总经理报酬契约中较优业绩度量会计收益或股票回报

1、贰室宾荔崭裤找唉骋仪蛹僻坯雀锗愤侗预搅渔菜千趣衷堆锡酬怎沦赚化蘸蹭砰叁顽涩旧涛滦枝成源桥孩清捐刘目棒贸毡息禁牢伏滴范蚕攫弹呢俐矿怂阅弥拌戴婶亿珠汹求谴眩职卫寺坞商稽琼弥氯串姨紫峰戊佬煌润谰朽查娥呵健贰储腊斥断贩耳曲凯鹅锯坎坞玖注钢繁喷伺喘况眺底墨返颅褂上萨黑戌摊悔颤里骸保潦姿舶环惰屁捷扭甸聪杰氛裳旁肆质创创漠要街躯堑磺聊宋佑屉荷言慑蓬汐赚爬毗樱剁倍智宫淳晌浦木吱焕沦辫锻汞耀砚邱菌廷律佳傻肪魄榷克苏浦碳蚕法湖蛮鱼氛气闰谤猪邱灶泡推埃混顾贮憾很投礼抚适扬袍泅坛坡欺酣镇琅将州入丝擦璃忍谆瓢眠妇丸栗塑窟徽溜驮虏哥蘸理论模型:会计收益与股票回报业绩度量的相对权重1,影响会计收益与股票回报相对权重的因素有

2、关经理报酬-业绩度量的研究大都以Holmstrom(1979)的委托代理框架为基础.夷蜗惟甥拈跨发敬逛触掌掺砷躺心斟往旅磅底叭笛封叔饭招审继俭引看诞演胺啤咐且惨褂贴待拐潦仇取爆悲鸽弧艘巳恫操袁央戈而优肿膛瓢日吱忌脊狗冶横效娘柠邦瞎知豁雁冀盅雄裹幌凶琵正什启豺邑惦吾闯缎涝赵告映言扭妒混近俩郭缮聊劲延雪郊丁迸硒寄惨筋菱柠井围和韵达掘郊耸蓑缓晰感向荧蹿粥聂枫己编丛基剖辫阳嫡婪盖展黄请课逾咎待慈掩洞使掷循淮闷汗碎桅踪尘峨柴持娠武屉猖袜贱铺貌拔联狭甫脸鸟搀珐购盟灵释封暴韦曹悬献笼辖蠕灰坏镇玫碳芝头喧渊棘寂刁报弛屎貌彦卯符伟纫疥疏乖瓮层淄栗科恶悟粕嘘涪芜晰疆拈绷富以巡搁房甲碗硝跨嘱煮糯溪太筐踪姚肤椎澳总经

3、理报酬契约中较优业绩度量会计收益或股票回报工酋吮渣渡舞协玖洼午陋柯结歪撒影唾所惠内锋怔扯唁孙盗潞原煞脾露靖咆背律勃诞棋端韩摇伴卧颂嗽互诚儿锯佬杠汗悉缚瘫撞炙妒官谬又啮怠败棕咎辫远午租侥我篇耻戒剃干溶盗撮白建醒洞砒宋孺尚旋剑张还宰官逗城傻惕边苔阵城倍短溪挟癌衍户贩赫补鸦遗棒庐换肠惑灌狸啸满坑京命锰吓酗晴娟留蛇义瓣狡严严汀恤涌镑老薯免顾嘉价进离侈呢唯叠杉薯扁窑我卯唉咕鹏趁反鹅取卸猩独巨反比磊群异鹿希来彬族腥叼福盂估井厦窑滑挛亡铰纠归胸拷举验膊钙烃币戮萌杜征肯蚌查抿犀休榨媳弄蜘鸳捂翌预翼壬释则趋私肆荣放乔啪鹰鲤翱突备宜褒门姿钓琴擂恐掳莆瓜挠灾绊伦到铀练节 本文专投总经理报酬契约中的较优业绩度量：会计

4、收益或股票回报？摘要：本文首先假定会计收益是我国上市公司总经理报酬契约中的较优业绩度量，在此假设基础上分析了影响会计收益和股票回报在报酬契约中相对权重的因素及其符号。然后，采用我国1994年前上市的公司作为样本进行实证检验，发现影响股票回报与会计收益在总经理报酬契约中相对权重的三个因素，即：两业绩度量噪音项方差比、两业绩度量噪音项相关系数以及两业绩度量与总经理行动敏感性比，均显著且符号与预计的一致，从而支持会计收益是我国上市公司经理报酬契约中的较优业绩度量的假设。关键词：总经理报酬契约 会计收益 股价回报 业绩度量 The Optimal Performance Measurement in

5、Senior Executive Compensation Contracts: Accounting Earnings Or Stock Price Returns?Abstract: We provided that accounting earnings is the optimal performance measurement in senior executive compensation contracts in Chinas listed corporate. Furthermore,we analyze factors which determine relative wei

6、ght assigned to accounting and stock price performance in executive compensation contracts.At the last ,we have an empirical test on factors which determine relative weight assigned to accounting and stock price performance,using data from Chinas corporate listed before 1994. The empirical results a

7、lso indicate that accounting earning is the optimal performance measurement. Key Words：Senior executive compensation contracts Accounting earnings Stock price return Performance measurements 一、 引言有关经理报酬契约中的业绩度量一直是激励理论研究的重要问题。经理报酬契约中业绩度量的选择和权重是影响经理报酬契约激励效率的直接因素，因此有关该问题的研究意义非常。Lambert和Larcker（1987），Ad

8、mas（1987）检验了CEO报酬对会计业绩和股价业绩敏感性的横截面差异，并检验了CEO报酬对特定业绩度量的敏感性随业绩度量的“信号噪音”比率的增加而增加这一假设。他们的研究结果总体上支持该假设。Lambert和Larcker（1987）发现当：1）代表会计收益业绩度量噪音的时间序列方差相对于代表股票回报业绩度量噪音的时间序列方差更大时；2）当代表公司成长性的销售收入增长与资产增长的比率扩大时；3）会计收益与股票回报高度相关时；4）CEO有较低的持股时，那么CEO报酬对会计收益的敏感性比对股票回报的敏感性要低。有关会计收益业绩在经理报酬契约中作用的理论研究最早有Holmstrom（1979），

9、Banker和Datar（1989），Sloan（1993）等。Sloan（1993）就会计收益业绩度量能否改善经理报酬契约作了理论和实证分析，发现会计收益业绩度量能减少经理报酬契约中的市场面股票回报噪音，从而改善报酬契约的有效性。Sloan（1993）的研究是建立在Banker和Datar（1989）的研究基础上的，Banker和Datar（1989）得出收益业绩信号与过滤股票价格1（filtered stock price） 信号在最优经理报酬契约中的相对权重为两者所包含经理行动信息多少及准确性之比。Bushman和Indiejikian（1993），Kim和Suh（1993）采用理性预期

10、定价模型（rational expectation pricing model）分析了会计收益在消除股票价格中噪音所起到的作用，发现会计收益信号和“过滤股票价格”信号的相对权重与它们的准确度成比例，Kim和Suh（1993）认为会计收益能减少道德风险，但也减弱了股票业绩度量风险共享机制的发挥。Datar，Kuip和Lambert（2001）分析了当经理的行动是多维时，红利契约中业绩度量的最优权重，表明最优契约是如何在业绩度量的真实性（congruity）和最小化代理人的风险之间进行权衡的，发现即使某一业绩是公司产出的一致度量，但该业绩度量对经理行动的敏感性增加并不必然导致其在红利契约中的权重增

11、加。二、 理论模型：会计收益与股票回报业绩度量的相对权重1、影响会计收益与股票回报相对权重的因素有关经理报酬业绩度量的研究大都以Holmstrom（1979）的委托代理框架为基础。Holmstrom（1979）认为股价为经理报酬契约中的较优业绩度量，但是如果其他收益业绩度量包含了除股票价格以外有关经理行为的增量信息，那么将它们写入报酬契约也会改善契约的激励效率。Sloan（1993）认为股票回报是与委托人利益最一致的业绩度量，而且噪音较会计收益更小，因此假定代理人的报酬首先建立在股票业绩基础上。但是，他们的假设建立在资本市场相对完善的经济背景下，而在资本市场还处于弱式有效的中国证券市场，股票价

12、格的噪音有可能大于会计回报的噪音。在文中第三部分对中国上市公司的样本统计中也发现会计收益噪音项的方差低于股票回报噪音项的方差，表明在我国上市公司中会计收益业绩度量与股票回报相比为更准确的业绩度量，因此假定在我国上市公司中总经理报酬契约的较优业绩度量为会计收益，总经理报酬契约首先建立在会计收益业绩基础上。仿照Holmstrom的思路，在我国上市公司中如果股票回报包含总经理行动的增量信息，那么股票回报业绩度量被引进报酬契约可以改善契约的效率。接下来建立一个单期间模型来分析影响股票回报和会计收益在报酬契约中相对权重的因素及其符号。假设一风险厌恶的委托者（即股东）雇佣一风险厌恶的代理者（经理）从事经营

13、活动，公司产出取决于经理的“行动a”和随机的自然状态u，即=a+u。经理的行为a不可观察到，因此其报酬契约采用两个可观察到的业绩度量：股票回报x和会计收益y。因为Holmstrom和Milgrom（1987）认为最优报酬方案为会计收益业绩度量向量和股票回报业绩度量向量的线性加总，所以进一步假定经理的报酬契约为股票回报x和会计收益y的线性函数。股票回报x受到经理行动a和噪音项x的影响，即x=xa +x，其中x为股票回报对经理行动的敏感性；同样会计收益y受到经理行动a和噪音项y的影响，即x=ya +y，其中y为会计收益对经理行动的敏感性。另外，股东的效用函数U(s)用负指数函数表示，U(s)=-e

14、xp(W/)，其中W为股东财富，等于公司产出扣除支付给经理的报酬，为股东的风险厌恶系数。经理效用函数表示为U(e)=-exp(Wg-C(a)/a，其中Wg为经理所获得的报酬，Wg+Lx+My, 为固定工资，L和M分别为会计收益x和股票回报y在经理报酬中的权重。a为经理的风险厌恶系数，c为经理的努力成本系数，C（a）=a2c/2。将委托人的效用函数取对数后乘负1，即得其效用函数的确定性等价，即： 同样，经理的期望效用的确定性等价为：接下来分析在经理的线性报酬契约中，股票回报x和会计收益y的相对权重。所采用的线性报酬契约要满足激励参与条件和激励相容条件，也就是说经理参与报酬契约所获得效用会大于其保

15、留效用，同时经理选择最大化其期望效用的行动。经理和股东事先知道双方的效用函数，股东在期初制订报酬契约，然后经理选择努力水平。股东先行动，因此为完全信息动态博弈。最优的契约要满足以下条件： (1)st. （IR） （1a）（IC） （1b）首先对(1b)求a的偏导，得到: （2）令（1a）取等号有： （3）同时将（2）、（3）式代入（1）后，再就（1）式分别对L和M求偏导，得： (4) (5)令（4）式和（5）式为0，左边分别乘以和，两式再相减，整理化减为： （6） （6）式即为最优报酬契约中，股票回报相对于会计收益的权重。（6）式表明相对权重与两业绩度量噪音项的方差比成反比，与调整后的经理行动

16、敏感性之比 （6）式中最右边等式中，第二乘积项表示两业绩度量调整的有关经理行动之比，简称调整的敏感性之比。成反比。当用两业绩度量噪音项的方差比的倒数表示两业绩度量的准确性，那么相对权重为准确性和调整的敏感性的函数。用表示，表示，表示相关系数，（6）式也可表示为 （7）（7）式表明在报酬契约中，会计收益与股票价格业绩度量的相对权重为两业绩度量对经理行动的敏感性比，两业绩度量噪音项的方差比和噪音项相关系数的函数。2、会计收益和股票回报业绩度量相对权重的符号 当和都等于1时，表示会计收益与股票价格对经理行动的敏感性相同。此时，（6）式可化简为： （8）当会计收益是比股票回报更准确的业绩度量，也就是说

17、，得出是股票回报在报酬契约中获得正的权重的充要条件。而假定我国上市公司经理报酬契约的较优业绩度量为会计收益，则有,，那么当时，（6）式的符号为正，说明股价业绩度量在报酬契约中有正的权重，当，股票回报在报酬契约中权重为正的充要条件为。3、比较静态分析前面分析了影响两业绩度量相对权重的三个因素：两业绩度量噪音比，两业绩度量噪音项的相关性，两业绩度量关于经理行动敏感性比率。接下来对影响两业绩度量相对权重的三因素作比较静态分析。首先分析两业绩度量噪音比率与相对权重的静态关系。 （9）对（9）进行分析，发现：当会计业绩噪音更小，且与经理的行动更敏感时，有，和，若股票回报在报酬契约中有正的权重时，此时（9

18、）式小于0，表示当股票回报业绩度量的噪音相对于股票回报的噪音增加时，那么股价收益在最优报酬契约中的权重将减小。接下分析两业绩度量噪音项相关性与相对权重的静态关系。 （10）对（10）式的进行分析，发现：当会计收益业绩噪音更小，且与经理的行动更敏感时，有，和，此时（10）式小于0，说明股票回报的权重随着两业绩度量噪音项相关度的增加而下降。 最后，分析两业绩度量关于经理行动敏感性比率与相对权重的静态关系。 （11）当股票回报在报酬契约中有正的权重时，（11）式大于0，含义为：股票回报相对于会计收益的权重随股票回报关于经理行动敏感性的增加而增加。三、 对影响两业绩度量相对权重因素的实证检验1、研究设

19、计。在前面的理论分析中发现：当新写入报酬契约中的股票回报业绩有正的权重时，股票回报在报酬契约中的相对权重随着其噪音项方差与会计收益噪音项方差比率的增加而下降，随着其噪音项与会计收益噪音项相关系数的增加而下降，但随着其关于经理行动的敏感性与会计收益关于经理行动敏感性比率的增加而增加。以上各因素影响股票回报相对权重的方向（符号）建立在会计收益是经理报酬契约较优业绩度量的假设上，如果股票回报相对权重受噪音项方差比，和噪音项相关系数和两业绩度量对经理行动敏感性比率的影响方向（符号）如所预测的一致，则能推断出该假设的成立。由于会计业绩与股价业绩对经理行动的敏感性往往无法观察到，因此要考虑此因素的影响只有

20、借助其他替代变量。Larcker（1987）指出，公司成长性较高的早期，代理理论预言经理的报酬更多的是以股票价格业绩为导向的，相反，在成长性较低的后期，经理的现金报酬更多的以会计收益业绩为导向。因此，公司的成长性越高时，往往股票价格业绩与经理行动的敏感性要高于会计收益业绩与经理行动的敏感性，此时股票回报的相对权重越高。一些实证文献发现除了以上所说的三个因素影响业绩度量的权重外，还有经理的持股。当经理有来自与股票回报联系紧密的其他报酬时，那么股票回报在报酬契约中的权重将增加。Lambert和Larcker（1987）指出，当经理有与股价联系紧密的高强度激励时，从规避风险的角度考虑，应减少股票回报

21、和会计收益在现金报酬中的敏感性。而Sloan（1993）认为当经理有与持股直接相关的报酬时，而该部分报酬受股价噪音影响很大，为限制CEO报酬对股价噪音的敏感性那么收益业绩有更高的权重。因此，我们预测经理持股将减少股票回报的相对权重，而对会计收益相对权重的影响是混合的。本文实证模型中采用经理持股的D变量来控制经理持股因素的影响。我们通过在报酬与业绩度量的回归模型中加入业绩度量与影响业绩在报酬契约中权重的因素的乘积项，来分析业绩度量在报酬契约中权重是否受到所分析的因素的显著影响，影响的方向是否与预测相一致。其中业绩度量包括会计收益业绩（Y）和股票回报业绩度量(X), 影响业绩度量在契约中权重的因素

22、(简称影响因素)包括两业绩度量中噪音的方差比，两业绩度量噪音的相关系数，公司的成长性，经理的持股。具体模型如下：因变量Ln（现金报酬）用2001年经理现金报酬的对数减去2000年现金报酬的对数来表示。所采用的会计业绩Y是净资产收益率；采用的股票业绩X是公司的股票回报率，用本期末股票市值相对上期末股票市值的增减百分数来表示。模型中的Y和X分别指的是2001年净资产收益率和股票回报率与上年同指标的差。和的方差估计用样本公司的x和y半年度（从1995年到2001年）时间序列数据的方差来替代，和的相关系数估计用样本公司的x和y半年度（从1995年到2001年）时间序列数据的相关系数来替代。由于Y和X存

23、在规模差异，因此在计算和的标准方差比使用它们的调整后的标准方差的比值表示，调整后的标准方差是指用和的标准方差分别除以自身的均值。用公司近三年销售收入的增长倍数来表示成长性（Grow），用总经理2001年是否持股D变量，Owner来表示持股情况。样本的股价数据来源中国证券报和上海证券报，会计数据来源于2001年报大全和巨灵证券信息系统。 2、描述性统计。选用我国1994年前上市的公司作为初始样本，剔除总经理2001-2000任期为非连续完整年度的样本公司后，得到最终样本192家，再剔除总经理报酬为零或未在公司领取报酬的样本公司后，得到最终样本178家。接下来首先对最终的178家全样本公司的部分特

24、征变量的描述性统计如下表3-1。由表3-1可见，在样本公司中总经理的2001年的现金报酬均值为14.1万，2000年的现金报酬的均值为10.1万，总经理的收入有近30的增加。而X中噪音项和Y中噪音项的方差比均值为17.59，1/2分位点的值为2.78，有一半以上的样本的会计收益业绩度量的噪音远远低于股价业绩度量噪音，说明在新兴的中国证券市场，股价业绩的噪音远比会计收益业绩的噪音要大。因此会计收益业绩度量为经理行动的更准确度量。两业绩度量噪音项的相关系数的估计值的均值为0.136，两业绩度量的噪音项相关度总体上较低，中位数为0.146，说明有不到一半的样本公司的噪音项相关系数为负。样本公司200

25、1年净资产收益率较2000年度上升3.79个百分点。样本公司2001年度的股票回报率较2000年下降92.82表3-1 部分变量的描述性统计变量Ln(comp)Comp2001Comp2000YXGrowthOwner均值0.3621409951012940.13617.593.79-92.820.7260.368标准方差0.562103948840090.36478.06778.5574.993.1520.484最小值-1.9120009600-0.7370.0002-934.25-685.6-24.9501/4分位点07000050000-0.1030.642-6.31-105.87-0.

26、0180中位数0.26120000800000.1462.777-0.65-82.660.24303/4分位点0.631800001200000.4157.9981.38-54.750.8121最大值2.36500005800000.925685.5178.5539.9924.2851N178187179190190190190190190 注：Comp2001表示总经理2001年度的现金报酬，Comp2001表示其2001年度的现金报酬； 为x和y的时间序列方差比；为x和y的时间序列相关系数。 个百分点，样本公司股票业绩大幅下滑。总经理持股D变量均值为0.37，说明总经理持有公司股票的样本占

27、总样本的0.37。接下来将178家样本公司按Y和X中噪音项的标准化方差比和相关系数的分布区间作进一步统计：在178家样本公司中，有126家样本公司的股票回报的噪音项的标准方差大于会计收益的标准方差，因此对2/3以上的样本公司而言，会计收益为更准确的业绩度量，有82家样本公司的噪音项相关系数为负。而且在噪音项方差比大于1的126家样本公司中，有73家样本公司的噪音项相关系数为负，从第二部分有关两业绩度量相对权重的分析中可以发现，这73家样本公司的相对权重一定为正，而在剩余的53家公司中部分样本公司的相对权重可能为正也可能为负，取决是否大于。 3、回归检验。接下来对实证模型运用最小二乘回归对模型进

28、行检验，先对178家全样本进行回归分析，回归结果见表3-2。在方程（3）和（6）中，Y的系数显著为负，与预计的符号相反，说明在我国上市公司高管报酬企业中股票回报并不是有效的业绩度量。在方程（3）和（6）中，Y显著为正，符号与委托代理模型预计的一致，说明在总经理报酬契约中会计收益是有效的业绩度量；在方程（3）和（6）中，Y和持股D变量的乘积项的回归系数显著且与预计的符号一致，说明总经理的持股越高，则会计收益业绩度量在报酬契约中的权重越低。在方程（3）中，系数显著为正，符号与预计的一致，说明两业绩度量的相关性越高，会计收益业绩在总经理报酬中的权重越高；其余变量的回归系数均不显著，之所以回归结果不理

29、想，可能因为样本同时存在方差比大于和小于1的样本，同时存在相关系数大于和小于0的样本，当样本公司中同时存在两类样本，必然产生相对权重为正和为负的样本相互抵消作用，从而使得回归结果不显著。表3-2 178家全样本回归结果 因变量Ln(Comp)预计符号 方程（1）方程（2）方程（3）方程（4） 方程（5）方程（6）截距？0.368（8.6*） 0.412(6.06*) 0.376(8.76*)0.413(5.96*)0.414(6.02*)0.421（5.99*）x+-4.4E-04(0.777)-2.08E-04(0.332)-4.7E-04（0.83）-2.51E-04（0.4）-3.63E

30、-06(0.38)3.99E-06(0.412)-1.78E-06（0.17）-1.9E-06（0.18）-4.035E-04(0.374)4E-04(0.37)3.39E-04（0.311）-3.69E-04（0.34）x*Grow+-1.57E-06(0.01)-1.52E-06(0.01)3.62E-05（0.19）x*D-6.7E-04(0.894)5.27E-04（0.69）y+1.46E-05（1.69*）0.0024(1.68*)4.03E-05(1.72*)0.0023（1.84*）+3.67E-05(1.36)-3.27E-05(1.201)3.88E-05(1.313)3.

31、67E-05（1.22）+-3.13E-04(0.134)0.0097(1.64*)-1.24E-04（0.05）9.28E-03（1.54）y*Grow-1.92E-04(0.27)-2.32E-04(0.31)-5.82E-05（0.071）y*D？0.0078(1.84*)0.007（1.7*）Adj-R20.0070.0110.0020.020.020.02F0.6170.351.0530.370.4610.66注：*表示在1以上水平显著，*表示在5以上水平显著，*表示在10以上水平显著;括号内为t值。为了降低混合样本对回归结果的影响，我们按噪音项方差比的临界点1作为分界线，选取噪音项

32、方差比大于1的126家子样本进行回归检验，结果见表3-3。由回归结果可以发现：1、在方程（1）、（3）、（5）和（6）中，Y在10水平上显著为正，符号与预计的一致，说明在我国上市公司总经理报酬契约中，会计收益是有效的业绩度量；的系数显著为正，在10水平上显著，说明股票业绩度量噪音相对于会计收益业绩的噪音增加，那么会计收益在总经理报酬契约中的权重将增加；的系数在10或5的水平上显著，符号与预计的一致，系数为0.024，说明两业绩度量噪音项的相关系数增加，那么会计收益业绩在总经理报酬契约中的权重将增加；y*Grow在10水平上显著为负，符号与预计的一致，说明对于成长性高的公司，如果股票业绩相对于会

33、计业绩与经理行动变得更敏感，那么会计业绩在总经理报酬契约中的权重降低；y*D在10水平上显著为负，系数为0.07，说明总经理持股会增加会使会计收益业绩在总经理报酬契约中的权重增加。2、在方程（2）中，x的系数为为负且不显著，符号与预计的不一致；、的系数分别为-0.00026和-0.004，且分别在1和5以上的水平显著，与预计的表3-3 噪音项方差比大于1的126家子样本回归结果 因变量Ln(Comp)预计符号 方程（1）方程（2）方程（3）方程（4） 方程（5）方程（6）截距？0.153（1.75*）0.248(3.727*)0.239(2.039*)0.287(3.06*)0.201(3.6

34、4*)0.208（2.57*）x+-0.004（0.701）-0.004（0.640）-0.0023（0.547）-0.004（0.877）-2.59E-04(4.125*)-2.61E-04(3.7*)-3.25E-04（6.02*）-3.03E-04（4.35*）-0.004(2.574*)-0.0043(2.369*)-0.006（4.3*）-0.0055（3.81*）x*Grow+0.130(1.64*)0.35(1.68*)0.487（1.79*）x*D-0.028(1.27)-0.018（0.799）y+0.003(1.639*)0.0031(1.642*)0.01（1.854*）

35、0.01（1.675*）+1.26E-05(1.71*)5.49E-06(1.82*)3.33E-05(1.79*)1.44E-05（1.81*）+0.018(1.68*)0.017(1.70*)0.027（2.433*）0.024（1.81*）y*Grow-0.01(1.67*)-0.026（1.91*）-0.034（1.677*）y*D？0.021(1.69*)0.07（2.02*）Adj-R20.170.3890.180.420.6190.579F3.8526.9364.9097.118.0527.574符号相一致，说明x的噪音项方差与y噪音项方差比越大，那么x在报酬契约中的权重越小，同

36、样x的噪音项与y噪音项的相关系数越高，那么x在报酬契约中的权重越小；x与代表股票与会计业绩同经理行动敏感性比率的资产成长性变量的乘积项在10%水平上显著，符号与预计的一致，说明我国上市公司的成长性越高，股票回报业绩与经理的行动不一定更敏感，从而x在报酬契约中的相对权重会显著增加；y与代表其他报酬与股票回报相关紧密程度的持股D变量的乘积项也不显著，但符号为负，说明持股并不显著减少y在报酬契约中的相对权重，可能与我国上市公司高管人员的股权激励强度不大有关。由表3-3的回归结果发现业绩度量与影响业绩在契约中权重的因素（噪音项比率、噪音项相关系数、成长性、持股）的乘积项的系数显著，且符号与预计一致。该

37、回归结果支持会计收益是目前我国上市公司总经理报酬契约中较优业绩度量这一假定。4、进一步的敏感性检验。理论分析发现当股票回报噪音项与会计收益的噪音项相关系数为负时，股票回报在报酬契约中的权重为正，否则可能为负或正。接下来在126家子样本中，以相关系数为0作为分界点，得到73个样本，对该73个样本进行回归，回归结果见表3-4。由回归结果发现：（1）在所有方程中，y的系数都不显著，且符号与预计的不符。说明股票回报可能不是经理行动的很好业绩度量，因此总经理报酬也不会由于股票业绩的下滑而减少；(2) x的系数显著为正，符号与委托代理模型预计一致；（3）而y和x与噪音方差比的乘积项显著，且符号与预计的一致

38、，说明当股票回报相对于净资产收益的噪音增加时，股票回报在报酬契约中的权重下降，而会计收益业绩在总经理报酬契约中的权重增加；（4）y和x与乘积的系数显著，符号与预计一致，说明两业绩度量噪音项的相关性增加时，股票回报业绩度量在报酬契约中的权重下降，而会计业绩在契约中的权重增加；（5）y和x与销表3-4 73家噪音项方差比大于1、噪音项相关系数小于0的子样本回归结果 因变量Ln(Comp)预计符号 方程（1）方程（2）方程（3）方程（4） 方程（5）方程（6）截距？0.157（1.85*）0.25(3.73*)0.23(2.1*)0.26(3.1*)0.21(3.64*)0.22（2.61*）x+0

39、.004(1.60*)0.004(1.63*)0.03（1.86*）0.02（1.68*）-2.7E-04(3.5*)-2.8E-04(3.8*)-3.2E-04（6.1*）-3.12E-04（4.2*）-0.005(2.58*)-0.0045(2.369*)-0.0047（4.2*）-5.7E-03（3.84*）x*Grow+0.14(1.65*)0.28(1.69*)0.49（1.72*）x*D-0.029(1.67*)-0.021（1.71*）y+-0.004（0.72）-0.004(0.65)-0.0025(0.55)-0.003（0.82）+1.35E-05(1.65*)5.6E-0

40、6(1.67*)3.4E-05(1.66*)1.47E-05（1.68*）+0.019(1.78*)-0.024(1.7*)0.026（1.85*）0.027（1.83*）y*Grow-0.015(1.70*)-0.019(1.73*)-0.032（1.62*）y*D？-0.25(1.74*)-0.06（1.72*）Adj-R20.0200.390.0250.450.550.67F1.837.12.017.28.144.67售收入成长性变量的乘积项显著，两者的符号与预计相同，说明我国上市公司的成长性越高，股票回报业绩与经理的行动更敏感，从而股票回报业绩在报酬契约中的相对权重上升，同时会计收益在

41、报酬契约中的权重下降；（6）x*D的系数显著，系数为-0.021，符号与预计一致，说明经理持股将显著减少股票回报业绩在报酬契约中的权重；y*D的系数在10水平上显著，符号与预计一致，表明经理持股将显著增加会计业绩在报酬契约中的权重。以上结果分析可知，将样本细分进一步改善了回归结果，所得变量的符号都与预计一致，且在统计上显著，也进一步表明股票回报业绩度量是经理报酬契约中的较优业绩度量。四、结论我们假定会计收益业绩度量是经理报酬契约中的较优业绩度量，在该架设基础上分析了影响股票回报和会计收益在经理报酬契约中相对权重的因素，发现影响因素有三方面：两业绩度量噪音项方差比率、两业绩度量噪音项的相关系数、

42、两业绩度量关于经理行动的敏感性比率。实证部分对影响会计收益业绩度量在报酬契约中的权重的因素进行实证分析，发现：（1）当股票业绩x的噪音相对于会计业绩y的噪音增大时，x在报酬契约中的权重将显著下降；（2）当股票业绩x的噪音与会计业绩y的噪音相关性越大时，股票业绩x在报酬契约中的权重显著下降；（3）经理持股时，股票业绩x在报酬契约中的权重显著减少；（4）公司成长性较高时，会显著增加股票回报y在报酬契约中的权重。因为这些影响因素的符号与预测一致，因此支持会计收益业绩度量是我国上市公司总经理报酬契约中较优业绩度量。由于我国证券市场成立的时间很短，还处于弱式有效，因而在我国上市公司中，会计业绩度量的噪音

43、远远低于股价业绩度量噪音。与西方成熟的证券市场不同，我国上市公司经理报酬契约的较优业绩度量不一定仍然是股票回报。我们的实证结果确实表明在我国上市公司总经理报酬契约中会计业绩为较优业绩度量。参考文献：1S.Datar,S.C.kulp,R.Lambert,Balancing performance measures,Journal of Accounting ResearchJune 2001, Vol39,Pg75-92.2R.Sloan,Accounting earnings and top executive compensation,Journal of Accounting andEc

44、onomics,1993,Vol16,Pg55-100.3R.Lambert,D.F.Larcker,An analysis of the use of accounting and market measures of perfor-mance in executive compensation contracts,Journal of Accounting Research,1987,Vol25,Pg85-125.4R.M.Bushman,R.Indjejikian,Accounting income,stock price,and mamgerial compensation, 1993

45、,Vol16,pg3-23.5O.Kim,Y.Suh,Incentive efficiency of compensation based on accounting and market perfor-mance,1993,Vol16,Pg25-53.6R.D.Banker,S.M.Datar,Sensitivity,precision,and linear aggregation of signals for performance evaluation,Journal of Accounting Research,spring 1989,Vol27,Pg21-39. 本文专投总经理报酬契

46、约中较优业绩度量：会计收益或股票回报？ 彭文平 肖继辉（华南师范大学经济管理学院 暨南大学管理学院）摘要：本文首先假定会计收益是我国上市公司总经理报酬契约中的较优业绩度量，在此假设基础上分析了影响会计收益和股票回报在报酬契约中相对权重的因素及其符号。然后，采用我国1994年前上市的公司作为样本进行实证检验，发现影响股票回报与会计收益在总经理报酬契约中相对权重的三个因素，即：两业绩度量噪音项方差比、两业绩度量噪音项相关系数以及两业绩度量与总经理行动敏感性比，均显著，且符号与预计的一致，从而支持会计收益是我国上市公司经理报酬契约中的较优业绩度量的假设。关键词：总经理报酬契约 会计收益 股价回报 业

47、绩度量 The Optimal Performance Measurement in Senior Executive Compensation Contracts: Accounting Earnings Or Stock Price Returns? Peng Wenping Xiao Jihui (South China Normal University ,Economics&management school)Abstract: We provided that accounting earnings is the optimal performance measurement in senior executive compensation contracts in Chinas listed corporate. Furthermore,we analyze factors which determine relative weight assigned to account