國有資本經營預算制度、管理層權力與預算松弛

安靈 譚玉蓮

【摘要】國有資本經營預算制度是我國特色政府預算體系的重要組成部分， 但在多重委托代理的國資管理體制下， 國有企業管理層可能會構建職務“塹壕”， 實施預算松弛。本文結合國有資本經營預算制度實施準自然實驗， 利用2010 ～ 2022年我國上市公司A股數據， 采用雙重差分法（DID）考察國有資本經營預算制度對國有企業預算松弛的影響。研究結果表明， 國有資本經營預算制度的實施會明顯提升預算松弛程度， 并且管理層權力在二者之間發揮部分中介作用， 異質性分析結果顯示， 在地方國有企業以及外部治理水平較低地區的國有企業中， 國有資本經營預算制度的實施對預算松弛程度的影響更加顯著。

【關鍵詞】預算松弛；國有資本經營預算；管理層權力；國有企業

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2024）04-0041-7

一、 引言

習近平總書記在黨的二十大報告中強調： “深化國資國企改革， 加快國有經濟布局優化和結構調整， 推動國有資本和國有企業做強做優做大， 提升企業核心競爭力?！眹匈Y本經營預算制度作為國資國企改革的關鍵推動力量， 在我國特色政府預算體系中扮演著不可或缺的角色， 其建立不僅滿足了政府預算體系的完整性要求， 也是實現國有資產管理公開化、 國有資本收益依法全民共享、 促進共同富裕的關鍵措施。自2007年9月國務院發布《關于試行國有資本經營預算的意見》以來， 國有資本經營預算制度已發展了十六年， 經歷了從“萌芽”“試點”到“全面”的轉變， 實現了國有資本經營預算編制和收益收繳兩方面的突破。2015 年修訂后的《預算法》開始實施， 要求國有資本經營預算在保持獨立和完整的基礎上實現收支平衡， 與一般公共預算相銜接， 并提到在2020年國有資本經營預算上繳公共財政的比例應達到 30%， 這意味著國有資本經營預算、 一般公共預算和社會保險基金預算之間的銜接要求已通過法律形式得到明確， 此外， 通過整合預算資金， 國有資本經營預算進一步明確了其公共屬性。國有資本經營預算制度不僅通過實施合理的收益分配策略， 促進國有企業的經營效益提升， 推動國有企業實現保值增值（楊超和謝志華，2020）， 而且使得政府履行國有資產出資者的職責得以實現， 抑制了國有企業管理層的權力（陳艷利等，2018；許浩然和廖冠民，2018）。但是， 我國國有資本經營預算制度仍然存在一些亟待解決的重要問題。

已有研究發現， 國有資本經營預算制度加劇了國有企業盈余管理（閆麗娟等，2020）， 降低了股利支付（Lin等，2022）和利潤水平（郭彥男和李昊楠，2020）。國有資本經營預算制度的不斷演進勢必對企業行為產生深刻影響（饒品貴等，2021）。在研究該制度的實施效果方面， 學界主要以企業價值創造、 投融資、 分配活動為研究視角。然而， 以預算為視角， 研究國有資本宏觀層面經營預算制度對微觀層面企業自身預算收入評估影響的文獻較少。國有資本經營預算制度的成效， 不僅依賴于由上而下的頂層設計， 更依賴于從基層各類國有企業出發的預算實踐以及各層級之間的有效銜接， 國有資本經營預算必須以企業內部財務預算為基礎（彭成洪，2011）。面對國有資本經營預算制度的實施， 企業內部財務預算會發生何種變化？在多重委托代理的國資管理體制下， 國有企業管理層可能會為實現預算目標而設置寬松的業績條件（郭棟和肖星，2023）， 這種與管理層權力息息相關的機會主義行為， 即預算松弛， 一定程度上會影響國有資本經營預算制度的實施效果。

鑒于此， 本文從預算松弛的角度， 以國有資本經營預算制度實施為準自然實驗， 運用雙重差分法（DID）觀察國有資本經營預算制度對國有企業預算松弛的影響規律， 以及管理層權力在其中的作用機制。本文可能存在的邊際貢獻在于： 第一， 拓寬了企業預算松弛影響因素的相關研究?，F有研究多從公司治理、 高管特征等微觀視角探討企業預算松弛的影響因素， 本文則從宏觀視角探究國有資本經營預算制度對國有企業預算松弛的影響效應， 為現有研究提供了重要補充。第二， 豐富了國有資本經營預算制度經濟后果的研究。本文從全新視角， 探尋國有資本經營預算與國有企業預算松弛等財務預算問題之間的關系。第三， 從管理層權力、 企業性質和企業外部治理等方面出發， 分析國有資本經營預算制度影響國有企業預算松弛的路徑及其異質性表現， 有助于進一步為優化國有資本預算制度、 國有企業監管體制提供解決方案。

二、 理論基礎與研究假設

（一） 國有資本經營預算制度和預算松弛

預算松弛是指企業管理層在預算管理中低估收入和生產能力， 或高估成本和資源消耗的現象（Fisher等，2002；高嚴和郭家鑫，2023）。國有資本經營預算制度是指國家（或政府）作為出資人， 委托國資委機構行使其對國有資本的所有權權利， 包括收取國有資本經營收入并對對應支出進行再分配， 以計劃整體預算的方式管理國有資本經營活動（陳林，2014）。該制度涉及多個層次的委托代理關系， 包括人民與國家的關系、 國家與政府的關系、 政府與企業的關系等（薛貴，2015）， 根據委托代理理論， 國有資本經營預算制度的實施有可能由上向下傳導至企業層面， 導致企業預算松弛的現象產生。

國有資本經營預算制度是政府宏觀調控的重要工具， 其并非是對企業的具體微觀經營行為進行干預， 而是通過制定宏觀層面的整體預算來管理和監督國有資本（王偉，2015）， 企業的日常運營仍然由企業自身的管理層掌控和決策， 因此在企業層面上的預算制定可能會與國有資本經營預算有一定偏離。一方面， 國有資本經營預算制度旨在健全國有企業分紅機制， 要求收取國有資本經營收益（王佳杰等，2014）， 其類似于國有企業的股利分紅政策， 直接造成企業內部留存的自由現金流減少（張訓常和蘇巧玲，2021）。根據自由現金流量理論， 當管理層可掌握的自由現金流量減少時， 管理層實現預算目標的困難程度增加， 也會傾向于制定松弛程度更高的預算（劉常國，2019）。加之國有企業管理層深受我國傳統文化的影響， 為了規避風險， 在實施國有資本經營預算制度的企業中， 管理層有動機在預算編制及制定的過程中構建預算松弛， 以確保做到有備無患（于團葉和林天，2016）。另一方面， 在國有資本經營預算制度實施過程中， 上繳的國有資本收益大部分又回到了國有企業自身， 用于解決國有企業相關問題。在進行資本配置時， 管理層傾向于最小化繳納金額、 最大化分配收益， 以此保留更多利潤以應對不確定性， 因此國有資本收益的“體內循環”又會引發“搭便車”行為（錢雪松和孔東民，2012）。國有企業管理層利用預算松弛， 低估本企業收入、 高估成本， 以混淆上級決策單位對企業經營發展能力的評估， 從而減少上繳國家的國有資本收益（薛蓉，2022）。因此， 本文提出：

H1： 國有資本經營預算制度后， 加重了國有企業預算松弛行為。

（二） 國有資本經營預算制度、 管理層權力與預算松弛

在國有資本經營預算制度實施之前， 國家尚未參與國有資本收益分配， 國有企業內部留存了大量資金， 監管部門很難進行有效監管（李心合，2021）。這種監管錯位為企業管理層提供了尋租的機會， 導致管理層在委托代理關系存在期間出現了種種問題（吳秋生等，2023）。國有資本經營預算制度對政府作為社會管理層和國有企業出資方的不同身份進行了清晰界定， 有助于政府在國有資本重新配置的過程中發揮積極作用， 保障其國有資本所有者的合法權益得到充分體現， 減少信息不對稱和道德風險， 改善相關問題， 遏制企業管理層對企業資源的控制。同時， 國有資本經營預算制度是對國有資本管理和運營進行評價與監督的重要手段（陳艷利和遲怡君，2015）， 在國有資本經營預算編制后， 國有企業將接受事前嚴格審核和監督， 以及定期追蹤檢查和事后審計監督， 這有助于約束和控制國有資本授權或委托經營者的行為， 從而使得管理層權力受到限制（胡子航等，2023）。

有研究表明， 管理層權力與預算松弛之間存在一種替代效應（安靈等，2016；安靈和沈青青，2016）。隨著國有資本經營預算制度的實施， 信息透明度得到顯著提升， 主管部門對企業的監督有效性也得到了增強。然而， 企業管理層可能會失去部分隱性收入， 這使得他們有動機為自己的權力尋找“替身”， 以彌補權力喪失所帶來的損失以及相關的隱性威脅。在這種情況下， 預算松弛被企業管理層作為重要的策略工具之一， 當管理層的權力受到大股東和董事會的監督時， 他們可以利用寬松的預算來降低未達到預算目標的可能性， 并努力實現超額業績， 以此來突顯自己的能力和價值。因此， 預算松弛可以被視為一種權力保護機制， 旨在應對權力喪失所帶來的風險和挑戰。因此， 本文提出：

H2： 國有資本經營預算制度的實施約束了國有企業管理層權力， 從而加重了預算松弛行為。

三、 研究設計

（一） 樣本選取與數據來源

考慮到國有企業通常是大型集團， 其核心業務和優質資產主要源于旗下的上市公司，? 上市公司的數據披露更加詳盡， 因此本文選擇2010 ～ 2022年上市公司A股數據為初始樣本。為保證數據有效性， 參照以往文獻， 本文對數據做出了如下篩選與處理： ①剔除數據缺失的樣本； ②剔除ST、 ?ST、 PT類公司； ③剔除首次上市時間在研究制度實施后的國有企業樣本； ④剔除金融類企業； ⑤為消除極端值的影響， 對所有的連續變量在1%和99%分位進行了縮尾處理。最終得到7049個公司年度數據。本文純手工收集整理了2010 ～ 2022年上市公司年報中披露的收入預算數據， 行業平均營業收入增長率（僅上市公司）數據來源于萬得（WIND）數據庫， 其他數據來源于國泰安（CSMAR）數據庫， 并采用Stata17.0對數據進行處理。

（二） 變量選取

1. 被解釋變量?；诜€健性的考量， 本文采用相關預算指標與企業實際指標的對比測度預算松弛（Slack）。本文參考潘飛和程明（2007）、 王劍等（2021）的預算松弛模型來度量， 模型如下：

Slack=1-［（I? ?-In-1）/In-1-? n-1］ （1）

其中：? ? 表示上市公司第n年營業收入的預算數， In-1表示第n-1年營業收入的實際數，? ?n-1表示第n-1年行業平均營業收入增長率。

2. 解釋變量。國有資本經營預算制度政策虛擬變量（Did）， 表示國有企業當期及以后是否實施該制度， 實施了該值為1， 否則為0， 由交乘項Post×Treat計算得到。其中： Treat為分組虛擬變量， 國有企業Treat=1， 非國有企業Treat=0； Post為政策時間虛擬變量， 制度實施年份及以后年份Post=1， 尚未實施國有資本經營預算制度的年份取0。

自國有資本經營預算制度實施以來， 預算實施范圍不斷擴大， 國有企業收益收繳比例也相應提高， 在探索中穩步推進、 逐漸完善。特別是2014年修訂的《預算法》， 對國有資本經營預算制度進行了大幅度調整， 進一步推進實現全口徑預算建立改革方向的優化完善。直至2015年正式實施， 形成了當前的國有資本經營預算制度框架， 此后國有資本經營預算制度相對穩定（席鵬輝等，2022）。故本文以2015年作為制度的實施年度。

3. 中介變量。管理層權力（Power）， 指管理層執行自身意愿的能力（Finkelstein，1992）。對于如何衡量管理層權力的大小， 主流文獻通常采用與控制權和股權相關的指標作為衡量標準。因此， 本文借鑒郭宏等（2020）對管理層權力的度量方法， 通過總經理是否兼任董事長或董事表示控制權合一性（Control）， 通過股權集中度表示股權制衡性（Ownership）。并將Control、 Ownership分別進行標準化， 相應的計算公式為：

（Control-Control）/sd（Control） （2）

（Ownership-Ownership）/sd（Ownership） （3）

將標準化后的兩個變量相加， 得到管理層權力（Po-wer）。該變量在考慮我國企業公司治理特征的基礎上， 符合主流文獻對其的定義與衡量。

4. 控制變量。為了降低其他因素對國有資本經營預算制度與國有企業預算松弛關系產生的影響， 本文選取6個控制變量。

具體變量定義如表 1 所示。

（三） 模型構建

本文使用雙重差分模型（DID）估計國有資本經營預算制度對國有企業預算松弛的影響效應， 具體模型如下：

Slacki，t=α0+α1Didi，t+α2Controli，t+∑Ind+∑Year+εi，t

（4）

其中： 下標i和t分別表示企業和年份， 被解釋變量Slack表示預算松弛， Did為政策實施分組虛擬變量Treat和政策實施實施虛擬變量Post的交互項， Control代表一系列控制變量， 同時控制了行業固定效應（Ind）和時間固定效應（Year）， ε是引入的隨機誤差項。α1為衡量公司預算松弛的關鍵指標， 若α1＞0， 說明國有資本經營預算制度提高了預算松弛程度； 若α1＜0， 說明國有資本經營預算制度降低了預算松弛程度。

為了驗證H2， 本文在式（4）的基礎上構建如下模型對管理層權力的潛在中介效應進行實證檢驗：

Poweri，t=λ0+λ1Didi，t+λ2Controli，t+∑Ind+∑Year+εi，t? ?（5）

Slacki，t=ω0+ω1Didi，t+ω2Poweri，t+ω3Controli，t+

∑Ind+∑Year+εi，t （6）

在式（5）中， Poweri，t表示管理層權力。如果式（5）中國有資本經營預算制度（Did）的系數顯著， 且式（6）中管理層權力（Power）的系數顯著， 說明存在中介效應， H2得到證實。與此同時， 如果式（6）中國有資本經營預算制度（Did）的系數不顯著， 說明管理層權力在國有資本經營預算制度與預算程度的關系中起到完全中介作用， 如果顯著則說明管理層權力起到部分中介作用。

四、 實證檢驗結果分析

（一） 描述性統計

相關變量的描述性統計詳見表2。預算松弛度量指標Slack的均值和中位數都大于1， 說明預算松弛現象普遍存在于上市公司中； Slack的最大值和最小值分別為7.930和-0.278， 說明各企業預算松弛程度的差異較大。核心解釋變量Did的均值為0.360， 表明樣本期內約有36%的公司屬于處理組樣本。其他變量的描述性統計結果都處于合理范圍內， 且與現有研究基本一致， 這在一定程度上說明了本文樣本選擇的合理性。

（二） 相關性分析

另外， 根據相關性分析結果（限于篇幅，結果未列示）顯示， 國有資本經營預算制度（Did）與預算松弛（Slack）間具有顯著的正相關性， 初步驗證了H1。管理層權力（Power）與預算松弛（Slack）間、 國有資本經營預算制度（Did）與管理層權力（Power）間具有顯著的負相關關系， 部分支持了H2。進一步使用多重共線性檢測， 結果表明， 所有變量的方差膨脹因子（VIF）的最大值為1.90（<10）， 表明不存在嚴重的多重共線性問題。

（三） 基準回歸結果

1. 國有資本經營預算制度與預算松弛。表3的列（1） ～ （3）為根據式（4）考察國有資本經營預算制度對國有企業預算松弛的產生的效應?；鶞驶貧w分三步進行： 第一步， 不加入控制變量， 初步估計政策效果， 控制時間固定效應和行業固定效應， 如列（1）。第二步， 在此基礎上加入企業微觀層面對預算松弛的影響變量， 如列（2）。第三步， 為應對雙重差分法具有的序列相關性問題， 借鑒Bertrand等（2004）、 李昊楠和郭彥男（2020）的研究， 采用省級聚類穩健標準誤， 如列（3）。結果較為穩健， 核心解釋變量國有資本經營預算制度（Did）的回歸系數皆為正， 且在1%的水平上顯著， 表明國有資本經營預算制度的實施提高了國有企業預算松弛程度， H1得證。

同時控制變量回歸結果顯示， 資產負債率（Leve-rage）、 總資產凈利潤率（ROA）與預算松弛（Slack）顯著負相關， 說明公司的財務狀況以及經營成果對于企業預算決策存在重要的參考價值， 當資產負債率或總資產凈利潤率越高時， 企業越傾向于制定更為嚴格的預算管理策略， 以保持財務穩定和持續的盈利能力。上市年限（Listyear）、 兩權分離度（Dual）與預算松弛（Slack）顯著正相關， 前者是由于上市更久的企業更為成熟和穩定， 管理層更有機會和空間構建預算松弛； 后者是由于兩權分離度越大， 終極控制人將監督權出售給管理層并從中獲取租金的現象更為嚴重， 在這種壓力下， 管理層更可能傾向于制定較為寬松的預算。

2. 國有資本經營預算制度、 管理層權力與預算松弛。表3列（4）由式（5）得到， Did與Power在1%的水平上顯著負相關， 表明國有資本經營預算制度有利于降低管理層權力， 提高國家對國有企業的控制力和對其管理層行為的約束， 從而保障了國家作為所有者的權利。表3列（5）由式（6）得到， 引入管理層權力（Power）后， Power與Slack在5%的水平上顯著負相關， 說明管理層權力的降低促使了預算松弛的增長。此外， 列（5）中Did與Slack的正相關關系在1%的水平上顯著， 再次支持了H1， 并說明管理層權力起到部分中介作用， H2得到驗證。這表明， 國有資本經營預算制度確實會對管理層權力產生影響， 進而影響到管理者的行為， 在預算管理方面滋生了新的問題。預算是企業財務管理的核心部分， 體現了各利益相關者之間的博弈結果， 當國有資本經營預算制度削弱管理層權力時， 管理層往往會尋找權力“替身”， 通過行使較為松弛的預算管理即預算松弛， 從而滿足各種激勵機制的執行條件。由此可見， 要想充分釋放國有資本經營預算制度的有益成效， 保障其對國有企業管理層權力的有效抑制并預防管理層預算松弛行為， 一方面應從國有企業內部弱化預算松弛帶給管理層的潛在激勵， 另一方面應從國有企業外部問責代理人偏離企業價值最大化的行為。

（四） 穩健性檢驗

1. 平行趨勢檢驗。雙重差分法的前提為符合平行趨勢假設， 即制度實施之前控制組和實驗組具有相同的發展趨勢。本文采用事件研究法開展平行趨勢檢驗， 具體模型如下：

Slacki，t=β+? ? ? ? ?θkDidi，t0+k+yControli，t+∑Ind+

∑Year+εi，t （7）

其中， Didi，t0+k為虛擬變量， 代表國有資本經營預算制度全面實施后（前）的第k年， k∈［-5，4］。平行趨勢檢驗重點關注系數θk， 若k<0時系數θk與0不存在顯著差異， 則表明通過平行趨勢檢驗。為避免共線性， 將制度實施的前一年即2014年作為基期。

基于平行趨勢檢驗結果（因篇幅限制，圖未列示）可以發現： 制度實施前系數均不顯著， 這表明制度實施前， 實驗組和控制組的變化相差不大； 制度實施后系數開始顯著大于0， 與基準回歸結果一致。這表明平行趨勢假設成立， 同時再次驗證了H1。

2. 安慰劑檢驗。為排除其他不可觀測的變量對研究結論的干擾， 本文借鑒Cai等（2016）的研究進行安慰劑檢驗。構建隨機政策實施虛擬變量（Didfalse）， 重復500次隨機抽樣， 再按式（4）進行回歸分析。由結果（因篇幅限制，圖未列示）可以看出， 隨機抽樣估計系數集中于0附近， 遠小于基準回歸中Did的真實回歸系數0.113， 并呈正態分布， 且大多數估計系數不顯著（p>0.1）。由此說明， 本文回歸結果未因其他不可觀測的變量而導致系統性偏誤。

3. 基于傾向得分匹配—雙重差分法（PSM-DID）的回歸。為降低雙重差分法帶來的選擇性偏差問題， 進一步增強處理組和對照組的可比性， 本文采用傾向匹配得分的方法保證研究效果的無偏性， 使數據更接近隨機實驗。匹配樣本主要根據模型中的控制變量進行選取， 根據匹配變量進行1對2有放回的卡尺內近鄰匹配， 卡尺取0.05。本文分別刪除不滿足共同支撐觀測值以及使用頻數加權， 重新進行DID估計， 估計結果如表4所示， 得到的回歸結果仍支持H1。

4. 重構預算松弛的度量方法。為避免單一指標衡量偏誤對結果造成的影響， 本文借鑒鄭石橋和王建軍（2008）以及趙欣（2017）對預算松弛的度量方法， 即Slack0=第n年本企業實際增長率－第n年的本企業營業收入預算增長率， 重新進行雙重差分檢驗， 結果如表5所示。列（1） ～ （3）中國有資本經營預算制度（Did）的回歸系數皆為正向顯著， 與基準回歸結果一致， 表明H1依然成立。列（4）中， 加入管理層權力（Power）后， Power與Slack在5%的水平上顯著負相關， 說明管理層權力的降低促使了預算松弛的增長， Did與Slack的系數同樣在5%的水平上正向顯著， 說明管理層權力起到部分中介作用， H2得到驗證。

五、 異質性分析

（一） 行政層級的異質性

從行政層級的角度來看， 中央國有企業與地方國有企業分別受中央政府和地方政府管理， 因此在戰略地位和管理體制方面存在顯著差異（陳其安和唐書香，2022）。中央國有企業主要涉及關系國家安全和國民經濟核心的戰略性特殊行業， 在國民經濟中扮演著重要的支柱角色， 肩負著更多更重的政治任務和社會民生任務， 相比之下， 地方國有企業主要是涉及商業競爭領域的企業（李佳霖和羅進輝，2022）。因此， 根據行政層級對國有企業進行區分和考察是必要的。本文首先將國有企業根據實際控制人類型劃分為中央國有企業和地方國有企業， 然后根據式（4）進行分組回歸， 結果列于表6中。中央國有企業組中， Did的系數在10%的水平上顯著為正； 地方國有企業組中， Did的系數在1%的水平上顯著為正。實證結果表明， 國有資本經營預算制度對國有企業預算松弛的提升在地方國有企業表現得更為顯著。產生這一結果的可能原因是： 一方面， 中央國有企業肩負著貫徹落實黨中央、 國務院戰略決策的重大責任， 中央國有企業受到更加嚴格的監管， 而地方國有企業管理層建立“塹壕”實施預算松弛的阻礙更??； 另一方面， 中央國有企業較地方國有企業先試行國有資本經營預算制度， 體系相對更為成熟， 政策效應顯著性相對更低。

（二） 外部治理水平的異質性

若外部治理水平相對較低， 行政特權以及官員瀆職等現象會不斷滋生（李堅飛等，2023）， 我國國有企業預算軟約束以及政府干預等問題也會更加嚴重。為了考察國有資本經營預算制度對國有企業預算松弛程度的影響是否因國有企業外部治理水平的不同而產生差異， 參考許明和盧娟（2021）的研究， 本文通過評估地方腐敗程度來考察企業的外部治理狀況， 當樣本企業所在省份的腐敗程度較高時， 其外部治理機制就相對不足， 難以對公司進行有效監管。由于立案數可以反映該省份的反腐工作強度， 并且其是政府評價各級紀檢機關工作成效的重要指標之一， 故本文采用許為賓和周建（2017）的做法， 用歷年《中國檢察年鑒》中各省份公布的職務犯罪案件數（貪污賄賂、 瀆職侵權）與各省政府公布的當年的公職人員數（萬人）之比， 即“每萬名公職人員的貪污賄賂立案數”來衡量地方腐敗程度。當樣本企業所處地區地方腐敗程度大于各地區中位數時， 則屬于外部治理水平較低的企業， 反之， 則屬于外部治理水平較高的企業， 再根據式（4）進行分組回歸， 結果列于表6中。外部治理水平較高的企業組中， Did的系數在10%的水平上顯著為正； 外部治理水平較低的企業組中， Did的系數在1%的水平上顯著為正。實證結果表明， 國有資本經營預算制度對國有企業預算松弛的提升在外部治理水平較低的地區表現更為顯著。產生這一結果的可能原因是： 外部治理機制相對缺乏時， 國有資本經營預算制度對國有企業預算松弛程度的增加更為明顯， 而當外部治理水平較高， 能抑制這一增加。

六、 結論與建議

本文以2010 ～ 2022年A股上市公司作為初始樣本， 采用雙重差分模型實證考察了國有資本經營預算制度對國有企業預算松弛行為的影響。研究發現： ①國有資本經營預算制度實施后加劇了預算松弛問題， 在運用平行趨勢檢驗、 安慰劑檢驗、 PSM-DID以及重構預算松弛的度量方法等穩健性檢驗后， 上述結論仍然成立。②管理層權力是國有資本經營預算制度影響國有企業預算松弛的重要機制， 即國有資本經營預算制度通過制約管理層權力而增加預算松弛程度。③國有資本經營預算制度對國有企業預算松弛的影響會因不同行政層級、 不同外部治理水平而存在異質性， 國有資本經營預算制度對地方國有企業、 外部治理水平相對較低地區國有企業的預算松弛的增加更為顯著。

雖然國有資本經營預算制度實施減少了國有企業的管理層權力， 改善了國有企業的代理問題， 但是限于我國國有企業的治理水平， 管理層在權力被限制的同時， 也會運用其他工具為其權力尋找“替身”以彌補其權力喪失帶來的損失， 反而導致國有企業預算松弛問題加劇?？梢?， 當前我國國有企業治理水平的不足影響了國有企業改革的效果， 因此在當前階段， 應將完善國有企業治理結構和提升國有企業治理水平作為一項重要任務。為了實現這一目標， 進一步加強國有資本經營預算制度的政策效果， 本文建議可從以下幾方面著手：

1. 健全國有企業業績考核， 建立有效激勵機制。在限制管理層可操作空間的同時， 通過給予管理層充分激勵， 最大限度地確保管理層的個人利益與公司價值最大化目標保持一致（張楠和盧洪友，2017）， 削弱預算松弛帶給管理層的潛在激勵， 從而降低國有企業管理層進行預算松弛的主觀動機。

2. 推進國資監管云的建設， 加強國有企業的外部治理水平。打造數字經濟優勢， 用信息化助力國資監管大格局。一方面， 將國有企業數據資產納入國資統一監管， 提升國有企業數據價值， 促進企業預算合理性， 有效抑制國有資本經營預算制度對國有企業預算松弛程度的增加； 另一方面， 運用數字化手段進一步規范權力運行， 遏制國有企業管理層履行職責不當行為， 以確保國有資本經營預算制度更好地發揮對管理層權力的監督作用， 從而促進國有企業持續健康高質量發展。

3. 建立有效的制度執行監測和評估機制。政府應及時對制度執行情況及制度效果進行相應的跟進與評估， 并將結果反饋給相關部門和決策者。同時積極聽取和吸納各方意見和建議， 以便根據實際情況對制度進行調整和優化。通過因企施策、 因地制宜， 國有企業才能充分發揮其在社會和經濟領域的作用， 實現雙重效益的良性循環。

【 主 要 參 考 文 獻 】

安靈，沈青青，孫光輝．高管權力、股權結構與預算松弛［ J］．商業研究，2016（10）：109 ～ 116．

安靈，沈青青．高管權力、預算松弛與高管變更——基于職位壕溝效應與替代效應的經驗研究［ J］．財會通訊，2016（21）：73 ～ 76+129．

陳林．什么是國有資本經營預算制度［ J］．求是，2014（7）：61．

陳其安，唐書香．黨委黨組“討論前置”決策機制能提高國有企業績效嗎？——基于準自然實驗的研究［ J］．外國經濟與管理，2022（12）：3 ～ 18．

陳艷利，遲怡君．央企投資效率與資本運營：由國有資本經營預算觀察［ J］．改革，2015（10）：41 ～ 50．

陳艷利，梁田，徐同偉．國有資本經營預算制度、管理層激勵與企業價值創造［ J］．山西財經大學學報，2018（6）：89 ～ 100．

高嚴，郭家鑫．預算松弛：基于非正式控制的理論考察［ J］．財會月刊，2023（14）：86 ～ 91．

郭棟，肖星．股權激勵業績條件與管理層機會主義行為——基于管理層業績預告的分析［ J］．投資研究，2023（3）：22 ～ 59．

郭宏，李婉麗，高偉偉．政治治理、管理層權力與國有企業過度投資［ J］．管理工程學報，2020（2）：71 ～ 83．

郭彥男，李昊楠．國有資本收益、利潤轉移與國企利潤［ J］．財經研究，2020（2）：96 ～ 110．

胡子航，胡秋陽，段文斌．國有資本收益上繳、企業規模擴張與企業經營績效——對國有資本經營預算制度的評估［ J］．南開經濟研究，2023（2）：46 ～ 63．

李昊楠，郭彥男. 利潤上交能否提高國有企業投資效率？［ J］．經濟評論，2020（6）：31 ～ 43．

李佳霖，羅進輝．混合所有制改革與國企董事會多樣性［ J］．財會月刊，2022（23）：19 ～ 31．

李心合．國有資本出資者財務監管問題研究［ J］．財會月刊，2021（24）：9 ～ 14．

彭成洪．如何破解國有資本經營預算的難題［ J］．經濟體制改革，2011（5）：9 ～ 12．

錢雪松，孔東民．內部人控制、國企分紅機制安排和政府收入［ J］．經濟評論，2012（6）：15 ～ 24+64．

饒品貴，羅勇根，陳冬華等．宏觀之微觀意義和微觀之宏觀啟示——第九屆宏觀經濟政策與微觀企業行為研究學術研討會綜述［ J］．經濟研究，2021（1）：206 ～ 208．

王佳杰，童錦治，李星．國企分紅、過度投資與國有資本經營預算制度的有效性［ J］．經濟學動態，2014（8）：70 ～ 77．

王劍，余思明，徐飛．預算松弛與股價崩盤——基于財務資源彈性與盈余質量的中介效應分析［ J］．預測，2021（6）：84 ～ 89．

吳秋生，李喆赟，楊瑞平．分紅力度、資本混合度與國企資產保值增值［ J］．經濟管理，2023（2）：170 ～ 187．

席鵬輝，潘健平，張訓常．擴大國資預算與企業保值增值：來自利潤提取改革的證據［ J］．世界經濟，2022（10）：107 ～ 129．

許浩然，廖冠民．股利的公司治理功用：基于央企強制分紅的實證檢驗［ J］．中央財經大學學報，2018（4）：53 ～ 62．

許明，盧娟．校領導任期與高?？蒲挟a出績效［ J］．產業經濟評論，2021（2）：106 ～ 118．

薛蓉．國企整合視角下全面預算目標的設定［ J］．財會月刊，2022（S1）：93 ～ 95．

閆麗娟，何玉潤，張嘉碩．強制性分紅：壓力下移與盈余管理——基于央企控股上市公司的經驗證據［ J］．會計研究，2020（2）：60 ～ 73．

楊超，謝志華．國有資本經營預算銜接模式與選擇［ J］．中央財經大學學報，2020（1）：3 ～ 11．

張楠，盧洪友．薪酬管制會減少國有企業高管收入嗎——來自政府“限薪令”的準自然實驗［ J］．經濟學動態，2017（3）：24 ～ 39．

Bertrand M.，Duflo E.，Mullainathan S.. How much should we trust differences-in-differences estimates？［ J］． The Quarterly Journal of Economics，2004（1）：249 ～ 275．

Cai X.，Lu Y.，Wu M.，et al.. Does environmental regulation drive away inbound foreign direct investment？ Evidence from a quasi-natural experiment in China［ J］． Journal of Development Economics，2016（123）：73 ～ 85．

Finkelstein S.. Power in top management teams：Dimensions，measurement，and validation［ J］． Academy of Management Journal，1992（3）：505 ～ 538．

Fisher J.，Frederickson J. R.，Peffer S. A.. The effect of information asymmetry on negotiated budgets：An empirical investigation［ J］． Accounting，Organizations and Society，2002（1-2）：27 ～ 43．

【基金項目】國家社會科學基金項目“松弛治理視角下國有資本經營預算微觀銜接機制優化研究”（項目編號：19XGL006）；重慶市社會科學規劃項目“松弛治理視角下地方國有資本經營預算優化研究”（項目編號：2017QNGL54）；重慶理工大學研究生教育高質量發展行動計劃“國有資本經營預算與預算松弛的影響研究”（項目編號：gzlcx20223420）

【作者單位】重慶理工大學會計學院， 重慶 400054