陳俊麗 郭姍姍

【摘 要】 文章在控制相關變量的情況下，以中國資本市場2006—2008年上市公司數(shù)據(jù)為研究對象，對高管薪酬與會計盈余成分的關系進行了實證分析。研究發(fā)現(xiàn)：（1）高管薪酬與經(jīng)常性損益和非經(jīng)常性損益都呈顯著正相關關系，并且高管薪酬能夠顯著區(qū)分非經(jīng)常性損益和經(jīng)常性損益；（2）高管薪酬與經(jīng)營性現(xiàn)金流和應計項目顯著正相關，但高管薪酬沒能顯著區(qū)分經(jīng)營性現(xiàn)金流和應計項目；（3）上市公司高管薪酬和操控性應計與非操控性應計都具有顯著正相關關系，但是兩者的回歸系數(shù)相差不大，說明我國上市公司高管薪酬還沒有區(qū)別反映它們。

【關鍵詞】 高管薪酬； 經(jīng)營性現(xiàn)金流； 應計項目

一、引言

上市公司高管薪酬與會計盈余成分的相關性一直受到國內(nèi)外學者的關注。本文在借鑒國內(nèi)外文獻的基礎上將盈余細化成了非經(jīng)常性損益和經(jīng)常性損益。根據(jù)經(jīng)常性損益的持續(xù)性不同，本文又把經(jīng)常性損益分為了應計項目和經(jīng)營性現(xiàn)金流。應計項目又進一步細分為操控性應計項目（Discretionary Accruals）和非操控性應計項目（Non-discretionary Accruals），通過對這些細分指標與高管薪酬的相關性研究，以期對高管薪酬與會計盈余及其組成部分之間的關系進行分析并提出相應的對策建議。

二、理論假設與變量定義

（一）理論假設

非經(jīng)常性損益是由一些公司非日常的經(jīng)營行為帶來的損益。由于會計利潤是根據(jù)會計分期假設來確認的，高管可以控制非經(jīng)常性項目發(fā)生的時點來操縱報告期的會計利潤來達到公司本年對盈余的期望目標，從而，為自己爭取了最大化自身薪酬的機會。所以說，高管薪酬與非經(jīng)常性損益呈正相關關系。由于非經(jīng)常性損益與主營業(yè)務和其他經(jīng)營業(yè)務無直接關系，具有短暫性和不穩(wěn)定性，相對于經(jīng)常性損益來說，非經(jīng)常性損益對高管薪酬的影響應小于經(jīng)常性損益。綜上，本文提出的假設如下：

H1a：高管薪酬與非經(jīng)常性損益和經(jīng)常性損益均呈正相關關系。

H1b：相對于經(jīng)常性損益來講，非經(jīng)常性損益對高管薪酬的影響更小。

根據(jù)持續(xù)性的不同，本文將經(jīng)常性損益分解為經(jīng)營性現(xiàn)金流和應計項目。由Sloan（1996），Dechow、Kothari和Watts（1998）的實證結果可知，經(jīng)營性現(xiàn)金流比應計項目具有更高的持續(xù)性。既然經(jīng)營性現(xiàn)金流比應計項目反映了更高的盈余水平，那么高管薪酬就應該賦予經(jīng)營性現(xiàn)金流更大的比重。據(jù)此，本文提出第二個假設：

H2a：高管薪酬與經(jīng)營性現(xiàn)金流和應計項目正相關。

H2b：應計項目對高管薪酬的影響小于經(jīng)營性現(xiàn)金流。

為了區(qū)別應計項目的不同組成部分對高管薪酬的影響，本文采用修正的Jones模型把應計項目分成了操控性應計項目（Discretionary Accruals）和非操控性應計項目（Non-discretionary Accruals），由于非操縱性應計項目比操縱性應計項目盈余質(zhì)量更高。因此，本文提出如下假設：

H3a：高管薪酬與非操縱性應計項目和操縱性應計項目均呈正相關關系。

H3b：相對于操縱性應計項目來講，非操控性應計項目對高管薪酬的影響更大。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文中的高管薪酬指董事長、總經(jīng)理、董事會秘書、財務總監(jiān)等年薪最高的前三名的平均年度報酬的自然對數(shù)。本文所用的薪酬數(shù)據(jù)只限定于上市公司年報所披露的貨幣性年度報酬。

2.解釋變量

盈余是指上市公司會計報表披露的年度凈利潤。

從1999年起，我國證監(jiān)會要求上市公司披露“扣除非經(jīng)常性損益后的凈利潤”項目，由于兩者含義相同，本文以此指標來代替經(jīng)常性損益。

根據(jù)我國證監(jiān)會的界定，由于非經(jīng)常性損益在年報中有披露，本文所用非經(jīng)常性損益數(shù)據(jù)直接取自CCER數(shù)據(jù)庫。

經(jīng)營性現(xiàn)金流量取自于現(xiàn)金流量表。

應計項目通過公式“應計項目=經(jīng)常性損益-經(jīng)營性現(xiàn)金流”倒擠出來。

本文采用修正的Jones模型將總的應計項目分解為操縱性應計和非操縱性應計。分解步驟如下：

首先，在每個年度內(nèi)，將樣本按行業(yè)劃分，然后根據(jù)下式估計每個行業(yè)的α1、α2和α3。

ACt=α1+α2（△REVt/At）+α3（PPEt/At）+εt （1）

其中，ACt代表第t年應計項目標準化后的數(shù)值?！鱎EVt代表第t年主營業(yè)務收入相對于t-1年的變化額，PPEt表示t年末固定資產(chǎn)總值。At代表t年末的資產(chǎn)總額。

其次，根據(jù)下式計算出非操控性應計（NDA）：

NDAt=α1+α2（△REVt-△RECt）/At+α3PPE/At （2）

其中，△RECt表示公司第t年的應收賬款相對于t-1年的變化額。

最后，按照下式計算出可操控性應計（DA）：

DAt=ACt-NDAt（3）

行業(yè)劃分依據(jù)來自于中國證監(jiān)會2001年頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》，由于金融類上市公司的特殊性，本文將其剔除。又由于制造業(yè)細分行業(yè)過多，本文按二級分類對其進行劃分。按行業(yè)類別劃分后的樣本分布如表1。

3.控制變量

在控制變量的選擇上，本文借鑒了前人的經(jīng)驗研究，選擇了四個變量作為控制變量，分別為公司所處行業(yè)、規(guī)模、所在地區(qū)和是否設立薪酬與考核委員會。

變量具體定義如表2所示。

三、數(shù)據(jù)與實證

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于北大CCER數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)處理使用了Excel、SPSS軟件。本文以2006—2008年在深、滬上市的4 960個公司年報數(shù)據(jù)為研究對象，并剔除如下異常值：1.金融類上市公司；2.ST、PT類上市公司；3.當年新上市的公司；4.被注冊會計師出具非標準審計意見的公司；5.在報告年度內(nèi)薪酬最高的前三名高管崗位發(fā)生人員變動的公司。

（二）描述性統(tǒng)計分析

從表3可以看出我國上市公司高管薪酬有著較大的差距，最小值和均值、最大值之間相差巨大，這可能與上市公司所處的行業(yè)、地區(qū)差異相關，也有可能是極少數(shù)上市公司采用股權激勵，從而使貨幣性薪酬有所下降所致；非經(jīng)常性損益數(shù)值遠小于經(jīng)常性損益的數(shù)值，說明非經(jīng)常性損益在盈余的組成成分中所占比重偏小，從而說明，我國上市公司整體盈余質(zhì)量偏好。經(jīng)營性現(xiàn)金流的均值大于零，說明大多數(shù)上市公司經(jīng)營業(yè)績良好。

從表4中可以看出，高管薪酬和非操控性應計項目負相關，但相關性不顯著，高管薪酬和其他變量均呈顯著正相關關系，且顯著性相同（1%水平上顯著）。除了非經(jīng)常性損益和應計項目、操控性應計項目相關性不顯著外，其余變量之間都顯著相關。非經(jīng)常性損益和應計項目、操控性應計項目相關性不顯著，可能說明了兩者在決定我國上市公司高管薪酬的契約中應用并不一定有效?？赡苁怯捎趹嬳椖亢筒倏匦詰嬳椖慷际莵碜杂诮?jīng)常性損益，是由日常的經(jīng)營活動所形成的。而非經(jīng)常性損益是由于經(jīng)營活動以外的事項所導致的。

（三）回歸模型設定

為了檢驗本文所提出的三個假設，本文構造了四個回歸模型：

COMP=C+α1Earnings+α2ROE+α3Committee+α4

SIZE+α5Industry+α6Areas+ε（1）

COMP=C+β1Abnormal_earnings+β2Normal_earnings+β3ROE+β4Committee+β5SIZE+β6Industry+β7

Areas+ε （2）

COMP=C+γ1Abnormal_earnings+γ2Cash_flows

+γ3AC+γ4ROE+γ5Committee+γ6SIZE+γ7Industry

+γ8Areas+ε （3）

COMP=C+λ1Abnormal_earnings+λ2Cash_flows

+λ3NDA+λ4DA+λ5ROE+λ6Committee+λ7SIZE+λ8

Industry+λ9Areas+ε （4）

其中，C為截距；ε為殘差項；各變量的定義詳見表2。

（四）回歸結果分析

本文利用OLS估計上述回歸模型，估計結果見表5。

由四個模型的回歸結果可以看出，四個模型在0.000水平上顯著，整體回歸結果有意義。

由模型（1）的回歸結果可知，我國上市公司高管薪酬與上市公司的盈余存在顯著正相關關系，這說明我國上市公司在決定高管薪酬時，已經(jīng)把盈余納入考慮的因素。

從模型（2）的回歸結果可以看出，經(jīng)常性損益與非經(jīng)常性損益的回歸系數(shù)分別在1%和5%水平上顯著為正，又從兩者的回歸結果可以看出，非經(jīng)常性損益的回歸系數(shù)顯著小于經(jīng)常性損益的回歸系數(shù)，這表明在高管薪酬契約的決定因素中，經(jīng)常性損益的比重要大于非經(jīng)常性損益。由于兩者的顯著性和系數(shù)均不同，本文認為高管薪酬已經(jīng)有效區(qū)分了經(jīng)常性損益和非經(jīng)常性損益。因此，H1a和H1b通過了檢驗。

從模型（3）的回歸結果可以看出，高管薪酬和應計項目與經(jīng)營性現(xiàn)金流均呈正相關關系，且顯著性相同（1%水平上顯著）。從而，H2a通過檢驗。但是和假設不同的是，應計項目的系數(shù)大于經(jīng)營性現(xiàn)金流，即應計項目對高管薪酬的影響大于了經(jīng)營性現(xiàn)金流。H2b沒有通過檢驗。

由模型（4）的回歸結果可知，高管薪酬和操控性應計與非操控性應計在1%水平上顯著正相關。與假設不同的是，操控性應計的回歸系數(shù)大于非操控性應計。從而驗證了H3a，而H3b沒有通過檢驗。

關于控制變量，從回歸結果可知，高管薪酬和是否設立薪酬委員會、公司規(guī)模及上市公司所處的行業(yè)和地區(qū)都呈顯著相關關系，但和公司績效水平（ROE）沒有明顯的相關關系，這是一種非正常的現(xiàn)象，因此有必要建立和完善公司績效激勵機制。

四、結論及建議

本文通過對上市公司3 144個樣本的實證研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬和盈余顯著正相關，并能夠顯著區(qū)分非經(jīng)常性損益和經(jīng)常性損益，但沒能夠區(qū)別反映經(jīng)營性現(xiàn)金流和應計項目。高管薪酬對非操控性應計和操控性應計也沒有區(qū)別反映。

基于以上分析，本文認為我國上市公司在薪酬管理中，已建立起了以盈余為基礎的高管薪酬激勵機制，同時，高管薪酬契約賦予高盈余質(zhì)量的經(jīng)常性損益更大的權重，這有利于公司的長遠發(fā)展。美中不足的是，上市公司還沒有對經(jīng)營性現(xiàn)金流給予足夠的重視，因此上市公司應該加強對經(jīng)營性現(xiàn)金流的重視，賦予其在薪酬契約中更大的比重，使其和應計項目能夠明顯地區(qū)別開來。由于非操控性應計相對于操控性應計來說能夠反映更高的盈余質(zhì)量，因此，在薪酬契約中也應該使其發(fā)揮更大的作用。

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