2019第45卷第6期
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一、引 言
2018年11月18日，中共中央、国务院印发了《关于建立更加有效的区域协调发展新机制的意见》，旨在推动全面落实区域协调发展战略的各项任务，促进区域协调发展向更高水平、更高质量迈进。长三角城市经济协调会作为一项跨越20多年的“区域一体化”政策，在区域协调发展中具有十分重要的作用。特别是在2010年后，长三角城市经济协调会通过推进合作论坛、合作专题与企业服务联盟等方式促进长三角区域内的企业、科研院校和政府在产学研等多个方面的合作。①目前，学术界对区域协调发展及城市经济协调会的考察主要从协调发展策略、政府间合作方式、宏观影响等方面展开（徐现祥和李郇，2005；吴福象和刘志彪，2008）。这些研究主要侧重于规范性分析或分析式研究，而从微观经济主体层面展开的实证研究则十分缺乏。②最近，张学良等（2017）将长三角城市经济协调会作为一个准自然实验，发现区域协调发展政策有利于提高城市群的经济绩效。然而，区域协调发展政策促进经济绩效的微观机制尚不清晰。
公司治理不仅能对经济主体产生影响，而且还能推动重大制度的变革（Shleifer和Vishny，1997）。高管薪酬激励通常被视为公司治理的核心问题（Core等，1999；Ferri和Gox，2018）。直到现在，高管薪酬激励问题在学术界和实务界还存在相当大的争议。③早期理论将高管薪酬设计视为解决代理问题的一种方法，认为董事会设计薪酬方案是为高管提供有效的激励，从而使股东价值最大化（Murphy，1999）；但现在越来越多的研究支持“高管权力观”，认为高管薪酬一方面是解决代理问题的工具，另一方面也会引发代理问题（Bebchuk和Fried，2003；Ferri和Gox，2018）。特别是当公司治理低效时，权力较大的高管能够影响董事会决策，间接参与制订自己的薪酬方案，从而获得超额薪酬。
近年来，高管超额薪酬成为上市公司中广泛存在而又难以解决的公司治理问题。④本文研究区域协调发展政策对公司治理机制中的高管薪酬激励所产生的影响。现有研究表明，区域的空间邻近可以产生正的外部性（Meijers，2005；Van Oort等，2010），并通过劳动力市场的相互作用、中间产品和最终产品的供应商之间的匹配以及知识的溢出等机制产生集聚经济效应（Duranton和Puga，2004）。长三角城市经济协调会作为一项重要的区域协调发展政策，通过城市间的合作形成集聚经济，进而产生信息溢出效应。通过邀请公司参与专题论坛、建立长三角协调会企业服务联盟等，信息溢出效应有可能对公司治理机制产生积极的影响，并减少代理问题，从而促进公司最优高管薪酬的设计（Sauerwald等，2016）。因此，本文具体考察长三角城市经济协调会是否有助于降低公司高管的超额薪酬，以及集聚经济产生的信息溢出效应如何影响长三角城市经济协调会发挥这一作用，由此揭示区域协调发展政策对微观主体的影响及其机制。
本文使用加入长三角城市经济协调会这一事件所形成的准自然实验情境考察区域协调发展政策的价值，主要的优势如下：第一，长三角城市经济协调会所带来的外生冲击，在一定程度上可以解决内生性的问题。由于公司所在城市是否加入长三角城市经济协调会并不取决于公司层面的不可观测因素（如公司战略选择、高管个人特质等），这有利于识别加入长三角城市经济协调会与公司高管超额薪酬之间的因果效应。第二，由于不同城市在不同时间加入长三角城市经济协调会，这有利于排除其他政策、宏观经济、地理等因素对因果识别造成的干扰。第三，长三角城市经济协调会这一研究情境为宏观经济发展计划影响微观主体的行为提供了微观层面的重要中间渠道。
基于不同城市在不同时间加入长三角城市经济协调会所形成的准自然实验情境，本文使用双重差分来估计加入长三角城市经济协调会与公司高管超额薪酬之间的因果效应。该方法比较了注册地位于长三角城市经济协调会成员城市的公司（处理组）和注册地位于其他城市的公司（控制组）在加入长三角城市经济协调会前后，其高管超额薪酬变动的差异。以中国资本市场上市公司2008-2016年数据为研究样本的检验结果表明，在控制了年度和公司固定效应后，公司所在城市加入长三角城市经济协调会后，其高管的超额薪酬发生显著下降。平均而言，公司所在城市加入长三角城市经济协调会后，其高管的超额薪酬水平下降了11.6%。
为了确保观测到的高管超额薪酬降低是由信息溢出产生后的公司治理机制改善和代理问题减少而引起的，本文从以下三方面展开分析：第一，在高管网络中心地位较高的公司中，高管获得的议价能力更强、个人权力更大，因而代理问题往往更严重，超额薪酬也就更多（Faulkender和Yang，2010；Conyon等，2018）。如果信息溢出有利于降低高管超额薪酬相关的代理问题，那么对于网络中心度较高的高管来说，其超额薪酬在加入长三角城市经济协调会后会下降得更多。第二，在信息环境较好的公司中，公司之间的信息传播效果好；而在信息环境较差的公司中，信息的交流与传播存在阻碍，对信息溢出带来的改善较为敏感。如果高管超额薪酬的降低是由于协调会产生的信息溢出，那么可以预期，在信息环境较差的公司中，其高管超额薪酬在加入长三角城市经济协调会后下降的程度会更多。第三，在全要素生产率较高的公司中，高管可以通过参与生产决策以及识别新的投资机会获取更多的薪酬（Frydman和Papanikolaou，2018）；而在全要素生产率较低的公司中，高管的超额薪酬更可能是由代理问题引起的。可以预期，在全要素生产率较低的公司中，其高管超额薪酬在加入长三角城市经济协调会后下降的程度会更多。本文的检验结果表明，长三角城市经济协调会对高管超额薪酬的影响在高管网络中心度较高、所在城市信息环境较差、全要素生产率较低的公司中更强。
最后，本文进行了如下稳健性检验：第一，双重差分方法成立的前提是事件发生前处理组与控制组满足平行趋势，依据Roberts和Whited（2013）的建议，并借鉴Serfling（2016）检验平行趋势假定的方法，本文进行了平行趋势检验，结果表明平行趋势假定得以满足。第二，借鉴Dessaint等（2017）的做法，本文先设置了一个虚拟的处理组：让长三角城市经济协调会成员周围那些并没有加入经济协调会的城市“虚拟”地加入经济协调会；然后，考察虚拟的经济协调会成员在加入长三角城市经济协调会后公司高管超额薪酬的变化。检验结果表明，虚拟的处理组并没有发生显著的变化。第三，本文使用倾向得分匹配法重新配比了控制组，以避免公司层面其他特征的差异对本文研究结果产生干扰，重新检验的结果与本文的基本检验结果并没有表现出较大的差异。第四，本文排除了一系列的替代性解释，包括由人才竞争和人才流动引起的高管超额薪酬的减少。通过控制人才竞争程度以及直接考察加入协调会对人才流动的影响，本文的检验结果表明人才竞争和人才流动不能解释加入城市经济协调会后公司高管超额薪酬的下降。第五，考虑到股权激励是高管薪酬的重要组成部分，本文进一步检验了加入协调会对高管持股的影响，结果表明协调会对高管持股没有影响。
本文的研究贡献主要体现在以下几个方面：第一，本文贡献于区域协调发展及城市经济协调会产生经济效应的相关分析。已有研究主要是从整体上介绍促进区域协调发展的因素及区域协调发展的宏观影响，或将城市经济协调会作为区域协调发展政策来介绍其提出的背景、发展策略、合作模式及城市群与区域发展等（徐现祥和李郇，2005；黄新飞等，2014）。少数研究为长三角城市经济协调会的经济效应提供了经验证据，如张学良等（2017）实证考察了经济协调会对城市群经济绩效及市场整合的影响。但是，已有研究都将区域协调发展定位在区域层面，突出其对宏观经济发展的作用，而忽视了其对微观主体的影响。本文补充了区域协调发展政策如何影响微观经济主体的经验证据。
第二，本文贡献于高管超额薪酬、公司治理的相关研究。已有研究主要集中于治理结构对于高管超额薪酬的影响（Core等，1999；Bebchuk和Fried，2003；Fahlenbrach，2009；Morse等，2011），最近也有研究表明政府关系（唐松和孙铮，2014）、董事网络（Sauerwald等，2016）、公司声誉（Focke等，2017）等对高管超额薪酬有影响。本文的研究表明，经济协调会带来的信息溢出会导致高管超额薪酬的降低，从而有助于促进最优高管薪酬方案的制订。
第三，本文使用的准自然实验可以有效缓解内生性问题的干扰。以前关于高管超额薪酬的研究常受到内生性问题的干扰，因为一些重要的公司层面不可观测因素（如公司战略选择、高管个人特质等）很可能同时影响治理机制和高管超额薪酬。然而，长三角城市经济协调会并不依赖于公司层面的不可观测因素，这种冲击是相对“外生”的。因此，这有助于本文识别长三角城市经济协调会对高管超额薪酬的因果效应。
二、研究假说
事实上，长三角地区具有区域联动发展的历史渊源和坚实基础。长三角城市经济协调会发展的重要平台−市长联席会议，大力推动了长三角城市间的协调发展，共同为各城市提供了良好的交流平台和合作机会。特别是在2010年，第10次长三角城市经济协调会上合肥等6个城市正式加入，“15+n”的“泛长三角”格局开始显现。长三角城市经济协调会先后组织实施了商贸网点发展、信息共享、科技交流、国企重组、物流信息一体化、协作信息互换、港口联动、金融合作等合作论坛和合作专题，大力促成了长三角区域内的企业、科研院校和政府的一系列合作。
长三角城市经济协调会邻近的城市之间通过空间和功能整合可以达到一种密切合作、功能互补的状态，从而产生正的外部性，形成协同发展（Meijers，2005；Van Oort等，2010）。城市间的这种合作所产生的正外部性，有利于要素在城市间的自由流动以及产业在城市间的协作分工，促进了工人之间和公司之间的信息交换。长三角城市经济协调会通过这种合作交流形成集聚经济，产生积极的外部效应，如知识溢出效应、商业联系和对私人信息的改善（Francis等，2016），这种城市间的合作与交流产生的正外部性越大，信息溢出就越容易在微观主体之间产生作用（Christoffersen和Sarkissian，2009）。公司通过参与经济协调会的论坛、专题项目等，在公司和政府以及公司之间形成了一定的交流与合作，使得这种信息溢出对微观主体产生影响。
首先，信息交流会使得公司之间更容易产生沟通，模仿同行的薪酬设计，而信息的扩散使得各公司的高管薪酬方案出现相似性，薪酬水平更加透明化（Bizjak等，2011；Pittinsky和DiPrete，2013；Gygax等，2016）。因此，长三角城市经济协调会通过信息溢出可以促使协调会成员的公司高管薪酬方案的设计和制订更加合理，降低公司高管的超额薪酬。其次，监督高管是一项成本相对较高的活动，需要董事收集、分析和讨论与治理相关的信息。而信息的传递交流可以降低监控成本，使董事更容易识别和认定搭便车者，以及得到其他独立董事提供的社会支持，由此提高董事会的监督能力，改善公司的治理（Chen等，2015；Sauerwald等，2016）。因此，长三角城市经济协调会通过信息溢出可以让董事更有效地监督高管，从而减少代理问题，降低公司高管超额薪酬。基于以上分析，本文提出如下研究假说：
公司所在城市加入长三角城市经济协调会后，其高管的超额薪酬会显著下降。
三、研究设计
（一）长三角城市经济协调会介绍
长三角区域一体化的问题，最终其实就是区域治理能力的现代化问题。而如今的长三角，更加迫切需要自上而下的顶层设计。长三角城市经济协调会，这一长三角地区实质性合作的起源，自成立以来就有效助力了长三角的一体化进程。1997年，上海等15个城市通过平等协商，自发成立了长三角城市经济协调会。在2003年长三角城市经济协调会第4次会议上，台州市成为正式成员。自协调会吸纳台州后，扩容呼声不断，但迟迟未改变过“15+1”模式的格局。早期的协调会只在城市层面举行，采用由各成员城市市长或分管副市长出席的机制。由于各城市负责人的行政级别不同，难以完全对等地坐在一张圆桌上商讨事宜，因此这样的制度设置很难起到实效。
2008年9月7日，国务院正式发布了《关于进一步推进长江三角洲地区改革和经济发展指导意见》，表明长三角一体化快速发展战略正式上升到国家层面。2010年，长三角城市经济协调会扩容提速，合肥、盐城、马鞍山、金华、淮安、衢州等6个城市入围，“15+n”的“泛长三角”格局开始显现。除了扩容以外，会议名称也更改为“长江三角洲城市经济协调会第××次市长联席会议”，以提高协调会的工作推进力、协调力和执行力。会议还通过了合作专题等多项提案，强调了非政府组织的交流协调作用，鼓励开展以经济技术合作为主题的研讨会、洽谈会和论坛等，经济协调会开始呈现“多层次”特征，而作为微观主体的公司也逐渐参与协调会并受到影响。2013年长三角城市经济协调会第13次市长联席会议决定吸纳徐州、芜湖、滁州、淮南、丽水、温州、宿迁、连云港等8座城市，会员城市扩容至30个。市长联席会除了举行市长高峰论坛，还专门设立创新驱动合作论坛，以促进长三角区域内的企业、科研院校和政府更好地进行产学研合作。
本文研究长三角城市经济协调会对公司治理机制中高管薪酬激励的影响。长三角城市经济协调会通过合作交流会形成集聚经济，产生积极的外部效应，如知识溢出效应、商业联系和对私人信息的改善（Francis等，2016），这种合作与交流产生的正外部性越大，信息溢出越容易在微观主体之间产生作用（Christoffersen和Sarkissian，2009）。通过举办合作论坛邀请公司参与其中、成立长三角协调会企业服务联盟等，信息溢出效应会对公司治理机制产生积极的影响，减少代理问题，从而降低公司高管的超额薪酬。
考虑到2010年之前的长三角城市经济协调会只在城市层面召开，几乎没有公司参与的论坛、合作项目等，公司难以参与其中，受协调会的影响不大。因此，本文主要围绕2010年和2013年加入长三角城市经济协调会的14个城市的上市公司展开研究。⑤
（二）样本选择与数据来源
本文的初始样本选取2008—2016年中国上市公司的相关数据，⑥遵从以下程序筛选样本：（1）若公司的相关数据有缺失，将其删除；（2）由于保险、金融行业的公司特征与行业整体存在较大偏差，若公司处于这两个行业，将其剔除。本文从历年的《上海统计年鉴》《江苏统计年鉴》《浙江统计年鉴》《中国城市统计年鉴》和《中国统计年鉴》中获取长三角城市经济协调会的相关数据，从深圳国泰安信息技术有限公司（CSMAR）获取上市公司的财务数据以及城市层面的区域经济数据。本文对连续变量实施1%的缩尾处理以控制极端值的影响。本文对公司进行“聚类（Cluster）”处理，同时使用异方差稳健性标准误，以控制潜在的序列相关性和异方差问题。
本文使用长三角城市经济协调会作为准自然实验考察其对高管超额薪酬的影响。首先，需要根据长三角城市经济协调会组织的成员名单与研究期间来确定处理组样本。由于样本研究期间为2008—2016年，为了排除过早加入长三角城市经济协调会的样本对研究问题造成的干扰，本文主要围绕2010年和2013年加入长三角城市经济协调会的14个城市的上市公司展开研究，将其作为处理组样本，其他城市的上市公司为控制组样本。⑦
（三）变量定义与模型设定
1. 被解释变量。本文的被解释变量为超额薪酬（OverPay）。本文采用公司前三名高管的实际薪酬在每一年度每一行业内回归的残差（OverPayit）表示。根据现有研究（Core等，2008；吴联生等，2010），本文在高管薪酬决定模型中控制了公司特征的影响。高管的薪酬决定模型如下：
| $ \begin{aligned} {\rm{Ln}} Pay_{it} = &{\alpha _0} + {\alpha _1}{\rm{Ln}}Asse{t_{it}} + {\alpha _2}Le{v_{it}} + {\alpha _3}RO{A_{it}} + {\alpha _4}RO{A_{it - 1}} \\ & + {\alpha _5}Dualit{y_{it}} + {\alpha _6}BSiz{e_{it}} + {\alpha _7}SO{E_{it}} + {\alpha _8}ExStoc{k_{it}} + {\varepsilon _{it}} \end{aligned} $ | (1) |
2. 模型设定。公司所在城市在不同年度加入长三角城市经济协调会形成了一个错层的准自然实验，使本文可以利用双重差分的方法研究基本问题。首先，与在同一时间发生的事件相比，公司所在城市在不同时间加入长三角城市经济协调会，这些在不同时间上依次发生的事件更能排除其他一些不可观测的宏观经济、政治因素以及替代性解释等对本文结果产生的干扰。其次，城市在加入长三角城市经济协调会之前为控制组，加入之后为处理组。不同城市在不同时间加入城市经济协调会，说明在研究期间内同一城市的公司样本既可以做控制组也可以做处理组，这样有助于控制潜在的控制组与处理组样本固有差异的问题。在研究设计中，使用错层的双重差分模型设定（Bertrand和Mullainathan，2003），以估计长三角城市经济协调会对公司高管超额薪酬的影响。本文借鉴高管激励和超额薪酬的相关文献（Firth等，2010；陈胜蓝和卢锐，2012；罗进辉，2018）进行变量的定义及选择。具体而言，本文的基准研究模型如下：
| $ \begin{aligned} OverPa{y_{it}} = &{\beta _0} + {\beta _1}EC{C_{it}} + {\beta _2}RO{A_{it}} + {\beta _3}Siz{e_{it}} + {\beta _4}Le{v_{it}} + {\beta _5}Growt{h_{it}}\\ &+ {\beta _6}CT\!{D_{it}} + {\beta _7}MT{B_{it}} + {\beta _8}Ris{k_{it}} + {\beta _9}S\!O{E_{it}} + {\beta _{10}}Top{1_{it}}\\ &+ {\beta _{11}}Dualit{y_{it}} + {\beta _{12}}BSiz{e_{it}} + {\beta _{13}}Ind{B_{it}} + {\beta _{14}}ExStoc{k_{it}}\\ &+ {\beta _{15}}GD{P_{it}} + {\beta _{16}}Po{p_{it}} + {\sum {Year + \sum {Firm + \varepsilon } } _{it}} \end{aligned} $ | (2) |
其中，OverPayit表示公司i在t年的高管超额薪酬，使用公司前三名高管的实际薪酬在每一年度每一行业内回归的残差计算得到。经济协调会变量ECCit（Economic Coordination Committee）是虚拟变量，如果公司i所在的城市在t年加入了城市经济协调会则取值为1，否则取值为0。具体变量定义如表1所示。
| 变量名称 | 变量定义 |
| OverPay | 高管超额薪酬，公司前三名高管的实际薪酬在每一年度每一行业内回归的残差 |
| ECC | 加入长三角城市经济协调会虚拟变量，如果公司i所在的城市在t年加入了城市经济协调会则取值为1，否则取值为0 |
| ROA | 资产收益率，公司年末营业利润与总资产的比值 |
| Size | 公司规模，公司年末总资产的自然对数值 |
| Lev | 负债水平，公司年末总负债与总资产的比值 |
| Growth | 发展能力，公司营业收入增长率 |
| CTD | 成长机会，公司资本支出与折旧、摊销的比率 |
| MTB | 公司资产的市场价值与账面价值比率 |
| Risk | 公司风险，公司当年股票月回报率的标准差 |
| SOE | 产权性质虚拟变量，当公司的终极控股股东为各级国资委、国有法人、政府及其相关行政机构时取值为 1，否则为 0 |
| Top1 | 公司第一大股东持股比例 |
| Duality | 两职兼任情况虚拟变量，当公司的董事长与总经理两个职位由一人担任时取值为 1，否则为 0 |
| BSize | 董事会规模，公司董事会的总席位数 |
| IndB | 董事会独立性，公司董事会中独立董事席位数占总席位数的比率 |
| ExStock | 高管持股比例，公司高管持股总量占总股数的比率 |
| GDP | 城市（县）每年国内生产总值 |
| Pop | 城市（县）每年总人口数 |
为了控制由于公司其他特征带来的高管超额薪酬的差异，本文控制了公司固定效应；为了控制不同年度宏观因素的影响，本文设置了年度虚拟变量。系数β1估计了相比于其所在城市没有加入长三角城市经济协调会的公司，所在城市加入了城市经济协调会的公司，其高管超额薪酬随所在城市加入协调会后的变化。
（四）主要变量描述性统计⑧
主要变量的描述性统计显示，在公司层面，公司高管超额薪酬的均值（中值）为−0.023（−0.013）。变量ECC的均值为0.033，表示有3.3%的公司注册地位于2010年和2013年加入长三角城市经济协调会的14个成员城市。公司资产收益率ROA的均值（中值）为3.5%（3%），规模变量Size的均值（中值）为21.823（21.676），资产负债率变量Lev的均值（中值）为42.2%（41.3%），发展能力Growth的均值（中值）为20.1%（8.3%），成长机会CTD的均值（中值）为2.901（1.595），MTB的均值（中值）为2.298（1.640），公司风险Risk的均值（中值）为14.4%（13.0%）；变量SOE的均值为0.179，表示样本中有17.9%属于国有企业；第一大股东持股比例Top1的均值（中值）为35.129%（32.910%）；变量Duality的均值为0.226，表示有22.6%的公司董事长和总经理由一个人担任；公司董事会总席位数BSize均值（中值）为8.851（9.000），独董占比IndB的均值（中值）为37.2%（33.3%），各城市（县）国民生产总值GDP的均值（中值）为8.159（8.226），各城市（县）人口Pop的均值（中值）为6.122（6.278）。
四、实证结果与分析
（一）长三角城市经济协调会与高管超额薪酬
本文首先考虑加入长三角城市经济协调会对高管超额薪酬的影响。本文对方程（2）利用最小二乘法进行回归，结果如表2所示。在表2中，列（1）为控制年度和公司固定效应之后的结果，初步发现ECC的系数为−0.116，且在1%的水平上显著。本文重点关注列（2），在加入一系列控制变量之后，经济协调会变量ECC的系数为−0.116，且在1%的水平上显著，表明加入长三角城市经济协调会后，公司高管的超额薪酬下降了11.6%。在列（3）中，本文进一步控制了公司和行业×年度固定效应，发现经济协调会变量ECC的系数变为−0.112，但仍在1%的水平上显著。回归结果为研究假说1提供了支持的经验证据，即加入长三角城市经济协调会能够显著降低上市公司高管的超额薪酬。
| 被解释变量：OverPay | ||||||
| （1） | （2） | （3） | ||||
| 系数 | t值 | 系数 | t值 | 系数 | t值 | |
| ECC | −0.116*** | −2.817 | −0.116*** | −2.812 | −0.112*** | −2.718 |
| ROA | −0.360*** | −4.386 | −0.416*** | −5.152 | ||
| Size | −0.030** | −2.167 | −0.038*** | −2.744 | ||
| Lev | −0.084** | −2.118 | −0.075* | −1.947 | ||
| Growth | 0.000 | 0.095 | 0.001 | 0.119 | ||
| CTD | 0.000 | 0.393 | 0.001 | 0.783 | ||
| MTB | 0.009** | 2.540 | 0.009** | 2.377 | ||
| Risk | 0.082 | 1.011 | 0.069 | 0.825 | ||
| SOE | −0.054** | −2.205 | −0.053** | −2.198 | ||
| Top1 | −0.002* | −1.813 | −0.002* | −1.826 | ||
| Duality | −0.071*** | −3.782 | −0.074*** | −3.927 | ||
| BSize | −0.011 | −1.611 | −0.010 | −1.511 | ||
| IndB | 0.092 | 0.612 | 0.095 | 0.636 | ||
| ExStock | −0.018 | −0.202 | 0.004 | 0.047 | ||
| GDP | 0.008 | 0.117 | −0.004 | −0.056 | ||
| Pop | −0.083 | −1.079 | −0.079 | −0.998 | ||
| 截距 | −0.014 | −1.554 | 1.258* | 1.845 | ||
| 年度固定效应 | 控制 | 控制 | ||||
| 公司固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | |||
| 行业×年度固定效应 | 控制 | |||||
| 观测值 | 13 616 | 13 616 | 13 457 | |||
| Adj. R2 | 0.002 | 0.017 | 0.724 | |||
| F值 | 1.26 | 3.32 | 5.14 | |||
| 注：*、**和***分别表示在10%、5%和1%的显著性水平上显著（双尾检验）。以下各表同。 | ||||||
（二）横截面差异
长三角城市经济协调会对公司高管超额薪酬的影响可能具有横截面差异，因此本文分别从高管网络中心度、城市信息环境和全要素生产率三个视角执行横截面差异检验。
1. 高管网络中心度。个人联系为信息交换提供了一个有效的渠道，允许知识、思想或私人信息在网络中进行传播，最终会对个人的行为产生影响。社会网络是指社会个体成员之间因为互动而形成的相对稳定的关系体系，高管作为节点可以通过老乡、校友、任职关系等形成高管网络，而网络能提供信息优势，促进信息扩散，最终影响高管的行为。基于建立起来的高管网络，网络中心度是判断网络中节点（高管）重要性的量化指标，使用一系列中心度的度量方法能够计算出哪个高管更重要，从而可以进一步分析中心度对行为造成的影响。高管网络中心度越高，在网络中越重要，高管的议价能力和权力也越强，高管就越能够通过影响董事会来获得超额薪酬（Engelberg等，2013；Conyon等，2018）。例如，权力较大的高管可以挑选同行中的特定公司作为基准，以获取过高的薪酬（Faulkender和Yang，2010）。而且，也有研究表明政治关联会导致高管获得超额薪酬（唐松和孙铮，2014）。分析表明，在高管网络中心度越高的公司中，代理问题很可能越严重，高管超额薪酬也就越高。加入长三角城市经济协调会后，信息溢出会削弱高管因权力过大而形成的壁垒，因而对高管网络中心度较高的公司发挥了更大的作用。
另一方面，高管网络中心度越高，高管越能凭借网络的优势为公司带来更多的资源和利益，由此得到越多的薪酬。而加入城市经济协调会后，城市间合作所带来的信息溢出使高管网络中心地位的作用降低，高管难以再凭借中心地位的优势获取过高薪酬，使得公司高管超额薪酬降低。因此，加入长三角城市经济协调会之后，信息溢出对高管网络中心度大的公司发挥了更大的作用，即这类公司对信息溢出更敏感，超额薪酬下降更多。
根据已有研究（Phua等，2018），本文以公司高管同在政府任职形成的高管网络为样本，⑨使用高管政府网络的邻近中心度衡量高管网络中心度的程度。邻近中心度关注高管在网络中与其他联系个体距离的重要性，它衡量了高管在网络中接受信息的速度，能更快接受信息的高管更容易加强其权力或议价能力。具体的邻近中心度（Closeness）定义如下：
| $ Centrality_i^{closeness} = \frac{{n - 1}}{{\sum\limits_{j = 1,j \ne i}^n {{D_{ij}}} }} $ | (3) |
其中，D（ij）为节点i到除自身外的所有节点的最短路径之和，（n−1）为用网络规模进行调整，⑩由此得到考虑了网络规模的标准化邻近中心度，此表达衡量了资源共享速度的快慢。本文将计算所得的高管网络邻近中心度按照前一年的行业均值划分为高（HighCloseness=1）、低（HighClosenesss=0）两组并进行分组检验，结果如表3所示。在表3中，经济协调会变量ECC的回归系数在高邻近中心度组为−0.151，且在5%的水平上显著；而在低邻近中心度组为−0.079，且并不显著。这一结果说明，在高中心度的一组中，ECC的系数更加显著且影响更大。为了进一步验证两组之间的差异，本文在列（3）加入了分组变量与协调会变量的交互项，结果显示交互项的系数显著为负，表明加入长三角城市经济协调会后高管超额薪酬的下降在高管网络中心度高的公司中更显著。
| 被解释变量：OverPay | ||||||
| （1）HighCloseness=0 | （2）HighCloseness=1 | （3） | ||||
| 系数 | t值 | 系数 | t值 | 系数 | t值 | |
| ECC | −0.079 | −1.335 | −0.151** | −2.422 | −0.064 | −1.487 |
| Closeness | −0.001 | −0.153 | ||||
| ECC×Closeness | −0.069* | −1.870 | ||||
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | |||
| 年度固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | |||
| 公司固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | |||
| 观测值 | 4 544 | 7 732 | 12 276 | |||
| Adj. R2 | 0.056 | 0.013 | 0.019 | |||
| F值 | 3.90 | 1.72 | 3.01 | |||
2. 公司所在城市的信息环境。加入长三角城市经济协调会对高管超额薪酬的影响会随着其对信息溢出敏感性程度的不同而有所不同。在信息环境较好的公司中，公司本身可以凭借较好的信息传播改善代理问题，因此高管超额薪酬相对不严重；而在信息环境较差的公司中，加入长三角城市经济协调会之前，公司间信息传播效果较差，无法凭借信息对公司实施治理，因而代理问题较为严重。公司所在地区加入长三角城市经济协调会后，高管超额薪酬的降低主要来自城市合作、公司参与等产生的信息溢出效应（Duranton和Puga，2004），因此信息交流的加强对信息环境较差公司的改善作用更明显。因此，公司信息环境越差，其所在城市加入长三角城市经济协调会后，由信息溢出带来的治理改善作用也越明显，超额薪酬下降也越多。
本文依据已有研究的方法，采用两种方法衡量公司的信息环境。首先，城市化可以产生多方面的外部经济性，促进市场的共享效应和信息技术的外溢效应等（吴福象和刘志彪，2008）。因此，本文使用城市化程度（城市就业人口/总就业人口）作为衡量公司信息环境的第一种方法。其次，Henderson认为，人口和产业在城市的高度集中，可以提高信息溢出的效率，有利于节省公司之间货物交换、产品销售等成本。所以，本文使用城市人口密度（城市年末总人口/城市总面积）作为衡量公司信息环境的第二种方法。按照每年城市化程度、城市人口密度的中值，本文把研究样本划分为信息环境较好（LowInfo=0）、信息环境较差（LowInfo=1）两组，检验结果见表4。无论使用城市化程度还是使用城市人口密度衡量公司的信息环境，经济协调会变量ECC的回归系数在信息环境较差组的系数都更大，且都在1%的水平上显著；而在信息环境较好组的系数较小，且均不显著。进一步检验显示，两组之间存在显著的差异（P=0.065或P=0.006）。上述结果表明，加入长三角城市经济协调会后高管超额薪酬的下降在信息环境较差的公司中更显著，这进一步支持了本文的基本逻辑。
| 被解释变量：OverPay | ||||||||
| 分组变量：城市化 | 分组变量：城市人口密度 | |||||||
| （1）LowInfo=0 | （2）LowInfo=1 | （3）LowInfo=0 | （4）LowInfo=1 | |||||
| 系数 | t值 | 系数 | t值 | 系数 | t值 | 系数 | t值 | |
| ECC | −0.069 | −1.028 | −0.177*** | −3.047 | −0.002 | −0.045 | −0.205*** | −3.288 |
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | ||||
| 年度固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | ||||
| 公司固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | ||||
| 差异 | P=0.065 | P=0.006 | ||||||
| 观测值 | 7 331 | 6 286 | 7 743 | 5 874 | ||||
| Adj. R2 | 0.028 | 0.019 | 0.026 | 0.021 | ||||
| F值 | 2.93 | 2.09 | 2.52 | 2.29 | ||||
3. 全要素生产率。加入长三角城市经济协调会对高管超额薪酬的影响还会随着信息溢出效应改善公司代理问题程度的不同而有所不同。代理问题严重的公司可以从经济协调会产生的信息溢出中获得更多的好处。具体来说，在全要素生产率较高的公司中，高管可以通过参与生产决策以及识别新的投资机会获取更多的薪酬（Frydman和Papanikolaou，2018），同时为了保持高生产率，公司给高管提供的薪酬也会大幅增加（Lustig等，2011）；但在全要素生产率较低的公司中，高管的超额薪酬更可能是由代理问题引起的。加入长三角城市经济协调会后，对于全要素生产率较低的公司，由于高管的超额薪酬源于代理问题，因而信息溢出能减轻公司董事与高管间的信息不对称，降低董事的监控成本，更好地缓解全要素生产率较低公司的代理问题，从而公司的治理机制改善作用更加明显。因此，公司全要素生产率越低，其所在城市加入长三角城市经济协调会后，带来的治理改善作用也越明显，高管超额薪酬的下降也就越多。
本文依据已有研究的方法计算公司的全要素生产率（Giannetti等，2015）。首先，对柯布-道格拉斯生产函数两边同时取对数后回归，模型如下：
| $ {\rm{Ln}}Incom{e_{it}} = {\beta _0} + {\beta _1} {\rm{Ln}}Asse{t_{it}} + {\beta _2}{\rm{Ln}}Labo{r_{it}} + {\beta _1}{\rm{Ln}}Cos{t_{it}} + {\varepsilon _{it}} $ | (4) |
其中，LnIncomeit是公司销售收入变量，定义为公司i在t年销售商品提供劳务收到现金的自然对数；LnAssetit是公司规模变量，定义为公司i在t年总资产的自然对数；LnLaborit是员工人数变量，定义为公司i在t年员工总人数的自然对数；LnCostit是支出变量，定义为公司i在t年购买商品接受劳务支付现金的自然对数。全要素生产率是式（4）在每一年度每一行业内进行回归所得到的残差项。按照前一年全要素生产率的行业均值，本文把研究样本划分为全要素生产率较高（LowProduct=0）和全要素生产率较低（LowProduct=1）两组，检验结果见表5。经济协调会变量ECC的回归系数在低全要素生产率组为−0.240，且在1%的水平上显著；而在高全要素生产率组为−0.062，但不显著。为了进一步验证两组之间的差异，本文在列（3）加入分组变量与协调会变量ECC的交互项，结果显示交互项的系数显著为负，表明加入长三角城市经济协调会后高管超额薪酬的下降在全要素生产率较低的公司中更显著。
| 被解释变量：OverPay | ||||||
| （1）LowProduct=0 | （2）LowProduct=1 | （3） | ||||
| 系数 | t值 | 系数 | t值 | 系数 | t值 | |
| ECC | −0.062 | −1.344 | −0.240*** | −3.515 | −0.072* | −1.769 |
| LowProduct | −0.008 | −0.668 | ||||
| ECC×LowProduct | −0.099** | −2.275 | ||||
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | |||
| 年度固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | |||
| 公司固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | |||
| 观测值 | 7 547 | 6 012 | 13 559 | |||
| Adj. R2 | 0.014 | 0.033 | 0.019 | |||
| F值 | 1.82 | 3.56 | 3.70 | |||
（三）稳健性检验⑪
1. 平行趋势假定。进行双重差分的关键假设是平行趋势假定，即在事件没有发生的情况下，处理组和控制组的反应变量平均上有相似的变化。依据Roberts和Whited（2013）的建议，借鉴Serfling（2016）检验平行趋势假定的方法，本文将模型（2）中的ECC虚拟变量替换为3个新的虚拟变量：Before1
2. 安慰剂对照测试。本文进行了安慰剂对照测试来排除处理组和控制组公司所在地区加入长三角城市经济协调会之前存在的固有差异，以及不可观测的缺失变量对研究结论的干扰。首先，借鉴Dessaint等（2017）的做法，本文将加入城市经济协调会的邻近城市实施“虚拟”的处理效应，即选取邻近城市的公司作为“虚拟处理组”，使其所在城市“虚拟”地加入城市经济协调会，将模型（2）中的ECC虚拟变量替换为Placebo。结果显示，Placebo的系数并不显著，说明地区间的经济因素并不会对研究问题造成干扰。
3. 倾向得分匹配法。本文使用倾向得分匹配法得到新的控制组加以重新检验，以排除控制组和处理组之间公司层面的一些固有差异对基本研究结果造成的影响。由于处理组样本较少，可选的配比样本较多，本文采用倾向得分匹配法，依据公司特征与城市特征，并按照1:5的比例为每一个处理组样本配比了最相近的控制组样本，配比过程使用重置抽样。⑫参考已有研究的做法，本文把卡尺设置为0.01。最后，本文使用配比的控制组样本重新检验了模型（2），发现检验结果与表2中的结果基本一致，表明使用配比控制组后，长三角城市经济协调会对公司高管超额薪酬仍然存在显著的负向影响。
4. 排除替代性解释。首先，加入长三角城市经济协调会后，公司高管超额薪酬的下降可能不只是由于信息的溢出解决了代理问题，还有可能是加入经济协调会后，人才被城市的发展前景所吸引，形成了激烈的劳动力竞争市场，从而降低了超额薪酬。因为竞争程度与公司数量之间存在正相关关系（Fama和Laffer，1972），所以本文以城市公司数量衡量竞争程度，在基本问题的回归模型中进一步控制了公司数量的影响。检验结果显示，在控制了公司数量之后，ECC的系数仍显著为负，但公司数量这一变量的系数很小且不显著，说明人才竞争并不会对公司高管超额薪酬带来影响，从而排除了这一替代性解释。
其次，还有一种可能的解释是，各城市在加入长三角城市经济协调会之后，逐步打破了市场分割和地方保护，除了各种生产要素实现了自由流动和优化配置，人力资本也实现了自由流动，进而拓展了公司所面对的职业经理人市场。地域限制的突破提升了经理人市场的配置效率，削弱了不合格经理人的议价能力，进而减少了超额薪酬现象。为了检验这一机制，本文分别从高管的离任和继任两方面考察加入长三角城市经济协调会对高管流动的影响。结果显示，加入长三角城市经济协调会后，公司发生高管离任和继任的可能性都几乎没有变化，表明经济协调会对高管超额薪酬的影响并不是通过人才流动来实现的，从而排除了这一替代性解释。
5. 高管持股。高管的薪酬除了货币薪酬，还有重要的一部分来自股权，且上市公司高管薪酬采取股权激励的方式越来越普遍。由于货币薪酬的短期激励措施与股权的长期激励措施之间存在一定程度的替代关系（罗进辉，2018），虽然加入长三角城市经济协调会后公司高管超额薪酬会有所降低，但这很有可能是其股权激励增加，甚至股权薪酬“超额”，导致公司代理问题并没有实质性解决。进一步地，我们讨论了加入城市经济协调会对高管持股的影响。本文将方程（2）中的高管超额薪酬变量换成高管持股变量（ExStock）后重新对其进行回归。结合基本问题的研究结果表明，加入经济协调会在造成高管货币超额薪酬减少的同时，对高管的持股数量并没有显著的影响，这说明协调会确实降低了高管的超额薪酬，缓解了处理组公司的代理问题。
五、研究结论
实施区域协调发展战略是新时代国家重大战略之一。长三角城市经济协调会作为一项重要的“区域一体化”政策，其影响微观经济主体的机制并没有得到深入的研究。实际上，通过合作论坛、合作专题、企业服务联盟等，经济协调会为公司提供了沟通的平台，在公司和政府以及公司之间形成了一定的交流与合作，由经济协调会产生的信息溢出能够对公司的行为产生影响。本文关注区域协调发展政策对公司治理机制中高管薪酬激励的影响。特别是针对近年来上市公司普遍存在的高管超额薪酬现象，本文具体考察长三角城市经济协调会是否有助于降低公司高管的超额薪酬，以及集聚经济产生的信息溢出效应如何影响长三角城市经济协调会发挥这一作用。
本文利用长三角不同城市在不同时间加入经济协调会产生的准自然实验情境，以中国资本市场上市公司2008−2016年的数据为研究样本，考察了公司所在城市加入长三角城市经济协调会对上市公司高管超额薪酬的影响。研究结果表明，加入长三角城市经济协调会之后，上市公司的高管超额薪酬下降了11.6%。接下来，本文还考察了这种影响对于不同公司的横截面差异，结果表明加入长三角城市经济协调会而导致的高管超额薪酬的减少在高管网络中心度较大、信息环境较差、全要素生产率较低的公司中更加明显。最后，本文还进行了一系列其他检验来保证基本研究结果的稳健性。
本文的结果表明，虽然国家的宏观政策或战略目标意在推动宏观层面的区域经济和国家发展，但在微观层面（如公司治理方面）同样发挥着重要的作用。从政策制定的角度来看，首先，区域协调发展政策不应单单定位在宏观区域层面，应更加注重增加合作论坛、合作专题、企业服务联盟等促进微观层面协调发展的组织和政策，进一步让微观主体加入其中。政府需要实现政策的多层次治理，为企业创造良好的外部环境，达到宏观与微观联动、协同发展的目的。其次，借助长三角城市经济协调会或开展其他合作项目，促进公司间的交流，通过加强公司间的信息交流改善公司治理，助力经济增长。最后，借助长三角城市经济协调会的影响力，重点关注“弱势”公司，达到促进整体经济增长的目的。本文补充了区域协调发展政策如何影响微观经济主体的经验证据，从公司治理的角度表明宏观经济政策对微观主体的影响，对理解长三角城市经济协调会在区域协调发展战略中的作用机制也具有一定的启示。
① 例如，2013年召开的第13次市长联席会议设立了创新驱动合作论坛，邀请了各成员城市的知名企业家以及高等院校、科研院所的代表参会；2017年第17次市长联席会议决定成立长三角协调会企业服务联盟；2018年9月21日成立了长三角城市经济协调会产业特色小镇发展联盟。
② 例如，黄新飞等（2014）利用长三角15个城市的数据，测算了市场分割程度，估计了长三角地区两省一市之间的边界效应。孟庆国和罗杭（2017）基于长三角城市经济协调会之间的合作，用社会网络模型演绎城市群中各城市政府决策者之间的交互关系，为促进城市群政府合作和区域一体化进程提供了决策依据和政策参考。
③ 这场争论涵盖了经济学中的几个重要话题，如契约理论、公司财务、收入不平等和劳动经济学等（Edmans和Gabaix，2016）。
④ 对于高管超额薪酬的关注引发了一些国家的监管改革。例如，2010年美国通过了《多德—弗兰克法案》（Dodd-Frank）以限制金融高管的薪酬；2013年欧盟限制了银行人员的奖金水平，规定其应与工资保持一致；2013年美国证监会通过了一项规定，要求公司披露CEO薪酬与员工薪酬中值的比率；2015年中国颁布了《中央管理企业负责人薪酬制度改革方案》，对央企高管薪酬采用差异化薪酬管控的办法，以进一步抑制高管超额薪酬。
⑤ 2010年加入长三角城市经济协调会的城市有合肥、盐城、马鞍山、金华、淮安、衢州等6个；2013年加入长三角城市经济协调会的城市有徐州、芜湖、滁州、淮南、丽水、温州、宿迁、连云港等8个。
⑥ 由于横截面检验中高管的网络数据从2008年开始，因此本文的样本起始年份为2008年。
⑦ 在稳健性检验中，本文也对2016年前所有加入长三角城市经济协调会的城市（1997年、2003年、2010年和2013年四次加入协调会的城市）进行了全样本的测试，结果符合预期。
⑧ 限于篇幅，本文没有给出变量的描述性统计表。如有需要，可向作者索取。
⑨ 若两个公司的高管同时在同一政府部门任职，则这两个高管之间就形成了联系，由此构成本文所使用的由政府关系为联系基础形成的高管网络。
⑩ 最短路径是指连接i与j的最短路径的条数；当i与所有其他节点毗邻时，指标的最大值等于（n−1）−1。
⑪ 限于篇幅，本文没有给出稳健性检验的图表。如有需要，可向作者索取。
⑫ 为了有效降低处理组和控制组之间的差异，可以使用1∶n的配比方式，即1个处理组样本配比与其倾向得分最接近的n个控制组样本（Rosenbaum，1989；Ming和Rosenbaum，2000）。考虑到本文的处理组样本较少，为了有效降低处理组与控制组之间的差异，本文使用了1∶5的配比方式。另外，本文还使用了1∶1的配比方式，也能得到类似的结果。
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