潘紅波　杜芬芬　陳潔

【摘要】以2005 ～ 2021年我國A股系族上市公司為樣本， 探究系族企業(yè)內(nèi)部薪酬配置機理。研究發(fā)現(xiàn)， 系族企業(yè)高管薪酬與其他成員企業(yè)業(yè)績正相關(guān)， 而薪酬差距與其他成員企業(yè)業(yè)績負相關(guān)， 支持了系族企業(yè)在內(nèi)部薪酬配置上的“合作制”觀點。進一步研究顯示， 該種薪酬配置上的“合作效應”在市場化程度低、 關(guān)聯(lián)交易多的系族企業(yè)中更顯著， 為“合作制”觀點提供了更充分的證據(jù)。因此， 在我國正式制度欠發(fā)達的背景下， 為激活作為非正式替代的內(nèi)部市場， 系族企業(yè)會制定具有“合作效應”的高管薪酬契約。

【關(guān)鍵詞】系族企業(yè)；高管薪酬；錦標制；平均主義；合作制

【中圖分類號】F272? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）06-0023-7

一、 引言

企業(yè)集團在各國資本市場中普遍存在， 尤其是新興市場。經(jīng)過多年的政策引導， 企業(yè)集團已發(fā)展成為我國產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)創(chuàng)新的主導力量。作為企業(yè)集團的一種重要形態(tài)， 系族企業(yè)集團在我國市場中也發(fā)揮著日益重要的作用（He等，2013）。近年來， 有大量文獻集中于系族企業(yè)集團內(nèi)部資本配置研究（Almeida等，2015；黎文靖和嚴嘉怡，2021）， 而忽略了同樣影響集團經(jīng)營效率的內(nèi)部薪酬配置。有學者研究發(fā)現(xiàn)系族企業(yè)間的薪酬存在一定關(guān)聯(lián)： Cai和Zheng（2016）檢驗了相對業(yè)績評價在系族企業(yè)薪酬決策中的存在性； 張秋艷等（2022）發(fā)現(xiàn)， 我國系族成員企業(yè)之間的高管薪酬具有參照點效應； 在類似的美國總分部組織結(jié)構(gòu)中， 部門經(jīng)理的薪酬也會受其他相關(guān)部門業(yè)績的影響（Alok和Gopalan，2018；Duchin等，2017）。但這些研究并未深入探討系族企業(yè)內(nèi)部薪酬配置的作用機理， 即成員企業(yè)間的競合關(guān)系對內(nèi)部薪酬配置的影響。在我國資本市場制度欠發(fā)達的條件下， 理清并利用系族成員企業(yè)間的競合關(guān)系， 提高內(nèi)部市場運作效率十分重要； 薪酬配置作為影響成員企業(yè)間競合關(guān)系的重要制度， 對其進行研究具有重要意義。

當前， 關(guān)于系族企業(yè)內(nèi)部薪酬配置主要有以下三種觀點： ①“錦標制”認為， 薪酬應基于代理人邊際產(chǎn)出進行排序， 擴大薪酬差距可以提高公司績效（Lazear和Rosen，1981）。此時系族成員企業(yè)高管處于競爭狀態(tài)， 其薪酬應與其他成員企業(yè)業(yè)績負相關(guān)。②“平均主義”認為， 企業(yè)集團內(nèi)部市場充滿“交叉補貼（cross subsidization）”和“社會主義（socialism）”， 且我國自古以來就有“不患寡而患不均”的思想， 在進行高管薪酬配置時應盡量減小薪酬差距以保持集團和睦（楊志強和王華，2014；雷宇和郭劍花，2017）， 此時系族企業(yè)高管薪酬應與其他成員企業(yè)業(yè)績正相關(guān)。③本文提出的“合作制”觀點， 提倡在基于相對業(yè)績建立薪酬激勵制度的同時， 盡量縮小薪酬差距， 從而促進集團內(nèi)部協(xié)同合作， 提高集團整體績效（雷宇和郭劍花，2017；Yu和Luu，2016）。此時系族企業(yè)高管薪酬應與其他成員企業(yè)業(yè)績正相關(guān)。 “平均主義”和“合作制”觀點均認為系族企業(yè)高管薪酬與其他成員企業(yè)業(yè)績正相關(guān)， 但其差異在于： “平均主義”認為集團各成員公司高管薪酬差距的減小或增大與其相對業(yè)績無關(guān)， 只是進行簡單無效率的平均分配， 這種觀點顯然與當今市場強調(diào)效率的觀念相沖突（雷宇和郭劍花，2017）。而本文提出的“合作制”則認為高管薪酬差距的減小或增大是由于系族成員企業(yè)間相對業(yè)績差距的減小或增大， 成員企業(yè)間的高管薪酬配置兼具公平和效率目標， 激勵集團內(nèi)部合作產(chǎn)生協(xié)同效應。

本文以2005 ～ 2021年我國A股系族集團上市公司為樣本， 實證檢驗發(fā)現(xiàn)： 系族企業(yè)高管薪酬與其他成員企業(yè)的業(yè)績正相關(guān)， 此結(jié)果排除了“錦標制”。進一步對集團內(nèi)部高管薪酬配置效率進行檢驗發(fā)現(xiàn)， 高管薪酬差距與其他成員企業(yè)業(yè)績負相關(guān)， 因而排除了“平均主義”， 支持了薪酬配置機理為“合作制”。最后根據(jù)市場化程度和關(guān)聯(lián)交易程度進行分組檢驗發(fā)現(xiàn)， 薪酬配置的“合作效應”在市場化程度低、 關(guān)聯(lián)交易多的公司中更顯著， 再次為“合作制”觀點提供了充分的證據(jù)。上述結(jié)果在PSM匹配、 替換變量、 分位數(shù)回歸等穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。本文的研究結(jié)果表明， 在我國系族企業(yè)集團中， 高管薪酬配置以“合作制”為主導， 在外部市場機制愈發(fā)不完善的情況下， 系族企業(yè)集團利用“合作制”薪酬分配制度激勵內(nèi)部市場協(xié)同的傾向性愈強。

本研究在以下幾個方面進行了發(fā)展和創(chuàng)新：

第一， 從合作效應視角對系族企業(yè)薪酬契約相關(guān)研究進行了發(fā)展創(chuàng)新。已有文獻主要研究單個公司內(nèi)部高管團隊薪酬差距（楊志強和王華，2014；劉建秋等，2021；梅春等，2021）、 企業(yè)外部薪酬差距（潘愛玲等，2021；劉長進和楊漢明，2019）、 高管與員工的薪酬差距（楊志強和王華，2014；Faleye等，2013；夏寧和董艷，2014）在不同情境下的形成原因或經(jīng)濟后果， 鮮有文獻基于系族成員公司間的競合關(guān)系視角考察高管薪酬分配機制（Cai和 Zheng，2016；Alok和Gopalan，2018；Duchin等，2017）。本文在已有的薪酬分配“錦標賽”理論基礎上發(fā)展出“錦標制”觀點， 并基于行為理論區(qū)分“平均主義”和“合作制”， 探究我國系族企業(yè)薪酬配置是否兼具公平和效率目標。

第二， 從高管薪酬激勵角度拓展了系族企業(yè)集團內(nèi)部市場相關(guān)研究。已有文獻主要從有效配置論和無效配置論兩個角度研究企業(yè)集團內(nèi)部資本配置。一方面， 由于具有優(yōu)勝者選拔的信息優(yōu)勢、 更有效的監(jiān)督與激勵以及“多幣”效應， 內(nèi)部資本市場會優(yōu)化資源配置（Almeida等，2015；王峰娟和粟立鐘，2013）； 另一方面， 由于存在代理成本、 尋租現(xiàn)象以及過度投資行為， 企業(yè)集團內(nèi)部資本市場存在“黑暗面”（汪玉蘭等，2020）。我國經(jīng)濟正處于轉(zhuǎn)軌時期， 在外部市場及相關(guān)制度欠發(fā)達的情況下， 集團可以采取何種舉措來促進有效內(nèi)部市場的形成是值得思考的問題。本文研究發(fā)現(xiàn)， 具有合作效應的高管薪酬契約是其中一種有效的激勵工具。

第三， 從利益相關(guān)者和網(wǎng)絡關(guān)系角度拓展了高管薪酬激勵的相關(guān)研究。企業(yè)集團被看作一種網(wǎng)絡聯(lián)結(jié)， 是嵌在一定社會關(guān)系中的協(xié)調(diào)合作網(wǎng)絡（王昶等，2019）。在這個網(wǎng)絡中， 存在著中間產(chǎn)品和服務交易、 許可權(quán)交易以及知識與能力流動等內(nèi)部市場， 成員之間按照一定的規(guī)則在內(nèi)部市場分工協(xié)作。在外部相關(guān)法律制度和信息缺位的情況下， 關(guān)系型企業(yè)網(wǎng)絡的重要性更加凸顯（于永海和呂福新，2014）， 如何激勵網(wǎng)絡成員間的協(xié)同也更為重要。本文研究表明， 在制定系族成員企業(yè)的薪酬契約時， 不可忽視與其他成員高管薪酬間的互動性影響。

二、 理論分析與研究假設

1. 系族企業(yè)高管薪酬與其他成員公司業(yè)績。關(guān)于系族企業(yè)高管薪酬與其他成員企業(yè)業(yè)績的關(guān)系， 主要有“錦標制”“平均主義”和“合作制”三種觀點。

“錦標制”認為， 企業(yè)集團高管薪酬受到相對業(yè)績評價影響。企業(yè)集團可以通過拉開成員公司間的高管薪酬差距， 促使高管相互競爭， 從而提升企業(yè)集團整體經(jīng)營業(yè)績， 因此在一定條件下高管薪酬應與其他成員公司業(yè)績負相關(guān)。該效應的理論基礎源于Lazear和Rosen（1981）提出的薪酬差距競賽模型， 該模型認為， 為使股東與代理人的最終目標趨于一致， 應適當擴大高管薪酬差距， 將代理人置于類似競賽的環(huán)境中， 以此來達到降低監(jiān)控成本、 激勵代理人努力工作的目的。有大量研究對錦標賽理論進行了檢驗并得到了實證支持（梅春等，2021；Connelly等，2014；劉春和孫亮，2010；張紅等，2016；陳漢文和黃軒昊，2019）。劉春和孫亮（2010）研究發(fā)現(xiàn)， 國企中高管和員工薪酬差距與公司績效間存在正相關(guān)關(guān)系； 陳漢文和黃軒昊（2019）發(fā)現(xiàn)， 內(nèi)部控制質(zhì)量越高， 薪酬差距對企業(yè)價值的正向影響就越顯著。從該角度看， 為了提高公司整體績效、 制定最優(yōu)薪酬契約， 應使系族集團成員公司的高管與其他成員公司高管保持競爭關(guān)系， 從其他成員公司相對業(yè)績的下降中受益?；诖耍?提出H1a：

H1a： 在其他條件一定的情況下， 系族內(nèi)成員企業(yè)高管薪酬與其他成員企業(yè)業(yè)績負相關(guān)（“錦標制”觀點）。

“平均主義”認為， 無論系族成員績效差異如何， 都要盡量平均分配。一方面， 系族集團中成員公司高管為了獲取集團更多的資源投入， 往往會采取尋租等可能損害集團整體利益的行為， 實現(xiàn)對其自身有利的資源配置。為了抑制自利的尋租行為， 系族集團會采用“平均主義”和“交叉補貼”的方式來避免矛盾（陳漢文和黃軒昊，2019）。另一方面， 平均主義和集體主義對我國社會影響深遠（楊志強和王華，2014）， 相比錦標賽理論， 強調(diào)公平和合作的行為理論可能更適合我國的政治文化背景。關(guān)于我國企業(yè)薪酬差距負面后果的相關(guān)研究解釋了這一點： 當企業(yè)內(nèi)部的收入差距相對過大時， 高管人員會進行薪酬辯護， 如操縱盈余或薪酬契約條款， 對企業(yè)產(chǎn)生不良影響（繆毅和胡奕明，2016）； 高管薪酬與同行業(yè)可比公司高管薪酬差距越大， 高管進行薪酬攀比的動機越大， 其在未來通過盈余管理操縱薪酬的可能性越大， 從而對企業(yè)價值創(chuàng)造產(chǎn)生負面影響（羅宏等，2016）。綜上可知， 倡導擴大薪酬差距的錦標賽理論在我國當前環(huán)境下會產(chǎn)生很多問題， 因此無論團隊成員績效差異如何， 都要盡量減小薪酬差距以保持組織穩(wěn)定和睦?；诖?， 提出H1b：

H1b： 在其他條件一定的情況下， 系族內(nèi)成員企業(yè)高管薪酬與其他成員企業(yè)業(yè)績正相關(guān)（“平均主義”觀點）。

本文提出的“合作制”認為， 盡管縮小成員公司間的高管薪酬差距可以減少不和諧行為， 但會降低較為優(yōu)秀者的薪酬激勵敏感性。只有當成員企業(yè)高管薪酬激勵建立在相對業(yè)績的基礎上時， 減小薪酬差距才能夠產(chǎn)生正面影響， 激勵成員企業(yè)間合作， 從而實現(xiàn)利益最大化。越來越多的研究發(fā)現(xiàn)， 我國制定高管薪酬契約時， 薪酬差距問題不能簡單地用“錦標賽理論”或“平均主義”來解釋。夏寧和董艷（2014）提出， 設計薪酬方案時不僅要考慮薪酬的絕對值和相對值， 還應注意企業(yè)所處的具體情境， 包括團隊協(xié)作、 財務風險、 技術(shù)復雜性等因素。在我國資本市場不發(fā)達、 規(guī)則缺位的環(huán)境下， 企業(yè)集團的內(nèi)部合作行為， 構(gòu)成了系族成員企業(yè)業(yè)績的重要影響因素。根據(jù)利益相關(guān)者理論和網(wǎng)絡理論， 企業(yè)集團被看作一種網(wǎng)絡聯(lián)結(jié)， 是嵌在一定社會關(guān)系中的協(xié)調(diào)合作網(wǎng)絡， 知識、 信息與資源在整個網(wǎng)絡中流動。企業(yè)集團是否能實現(xiàn)整體利益最大化， 取決于內(nèi)部市場是否有效， 也即各個成員公司是否能通過積極、 持續(xù)的合作產(chǎn)生協(xié)同效應（潘愛玲和李彬，2011）。Bushman等（2016）探究了如何從團隊角度制定最優(yōu)薪酬激勵契約， 發(fā)現(xiàn)企業(yè)潛在的協(xié)同效應越廣泛， 企業(yè)間針對協(xié)同合作制定的薪酬契約激勵作用就越顯著。因此， 最優(yōu)薪酬契約的制定不應只考察單個公司的業(yè)績， 還應考慮業(yè)績背后集團內(nèi)部合作的影響機理（潘愛玲和李彬，2011）， 基于合作效應建立薪酬分配制度， 從而實現(xiàn)集團利益最大化?；诖?， 提出H1c：

H1c： 在其他條件一定的情況下， 系族內(nèi)成員企業(yè)高管薪酬與其他成員企業(yè)業(yè)績正相關(guān)（“合作制”觀點）。

如果“錦標制”不成立， 本文將進一步檢驗是“平均主義”還是“合作制”占主導地位。由于這兩種觀點的主要區(qū)別是薪酬分配是否具有效率， 因此進一步針對高管薪酬分配效率進行檢驗。

2. 系族企業(yè)高管薪酬差距與其他成員企業(yè)業(yè)績。薪酬差距的本質(zhì)是對薪酬資源的再優(yōu)化配置， 反映薪酬激勵的強度以及分配的公平程度（Siegel和Hambrick，2005）。若我國系族企業(yè)集團高管薪酬分配符合“合作制”觀點， 其薪酬分配應是有效的， 即高管薪酬差距的減小或增大是由于系族內(nèi)部業(yè)績差距的減小或增大， 成員公司間的高管薪酬配置激勵集團內(nèi)部合作產(chǎn)生協(xié)同效應， 此時高管薪酬差距應與其他成員企業(yè)業(yè)績負相關(guān)； 反之， 如果薪酬分配更傾向于“平均主義”， 那么高管薪酬差距應與其他成員企業(yè)業(yè)績無關(guān)?；诖耍?提出H2a和H2b：

H2a： 在其他條件一定的情況下， 系族內(nèi)成員企業(yè)高管薪酬差距與其他成員企業(yè)業(yè)績負相關(guān)（“合作制”觀點）。

H2b： 在其他條件一定的情況下， 系族內(nèi)成員企業(yè)高管薪酬差距與其他成員企業(yè)業(yè)績無關(guān)（“平均主義”觀點）。

3. 進一步假設。若“合作制”占主導， 本文將通過進一步檢驗再次為之提供證據(jù)。我國系族集團內(nèi)部市場是由中間產(chǎn)品和服務交易、 許可權(quán)交易以及知識與能力流動等構(gòu)成的一個復雜網(wǎng)絡結(jié)構(gòu)。在這個網(wǎng)絡中， 成員公司間的合作效率決定了內(nèi)部市場效率以及企業(yè)集團整體價值， 而如何在合作共生型的網(wǎng)絡環(huán)境中利用成員公司的協(xié)同能力是當今學術(shù)界和實務界的關(guān)注熱點。特別是在市場化程度越低的地區(qū)， 企業(yè)集團越傾向于通過內(nèi)部市場關(guān)聯(lián)交易來代替低效的外部市場交易， 以降低集團交易成本， 促進整體業(yè)績改善（Khanna和Yafeh，2015）。也就是說， 市場化程度越低， 建立系族成員企業(yè)間的內(nèi)部合作越重要， “合作制”主導薪酬分配制度的可能性越大。由于關(guān)聯(lián)交易是企業(yè)集團成員內(nèi)部合作的重要形式， 因此本文用關(guān)聯(lián)交易程度代表系族企業(yè)內(nèi)部市場合作程度。基于此， 提出H3：

H3： 在其他條件一定的情況下， “合作制”效應在市場化程度低以及關(guān)聯(lián)交易多的公司更顯著。

三、 研究設計

1. 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源。本文的樣本包括2005 ～ 2021年我國A股所有系族集團上市公司。在此基礎上剔除了主要財務信息和高管薪酬信息披露不詳、 被 ST/PT以及金融行業(yè)的公司。此外， 為了排除異常值對檢驗結(jié)果的影響， 按1%和99%的標準對連續(xù)變量進行了Winsorize處理。本文使用的系族企業(yè)樣本根據(jù)年報披露結(jié)合網(wǎng)頁數(shù)據(jù)手工篩選而來， 定義為在同一年度受同一直接控股股東控制的多家（兩家及以上）國有上市公司或在同一年度受同一實際控制人控制的多家（兩家及以上）民營上市公司。截至2021年12月31日， 共有國企系族260個、 民企系族212個， 一共獲得2335個“系族—年度”觀測值、 5334個“公司—年度”觀測值。本文所使用的其他數(shù)據(jù)均來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫， 由手工收集整理而成。

2. 模型設定和變量定義。為了驗證H1a ～ H1c， 將檢驗的回歸模型設定為模型（1）：

Lnmpay=β0+β1ROA+β2Other_ROA+β3'X+ε

其中： Lnmpay為被解釋變量， 表示本企業(yè)高管薪酬。下文中， Lnmpay1表示高管前三名薪酬總額的自然對數(shù)， Lnmpay2表示董事、 監(jiān)事、 高管前三名薪酬總額的自然對數(shù)。參照已有文獻（Alok和Gopalan，2018）， 本企業(yè)業(yè)績采用總資產(chǎn)凈利率（ROA）衡量， ROA=凈利潤/總資產(chǎn)平均余額， 而總資產(chǎn)平均余額=（資產(chǎn)合計期末余額+資產(chǎn)合計上年期末余額）/2。Other_ROA表示系族企業(yè)集團內(nèi)除本公司以外其他成員公司的業(yè)績， 其中Other_ROA1表示其他成員公司ROA的中位數(shù)， Other_

ROA2表示其他成員公司ROA的平均數(shù)。

X是多個控制變量構(gòu)成的向量， 借鑒已有研究（謝德仁等，2012； 陳冬華等，2015；夏雪花等，2021）， 本文考慮以下影響因素： ①企業(yè)財務特征變量。企業(yè)規(guī)模（Size）， 定義為總資產(chǎn)的自然對數(shù)； 資產(chǎn)負債率（Lev）， 定義為負債與總資產(chǎn)的比率； 成長機會（Q）， 定義為市場價值和賬面價值的比率。②公司治理變量。管理費用率（Mfee）， 定義為管理費用與營業(yè)收入的比率； 前三大股東持股比例（Top3Holder）， 定義為前三大股東持股占公司總股份的比率； 高管持股比例（Mhold）， 定義為高管持股占公司總股份的比率； 獨立董事比例（Independent）， 定義為獨立董事占董事會的比率； 兩職合一（Dual）， 若董事長和CEO為同一人則取值為1， 否則取值為0； 是否被國內(nèi)十大會計師事務所審計（Big10）， 若被國內(nèi)前十大會計師事務所審計則取值為1， 否則取值為0。③區(qū)域、 行業(yè)和年度變量。區(qū)域變量包括中部地區(qū)虛擬變量（Middle）和西部地區(qū)虛擬變量（West）。按照證監(jiān)會2012年的行業(yè)分類代碼， 本文除了將制造業(yè)按二級代碼分類， 其余行業(yè)按一級代碼分類。

為了驗證H2a和H2b， 將模型（1）中的被解釋變量替換為薪酬差距， 將回歸模型設定為模型（2）：

Pay_gap=β0+β1ROA+β2Other_ROA+β3'X+ε

相對薪酬差距指標Pay_gap表示系族企業(yè)集團成員公司的高管薪酬差距， 定義為本企業(yè)高管前三名薪酬總額與系族內(nèi)其他成員企業(yè)高管前三名薪酬總額中位數(shù)或平均數(shù)之比。下文中， Pay_gap1是利用其他成員企業(yè)薪酬中位數(shù)計算出的薪酬差距， Pay_gap2是利用其他成員企業(yè)薪酬平均數(shù)計算出的薪酬差距。其他變量與模型（1）相同。另外， 采用第二種檢驗薪酬分配效率的方法， 即引入業(yè)績差距ROA_gap代替ROA和Other_ROA作為自變量， 檢驗薪酬差距和業(yè)績差距之間的關(guān)系。ROA_gap為本企業(yè)業(yè)績與系族其他成員企業(yè)業(yè)績中位數(shù)或平均數(shù)之比， 下文中ROA_gap1表示利用其他成員企業(yè)業(yè)績中位數(shù)計算出的業(yè)績差距， ROA_gap2表示利用其他成員企業(yè)業(yè)績平均數(shù)計算出的業(yè)績差距。

為了驗證假設3， 本文將系族企業(yè)樣本按照市場化程度以及關(guān)聯(lián)交易量分組并利用模型（1）進行回歸。為了避免Z統(tǒng)計量被高估以及異方差、 序列相關(guān)等問題， 本文采用對標準誤進行了企業(yè)層面的群聚（Cluster）調(diào)整后的OLS模型進行多元線性回歸。

四、 實證分析

1. 描述性統(tǒng)計。表1列出了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。高管薪酬Lnmpay1的均值為14.12， 最大值和最小值分別為16.46和11.52， 表明樣本公司之間的高管薪酬存在較大差異。ROA和Other_ROA的均值和標準差比較接近， 說明同一系族內(nèi)的上市公司的業(yè)績比較平均。薪酬差距Pay_gap最大值達到14.37， 最小值只有0.06， 說明薪酬差距較大?？刂谱兞康拿枋鲂越y(tǒng)計結(jié)果與謝德仁等（2012）的研究結(jié)果基本可比。

2. 高管薪酬與本企業(yè)及其他成員企業(yè)業(yè)績。表2列出了高管薪酬與其他系族成員企業(yè)業(yè)績的回歸結(jié)果。第（1）、 （2）列是以高管前三名薪酬總額自然對數(shù)作為被解釋變量的檢驗結(jié)果， 為了使結(jié)果更穩(wěn)健， 第（3）、 （4）列則列示以董監(jiān)高前三名薪酬總額自然對數(shù)作為被解釋變量的檢驗結(jié)果。第（1）列結(jié)果顯示， 本公司業(yè)績ROA系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正， 其他成員公司業(yè)績Other_

ROA1的系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平上顯著為正， 第（2） ～ （4）列中也得到了類似的結(jié)果。以上結(jié)果均拒絕了以“錦標制”為基礎的H1a。

在控制變量方面， 企業(yè)規(guī)模（Size）與高管薪酬顯著正相關(guān)， 說明規(guī)模大的公司高管薪酬會更高（陳冬華等，2015）； 獨立董事比例（Independent）與高管薪酬顯著負相關(guān)， 說明獨立董事占比低的公司高管薪酬更高； 中西部地區(qū)的虛擬變量系數(shù)均顯著為負， 表明相比于東部區(qū)域而言， 中西部地區(qū)的上市公司高管薪酬較低。

3. 高管薪酬差距與本企業(yè)及其他成員企業(yè)業(yè)績。通過上述檢驗得知， 我國系族企業(yè)中高管薪酬激勵機制更符合“合作制”或者“平均主義”。接下來進一步探究這種激勵機制是否會使系族企業(yè)集團喪失高管薪酬配置效率， 以確定是哪種機制占主導。首先用高管薪酬差距替代高管薪酬作為因變量， 對本公司業(yè)績和其他成員公司業(yè)績進行回歸， 結(jié)果如表3所示。其中， 第（1）、 （2）列是分別以Other_ROA1和Other_ROA2作為自變量的回歸結(jié)果， 系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負。第（3）、? （4）列是采用第二種薪酬分配效率檢驗方法的回歸結(jié)果， 引入的業(yè)績差距變量ROA_gap1、 ROA_gap2的系數(shù)均顯著為正。以上兩種檢驗方法的結(jié)果表明， 高管薪酬分配是有效率的， 可以排除“平均主義”， 進一步支持高管薪酬激勵機制為“合作制”， H2a得到驗證。盡管“合作制”會縮小集團成員公司高管薪酬差距， 但其薪酬分配仍然是以相對業(yè)績排序為基礎， 而不是簡單的“平均主義”。

4. 進一步檢驗。上述結(jié)果表明， 我國系族企業(yè)高管薪酬決策機制支持“合作制”觀點。在此基礎上根據(jù)公司治理特征對樣本進行分組檢驗， 進一步為高管薪酬分配機制提供證據(jù)。首先以王小魯?shù)龋?021）編制的市場化指數(shù)度量市場化程度， 按行業(yè)及年度中位數(shù)將樣本公司按照市場化程度高低分組后進行回歸。未披露年度的市場化指數(shù)數(shù)據(jù)基于過去十年市場化指數(shù)的平均增速推算而得。同時本文采用“經(jīng)驗p值”檢驗組間系數(shù)差異的顯著性， 該值通過費舍爾組合檢驗（Permutation Test）自體抽樣（Bootstrap）1000次得到。表4第（1）、 （2）列結(jié)果顯示， 無論市場化程度高還是低， 高管薪酬與本公司業(yè)績都顯著正相關(guān)， 但只有在市場化程度低的地區(qū)， 高管薪酬與其他成員公司業(yè)績顯著正相關(guān)， 且費舍爾檢驗p值小于0.1， 組間系數(shù)差異顯著。這意味著， 在市場化程度更低的地區(qū)， “合作制”激勵機制的效應更強， 可以解釋為市場化程度低的地區(qū)交易成本更高， 企業(yè)更傾向于利用集團內(nèi)部市場的合作降低成本（Khanna和Yafeh，2015）。本結(jié)果在一定程度上支持了“合作制”假設， 且這種合作可能會以關(guān)聯(lián)交易的形式存在， 下文將對此進行驗證。

本文將關(guān)聯(lián)交易量定義為本年度關(guān)聯(lián)交易涉及金額， 包括上市公司與母公司的關(guān)聯(lián)交易以及上市公司與受同一母公司控制的其他企業(yè)的關(guān)聯(lián)交易， 以人民幣計量。按照行業(yè)年度中位數(shù)將關(guān)聯(lián)交易分為多少兩組并進行回歸。表4第（3）、 （4）的結(jié)果表明， 關(guān)聯(lián)交易多的系族企業(yè)高管薪酬與其他成員公司業(yè)績顯著正相關(guān)， 關(guān)聯(lián)交易少的系族企業(yè)則不然， 費舍爾檢驗p值小于0.05， 組間系數(shù)差異顯著。這表明在關(guān)聯(lián)交易多的公司“合作效應”更顯著。

上述分析支持了H3， 即在其他條件一定的情況下， “合作制”效應在市場化程度低、 關(guān)聯(lián)交易多的公司更顯著。這也再次為“合作制”觀點提供了證據(jù)。

5. 穩(wěn)健性檢驗。

（1）PSM匹配。本文的研究結(jié)果可能受內(nèi)生性影響： 一方面， 高管薪酬水平高的系族集團上市公司業(yè)績水平可能本身較高， 存在反向因果問題。另一方面， 也會有一些無法觀測到的遺漏變量同時影響高管薪酬、 本公司業(yè)績和其他成員公司業(yè)績。由于模型主要觀察其他成員公司業(yè)績Other_ROA的系數(shù)， 因此本文關(guān)注的內(nèi)生變量為Other_ROA。本文采用PSM匹配方法， 首先將其他成員公司業(yè)績Other_ROA按中位數(shù)分成高低兩組， 并定義一個虛擬變量Per_high， 當屬于高業(yè)績組時取值為1， 否則為0。與以往研究做法相同， 先使用模型（1）中的控制變量對業(yè)績變量（Per_high）進行Logit回歸， 計算出PS值， 然后采用一對一不放入的匹配方法， 在0.01的半徑內(nèi)進行配對， 篩選出配對樣本。為了使樣本更加精確， 本文重復使用以上方法對已配對樣本進行二次篩選， 最后在篩選出的樣本范圍內(nèi)進行回歸。

經(jīng)過兩次PSM匹配， 匹配后所有變量的標準化偏差的絕對值都小于6%， 而且組間t檢驗的結(jié)果不拒絕處理組和控制組無系統(tǒng)性差異的原假設， 表明平衡性假設得到了滿足。匹配前后大多數(shù)變量的標準化偏差均大幅度縮小， 證明了PSM匹配的有效性。表5列示了利用PSM匹配之后的樣本進行回歸的結(jié)果。結(jié)果表明， 高管薪酬與本企業(yè)以及其他成員企業(yè)業(yè)績均顯著正相關(guān)， 而高管薪酬差距與其他成員企業(yè)的業(yè)績則顯著負相關(guān)， 與前文回歸結(jié)果一致。

（2）分位數(shù)回歸。為了消除極端值的影響， 檢驗在不同薪酬水平下， 系族成員企業(yè)業(yè)績與高管薪酬之間的關(guān)系是否相同， 本文使用自助法重復400次來計算分位數(shù)回歸的標準誤， 同時進行0.25、 0.5和0.75分位數(shù)回歸。結(jié)果如表6所示。Other_ROA的系數(shù)符號和顯著性均與前文一致， 表明在高管薪酬水平不同的各個系族企業(yè)集團內(nèi)， 都存在“合作制”高管激勵機制。

（3）控制個體效應。前文回歸模型同時控制了區(qū)域、 年度和行業(yè)層面的固定效應， 但結(jié)果可能也會受到個體層面不隨時間變化的因素影響。因此此處同時控制個體層面和時間層面的固定效應， 重復前文表2 ～ 表3的回歸， 檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。如表7所示， 控制個體固定效應的回歸結(jié)果與表2 ～ 表3對應結(jié)果保持一致。

（4）公司業(yè)績的替代變量。采用業(yè)績的替代變量息稅前利潤率（EBITA）和凈資產(chǎn)收益率（ROE）替換總資產(chǎn)收益率（ROA）進行穩(wěn)健性檢驗， 重復前文表2 ～ 表4的回歸， 結(jié)果與前文回歸基本一致（限于篇幅，結(jié)果省略）， 支持我國系族企業(yè)高管薪酬分配機制的“合作制”觀點。

五、 研究結(jié)論與實踐啟示

本文以2005 ～ 2021年我國非金融類系族上市公司為樣本， 以三種高管薪酬決策機制為切入點， 探究我國系族企業(yè)內(nèi)部高管薪酬配置機理。研究發(fā)現(xiàn)： 系族企業(yè)高管薪酬與其他成員公司的業(yè)績顯著正相關(guān)， 排除了“錦標制”觀點； 系族企業(yè)高管薪酬差距與其他成員公司的業(yè)績顯著負相關(guān)， 即這種激勵機制并未使系族企業(yè)高管薪酬配置喪失效率， 因而排除了“平均主義”觀點， 支持了系族企業(yè)高管薪酬配置上的“合作制”觀點。進一步研究發(fā)現(xiàn)， 這種合作效應在市場化程度低、 關(guān)聯(lián)交易多的系族企業(yè)中更顯著， 說明在外部市場機制愈發(fā)不完善的情況下， 系族集團利用“合作制”薪酬分配制度激勵內(nèi)部市場協(xié)同的傾向性愈強， 再次為“合作制”觀點提供了證據(jù)。上述結(jié)果在控制內(nèi)生性、 控制個體效應以及替換變量等穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。

系族企業(yè)是一種較為復雜的企業(yè)集團形態(tài)， 在內(nèi)部治理問題解決上需要平衡更多的利益相關(guān)方。作為我國資本市場中日益普遍且重要的主體， 系族企業(yè)如何緩解其內(nèi)部代理問題， 激勵成員公司間的合作共贏是非常值得思考的問題， 其中高管薪酬配置方案的制定尤為重要。因此， 系族企業(yè)在制定高管薪酬契約時， 不僅要考核本企業(yè)的業(yè)績， 其他成員企業(yè)的業(yè)績以及集團內(nèi)部的合作協(xié)同效應也應納入考察范疇， 使得高管不僅能從本公司業(yè)績中獲益， 也能基于內(nèi)部合作從成員公司業(yè)績中獲益， 特別是在市場化程度低、 關(guān)聯(lián)交易多的系族企業(yè)內(nèi)。由于數(shù)據(jù)的限制， 本文只考慮了高管貨幣性薪酬， 未來值得進一步研究的問題是： 這種“合作效應”在長期薪酬和短期薪酬上有無差別？合作效應是否更可能發(fā)生在業(yè)務相關(guān)性強的成員公司之間， 以及這種“合作效應”具體以何種形式的關(guān)聯(lián)交易存在？

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（責任編輯·校對： 李小艷? 黃艷晶）