公允价值计量与高管薪酬契约的动态调整——刘浩,杨尔稼,李灏,孙挣

1、公允价值计量与高管薪酬契约的动态调整刘浩 杨尔稼 李灏 孙铮（上海财经大学会计与财务研究院，上海 200433）【摘要】高管薪酬契约是解决股东和管理者之间代理问题的重要工具，良好的薪酬契约设计将可以有效利用企业的可获得信息来度量高管的努力，从而降低度量费用。本文利用一次“干净”的外生性强制信息变更财政部企业会计准则（2006）引入公允价值计量，讨论中国上市公司的高管薪酬契约是否随着公允价值计量的会计信息的变化而进行动态调整，从而研究中国上市公司的薪酬契约效率，以及深化对中国会计改革的经济后果的讨论。本文发现：（1）会计业绩中采用公允价值计量后，中国上市公司的高管薪酬契约确实出现了动态调整，这说

2、明上市公司看重公允价值计量对高管努力的度量，公允价值计量在增量意义上，提高了会计业绩与高管薪酬之间的正向契约相关性。（2）虽然高管薪酬出现了动态调整，但是会计利润与高管薪酬的不对称性，在采用公允价值计量后依然存在正的公允价值变动带来更多的薪酬，负的公允价值变动不会显著降低薪酬。这说明对于公允价值计量在体现高管努力的同时，也为使高管在薪酬谈判中的辩解提供了理由。（3）民营企业较之国有企业（无论是中央国有企业还是地方国有企业），更愿意进行高管薪酬的动态调整，即将公允价值计量的会计业绩引入高管薪酬契约中。这为民营企业的契约具有更高的效率提供了一个证据：民营企业对于新的信息的使用是敏锐而充分的。（4）

3、上市公司的高管薪酬在使用公允价值计量的会计信息时，存在一定程度的“功能锁定”：上市公司主要使用计入利润表的公允价值变动信息，对于计入资产负债表净权益部分的公允价值变动信息则没有充分使用。（5）相对来说，会计信息使用中的“功能锁定”现象，在国有企业中更为显著，而民营企业已经较国有企业更早开始使用更为丰富的非利润表数字。这进一步支持了民营企业的契约效率较高的结论。 【关键词】公允价值 高管薪酬 契约有用性2006 年财政部颁布的企业会计准则使中国的会计国际趋同迈出实质性步伐，其中特别引人关注的是强调适度、谨慎地引入公允价值计量（刘玉廷，2007）。公允价值计量的引入，是否提高了会计信息的决策有用性

4、呢？ 已有一些文献从价值相关性的角度讨论公允价值计量是否更好的帮助投资者进行决策（于李胜，2007；薛爽等，2008；朱凯等，2009）。但是对于决策有用性而言，投资者决策可能只是问题的一个方面。根据 Beaver（1989）的观点，决策有用性主要体现在两方面：一是估值有用性，即会计信息有利于投资者的估值决策；二是契约有用性，即会计信息要有利于缔约，特别是投资者和管理者之间。 投资者和管理者之间的重要契约之一即是高管的薪酬契约，良好的高管薪酬契约被认为是降低代理成本的重要治理机制（Jensen & Meckling，1976；Fama &Jensen，1983）。而高管薪酬契约

5、设计完善与否的标准就是，高管的薪酬是否可以有效促使高管更加努力的工作。因此，在无信息成本的环境中，高管的薪酬应当严格依赖其努力的投入量（Input）来确定。但是由于高管努力的投入量往往是无法观察的（或者虽然可以观察但是计量成本太高），在实际的高管薪酬契约中，普遍采用可观测的高管努力的产出量（Output）企业的会计业绩来替代（Murphy，1985；Jensen & Murphy，1990），即高管的薪酬应当与企业的会计业绩高度正相关。当然，用产出量（Output）来替代投入量（Input）是有前提的：需要会计业绩确实能够反映高管努力的投入。因此会计业绩的度量是否合理，就在很大程度上决

6、定着高管薪酬契约的效率。现代复式簿记是基于传统商业和制造业的企业实务而发展起来的。传统商业的特点（例如交易频率较低、物价波动较小等），使更关注可靠性的历史成本计量之下的企业业绩，曾经低成本却很好的满足了对高管的努力的度量（Chandler，1977；Previts 等，1998）。 但是随着企业多元化的发展、大规模并购以及由此而来的金融市场的发展，企业进行的投资性活动的增多以及持有金融工具的复杂化，历史成本计量的会计业绩就无法完全反映高管的努力。例如高管通过大量的努力促使企业持有的一栋投资性房地产升值，在不将这些资产出售变现前，上述利得（gains）都无法出现在以历史成本计量的利润表上，从而可

7、能低估高管的努力体现在以历史成本计量的会计利润为依据的高管薪酬过低，进而伤害高管甚至促使高管放弃这些对企业未来发展有利的项目。但是公允价值计量的利润表将会呈报这些利得。当然，对于高管的不努力造成的损失（loss）也有上述的现象。这个意义上，现代企业背景下，公允价值计量的会计业绩将能够使高管的努力更完整的体现出来（当然这也会使公允价值本身的计量噪音带入会计业绩）。在通常的情况下，企业高管薪酬契约的改变可能是一个渐进的过程，即随着经营活动的发展壮大而由企业自发的改进。但是财政部的企业会计准则（2006）外生性的引入公允价值计量，可能从根本上改变会计业绩的含义，那么中国上市公司的高管薪酬契约是否会进

8、行动态调整呢？上市公司的高管薪酬契约中会使用公允价值计量的会计业绩吗？ 本文试图以这次信息强制变更（shock）为研究机会，讨论中国上市公司高管薪酬契约的效率，以及公允价值计量的契约有用性，进而深入了解企业的契约结构和行为变化，并深化对中国会计改革的经济后果研究。 一、文献回顾、理论分析与假说提出 （一）薪酬契约的结构度量成本与度量标准的选择 由 Coase（1937，1960）、Alchian（1965）、Demsetz（1967）、Cheung（1983）、Williamson（1985）等发展起来的产权理论指出，交易费用对于资源的配置和经济组织的形式有着深远的影响。企业是契约的联合，企业

9、采取不同的契约结构的最终目的是在达到交易目的的前提下节约交易费用。对于交易费用的具体内容，有大量的文献进行讨论。Cheung（1983）认为交易费用具体包括：（1）对大量交易中的每一个交易分别定价的成本；（2）了解产品的信息费用；（3）度量成本；（4）对贡献的分解产生的费用。其中张五常特别强调了度量成本（measurement cost）：“如果投入所有者从事的活动经常变化，如果这些活动的变化范围很大，或如果即将开展的一些活动不能事先详细规定的话，那么放弃对这些活动的直接度量，代之以另一种度量方法作为替代，往往是更为经济的。事实上，作为产品价值源泉的各种投入活动根本没有被定价，因为度量成本太高

10、。根据对与投入所有者的实际贡献的属性、或与卖给消费者的最终产品的属性完全不同的属性的度量，投入所有者获得了报酬。” Cheung（1983）的上述观点，正是 Mirrlees（1974，1976）和 Holmstrom（1979）的模型化分析的集中体现：度量成本是重要的。一方面，在信息不对称的环境中，企业会选择度量成本较低的度量标准来构造契约；另一方面，度量标准的选择对于契约的结构、市场组织和经济制度会发生系统性的影响（Eggertsson，1990）。高管的薪酬契约是企业中最重要的契约之一，其基本的契约结构是为高管的努力来寻找一个业绩度量标准，并按照相应的激励强度来付给高管以报酬。高管薪酬契

11、约构造合理与否的关键是业绩度量标准的确定。 由于高管努力的投入（Input）是难以低成本观察的，高管的薪酬契约就转而寻找高管努力的产出（Output）业绩（performance），薪酬契约中常见的业绩度量标准是会计利润与股价（Bushman & Smith，2001)。特别是会计利润以其低成本（由企业已有的信息系统提供）、可观察（定期报告提供）、规则客观（不依赖于外部的资本市场）的特征，成为了企业薪酬契约中广泛使用的业绩度量标准（Jensen & Murphy，1990）。国内外大量文献证实了西方和中国上市公司高管的报酬与公司会计业绩存在正相关关系（Murphy，1985；L

12、eone 等，2006；杜兴强等，2007；刘凤委等，2007）。（二）高管行为变化与历史成本计量的会计业绩的矛盾 会计业绩作为高管薪酬契约中的常见业绩度量标准，一个重要的条件是：会计业绩（Output）应当能够反映高管努力的投入（Input）。随着现代经济的复杂化，历史成本计量的会计利润，可能正在逐渐偏离这个条件。 美国税务总局的报告显示在 1980-1995 年间，经理人薪酬总额增长约 2000 亿，经通货膨胀因素调整后增长达 182% ；相比之下，同期的公司利润仅增长 127% （Frieder and Subrahmanyam，2007）。事实上，高管的薪酬与会计利润的相关性正在逐步被

13、破坏。虽然有各种各样的解释，例如 Hermalin（2005）认为这是公司治理加强的反映（因为高管被解雇的可能性增大了，作为补偿，其报酬应当增长），但是一个不容忽视的趋势正在发生环境的不确定性正在迅速增加，而这将影响到历史成本计量的会计业绩的契约有用性。 从传统工商业的经济业务中发展出来的历史成本会计，以其含义简明、易于操作、可靠性强等特点，胜任了高管契约中的度量标准。但是它以企业经营环境的一系列假设为基础，这些假设主要包括相对稳定的技术经济环境和市场环境、币值稳定、持续经营、会计分期等。如果企业经营环境相对稳定，历史成本计量能比较忠实地反映高管的努力（陆宇建等，2007；夏成才等，2007）

14、。 但是，现代经济的重要特点就是不稳定因素逐渐增多价格、汇率、气候等，高管为此将付出更多的努力，由此将带来高管自身行为的复杂性的增强，例如为了避险而进行的衍生金融工具的投资、为了探索未来发展方向的风险投资等。在这样经营环境不稳定的情况下，历史成本计量可能就无法反映高管的努力。中国上市公司的数据可以说明这一点。自由现金流（Free Cash Flow，FCF）一般认为是企业产生的在满足了再投资需要之后剩余的现金流量。虽然 FCF 可以被认为是企业即将过度投资的标志（Jensen，1986；Richardson，2006），但是持有 FCF 本身说明企业对于未来的不确定性预期在增强。徐华新（200

15、9）发现中国上市公司持有的自由现金流一直保持增加的趋势1，如图 1 所示，这说明中国上市公司对风险而准备的资金的提高。Demski（1994）认为，当存在很好的业绩度量标准情况下，应增加激励强度；反之，当业绩度量标准具有较大误差，或者难以低成本寻找到好的业绩度量标准的时候，应降低激励强度直至最后提供固定工资合同。而固定工资合同的出现，就意味着业绩度量标准将不再具有契约有用性。 上述的讨论说明，历史成本计量的会计业绩与合格的高管努力的度量标准之间的矛盾可能正在日益深化（当然这也并不意味着大多数企业中这个矛盾已经深化到需要从薪酬契约中彻底改变历史成本计量的会计业绩的程度）。 （三）强制公允价值计量

16、变迁与高管的机会主义噪音公允价值计量通常被认为是对历史成本计量所带来缺陷的重要改进（ISAB，2006；FASB，2000，2006），因为公允价值计量将真正使企业的财务报表上的资产和负债以其未来的现金流量的现值来表示，从而真正体现企业拥有财富的现时价值。特别是公允价值计量及时在利润表中确认持有利得（Gains）和损失（Loss）例如对于不确定性较高资产的计量，使高管的行为后果更加及时的在会计业绩中得到反映，从而提高了会计业绩与高管努力之间的相关性（Engel 等，2003；Barth，2006）。 但是需要区分的是从历史成本计量到公允价值计量，是诱致性变迁还是强制性变迁是历史成本计量确实难以

17、胜任，还是在基本可胜任的情况下被强制替换。Lin（1989）指出有两种类型的制度变迁：诱致性制度变迁和强制性制度变迁。诱致性制度变迁指的是现行制度安排的变更或替代，或者是新制度安排的创作，它由个人或一群（个）人，在响应获利机会时自发倡导、组织和实行。与此相反，强制性制度变迁由政府命令和法律引入和实行。可以看到，由于强制性制度变迁并不是个体的自发行为，那么作为制度供给的一种外部来源，其收益可能并不一定必然降低交易费用。 从这个意义来说，公允价值计量对提高会计业绩与高管努力之间的相关性的增进作用，可能就只是问题的一个方面，而公允价值计量为高管带来的机会主义行为的空间可能则是问题的另一方面。 公允价

18、值可能带来机会主义行为之一是公允价值计量是建立在交易日市场参与者间的交易基础之上的，需要收集更多企业外部的市场信息，企业已有交易的结果和内部现有管理系统产生的信息并不一定能够满足公允价值计量的要求（李红霞，2008）。这时高管可能就会影响公允价值的生成，甚至为了私利而造成极大的计量噪音（Watts and Zimmerman 1986；Kothari等，2009）。公允价值可能带来的机会主义行为之二是可能会进一步强化高管薪酬与会计业绩的不对称性。传统意义上的薪酬不对称性是指公司业绩改善，高管薪酬增加；而公司业绩降低，高管薪酬较少削减的情况（孙铮等，2004；方军雄，2009）。而公允价值会计量

19、可能会带来更为不对称的现象：当公司出现公允价值升值的时候，高管认为这是自身努力的产出，从而要求提高较历史成本计量下远远更高的薪酬；而当公司出现公允价值损失的时候，高管则将借口归咎于临时性的价格波动市场的波动与自身可控的努力无关等，从而拒绝削减薪酬。 中国财政部颁布的企业会计准则中的公允价值计量要求，属于前述的强制性制度变迁，其带给上市公司薪酬契约的有利方面会计业绩更加能够代表管理层的努力，和带给上市公司薪酬契约的伤害方面会计业绩可能包含了更多的噪音。哪一方面相对更占优呢？这就形成了竞争性的假说。对这个竞争性假设的实证检验，就可以描述高管薪酬面对公允价值计量所作出的动态调整。 （四）假说提出 根

20、据上述的理论探讨，我们这里逐步提出本文的三个研究假说。 中国的上市公司正在快速的融入全球经济中，对高管的要求日益提高，企业高管的行为也正在日益复杂化，大量的高管努力可能需要使用更为合理的业绩度量标准，这构成高管薪酬契约改变的经济基础；中国市场经济的快速发展，以及在线交易平台的不断繁荣，为公允价值金额的确定提供了基本的市场保证。上述两点将从根本上削弱高管制造计量噪音的能（刘浩、孙铮，2008），从而强化公允价值计量的薪酬契约有效性的有利方面。由此，我们提出假设 1。 H1：公允价值计量出现后，高管薪酬契约出现了动态调整：“未预期”的高管薪酬与公允价值信息之间保持正相关关系。 上市公司的高管在薪酬

21、契约的设定过程中，往往会出现自利性倾向，特别是会计业绩变动与高管薪酬体现出不对称性，即高的会计业绩带来高的薪酬，但是低的会计业绩却并较少减少薪酬。大量的文献都观察到这一现象（Jensen & Murphy，1990；Hermalin，2005；孙铮、刘浩，2004；方军雄，2009）。在目前中国上市公司内部人控制的格局尚未根本改观的前提下，公允价值计量的引入将为高管薪酬的不对称性提供新的借口公允增值带来的更高薪酬与公允损失的市场不可控的辩解，将继续甚至加强会计业绩变动与高管薪酬之间的不对称性。由此，我们提出假设 2。 H2：虽然高管薪酬出现了动态调整，但是会计利润与高管薪酬的不对称性，

22、在采用公允价值计量后依然存在正的公允价值变动带来更多的薪酬，负的公允价值变动不会显著降低薪酬。 一般而言，国有企业的高管薪酬契约中使用会计业绩度量标准相对有限，具体影响因素包括国有企业的政策性负担（Lin 等，1998，1999；曾庆生等，2006），国有企业的薪酬管制（陈冬华等，2005）国有企业受到的政府干预等（刘凤委等，2007）。而上述的影响因素，在民营企业中都较为有限。由此类推到公允价值计量的会计业绩上面，民营企业中可能更加愿意对良好反映高管努力的公允价值计量的会计业绩进行使用。由此，我们提出假设 3。 H3：民营企业较之国有企业，更愿意进行高管薪酬的动态调整，即将公允价值计量引入高

23、管薪酬契约以反映高管的努力。二、研究设计与样本选择 （一）研究设计 1、高管的“未预期”薪酬的计算 由于要分离出公允价值计量对高管薪酬契约的影响，本文主要借鉴 Firth 等（2006）、辛清泉等（2007）的做法，采用差分的方法来计算高管的“未预期”薪酬。 首先用新会计准则实施前的 2005 和 2006 年的样本估计如下方程：方程（1）中是薪酬最高的前三名董事的平均薪酬的自然对数，这一变量被许多文献用以度量高管薪酬水平（辛清泉等 2007；王克敏、王志超 2007；方军雄，2009)。控制变量： roah是采用历史成本计量的总资产报酬率，等于净利润减去利润表“公允价值变动损益”，再除以总资

24、产；size 是总资产的自然对数，lev 是资产负债率，这三个变量控制公司的财务特征；east和 center 两个虚拟变量区分公司注册地位于东部、中部还是西部；另外还包括了产业虚拟变量，各行业区分方法是：非工业企业取证监会行业分类代码首位，工业企业取代码前两位。 然后以方程（1）估计出的系数和 2007、2008 两年的数据预测这两年高管的正常薪酬，也就是完全历史成本计量之下的预期薪酬水平。 接着用 2007 和 2008 年的实际薪酬水平（取对数）减去预期薪酬水平得到异常薪酬水平residual，即引入公允价值后的实际薪酬和历史成本计量下预期薪酬的差异 residual。 这个差异 res

25、idual 也就是高管的“未预期”薪酬，将是由公允价值计量所引致的。 2、假说的检验设计对 H1，本文将 residual 作为因变量对 2007 和 2008 年的样本进行如下回归：回归方程（2）中 FV 是公允价值计量的会计业绩，为了完整讨论公允价值计量的影响，本文这里采用两个 FV 的计量标准，FV1 是利润表中的“公允价值变动损益”项目，FV2 是“综合收益”中的公允价值变动部分。财政部 2009 年 6 月 1 日印发的企业会计准则解释第 3 号已提出要引入“综合收益”的概念，将目前直接计入所有者权益的各项利得和损失在利润表中列示为“其他综合收益”，和净利润合并后即为“综合收益”，以

26、全面反映企业收益情况。股东权益变动表中“可供出售金融资产公允价值变动净额”也是以公允价值计量的。我们手工从股东权益变动表中收集“可供出售金融资产公允价值变动净额”，加上“公允价值变动损益”，组成 FV2。当然，本文剔除了 FV1 和 FV2 为 0 的公司样本。控制变量：lwage 是现金流量表中“支付给职工以及为职工支付的现金流量”的自然对数，这一变量是考虑到不同公司整体的工资报酬水平不同；ldirnum 是年报披露的“领取薪酬的董事人数”加 1 后取自然对数，用来控制董事会规模。需要说明的是，诸如规模、财务杠杆等因素因为已经在估计方程（1）时予以使用，这里就不用再控制。 根据 H1，若较历

27、史成本计量的会计业绩，公允价值计量将提高会计业绩与高管薪酬之间的契约相关性，应该观察到 FV 与 residual 正相关，即方程（2）中，1>0。 对 H2，我们进一步加入哑变量进行回归：其中，D 是哑变量，当 FV<0 的时候，D=1；当 FV>0 的时候，D=0。可以看到，1代表整体上公允价值变动对高管薪酬的影响。由于哑变量 D 是在公允价值为负的时候取 1，那么1+2就代表公允价值变动为负的时候，公允价值计量的会计业绩对高管薪酬的影响。根据 H2，我们预期2<0，即1+2 小于1（说明公允价值为负促成的高管薪酬减少，小于公允价值为正促成的高管薪酬增加），或者1+

28、2与 0 无差异（说明在公允价值为负的情况下，高管的薪酬基本不受会计业绩的影响）。 对 H3，我们采用如下回归方程：国有企业事实上也有中央和地方国有企业的差别，而且二者的行为方式有一定的差异（夏立军等，2005）。为了更好的将中央国企、地方国企与民营企业进行比较，方程（4）中 central和 local 两个虚拟变量区分公司属于中央企业、地方国企或非国有企业。根据 H3，应该看到2<0 和3<0，从而1+2小于1，以及1+3小于1，说明中央和地方国有企业的高管薪酬对于公允价值计量的敏感度将低于民营企业。 （二）样本选择 本文的研究样本包括企业会计准则（2006）颁布前后都存续的上

29、市公司。考虑到 2003年后我国上市公司的高管薪酬政策发生了许多重大变化（方军雄 2009），本文在选择新准则颁布前样本时以 2005 年为起点，即 2005 和 2006 年为新准则颁布前样本期间，2007 和 2008 年为新准则颁布后样本期间。 在 CCER 数据库中选取 2005-2008 年所有非金融行业 A 股公司，共得到 5858 个公司-年观测，剔除估计方程（1）-（4）时财务数据缺失的 126 个观测；因为需要对薪酬取对数，再剔除“薪酬最高三名董事的总薪酬”为 0 的 34 个观测，得到 5702 个观测，变量的行业和年份分布如表 1 所示。另外，在回归方程（2）和（3）时，

30、若以公允价值变动损益 FV1 为公允价值业绩计量指标，则剔除 2007 和 2008 年 FV1=0 的 2255 个观测，即有 796 个公司年（=1496+1555-2255）；若以综合收益 FV2 为公允价值业绩计量指标，则剔除 2007 和 2008 年 FV2=0 的 1880 个观测，即有1171 个公司年（=1496+1555-1880）。 表 2 是变量定义（包括主回归方程和敏感性检验中的变量），表 3 是主要变量的描述性统计，表 4 是各主要变量的相关系数矩阵。可以看到，回归方程中各自变量之间的共线性问题较低。说明：矩阵的下半三角是 pearson 相关系数，上半三角是 sp

31、earman 相关系数 三、实证检验结果 （一）估计方程（1）的回归结果 回归方程（1）是本文估计预期高管薪酬的重要步骤。表 5 列示了运用 05、06 年数据所得的估计方程（1）的系数：估计结果显示，调整 R-square 有 22%，资产规模，资产收益率，地区变量都与之前研究相吻合，预测效果较为满意。（二）对 H1 的检验 对 H1 的检验如表 6 所示。可以看到，FV1 的系数为正，且在 10%的水平上显著，实证结果支持 H1，即上市公司的高管薪酬契约确实进行了动态调整：高管薪酬确定时考虑了公允价值计量的会计业绩，公允价值计量提高了会计业绩与高管薪酬之间的契约相关性。 综合收益 FV2

32、的系数不显著，则显示高管的薪酬契约中存在着较大的“功能锁定”（赵宇龙，1999），即薪酬契约在较为机械的使用利润表，无法主动的使用财务报表提供的多种信息，尚未从利润表的使用拓展到资产负债表的使用即无法用资产负债表的信息来调节利润表的数字，从而对计入资本公积项的公允价值计量部分没有关注。这说明高管薪酬的动态调整尚不充分：只关注利润表而没有关注资产负债表中的公允价值计量。 （三）对 H2 的检验 对 H2 的检验如表 7 所示。对 FV1 和 D*FV1 的系数之和，与 0 之间的差异进行显著性检验，F 检验的 P 值为 58.04%，不显著。即公允价值利润为负的公司，公允价值计量的利润与高管薪酬

33、之间的正相关关系不显著。 表 7 显示衡量公允价值损益为负的哑变量 D 与公允价值损益 FV1 的交乘项，在 10%的水平上显著为负，说明 H1 中的公允价值计量的利润与高管薪酬的正相关关系，在公允价值损益为负的情况下，就不存在了。我们对1+2与 0 之间的差异进行了 F 检验，发现并不能证明其与0 无差异。这事实上就说明，前述的不对称性是成立的，即高管在公允价值损益为正的情况下，按照激励强度，从公司处获得了更高的报酬；但是在公允价值损益为负的情况下，并未随之调减自身的薪酬。由此看来，以往研究中发现的高管薪酬对会计利润的不对称性，在公允价值计量的情况下依然继续。 同时，综合收益 FV2 的系数

34、依然不显著，综合收益为负的哑变量 D 与综合收益 FV2 的交乘项也不显著，进一步支持了 H1 假设检验中所发现的“功能锁定”的判断，即高管薪酬尚未受到利润表以外报表数字的影响。 为了给予直观的感受，我们将 FV1>0 和 FV1<0 进行分组回归，可以看到结果如表 8 所示。可以看到，对于公允价值变动损益为正的组里，FV1 的系数为正，且在 5%水平上显著，说明公允价值变动损益，确实增加了高管的薪酬。但是在公允价值变动损益为负的阻力，FV1 的符号为负，但不显著，这说明虽然出现了公允价值变动损失，但是高管却并不需要为此而降低薪酬。这进一步支持了会计业绩与高管薪酬之间的不对称性，在

35、公允价值计量的情况下同样存在。 （三）对 H3 的检验 前面 H2 的研究发现，会计利润与高管薪酬之间存在不对称性，而会计利润与高管薪酬之间的正相关关系主要存在于公允价值变动损益大于 0 的区域。因此在对 H3 的检验中，我们采用了公允价值变动损益 FV1>0 的子样本，同时为了对照，我们也对综合收益 FV2>0 的子样本，进行了检验。对 H3 的检验如表 9 所示。在 FV1>0 的 345 家公司中，中央国企 72 家，地方国企 148 家，民营企业 125 家。 在 FV2>0 的 533 家公司中，中央国企 100 家，地方国企 254 家，民营企业 179 家

36、。 可以看到，在 FV1>0 的子样本组内，无论是地方国有企业还是中央国有企业的哑变量与FV1 的交乘项符合都显著为负，这说明相对于民营企业，地方国有企业和中央国有企业的公允价值变动损益与高管薪酬直接的正相关关系显著要弱化。我们特别对 FV1 和 local*FV1 的系数之和，与 0 之间的差异进行显著性检验，F 检验的 P 值为 46.24%；对 FV1 和 central*FV1 的系数之和，与 0 之间的差异进行显著性检验，F 检验的 P 值为 38.63%，都不显著（限于篇幅，这里未报告，有兴趣的读者可以来邮件索取）。这些结论都支持了假设三：民营企业较之国有企业（无论是地方国有

37、企业还是中央国有企业），在公允价值计量的情况下，更愿意进行契约薪酬的动态调整：增强公允价值计量的会计业绩与高管薪酬之间的正相关关系。 有趣的是，在前面的研究中一直不显著从而被我们认为“功能锁定”的综合收益 FV2，在加入了地方国有企业和中央国有企业的哑变量，以及哑变量和 FV2 的交乘项后，在 5%水平上显著为正。同时，地方国有企业和中央国有企业的哑变量与 FV2 的交乘项符合都显著为负。这说明前面对于综合收益 FV2 的“功能锁定”的判断可能是不全面的，即在整体上综合收益 FV2与高管薪酬之间是不存在正相关关系的，但是在综合收益 FV2>0 的情况下，民营企业较国有企业（无论是中央还是

38、地方国有企业）而言，已经将计入资产负债表的资本公积项目的公允价值变动，和利润表中的公允价值变动损益一起，用于高管的薪酬契约中。这说明，民营企业的已经较国有企业更早开始使用更为丰富的非利润表数字，开始破解拘泥于利润表数字的“功能锁定”。这为民营企业具有更高的效率提供了一个证据：民营企业中的契约对于新的信息的使用是敏锐而充分的。 另外，我们对中央国有企业和地方国有企业也进行了检验，发现二者之间并没有显著差异，这说明国有企业内部在薪酬契约中使用公允价值计量方面，差异是不明显的（限于篇幅，这里不再报告，有兴趣的读者可以来邮件索取）。 四、敏感性检验（一）敏感性检验的设计 本文的主检验是利用差分的方法，

39、以“非预期”的薪酬作为因变量，来检验公允价值计量的会计利润与高管薪酬之间的关系。在敏感性检验中，我们将以实际薪酬为因变量，以包含了公允价值变动损益的净利润和包含资本公积项下公允价值计量的综合收益为自变量，进行回归（Leone 等，2006）。这样的回归一般有两种方式，对薪酬和利润总额（level）做回归，或对薪酬和利润的差额（change）做回归。已有的文献发现差额（change）的回归是不显著的（方军雄，2009），因此这里的敏感性检验使用薪酬和利润总额（level）做回归。 我们的目的是考察采用公允价值计量后的 2007、2008 年的利润和高管薪酬的相关性，与采用公允价值计量前的 200

40、5、2006 的利润和高管薪酬的相关性，是否有显著差异，即考察交乘项的显著性。 本文使用如下的回归方程检验 H1：由于 year0708 哑变量的定义方式是对 2007 或 2008 年的点取 1，否则取 0，那么根据 H1，应当预期回归方程（5）有如下检验结果：3>0，即2+3大于2，从而证明包含公允价值计量的净利润（综合收益）与高管薪酬之间的关系，强于非公允价值的净利润（综合收益）和高管薪酬之间的相关关系。 同时，我们按照 FV>0 和 FV<0 分组，对方程（5）分组回归来检验 H2，考察 FV>0 的组与FV<0 的组，是否有差异，从而讨论净利润和高管薪酬

41、之间的关系的不对称性。 本文使用如下的回归方程检验 H3：根据 H3，我们将预期回归方程（6）的3<0，4<0，从而证明国有企业的净利润和高管薪酬之间的相关关系，将弱于民营企业的净利润和高管薪酬的相关关系。 （二）敏感性检验的结果 对 H1 的具体检验结论如表 10 所示。表 10 中可以看到，无论是净利润还是综合收益，会计业绩和高管薪酬都显著正相关，这与以往的研究结果相类似：中国上市公司的高管薪酬已经体现出一定的业绩效率。本文所期望的公允计量哑变量（year0708）和会计业绩的交乘项的系数的实证结果确实如预期判断，符号为正，但是并不非常显著。其中，公允计量哑变量和净利润的交乘项

42、的 P 值为 0.1048，即在89.52%的概率上符合为正。交乘项的系数不显著，可能是公允价值变动损益占净利润的比重较低，从而使公允价值计量对于高管薪酬的影响无法在总额的回归上体现出来（财政部会计司课题组，2009）。但是符号为正，与本文的主回归保持一致。结合前述主回归的分析，说明对于中国上市公司而言，公允价值计量主要对于高管薪酬的未预期增量的解释体现出显著性，这体现了高管薪酬动态调整的特征。 对 H2 的检验具体如表 11 所示。与我们对 H1 的检验中所看到的结果相类似，实证结果符号符合预期，特别是净利润中公允价值损益（FV1）大于 0 的组，其公允计量哑变量（year0708）和会计业

43、绩的交乘项的系数确 实 如 预 期 判 断 ， 较 净 利 润 中 公 允 价 值 损 益 小 于 0 的 组 ， 系 数 更 大 （ 0.030875 >0.019863），P 值更低（0.17783<0.3374），有更好的表现；综合收益中 FV2 大于 0 的组，其公允计量哑变量（year0708）和会计业绩的交乘项的系数也如预期判断，较综合收益中 FV2小于 0 的组，系数更大（0.014321>0.004185），P 值更低（0.4652<0.832）。但是上述差别都不显著，如前所述，可能是公允价值变动损益占净利润的比重较低，从而使公允价值计量对于高管薪酬的影

44、响无法在总额的回归上体现出来。而且相对于净利润，综合收益的总额更高一些，这样公允价值计量的影响更加难以体现一些。 对 H3 的检验具体如表 12 所示。对 H2 的研究以及敏感性检验都说明，会计利润与高管薪酬之间的正相关关系主要存在于公允价值变动损益大于 0 的区域。因此在对 H3 的检验中，我们采用了公允价值变动损益 FV1>0 的子样本，同时为了对照，我们也对综合收益 FV2>0 的子样本，进行了检验。有趣的是在表 12 中，在 H1、H2 的敏感性检验中都不显著的公允计量哑变量和会计业绩的交乘项（year0708*lni）的系数，在增加了中央国有企业和地方国有企业的交乘项后，

45、不仅符号符合预期为正，也变得显著起来。同时中央国有企业的交乘项（central*year0708*lni）显著为负，这说明相对于民营企业而言，中央国有企业在高管薪酬契约中使用公允价值计量方面确实更弱一些。这个发现是非常有意义的，因为虽然公允价值计量在净利润中所占的份额较低，从而在总额层面上较难体现出高管薪酬和公允价值计量的显著关系，但是中央国有企业和民营企业的差别却可以体现出来，强噪音下依然显著，显示出二者行为上的巨大差异：民营企业确实比中央国企在利用会计信息调整高管薪酬契约方面更为主动。而地方国有企业和民营企业的差别不是很明显。综合收益组同样符号符合预期，但不显著，可能的原因如前所述，综合收益相对于净利润的总额更高一些，公允价值计量的影响也更加难以体现一些。 五、结论与局限性 契约结构是新制度经济学研究的主题，也是我们了解企业行为的重要切入点。高管薪酬契约是企业契约中的重要类别，它是解决股东和管理者之间代理问题的重要工具。良好的薪酬契约设计将可以有效利用企业的可获得信息来度量高管的努力，从而降低度量费用，并对代理问题予以良好的治理。但是现实高管薪酬契约中如何