金融關聯與高管薪酬業績敏感性
——基于我國民營企業的實證研究

鄧建平 陳愛華 饒 妙

(1.廈門國家會計學院，福建 廈門 361005； 2.集美大學，福建 廈門 361021)

一、引言

公司治理理論認為可以通過薪酬機制設計來解決股東與管理層存在的委托代理問題，有效的薪酬契約應該將高管報酬與公司業績緊密聯系在一起，業績與薪酬的相關性越強，說明公司的代理問題越輕。因此，薪酬業績敏感性(Pay for Performance Sensitivity)是衡量薪酬契約有效性的重要標志之一(Jensen et al.，1990；王會娟 等，2012)。

目前，不少學者發現我國很多民營企業會通過聘請具有金融機構工作背景(如銀行、證券)的人員擔任上市公司高管，從而形成金融關聯(鄧建平 等，2011a)。我們認為金融關聯對于薪酬業績敏感性的影響可能來自于兩個方面的綜合作用：一是，基于有效薪酬理論的預期。諸多研究發現，金融關聯有助于民營企業緩解融資約束，降低資本成本，改善資本結構(鄧建平 等，2011a，2011b；唐建新 等，2011；羅正英 等，2011；劉浩 等，2012)。因此，金融關聯可能會通過改善公司業績來提升高管整體的薪酬水平，從而進一步提高高管薪酬業績敏感性。二是，基于管理層權力理論與錨定效應理論的預期。眾所周知，金融從業人員的高薪酬是一種普遍現象。當相對高薪的金融高管加入公司后，會在公司中形成一個高的薪酬參照點，而管理層權力又將促使高管整體薪酬水漲船高，這種效應可能導致高管薪酬業績敏感性的降低。基于上述分析，本文將重點關注金融關聯與薪酬業績敏感性之間的關系，并通過選取我國2007—2012年1638個A股民營上市公司的樣本數據開展實證分析。

本文的主要貢獻可能在于：(1)拓展了金融關聯經濟后果的相關文獻。現有研究主要從債務融資、融資約束、融資成本等角度探討金融關聯的經濟后果(Burak et al.，2008；Byrd et al.，2005；劉浩 等，2012；鄧建平 等，2011a，2011b；唐建新 等，2011；羅正英 等，2011)，尚未對金融關聯與薪酬業績敏感性的關系作出系統研究。而本文基于金融關聯的視角考察了其對于薪酬業績敏感性的影響，結論進一步豐富了轉型國家中有關非正式制度的研究。(2)本文結論對于民營企業權衡金融關聯的利弊，合理制定薪酬契約和安排股權結構具有重要的實踐指導意義。

二、理論分析與研究假設

(一)基于有效薪酬理論的分析

有效薪酬契約認為應該將高管報酬與公司業績緊密關聯，通過將高管個人利益與企業業績和價值增長聯系在一起，解決公司的委托代理問題。因此，經理人報酬業績敏感程度的提升意味著經理人激勵契約有效性的提高(謝德仁 等，2012)。這種薪酬契約的有效性體現在：管理層通過努力改善公司業績，業績改善促進管理層報酬的提升，而報酬的增加又會激勵管理層更加努力工作，從而進一步提高公司的經營業績，總體呈現出一種良性循環。

在過去30多年的改革中，我國逐步形成了以國有銀行為主導的金融體系，這種金融體系必然是以國有大中型企業為主要服務對象，國有企業由此獲得了大量的金融資源，致使民營企業普遍存在融資困難的問題(林毅夫 等，2001)。盧峰等(2004)認為，金融壓抑與低效率的國有銀行壟斷導致銀行業存在嚴重的信貸歧視，民營企業深陷融資困境。為緩解融資約束，民營企業一般需通過一些非正式制度安排予以化解。鄧建平等(2011a)指出，在民營企業普遍遭遇融資約束的情況下，金融關聯所提供的關系資源，能夠為民營企業爭取到更多的金融資源，同時，金融關聯還可以增強民營企業的聲譽機制，并為其提供潛在的隱性擔保機制，這在一定程度上有助于解決金融機構與企業之間存在的信息不對稱問題；另外，存在金融關聯的高管還可以為企業提供財務咨詢，這同樣有利于改善企業的財務困境。劉浩等(2012)也發現，具有銀行背景的獨立董事能夠更好地發揮財務咨詢的作用，特別是在金融市場不發達的地區和銀根緊縮時期，這種功效可以幫助上市公司獲取更多的信貸資金支持。

綜上，本文認為金融關聯有助于緩解民營企業融資約束，并為企業提供各種有益的咨詢服務和幫助，這些都可能帶來企業經營業績的提升。因此，在有效契約理論的框架下，存在金融關聯的高管有助于改善公司的經營業績，而業績的提升又會促使公司給予高管更高的薪酬，進而帶來高管業績薪酬敏感性的提高。

(二)基于管理者權力理論與錨定效應的分析

管理層權力理論強調，由于公司治理內部與外部權力運作過程中存在難以克服的缺陷，在實際操作中，管理層的權力會影響其薪酬契約，導致管理層薪酬激勵受到一定程度的扭曲(盧銳，2007；呂長江 等，2008；權小鋒 等，2010)。Bebchuk et al.(2002)、權小鋒等(2010)認為，代表股東利益的董事會與股東之間本身也存在代理問題，股東不能完全控制管理層薪酬契約的設計，管理層有能力影響自己的薪酬并運用權力尋租，權力越大，操縱自身薪酬的能力越強。呂長江等(2008)也有類似的發現。吳育輝等(2010)的實證研究顯示，高管的控制權越強，其薪酬水平越高。方軍雄(2009)的研究表明，管理者權力使得我國上市公司高管薪酬存在粘性特征，即業績上升時薪酬的增加幅度顯著高于業績下降時薪酬的減少幅度。本文認為，存在金融關聯的高管本身帶有一些資源和人脈關系，因此他們的加入必然會提升管理層權力，使得管理層自定薪酬的可能性增加，而趨利性導向也將引致企業高管薪酬整體水平的提高。鑒于這種薪酬水平的提高并非是通過業績改善帶來的，因此，其可能會傷及公司薪酬業績敏感性。

另外，當存在金融關聯的高管加入公司后，其相對較高的薪酬水平，會在公司內部形成新的“參照點”，進而為管理層提高薪酬提供一個重要契機。現有研究表明，上市公司高管薪酬的決定存在明顯的“錨定效應”，而公司高管薪酬的“參照點”通常來自于公司同行業的競爭對手(Hart et al.，2008；李維安 等，2010)。Bizjak et al.(2011)、Ezzamel et al.(1998)、Brookman et al.(2013)以美國和英國上市公司為樣本的實證研究發現，高管薪酬水平與同行業薪酬存在顯著的正相關關系。黃再勝(2015)基于我國2007—2011年A股上市公司數據的研究發現，公司高管薪酬增長與同行業企業高管的薪酬水平存在顯著的正相關關系，即我國上市公司高管薪酬的決定存在明顯的錨定效應。Diprete et al.(2010)認為，公司高管在薪酬決策中具有較強的影響力，比如，在參照對象的選擇以及所參照企業薪酬分布標準的選取上，公司高管擁有較大的自主權。因此，基于薪酬辯護的目的，高管會將公司薪酬的標準錨定位于規模較大、薪酬標準更高的企業，從而為提升公司高管薪酬提供有利辯護。

因此，當存在金融關聯的高管加入后，在公司中會形成一個新的、相對高的“薪酬參照點”，從而誘發高管薪酬的水漲船高。這種薪酬的改變同樣不是通過改善公司業績引致的，而可能是基于錨定效應的一種結果，所以也將導致公司薪酬業績敏感性的下降。

基于以上分析，本文認為：

首先，不管是基于有效薪酬理論的預期，還是管理者權力理論和錨定效應理論的預期，存在金融關聯的公司高管薪酬水平都要高于不存在金融關聯的公司。因此，提出：

假設1：與不存在金融關聯的公司相比，存在金融關聯的公司高管薪酬水平更高，同時，存在金融關聯公司的高管更有可能獲得超額薪酬。

其次，基于有效薪酬理論的預期，提出：

假設2：與不存在金融關聯的公司相比，存在金融關聯的公司薪酬業績敏感性更強。

最后，基于管理者權力理論和錨定效應理論的預期，提出：

假設3：與不存在金融關聯的公司相比，存在金融關聯的公司薪酬業績敏感性更弱。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文選取2007—2012年所有在深滬兩地上市的民營企業作為研究對象。由于企業高管薪酬的調整通常需經過一段時間才能體現，為確保研究結論的穩健性，我們僅選擇2007—2012年連續六年均存在金融關聯的公司和連續六年均不存在金融關聯的公司作為研究樣本。同時，對初始樣本進行了以下剔除：(1)金融、保險類公司；(2)涉及金融業務的公司；(3)ST特別處理及相關數據缺失的公司。最終，我們獲得273家民營企業，總計1638個樣本觀測值。本文所使用的金融關聯和政治關聯數據均來自于對上市公司年報的手工整理；制度環境數據來自于樊綱等(2010)編制的市場化指數體系；財務數據與公司治理數據來源于CSMAR數據庫和色諾芬CCER金融數據庫。所有連續變量在1%水平上進行了Winsorize處理。

(二)主要變量說明

(1)高管薪酬。借鑒現有文獻(謝德仁 等，2012)的做法，選擇“薪酬最高的前三位董事、監事及高管的薪酬總額”的自然對數作為高管薪酬的衡量指標。

(2)金融關聯。與鄧建平等(2011a)的定義類似，金融關聯是指公司聘用擁有金融機構任職背景的人員擔任高管。

(3)公司績效。與王會娟等(2012)的研究類似，我們分別采用ROE(凈利潤/股東權益)、ROA(營業利潤/總資產)來度量公司的經營績效。

(三)檢驗模型

1.金融關聯與高管薪酬水平的關系

為檢驗假設1，本文借鑒現有文獻(Leone et al.，2006；方軍雄，2009；馬連福 等，2013)的做法，構建如下模型：

COMPEN= α+β1FC+β2LRG+β3INDEP+β4MHOLD+β5CC+β6SIZE+β7LEV+

β8ROE+β9CASHFLOW+β10CASH+β11INV+β12FA+β13GROW+

β14IPO+β15FINANCE+β16ZONE1+β17ZONE2+∑IND+∑YEAR+ε

(1)

其中：COMPEN是高管薪酬；FC是金融關聯變量；LRG是第一大股東持股比例；INDEP是獨立董事比例；MHOLD是管理層持股變量；CC是公司是否設立薪酬委員會變量；SIZE是公司規模；LEV是資產負債水平；ROE是公司盈利水平；CASHFLOW是公司經營活動現金流量；CASH是公司的現金余額；INV是公司投資水平；FA是公司的資產結構；GROW是公司成長性；IPO是公司上市年數；FINANCE是地區金融化發展程度變量；ZONE1和ZONE2是地區的虛擬變量；YEAR是年度虛擬變量；IND是行業虛擬變量。各變量具體定義見表1。

表1 變量說明

① 與馬連福等(2013)的研究一致，我們將31個省市分成三個地區：沿海地區、中部地區和西部地區。其中，沿海地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南12個省市；中部地區包括山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、重慶10個省市；西部地區包括四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆9個省市。

雖然高管薪酬水平能直觀反映薪酬契約的基本現狀，但該指標是絕對數量指標，僅以此來判定金融關聯高管薪酬的高低可能會忽略一些影響高管薪酬的內生決定因素。因此，一些研究利用超額薪酬水平來度量高管薪酬(方軍雄，2012；馬連福 等，2013)。為更加全面地檢驗假設1，本文還考察了金融關聯對于高管超額薪酬水平的影響。超額薪酬(OVERCOMPEN)用高管的實際薪酬與由經濟因素決定的預期正常薪酬之間的差額表示，定義為，如果某公司/年度高管薪酬在剔除正常貨幣薪酬之后的異常薪酬(殘差項)為正，則OVERCOMPEN取值為1，否則為0。關于高管正常薪酬，我們借鑒相關研究的做法，使用模型(2)來估計。

COMPEN= α+β1SIZE+β2LEV+β3ROE+β4CASHFLOW+β5CASH+β6INV+β7FA+

β8GROW+β9IPO+β10FINANCE+β11ZONE1+β12ZONE2+∑IND+∑YEAR+ε

(2)

在此基礎上，設計以下模型來考察金融關聯對超額薪酬的影響，采用Probit模型進行回歸：

Probit(OVERCOMPEN)= α+β1FC+β2LRG+β3INDEP+β4MHOLD+β5CC+β6SIZE+

β7LEV+β8ROE+β9CASHFLOW+β10CASH+β11INV+β12FA+

β13GROW+β14IPO+β15FINANCE+β16ZONE1+β17ZONE2+

∑IND+∑YEAR+ε

(3)

2.金融關聯與薪酬業績敏感性的關系

為檢驗假設2和假設3，在參考相關文獻的基礎上，采用如下模型進行分析：

COMPEN= α+β1FC+β2PERFOR+β3FC×PERFOR+β4LRG+β5INDEP+β6MHOLD+β7CC+

β8SIZE+β9LEV+β10CASHFLOW+β11CASH+β12INV+β13FA+β14GROW+

β15IPO+β16FINANCE+β17ZONE1+β18ZONE2+∑IND+∑YEAR+ε

(4)

其中，PERFOR是指公司的經營績效，分別取值ROE和ROA。其它變量定義同上。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2為樣本的描述性統計結果。從中可見，總樣本的高管薪酬(COMPEN)的均值為13.82，最小值為11.89，最大值為15.68，說明高管的薪酬標準差別很大。金融關聯(FC)的均值為0.35，表明樣本中有35%的公司存在金融關聯現象。

表2 樣本的描述性統計

(二)金融關聯與高管薪酬水平的回歸結果分析

我們通過式(1)來檢驗假設1。表3的模型1中，因變量為高管的薪酬水平(COMPEN)，從中可見，FC的系數顯著為正，這表明存在金融關聯的公司高管薪酬水平顯著高于非金融關聯公司，假設1得到證實。控制變量中，第一大股東持股比例、管理層持股、公司規模、負債率、盈利水平、經營活動現金流量、現金余額、資產結構、金融發展程度和地區因素均會對高管的薪酬水平產生顯著影響。

表3的模型2中，因變量為超額薪酬變量(OVERCOMPEN)，我們發現金融關聯(FC)的系數顯著為正，表明存在金融關聯的公司高管獲得超額薪酬的概率顯著高于非金融關聯公司，進一步證實了假設1。第一大股東的持股比例與公司高管獲得超額薪酬的概率存在顯著的負相關關系，說明隨著大股東持股比例的上升，更可能限制高管自定薪酬的現象，從而會抑制高管超額薪酬的發生。

表3 金融關聯與高管的薪酬水平

注：限于篇幅，表中沒有報告行業和年度的虛擬變量的結果；括號內為檢驗的Z值和T值；***、**、*分別代表在1%、5%、10%的水平上顯著。

(三)金融關聯與薪酬-業績敏感性關系的回歸結果分析

我們通過式(4)來分析金融關聯與企業薪酬業績敏感性的關系。表4的因變量為薪酬變量(COMPEN)，PERFOR的系數表示非金融關聯企業薪酬業績之間的敏感性，PERFOR的系數和PERFOR×FC的系數之和表示金融關聯企業薪酬業績之間的敏感性。PERFOR×FC的系數表示金融關聯和非金融關聯兩類公司的薪酬業績敏感性的差異。表4中，模型3的公司業績(PERFOR)為ROE，模型4的公司業績(PERFOR)為ROA。由模型3和模型4的實證結果可知，PERFOR的系數均顯著為正，說明當公司績效提高時，高管的薪酬水平較高，這與絕大多數的研究結論一致。FC×PERFOR的系數顯著為負，表明存在金融關聯的公司薪酬業績敏感性顯著低于不存在金融關聯的公司，也就是說，金融關聯降低了民營企業薪酬契約的有效性，基于管理者權力理論和錨定效應理論預期的假設3得到證實。

表4 金融關聯與薪酬業績敏感性

注：限于篇幅，表中沒有報告行業和年度的虛擬變量的結果；括號內為檢驗的T值；***、**、*分別代表在1%、5%、10%的水平上顯著。

由以上實證分析結果可知，基于有效薪酬契約理論預期的假設2未能得到證實。原因可能在于，雖然部分研究證實金融關聯有助于改善公司的融資環境，緩解融資約束(鄧建平 等，2011a，2011b；唐建新 等，2011；羅正英 等，2011；劉浩 等，2012)，但這并不一定會帶來企業經營績效的改善。比如，鄧建平(2014)的研究就發現，與不存在銀行關聯的企業相比，存在銀行關聯的企業盈利能力較差，財務風險較高。很多針對民營企業政治關聯的研究也得出類似結論，即政治關聯可以為民營企業帶來更多的金融資源，然而，正是因為資金獲取的難度不大，才容易誘發管理層的過度自信，進而致使企業出現過度投資或非效率投資等問題，最終降低企業的經營效率(鄧建平 等，2009；梁萊歆 等，2010)。

(四)基于股權結構的進一步研究與分析

由上文分析可知，金融關聯有助于提升公司高管的薪酬水平，但卻會降低企業薪酬業績敏感性，一定程度上證實了管理者權力理論的預期。權小鋒等(2010)認為，管理層權力在公司治理弱化的情況下會進一步膨脹，這種權力膨脹的直接指向便是自定薪酬。因此，當存在金融關聯的高管加入公司后，其相對高的薪酬水平會為公司其他高管提高自身薪酬提供相對充分的理由和新的參照點，而薪酬的錦標賽理論也為高管整體薪酬的提高給出了理論闡釋。但是，正如呂長江等(2008)和權小鋒(2010)所指出的，管理層會運用權力尋租，影響甚至操縱自己的薪酬，而這種操縱行為最終會損害公司價值。根據代理理論，股東是企業的唯一所有者，作為委托人，其既擁有企業的現金流量權，又擁有剩余控制權。當管理者通過權力影響薪酬，并最終對企業價值和薪酬契約的有效性產生負面影響時，股東必然要對這種行為作出回應。與國有企業“所有者缺位”的產權特性和真實股東缺乏行使權力的基礎不同，民營企業的產權相對明晰，而且很多民營企業大股東均積極參與公司決策，特別是隨著大股東持股比例的上升，股東對于公司的控制力逐步增強，這必然會削弱管理者的權力，所以高管操縱薪酬的現象將得到抑制，從而能改善薪酬契約的有效性。比如，由前面的分析可知，隨著第一大股東持股比例的上升，高管獲得超額薪酬的概率將會降低。此外，隨著大股東持股比例的上升，他們對于公司經營績效與價值增長愈發關注，有意愿也有能力通過參與公司決策從而為公司高管制定更為科學的薪酬體系，最終提升公司的薪酬業績敏感性。

因此，為進一步驗證前面基于高管權力理論所推斷的金融關聯會降低企業薪酬業績敏感性的結論，我們從股權治理的角度分析第一大股東持股比例對于金融關聯與薪酬業績敏感性關系的影響。本文預期，隨著第一大股東持股比例的上升，金融關聯對于薪酬業績敏感性的負面影響在減弱。通過如下模型進行分析：

COMPEN= α+β1FC+β2PERFOR+β3FC×PERFOR+β4LRG×PERFOR+β5LRG×FC×PERFOR+

β6LRG+β7INDEP+β8MHOLD+β9CC+β10SIZE+β11LEV+β12CASHFLOW+β13CASH+

β14INV+β15FA+β16GROW+β17IPO+β18FINANCE+β19ZONE1+β20ZONE2+∑IND+

∑YEAR+ε

(5)

相關回歸結果列示于表5。表5中，模型5的PERFOR為ROE，而模型6的PERFOR為ROA。從模型5和模型6可以發現，PERFOR的系數顯著為正，FC×PERFOR的系數顯著為負，而LRG×FC×PERFOR的系數顯著為正，說明雖然金融關聯降低了企業的薪酬業績敏感性，但是第一大股東持股比例的上升有利于減輕金融關聯對于薪酬業績敏感性的影響。這進一步佐證了上文有關管理者權力理論對于薪酬業績敏感性的分析。研究結論表明民營企業的股權治理在薪酬契約制定上具有明顯的作用。

表5 股權結構、金融關聯與薪酬業績敏感性

注：限于篇幅，表中沒有報告行業和年度的虛擬變量的結果；括號內為檢驗的T值；***、**、*分別代表在1%、5%、10%的水平上顯著。

(五)敏感性檢驗

1.內生性問題

由于金融關聯與企業特征等因素可能具有內生性關系，本文采用Heckman二階段模型控制內生性問題(Fohlin，1998)。第一階段是構建影響企業建立金融關聯的回歸模型，設置如下：

Probit(FC)= α+β1PC+β2FINANCE+β3LRG+β4BOR+β5CMI+β6INDEP+β7EST+

β8SIZE+β9LEV+β10ROE+β11GROW+β12INV+β13CASH+

β14FA+β15ZONE1+β16ZONE2+∑IND+∑YEAR+ε

(6)

其中：FC為公司金融關聯的啞變量；PC是政治關聯變量，定義為上市公司高管如果曾經或當前在政府、黨委、人大、政協任職，取值為1，否則取值為0；BOR為董事會規模變量，通過公司董事人數的自然對數衡量；CMI為委員會變量，通過上市公司設立的委員會數量衡量；EST為公司成立的年數。其它變量定義同前。

參考相關研究，在第一階段，我們首先運用Probit回歸估計模型(6)，根據模型中的影響因素估計公司建立金融關聯的概率，然后依據預測結果分別計算存在金融關聯的公司與不存在金融關聯的公司的逆米爾斯系數(IMR)，并在后續檢驗模型中加入逆米爾斯系數作為回歸模型內生性問題的控制變量，以此克服樣本自選擇和內生性問題。

表6列示了兩階段回歸的結果。模型7為第一階段回歸，因變量是金融關聯的啞變量(FC)，從中可見，政治關聯、地區的金融發展程度、企業設立委員會的數量、公司規模等是影響企業建立金融關聯的重要因素。第二階段回歸(模型8)，因變量為COMPEN，依然可以發現FC的系數顯著為正，說明存在金融關聯的公司高管薪酬水平高于不存在金融關聯的公司。模型9中，ROE的系數顯著為正，FC×ROE的系數顯著為負，表明金融關聯降低了企業薪酬業績的敏感性。模型10中，ROE的系數顯著為正，FC×ROE的系數顯著為負，而LRG×FC×ROE的系數顯著為正，說明雖然金融關聯降低了企業薪酬業績的敏感性，但是第一大股東持股比例的上升會緩解金融關聯對于薪酬契約有效性的負面影響。以上分析表明，在控制內生性問題后，結論依然成立，說明研究結果具有較好的穩健性。

表6 金融關聯與薪酬契約

(續表6)

第一階段回歸模型7FC第二階段回歸模型8COMPEN模型9COMPEN模型10COMPENCASH0.82???(2.73)CASH0.32??(2.33)0.31??(2.29)0.34??(2.52)FA0.165(0.53)INV-0.16(-0.52)-0.19(-0.61)-0.19(-0.63)ZONE1-0.29??(-2.42)FA-0.53???(-4.19)-0.55???(-4.3)-0.52???(-4.04)ZONE2-0.153(-1.08)GROW-0.02(-1.07)-0.02(-1.11)-0.02(-1.25)IPO-0.003(-0.87)-0.003(-0.9)-0.003(-0.88)FINANCE0.1??(2.26)0.1??(2.32)0.1??(2.49)ZONE1-0.15???(-2.84)-0.15???(-2.8)-0.15???(-2.77)ZONE2-0.114?(-1.9)-0.11?(-1.76)-0.11?(-1.69)IMR-0.1(-1.27)-0.1(-1.3)-0.1(-1.3)YEAR控制YEAR控制控制控制IND控制IND控制控制控制Pseudo R20.118Adj_R20.4480.4360.438樣本數1638樣本數163816381638

注：限于篇幅，表中沒有報告行業和年度的虛擬變量的結果；括號內是指檢驗的Z值和T值；***、**、*分別代表在1%、5%、10%的水平上顯著。

2.替換高管薪酬的衡量方法

參考方軍雄(2009)等的做法，本文分別采用“薪酬最高的前3名董事的薪酬”和“薪酬最高的前3名高級管理人員的薪酬”取自然對數作為高管薪酬的衡量指標，重新對以上模型進行回歸，結果表明，并不影響本文的主要結論。

3.分組檢驗

我們將樣本分為兩組，即金融關聯和非金融關聯組，并進一步通過分組回歸的方法檢驗不同組別的薪酬業績敏感性。結果表明，金融關聯樣本的薪酬業績敏感性顯著低于非金融關聯樣本，上文的研究結論得以進一步證實。

五、主要研究結論和啟示

本文選取我國2007—2012年1638個A股民營上市公司樣本作為研究對象，實證檢驗了金融關聯與民營企業高管薪酬業績敏感性的關系。主要的研究結論如下：存在金融關聯的企業高管薪酬水平顯著高于不存在金融關聯的企業，而且前者獲得超額薪酬的概率也高于后者；存在金融關聯的企業薪酬業績敏感性要弱于不存在金融關聯的企業，但是隨著第一大股東持股比例的上升，金融關聯對于薪酬業績敏感性的負面影響程度在下降。

本研究結論對于公司制定薪酬契約具有一定的啟示。公司高管薪酬的確定不僅與業績有關，而且還取決于管理層的權力，管理層權力的加強，會降低高管薪酬的有效性，而股權治理特別是第一大股東的介入有助于企業建立有效的薪酬機制。因此，首先，應在公司層面構建更為科學的薪酬決定機制，限制高管自定薪酬；其次，要發揮股東(特別是大股東)在公司治理中的作用，提高股東在制定公司高管薪酬制度方面的參與程度；最后，公司應建立科學的權力制衡機制和信息披露制度，確保權力的運作更加透明與公正。

當然，本研究也存在一定的局限，主要表現在：(1)在分析金融關聯時僅考慮公司是否建立了金融關聯，而沒有區分金融關聯的程度；(2)僅從股權結構的角度分析了大股東對于金融關聯與薪酬業績敏感性關系的調節作用，沒有進一步從制度環境以及其它治理機制等視角研究它們對金融關聯與薪酬業績敏感性關系的影響。因此，未來的研究可以考慮將以上問題納入分析框架之中。