業和中央國有企業的效應是否具有異質性：分別以地方國有企業、中央國有企業為處理組并以不受政策影響的非國有企業為控制組來進行實證檢驗，檢驗估計系數的大小是否存在顯著差異。

附錄中表 8 是“八項規定”對地方國有企業和中央國有企業政策效應差異的估計結果。表中第(1)列和第(2)列分別為以地方國有企業和中央國有企業為實驗組，以其他不受政策影響的非國有企業為控制組的估計結果。從表中可發現，“八項規定”對地方國有企業的平均處理效應為-28.04%，在 1%的水平上顯著；對中央國有企業的平均處理效應為-13.91%，在 10%的水平上顯著。這一結果表明，“八項規定”后，相比于不受政策影響的非國有企業，同時期地方國有企業和中央國有企業的在職消費水平均有所下降。進一步地，地方國有企業與中央國有企業的平均處理效應的系數具有顯著差異，t 值為-3.25***。故可推斷“八項規定”對地方國有企業的平均處理效應比對中央國有企業的平均處理效應更大。

為進一步分析地方國有企業和中央國有企業的動態異質性，本文還估計了“八項規定”對地方國有企業和中央國有企業在職消費影響的動態差異，結果如附錄表 9 所示。第(1)列至第(2)列分別是以地方國有企業和中央國有企業為實驗組，其他不受政策影響的非國有企業為控制組的估計結果。從該表中可看出，2013 年至2016 年，“八項規定”對地方國有企業在職消費的影響分別為-11.95%、-20.64%、-32.38%和-42.39%，且均在 1%的水平上顯著。第(2)列結果顯示，2013 年至 2016 年，“八項規定”對中央國有企業在職消費的影響分別為-12.01%，-5.91%、-13.17%和-27.15%，2013 年、2014 年和 2015 年交互項系數為負，但不顯著，2016 年交互項系數在 5%的水平上顯著，那么前文估計的中央國有企業所受平均處理效應完全是由 2016 年在職消費的變化引起的。從 2016 年地方國有企業和中央國有企業交互項系數的差異來看，t 值為-2.15**。

從附錄表8 和表9 的估計結果可一致得出，相比于其他不受政策影響的非國有企業，在同時期“八項規定”對地方國有企業在職消費的影響顯著大于對中央國有企業在職消費的影響。該情況有兩種可能的解釋：第一，如果中央國有企業和地方國有企業在“八項規定”前的在職消費水平相仿，那么同時期，相比于其他不受政策影響的非國有企業，“八項規定”對地方國有企業在職消費的影響的確更大；第二，中央國有企業的在職消費水平在“八項規定”前比地方國有企業的在職消費水平低，必要的在職消費還需保留，那么即使“八項規定”對其在職消費有影響，幅度也不會太大。為此，本文分別給出了政策前后地方國有企業和中央國有企業在職消費的折線圖。

圖 3 為地方國有企業、中央國有企業和非國有企業的在職消費趨勢折線圖。從該圖中可以看出，2011 年至 2016 年中央國有企業在職消費水平都低于地方國有企業在職消費水平。這說明，中央國有企業的在職消費水平本身就低于地方國有企業在職消費水平，這也導致了同時期中央國有企業在職消費水平的降幅有限。前文的估計結果還顯示，“八項規定”在 2013 年、2014 年和 2015 年對中央國有企業的影響分別為-12.01%、-5.91%和-13.17%，但不顯著。從圖3 可以看出，在2011 年至2015 年這一區間，中央國有企業的在職消費水平低于非國有企業在職消費水平，但兩者變化趨勢相差不大，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的不顯著。

圖3 企業在職消費趨勢

綜上所述，“八項規定”對地方國有企業在職消費的影響大于對中央國有企業在職消費的影響是兩者本身差異所致，即中央國有企業各年的在職消費水平本身就低于地方國有企業，故導致其在職消費水平的降幅有限。

（五）“八項規定”對國有企業在職消費的總量推斷

張逸興等(2019)指出，“八項規定”頒布兩年后，國有企業、政府部門和事業單位員工所在家庭的消費增加了 3217 億元。為了更加直觀地獲得“八項規定”的影響，本文嘗試對“八項規定”影響國有企業在職消費的總量進行初步推斷。根據 Wind 咨詢和CSMAR 數據庫，2013 年至 2016 年的國有上市公司數量分別為 986、998、1011 和1035。根據本文數據，“八項規定”前的國有上市公司在職消費均值為 2694.56 萬元，那么可初步估計 2013 年、2014 年、2015 年和 2016 年該在職消費絕對量分別下降32.57 億元、53.06 億元、85.24 億元和117.27 億元，如表7 所示。“八項規定”之后上市國有企業的在職消費累計減少288.14 億元。

表7 “八項規定”引起的國有企業在職消費變化(單位：%，億元)

表7 的計算結果只是對“八項規定”對國有企業在職消費影響的初步推算，并且僅包含了國有上市公司。如果推廣到所有國有企業、政府部門和事業單位，那么這些數值會更大。因此，“八項規定”對國有企業在職消費的影響是顯著且重大的。

六、結 論

本文基于中國上市公司數據，運用雙重差分模型，研究了“八項規定”這一準自然實驗對國有企業在職消費的影響。

本研究發現，2013 年至2016 年，“八項規定”對國有企業在職消費的平均處理效應分別為-12.62%、-16.69%、-22.11%、-26.97%，即“八項規定”對國有企業在職消費水平的降低起到了積極作用，緩解了代理沖突。在使用時間序列信息忽略法解決了時間序列相關的問題后，結論依然穩健。進一步地，通過安慰劑檢驗和以時間為切入點排除其他政策影響后，“八項規定”降低國有企業在職消費水平的基本事實仍然成立。進一步研究發現，截至 2016 年，國有企業的業務招待費平均減少了約 44.01%，辦公費平均減少了約19.32%，差旅費平均減少了約17.46%。通過構造年度虛擬變量和實驗組虛擬變量的交互項，本文發現“八項規定”對國有企業在職消費的影響隨著時間推移呈現出遞增趨勢。本文還發現，“八項規定”對地方國有企業在職消費的干預作用顯著強于對中央國有企業的該作用，但這是由這兩者本身差異所致。最后，本文根據估計結果推算了“八項規定”后國有上市公司在職消費水平降幅的絕對量，2013 年至 2016 年，國有上市公司在職消費水平降幅的絕對量分別約為32.57 億元、53.06 億元、85.24 億元和117.27 億元，總計288.14 億元。

本文從實證層面證實了“八項規定”對降低國有企業在職消費水平有顯著作用。長期來看，“八項規定”對降低企業代理成本具有積極作用，有助于國有企業健康發展。本文為理解“八項規定”的政策效果提供了直接證據，為未來進一步加強相關工作提供了理論依據。

本文的研究不僅有助于厘清“八項規定”的實施對國有企業在職消費水平影響的爭議，還表明了外部治理可以在一定程度上解決國有企業的委托-代理問題，為國有企業的外部治理提供了新的證據。此外，本文也為從經濟學角度認識全面從嚴治黨提供了新的視角。