趙艷 張云

一、引言

為保持與國際會計準(zhǔn)則的持續(xù)趨同，2009年《企業(yè)會計準(zhǔn)則解釋第3號》首次要求企業(yè)在利潤表中披露綜合收益和其他綜合收益信息，2014年修訂的《企業(yè)會計準(zhǔn)則第30號——財務(wù)報表列報》中明確了二者的定義，并對其他綜合收益的列報進行了調(diào)整。作為新增的利潤表項目，綜合收益和其他綜合收益引起了社會各界的廣泛關(guān)注，對其他綜合收益及其經(jīng)濟后果的研究有助于人們更清楚地了解會計盈余的信息有用性。實務(wù)中其他綜合收益的重要性日益凸顯，滬深兩市A股上市公司中，其他綜合收益金額不為0的公司數(shù)量約占全部上市公司的一半，且逐年有所提高(從2010年的50.70%到2014年的55.58%)，2014年1 473家上市公司中其他綜合收益在綜合收益中所占比重的平均值約為15.67%[注]數(shù)據(jù)來源于周萍和孫光國《上市公司綜合收益列報研究與啟示》(2016)。。該數(shù)字勢必會隨著公允價值應(yīng)用范圍的擴大和金融工具及衍生金融工具的發(fā)展而持續(xù)增加，這必然會影響到企業(yè)管理者、投資者和其他利益相關(guān)者的決策行為，而高管薪酬激勵問題一直引人關(guān)注。本文研究的問題是：作為利潤表新增項目的其他綜合收益對高管薪酬有影響嗎？其他綜合收益確認(rèn)的未實現(xiàn)利得和損失對高管薪酬的影響是否存在不對稱性，即高管薪酬對其他綜合收益存在“重獎輕罰”現(xiàn)象嗎？管理防御對其他綜合收益和高管薪酬之間的關(guān)系有影響嗎？

關(guān)于薪酬與業(yè)績敏感度的理論和經(jīng)驗研究文獻十分豐富，但主要是基于企業(yè)凈利潤、營業(yè)利潤等傳統(tǒng)的業(yè)績指標(biāo)。隨著2006年企業(yè)會計準(zhǔn)則對公允價值的引入，一些學(xué)者開始關(guān)注公允價值變動損益對高管薪酬的影響(徐經(jīng)長和曾雪云，2010[1]；張金若等，2011[2]；童一杏等，2013[3]；鄭開焰和劉建偉，2014[4])。同樣由于會計準(zhǔn)則變遷而增加的其他綜合收益的研究則主要集中于價值相關(guān)性與決策有用性方面(歐陽愛平和劉侖，2010[5]；徐經(jīng)長和曾雪云，2013[6]；王鑫，2013[7]；張云和趙艷，2016[8])，少量文獻對其他綜合收益與高管薪酬的關(guān)系進行了初步探討。張金若等(2011)[2]的研究發(fā)現(xiàn)2007—2008年直接計入資本公積的公允價值變動(2009年后作為其他綜合收益組成部分)對高管薪酬產(chǎn)生影響。賀宏(2012)[9]從理論上分析了綜合收益的本質(zhì)特征，以及這些特征對綜合收益(其他綜合收益)薪酬契約有用性的影響。但是，現(xiàn)有文獻缺少關(guān)于2009年會計準(zhǔn)則變遷增加的其他綜合收益與高管薪酬關(guān)系的直接經(jīng)驗證據(jù)。

隨著公司治理實踐的發(fā)展，由于管理者固守職位而引起的管理防御問題日益受到關(guān)注。管理防御假說認(rèn)為在內(nèi)、外控制機制的作用下，管理者會選擇有利于維護自身職位，以達到自身效用最大化而非企業(yè)價值最大化的行為。我國上市公司普遍存在管理防御現(xiàn)象(王志強等，2011[10])，管理防御一直被認(rèn)為是代理成本最高的表現(xiàn)之一(Jensen 和 Ruback，1983[11])，管理者有能力追求成本高昂的職位防御策略，并從中獲得大量的私人利益。已有研究發(fā)現(xiàn)，防御的管理者更有可能選擇非股東利益最大化的投資決策、資本結(jié)構(gòu)政策和股利政策(Hu 和 Kumar，2004[12]； Kang等，2006[13]；Kumar 和 Rabinovitch，2013[14])；固守職位的管理者的防御行為會導(dǎo)致投資者財富的征用以及公司資源的不當(dāng)配置(Shleifer 和 Vishny，1997[15])。既有研究表明，管理防御的動機會促使管理者選擇自利的會計政策，這必然會干擾會計業(yè)績信息的質(zhì)量，低質(zhì)量的業(yè)績信息通常會導(dǎo)致不當(dāng)?shù)母吖苄匠辍Ｆ渌C合收益作為會計業(yè)績的組成部分，同樣會受到管理者防御行為的影響。管理者對其他綜合收益的確認(rèn)時間、計量金額和重分類進損益的時點有自主裁量權(quán)，存在防御動機的管理者可以利用其他綜合收益會計處理方法的“彈性”，在“業(yè)績達標(biāo)”和“風(fēng)險規(guī)避”兩種防御路徑中做出選擇。因此，有必要嘗試從管理防御的視角來探討其他綜合收益對高管薪酬的影響。

本文可能的研究貢獻在于：首先，本研究有助于認(rèn)識其他綜合收益信息的契約有用性，從而為業(yè)績報告的改革提供經(jīng)驗證據(jù)。其次，本文進一步拓展了高管薪酬與公司業(yè)績的關(guān)系研究，將其他綜合收益納入研究框架中，有助于深化對高管薪酬與公司業(yè)績關(guān)系的理解。最后，本文引入管理防御理論分析其他綜合收益對高管薪酬的影響，提出了“業(yè)績達標(biāo)”和“風(fēng)險規(guī)避”兩種防御路徑，為理解高管薪酬打開了另一個視角，豐富了管理防御與高管薪酬的相關(guān)研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

會計業(yè)績?yōu)榛A(chǔ)的薪酬契約有利于體現(xiàn)經(jīng)理對在位資產(chǎn)的受托責(zé)任(Natarajan，1996[16])，基于代理模型的管理者薪酬理論認(rèn)為可以通過引入現(xiàn)值會計(公允價值計量基礎(chǔ))減少滯后確認(rèn)，提高會計業(yè)績指標(biāo)的靈敏度，因為管理人員努力的回報可以更多地體現(xiàn)在本期的收益中(Banker 和 Datar，1989[17])。綜合收益正是基于現(xiàn)值會計核算下的會計收益，“能夠更真實、更完整地反映當(dāng)期交易、事項和情況的財務(wù)影響”[18](326)，準(zhǔn)則制定機構(gòu)關(guān)于綜合收益列報與披露的改進也旨在提高財務(wù)報告的透明度和降低信息不對稱 (Naor，2006[19])。首先，綜合收益概念從資產(chǎn)負(fù)債觀的角度區(qū)分了價值創(chuàng)造和價值分配，所有者投資和分配給所有者的款項屬于價值分配，除此之外的所有者權(quán)益變動屬于當(dāng)期的價值創(chuàng)造，即當(dāng)期綜合收益核算的內(nèi)容。其次，其他綜合收益代表的是管理層受托的企業(yè)相關(guān)資產(chǎn)的公允價值變動，盡管這部分相關(guān)資產(chǎn)的價值變動可能超出管理者的控制力，而取決于市場的影響，但卻可以反映出管理者對受托資產(chǎn)管理的有效性。以高管購買金融資產(chǎn)的投資決策為例，如果高管決定購買一項投資并將其確認(rèn)以公允價值計量且變動計入其他綜合收益的金融資產(chǎn)，雖然這項金融資產(chǎn)的公允價值變動取決于市場行情，但是高管要對這項投資決策負(fù)責(zé)，如果該金融資產(chǎn)的公允價值上升，說明高管的投資決策是正確的；如果該金融資產(chǎn)的公允價值下降，表明管理決策存在偏差，需要及時調(diào)整。因此，從這個方面來看，利用其他綜合收益可以為評價管理人員的受托責(zé)任提供增量信息，高管薪酬會對其他綜合收益做出調(diào)整。

然而，證券市場研究中的“功能鎖定假說”認(rèn)為企業(yè)在評價管理者業(yè)績時對利潤表存在“功能鎖定”，薪酬契約的制定偏重于傳統(tǒng)的凈利潤指標(biāo)，而對新增加的其他綜合收益沒有應(yīng)有的關(guān)注。首先，其他綜合收益的確認(rèn)源自于公允價值計量屬性的應(yīng)用，公允價值計量需要更多的主觀判斷，管理者對其他綜合收益項目的確認(rèn)時間和計量金額有一定的自主裁量權(quán)。公允價值會計是一把“雙刃劍”，在提高會計收益靈敏度的同時會降低精確度，較低的精確度也會降低該指標(biāo)對薪酬契約的作用。其次，其他綜合收益確認(rèn)的未實現(xiàn)利得和損失存在較大的波動性和不確定性，對綜合收益的影響是非常不穩(wěn)定的，甚至可以超出公司面對的實際波動性而擴大這部分盈余的波動性。這樣，一種波動較小且更穩(wěn)健的收益計量方式，如基于歷史成本或至少某種剔除未實現(xiàn)損益的計量方式，能更好地滿足激勵及評價管理人員的需要，從而增加了對傳統(tǒng)利潤表“功能鎖定”的可能性。此外，綜合收益概念存在缺陷。綜合收益概念的終極內(nèi)涵是在收益確定方面要遵循“資產(chǎn)負(fù)債觀”，但由于財務(wù)會計固有特點的制約，其概念仍建立在“收入費用觀”的基礎(chǔ)上，即在現(xiàn)行的會計準(zhǔn)則規(guī)范下，綜合收益包含的內(nèi)容除了傳統(tǒng)的利潤表內(nèi)容之外，只包括限定項目所形成的其他綜合收益。目前的業(yè)績報告改革并沒有解決綜合收益及其他綜合收益組成項目的確認(rèn)和計量問題，其涵蓋內(nèi)容雖然比傳統(tǒng)的業(yè)績指標(biāo)要豐富一些，但還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不足以代表一個主體的“全面”收益[18](325)，這意味著目前的綜合收益也并非企業(yè)管理人員當(dāng)期業(yè)績的完整計量。因而，從對利潤表的“功能鎖定”和目前綜合收益概念缺陷的角度來看，其他綜合收益并不能為管理者的業(yè)績評價提供增量信息。

綜合上述分析，我們無法預(yù)期在其他綜合收益強制披露以后，高管薪酬是否會對其他綜合收益做出調(diào)整。由此，提出如下假設(shè):

H1：其他條件一定時，其他綜合收益在凈利潤的基礎(chǔ)上對高管薪酬具有增量有用性。

管理者在薪酬契約訂約過程中有自利性傾向，通常不愿意接受薪酬的下降。大量研究發(fā)現(xiàn)了高管薪酬的粘性特征，即會計業(yè)績增加導(dǎo)致薪酬增加的幅度要大于會計業(yè)績下降導(dǎo)致薪酬減少的幅度(Jensen 和Murphy，1990[20]；Hermalin，2005[21])。這種“重獎輕罰”現(xiàn)象也存在于我國上市公司(方軍雄，2009[22]；徐經(jīng)長和曾雪云，2010[1])，管理者通常會為投資的失敗找到各種非自己所能控制的理由(方軍雄，2009[22])。因此，我們預(yù)期如果高管薪酬與其他綜合收益顯著相關(guān)，當(dāng)其他綜合收益為負(fù)值，即公司當(dāng)期列報的其他綜合收益為未實現(xiàn)損失時，高管薪酬與其他綜合收益的相關(guān)關(guān)系更弱。由此，提出如下假設(shè)：

H2：其他條件一定時，相對于正值的其他綜合收益，負(fù)值的其他綜合收益與高管薪酬的相關(guān)性更弱。

會計業(yè)績指標(biāo)反映了管理者經(jīng)營公司的績效，所以也間接衡量了管理者的努力程度，因此被廣泛地用于高管薪酬的確定(Asquith 等，2005[23]；Beatty 等，2008[24])。會計業(yè)績數(shù)據(jù)作為管理人員經(jīng)營成果的衡量指標(biāo)時，作為會計業(yè)績信息(包括其他綜合收益信息)的提供者——管理人員擁有相對于股東的信息優(yōu)勢，因為管理人員控制了企業(yè)的會計系統(tǒng)，可以通過會計方法選擇干預(yù)業(yè)績信息(包括其他綜合收益信息)的生成與最終質(zhì)量。

由于被解雇威脅和轉(zhuǎn)換工作成本的存在，管理者存在追求職位穩(wěn)固和高額薪酬以實現(xiàn)自身利益最大化的動機，引發(fā)了管理者為了維護自身職位的管理防御行為。對管理者而言，“職位不?！笔且环N很高的人力資本風(fēng)險，直接導(dǎo)致管理者的福利損失。所以，在信息不對稱和契約不完備的條件下，管理者在職期間有動機采取有利于職位穩(wěn)固和自身利益最大化的財務(wù)決策。已有研究結(jié)果表明，管理者固守職位進行的防御會顯著影響會計政策的選擇 (Kumar 和 Rabinovitch，2013[14])，在管理防御對單項會計政策選擇影響方面，主要集中于資產(chǎn)減值會計政策的選擇(王福勝和程富，2014[25]；陳英等，2015[26])，但鮮有研究涉及管理防御對其他綜合收益會計政策選擇的影響。而長期的理論研究和實踐經(jīng)驗表明，資本市場賦予業(yè)績各構(gòu)成部分以不同的權(quán)重，考慮到管理者是其他綜合收益信息的主要生成者，又是企業(yè)處理其他綜合收益相關(guān)交易的主要決策方，其他綜合收益會計處理的“彈性”對公司當(dāng)期業(yè)績存在不同影響，那么其他綜合收益是否會作為管理防御策略的組成部分，進而影響其他綜合收益與高管薪酬的相關(guān)關(guān)系？下面將從管理者“業(yè)績達標(biāo)”防御路徑和“風(fēng)險規(guī)避”防御路徑兩方面來分析該問題。

其一，管理者“業(yè)績達標(biāo)”防御路徑。根據(jù)代理理論文獻，管理防御代表了股東和管理者之間沖突的最昂貴的表現(xiàn)之一，為獲取控制權(quán)帶來的私人利益，管理者可能會采取各種各樣的防御措施，如會計方法選擇和財務(wù)決策選擇，降低公司治理和控制機制的約束，試圖穩(wěn)固自己的工作，即使在他們不能勝任或合格地運行公司的情況下。保證“在位”是管理者追求自利的前提，管理者被賦予選擇計量公司業(yè)績的會計方法的決策權(quán)，這些決策權(quán)使得具有專業(yè)知識的管理者可以通過會計方法的選擇達到薪酬的業(yè)績考核目標(biāo)，保證職位的穩(wěn)固。Watts(2003)[27]指出，傳統(tǒng)會計限制了管理人員通過確認(rèn)未實現(xiàn)收益做大本期收益來增加薪酬的能力。而其他綜合收益確認(rèn)的正是企業(yè)未實現(xiàn)的利得和損失，將來可以重分類進損益[注]以后會計期間不能重分類進損益的其他綜合收益項目在上市公司中較少(主要包括重新計量設(shè)定受益計劃凈負(fù)債或凈資產(chǎn)導(dǎo)致的變動、按照權(quán)益法核算的在被投資單位以后會計期間不能重分類進損益的其他綜合收益中所享有的份額等)。根據(jù)周萍和孫光國(2016)的研究，2014年1 473家上市公司中僅有16家存在“以后不能重分類進損益的其他綜合收益”，而其他綜合收益全部為“以后將重分類進損益的其他綜合收益”的公司有710家。，最終影響企業(yè)業(yè)績。然而我國《企業(yè)會計準(zhǔn)則解釋第3號》(2009)和 CAS30(2014)中沒有明確規(guī)定其他綜合收益的確認(rèn)條件，對于其計量金額與重分類進損益的時點也存在一定主觀性，這為管理者通過操縱未實現(xiàn)損益影響薪酬提供了契機。因此，在會計信息生成階段，如果管理者固守職位的動機較強，管理者可以基于準(zhǔn)則對其他綜合收益確認(rèn)時間、計量金額的酌量性以及重分類進損益的時點的模糊性，利用這一“未來利潤蓄水池”，根據(jù)企業(yè)各期盈余狀況與薪酬業(yè)績考核目標(biāo)的差異決定其他綜合收益的確認(rèn)以及重分類進損益的時點以平滑本期利潤，如提前確認(rèn)未實現(xiàn)的利得，或推遲未實現(xiàn)損失的確認(rèn)等。因此，如果管理防御程度較高，管理者選擇“業(yè)績達標(biāo)”的其他綜合收益會計處理方法這一路徑進行防御的可能性就會比較高；反之，如果管理防御程度較低，管理者只需要按照交易實質(zhì)客觀地提供其他綜合收益信息。由此可推斷，較之管理防御程度低的情況，較高的管理防御程度增強了高管薪酬與其他綜合收益之間的相關(guān)性。基于上述分析，在不考慮外部控制機制的前提下，提出如下假設(shè)：

H3a：在其他條件相同的情況下，管理防御程度高的企業(yè)中高管薪酬與其他綜合收益的相關(guān)性強于管理防御程度低的企業(yè)。

其二，管理者 “風(fēng)險規(guī)避”防御路徑。代理理論在薪酬計劃設(shè)計中的基本內(nèi)涵是在風(fēng)險和激勵之間尋求一種平衡。自其他綜合收益概念出現(xiàn)以來，準(zhǔn)則制定機構(gòu)與實務(wù)界就是否將其作為會計收益的組成部分一直具有爭議。不支持在業(yè)績報告中披露其他綜合收益的觀點是，其他綜合收益每期都是波動的，且這種波動性和超出管理者控制的市場規(guī)律是相關(guān)的。管理者們似乎也都一致認(rèn)為擁有更多波動性的其他綜合收益項目的企業(yè)會被評價為“高風(fēng)險者”(FASB，1997[28]；Graham 等，2005[29])，他們反對將資產(chǎn)及負(fù)債價值變動帶來的未實現(xiàn)損益計入利潤，因為他們認(rèn)為這些項目導(dǎo)致了盈余的過度波動性，不能反映他們的業(yè)績，所以在衡量其經(jīng)營效果時不應(yīng)納入。同時，經(jīng)驗研究證據(jù)也表明其他綜合收益(以及綜合收益)比凈利潤的波動性要大(Hodder 等，2006[30]；Khan 和 Bradbury，2012[31]；Khan 和 Bradbury，2014[32])，因此增加了投資者估值企業(yè)的風(fēng)險(Hirst 和 Hopkins，1998[33])。管理者更偏好于他們可以控制的業(yè)績，因此希望通過改變業(yè)績來減少被強制報告的綜合收益的波動性(Yen 等，2007[34])。因此，當(dāng)管理者的防御動機較強時，考慮到其他綜合收益的較大波動性及其對企業(yè)業(yè)績產(chǎn)生的影響，他們對其他綜合收益的會計處理方法的選擇會表現(xiàn)出強烈的保守性，即更傾向于穩(wěn)定業(yè)績、降低利潤波動風(fēng)險、避免將其納入薪酬的業(yè)績考核范圍。

① 證監(jiān)會隨后發(fā)布了《董事會薪酬與考核委員會實施細(xì)則指引》，其中第二條規(guī)定：“薪酬與考核委員會是董事會按照股東大會決議設(shè)立的專門工作機構(gòu)，主要負(fù)責(zé)制定公司董事及經(jīng)理人員的考核標(biāo)準(zhǔn)并進行考核；負(fù)責(zé)制定、審查公司董事及經(jīng)理人員的薪酬政策與方案，對董事會負(fù)責(zé)?！?/p>

根據(jù)《公司法》中規(guī)定的上市公司財務(wù)決策順序，決策議案信息首先由管理者提供并生成，然后經(jīng)董事會討論通過后交由股東大會進行審核與批準(zhǔn)。作為決策源頭，出于自利目的管理者有動機篩選出對自身職位有利的信息，并過濾掉威脅自己職位的決策信息，使最終決策信息能夠滿足自身的管理防御動機。同時，管理者權(quán)力理論(Bebchuk等，2002[35])認(rèn)為管理人員有足夠的能力去影響自己的薪酬。2002年由證監(jiān)會和國家經(jīng)貿(mào)委聯(lián)合發(fā)布的《上市公司治理準(zhǔn)則》中明確要求上市公司董事會設(shè)立薪酬委員會，主要由獨立董事構(gòu)成并擔(dān)任召集人，負(fù)責(zé)管理者的業(yè)績評價、制定和審查高管薪酬政策與方案，然后報董事會批準(zhǔn)執(zhí)行①。然而上述規(guī)則并不限制作為內(nèi)部董事的管理者以薪酬委員會委員身份參與管理者激勵機制和薪酬政策的制定，當(dāng)管理者以內(nèi)部董事身份兼任所在公司薪酬委員會委員后，他們就有能力排除掉對業(yè)績評價的不利因素(如波動性較大的其他綜合收益項目)。因此，在管理防御程度較高的情況下，管理者有動機且有能力選擇其他綜合收益會計處理的“風(fēng)險規(guī)避”路徑進行防御，即避免將“高風(fēng)險”的其他綜合收益納入到薪酬的業(yè)績考核指標(biāo)中。此時，管理防御程度越高，高管薪酬與其他綜合收益的相關(guān)性就越弱。由此，在不考慮外部控制機制的前提下，提出如下假設(shè)：

H3b：在其他條件相同的情況下，管理防御程度高的企業(yè)中高管薪酬與其他綜合收益的相關(guān)性要弱于管理防御程度低的企業(yè)。

三、 研究設(shè)計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

我國上市公司2009年要求在利潤表中列報其他綜合收益和綜合收益，因此，本文選取2009—2014年滬深兩市A股上市公司為研究樣本。此外，剔除了金融類上市公司、其他綜合收益為0的上市公司、被標(biāo)記為ST的上市公司、審計意見為非標(biāo)的上市公司、所有者權(quán)益為負(fù)值的上市公司以及相關(guān)實證變量數(shù)據(jù)缺失的觀察值。經(jīng)過以上篩選，最終獲得4 582個公司—年度觀測值。本文數(shù)據(jù)來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫和RESSET 數(shù)據(jù)庫。為消除異常值的影響，對所有連續(xù)變量采用Winsorize(1%) 極端值處理。

(二)模型設(shè)定與變量選擇

根據(jù)研究假設(shè)H1和H2，借鑒現(xiàn)有文獻(Firth等，2006[36]；陳冬華等，2010[37]；徐經(jīng)長和曾雪云，2010[1]；張金若等，2011[2]；謝德仁等，2012[38])的做法，結(jié)合可能影響高管薪酬的因素，構(gòu)造模型(1a)和模型(1b)來檢驗其他綜合收益對高管薪酬的影響。

COMP=α0+α1NI+α2OCI+α3First+α4Zindex

+α5DIR+α6Board+α7Dual+α8Size

+α9Lev+α10State+α11Growth+α12MSH

+α13MFE+α14East+α15Center

+∑αiYeardumy+∑αjInddumy+φ

(1a)

COMP=α0+α1NI+α2OCI+α3Dni+α4Doci

+α5NI×Dni+α6OCI×Doci+α7First

+α8Zindex+α9DIR+α10Board+α11Dual+α12Size+α13Lev+α14State+α15Growth

+α16MSH+α17MFE+α18East+α19Center+∑αiYeardumy+∑αjInddumy+φ

(1b)

模型中的被解釋變量(COMP)是薪酬最高的前三名高管(不包括董事和監(jiān)事)平均薪酬的自然對數(shù)，并使用薪酬最高的前三名董事平均薪酬的自然對數(shù)進行穩(wěn)健性測試。解釋變量包括凈利潤(NI)和其他綜合收益(OCI)；Dni和Doci分別是凈利潤和其他綜合收益正負(fù)值的虛擬變量。

控制變量的選取參考徐經(jīng)長和曾雪云(2010)[1]、張金若等(2011)[2]、謝德仁等(2012)[38]等相關(guān)文獻，主要有以下幾方面：(1)股權(quán)制衡與董事會特征。包括第一大股東持股比例(First)、第一大股東和第二股東持股比例之比(Zindex)、獨立董事占比(DIR)、董事會規(guī)模(Board)以及總經(jīng)理和董事長是否二職合一(Dual)。(2)公司特征和代理成本。本文控制了公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、所有權(quán)性質(zhì)(State)和公司成長性(Growth)、管理層持股(MSH)、管理費用率(MFE)。(3)地域特征。分為東部地區(qū)(East)和中部地區(qū)(Center)[注]地域劃分參考方軍雄(2009)[22]。。同時本文還控制了年度(Year)和行業(yè)(Ind)效應(yīng)。

模型中主要變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

根據(jù)研究假設(shè)H3，構(gòu)建模型(2)來檢驗管理防御對其他綜合收益與高管薪酬相關(guān)關(guān)系的影響[注]因管理防御變量的構(gòu)建控制了二職合一和總經(jīng)理持股，故模型(2)不再重復(fù)作為控制變量。。

COMP=α0+α1NI+α2OCI+α3DME

+α4OCI×DME+α5First+α6Zindex

+α7DIR+α8Board+α9Size+α10Lev

+α11State+α12Growth+α13MFE

+α14East+α15Center+∑αiYeardumy+∑αjInddumy+φ

(2)

模型(2)中DME是管理防御程度的虛擬變量，如果管理防御程度大于等于行業(yè)中位數(shù)，DME=1；如果管理防御程度小于行業(yè)中位數(shù)，DME=0。

借鑒相關(guān)文獻，在不考慮外部控制機制的情況下，管理防御程度變量的構(gòu)建如表2所示，首先從管理者特征、管理者激勵和管理者監(jiān)督三方面選取5個指標(biāo)；然后采用因子分析方法計算管理防御綜合得分，綜合得分越高，表明管理防御程度越高；最后，在綜合得分的基礎(chǔ)上構(gòu)建管理防御程度虛擬變量。

表2 管理防御指標(biāo)構(gòu)建表[注]需要說明的是：管理防御指標(biāo)中我們沒有選擇已有研究選用的獨立董事比例指標(biāo)作為管理者監(jiān)督的衡量指標(biāo)。原因在于根據(jù)樣本公司的描述性統(tǒng)計，獨董比例均值為0.36，中值為0.35，標(biāo)準(zhǔn)差0.095，表明樣本公司中獨董比例區(qū)別較小。獨董制度在我國是一種強制性的制度變遷，在當(dāng)前制度背景下，獨董制度更多的是對法律規(guī)定的遵從，其有效性遭到質(zhì)疑。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表3 Panel A報告了本研究主要變量的描述性統(tǒng)計[注]描述性統(tǒng)計中COMP_dir表示薪酬最高的前三名董事的平均薪酬(萬元)；COMP_exe表示薪酬最高的前三名高管的平均薪酬(萬元)。CI、NI和OCI為未標(biāo)準(zhǔn)化之前數(shù)據(jù)，單位為百萬元。Board為未取對數(shù)前的董事會人數(shù)，MFE是未處理前的管理層持股比例。。2009—2014年期間樣本公司薪酬最高前三名董事平均薪酬的均值為55.062萬元，最小值為0.75萬元，最大值為570.333萬元；薪酬最高前三名高管平均薪酬的均值為59.759萬元，最小值為2萬元，最大值為571.667萬元。這說明樣本公司的高管薪酬在不同企業(yè)具有較大的差異。其他綜合收益均值為959.5 萬元，最大值(281 214.8萬元)和最小值(-214.2萬元)差異較大，說明個別上市公司存在著金額較大的未實現(xiàn)利得或未實現(xiàn)損失。Doci均值為0.557，說明55.7%的樣本公司其他綜合收益小于0。Dni均值為5.6%，說明僅有5.6%的樣本公司凈利潤小于0。管理防御程度虛擬變量(DME)均值為0.557，說明樣本中55.7%的公司的管理防御程度大于其行業(yè)中位數(shù)。

表3 研究變量描述性統(tǒng)計與分組檢驗

控制變量中第一大股東持股比例(First)均值為36.01%，最大值達到81.85%，從第一大股東和第二大股東控股比例之比(Zindex)來看，均值為14.945，最高值達到451.52，說明很多企業(yè)股權(quán)高度集中。二職合一(Dual)均值為0.222，說明22.2%的樣本公司總經(jīng)理與董事長二職合一。限于篇幅，其他變量不做一一贅述。

Pane B列示了高管薪酬按照管理防御程度分組的檢驗結(jié)果。管理防御高組和低組的組間差異的均值和中位數(shù)檢驗結(jié)果均在1%水平顯著為負(fù)，這說明相對于管理防御低組，管理防御程度高組的高管薪酬相對要高，與管理防御假說一致。

(二)回歸結(jié)果分析

表4報告了其他綜合收益對高管薪酬的影響的回歸結(jié)果。第(1)欄中顯示凈利潤(NI)與其他綜合收益(OCI)均與高管薪酬(COMP)顯著正相關(guān)，驗證了H1假設(shè)，表明雖然高管薪酬的制定仍偏重于凈利潤指標(biāo)，但基于現(xiàn)值會計核算下的其他綜合收益在凈利潤基礎(chǔ)上對評價管理者業(yè)績具有一定的補充作用。第(2)欄中凈利潤與凈利潤正負(fù)值的交互項(NI×Dni)以及其他綜合收益與其他綜合收益正負(fù)值的交互項(OCI×Doci)的系數(shù)均顯著為負(fù)，說明凈利潤與高管薪酬之間的相關(guān)性在凈利潤小于零時更弱，其他綜合收益也表現(xiàn)出在其為負(fù)值時與高管薪酬的相關(guān)性更弱，假設(shè)H2得到驗證，表明管理者在薪酬契約訂約過程中的自利傾向，不僅導(dǎo)致了對凈利潤指標(biāo)的“黏性”特征，對新增加的其他綜合收益也存在著“重獎輕罰”現(xiàn)象。第(3)欄加入管理防御程度變量(DME)后，檢驗結(jié)果顯示管理防御程度與高管薪酬顯著正相關(guān)，符合管理防御假說；第(4)欄中其他綜合收益與管理防御程度的交互項(OCI×DME)顯著為負(fù)，說明較高程度的管理防御弱化了其他綜合收益與高管薪酬之間的相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H3b得到驗證，表明當(dāng)管理防御動機較強時，由于其他綜合收益相對于凈利潤等業(yè)績指標(biāo)較高的波動性，自利的管理者會選擇“風(fēng)險規(guī)避”的防御路徑，即傾向于避免或者減少將“高風(fēng)險”的其他綜合收益項目納入經(jīng)營業(yè)績考核的范圍，進而弱化了其他綜合收益與高管薪酬的相關(guān)性。

控制變量中，第一大股東持股比例(First)、獨立董事占比(DIR)和第一大股東與第二大股東持股比例之比(Zindex)的系數(shù)均顯著為負(fù)，說明股權(quán)集中度越高，股權(quán)之間的制衡程度越弱，以及獨立董事的比例越高，第一大股東和獨董對高管的監(jiān)控能力就越強，高管獲得高薪的可能性就越低。董事會規(guī)模(Board)與高管薪酬顯著正相關(guān)，說明董事會規(guī)模越大，對高管的監(jiān)督越弱，高管獲得更高薪酬的可能性越大。國有企業(yè)虛擬變量(State)系數(shù)顯著為正，說明國有企業(yè)的高管的薪酬水平顯著高于非國有企業(yè)。其他控制變量中，公司規(guī)模(size)、管理層持股(MSH)與高管薪酬呈正向變動關(guān)系，資產(chǎn)負(fù)債率(lev)與高管薪酬負(fù)向相關(guān)，地域特征變量(East和Center)與高管薪酬顯著關(guān)系表現(xiàn)為東部地區(qū)的薪酬要顯著高于中西部地區(qū)，控制變量檢驗結(jié)果與現(xiàn)有文獻的發(fā)現(xiàn)基本一致。

表4 其他綜合收益對高管薪酬影響的回歸結(jié)果

續(xù)前表

(三)進一步分析

考慮到規(guī)模大和業(yè)績高的公司更有可能進行金融工具和衍生金融工具的投資從而確認(rèn)為其他綜合收益，而高管薪酬與公司規(guī)模和業(yè)績正相關(guān)(Conyon和 He，2008[47]；Firth等，2010[48])，因而可能存在樣本選擇偏差，為此本文進一步使用傾向得分匹配法(PSM)來克服樣本選擇偏誤和可能存在的內(nèi)生性問題。首先，構(gòu)建Logit模型(模型3)計算處理組(報告其他綜合收益的企業(yè))和控制組(沒有報告其他綜合收益的企業(yè))匹配程度的傾向得分[注]配對變量的選擇滿足共同支撐假設(shè)(共同取值范圍接近于80%)和平行假設(shè)(匹配后[%bias]都小于 5%)以及匹配后[t-test](均在5%顯著水平以上)結(jié)果表明Treat-Control組的差異基本不顯著，表明本文所選取的觀測變量合適且匹配方法得當(dāng)，匹配估計可靠。。然后，采用一對一最近鄰匹配、卡尺為0.001的半徑匹配和核匹配三種方法對樣本公司進行匹配。

DOCI=β0+β1First+β2Zindex+β3Size

+β4Lev+β5Growth+∑βiYeardumy

+∑βjInddumy+φ

(3)

模型(3)中DOCI是衡量企業(yè)是否存在其他綜合收益(OCI)虛擬變量，當(dāng)OCI不等于0時，DOCI=1；當(dāng)OCI等于0時，DOCI=0。其他變量定義與前文一致。

表5列示了采用一對一最近鄰匹配、卡尺為0.001的半徑匹配和核匹配三種方法進行傾向得分匹配的平均處理效應(yīng)(ATT)比較，檢驗結(jié)果表明三種匹配方法下，較之匹配之前，匹配之后的平均處理效應(yīng)均有所下降，且匹配之后高管薪酬(COMP_dir和COMP_ceo)在處理組的系數(shù)均高于控制組的系數(shù)，即平均處理效應(yīng)均顯著為正(均在1%水平顯著)，這意味著存在其他綜合收益的企業(yè)的高管薪酬要高于那些不存在其他綜合收益的企業(yè)，為其他綜合收益對高管薪酬的影響提供了進一步的證據(jù)。

表5 其他綜合收益對高管薪酬影響的PSM檢驗

表6報告了按照管理防御程度分組的其他綜合收益對高管薪酬(COMP_dir和COMP_ceo)影響的PSM檢驗結(jié)果，從三種匹配方法的平均處理效應(yīng)結(jié)果來看：管理防御高組和低組的高管薪酬的平均處理效應(yīng)(ATT_hmn和ATT_lmn)均顯著為正(均在1%水平顯著)，表明存在其他綜合收益的企業(yè)的高管薪酬要高于不存在其他綜合收益的企業(yè)。而管理防御高組高管薪酬的平均處理效應(yīng)在1%水平顯著低于管理防御低組(t=-17.52)，這意味著管理防御因素是顯著影響其他綜合收益與高管薪酬相關(guān)性的一個重要因素。

表6 管理防御對其他綜合收益與高管薪酬相關(guān)性影響的PSM檢驗

(四) 穩(wěn)健性檢驗

1.為了確證其他綜合收益與高管薪酬回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，降低內(nèi)生性的影響，本文采用薪酬動態(tài)調(diào)整模型來檢驗假設(shè)H1和H2。首先，基于會計準(zhǔn)則規(guī)范外生性地引入了其他綜合收益，會計業(yè)績發(fā)生了實質(zhì)性的變遷，借鑒Firth 等(2006)[36]和辛清泉等(2007)[49]的做法，采用差分的方法來計算高管的“未預(yù)期”薪酬，使用其他綜合收益引入之前的2003—2008年的樣本數(shù)據(jù)估計模型(4)[注]本文界定其他綜合收益引入前樣本期間是2003—2008年，2009—2014 年為其他綜合收益引入后樣本期間。樣本篩選標(biāo)準(zhǔn)和前文一致，在此基礎(chǔ)上再剔除模型(4)和模型(5)所涉及變量的缺失值，最后共得到3 334個公司—年度觀測值。。模型(4)中被解釋變量代表高管薪酬水平，定義與前文一致。Roa是引入其他綜合收益之前的總資產(chǎn)報酬率，等于凈利潤除以總資產(chǎn)?？刂谱兞慷x與前文一致。

COMP=β0+β1Roa+β2Size+β3Lev

+β4East+β5Center+∑βiYeardumy

+∑βjInddumy+ε

(4)

然后，以模型4估計出的系數(shù)與2009—2014年的數(shù)據(jù)預(yù)測這六年高管的正常薪酬，也就是預(yù)期薪酬水平。再使用2009—2014年的實際薪酬水平(取對數(shù))減去預(yù)期薪酬水平得到異常薪酬水平(Residual)，這個差異就是高管的“未預(yù)期”薪酬，如果高管薪酬對其他綜合收益進行了動態(tài)調(diào)整，則其他綜合收益應(yīng)與高管“未預(yù)期”薪酬(Residual)顯著正相關(guān)。

對于H1和H2，將高管“未預(yù)期”薪酬(Residual)作為被解釋變量構(gòu)建模型(5a)和模型(5b)對2009—2014年的樣本進行如下回歸：

Residual=β0+β1NI+β2OCI+β3East

+β4Center+β5Lwage+β6Ldirnum

+∑βiYeardumy+∑βjInddumy+ε

(5a)

Residual=β0+β1NI+β2OCI+β3OCI×Doci

+β4East+β5Center+β6Lwage

+β7Ldirnum+∑βiYeardumy

+∑βjInddumy+ε

(5b)

解釋變量凈利潤(NI)和其他綜合收益(OCI)均用總資產(chǎn)加以標(biāo)準(zhǔn)化。Doci是其他綜合收益正負(fù)值的虛擬變量，當(dāng)OCI<0時，Doci=1；當(dāng)OCI>0時，Doci=0。控制變量包括：(1)Lwage 是現(xiàn)金流量表中“支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金流量”的自然對數(shù)，這一變量是考慮到不同公司整體的工資報酬水平不同；(2)Ldirnum 是年報披露的“領(lǐng)取薪酬的董事人數(shù)”加1 后取自然對數(shù)，用來控制董事會規(guī)模。因為公司規(guī)模和財務(wù)杠桿已經(jīng)在估計模型(4)時予以使用，這里就不再控制。

模型(5a)和模型(5b)的檢驗結(jié)果如表7所示?？梢钥闯?，其他綜合收益(OCI)的系數(shù)顯著為正，檢驗結(jié)果表明，高管薪酬對增加披露的其他綜合收益信息進行了動態(tài)調(diào)整，檢驗結(jié)果支持假設(shè)H1。表7第(2)欄中，OCI×Doci系數(shù)是-0.04(t=-2.09)，在5%水平顯著相關(guān)，表明高管薪酬對正負(fù)值其他綜合收益的動態(tài)調(diào)整存在著不對稱性，“重獎輕罰”現(xiàn)象在引入其他綜合收益的情況下依然存在。假設(shè)H2得到驗證。

2.將高管薪酬變量替換為薪酬最高的前三名董事平均薪酬的自然對數(shù)，并對管理防御變量進行了變量替換，借鑒盧銳等(2008)[50]對管理層權(quán)力的定義方法，對于管理防御(ME)變量重新定義，采用連續(xù)積分變量法，即ME=ME1+ME2+ME3+ME4+ME5。當(dāng)ME≥4時界定為管理防御程度較高，DME=1；否則，DME=0。主要解釋變量的回歸結(jié)果(如表8所示)與前文一致。

表7 其他綜合收益對高管未預(yù)期薪酬的影響

表8 其他綜合收益對高管薪酬的影響

續(xù)前表

五、研究結(jié)論和啟示

本文利用2009—2014年滬深兩市A股上市公司的數(shù)據(jù)，檢驗了其他綜合收益對高管薪酬的影響。研究發(fā)現(xiàn)：其他綜合收益與高管薪酬顯著正相關(guān)，且其他綜合收益確認(rèn)的未實現(xiàn)損失與高管薪酬的相關(guān)性弱于未實現(xiàn)利得；同時，管理防御程度負(fù)向調(diào)節(jié)其他綜合收益與高管薪酬之間的相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果說明：由于其他綜合收益的確認(rèn)對當(dāng)期和未來盈余都會產(chǎn)生影響，因此可以為管理者的業(yè)績評價提供增量信息；但高管薪酬對未實現(xiàn)利得和損失的運用表現(xiàn)出不對稱性，存在“重獎輕罰”的現(xiàn)象；在內(nèi)、外控制機制不完善的現(xiàn)狀下，管理防御使其他綜合收益與高管薪酬的關(guān)系變得更加復(fù)雜，其他綜合收益波動性特征使得防御程度高的管理者會選擇“風(fēng)險規(guī)避”的防御路徑，盡量避免讓“高風(fēng)險”的其他綜合收益項目成為評價管理者經(jīng)營業(yè)績的指標(biāo)，因此較高的管理防御程度弱化了其他綜合收益對高管薪酬的影響。

基于會計準(zhǔn)則變遷形成了多層次的業(yè)績結(jié)構(gòu)，對其他綜合收益信息的重要性和有用性的認(rèn)識有待提高。一直以來，人們都偏重于凈利潤這一業(yè)績指標(biāo)，把它作為評價管理者受托責(zé)任和制定決策的基礎(chǔ)。而綜合收益計量的是企業(yè)價值的增加，其他綜合收益衡量的是管理當(dāng)局控制之外的價值變動，可以為利益相關(guān)者預(yù)測未來盈余和了解企業(yè)所面臨的風(fēng)險和機會提供信息，并且可以輔助凈利潤指標(biāo)評價管理當(dāng)局的受托責(zé)任。因此，高管薪酬契約的制定有必要對凈利潤和其他綜合收益進行綜合考量。