薪酬激勵、成本粘性與盈余信息質(zhì)量

王學(xué)瓅（教授）路坦

（東北林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院 黑龍江哈爾濱 150040）

一、引言

我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革”成為我國推行經(jīng)濟體制改革的核心政策，其主要任務(wù)是去產(chǎn)能、去庫存、去杠桿、降成本、補短板，“降成本”成為宏觀經(jīng)濟調(diào)控的重要手段。在“國內(nèi)大循環(huán)”新發(fā)展格局下，企業(yè)的成本管理行為顯得尤為重要。成本粘性是指企業(yè)業(yè)務(wù)量減少時，成本費用降低的幅度小于業(yè)務(wù)量上升時成本費用增加的幅度。管理者為了滿足其自利利益，當(dāng)企業(yè)銷售收入上升時，會選擇增加有效的資源實現(xiàn)銷售收入的增加，而當(dāng)企業(yè)銷售收入下降時，管理層為了不降低自身的薪酬福利，保障自己已經(jīng)擁有的資源，不會主動做出減少企業(yè)成本費用的決策。而成本粘性的這種非對稱性也會反映到企業(yè)的會計盈余中，管理者為了向投資者傳遞出企業(yè)利好的信息，極易做出忽略不利信息而偽造對自身有利的盈余信息的不當(dāng)行為，導(dǎo)致企業(yè)的盈余信息質(zhì)量大大降低。

目前，我國上市公司已經(jīng)普遍建立了與企業(yè)業(yè)績相關(guān)聯(lián)的管理層薪酬激勵制度，該制度能夠在很大程度上限制管理層盈余管理行為[1-2]，并且當(dāng)高管自身利益與企業(yè)利益更加一致時，高管薪酬激勵能夠促進企業(yè)經(jīng)營績效的提升[3]。但是，近年來，銀監(jiān)會、國資委紛紛出臺“限薪令”文件，試圖對高管人員的薪酬水平予以限制，希望通過行政手段來縮小薪酬差距，防止兩極分化[4]。因此，管理者為了謀取高額薪酬，很有可能利用操縱會計盈余的手段來證明其收入的合理性，由此將造成企業(yè)盈余信息質(zhì)量下降，這既不利于企業(yè)的經(jīng)營管理，也不利于企業(yè)價值的提升。

通過對以往文獻進行梳理可以發(fā)現(xiàn)，目前研究主要集中于成本粘性與盈余信息質(zhì)量、薪酬激勵與盈余信息質(zhì)量的關(guān)系，但對于這三者之間的關(guān)系尚未進行深入研究?；诖耍疚膶⑿匠昙?、成本粘性以及盈余信息質(zhì)量三者置于同一框架中進行實證研究，并進一步探究薪酬激勵在成本粘性與盈余信息質(zhì)量關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

上市公司通過企業(yè)年度報告所披露的盈余信息，可以有效地反映企業(yè)的會計信息質(zhì)量，讓投資者了解到會計數(shù)字下所隱含的經(jīng)濟實質(zhì)。成本費用作為企業(yè)凈利潤的抵減項，在一定程度上影響企業(yè)的盈利水平和未來的發(fā)展?fàn)顩r。成本粘性的存在，是由于企業(yè)業(yè)務(wù)量減少時成本費用降低的幅度小于業(yè)務(wù)量上升時成本費用的增加幅度，這種不對稱性同樣也會反映到企業(yè)的會計盈余中。因此，企業(yè)的投資者會考慮成本粘性的存在是否會對企業(yè)的盈利能力以及公司價值及未來發(fā)展產(chǎn)生影響。一方面，從會計收益來看，成本粘性較大的公司在銷售收入降低時，管理者會通過調(diào)控企業(yè)年度報告中的會計收益來傳遞出自身利好的盈余信息，選擇保留一部分本應(yīng)減少的成本費用，盡量減少因成本費用而導(dǎo)致企業(yè)會計利潤大幅下降，因此其傳遞的盈余信息質(zhì)量也就越差的不利影響。另一方面，從管理者動機來看，具有自利動機的管理者在一定程度上會影響成本粘性與盈余信息質(zhì)量的關(guān)系，具有自利動機的管理者通常會無視企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險，即使在市場環(huán)境不佳的情況下，可能會通過過度投資、利用職權(quán)及其他方式增加報酬，謀求在職消費[5]，繼續(xù)增長企業(yè)的業(yè)務(wù)量，不會對成本費用進行削減，導(dǎo)致企業(yè)的未來收益被高估，從而降低企業(yè)的盈余信息質(zhì)量?；诖?，本文提出假設(shè)：

H1：成本粘性與盈余信息質(zhì)量之間顯著負相關(guān)。

在公司經(jīng)營過程中，公司所有者和公司管理者存在“委托-代理”的情況，所有者希望管理者能夠以有利于所有者利益的方式經(jīng)營公司，完善公司的治理效率，提高公司價值。但由于公司價值存在不可觀察性，以及信息的不對稱和對于管理者的監(jiān)督困難，所有者不能全面了解到管理者的真實努力程度，因此，所有者往往會與管理者簽訂薪酬契約，將公司會計盈余作為主要的衡量指標(biāo)，但是這種薪酬激勵的方式會對公司的盈余信息質(zhì)量帶來直接影響。Watts等（1986）認為，高管薪酬是誘發(fā)企業(yè)盈余管理的一個重要動機，管理者為了實現(xiàn)個人經(jīng)濟利益，增加報酬現(xiàn)值，存在提前確認未來盈余的傾向[6]。管理者的主要工作內(nèi)容是為公司制定合理的目標(biāo)、制度和規(guī)范，管理者的努力程度和管理能力等變量無法僅僅通過指標(biāo)考核的方式進行評價，而這種基于會計盈余的的薪酬契約會激發(fā)管理者為了實現(xiàn)自身薪酬最大化而人為地操縱企業(yè)盈余管理。在我國，管理層薪酬水平與操縱性應(yīng)計利潤高度正相關(guān)，薪酬激勵構(gòu)成了我國上市公司盈余管理的一個基本誘因[7]，薪酬激勵往往更注重公司的短期績效，這就可能誘發(fā)管理者的機會主義行為，即管理者為了謀取高額薪酬，憑借著掌握公司信息的絕對優(yōu)勢而做出虛增利潤，提前確認收益和延遲確認損失的行為，進而降低公司的盈余信息質(zhì)量。基于此，本文提出假設(shè)：

H2：薪酬激勵與盈余信息質(zhì)量之間顯著負相關(guān)。

我國上市公司普遍存在委托代理問題，上市公司為了降低代理成本，通常采用薪酬激勵的方式把管理者利益和公司利益高度聯(lián)系起來，但是由于管理者對公司控制權(quán)的日漸膨脹，薪酬激勵也逐漸成為管理者利用職權(quán)來獲取高額薪酬的一種手段。謝獲寶等（2012）[8]研究發(fā)現(xiàn)，高薪并不能發(fā)揮激勵效應(yīng)，獲取高薪的高管仍存在自利行為。高管權(quán)力的存在也就導(dǎo)致企業(yè)薪酬激勵不能發(fā)揮應(yīng)有的治理效果。在公司的業(yè)務(wù)量上升時，管理者為了給自己謀取額外的薪酬收益，不僅不會對成本費用進行削減，還會選擇盡可能多地投入資源，從而高估企業(yè)的未來收益。而在公司的業(yè)務(wù)量下降時，為了保證自己可控資源，并不會立即做出處置閑置資源的決策，甚至為了維持自身薪酬和資源規(guī)模，更可能設(shè)法去減少成本的下降幅度，加強公司的成木粘性，在年度報告的會計收益中傳遞出對自身有利的盈余信息，而其對成本費用的操縱幅度越大，企業(yè)盈余信息質(zhì)量也就越差。因此，本文提出假設(shè)：

H3：薪酬激勵可以增強成本粘性與盈余信息質(zhì)量之間的相關(guān)性。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取。本文選取2010—2019年滬深兩市A股上市公司為初始研究樣本，并對樣本進行以下處理：（1）剔除金融行業(yè)公司；（2）剔除研究期間被ST和*ST公司；（3）剔除數(shù)據(jù)缺乏和財務(wù)狀況異常的公司，共獲有效樣本5 542個。本文數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)的分析和處理主要采用SPSS 23.0和Stata 15.0共同完成。

（二）變量定義。

1.被解釋變量。根據(jù)以往學(xué)者的研究，對盈余信息質(zhì)量的度量多采用修正的Jones模型和DD模型。本文借鑒于連超等（2018）[9]的研究方法，選擇應(yīng)計盈余管理、盈余激進度和盈余平滑度作為衡量盈余信息質(zhì)量的關(guān)鍵指標(biāo)。

（1）應(yīng)計盈余管理。本文采用修正的Jones模型計算應(yīng)計盈余管理。

首先，利用模型（1）來計算總應(yīng)計利潤。其中，TA為總應(yīng)計利潤，等于凈利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量；A表示資產(chǎn)總額；ΔS表示本期銷售收入較上期銷售收入的增量；PPE表示固定資產(chǎn)。α1、α2和α3為回歸系數(shù)，t為年度，t-1代表滯后一期，εt為殘差。其次，將模型（1）計算得出的回歸系數(shù)α1、α2和α3帶入到模型（2），計算非操縱性利潤。其中，ΔR表示本期應(yīng)收賬款較上期應(yīng)收賬款的增量。最后，用模型（1）計算得出的總應(yīng)計利潤減去模型（2）計算得出的非操縱性利潤，即為操縱性應(yīng)計利潤，其絕對值越大，表明企業(yè)的盈余管理程度越高，盈余信息質(zhì)量越差。

（2）盈余激進度。借鑒Bhattacharya 等（2006）[10]的研究，采用模型（4）計算上市公司的盈余激進度（EA）。

其中，0Pit表示第i家公司當(dāng)期營業(yè)利潤；CFOit表示第i家公司當(dāng)期經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量；Ai，t-1表示第i家公司上期資產(chǎn)總額。盈余激進度（EA）越大，表明企業(yè)的盈余激進程度越高，盈余信息質(zhì)量越差。

（3）盈余平滑度。借鑒Bhattacharya等（2006）[10]的研究，利用模型（5）計算上市公司的盈余平滑度。盈余平滑度（EA）越大，表明企業(yè)的盈余平滑程度越高，盈余信息質(zhì)量越差。

（4）盈余信息質(zhì)量。通過借鑒李青原（2009）[11]使用的百分位數(shù)賦值方法構(gòu)建盈余信息質(zhì)量綜合指數(shù)，利用模型（6）來綜合反映企業(yè)的盈余信息質(zhì)量，該指數(shù)越大，說明企業(yè)的盈余信息質(zhì)量越差。

2.解釋變量。本文參照 Weiss（2010）[12]的研究方法對成本粘性進行量化處理，計算公式見模型（7）。

其中，Stickyi，t表示第i家公司第t年的成本粘性；ΔCost表示第i家公司某一季度的成本差；ΔSale表示第i家公司某一季度的營業(yè)收入差；w1表示第i家公司第t年四個季度中最接近年末的收入下降的季度；w2表示第i家公司第t年四個季度中最接近年末的收入上升的季度。

3.調(diào)節(jié)變量。本文以上市公司中薪酬最高的前三名高管薪酬總額的自然對數(shù)作為衡量薪酬激勵（SI）的指標(biāo)。

4.控制變量。參考國內(nèi)外學(xué)者的研究，選擇資本密集度（AI）、勞動密集度（EI）、資產(chǎn)負債率（Lev）、公司規(guī)模（Size）、成長性（Gro）、股權(quán)性質(zhì)（State）以及年度作為控制變量。本文具體變量定義見表1。

表1 主要變量說明

（三）模型構(gòu)建。為了驗證成本粘性與盈余信息質(zhì)量之間的關(guān)系以及薪酬激勵的調(diào)節(jié)作用，本文建立模型（8）、模型（9）和模型（10）分別檢驗本文假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計。通過表2各變量描述性統(tǒng)計情況可以看出，盈余信息質(zhì)量綜合指數(shù)EIQ的最大值、最小值分別為0.004、0.995。說明研究樣本中的盈余信息質(zhì)量存在較大差距，對企業(yè)盈余存在一定程度上的操縱行為，并且大多數(shù)企業(yè)顯示較高的盈余管理水平；成本粘性的最大值、最小值和平均值分別為-10.287、-0.000和-0.703，說明成本粘性在我國上市公司中普遍存在；最后，薪酬激勵的平均值為14.552，說明研究樣本中的高管存在穩(wěn)定且較高的貨幣薪酬。

表2 各變量描述性統(tǒng)計情況

（二）相關(guān)性分析。通過表3各變量相關(guān)性情況可知，各變量之間不存在多重共線性問題。就核心變量來看，成本粘性和盈余信息質(zhì)量綜合指數(shù)在1%的水平上顯著正相關(guān)，即成本粘性和盈余信息質(zhì)量顯著負相關(guān)。薪酬激勵和盈余信息質(zhì)量綜合指數(shù)在1%的水平上顯著正相關(guān)，即薪酬激勵和盈余信息質(zhì)量顯著負相關(guān)。

表3 各變量相關(guān)性分析

（三）回歸分析。為避免模型中的交互項存在多重共線性，本文在進行回歸分析時對成本粘性和薪酬激勵進行中心化處理。從表4中模型1的回歸分析可知，成本粘性與盈余信息質(zhì)量綜合指數(shù)之間的回歸系數(shù)為0.019，并且通過顯著性水平檢驗，說明成本粘性與盈余信息質(zhì)量綜合指數(shù)之間顯著正相關(guān)，進一步說明成本粘性與盈余信息質(zhì)量之間顯著負相關(guān)，即成本粘性越大，企業(yè)的盈余信息質(zhì)量就越差，再次驗證了假設(shè)1的準(zhǔn)確性。通過對模型2的回歸分析可知，薪酬激勵與盈余信息質(zhì)量之間的回歸系數(shù)為0.030，并且通過顯著性水平檢驗，說明薪酬激勵與盈余信息質(zhì)量綜合指數(shù)之間顯著正相關(guān)，進一步說明薪酬激勵與盈余信息質(zhì)量之間顯著負相關(guān)，即薪酬激勵程度越大，企業(yè)的盈余信息質(zhì)量越差，再次驗證了假設(shè)2的準(zhǔn)確性。從模型3的回歸分析可知，薪酬激勵與成本粘性的交乘項與成本粘性之間的回歸系數(shù)為0.014，并且通過顯著性水平檢驗，說明薪酬激勵可以增強成本粘性與盈余信息質(zhì)量之間的相關(guān)性，假設(shè)3的準(zhǔn)確性得到了驗證。

表4 回歸分析結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

為了避免研究結(jié)論可能存在內(nèi)生性問題，將解釋變量滯后一期，考察滯后一期的成本粘性與盈余信息質(zhì)量之間的關(guān)系。滯后一期的回歸結(jié)果如表5所示，模型1中，滯后一期的成本粘性與盈余信息質(zhì)量的回歸系數(shù)為0.019，并且通過顯著性水平檢驗，說明考慮到反向因果的因素導(dǎo)致成本粘性與盈余信息質(zhì)量之間存在的內(nèi)生性問題后，假設(shè)1仍然成立。模型2中，滯后一期的薪酬激勵與盈余信息質(zhì)量的回歸系數(shù)為0.031，并且通過顯著性水平檢驗，說明假設(shè)2仍然成立。模型3中，薪酬激勵與成本粘性的交乘項與成本粘性之間的回歸系數(shù)為0.014，并且通過顯著性水平檢驗，說明薪酬激勵可以增強成本粘性與盈余信息質(zhì)量之間的相關(guān)性，假設(shè)3仍然成立。

表5 穩(wěn)健性檢驗

六、結(jié)論

本文以2010—2019年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，實證檢驗薪酬激勵、成本粘性以及盈余信息質(zhì)量之間的關(guān)系，主要研究結(jié)論如下：成本粘性與盈余信息質(zhì)量之間顯著負相關(guān)，成本粘性越高，企業(yè)的盈余信息質(zhì)量越差；薪酬激勵與盈余信息質(zhì)量之間顯著負相關(guān)，管理層的薪酬水平越高，企業(yè)的盈余信息質(zhì)量越差；進一步，薪酬激勵可以增強成本粘性與盈余信息質(zhì)量的相關(guān)性。

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下建議：第一，關(guān)注管理者的成本管理行為。成本粘性抑制了企業(yè)的盈余信息質(zhì)量，因此在評估企業(yè)盈余信息質(zhì)量時，不應(yīng)僅關(guān)注管理者的盈余管理行為，還應(yīng)當(dāng)考慮管理者的成本管理行為對于企業(yè)會計盈余的影響。第二，完善管理者薪酬激勵機制。建立薪酬激勵機制雖然能夠?qū)芾碚甙l(fā)揮一定的激勵作用，但同樣也會引起管理者操縱企業(yè)會計盈余的負面效應(yīng)，因此企業(yè)在制定激勵政策時還應(yīng)當(dāng)考慮企業(yè)治理機制以及管理者自身特質(zhì)等情況。第三，管理者自利動機是影響成本粘性與盈余信息質(zhì)量的主要原因。具有自利動機的管理者更容易通過成本費用來操縱企業(yè)會計盈余，因此，企業(yè)應(yīng)當(dāng)完善公司治理體系，降低代理成本，提高成本管理效率和規(guī)范盈余管理行為。