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Wind资讯统计显示,2018年中国沪深A股上市公司前三名高管薪酬总额为102.25亿元,平均每家上市公司为其前三名高管支付的薪酬约为285.55万元,其中最高前三名高管薪酬金额为6,799.77万元(方大特钢,600507.SH),最低前三名高管薪酬金额为24.75万元(金牛化工,600722.SH)。因关乎社会公平正义、和谐及企业效率,加之资本市场上市公司高管薪酬总额体量巨大、各公司间高管薪酬差异较大的特点,高管薪酬历来是国内外公司治理领域理论与实务研究关注的热点。
在理论界,与天价高管薪酬紧密相关的是高管超额薪酬。中国资本市场普遍存在超额薪酬现象,并且出现了高管以超额薪酬攫取控制权私人收益的趋势(郑志刚,2012)。在政府管制、媒体抨击以及公众质疑的压力下,高管具有强烈动机为其超额薪酬进行辩护(谢德仁等,2012;谢德仁等,2014),形成薪酬辩护假说(Justifying Compensation Hypothesis)。会计业绩指标常被用于高管薪酬契约设计,成为薪酬契约的基础。当高管为超额薪酬进行辩护时,基于结果正当性视角,操纵影响薪酬的会计业绩基础便成为直接而有效的方式。经验研究表明,操纵经营业绩的盈余管理活动已被公司高管普遍用于提升任期薪酬(Healy,1985;王克敏和王志超,2007;权小锋等,2010;罗宏等,2016)。
作为会计信息质量特征之一,会计信息可比性要求企业间的会计信息口径一致、相互可比。管理层为了薪酬辩护而操纵会计业绩、进行会计政策选择导致的直接后果是企业财务报表信息严重失真,同行业企业间的财务报表项目无法精确比较。此外,高管薪酬契约还存在同业参照效应,即在制定高管薪酬契约时要参照同行业其他公司高管薪酬标准(或称行业薪酬基准)(Albuquerque等,2013;罗宏等,2016)。如果公司高管存在超额薪酬问题,势必会凭借其管理权力降低财务报告与同行业其他公司财务报告之间的可比性,以减少薪酬制定机构或外部利益相关者为甄别高管薪酬是否合理所必需的会计信息数量和质量,进而为薪酬辩护提供便利。由此,产生了本文研究的三个问题:一是企业管理层的信息披露动机是否受超额薪酬的负向影响,进而导致企业会计信息可比性水平的显著降低?二是鉴于国有企业高管薪酬的绩效评判标准具有多重维度(如就业、社会稳定等),国有企业和非国有企业的高管超额薪酬对会计信息可比性的影响是否存在显著差异?三是机构投资者持股、分析师跟踪等外部监督机制能否有效抑制高管超额薪酬对企业会计信息可比性的负向影响?
本文的增量贡献如下:(1)拓展了会计信息可比性影响因素研究。因指标测度的困难,目前从企业个体层面考察会计信息可比性影响因素的文献比较匮乏。虽有文献考察了高管变更(张霁若,2017)、任职经验(陈国辉和殷健,2018a)、任期(陈国辉和殷健,2018b)及企业间高管联结(周晓苏等,2017)对会计信息可比性的影响,但尚无文献检验高管超额薪酬能否影响企业会计信息可比性水平。而薪酬契约存在同业参照效应,因薪酬辩护的需要,高管超额薪酬对同业间企业会计信息可比性的影响显得更为直接和重要。从这个角度来看,本文实质性拓展了会计信息可比性影响因素研究。(2)拓宽了薪酬辩护理论下高管超额薪酬经济后果研究。近期虽有文献从盈余管理视角考察了高管超额薪酬对企业会计信息质量的影响(谢德仁等,2014;罗宏等,2016),但作为会计信息质量的企业间度量方式(Imhof等,2017),会计信息可比性显著区别于盈余管理这一单个企业内部的会计信息质量特征。因此,本文从会计信息可比性视角为高管超额薪酬对企业会计信息披露质量的负向影响提供了进一步的理论解释和增量的经验证据。
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早期会计信息可比性影响因素研究主要集中于讨论国际财务报告准则(IFRS)的采用,即在会计准则趋同背景下探究会计准则对会计信息可比性的影响。近期则有少量文献从外部制度环境、产品市场竞争、外部审计、公司治理机制、高管特征等方面探讨会计信息可比性的影响因素。(1)国际会计准则趋同视角。一种观点认为,国际财务报告准则(IFRS)的实施或趋同显著改善了企业会计信息可比性(Barth等,2011;De Franco等,2011;Wu和Zhang,2011;Yip和Young,2012;Brochet等,2013;孙铮和刘浩,2013;Wang,2014);另一种观念认为,会计准则趋同不会必然提高会计信息可比性(Cascino和Gassen,2015),原因在于可比会计信息的产生还受公司治理机制(Schipper,2005)、审计准则、审计质量、市场监管、政治、法律、文化等因素(夏冬林和李晓强,2005)的影响。(2)制度环境视角。良好的地区法制环境(方红星等,2017)、XBRL制度的实施(李青原和王露萌,2019)、较强的税收征管力度(张勇,2018a)有助于提升会计信息可比性。(3)产品市场竞争视角。随着企业竞争专有成本的上升,会计信息可比性水平体现为下降趋势(Seavey等,2016;袁知柱等,2017)。(4)企业外部审计视角。共享审计师(Francis等,2014)、会计师事务所合并(曹强等,2016;叶飞腾等,2017)、审计师行业专长(谢盛纹和王清,2016)、签字会计师丰富的执业经验(潘临等,2019)对企业财务报告可比性的改善具有显著促进作用。(5)公司治理机制。内部控制(王迪等,2019)、连锁独立董事(刘斌等,2019)、机构投资者持股(孙光国和杨金凤,2017)、分析师跟踪及投资者实地调研(张勇,2018b)能够提高企业会计信息可比性。(6)高管特征视角。高管联结(周晓苏等,2017)、CFO丰富的任职经验(陈国辉和殷健,2018a)对会计信息可比性具有显著正向影响,而CEO变更(张霁若,2017)、具有财务背景CEO的较长任期(陈国辉和殷健,2018b)则对会计信息可比性具有负向影响。
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作为管理层谋取控制权私人收益的手段(Core等,1999;吴育辉和吴世农,2010),超额薪酬一方面会引发企业内部员工的负面情绪,削弱企业凝聚力,进而降低经营绩效(Cowherd和Levine,1992;Siegel和Hambrick,2005;罗宏等,2014;罗宏等,2016);另一方面会加剧收入分配不公,影响社会和谐。面对政府管制、媒体抨击以及公众质疑,为降低社会“愤怒成本”(Outrage Cost),避免因外部人抱怨带来的声誉受损导致股东支持力度的降低,高管具有强烈动机对超额薪酬进行辩护,从结果正当性和程序正当性视角为超额薪酬寻找合理解释(谢德仁等,2012;谢德仁等,2014)。
经营业绩是高管薪酬契约的基础(Core等,2003),薪酬与业绩贡献相匹配被视为最优薪酬契约(Bushman和Smith,2001)。因此,高管进行薪酬辩护的主要途径是提高薪酬业绩基础,进而为超额薪酬的合理性提供证据。薪酬辩护的手段或途径主要有:(1)在确定薪酬标杆时,选择业绩更差的公司作为薪酬可比公司。行业和宏观风险对企业经营业绩具有重要影响,高管薪酬契约除基于自身业绩外,还应考虑同行业相对业绩(Holmstrom,1982)。鉴于同行业相对业绩在高管薪酬契约中的重要作用,高管往往会选择业绩更差的可比公司以变相提高自身相对业绩。Lewellen等(1996)研究证实,企业在披露业绩可比公司时具有自利行为,表现为选择的行业或可比公司股票回报存在下行偏差,这变相提升了企业自身相对业绩。Gong等(2011)研究发现,企业倾向于选择业绩较差的潜在可比公司,为薪酬辩护提供便利条件。(2)选择薪酬更高的公司作为比较基准。Faulkender和Yang(2010)研究发现,企业通过选择CEO报酬水平更高的同行业可比公司作为参照对象,为CEO超额薪酬进行辩护。Bizjak等(2008)、Albuquerque等(2013)也得到类似结论。(3)通过提高薪酬−业绩敏感度进行薪酬辩护。谢德仁等(2012)研究表明,当高管具有薪酬辩护需求和较强能力影响薪酬政策制定时,会通过提升经理人薪酬−业绩敏感度为薪酬的结果正当性进行辩护。获得政府补助的公司(罗宏等,2014)、被媒体报道的公司(张玮倩和乔明哲,2015)通过提高薪酬−业绩敏感性为高管薪酬辩护。(4)通过操纵会计利润(如盈余管理)进行薪酬辩护。会计业绩指标常被用于薪酬契约设计,这使得盈余操纵成为高管薪酬辩护的常用手段。权小锋等(2010)研究表明,企业高管倾向于通过操纵盈余来获取绩效薪酬;王克敏和王志超(2007)、罗宏等(2016)、缪毅和胡奕明(2016)发现经理人通过盈余管理虚构利润进行薪酬辩护;谢德仁等(2014)发现,高管利用开发支出会计政策的隐性选择空间进行盈余管理,对超额薪酬的正当性进行辩护。
与上述文献不同,新近文献开始关注企业非财务信息策略性披露的薪酬辩护动机,认为超额薪酬是高管真实才能、努力程度的体现,管理者会通过相关信息的策略性披露对外释放自己才能的信号(Baik等,2011),借此“印象管理”,为超额薪酬的合理性进行辩护。(1)特定非财务信息,如公司战略、社会责任等信息的披露具有薪酬辩护效应。程新生等(2015)研究表明,为了展现自己的才能,对薪酬的合理性进行辩护,企业高管会披露较多战略信息。Robinson等(2011)发现高管薪酬信息自愿性披露程度与超额薪酬显著负相关。吉利和吴萌(2016)发现,高管会利用社会责任信息的披露对企业较大的内部收入差距进行辩护。黄再胜(2013)研究表明,高管在薪酬自愿性披露中会进行信息操纵,如货币性私有收益越多,管理者会自愿披露越多、但相关性不高的货币薪酬信息。(2)非财务信息的文本特征具有薪酬辩护效应。Laksmana等(2012)研究表明,美国公司委托投票说明书中“薪酬讨论与分析”(CD&A)部分的可读性随着CEO超额薪酬水平的提高而不断降低,这意味着当存在超额薪酬时,管理层试图掩盖薪酬政策的制定过程。
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通过上述文献回顾可以发现,既有文献主要从财务信息(如公司业绩信息)、非财务信息(如战略、社会责任信息)两个视角考察高管为其超额薪酬进行辩护的途径。虽有文献从操纵会计业绩利润(如盈余管理)视角考察高管为其超额薪酬辩护而扭曲财务信息的行为,但作为会计信息质量的企业间度量方式,会计信息可比性与盈余管理这一单个企业内部的会计信息质量特征在内涵、度量方式上具有显著差异。更为重要的是,国内外相关监管制度规定,高管薪酬政策需要选择同行业可比公司,参照可比公司的薪酬标准来制定,即存在同业参照效应。因此,高管对其超额薪酬进行辩护的行为对同业间企业会计信息可比性的影响更为直接。然而,既有会计信息可比性影响因素研究基本上局限于外部制度环境、产品市场竞争、外部审计、公司治理机制及高管特征等方面,本文从薪酬辩护视角进行研究,具有一定的理论和现实意义。
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根据最优薪酬契约理论(Jensen和Murphy,1990),薪酬与业绩应具有高度的敏感性。然而,高管薪酬契约中的业绩掺杂了大量噪音(Holmstrom,1979),导致高管超额薪酬现象普遍存在。郑志刚等(2012)认为高管超额薪酬是高管利用其自身管理权力扭曲薪酬契约而取得的超过公平谈判所得的收入,主要表现为高管薪酬水平与企业经营业绩的高度不对称(如企业业绩大幅下滑而高管薪酬仍大幅高涨),与普通员工经济收入差距过大。
高管超额薪酬因损害企业价值、加剧收入分配不公、影响社会和谐而饱受诟病。在政府管制、媒体抨击以及公众质疑的压力下,高管具有强烈动机为超额薪酬进行辩护,从结果正当性和程序正当性两方面为超额薪酬寻找合理解释(谢德仁等,2012;谢德仁等,2014)。高管可以通过会计政策选择、操纵会计业绩等,从结果正当性的角度直接进行薪酬辩护;还可以通过降低与同行业企业间的财务信息可比性来提高超额薪酬的甄别成本,增强薪酬辩护的优势和能力。上述高管薪酬辩护行为无疑会对企业会计信息可比性产生负向影响,具体影响机理分析如下:
一是企业会计信息可比性水平会因高管薪酬辩护中的会计政策选择、操纵经营业绩行为而降低。前已述及,出于谋取控制权私人收益的高管超额薪酬极易引起内部员工的强烈不满以及外界的质疑和抨击。根据谢德仁等(2014)的研究,高管会从结果正当性和(或)程序正当性两方面对薪酬合理性进行辩护。谢德仁等(2014)认为,高管可以凭借管理权力干预研发支出的会计政策隐性选择,实现跨期调节企业经营业绩,从而为超额薪酬提供辩护理由。Watts和Zimmerman(1990)研究表明,高管可以通过选择提前确认未来收益的会计政策来提高当期薪酬。然而,会计政策选择对会计信息可比性具有直接影响。已有文献证实,出于机会主义动机的会计政策选择行为会使企业就某项经济业务的核算异于行业标准的会计信息系统,直接削弱本企业会计信息与同行业其他企业会计信息的可比性水平(周冬华和杨小康,2018)。此外,高管也会通过盈余管理活动来操纵当期会计盈余,为超额薪酬和未来薪酬增长的正当性辩护(王克敏和王志超,2007;谢德仁等,2014)。盈余管理的直接经济后果是造成企业会计信息失真,同行业企业间的财务报表项目无法恰当比较,会计信息可比性水平下降(胥朝阳和刘睿智,2014)。
二是降低会计信息可比性有助于高管提高超额薪酬辩护的能力,增加超额薪酬的甄别成本。在中国上市公司高管薪酬信息公开的情境下,高管薪酬契约存在同业参照效应(Albuquerque等,2013;罗宏等,2016)。参照同一时期、同行业企业的财务会计指标(如偿债能力、盈利能力等),有助于股东准确比较、分析和评价高管的努力程度,进而决定高管的薪酬水平。如果高管存在超额薪酬问题,势必会凭借其管理权力降低财务报告与行业内其他公司财务报告之间的可比性,从而在企业财务报告缺乏良好对照样本的情况下为其机会主义行为的辩解增加大量空间。此外,高管还可以通过降低会计信息可比性减少薪酬制定机构或外部利益相关者为甄别高管薪酬是否合理所必需的会计信息数量和质量,增加超额薪酬的调查与谈判成本,进而为薪酬辩护提供便利。综上,本文提出如下假说:
H1:在其他条件相同的情况下,高管超额薪酬水平越高,企业会计信息可比性越低。
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在中国制度背景下,会计信息在不同产权性质企业高管薪酬制定中的应用程度不同,进而导致高管超额薪酬对会计信息可比性的影响也存在显著差异。
一是国有企业的经营目标和功能定位具有多元化特征,根据《中央企业负责人经营业绩考核办法》(国资委令第40号),中央企业高管的业绩考核指标不仅包括传统的会计业绩,还将科技创新、国际化经营、节能环保、品牌建设、社会责任等纳入其中,地方国有企业高管的考核参照该办法执行。结合中国国有企业高管薪酬分配的制度背景,与非国有企业相比,会计业绩在国有企业高管薪酬分配中的作用或权重相对较小(徐玉德和张昉,2018),国有企业高管可以从多个渠道(如扩大就业、维护社会稳定及环境保护等社会责任方面)为超额薪酬的正当性寻找理由,此时国有企业高管通过操纵会计业绩、降低会计信息可比性进行薪酬辩护的动机大大降低。
二是随着一系列国有企业限薪令、薪酬制度改革方案的颁布,反腐高压态势的持续及社会公众和媒体对国有企业高管薪酬的密切关注,国有企业高管通过操纵会计业绩攫取超额薪酬的机会越来越少,而潜在的法律诉讼成本和政治成本却越来越高(杨德明和赵璨,2012)。在此情况下,与非国有企业相比,国有企业高管获取超额薪酬的概率和空间均相对较小,通过操纵会计业绩、降低会计信息可比性对超额薪酬进行辩护的动机则相对较弱。综上,本文提出如下假说:
H2:在其他条件相同的情况下,与国有企业相比,非国有企业高管超额薪酬对会计信息可比性的负向影响更显著。
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根据前文论述,本文接下来只关注对会计信息可比性具有更显著负向影响的非国有企业高管超额薪酬,并考察其对会计信息可比性的负向影响在不同外部监督机制下(机构投资者持股、分析师跟踪)是否具有显著差异。
机构投资者既有资金优势,又有专业优势(如设立专业研究团队)和信息优势(如通过调研获取企业生产经营信息以及较强的信息挖掘、处理能力),可以通过股东大会、董事会等内部治理机制介入公司治理,保护投资权益(李维安和李滨,2008)。理论和实务界普遍认为,企业与中小投资者之间信息不对称程度的降低有助于投资者在同一时期、同一行业的诸多备选企业中充分比较和准确评估企业价值,进而拉升企业股票市场价值。为保证所投资股票市场价值的持续增长,机构投资者有动机监督企业管理层的信息披露动机,促使企业对外披露具有较高可比性的会计信息。同时,为提高在某行业的投资效率,机构投资者对该行业众多备选投资企业会计信息的可比性有较高要求,因此也有动机约束企业管理层出于机会主义动机而降低会计信息可比性的盈余管理行为(如业绩操纵、会计政策选择等)。既有研究证实,机构投资者对代表企业信息披露质量的盈余预告、盈余质量及盈余管理均有显著的治理作用(夏冬林和李刚,2008;薄仙慧和吴联生,2009;高敬忠等,2011)。据此可以推断,机构投资者可以有效抑制非国有企业高管超额薪酬对会计信息可比性的负向影响。
分析师具有多元的知识结构(包括丰富的财务会计、金融、投资及所跟踪特定行业的专门知识),拥有个人投资者所不具备的专业优势;对特定公司、特定行业长期与持续的跟踪关注便于其比较特定公司不同年度、与行业内其他公司财务报告的差异,因而拥有较强的信息优势。此外,为确保盈利预测和价值评估的精确性,分析师通常将所跟踪企业置于同时期、同行业的其他企业中,比较、分析、解读所跟踪企业与其他企业间的同类可比财务、生产经营等信息(如财务报告中的主要会计数据和财务指标),对所跟踪企业的会计信息可比性具有较高要求(陈翔宇和万鹏,2016),对管理者出于机会主义动机降低会计信息质量的行为具有较强的识别能力。而分析师这种较高要求和较强识别能力促使其主动关注管理层的信息披露行为,形成长期、持续的监督,迫使管理层对外提供具有较高可比性的会计信息(Yu,2008;李春涛等,2014)。据此可以合理推断,分析师跟踪可以有效抑制非国有企业高管超额薪酬对会计信息可比性的削弱作用。综上,本文提出如下假说:
H3:与机构投资者持股比例较高的非国有企业相比,在机构投资者持股比例较低的非国有企业中,高管超额薪酬对会计信息可比性的负向影响更显著。
H4:与分析师跟踪人数较多的非国有企业相比,在分析师跟踪人数较少的非国有企业中,高管超额薪酬对会计信息可比性的负向影响更显著。
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借鉴De Franco等(2011)的做法,本文测度企业个体层面会计信息可比性的步骤如下:
第一步,利用“盈余−收益反应”模型(1)、模型(2)分别估算公司i和公司j的会计系统。
$$Earning{s_{i,t}} = {\alpha _i} + {\beta _i}Retur{n_{i,t}} + {\varepsilon _{i,t}}$$ (1) $$Earning{s_{j,t}} = {\alpha _j} + {\beta _j}Retur{n_{j,t}} + {\varepsilon _{j,t}}$$ (2) 模型(1)中,
$Earning{s_{i,t}}$ 为会计盈余,等于季度净利润除以期初权益市场价值,代表公司i的会计信息;$Retur{n_{i,t}}$ 为季度股票收益率,代表经济业务对公司i的净影响。本文将公司i第t期前连续16个季度的数据(会计盈余、季度股票收益率)放入模型(1)进行回归估计,得到公司i的${\alpha _i}$ 、${\beta _i}$ 拟合值$\widehat {{\alpha _i}}$ 、$\widehat {{\beta _i}}$ (公司i的会计系统转换函数)。同理,利用模型(2)可计算得到公司j的会计系统转换函数$\widehat {{\alpha _j}}$ 、$\widehat {{\beta _j}}$ 。第二步,根据公式(3)、公式(4),将相同的经济业务(均为季度股票收益率
$Retur{n_{i,t}}$ )分别放入公司i和公司j的会计系统转换函数中,得到公司i和公司j的预期盈余$E{(Earnings)_{i,i,t}}$ 、$E{(Earnings)_{i,j,t}}$ 。$$E{(Earnings)_{i,i,t}} = \widehat {{\alpha _i}} + \widehat {{\beta _i}}Retur{n_{i,t}}$$ (3) $$E{(Earnings)_{i,j,t}} = {\widehat \alpha _j} + {\widehat \beta _j}Retur{n_{i,t}}$$ (4) 在公式(3)、公式(4)中,公司i的预期盈余
$E{(Earnings)_{i,i,t}}$ 、公司j的预期盈余$E{(Earnings)_{i,j,t}}$ 分别是将公司i第t期的股票收益率$Retur{n_{i,t}}$ 代入公司i、公司j的会计系统转换函数得到。第三步,根据公式(5),计算公司i、公司j的预期盈余
$E{(Earnings)_{i,i,t}}$ 、$E{(Earnings)_{i,j,t}}$ 之差的绝对值,用其均值的相反数表示公司i和公司j之间的会计信息可比性指标$CompAcc{t_{i,j,t}}$ ,该指标值越大,表示公司i和公司j之间的会计信息可比性程度越高。$$CompAcc{t_{i,j,t}} = - 1/16 \times \sum\limits_{t - 15}^t {{\rm{|}}E{{(Earnings)}_{i,i,t}}{\rm{ - }}E{{(Earnings)}_{i,j,t}}|} $$ (5) 第四步,计算公司i个体层面的年度会计信息可比性。本文将公司i与同行业其他公司进行一一配对组合,利用公式(5)计算每个组合的CompAcct。对公司i与同行业其他公司配对组合得出的所有CompAcct取均值,然后乘以100(消除量纲差异带来的影响),得到行业均值可比性指标CompMn。借鉴Cooper和Cordeiro(2008)的做法,本文对降序排列后的CompAcct取其前4位的均值,再乘以100,得到行业前4位均值可比性指标CompMn4。
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借鉴Core等(2008)、杨德明和赵璨(2012)、程新生等(2015)的研究,本文将高管超额薪酬定义为公司高管前三名实际薪酬总额与薪酬决定模型估计的正常薪酬总额之间的差额,构建如下公司高管薪酬决定模型:
$$\begin{split} LnCom{p_{i,t}} =\; &{\alpha _0} + {\alpha _1}Siz{e_{i,t}} + {\alpha _2}Le{v_{i,t}} + {\alpha _3}Ro{a_{i,t}} + {\alpha _4}Ro{a_{i,t - 1}}\\ &+ {\alpha _5}T{Q_{i,t}} + {{\sum {Region}_{i,t} }}{\rm{ + }}\sum {Industry} + \sum {Year} + {\varepsilon _{i,t}} \end{split}$$ (6) 在模型(6)中,LnCompi,t为公司高管前三名实际薪酬总额的自然对数;Sizei,t为公司规模;Levi,t为资产负债率;Roai,t、Roai,t-1分别为本年度和上年度总资产报酬率;TQi,t为公司托宾Q值;Regioni,t为公司注册地位于东中西部的哑变量。根据模型(6),可得到预期高管薪酬ExCompi,t。利用公式(7),可以计算得到公司高管超额薪酬水平Overpayi,t。
$$Overpa{y_{i,t}} = LnCom{p_{i,t}} - ExCom{p_{i,t}}$$ (7) -
参考已有文献(Kim等,2011;黄俊和郭照蕊,2014),本文将机构投资者持股、分析师跟踪定义为两类典型的公司外部监督机制,并分别设置如下变量:(1)机构投资者持股比例Insdum,若公司当年机构投资者持股比例大于行业中位数,取值为1,否则为0;(2)分析师跟踪人数Anadum,若公司当年证券分析师跟踪人数大于行业中位数,取值为1,否则为0。
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本文构建模型(8)检验高管超额薪酬对企业会计信息可比性的影响(假说H1),预期高管超额薪酬Overpay的系数显著为负。为检验高管超额薪酬对会计信息可比性影响的产权异质性(假说H2),本文将样本分为国有企业组(State=1)和非国有企业组(State=0),进行分组检验。为检验不同外部监督机制下非国有企业高管超额薪酬对会计信息可比性负向影响的差异(假说H3、假说H4),本文将非国有企业样本分为机构投资者持股比例高组(Insdum=1)和机构投资者持股比例低组(Insdum=0)、分析师跟踪人数多组(Anadum=1)和分析师跟踪人数少组(Anadum=0),分别进行分组检验。
$$CompMn/CompMn\textit{4} = \alpha + \beta \times Overpay + \sum {{\lambda _i}} \times Contro{l_i} + \varepsilon $$ (8) 借鉴方红星等(2017)的研究,本文在模型中设置了反映企业财务状况和公司治理特征的控制变量(Control)以及年度、行业虚拟变量。变量定义见表1。
表 1 变量定义
变量 定义 Overpay 高管超额薪酬水平,参见上文“变量定义”部分 CompMn 会计信息可比性,参见上文“变量定义”部分 CompMn4 会计信息可比性,参见上文“变量定义”部分 Size 公司规模,等于期末总资产的自然对数 Roa 总资产报酬率,等于本期营业利润与期末总资产之比 Lev 资产负债率,等于期末总负债与期末总资产之比 Seo 是否再融资,若公司增发、配股,取值为1,否则为0 State 最终控制人类型,若为国有企业,取值为1,否则为0 Board 董事会规模,等于董事会总人数 Indepen 独立董事比例,等于独立董事人数与董事会总人数之比 H5 股权集中度,等于前五大股东持股比例的平方和 Msh 管理层持股,等于高管人员持股比例 Insdum 机构投资者持股比例,参见上文“变量定义”部分 Anadum 分析师跟踪人数,参见上文“变量定义”部分 Year 年度哑变量 Industry 行业哑变量 -
为避免2007年新会计准则实施可能导致的各年度财务指标计算的不一致,本文将研究样本确定为2007−2015年沪深A股非金融保险业上市公司。最终控制人类型取自色诺芬CCER经济金融数据库,机构投资者持股比例取自WIND资讯金融终端,其他指标计算所需的原始数据均来自国泰安CSMAR数据库。本文剔除了后续实证检验所需财务、公司治理特征等数据缺失的年度观测样本。参与回归的连续变量均进行了上下1%的缩尾处理。
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表2报告了主要变量的描述性统计结果与相关系数。会计信息可比性CompMn、CompMn4的均值分别为−1.383、−0.287,中位数分别为−1.173、−0.159,与陈翔宇等(2015)、江轩宇(2015)的结果高度一致。高管超额薪酬水平Overpay的均值、中位数分别为0.004、0.010,与罗宏等(2014)的结果基本一致。机构投资者持股比例Insdum的均值、中位数分别为0.605、1,说明总体上机构投资者持股比例较高。分析师跟踪人数Anadum的均值、中位数分别为0.451、0,表明分析师监督力量整体偏弱。
表 2 主要变量的描述性统计结果与相关系数
变量 均值 中位数 CompMn CompMn4 Overpay Insdum Anadum CompMn −1.383 −1.173 1 CompMn4 −0.287 −0.159 0.809*** 1 Overpay 0.004 0.010 −0.022** −0.013 1 Insdum 0.605 1.000 0.029*** 0.033*** 0.050*** 1 Anadum 0.451 0.000 0.049*** 0.054*** 0.090*** 0.275*** 1 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;限于篇幅,未报告其他变量的描述性统计结果与相关系数,资料备索。 从变量间的相关性来看,如表2所示,高管超额薪酬水平Overpay与会计信息可比性CompMn在5%水平上显著负相关,与CompMn4也呈现负相关关系,表明高管超额薪酬水平越高,企业会计信息可比性越差。机构投资者持股比例Insdum、分析师跟踪人数Anadum与会计信息可比性两个指标(CompMn、CompMn4)均在1%水平上显著正相关,说明机构投资者持股、分析师跟踪能够提升企业会计信息可比性,发挥了积极的治理作用。
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表3报告了假说H1的检验结果。高管超额薪酬水平Overpay与企业会计信息可比性CompMn、CompMn4分别在1%、5%水平上显著负相关,说明高管为对其超额薪酬进行辩护,会进行会计政策选择、操纵会计业绩,从而导致会计信息可比性水平的降低。此外,高管为提高薪酬辩护能力,会降低公司财务报告与同行业其他公司财务报告之间的可比性,以增加薪酬制定机构和外部利益相关者对超额薪酬的甄别成本。假说H1得到支持。
表 3 高管超额薪酬与企业会计信息可比性
变量 CompMn CompMn4 (1) (2) Overpay −0.032*** −0.014** (−2.681) (−2.177) Size −0.085*** −0.036*** (−10.601) (−8.309) Roa 1.548*** 0.947*** (10.067) (10.315) Lev −0.710*** −0.353*** (−15.280) (−13.483) Seo 0.087*** 0.036*** (4.083) (3.177) State 0.006 0.004 (0.420) (0.489) Board 0.010** 0.003 (2.346) (1.203) Indepen −0.062 −0.114 (−0.471) (−1.528) H5 0.068 −0.016 (1.073) (−0.465) Msh 0.005*** 0.002*** (5.620) (4.717) Constant 0.827*** 0.567*** (4.976) (6.140) Year/Industry Yes Yes N 9,856 9,856 R2 0.303 0.217 Adj R2 0.301 0.214 F 97.310 46.430 注:括号内为经公司层面聚类调整(Cluster)的t值;***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。 表4报告了假说H2的检验结果。在国有企业组,高管超额薪酬水平Overpay的系数为负,但均不显著;在非国有企业组,高管超额薪酬水平Overpay的系数均在1%水平上显著为负。借鉴Clogg等(1995)、余明桂等(2017)的方法,本文使用似无关估计模型(Seemingly Unrelated Estimation Model,SUEST)检验两组样本间Overpay的系数差异是否显著。结果显示,卡方值均在5%水平上显著,表明高管超额薪酬对国有企业与非国有企业会计信息可比性的影响具有显著差异,假说H2得到支持。
表 4 高管超额薪酬与企业会计信息可比性:区分产权性质
变量 CompMn CompMn4 国有企业 非国有企业 国有企业 非国有企业 (1) (2) (3) (4) Overpay −0.011 −0.071*** −0.007 −0.026*** (−0.607) (−4.470) (−0.758) (−3.172) Constant 1.339*** −0.199 0.788*** 0.108 (6.185) (−0.735) (6.609) (0.746) Control Yes Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes N 5,852 4,004 5,852 4,004 Adj R2 0.294 0.328 0.204 0.273 F 102.346 46.114 125.322 27.516 SUEST (Chi2) 5.880** 4.270** 注:括号内为经公司层面聚类调整(Cluster)的t值;***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;限于篇幅,未报告控制变量的回归结果,资料备索。 上述结果表明,高管超额薪酬与会计信息可比性之间的显著负相关关系只存在于非国有企业中。本文进一步考察在不同外部监督机制下,非国有企业高管超额薪酬对会计信息可比性的负向影响是否具有显著差异,表5报告了检验结果。在机构投资者持股比例高组,Overpay的系数为负,但均不显著;在机构投资者持股比例低组,Overpay的系数均显著为负,表明在机构投资者持股比例较低的非国有企业中,高管超额薪酬显著降低了会计信息可比性。SUEST检验结果显示,卡方值均在5%水平上显著。上述结果表明,机构投资者凭借信息优势、专业优势及资金优势对会计信息质量发挥了积极的治理作用,且与机构投资者持股比例较高的非国有企业相比,高管超额薪酬对机构投资者持股比例较低的非国有企业会计信息可比性的负向影响更显著。假说H3得到支持。
表 5 非国有企业高管超额薪酬与会计信息可比性:机构投资者持股的影响
变量 CompMn CompMn4 机构投资者
持股比例高机构投资者
持股比例低机构投资者
持股比例高机构投资者
持股比例低(1) (2) (3) (4) Overpay −0.023 −0.101*** −0.008 −0.043*** (−1.275) (−3.938) (−0.901) (−2.732) Constant 1.091*** −1.047** 0.642*** −0.274 (3.212) (−2.545) (3.635) (−0.968) Control Yes Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes N 1,971 1,981 1,971 1,981 Adj R2 0.338 0.389 0.271 0.317 F 25.847 29.534 18.147 12.193 SUEST (Chi2) 6.460** 5.850** 注:括号内为经公司层面聚类调整(Cluster)的t值;***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;限于篇幅,未报告控制变量的回归结果,资料备索。 表6检验了分析师跟踪对非国有企业高管超额薪酬与会计信息可比性关系的影响。在分析师跟踪人数多组,Overpay的系数为负,但均不显著,表明此时高管超额薪酬对非国有企业会计信息可比性的负向影响并不显著;在分析师跟踪人数少组,Overpay的系数分别为−0.079、−0.023,且至少在5%水平上显著,说明在分析师跟踪人数较少的非国有企业中,高管超额薪酬显著削弱了会计信息可比性。SUEST检验结果也证实两组系数差异显著。上述结果表明,分析师有动力和能力监督、约束企业管理层的会计信息披露行为,从而有效抑制非国有企业高管超额薪酬对会计信息可比性的削弱效应,且与分析师跟踪人数较多的非国有企业相比,高管超额薪酬对分析师跟踪人数较少的非国有企业会计信息可比性的负向影响更显著。假说H4得到支持。
表 6 非国有企业高管超额薪酬与会计信息可比性:分析师跟踪的影响
变量 CompMn CompMn4 分析师跟踪人数多 分析师跟踪人数少 分析师跟踪人数多 分析师跟踪人数少 (1) (2) (3) (4) Overpay −0.014 −0.079*** −0.013 −0.023** (−0.690) (−3.952) (−0.975) (−2.331) Constant −1.573*** 3.245*** −0.446 1.472*** (−4.072) (8.580) (−1.641) (7.733) Control Yes Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes N 2,228 1,776 2,228 1,776 Adj R2 0.383 0.463 0.319 0.357 F 27.326 35.284 11.665 20.190 SUEST (Chi2) 3.810* 3.590* 注:括号内为经公司层面聚类调整(Cluster)的t值;***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;限于篇幅,未报告控制变量的回归结果,资料备索。 -
参照方红星等(2017)的做法,本文对公司i与同行业其他公司配对组合计算的可比性数值分别取中位数、前十位均值,并乘以100(消除量纲差异的影响),得到行业中位数可比性指标CompMd、行业前十位均值可比性指标CompMn10,并将CompMd、CompMn10代入模型重新进行检验,上文结论依然成立。
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本文使用Wind资讯金融终端的年度上市公司机构投资者数量,计算反映机构投资者参与公司治理力量大小的变量Insdum2。若企业当年机构投资者数量大于该指标年度行业全样本中位数,则Insdum2取值为1,否则为0。本文以Insdum2为非国有企业外部监督力量强弱的分组依据,对模型(8)重新进行检验,假说H3依然成立。
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参考张洪辉和章琳一(2017)的研究,本文以分析师为企业发布的年度研报数量衡量分析师关注度Anadum2。若分析师为特定企业i所发布的年度研报数量大于该指标年度行业全样本中位数,Anadum2取值为1,否则为0。本文以Anadum2为非国有企业外部监督力量强弱的分组依据,对模型(8)重新进行检验,假说H4依然成立。
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本文根据高管超额薪酬(Overpay)的上四分位数计算哑变量Overpay4,若Overpay是上四分位数,Overpay4取值为1,否则为0。本文将Overpay与Overpay4交乘,并利用如下模型(9)进行回归检验,结果显示交乘项Overpay×Overpay4在全样本检验、分组检验(非国有企业组、机构投资者持股比例低组、分析师跟踪人数少组)中的系数符号、显著性与上文结论一致。
$$\begin{split} CompMn/CompMn \textit{4} =\; & \alpha + \beta \times Overpay + \gamma \times Overpay\textit{4}\\ & + \chi \times Overpay \times Overpay\textit4{\rm{ + }}\sum {{\lambda _i}} \times Contro{l_i} + \varepsilon \end{split}$$ (9) -
理论界和实务界普遍认为,企业薪酬契约存在同业参照效应,即高管薪酬制定要参照同行业其他公司的高管薪酬标准(或行业薪酬基准)。因此,特定企业的财务报告与同行业其他公司财务报告之间的可比性将有助于该企业高管薪酬契约的制定。换个视角来看,因薪酬辩护的需要,高管超额薪酬对同业间企业会计信息可比性的影响显得更为直接和重要。遗憾的是,目前尚无文献研究高管超额薪酬对企业会计信息可比性的影响。本文以沪深A股非金融保险业上市公司为研究样本,考察了高管超额薪酬对企业会计信息可比性的影响。研究发现,高管超额薪酬水平越高,企业会计信息可比性越低;区分企业产权性质发现,与国有企业相比,非国有企业高管超额薪酬对会计信息可比性的负向影响更显著;进一步研究发现,机构投资者持股、分析师跟踪可以有效抑制非国有企业高管超额薪酬对其会计信息可比性的负向影响。
基于上述结论,本文获得如下启示:监管部门在制定资本市场信息披露(包括但不限于财务报告信息)相关政策、投资者在甄别企业公开披露的会计信息质量时,应对高管薪酬过高的上市公司给予更多关注,重点观察其是否存在通过会计政策选择操纵会计业绩的行为,以避免因高管薪酬辩护行为而导致企业会计信息可比性水平降低。基于机构投资者持股、分析师跟踪可以有效监督、约束非国有企业高管超额薪酬对会计信息可比性的负向影响,监管部门应进一步出台相关政策,促进各类机构投资者积极参与公司治理,规范上市公司信息披露行为;政府相关部门应采取措施进一步推动证券分析师队伍建设,充分发挥其在公司治理中的积极作用。
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摘要: 基于薪酬辩护理论,文章考察了中国上市公司高管超额薪酬是否会影响其信息披露动机,进而导致对外公开披露会计信息可比性水平的变化。研究发现,高管超额薪酬水平越高,企业会计信息可比性越低;区分产权性质后发现,国有企业高管超额薪酬与会计信息可比性没有显著相关关系,非国有企业高管超额薪酬与会计信息可比性具有显著的负相关关系。进一步研究发现,具有公司治理功能的机构投资者持股、分析师跟踪可以有效抑制非国有企业高管超额薪酬对会计信息可比性的负向影响。
Excessive Compensation of Senior Executives and AccountingInformation Comparability: A View of Compensation Justification Theory
Abstract: Based on the theory of compensation justification, this paper examines whether excessive compensation of senior executives of listed firms in China affects their information disclosure motivation, and thus leads to the change of the comparable level of accounting information disclosed publicly. The result shows that the higher the level of excessive compensation of senior executives, the lower the accounting information comparability, and this negative relationship is (not) significant in (state-owned) non-state-owned firms after distinguishing the nature of property right. Further study finds that institutional investors and analysts tracking, which play a role in corporate governance can effectively restrain the negative effect of excessive compensation of senior executives in non-state-owned firms on the accounting information comparability. -
表 1 变量定义
变量 定义 Overpay 高管超额薪酬水平,参见上文“变量定义”部分 CompMn 会计信息可比性,参见上文“变量定义”部分 CompMn4 会计信息可比性,参见上文“变量定义”部分 Size 公司规模,等于期末总资产的自然对数 Roa 总资产报酬率,等于本期营业利润与期末总资产之比 Lev 资产负债率,等于期末总负债与期末总资产之比 Seo 是否再融资,若公司增发、配股,取值为1,否则为0 State 最终控制人类型,若为国有企业,取值为1,否则为0 Board 董事会规模,等于董事会总人数 Indepen 独立董事比例,等于独立董事人数与董事会总人数之比 H5 股权集中度,等于前五大股东持股比例的平方和 Msh 管理层持股,等于高管人员持股比例 Insdum 机构投资者持股比例,参见上文“变量定义”部分 Anadum 分析师跟踪人数,参见上文“变量定义”部分 Year 年度哑变量 Industry 行业哑变量 表 2 主要变量的描述性统计结果与相关系数
变量 均值 中位数 CompMn CompMn4 Overpay Insdum Anadum CompMn −1.383 −1.173 1 CompMn4 −0.287 −0.159 0.809*** 1 Overpay 0.004 0.010 −0.022** −0.013 1 Insdum 0.605 1.000 0.029*** 0.033*** 0.050*** 1 Anadum 0.451 0.000 0.049*** 0.054*** 0.090*** 0.275*** 1 注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;限于篇幅,未报告其他变量的描述性统计结果与相关系数,资料备索。 表 3 高管超额薪酬与企业会计信息可比性
变量 CompMn CompMn4 (1) (2) Overpay −0.032*** −0.014** (−2.681) (−2.177) Size −0.085*** −0.036*** (−10.601) (−8.309) Roa 1.548*** 0.947*** (10.067) (10.315) Lev −0.710*** −0.353*** (−15.280) (−13.483) Seo 0.087*** 0.036*** (4.083) (3.177) State 0.006 0.004 (0.420) (0.489) Board 0.010** 0.003 (2.346) (1.203) Indepen −0.062 −0.114 (−0.471) (−1.528) H5 0.068 −0.016 (1.073) (−0.465) Msh 0.005*** 0.002*** (5.620) (4.717) Constant 0.827*** 0.567*** (4.976) (6.140) Year/Industry Yes Yes N 9,856 9,856 R2 0.303 0.217 Adj R2 0.301 0.214 F 97.310 46.430 注:括号内为经公司层面聚类调整(Cluster)的t值;***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。 表 4 高管超额薪酬与企业会计信息可比性:区分产权性质
变量 CompMn CompMn4 国有企业 非国有企业 国有企业 非国有企业 (1) (2) (3) (4) Overpay −0.011 −0.071*** −0.007 −0.026*** (−0.607) (−4.470) (−0.758) (−3.172) Constant 1.339*** −0.199 0.788*** 0.108 (6.185) (−0.735) (6.609) (0.746) Control Yes Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes N 5,852 4,004 5,852 4,004 Adj R2 0.294 0.328 0.204 0.273 F 102.346 46.114 125.322 27.516 SUEST (Chi2) 5.880** 4.270** 注:括号内为经公司层面聚类调整(Cluster)的t值;***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;限于篇幅,未报告控制变量的回归结果,资料备索。 表 5 非国有企业高管超额薪酬与会计信息可比性:机构投资者持股的影响
变量 CompMn CompMn4 机构投资者
持股比例高机构投资者
持股比例低机构投资者
持股比例高机构投资者
持股比例低(1) (2) (3) (4) Overpay −0.023 −0.101*** −0.008 −0.043*** (−1.275) (−3.938) (−0.901) (−2.732) Constant 1.091*** −1.047** 0.642*** −0.274 (3.212) (−2.545) (3.635) (−0.968) Control Yes Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes N 1,971 1,981 1,971 1,981 Adj R2 0.338 0.389 0.271 0.317 F 25.847 29.534 18.147 12.193 SUEST (Chi2) 6.460** 5.850** 注:括号内为经公司层面聚类调整(Cluster)的t值;***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;限于篇幅,未报告控制变量的回归结果,资料备索。 表 6 非国有企业高管超额薪酬与会计信息可比性:分析师跟踪的影响
变量 CompMn CompMn4 分析师跟踪人数多 分析师跟踪人数少 分析师跟踪人数多 分析师跟踪人数少 (1) (2) (3) (4) Overpay −0.014 −0.079*** −0.013 −0.023** (−0.690) (−3.952) (−0.975) (−2.331) Constant −1.573*** 3.245*** −0.446 1.472*** (−4.072) (8.580) (−1.641) (7.733) Control Yes Yes Yes Yes Year/Industry Yes Yes Yes Yes N 2,228 1,776 2,228 1,776 Adj R2 0.383 0.463 0.319 0.357 F 27.326 35.284 11.665 20.190 SUEST (Chi2) 3.810* 3.590* 注:括号内为经公司层面聚类调整(Cluster)的t值;***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;限于篇幅,未报告控制变量的回归结果,资料备索。 -
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