【正文】 均”等傳統(tǒng)“仇富”思想導(dǎo)致管理層不愿意自己的顯性報(bào)酬過(guò)高，而往往追求隱形收益。因此，提出假設(shè)3。Wattsamp。 我國(guó)自1997年實(shí)施年薪制以來(lái)，上市公司便確立了“經(jīng)營(yíng)者收入與企業(yè)績(jī)效掛鉤”的激勵(lì)性報(bào)酬制度。筆者認(rèn)為，基于目前中國(guó)的現(xiàn)實(shí)，管理層激勵(lì)可能成為盈余管理的又一重要?jiǎng)右颉? 假設(shè)4：與其他企業(yè)相比，管理層權(quán)力支配型企業(yè)利用盈余管理行為提高自身薪酬。對(duì)數(shù)據(jù)庫(kù)提取的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了手工檢驗(yàn)，對(duì)發(fā)現(xiàn)的錯(cuò)漏進(jìn)行了更正。Bebchuk et al.（2002）則認(rèn)為管理層權(quán)力較大的企業(yè)主要存在于股權(quán)較為分散的公司。Cheng（2005）中行業(yè)業(yè)績(jī)排名約束管理層任職的做法也有待檢驗(yàn)。 關(guān)于公司高管的范圍，國(guó)外研究一般只限定為CEO。此外，考慮到董事長(zhǎng)、其他常務(wù)董事也可能在企業(yè)內(nèi)領(lǐng)薪，一旦領(lǐng)薪，他們也往往成為企業(yè)內(nèi)部的高管人員，同樣與CEO一樣具有利益侵占的傾向。凈利潤(rùn)/平均凈資產(chǎn)期末總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)若屬于國(guó)有控股企業(yè)，取1；否則，取0。若屬于房地產(chǎn)企業(yè)，取1；否則，取0。若屬于建筑企業(yè)，取1；否則，取0。若公司所在地屬于上海、北京、天津、廣東、浙江，取1；否則，取0。管理費(fèi)用/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入（管理費(fèi)用＋營(yíng)業(yè)費(fèi)用）/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入按照修正的瓊斯模型計(jì)算的主觀應(yīng)計(jì)項(xiàng)目當(dāng)ROE－10％時(shí)，取1；否則，取0。 （三）實(shí)證檢驗(yàn) 假設(shè)1的檢驗(yàn)為檢驗(yàn)假設(shè)1，我們建立模型1。 （2）1 表示標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)； 2 表示回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量。 表2中POWER的系數(shù)說(shuō)明，兩職兼任企業(yè)的管理層薪酬顯著為正，假設(shè)1得到證實(shí)。本文采用將盈利樣本和虧損樣本分開(kāi)來(lái)分別檢驗(yàn)其薪酬業(yè)績(jī)敏感度的做法，因此分別被稱為假設(shè)2b1（即薪酬與盈利業(yè)績(jī)的敏感度更高）和假設(shè)2b2（即薪酬與虧損業(yè)績(jī)的敏感度更低）。也就是說(shuō)，兩職兼任企業(yè)的薪酬業(yè)績(jī)敏感度相對(duì)于其他企業(yè)更高（其中，PAY1顯著，PAY2不顯著）。并分別區(qū)分兩職兼任樣本和非兩職兼任樣本進(jìn)行檢驗(yàn)。按照前三名董事薪酬總額，非兩職兼任樣本的薪酬與業(yè)績(jī)敏感性仍然很顯著（1％），而兩職兼任樣本的薪酬業(yè)績(jī)敏感性不顯著。 假設(shè)3的檢驗(yàn) 為了檢驗(yàn)假設(shè)3，本文構(gòu)建了模型4。第二種：考慮到一些研究發(fā)現(xiàn)高管還可能利用營(yíng)業(yè)費(fèi)用特別是銷售費(fèi)用隱匿職務(wù)消費(fèi)，本文還采用營(yíng)業(yè)費(fèi)用與管理費(fèi)用之和占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比重來(lái)反映在職消費(fèi)的程度。而且，前三名高管薪酬相對(duì)前三名董事薪酬表現(xiàn)出更為明顯的與貨幣薪酬的互補(bǔ)性。 具體的步驟分為兩步：首先，本文檢驗(yàn)管理層權(quán)力與主觀應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的相關(guān)性，為此建立了以主觀應(yīng)計(jì)項(xiàng)目為因變量的模型7。具體結(jié)果如下表7。由此可見(jiàn)，兩職兼任企業(yè)在薪酬業(yè)績(jī)掛鉤的情況下傾向于運(yùn)用盈余管理改善業(yè)績(jī)從而提高自身薪酬。但是，我們的研究發(fā)現(xiàn)，管理層權(quán)力支配型企業(yè)的績(jī)效并非更好。本文將圍繞此話題展開(kāi)進(jìn)一步研究。 本文是結(jié)合國(guó)內(nèi)制度背景分析管理層利用自身權(quán)力影響甚至決定自身薪酬的早期文獻(xiàn)之一，只是初步分析了該領(lǐng)域問(wèn)題的冰山一角。 五、研究結(jié)論和建議 本文的研究表明，管理層權(quán)力會(huì)顯著影響管理層的薪酬契約，包括底薪更高、薪酬業(yè)績(jī)要么不相關(guān)要么敏感度更高、在職消費(fèi)更大。 表7 兩職兼任企業(yè)按照盈余管理分組后的薪酬業(yè)績(jī)相關(guān)性檢驗(yàn)預(yù)期符號(hào)GROUP1GROUP2截距+***()***()ROE+.116*().076(.764)ASS+.157*().230***()SOE－()**()IND?行業(yè)控制行業(yè)控制D?地區(qū)控制地區(qū)控制FAdj. R2.153.237N164164 注：GROUP1是盈余管理較大的組；GROUP2是盈余管理較小的組。 模型7 DAit＝α0 + α1 POWERit + α2 BBit + α3CLit +α4ROit＋εit 表6 模型7的回歸結(jié)果預(yù)期符號(hào)回歸結(jié)果截距+.028***()POWER+.029*()BB－***()CL+.004(.240)RO+()F.087N3133 從表6可知，兩職兼任企業(yè)的盈余管理行為嚴(yán)重，且主要表現(xiàn)為提高主觀應(yīng)計(jì)項(xiàng)目。主觀應(yīng)計(jì)項(xiàng)目在修正的瓊斯模型基礎(chǔ)上計(jì)算，具體為： 模型5 TAt+1/At=α1(1/At)+α2[ΔREVt+1ΔRECt+1)/At]+α3(PPEt+1/At)+α4(IAt+1/At)+εt+1 其中：TAt+1=第t+1年的應(yīng)計(jì)利潤(rùn)總額=EarningsCFO；At=第t年的總資產(chǎn)；ΔREVt+1=第t+1年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入與第t 年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入之差；ΔRECt+1=第t+1年的應(yīng)收賬款凈額與第t年應(yīng)收賬款凈額之差；PPEt+1是第t+1年的固定資產(chǎn)原值；IAt+1=第t+1年的無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)；εt+1=殘差，即以總體資產(chǎn)衡量的t+1年的操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)額。此外，我們還發(fā)現(xiàn)一些有意義的現(xiàn)象，在職消費(fèi)與貨幣薪酬、資產(chǎn)規(guī)模、國(guó)有控股、企業(yè)績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)。 模型4 PCi = α0 + α1 POWERi + α2 PAYi + α3 ASSi + α4 SOEi + α5 ROEi＋εi 其中，PC是指在職消費(fèi)（Perquisite Consumption）。表4顯著支持假設(shè)2c，也在一定程度上佐證了假設(shè)2a。 模型3 PAYi = α0 + α1ROEi + α2ASSi+α3 SOEi +++εi 表4 假設(shè)2c（即模型3）的回歸結(jié)果預(yù)期符號(hào)PAY1PAY2非兼任樣本兼任樣本非兼任樣本兼任樣本截距+***()***()***()***()ROE+.070***().105*().050***().056(.935)ASS+.259***().228***().310***().309***()SOE***()**()***()***()IND?行業(yè)控制行業(yè)控制行業(yè)控制行業(yè)控制D?地區(qū)控制地區(qū)控制地區(qū)控制地區(qū)控制FAdj. R2.270.180.232.183N28043292283276 從表4可見(jiàn)，按照前三名高管薪酬總額（即PAY1），非兩職兼任樣本的薪酬與業(yè)績(jī)敏感性很顯著（1％），而兩職兼任樣本的薪酬業(yè)績(jī)敏感性只在10％水平顯著。而且，我們發(fā)現(xiàn)一個(gè)不合理的現(xiàn)象，在虧損業(yè)績(jī)情況下，所有上市公司薪酬業(yè)績(jī)回歸系數(shù)都為負(fù)，說(shuō)明我國(guó)企業(yè)還沒(méi)有建立起業(yè)績(jī)薪酬的懲罰約束機(jī)制。 表3 假設(shè)2a和假設(shè)2b（即模型2）的回歸結(jié)果預(yù)期符號(hào)PAY1PAY2假設(shè)2a假設(shè)2b1假設(shè)2b2假設(shè)2a假設(shè)2b1假設(shè)2b2截距+***()***()***()***()***()***()POWER+.047***().069***().078().041**().057**().023(.408)ROE+.018().144***()().049***().166***()()POWERROE++－.028*()().098*().018()().126*()ASS+.265***().232***().271***().309***().277***().364***()SOE－***()***()***()***()***()**()IND?行業(yè)控制行業(yè)控制行業(yè)控制行業(yè)控制行業(yè)控制行業(yè)控制D?地區(qū)控制地區(qū)控制地區(qū)控制地區(qū)控制地區(qū)控制地區(qū)控制FAdjR2.258.263.305.229.241.265N3133278235125592275284 注：假設(shè)2a是全樣本，假設(shè)2b1是盈利業(yè)績(jī)樣本，假設(shè)2b2是虧損業(yè)績(jī)樣本。具體回歸結(jié)果見(jiàn)表3。 （3）回歸過(guò)程中都檢驗(yàn)了系數(shù)VIF值和模型的DW值，排除了多重共線性和自相關(guān)的影響。 模型1 PAYi = α0 + α1POWERi+α2 ROEi + α3ASSi+α4 SOEi +++εi 表2 假設(shè)1（即模型1）的回歸結(jié)果預(yù)期符號(hào)PAY1PAY2預(yù)期符號(hào)PAY1PAY2截距+***()***()Ind_F+.029().005(.184)POWER+.0481***().040**()Ind_E+.026().031()ROE+.075***().053***()Ind_D+.035()()ASS