【正文】 +.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2a是全樣本，假設2b1是盈利業(yè)績樣本，假設2b2是虧損業(yè)績樣本。由表3中POWER和ROE的交叉項的回歸系數(shù)來看，假設2a基本成立，假設2b不成立。也就是說，兩職兼任企業(yè)的薪酬業(yè)績敏感度相對于其他企業(yè)更高（其中，PAY1顯著，PAY2不顯著）。但尚未有顯著證據(jù)顯示，管理層能夠使自己盈利業(yè)績的薪酬敏感度更高，虧損業(yè)績的薪酬敏感度更低。而且，我們發(fā)現(xiàn)一個不合理的現(xiàn)象，在虧損業(yè)績情況下，所有上市公司薪酬業(yè)績回歸系數(shù)都為負，說明我國企業(yè)還沒有建立起業(yè)績薪酬的懲罰約束機制。 為了檢驗假設2c，本文構(gòu)建了模型3。并分別區(qū)分兩職兼任樣本和非兩職兼任樣本進行檢驗。具體回歸結(jié)果見表4。 模型3 PAYi = α0 + α1ROEi + α2ASSi+α3 SOEi +++εi 表4 假設2c（即模型3）的回歸結(jié)果預期符號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，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)績敏感性很顯著（1％），而兩職兼任樣本的薪酬業(yè)績敏感性只在10％水平顯著。而且，我們發(fā)現(xiàn)，兩職兼任樣本與非兩職兼任樣本相比，底薪（即截距）大()，薪酬業(yè)績敏感度更高（.105.070）。按照前三名董事薪酬總額，非兩職兼任樣本的薪酬與業(yè)績敏感性仍然很顯著（1％），而兩職兼任樣本的薪酬業(yè)績敏感性不顯著。這說明，兩職兼任樣本的高管薪酬仍受到業(yè)績約束，但其董事薪酬已經(jīng)避開業(yè)績的約束。表4顯著支持假設2c，也在一定程度上佐證了假設2a。本文的證據(jù)也說明，管理層權(quán)力是阻礙薪酬業(yè)績相關性的一股逆流，值得監(jiān)管部門和投資者關注。 假設3的檢驗 為了檢驗假設3，本文構(gòu)建了模型4。具體回歸結(jié)果見表5。 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（Perquisite Consumption）。計算在職消費有兩種做法：第一種：李增泉等（2005）采用管理費用占主營收入的比重即管理費用率來反映在職消費的程度。第二種：考慮到一些研究發(fā)現(xiàn)高管還可能利用營業(yè)費用特別是銷售費用隱匿職務消費，本文還采用營業(yè)費用與管理費用之和占主營業(yè)務收入的比重來反映在職消費的程度。 表5 假設3（即模型4）的回歸結(jié)果預期符號PC1PC1PC2PC2截距+***()***()***()***()POWER+.068***().059***().070***().059***()PAY1－**()**()PAY2－()()ASS－***()***()***()***()SOE－***()**()***()**()ROE－***()***()***()***()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FAdjR2.045.039.046.039N3133255931332559 由表5可知，假設3成立，即在管理層權(quán)力支配型企業(yè)中，管理層的在職消費更多。此外，我們還發(fā)現(xiàn)一些有意義的現(xiàn)象，在職消費與貨幣薪酬、資產(chǎn)規(guī)模、國有控股、企業(yè)績效顯著負相關。說明在職消費起到了替代貨幣薪酬的作用。而且，前三名高管薪酬相對前三名董事薪酬表現(xiàn)出更為明顯的與貨幣薪酬的互補性。 假設4的檢驗 為了檢驗假設4，本文通過操縱主觀應計項目來計量盈余管理行為。主觀應計項目在修正的瓊斯模型基礎上計算，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年的應計利潤總額=EarningsCFO；At=第t年的總資產(chǎn)；ΔREVt+1=第t+1年主營業(yè)務收入與第t 年主營業(yè)務收入之差；ΔRECt+1=第t+1年的應收賬款凈額與第t年應收賬款凈額之差；PPEt+1是第t+1年的固定資產(chǎn)原值；IAt+1=第t+1年的無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)；εt+1=殘差，即以總體資產(chǎn)衡量的t+1年的操控性應計利潤額。在估計出模型后，操控性應計額（DAt+1/At）可利用下式求得：模型6 DAt+1/At = εt+1 = TAt+1/At －NDAt+1/At 式中NDAt+1/At為以滯后總資產(chǎn)估計出的第t年的非操控性應計利潤。 具體的步驟分為兩步：首先，本文檢驗管理層權(quán)力與主觀應計項目的相關性，為此建立了以主觀應計項目為因變量的模型7。結(jié)果見表6。 模型7 DAit＝α0 + α1 POWERit + α2 BBit + α3CLit +α4ROit＋εit 表6 模型7的回歸結(jié)果預期符號回歸結(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)的盈余管理行為嚴重，且主要表現(xiàn)為提高主觀應計項目。 接下來，為檢驗兩職兼任企業(yè)有無利用盈余管理提高管理層的薪酬，本文在兩職兼任樣本內(nèi)，按照主觀應計項目金額的中位數(shù)，區(qū)分盈余管理大(GROUP1)和盈余管理小(GROUP2)兩組子樣本，然后按照前文模型3分別檢驗這兩組子樣本的薪酬業(yè)績敏感性。具體結(jié)果如下表7。鑒于前面假設的研究結(jié)果，我們在此處的薪酬自變量中只考慮前三名高管的薪酬。 表7 兩職兼任企業(yè)按照盈余管理分組后的薪酬業(yè)績相關性檢驗預期符號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。從表7可以看出，在盈余管理大的樣本組，管理層薪酬與業(yè)績正相關且顯著，而在盈余管理小的樣本組，薪酬與業(yè)績正相關但不顯著。由此可見，兩職兼任企業(yè)在薪酬業(yè)績掛鉤的情況下傾向于運用盈余管理改善業(yè)績從而提高自身薪酬。該結(jié)論支持了假設4。 五、研究結(jié)論和建議 本文的研究表明，管理層權(quán)力會顯著影響管理層的薪酬契約，包括底薪更高、薪酬業(yè)績要么不相關要么敏感度更高、在職消費更大。而且，管理層在執(zhí)行契約過程中利用盈余管理改善業(yè)績從而提高自身薪酬。但是，我們的研究發(fā)現(xiàn)，管理層權(quán)力支配型企業(yè)的績效并非更好。因此，有必要關注管理層權(quán)力問題及其對薪酬激勵的負面影響，并針對性的改善管理層的薪酬決定機制，避免使薪酬激勵自身也成為代理問題之一部分。 本文是結(jié)合國內(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之一，只是初步分析了該領域問題的冰山一角。該領域的研究內(nèi)容可主要歸結(jié)為三個方面：第一、上市公司高管是否在自定薪酬？第二、他們在什么情況下可能實現(xiàn)自定薪酬？第三、他們采用何種手段實現(xiàn)自定薪酬？具體來說，可進一步研究的問題包括：進一步發(fā)現(xiàn)除兩職兼任外的其他類企業(yè)高管影響薪酬的證據(jù)及其薪酬特點；進一步梳理管理層權(quán)力與公司治理的關系以及管理層權(quán)力、薪酬激勵與企業(yè)績效或企業(yè)價值之間的關系等等。本文將圍繞此話題展開進一步研究。