公允價(jià)值計(jì)量與高管薪酬的關(guān)系研究

1、52《華商》一、引言新企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則頒布至今已逾兩年，其中的一大特色就是大量引進(jìn)公允價(jià)值計(jì)量模式。雖然受到市場完善程度、會(huì)計(jì)執(zhí)業(yè)界素質(zhì)等因素影響，公允價(jià)值在實(shí)務(wù)中的運(yùn)用仍有較大的局限性，學(xué)術(shù)界對于公允價(jià)值計(jì)量模式帶來的復(fù)雜影響也一直爭議不休：公允價(jià)值計(jì)量是否會(huì)導(dǎo)致利潤的大幅波動(dòng)，公允價(jià)值是否會(huì)降低會(huì)計(jì)信息的可靠性，公允價(jià)值的運(yùn)用能否達(dá)到“決策有用”并且更好地評價(jià)“受托責(zé)任”等等。因此，實(shí)務(wù)界和學(xué)術(shù)界都極其迫切地需要公允價(jià)值運(yùn)用的實(shí)際結(jié)果來

2、對上述問題加以驗(yàn)證。截至目前，各個(gè)上市公司已經(jīng)公布了2007年年報(bào)，這為公允價(jià)值這一計(jì)量屬性進(jìn)行實(shí)證研究提供了絕佳的材料。二、公允價(jià)值計(jì)量與高管薪酬關(guān)系的理論基礎(chǔ)本文對公允價(jià)值計(jì)量與高管薪酬關(guān)系的研究主要基于會(huì)計(jì)政策選擇的經(jīng)濟(jì)后果理論和企業(yè)所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)相分離而產(chǎn)生的代理理論而提出的。市場環(huán)境的復(fù)雜性、經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)的不確定性和會(huì)計(jì)政策執(zhí)行者的利益的等因素的驅(qū)使，決定了上市公司進(jìn)行會(huì)計(jì)政策選擇的必然性和可能性?，F(xiàn)有的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則為上市公司進(jìn)行會(huì)計(jì)

3、政策選擇提供了較大的空間，例如投資性房地產(chǎn)的計(jì)量，企業(yè)可以選擇采用歷史成本模式計(jì)量，也可以選擇采用公允價(jià)值模式計(jì)量。企業(yè)采用不同的會(huì)計(jì)處理方法會(huì)影響信息使用者的判斷和決策，在有效市場假設(shè)條件下，將會(huì)影響證券市場上股票的價(jià)格和投資者的期望報(bào)酬率，也就是說，會(huì)計(jì)政策的選擇產(chǎn)生了“經(jīng)濟(jì)后果”。所謂會(huì)計(jì)政策選擇的“經(jīng)濟(jì)后果”，按照澤夫（Zeff，1978）的理解，是指財(cái)務(wù)報(bào)告對企業(yè)、政府、工會(huì)、投資者和債權(quán)人的決策行為的影響。司可脫（Scott

4、，2000）則認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)后果是指這樣的一種觀念：盡管存在著有效證券市場理論的啟示，會(huì)計(jì)政策的選擇仍會(huì)對企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生影響。因此，企業(yè)，尤其是高管層在選擇會(huì)計(jì)計(jì)量模式之時(shí)，會(huì)考慮到是否采用公允價(jià)值計(jì)量以及這種計(jì)量模式能否達(dá)到自己所期望得到的經(jīng)濟(jì)后果。代理理論是制度經(jīng)濟(jì)學(xué)契約理論的主要內(nèi)容之一。就企業(yè)而言，它主要研究的是在委托方（企業(yè)所有者）和代理方（企業(yè)管理者）之間存在信息不對稱的情況下，委托方如何設(shè)計(jì)最優(yōu)契約激勵(lì)代理方。企業(yè)的管理者在兩權(quán)

5、分離過程中掌握了實(shí)際經(jīng)營權(quán)并有可能利用這種權(quán)利侵犯所有者的利益。而所有者通常不能完全得知企業(yè)的經(jīng)營管理各個(gè)方面的信息，由此產(chǎn)生“道德風(fēng)險(xiǎn)”和“逆向選擇”問題。這使得企業(yè)的所有者要設(shè)計(jì)一個(gè)激勵(lì)合同以保證達(dá)到自己的期望效用。在通常情況下，會(huì)計(jì)利潤是一個(gè)很好的衡量指標(biāo)，因此它常常被視為一個(gè)比股票價(jià)格更直接衡量管理者業(yè)績的指標(biāo)而作為激勵(lì)管理者的基礎(chǔ)。張繼袖等曾在《中國上市公司會(huì)計(jì)政策選擇的動(dòng)機(jī)和經(jīng)濟(jì)后果分析》一文中指出：中國上市公司進(jìn)行會(huì)計(jì)政策

6、選擇的動(dòng)機(jī)之一是管理者報(bào)酬計(jì)劃。一般來說，在激勵(lì)機(jī)制中，會(huì)計(jì)收益被用來作為確定支付給管理者報(bào)酬的重要基礎(chǔ)，這樣管理者就會(huì)十分關(guān)心對會(huì)計(jì)收益產(chǎn)生重要影響的會(huì)計(jì)政策，甚至為了實(shí)現(xiàn)自身效益最大化對會(huì)計(jì)政策進(jìn)行盈余管理。新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則引入公允價(jià)值這一計(jì)量屬性，使得企業(yè)高管層在會(huì)計(jì)計(jì)量方法上擁有了更多的選擇空間。為了達(dá)到相應(yīng)的高管激勵(lì)目標(biāo)，高管層通常會(huì)慎重考慮公允價(jià)值計(jì)量與企業(yè)所制定的高管激勵(lì)政策之間的關(guān)系。三、公允價(jià)值計(jì)量與高管薪酬關(guān)系的實(shí)證模型分

7、析（一）文獻(xiàn)回顧對于公允價(jià)值計(jì)量產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果，許多學(xué)者從理論的角度加以論述。黃世忠、陳箭深、張象至、王肖?。?004）分析了企業(yè)合并會(huì)計(jì)的經(jīng)濟(jì)后果，并且對于我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系中計(jì)量屬性的整合提出了一些看法。陳峰、劉強(qiáng)安（2006）從信息經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角思考和解釋了公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇。尚維琛（2006）對實(shí)施新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果及其利弊加以分析。李文靜（2007）探討了新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施公允價(jià)值的影響。李春華（2007）從會(huì)計(jì)要素的計(jì)量、

8、無形資產(chǎn)、債務(wù)重組等方面對執(zhí)行新準(zhǔn)則可能產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行了簡要分析。對于高管薪酬與會(huì)計(jì)業(yè)績之間的關(guān)系，也有許多學(xué)者進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。張俊瑞、趙進(jìn)文和張建（2003）研究發(fā)現(xiàn)高管層的薪酬與公司經(jīng)營績效呈現(xiàn)較顯著的正相關(guān)關(guān)系。趙艷艷、王懷明（2007）用上交所B股的數(shù)據(jù)研究表明公司業(yè)績與管理層持股比例正相關(guān)，但不夠顯著；公司業(yè)績與高管年薪正相關(guān)。杜興強(qiáng)、王麗華（2007）用會(huì)計(jì)績效指標(biāo)（ROA、ROE）、市場指標(biāo)（Tobin’Q）以及股東財(cái)

9、富指標(biāo)（OF）構(gòu)建模型，發(fā)現(xiàn)高管薪酬與公司及股東財(cái)富前后兩期的變化均成正相關(guān)關(guān)系，公司的董事會(huì)或薪酬委員會(huì)在決定高管當(dāng)局薪酬時(shí)青睞于會(huì)計(jì)盈余指標(biāo)的變化更甚于信任股東財(cái)富指標(biāo)。（二）研究設(shè)計(jì)在公司對高管采用業(yè)績—報(bào)酬激勵(lì)的契約下，公司高管的薪酬以公司經(jīng)營業(yè)績?yōu)榛A(chǔ)，業(yè)績越高，高管所得到的薪酬越高。從新準(zhǔn)則在上市公司的應(yīng)用上看，公允價(jià)值的變動(dòng)主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一方面是利潤表中的“公允價(jià)值變動(dòng)損益”，另一方面則影響到資產(chǎn)負(fù)債表所有者權(quán)益

10、下的“資本公積”科目。公允價(jià)值變動(dòng)損益直接計(jì)入利潤表，對上市公司經(jīng)營業(yè)績有一定的影響力，這也間接影響了上市公司的高管薪酬。因此，本文作出假設(shè)：高管薪酬與公允價(jià)值計(jì)量之間存在正相關(guān)關(guān)系。（三）指標(biāo)與樣本選取本文參照已有的研究高管薪酬與上市公司經(jīng)營業(yè)績的文獻(xiàn)，選取2007年上市公司年報(bào)中披露的高管人員薪酬（ME）為自變量，從合并利潤表和合并資產(chǎn)負(fù)債表中選取了以下指標(biāo)作為因變量：RE為合并利潤表中營業(yè)收入總額；FV為合并利潤表中2007年公允

11、價(jià)值變動(dòng)損益的金額；FV0為合并利潤表中2006年公允價(jià)值變動(dòng)損益的金額，為按照新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則調(diào)整后的數(shù)額；Invest為合并利潤表中投資收益的金額；AS為合并資產(chǎn)負(fù)債表中總資產(chǎn)金額；OE為合并資產(chǎn)負(fù)債表中所有者權(quán)益金額?？紤]到風(fēng)險(xiǎn)因素和盈利能力等影響，本文選取了以下會(huì)計(jì)比率作為解釋變量：FR為資產(chǎn)負(fù)債率，代表上市公司經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)；ROE為加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率，以百分比計(jì)算；EPS為基本每股收益；EPNA為歸屬于上市公司股東的每股凈資產(chǎn)。本文以

12、2007年滬市主板上市公司公布的年報(bào)為研究樣本，由于金融類上市公司持有衍生金融工具等金融資產(chǎn)和金融負(fù)債的特殊性，樣本中不包含金融類上市公司。同時(shí)，本文的樣本中剔除了ST和ST公司和公允價(jià)值變動(dòng)損益金額為零的上市公司，得到滿足假設(shè)所需數(shù)據(jù)的滬市上市公司樣本總數(shù)為139家。上市公司2007年年報(bào)資料來源于上海證券交易所（:.cn）和金融界網(wǎng)站（.cn）。（四）實(shí)證分析本文采用逐步回歸分析法建立回歸模型。首先，根據(jù)向前公允價(jià)值計(jì)量與高管薪酬的

13、關(guān)系研究趙婧(浙江財(cái)經(jīng)學(xué)院會(huì)計(jì)學(xué)院浙江杭州310018)53《華商》逐步法，從方差分析的結(jié)果中選擇符合的解釋變量，將對被解釋變量的貢獻(xiàn)最大的金融回歸方程；再根據(jù)向后剔除法，將模型中F值最小的且符合剔除依據(jù)的變量剔除出模型；重復(fù)進(jìn)行直到回歸方程中的解釋變量均符合進(jìn)入模型的依據(jù)，模型外的變量都不符合進(jìn)入模型的依據(jù)為止。采用SPSS13.0進(jìn)行回歸分析后得出的結(jié)論如下：表1：各解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)MaxMinMeanStd.Deviation

14、NME2713000047040041184594448465139RE19155898600021827912312957666124.2530833356354.942139FV169837200011543448938138964.09207370996.232139SIZE19.881926.199022.3453091.4372113139FV01512776302680410003644949.8835536813.4371

15、39AS23882100000043113455917783872907.8039732160423.914139OE1488160000003281733177408743980.8918148176537.539139Invest657752820013899707243410653.09736467365.280139FR12.16961.03482.4113531.5135718139ROE94.770.5413.7047481

16、2.7129856139EPS2.35550.02.469429.4754174139EPNA24.07970.594.0616773.0565138139表2：逐步回歸法被選擇的解釋變量ModelVariablesEnteredVariablesRemovedMethod1OE.Stepwise(Criteria:ProbabilityofFtoenter=.100).2EPS.Stepwise(Criteria:Probabilit

17、yofFtoenter=.100).3Invest.Stepwise(Criteria:ProbabilityofFtoenter=.100).4ROE.Stepwise(Criteria:ProbabilityofFtoenter=.100).5FV.Stepwise(Criteria:ProbabilityofFtoenter=.100).從表2中我們可以看出，在解釋高管薪酬的各種變量中，所有者權(quán)益（OE）、每股收益（EPS）、投資

18、收益（Invest）、加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率（ROE）和2007年公允價(jià)值變動(dòng)損益（FV）這五個(gè)變量進(jìn)入到了回歸方程中，而其他的變量則被剔除。將上述五個(gè)變量和高管薪酬進(jìn)行回歸分析得出的結(jié)果如下：表3：模型小結(jié)表4：方差分析從上述模型的比較可以得知，用EPS、ROE、OE、FV、Invest作為解釋變量解釋高管薪酬（ME）得出的多元回歸模型為：ME=1433406.5950.000OE1525866.312EPS0.001Invest606

19、36.894ROE0.003FV該模型證實(shí)，上市公司公允價(jià)值變動(dòng)損益與高管薪酬之間存在正相關(guān)關(guān)系，從而證實(shí)了本文的假設(shè)。四、研究結(jié)論與建議本文主要從上市公司高管激勵(lì)的角度出發(fā)，研究公允價(jià)值計(jì)量是否會(huì)對上市公司高管激勵(lì)制度產(chǎn)生相關(guān)的影響。從上文的實(shí)證分析得知：1.高管薪酬與公允價(jià)值變動(dòng)損益之間存在著正相關(guān)關(guān)系，但是顯著程度不高，這可能是由于公允價(jià)值變動(dòng)損益對上市公司經(jīng)營業(yè)績的影響不夠顯著有關(guān)；2.高管薪酬與資產(chǎn)負(fù)債表中公允價(jià)值計(jì)量的項(xiàng)目之

20、間不存在明顯的相關(guān)關(guān)系，這一方面是由于公允價(jià)值計(jì)量運(yùn)用存在較為嚴(yán)格的限制，使用公允價(jià)值計(jì)量的科目較少；另一方面是因?yàn)楣蕛r(jià)值計(jì)量在資產(chǎn)負(fù)債表項(xiàng)目中運(yùn)用的結(jié)果難以控制和預(yù)料，許多上市公司仍傾向于采用保守的歷史成本計(jì)量。從本文研究得出的結(jié)論看出，我國上市公司的高管激勵(lì)政策以薪酬激勵(lì)為主，股權(quán)激勵(lì)雖然存在，但并沒有發(fā)揮出其應(yīng)有的效用。這很容易造成公司高管層為了短期的利益而犧牲公司的長遠(yuǎn)發(fā)展。從總體上看，上市公司高管的薪酬激勵(lì)都是以上市公司業(yè)績

21、為基礎(chǔ)設(shè)計(jì)的，因此，高管層對于公司業(yè)績的關(guān)注度較高。對于可能會(huì)引起上市公司經(jīng)營業(yè)績變化的政策，例如公允價(jià)值計(jì)量，高管層都會(huì)做出較為謹(jǐn)慎的選擇。在不能控制和預(yù)料公允價(jià)值計(jì)量帶來的經(jīng)濟(jì)后果的情況下，大多數(shù)上市公司傾向于保持現(xiàn)有的狀態(tài)。盡管如此，本文的實(shí)證研究表明高管薪酬與公允價(jià)值變動(dòng)損益之間確實(shí)存在正向的相關(guān)關(guān)系，這將會(huì)為以后高管激勵(lì)制度的設(shè)計(jì)提供一定的參考。【參考文獻(xiàn)】[1]陳峰劉強(qiáng)安.公允價(jià)值計(jì)量的選擇:思考與解釋——信息經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角[

22、J].財(cái)會(huì)通訊(學(xué)術(shù)版）2006(4).[2]陳美華.公允價(jià)值計(jì)量基礎(chǔ)研究[M].北京:中國財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社2006[3]陳志廣.高級管理人員報(bào)酬的實(shí)證研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)2002(5).[4]杜興強(qiáng)王麗華.高層管理當(dāng)局薪酬與上市公司業(yè)績的相關(guān)性實(shí)證研究[J].會(huì)計(jì)研究2007.[5]李增泉.激勵(lì)機(jī)制與企業(yè)績效——一項(xiàng)基于上市公司的實(shí)證研究[J].會(huì)計(jì)研究2000[6]劉浩孫錚.公允價(jià)值的實(shí)證理論分析與中國的研究機(jī)遇[J].財(cái)經(jīng)研究2

23、008[7]劉浩孫錚.公允價(jià)值的目標(biāo)論與契約研究導(dǎo)向——兼以上市公司首次確認(rèn)辭退補(bǔ)償為例[J].會(huì)計(jì)研究2008[8]于永生.美國公允價(jià)值會(huì)計(jì)的應(yīng)用研究[J].財(cái)經(jīng)論叢2005[9]趙艷艷王懷明.高級管理層激勵(lì)與上市公司業(yè)績的相關(guān)性——來自上交所B股的實(shí)證研究[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）2006[10]張俊瑞趙進(jìn)文張建.高級管理層激勵(lì)與上市公司經(jīng)營績效相關(guān)性的實(shí)證分析[J].會(huì)計(jì)研究2003ModelSummary.739a.

24、547.5303050696.7651AdjustedStd.Errofa.ANOVAb1E01552.986E01432.086.000a1E0151339.307E0123E015138RegressionResidualTotal1Sumofa.b.Coefficientsa1433407398518.73.597.000.003.001.1302.055.042.000.000.4206.301.000.001.000.1822