股權激勵能提高公允價值薪酬契約的有效性嗎

郝玉貴（教授），李昀澤

一、引言

所有權與經營權分離是現代公司制度的基本特征。這種兩權分離制度衍生出了委托代理問題，委托人和代理人之間的信息不對稱又導致了道德風險和逆向選擇。這就需要設計一套對代理人有效的激勵機制，而有效的薪酬契約正是解決委托代理問題的重要手段。早期的研究表明，我國高管薪酬與會計信息不具有相關性，為了增強高管薪酬與企業業績的相關性，我國率先在國有企業中進行了探索，早在2004年便出臺了《中央企業負責人薪酬管理暫行辦法》。此后，有關高管薪酬的討論就一直不絕于耳，而高管薪酬與公司業績不對稱上漲的現象頻現。十八屆三中全會在推動國有企業完善現代企業制度時指出，要建立職業經理人制度，在更好地發揮企業家才能的同時要做到收入能增能減。2014年8月，習總書記在中央全面深化改革領導小組第四次會議上也強調“國企高管薪酬制度改革要‘合嚴并驅’，既不挫傷高管的積極性又不惡化收入分配格局”，這表明黨中央也對高管薪酬的不對稱性給予了高度關注。

由于管理層的努力難以直接觀察，會計信息往往成為薪酬契約制定的依據，契約的有效性也是會計信息決策有用性的重要體現。作為最能直接反映資產負債現時價值的公允價值信息在諸多方面的決策有用性已經被證實，如列報位置、公司的IPO過程以及公允價值的不同計量層次。隨著2006年企業會計準則重新引入公允價值計量屬性，公允價值相關研究也在日趨升溫。自劉浩、孫崢（2008）提出公允價值的研究應當結合我國的具體國情、以契約觀為導向之后，薪酬契約作為企業內部契約的重要組成部分，受到了學者們的廣泛關注，也取得了較多的研究成果，但仍未得到一致結論。徐經長、曾雪云（2010）較早研究了公允價值與薪酬契約的關系，首次發現了公允價值盈余與高管薪酬契約具有相關性，但同時也存在“重獎輕罰”的不對稱性，即高管薪酬只與公允價值變動收益正相關，而與損失沒有顯著相關性。此后，又有多位學者圍繞公允價值與高管薪酬的不對稱性進行了研究。鄒海峰等（2010）研究了董事長、總經理和財務總監的個別薪酬與公允價值盈余之間的關系。張金若等（2011）研究了兩類不同性質（直接計入損益與計入所有者權益）的公允價值盈余與高管薪酬之間的關系，均發現公允價值與高管薪酬契約之間存在“重獎輕罰”的不對稱性。但也有研究因使用的研究變量或行業不同而發現公允價值契約與高管薪酬無關。張金若等（2013）發現考慮了投資收益轉回后公允價值盈余與高管薪酬沒有顯著關系。鄭開焰、劉建偉（2014）以我國銀行業上市公司作為研究對象，也未發現高管薪酬與公允價值盈余存在相關關系。2014年財政部頒布并實施了《企業會計準則第39號——公允價值計量》（CAS 39），明確了公允價值的計量層次，對公允價值做出了更加具體和詳細的界定。在CAS 39實施后，公允價值是否對高管薪酬契約有新的影響是一個值得研究的問題。

作為一種新興的激勵方式，股權激勵被看做傳統貨幣薪酬激勵的一個重要補充，股權激勵已經在降低代理成本（宋玉臣，2017）、提升企業績效（趙華偉，2016；章雁等，2015）、抑制企業非效率投資（徐倩，2014；汪健等，2013；Laux V.，2012）等方面發揮了重要的公司治理作用。試行了10年的《上市公司股權激勵管理辦法》于2016年8月16日正式實施，標志著在經歷了長期的探索過程后，我國在健全激勵機制方面取得了重大進展。有效的公司治理機制可以提高薪酬契約的有效性（徐經長，2010），那么，股權激勵作為一種改善公司治理的有效手段，能否提高公允價值薪酬契約的有效性，仍有待實證檢驗。

基于此，本文以2014年CAS 39實施前后為分界點，研究了公允價值與高管薪酬契約之間的關系，探究了股權激勵是否能夠提高薪酬契約的有效性。本文可能的貢獻在于：第一，比較了CAS 39實施前后公允價值對薪酬契約的影響，發現CAS 39實施后公允價值與薪酬契約的相關性得到了增強，豐富了公允價值與薪酬契約的研究；第二，研究了股權激勵對公允價值與薪酬契約間關系的影響，發現在CAS 39實施后，實施股權激勵計劃的公司其公允價值薪酬契約相較于未實施股權激勵計劃的公司更加有效，彌補了相關研究的不足。

二、理論分析與假設提出

高管薪酬契約制定的重要依據是管理者的努力程度，而作為委托人的股東難以直接觀察管理者的努力程度，公司業績便成為衡量管理者努力程度的次優指標（Jensen、Murphy，1990）。會計盈余是管理層經營成果的主要體現，能夠較好地傳遞管理層的努力程度信息，因而對管理層薪酬契約的研究最早也從會計盈余開始。國內外大量研究表明會計盈余與高管薪酬具有正相關關系（Leone等，2006；杜興強，2007）。如今，公允價值引入我國已經有十年之久，公允價值在企業財務報告中的應用也更加廣泛與深入，公允價值盈余已成為會計盈余中的重要組成部分。與企業的其他經營活動一樣，企業的投資活動同樣也需要管理者付出努力，管理者享有投資的決策權，投資什么品種、在什么時點進行投資，都需要管理者根據企業的經營狀況和市場形勢進行綜合考慮，這就需要管理者為此付出努力。有效的薪酬契約也應當反映出管理層為公允價值盈余所做出的努力。大量關于高管薪酬的研究表明，高管薪酬具有“粘性”，高管往往會因為擔心薪酬下降使自身聲譽受損或影響未來升遷，而不愿意接受薪酬的降低。行為金融學認為行為人往往具有自我歸因偏見（selfattribution bias）的傾向，即常常將成功的結果歸功于自身的能力而將失敗的結果歸責于外在因素。同時，由于管理層與股東之間存在信息不對稱，管理層很可能將產生的收益歸功于自己的努力，加之公允價值盈余具有易隨市場波動而波動的特點，給了管理層將損失歸咎于市場環境等客觀因素的絕佳借口。由此，提出如下假設：

H1：管理層薪酬與公允價值收益和損失的相關性不同。

H1a：管理層薪酬與公允價值收益正相關。

H1b：管理層薪酬與公允價值損失不存在相關性。

有效的公司治理機制可以提高薪酬契約的有效性。股權激勵對于公司治理的影響具有兩面性，其成效取決于激勵效應和代理效應之間的權衡（劉井建，2017）。最優契約論認為，股權激勵能夠降低代理成本，從而改善公司治理。其對于公允價值與薪酬契約的影響機理主要表現在：一方面股權激勵提高了管理層的努力水平，利于管理層進行投資決策（Minnick，2011），從而提高了管理層薪酬與公允價值盈余的相關性；另一方面，股權激勵降低了代理成本，弱化了管理層出現經營損失時將責任歸咎于外界這種自我歸因偏見的動機，從而提高了公允價值與高管薪酬的有效性。

管理層權力論認為，股權激勵很可能引發管理層的尋租行為。管理層可能為了達到行權的目標而進行盈余管理或通過其他機會主義行為損害公司和股東的利益。現有研究也發現了公司在實施股權激勵計劃前后伴隨著顯著的盈余管理行為（McAnally，2008；張娟、黃志忠，2014）。周嘉南、雷霆（2014）也發現股權激勵引發了盈余管理行為，從而提高了公司的權益資本成本。股權激勵對于公允價值與薪酬契約的影響機理主要表現在：一方面，管理層可能利用公允價值進行盈余管理或其他機會主義行為，降低公允價值盈余的相關性；另一方面，可能進一步加劇代理問題，使得管理層更傾向于為自己開脫責任，從而損害了公允價值與薪酬契約的有效性（見下圖）。由此，本文提出如下競爭性假設：

H2a：實施股權激勵計劃的公司，公允價值與高管薪酬契約的不對稱性得到緩解。

H2b：實施股權激勵計劃的公司，公允價值與高管薪酬契約的不對稱性將會加劇。

理論推理框架圖

三、研究設計

（一）數據來源與變量選取

本文選取2011～2016年持有公允價值變動損益的滬深A股上市公司為樣本，并剔除了以下樣本：①ST、?ST和PT樣本；②金融行業的樣本；③變量數據缺失和異常的樣本。最終得到3439個觀測值。其中2011～2013年有1511個、2014～2016年有1928個。

本文的股權激勵數據來源于Resset數據庫，其他數據來源于CSMAR數據庫，并手工篩選出與公允價值變動損益對應的投資收益部分。

（二）變量選取

1.被解釋變量。高管薪酬，根據現有文獻的做法采用排名前三位的董事、監事、高管薪酬之和（徐經長、曾雪云，2010）。

2.解釋變量。

（1）會計盈余變量的測度。由于本文要研究公允價值信息對高管薪酬的影響，故將會計盈余信息拆分成公允價值盈余與其他盈余。

對于公允價值盈余的測度，現有文獻通常直接采用利潤表中“公允價值變動損益”項目（徐經長，2010；張金若，2011；王建玲，2015）。胡奕明、劉奕均（2012）最早注意到了這種方法的不足，率先使用了“公允價值變動凈收益+投資凈收益中公允價值計量部分”衡量公允價值凈收益。張金若等（2013）指出，直接采用利潤表中“公允價值變動損益”項目計量公允價值變化忽視了出售金融資產后“公允價值變動損益”需要轉入“投資收益”這一過程，將導致公允價值變動損失的計量產生偏誤，并提出應當采用“公允價值變動損益”加上“投資收益”相關部分。“投資收益相關部分”包括交易性金融資產、負債及公允價值變動直接計入當期損益的其他金融資產或金融負債產生的投資收益。本文認為考慮投資收益轉回更能恰當地反映公允價值變動的真實狀況，故采用第二種做法。

為了避免非經常性利潤的影響，其他盈余的測度采用利潤表中“營業利潤”扣除公允價值盈余后的凈額來表示。

（2）股權激勵。股權激勵變量（StoInc）為虛擬變量，參考劉井建等（2017）的做法，公司實施股權激勵計劃的當年以及之后年份取1，之前年份取0，同時根據股權激勵計劃的有效期和行權結果，在公司行權結束以及有效期屆滿后取0。

3.控制變量。參考徐經長等（2010）、張金若等（2013）的研究，控制了其他可能影響高管薪酬的公司治理因素：企業規模（SIZE）、獨立董事比例（DIR）、第一大股東持股比例（RAT）、成長性（Growth）、實際控制人性質（FST）以及反映財務報表質量的是否由前十大會計師事務所審計（ADU10）、反映公司整體報酬水平的職工薪酬（Wage），同時控制了年度與行業變量。

在進行多元線性回歸時，對上述連續變量進行1%與99%分位的縮尾（winsorize）處理，以排除極端值對結果的影響，同時使用聚類穩健的標準誤以緩解異方差對回歸結果造成的影響。

各變量的含義見表1。

表1 主要變量及說明

（三）模型設定

現有研究高管薪酬契約與企業業績的文獻多采用對數模型（Leone等，2006；方軍雄，2009；鄒海峰等，2010；張金若等，2013），該模型的最大好處是不損失樣本個數，因此更為常用。考慮到本文需對2014年CAS 39實施前后的樣本進行分組，為保有較多樣本量，擬采用對數模型。具體模型設定如下：

為了考察實施股權激勵公司與未實施股權激勵公司公允價值盈余與高管薪酬之間的差異，在模型一的基礎上加入股權激勵（StoInc）進行分組，構造出模型二。其中，β1代表未實施股權激勵計劃的公司公允價值盈余與高管薪酬的相關性，β1+β2表示實施股權激勵公司公允價值盈余與高管薪酬的相關性。

其中，Control為除行業和年度外的控制變量。

四、描述性統計與實證結果

（一）描述性統計與相關性分析

表2 研究樣本各年度分布情況

表2顯示了樣本的年度分布特征，可以看出2011～2016年上市公司持有公允價值變動損益的樣本數量呈現上升態勢，表明隨著時間的推移，公允價值計量屬性在上市公司中的應用越發廣泛。

另外，實施股權激勵的樣本數量也呈現上升趨勢，表明越來越多的公司采用股權激勵方式，公司對管理層的激勵手段更加多元化。

表3列示了相關變量的描述性統計結果?？梢钥闯鑫覈鲜泄靖吖艿男匠瓴町惡艽?，最低僅為9.72萬元，最高則達到4267.24萬元。在持有公允價值盈余的樣本中，有14.37%的樣本實施了股權激勵計劃，整體而言，股權激勵的應用程度比較低，而傳統的貨幣薪酬仍是高管的主要激勵方式。

控制變量中，獨立董事占比最小值為23.07%，低于法定的獨立董事應達到董事會人數1/3的要求，均值也僅僅達到監管要求，表明上市公司的內部治理結構仍待完善。

表4列示了各相關變量間的person相關系數，絕大多數研究變量的person相關系數小于0.5，且后文模型中各個變量的方差膨脹因子（VIF）均小于10，表明各研究變量間受共線性影響較小。公允價值盈余、普通盈余與高管薪酬的相關系數分別為0.048和0.226，均在1%的水平上顯著，初步表明會計盈余對于高管薪酬具有顯著正向影響。普通盈余的相關系數大于公允價值盈余，表明高管薪酬主要仍受普通盈余的影響。描述性統計結果可以對上述觀點予以初步佐證。當然，相關性分析的結果還需要多元回歸進行進一步證實。

表3 描述性統計

（二）多元回歸分析

2014年1月28日財政部發布了《關于印發〈企業會計準則第39號——公允價值計量〉的通知》（財會［2014］6號），并于7月1日起正式實施。該準則的頒布實現了我國公允價值準則與IFRS 13的趨同。相較于2006年頒布的企業會計準則將公允價值計量分散在多個具體準則，CAS 39規范了公允價值的定義，明確了公允價值計量的方法和層次，并對公允價值計量相關信息的披露做出了具體要求，對我國會計準則中公允價值計量屬性的應用起到了統領作用。會計準則的發布具有治理作用和市場反應（Thapa、Brown，2005；杜興強等，2009；劉斌等，2011）。郭飛等（2017）研究發現，CAS 39的實施削弱了衍生工具對利潤的平滑作用。非套期衍生工具產生的損益需要以公允價值計量并計入當期損益，從而對企業的業績產生影響，進而對高管薪酬產生影響。因此，有必要以2014年作為分界點，來考察公允價值盈余對高管薪酬的影響。

表5列示了2011～2013年公允價值盈余對高管薪酬影響的回歸結果，可以看出在2014年CAS 39實施前，FV的系數無論是在FV＞0、FV＜0還是全樣本下均不顯著，說明在不實施股權激勵的情況下，公允價值盈余與高管薪酬不存在顯著的相關關系，這與張金若等（2013）的研究結果類似，即考慮了投資收益轉回后，無論是正向還是負向公允價值變動損益均與高管薪酬無關，與徐經長、曾雪云（2010）的研究結果不一致。同時，REV的系數在FV＞0、FV＜0以及全樣本下均為正，且在1%的水平上顯著，表明高管薪酬的制定完全取決于普通盈余而不是公允價值盈余。此時（2014年以前），公允價值與高管薪酬契約是完全無效的，不支持H1。

表4 各變量person相關系數

在加入股權激勵變量進行進一步分組研究后發現，公允價值盈余為正且實施股權激勵的樣本中股權激勵對于公允價值正向盈余與高管薪酬具有顯著的正向影響，StoInc_fv的系數為24.365，在1%的水平上顯著，β1+β2的系數為25.331，F值為13.22，在1%的水平上顯著，說明實施股權激勵的公司，公允價值盈余對于高管薪酬產生了正向

作用。但同時可觀察到，當公允價值為負時，公允價值損失雖然對高管薪酬有負向影響，但并不顯著。說明即使在實施了股權激勵的公司中，公允價值損失也未給高管帶來應有的“懲罰”，表現出了一定的“重獎輕罰”現象。全樣本中，實施股權激勵的公司其公允價值盈余對高管薪酬產生了正向作用，β1+β2的系數為24.478，均在1%的水平上顯著，說明股權激勵計劃的實施雖然未能完全解決薪酬契約的不對稱性問題，但在一定程度上相比于未實施股權激勵計劃的公司，提高了高管薪酬契約對公允價值盈余的敏感性。

表6列示了2014～2016年公允價值盈余對高管薪酬影響的回歸結果，可以看出在2014年CAS 39實施后，考慮了投資收益轉回后的公允價值盈余對于高管薪酬開始產生影響。具體而言，在FV＞0時FV系數為7.462，在10%的水平上顯著，表現出了較弱的相關性。說明在CAS 39實施后，高管薪酬的制定開始關注高管為公司帶來的公允價值盈余，支持H1a。另外，當FV＜0時，FV系數不顯著，表明公允價值損失沒有導致高管薪酬的下降，即出現了“重獎輕罰”現象。這一結果與徐經長、曾雪云（2010）的研究一致，說明在實施CAS 39之后，雖然公允價值盈余與高管薪酬契約的相關性有所加強，但“重獎輕罰”這一“頑疾”依然存在，支持H1b，從而H1得到驗證。此外，REV系數為3.289，在1%的水平上顯著，表明高管薪酬契約仍由普通盈余所主導。

在加入股權激勵計劃對樣本進行進一步分組后，發現股權激勵提高了公允價值盈余對高管薪酬契約的有效性。具體表現在，當公允價值盈余為正時，StoInc_fv的系數為26.252，在1%的水平上顯著，β1+β2的系數為33.714，F值為37.69，在1%的水平上顯著，說明在實施股權激勵計劃的公司中，高管薪酬的制定對于高管為企業帶來的公允價值盈余更加看重。同時，當公允價值盈余為負時，StoInc_fv的系數為-56.889，在5%的水平上顯著，β1+β2的系數為-52.448，在10%的水平上顯著，說明在實施股權激勵的公司中，當高管為公司帶來公允價值損失時，受到了明顯的“懲罰”，股權激勵計劃的實施有效地提升了高管薪酬的有效性，支持H2a，拒絕H2b。在全樣本結果中，β1+β2的系數在1%的水平上顯著，表明總體來說，在實施股權激勵計劃的公司中公允價值盈余與高管薪酬具有較強的相關性。

表5 2011～2013年分組回歸結果

表6 2014～2016年分組回歸結果

此刻獨立董事比例影響已經不顯著，說明股權激勵計劃的實施可能在一定程度上替代了一部分內部治理機制。

五、穩健性檢驗

為了使結果更具有說服力，本文采用以下方法進行穩健性檢驗：①對模型進行Ramsey檢驗。對上述模型進行Ramsey檢驗，2011～2013年三組樣本的F值分別為4.10、4.88、5.05，2014～2016年三組樣本的F值分別為2.61、2.85、4.24，均通過了檢驗，說明上述模型不存在遺漏變量的問題。②替換解釋變量。本文分別采用排名前三位董事薪酬、排名前三位高管薪酬來代替高管薪酬變量，以及采用利潤總額扣除公允價值盈余來代替普通盈余，回歸結果與上述研究沒有明顯差異。

六、研究結論

本文采用2011～2016年滬深兩市的數據，研究了我國上市公司股權激勵計劃對公允價值盈余與高管薪酬契約的影響，同時對2014年CAS 39實施前后的樣本公司分別進行了檢驗，得出以下結論：

第一，與張金若等（2013）的研究一致，公允價值盈余與高管薪酬在2014年CAS 39實施前沒有顯著的相關性，而在2014年后，公允價值收益與高管薪酬正相關，但損失與高管薪酬不相關，表明2014年CAS 39的實施在一定程度上提高了公允價值薪酬契約的相關性，但仍存在“重獎輕罰”的不對稱性。

第二，實施股權激勵有助于提高公允價值薪酬契約的有效性。具體而言，實施股權激勵的公司，公允價值收益與高管薪酬正相關，公允價值損失與高管薪酬負相關，高管薪酬表現出了“獎得罰失”的有效狀態。

第三，這一研究結果也說明CAS 39的實施增強了公允價值與高管薪酬契約的有效性，取得了一定的成效，但同時高管薪酬契約的不對稱性仍然存在，公允價值會計準則仍需要進一步完善。另外，本文也證明了股權激勵在提升公允價值與高管薪酬契約有效性方面展現出的主要是其積極的一面，支持了最優契約理論，也為進一步推進上市公司高管股權激勵計劃的實施，探索高管薪酬多元化提供了實證支持。

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