系族企業(yè)內(nèi)部薪酬配置：“錦標制”“平均主義”抑或“合作制”

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， 而薪酬差距與其他成員企業(yè)業(yè)績負相關， 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)間競合關系的重要制度， 對其進行研究具有重要意義。

當前， 關于系族企業(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。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。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。 “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， 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， 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， 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， 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， 從利益相關者和網(wǎng)絡關系角度拓展了高管薪酬激勵的相關研究。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。在外部相關法律制度和信息缺位的情況下， 關系型企業(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。關于系族企業(yè)高管薪酬與其他成員企業(yè)業(yè)績的關系， 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。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關系； 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（“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。關于我國企業(yè)薪酬差距負面后果的相關研究解釋了這一點： 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（“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?；诖耍?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（“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； 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?；诖?， 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（“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（“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， 因此本文用關聯(lián)交易程度代表系族企業(yè)內(nèi)部市場合作程度?；诖?， 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， 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， 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， 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， 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聯(lián)交易的形式存在， 下文將對此進行驗證。

本文將關聯(lián)交易量定義為本年度關聯(lián)交易涉及金額， 包括上市公司與母公司的關聯(lián)交易以及上市公司與受同一母公司控制的其他企業(yè)的關聯(lián)交易， 以人民幣計量。按照行業(yè)年度中位數(shù)將關聯(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， 關聯(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， 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， 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， 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， 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聯(lián)交易存在？

【 主 要 參 考 文 獻 】

陳冬華，范從來，沈永建．高管與員工： 激勵有效性之比較與互動［ J］．管理世界，2015（5）：160 ～ 171．

陳漢文，黃軒昊．內(nèi)部控制、薪酬差距與企業(yè)價值［ J］．廈門大學學報（哲學社會科學版），2019（2）：60 ～ 69．

雷宇，郭劍花．規(guī)則公平與員工效率 —— 基于高管和員工薪酬粘性差距的研究［ J］．管理世界，2017（1）：99 ～ 111．

黎文靖，嚴嘉怡．誰利用了內(nèi)部資本市場：企業(yè)集團化程度與現(xiàn)金持有［ J］．中國工業(yè)經(jīng)濟，2021（6）：137 ～ 154．

劉長進，楊漢明．論高管外部薪酬差距與投資效率的非線性關系［ J］．財會月刊，2019（6）：35 ～ 45．

劉春，孫亮．薪酬差距與企業(yè)績效：來自國企上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［ J］．南開管理評論，2010（2）：30 ～ 39．

劉建秋，李四海，王飛雪，曹瑞青．“論資排輩”式高管薪酬與企業(yè)生產(chǎn)效率研究［ J］．南開管理評論，2021（1）：120 ～ 128+147+129 ～ 130．

羅宏，曾永良，宛玲羽．薪酬攀比、盈余管理與高管薪酬操縱［ J］．南開管理評論，2016（2）：19 ～ 31．

梅春，鄧鳴茂，陸蓉．垂直薪酬差異對公司創(chuàng)新產(chǎn)出的影響機理［ J］．管理科學，2021（6）：88 ～ 100．

繆毅，胡奕明．內(nèi)部收入差距、辯護動機與高管薪酬辯護［ J］．南開管理評論，2016（2）：32 ～ 41．

潘愛玲，李彬．合作網(wǎng)絡視角下母子公司業(yè)績評價指標體系的重構(gòu)［ J］．中國工業(yè)經(jīng)濟，2011（5）：99 ～ 108．

潘愛玲，吳倩，李京偉．高管薪酬外部公平性、機構(gòu)投資者與并購溢價［ J］．南開管理評論，2021（1）：39 ～ 49+59 ～ 60．

汪玉蘭，竇笑晨，李井林．集團控制會導致企業(yè)過度負債嗎［ J］．會計研究，2020（4）：76 ～ 87．

王昶，孫橋，徐尖，周文輝．雙重嵌入視角下的集團總部價值創(chuàng)造機理研究 —— 基于時代集團的案例研究［ J］．管理評論，2019（3）：279 ～ 294．

王峰娟，粟立鐘．中國上市公司內(nèi)部資本市場有效嗎？ —— 來自H股多分部上市公司的證據(jù)［ J］．會計研究，2013（1）：70 ～ 75．

王小魯，胡李靜，樊綱．中國分省份市場化指數(shù)報告［M］．北京：社會科學文獻出版社，2021．

夏寧，董艷．高管薪酬、員工薪酬與公司的成長性 —— 基于中國中小上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)［ J］．會計研究，2014（9）：89 ～ 95．

夏雪花，王瓊，宮義飛．上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量對高管 —— 員工薪酬差距的影響［ J］．財會月刊，2021（2）：51 ～ 60．

謝德仁，林樂，陳運森．薪酬委員會獨立性與更高的經(jīng)理人報酬-業(yè)績敏感度 —— 基于薪酬辯護假說的分析和檢驗［ J］．管理世界，2012（1）：121 ～ 140．

楊志強，王華．公司內(nèi)部薪酬差距、股權(quán)集中度與盈余管理行為 —— 基于高管團隊內(nèi)和高管與員工之間薪酬的比較分析［ J］．會計研究，2014（6）：57 ～ 65．

于永海，呂福新．企業(yè)網(wǎng)絡的演化趨勢［ J］．管理世界，2014（1）：180 ～ 181．

張紅，周黎安，梁建章．公司內(nèi)部晉升機制及其作用 —— 來自公司人事數(shù)據(jù)的實證證據(jù)［ J］．管理世界，2016（4）：127 ～ 137．

張秋艷，鄒夢婷，孟祥瑜．企業(yè)集團子公司高管薪酬的參照點效應研究 —— 來自A股上市公司的證據(jù)［ J］．中國地質(zhì)大學學報（社會科學版），2022（3）：94 ～ 109．

Almeida H.， Kim C. S.， Kim， H. B.. Internal Capital Markets in Business Groups： Evidence from the Asian Financial Crisis［ J］．Journal of Finance，2015（6）：2539 ～ 2586．

Alok S.， Gopalan R.. Managerial Compensation in Multidivision Firms［ J］．Management Science，2018（6）：2856 ～ 2874．

Bushman R. M.， Dai Z.， Zhang W.. Management Team Incentive： Dispersion and Firm Performance［ J］．The Accounting Review，2016（1）：21 ～ 45．

Cai G.， Zheng G.. Executive Compensation in Business Groups： Evidence from China［ J］．China Journal of Accounting Research，2016（1）：25 ～ 39．

Connelly B. L.， Tihanyi L.， Crook T. R.， Gangloff K. A.. Tournament Theory： Thirty Years of Contests and Competitions［ J］．Journal of Management， 2014（1）：16 ～ 47．

Duchin R.， Goldberg A.， Sosyura D.. Spillovers Inside Conglomerates： Incentives and Capital［ J］．The Review of Financial Studies，2017（5）：1696 ～ 1743．

Faleye O.， Reis E.， Venkateswaran A.. The Determinants and Effects of CEO-employee Pay Ratios［ J］．Journal of Banking and Finance，2013（8）：3258 ～ 3272．

He J.， Mao X.， Rui O. M.， Zha X.. Business Groups in China［ J］．Journal of Corporate Finance，2013（5）：166 ～ 192．

Khanna T.， Yafeh Y.. Business Groups in Emerging Markets： Paragons or Parasites？［ J］．Journal of Economic Literature，2007（45）：331 ～ 372．

Lazear E. P.， Rosen S.. Rank-Order Tournament as Optimum Labor Contracts［ J］．Journal of Political Economy，1981（5）：841 ～ 864．

Rajan R.， Servaes H.， Zingales L.. The cost of Diversity： The Diversification Discount and Inefficient Investment［ J］．Journal of Finance，2000（1）：35 ～ 80．

Siegel P. A.， Hambrick D. C.. Pay Disparities Within Top Management Groups： Evidence of Harmful Effects on Performance of High-Technology Firms［ J］．Academy of Management Annual Meeting Proceedings，2005（3）：259 ～ 274．

Yu P.， Luu B. V.. Bank Performance and Executive Pay： Tournament or Teamwork［ J］．Review of Quantitative Finance and Accounting，2016（3）：607 ～ 643．

（責任編輯·校對： 李小艷? 黃艷晶）