董 丽 萍，张 军

（北京物资学院商学院，北京市 101149）

一、引言

詹森（Jensen M C）等[1]认为，由于股东与管理层之间信息不对称的存在，加之契约的不完善性以及监管的缺失，管理层有动机借助自身信息优势，以损害股东利益为代价追逐自身利益的最大化。而有效的管理层薪酬契约机制是缓解股东与管理层之间代理矛盾的一个重要手段。之前的研究表明，建立以公司业绩为导向的薪酬契约能够带来显著的激励效应，进而有效约束管理层机会主义行为动机[2-6]。基于此，国外企业普遍建立了与公司业绩挂钩的管理层薪酬激励机制。

我国薪酬制度也由以往的平均主义薪酬体系逐步转变为基于公司业绩的薪酬体系。2018年9月30日，中国证券监督管理委员会发布《上市公司治理准则》（修订版），明确提出上市公司应当为高级管理人员建立与公司绩效相关联的薪酬机制，上市公司对管理层的绩效评价应当成为确定高级管理人员薪酬以及其他激励方式的依据。基于企业业绩的薪酬激励制度在对管理层自利行为产生明显约束效应的同时，也为管理层通过盈余管理（Earnings Management）操控利润以提高自身薪酬提供了动机[7-10]。盈余管理是公司管理层为实现主体自身利益的最大化，在遵循会计准则的基础上，对会计收益信息进行选择、控制或调整的行为。之前的研究发现，促使管理层产生盈余管理行为的动机很多，如避免亏损、保持盈余增长、首次公开募股（IPO）上市和配股等，而本文主要关注管理层薪酬激励是否影响公司盈余管理行为。

与此同时，管理层薪酬契约的制定以及预期效应的发挥可能会受到股权结构安排的影响。一方面，当公司存在大股东控制时，其他股东很难影响大股东决策，对管理层薪酬制度的设计可能是大股东利益诉求的体现，会制约以薪酬激励为代表的公司治理机制预期效应的发挥；另一方面，受利益趋同效应影响，大股东会借助自身对公司的控制权监督和约束管理层基于自利动机的机会主义行为，进而提高管理层业绩薪酬激励机制的有效性，抑制管理层盈余管理行为。

基于上述分析，管理层业绩薪酬激励机制在缓解代理矛盾、抑制管理层机会主义行为动机的同时，还可能导致管理层为提高薪酬水平而实施的操控企业业绩的盈余管理行为，而大股东控制的存在会在一定程度上影响管理层薪酬激励与盈余管理之间的关系。因此，本文主要围绕三个方面展开研究：一是检验管理层薪酬水平与企业业绩之间是否存在相关性，以判定我国上市公司是否已经建立了与企业业绩相关联的管理层薪酬激励机制；二是验证管理层薪酬激励机制是否会引发机会主义动机下的盈余管理行为，以评价我国上市公司薪酬激励机制的有效性；三是探究大股东控制程度是否会影响管理层薪酬激励机制与盈余管理行为之间的关系，以为股权结构安排和薪酬激励设计两种公司治理机制在影响管理层盈余管理行为方面所发挥的交互作用提供相关依据。

本文的研究贡献，一是先前有关盈余管理影响因素的研究大多关注单一公司治理机制的作用，检验不同治理机制所产生交互影响的研究非常有限，本文将盈余管理行为放置到管理层薪酬激励和大股东控制机制之中，探究两种公司治理手段对盈余管理行为的交互作用机理，为盈余管理影响因素理论研究及资本市场监管部门政策制定提供经验和依据；二是在研究管理层薪酬与盈余管理之间关系时考虑上市公司所在地制度环境因素，能够在很大程度上缓解相关文献所面临的内生性问题，即除管理层薪酬之外的其他因素（如地区经济发展、市场化进程以及法律保护等制度环境因素的差异）可能会对盈余管理行为产生影响，进而对管理层薪酬与盈余管理之间的关系造成干扰。

二、文献回顾与研究假设

（一）管理层薪酬激励与盈余管理

在两权分离的企业制度下，拥有企业所有权的股东将公司资产委托给管理层代为管理并赋予其对企业的经营权，但管理层对企业剩余财产不具有索取权，管理层目标与股东利益存在一定程度的不一致性。在这样的情况下，受自身利益最大化动机驱使，管理层可能会采取侵犯股东利益的行为，由此产生股东与管理层之间的委托代理问题。为避免这种问题的出现，股东可通过与管理层签订薪酬契约，并在此基础上构建管理层薪酬与企业业绩相关联的激励机制，以此作为完善公司治理机制的一个重要手段。罗玫等[11]指出，随着我国市场化进程的推进，上市公司针对管理层建立了形式不一的绩效评价标准以及与企业业绩挂钩的薪酬激励体系。国内外其他相关研究成果也表明，管理层薪酬与企业业绩之间的敏感性逐渐增强[12-20]。基于此，本文认为，我国上市公司已经建立了与企业业绩相关联的管理层薪酬激励机制。由此，提出如下假设：

H1：上市公司管理层薪酬水平与上市公司业绩正相关。

由于股东与管理层之间存在一定程度的信息不对称，股东很难直接了解到管理层的努力程度。绩效薪酬敏感性的增强一方面有利于股东与管理层利益的联系，另一方面也蕴含着潜在风险，即管理者作为理性的经济人，受个人利益最大化动机驱使，可能会对企业对外披露业绩指标（尤其是盈利指标）进行一定程度的操控。国外已有相关研究证实，管理层薪酬激励机制的实施容易引发盈余管理行为。希利（Healy P M）[2]指出，公司管理者受经济激励驱使会操控盈利以便增加自身现金报酬，他们会根据年底营业现金流量与非操控性盈余数额来决定操控性应计盈余水平，以实现自身所获得奖金报酬的最大化。还有许多国外学者研究发现，以企业盈余为基础的短期薪酬激励体系会导致管理层盈余管理行为[21-25]。受个人薪酬最大化等自利性动机驱使，管理层倾向于选择能够提高企业报告业绩的会计政策，进而实现个人薪酬的增加。国内相关研究也得出了类似的结论。比如，王克敏等[6]在研究管理层年薪与盈余管理行为之间关系时发现，高管年薪的高低与盈余管理行为的程度显著正相关；李延喜等[26]运用德肖（Dechow）模型计算应计项目发现，管理层具有为增加自身薪酬进行盈余管理的动机。此外，其他一些国内学者的研究也证实，管理层会在企业为自己建立了基于业绩表现的薪酬契约之后，利用会计政策的多样性对企业对外披露的收益信息进行人为操控，从而达到增加自身报酬的目的[27-30]。基于此，本文提出如下研究假设：

H2a：上市公司管理层薪酬激励水平与盈余管理正相关。

业绩薪酬激励机制设置的初衷在于缓解股东与管理层之间的代理矛盾，进而实现管理层利益与股东利益和企业价值最大化目标的趋同。在不考虑其他条件的情况下，业绩导向的薪酬激励机制能够激发管理层努力工作的热情，规范管理层自利行为，提高企业经营效率。因此，管理层薪酬激励机制在公司治理方面理应能够起到一定的积极效应。与此同时，2008年金融危机爆发后，上市公司管理层“天价薪酬”事件逐渐成为外部媒体和社会公众关注的焦点，这无疑提高了企业各利益相关方对管理层经营行为的监督力度，增加了企业进行盈余管理行为的成本，约束了管理层盈余管理行为。此外，随着上市公司管理层货币薪酬水平的提高，管理层出于对职业安全、个人声誉以及禀赋效应的考虑，逐渐对经营过程中的存在风险产生了厌恶，更偏向于获取相对稳定的高额薪酬。盈余管理（特别是应计盈余管理）行为并不能对企业未来现金流量产生实质性影响，只会改变企业盈余在各个期间的分布，进而可能会造成一定程度的盈余波动，而这对管理层薪酬水平的稳定性极其不利。刘斌等[31]对高管薪酬与盈余管理行为之间的相关性进行了实证检验，发现薪酬水平的高低并不是首席执行官（CEO）盈余管理行为产生的动因。罗玫等[11]发现，企业建立了以会计业绩为评价标准的薪酬激励机制后，管理层盈余管理行为并未显著增加，而健全有效的公司治理环境是业绩薪酬激励机制充分发挥约束作用的保证。此外，还有部分学者研究发现，高管薪酬与盈余管理程度呈显著负相关关系[32-33]。基于以上分析，本文认为，上市公司管理层薪酬激励机制能够在一定程度上阻止管理层从事机会主义行为的动机，从而减少管理层对企业盈余的操控。由此，提出如下假设：

H2b：上市公司管理层薪酬激励水平与盈余管理负相关。

（二）大股东控制、管理层薪酬激励与盈余管理

在我国资本市场上，有相当数量的上市公司由国有企业改制转变而来，并为国家承担一定的行政或社会职责。为确保国家对这类上市公司的控制权，采取了限制国有股流通的方式，使我国上市公司在很长一段时间内保持着高度集中的股权结构。因此，我国相当数量的上市公司其最终控制人或第一大股东是各级政府（及其下设机构）或具有国有背景的企业，国有股“一股独大”现象在很长一段时间内成为我国上市公司资本结构的常态。股权分置改革的实施在很大程度上缓解了这一问题的存在，但并未从根本上改变股权结构高度集中的状态，其他股东对第一大股东制衡能力有限。

在高度集中的股权结构下，大股东能够在决策中发挥主导权，对企业实施有效控制。在这样的情况下，大股东不惜以削弱中小股东利益为代价来攫取控制权私人收益。他们往往会通过“金字塔”持股或交叉持股等方式来加强自身对企业的控制权，进而通过隧道挖掘（Tunneling）方式从上市公司转移资源或利润，侵害中小股东合法权益[34-36]。从这个层面来看，代理问题既存在于股东和管理层之间，也存在于大股东和中小股东之间，特别是在股权高度集中与经理人市场相对缺乏的新兴市场经济国家或地区，大股东可以控制公司董事会或监事会，乃至存在控股股东（或其法定代表人）兼任公司高级管理人员的交叉任职现象。

在我国股权高度集中的背景下，检验上市公司薪酬激励与管理层盈余管理行为之间的关系，需要考虑大股东控制程度的影响。夏纪军等[37]的研究表明，受追逐控制权私人收益动机驱使，我国上市公司大股东掏空企业资源的行为会对企业业绩与管理层薪酬激励契约执行造成一定的负面影响，从而引发大股东与管理层之间的利益冲突，而企业业绩是大股东与管理层利益争夺的焦点所在。在这样的情形下，大股东与管理层之间存在业绩共谋的可能性，以实现双方利益的双赢。具体来讲，大股东对企业资源或财富的掏空会导致企业业绩下降，而影响企业持续发展能力的股权或债权融资行为往往是以企业经营业绩作为衡量标准的，因此大股东掏空行为会影响企业获取资金的能力，不利于企业长期发展。因此，大股东有动机迫使管理层通过盈余管理手段掩盖其攫取控制权私人收益的行为及其对企业业绩造成的负面影响[38-39]。同样，在管理层业绩薪酬激励机制作用下，管理层也会从自身利益出发，通过盈余管理行为来提高公司报告盈余水平，弥补大股东掏空对企业业绩的损害，进而实现自身薪酬财富的增加以及被迫离职风险的降低。因此，本文认为，出于各自利益的考虑，大股东与管理层之间存在进行盈余管理的合谋动机。这种合谋的结果可能表现为企业对外披露业绩与管理层薪酬水平的同步上升。基于此，本研究提出如下假设：

H3a：大股东控制程度的提高容易引发管理层基于业绩薪酬考量的盈余管理行为。

基于上述分析可知，大股东借助自身所持有的高额股份比例掌握着上市公司的控制权，在有效监督机制缺位的情况下，极易引发大股东掏空企业资源、侵占中小股东利益的行为，即产生大股东控制下的利益侵占效应（Entrenchment Effect）[40-41]。但从另外一个方面讲，大股东所持公司股份比例的提高也会在一定程度上促使大股东利益与公司利益趋于一致，从而产生利益趋同效应（Alignment Effect）。受该效应影响，大股东从事利益侵占行为的动机会有所降低，且很有可能借助自身所拥有的控制权对管理层实施有效监督，限制管理层追逐自身利益的机会主义行为，降低公司代理成本。因此，大股东控制能够抑制管理层在业绩薪酬关联机制激励下从事盈余管理行为的动机，进而促使管理层业绩薪酬机制发挥积极的公司治理效应。鉴于此，本文提出如下假设：

H3b：大股东控制程度的提高能够抑制管理层基于业绩薪酬考量的盈余管理行为。

三、研究设计

（一）模型构建

1.管理层薪酬与企业业绩之间敏感性的检验模型

在验证本研究假设之前，首先需要检验我国上市公司是否建立了与企业业绩相关联的管理层薪酬激励机制。基于辛清泉等[18]的研究，构建模型（1）如下：

其中，角标i和t分别代表样本公司及所在的年份，Pay为管理层薪酬（用金额排名前三的高级管理人员报酬总额的自然对数表示），ROA为资产回报率，Board为董事会规模（用董事会总人数的自然对数表示），Indep为董事会独立性（用独立董事人数与董事会总人数的比值表示），Dual代表董事长与总经理两职合一性，Super代表监事会规模（用监事会总人数的自然对数表示），State代表最终控制人性质（即企业实际控制人类别是否属于国有控股），Size代表公司规模（用公司总资产的自然对数表示），Lev代表公司财务杠杆，Q为以托宾Q值表示的成长机会，Index代表企业所在地市场与法制环境指数，Ind和Year分别为行业控制变量和年度控制变量。此外，∂0为常数项，∂1至∂10为各变量的回归系数，ε为残差项。根据∂1的符号和显著性水平，可以推断我国是否已经建立了与企业业绩相关联的管理层薪酬体系，即检验管理层薪酬与企业业绩之间的敏感性，从而对H1进行验证。

2.管理层薪酬激励与企业盈余管理行为之间关系的检验模型

为检验企业管理层薪酬激励是否会对企业盈余管理水平产生影响，构建回归模型（2）如下：

其中，角标i和t分别代表样本公司及其所在的年份，DA为操控性应计利润（Discretionary Ac⁃cruals），用以衡量企业盈余管理的程度，β0为常数项，β1～β11为各变量的系数，其余变量的解释同模型（1）。通过实证检验系数β1的正负及显著性，能够说明管理层薪酬激励水平是否会引发企业盈余管理行为，从而对H2a或H2b进行验证。

3.大股东控制下的管理层薪酬激励与盈余管理行为之间关系的检验模型

管理层薪酬激励与盈余管理行为之间的关系是否会因大股东控制的存在而发生相应变化呢？对于这一问题的检验，需要借助专门的模型。基于本文提出的研究假设，构建模型（3），验证大股东控制程度是否会影响企业管理层薪酬激励与盈余管理行为之间的关系。

其中，角标i和t分别代表样本公司及其所在的年份，Power代表大股东控制程度，δ0表示常数项，δ1～δ13表示各变量的系数，其余变量的解释同模型（1）和模型（2）。模型（3）中的系数δ3用以验证大股东控制程度的高低是否会对管理层薪酬激励与盈余管理行为之间的关系造成影响，从而对H3a或H3b进行验证。

（二）变量定义

1.盈余管理的度量

基于之前的研究，本文使用ROA调整后的修正截面琼斯（Jones）模型分行业分年度对企业应计项目盈余管理的程度进行估计[42-43]。该模型在一定程度上克服了盈余管理测度中出现第一类错误（即盈余管理等于零的原假设为真但该假设被拒绝的错误）和第二类错误（即盈余管理等于零的原假设为假但该假设被接受的错误）的可能性，也能提高模型在检测收入项目操控性方面的能力[43-45]。具体来讲，本文运用企业操控性应计利润来衡量企业盈余管理水平。在估计时，本文采用企业总应计利润（Total Accruals，TA）与非操控性应计利润（Non-Discretionary Accruals，NDA）之间的差额来计算操控性应计利润。

借鉴德肖（Dechow P M）等[43]的研究方法，本文运用资产负债表法估算企业的总应计利润（TA）。具体如模型（4）所示：

其中，角标i和t分别代表样本公司及其所在的年份，△CA表示企业流动资产合计的增加额，△Cash表示企业现金及现金等价物的增加额，△CL表示企业流动负债合计的增加额，△STL表示包含在流动负债中的短期借款部分的增加额，△TP表示企业应交税费的增加额，Depre表示企业的折旧费用。

为估算企业非操控性应计利润（NDA），本文首先对模型（5）进行分行业分年度估计并取得系数θ1、θ2、θ3、θ4的估计值，然后再将估计值分别代入模型（6），得到操控性应计利润（DA），以此测度上市公司盈余管理行为[46-48]。

其中，角标i和t分别代表样本公司及其所在的年份，Assets表示企业的资产合计，△Sales表示企业销售收入的增加额，△AR表示企业应收账款的增加额，PPE表示企业固定资产合计，ROA表示企业资产回报率。

2.管理层薪酬的度量

考虑到我国上市公司高管股权激励计划实施得较晚，加之管理层持股比例普遍偏低且差异不大，管理层获取收入的方式仍然以货币性薪酬（包括工资、奖金、津贴、补贴等）为主。因此，本文在测度管理层薪酬时主要采用管理层取得的货币性薪酬数额。本文借鉴辛清泉等[18]、张娟等[49]的研究思路，以上市公司年报中披露的金额排名前三的高级管理人员报酬总额的自然对数（Pay）来衡量管理层薪酬水平的高低。

3.大股东控制程度的度量

现阶段，大股东控制程度所指的仍然是第一大股东控制程度，即控股股东控制程度[50-51]。基于此，本文沿用相关文献做法[52-54]，以第一大股东持股比例与第二至第五位股东持股比例之和的比值作为衡量大股东控制程度的替代变量（Power）。如果该比值大于1，表明第一大股东在上市公司经济决策中具有绝对控制权，其他股东对其制衡能力较弱；反之，如果该比值小于1，表明第一大股东对企业控制力有限，其他股东联合起来是能够对第一大股东进行制约的。

4.控制变量的度量

借鉴前文有关盈余管理和管理层薪酬影响因素的研究选取本研究控制变量。其中，在治理环境方面，选取董事会规模（Board）、董事会独立性（Indep）、董事长与总经理两职合一性（Dual）、监事会规模（Super）、最终控制人性质（State）及企业所在地市场与法制环境指数（Index）；在公司基本特征方面，选取公司规模（Size）、财务杠杆（Lev）和成长机会（Q）。相关变量的定义参见表1。

四、描述性统计及相关性检验

（一）样本选择与数据来源

本文选取2009—2017年我国沪深两市A股上市公司作为初始研究样本，包含24 379个公司年数据。考虑到公司类型的不同以及报表披露存在的差异，剔除金融保险行业的上市公司，共剔除样本595个。同时，为得到平衡面板数据，剔除相关变量数据缺失的样本4 501个。最终，本研究共计获得19 283个公司年数据，涉及我国沪深两市上市公司2 870家。此外，为消除极端值对研究结果造成的影响，对所有连续型变量进行1%和99%分位数水平的缩尾处理（Winsorize）。本研究所涉及上市公司财务数据来源于国泰安经济金融研究（CSMAR）数据库，公司治理数据来源于中国经济金融研究（CCER）数据库。本文所使用的统计分析软件为Stata13.0。

表1 主要变量定义表

（二）主要变量的描述性统计结果

主要变量的描述性统计结果参见表2。

由表2可知，我国上市公司操控性应计利润（DA）的均值和中位数分别为0.051和0.059，最大值和最小值分别为0.783和-0.994，说明上市公司进行盈余管理的程度存在较大差异。金额排名前三的高级管理人员报酬总额的自然对数即管理层薪酬（Pay）的标准差为0.751，最大值和最小值分别为16.087和11.988，说明我国上市公司管理层薪酬水平存在一定差距。大股东控制程度（Power）的25%分位数已经达到1.059，说明超过75%的观测样本第一大股东持股比例高于第二至第五位股东持股比例之和，这一结果表明第一大股东对上市公司具有控制权，而其他股东即使联合起来也很难对第一大股东形成有效制约[56-58]。最终控制人性质（State）的均值为42.3%，说明研究样本中有近一半的企业属于国有控股公司。在研究期间，资产回报率（ROA）的均值和中位数均维持在4%以上，说明企业业绩整体较好。样本负债与所有者权益的比值即财务杠杆（Lev）的均值为1.260，说明企业负债比例相对较高，企业对负债资本保障程度较低。此外，成长机会（Q）衡量企业市场价值与企业资产重置成本之间的关系，该指标的均值为2.787，意味着本研究所涉及样本上市公司成长性整体较好。由其他主要控制变量的描述性统计结果可以发现，观测样本中有大约35.8%的公司存在董事长与总经理两职合一（Dual）的现象，样本公司董事会成员组成中有37.3%来自独立董事（Indep）。

（三）主要变量的相关性检验结果

主要变量的相关性检验结果参见表3，主要包括皮尔森（Person）相关系数及显著性水平。

表2 主要变量的描述性统计结果

表3 主要变量的皮尔森相关系数

由表3可以看出，资产回报率（ROA）与管理层薪酬（Pay）之间呈显著正相关关系。这一结果表明，我国上市公司管理层薪酬水平与企业业绩之间存在一定的相关性，管理层业绩薪酬激励机制普遍存在，H1的正确性初步得到支持。管理层薪酬（Pay）与操控性应计利润（DA）呈显著正相关关系，H2a得到初步支持，表明建立与企业业绩相关联的管理层薪酬激励机制会引发管理层盈余管理行为。大股东控制程度（Power）与操控性应计利润（DA）之间存在显著负相关性，表明大股东控制可以抑制管理者基于业绩薪酬考量的盈余管理行为，与H3b的论述相符。上述结果尽管初步支持了相关假设，但由于描述性统计并未考虑变量之间的相互关系，因此还需要进行多元回归分析，以进一步检验研究假设的正确性。此外，由表3所列的变量间相关系数可知，绝大多数自变量间相关系数的绝对值不超过0.300，说明自变量间的多重共线性并不严重，可借助多元线性回归模型对相关变量进行参数检验。

五、回归结果分析

（一）管理层薪酬与企业业绩之间的敏感性

表4基于模型（1）列示了我国上市公司管理层薪酬与企业业绩的多元回归结果。其中，系列1是全样本分析，系列2和系列3分别选取国有控股样本公司和非国有控股样本公司进行分类回归分析。在表4的A部分和B部分，分别借助普通最小二乘法（OLS）回归模型和公司层面固定效应（Fixed Effects）回归模型汇报相关变量的回归系数、统计量及显著性水平①。在回归分析过程中，为控制异方差对结果的干扰，本文采用稳健回归（Robust Regres⁃sion），相关变量系数所对应的标准误差（Standard Error）采用考虑模型错误设定（Misspecification）的稳健性标准误差。本文在回归分析中引入了年度控制变量及行业控制变量，但受篇幅所限，这两类控制变量的回归系数均未列示。

由表4结果可以发现，普通最小二乘法回归模型（A部分）和公司层面固定效应回归模型（B部分）均产生一致的变量系数。全样本和分样本回归结果均显示，在控制其他相关因素的情况下，资产回报率（ROA）与管理层薪酬（Pay）显著正相关，说明我国上市公司已经普遍建立了与企业业绩相关联的管理层薪酬激励机制，企业报告业绩与管理层薪酬水平之间存在高度敏感性，这一结果与罗玫等[11]、辛清泉等[18]的研究结果一致，H1得以验证。

表4 管理层薪酬与企业业绩回归结果②

更进一步讲，相对于非国有控股样本组，国有控股样本组企业业绩与管理层薪酬之间正相关性更强。所有者缺位使得国有控股企业管理层所拥有的自主管理空间较大。根据委托代理理论，当委托方无法有效监督代理人行为时，需要强调激励机制的积极作用，使代理人获取一定数量基于自身努力而产生的收益往往符合最优契约设置的要求[18]。同时，伴随着我国市场化改革的不断推进，国有企业被逐渐推向市场。如何在激烈的市场竞争中保持市场份额并提升企业业绩，需要国有企业管理层在成本控制与新投资项目发掘方面付出极大的努力，增强企业业绩与管理层薪酬之间的关联性是促使管理层努力工作的有效手段[59-60]。

（二）管理层薪酬与企业盈余管理之间的相关性

表5基于模型（2）列示了管理层薪酬与企业盈余管理行为之间的关系。其中，系列1为全样本分析结果，系列2和系列3分别选取国有控股样本公司和非国有控股样本公司进行分类回归分析。表5的A部分和B部分分别借助普通最小二乘法回归模型和公司层面固定效应回归模型，相关变量估计系数均基于稳健性标准误差①。

无论是采用普通最小二乘法回归模型还是借助公司层面固定效应回归模型，在系列1的全样本分析中，管理层薪酬（Pay）的系数均为负，且在1%的水平上显著。这一结果表明，管理层业绩薪酬激励水平与企业盈余管理程度显著负相关，H2b得到支持。考虑到高薪所导致的外部监督压力以及盈余管理行为对管理层个人声誉造成的负面影响，业绩薪酬能够激发管理层努力工作的热情，抑制管理层机会主义动机驱使下的盈余管理行为，即管理层薪酬激励在公司治理方面具有积极效应。为进一步检验产权制度差异是否会影响实证结果，本文分别选取国有控股和非国有控股样本上市公司数据进行分类回归分析，结果参见表5的系列2和系列3。结果表明，在国有控股和非国有控股子样本中，管理层薪酬（Pay）与操控性应计利润（DA）均显著负相关，且在国有控股公司中业绩薪酬变量系数绝对值较大。这说明，建立与企业业绩相关联的薪酬激励机制能够在很大程度上抑制管理层操控盈余的机会主义行为，而这种效应在国有控股公司中更加明显。总体来看，管理层业绩薪酬激励机制的建立能够抑制管理层机会主义行为，降低管理层采取盈余管理行为的程度。由研究结果可以明显看出，业绩薪酬激励可以提高管理层工作的努力度，规范管理层自利行为，在公司治理方面具有一定积极作用，H2b的正确性得以验证。

表5 管理层薪酬与企业盈余管理回归结果②

在控制变量方面，本文发现，公司规模（Size）与操控性应计利润（DA）显著正相关，即企业规模的扩大会引发管理层盈余管理程度的提高；财务杠杆（Lev）与操控性应计利润（DA）显著负相关，说明负债融资运用较少的企业缺乏有效的外部监管，管理层从事盈余管理的动机较强；成长机会（Q）与操控性应计利润（DA）显著负相关，说明成长性的降低会带来企业破产风险和信贷难度的增加，出于掩饰经营困境与寻求资金支持的迫切需要，企业更容易采取盈余管理行为。此外，在全样本分析中，企业所在地市场与法制环境指数（Index）的回归系数显著为负，说明健全的制度环境能够加大企业及其管理层所面临的诉讼风险和名誉损失成本[61-62]，进而抑制上市公司管理层机会主义行为动机，减少盈余管理行为，该结论与先前研究观点一致[63-64]。

（三）大股东控制下的管理层薪酬与企业盈余管理的关系

通过理论分析可知，企业管理层业绩薪酬与盈余管理行为之间的关系受大股东控制程度的影响，而表5只给出了一个综合的结果。因此，本文引入大股东控制程度，借助模型（3）进一步检验管理层业绩薪酬与管理层盈余管理行为之间的关系。表6的结果显示了大股东控制程度高低对管理层业绩薪酬与盈余管理行为之间关系的影响。表6的A部分和B部分分别基于普通最小二乘法回归模型和公司层面固定效应回归模型得出了回归结果。相关变量系数采用稳健性标准误差进行估计。其中，系列1为全样本回归结果，同时考虑不同产权性质对结果的影响，系列2和系列3分别为国有控股样本和非国有控股样本回归结果。

表6的全样本回归分析结果显示，在控制其他相关因素影响的情况下，普通最小二乘法回归模型和公司层面固定效应回归模型中管理层薪酬（Pay）的估计系数显著为负，管理层薪酬与大股东控制程度交叉项（Pay×Power）的估计系数小于零且分别在1%和5%的水平上显著。这一结果表明，大股东控制程度的提高能够显著增强管理层业绩薪酬与盈余管理行为之间的负向关系，即H3b得到支持。由此可知，对于存在大股东控制的上市公司，当大股东持股比例提高到一定程度时，大股东利益与企业利益就会逐渐实现趋同，大股东会借助自身对企业的控制权对管理层实施更为有效的监督，进一步约束管理层机会主义行为动机。由此可以预见，在采用薪酬激励机制的上市公司中，大股东控制程度的提高可以起到限制管理层盈余管理行为的作用，即大股东控制与薪酬激励机制在提高公司治理效率方面存在一定程度的互补性。

表6 大股东控制下管理层薪酬与盈余管理行为回归结果②

对国有控股样本和非国有控股样本的进一步分析表明，管理层薪酬与大股东控制程度交叉项（Pay×Power）的估计系数仅在国有控股样本中显著为负，在非国有控股样本中趋近于零且均不显著。这一结果表明，相比于非国有控股上市公司，国有控股上市公司所处的监管环境往往更加严格，基于对职业生涯和政治声誉的考虑，国有上市公司的大股东更倾向于对管理层实施有效监督，通过促使薪酬激励机制发挥更加积极的治理效应来抑制盈余管理行为的发生。

此外，在控制变量方面，公司规模（Size）与操控性应计利润（DA）显著正相关，财务杠杆（Lev）、成长机会（Q）、企业所在地市场与法制环境指数（Index）与操控性应计利润（DA）显著负相关，这与表5的相关结果一致。

（四）稳健性检验

1.盈余管理测度变量的更换

前文对管理层盈余管理程度的测度主要基于操控性应计利润，在估计操控性应计利润时采用的是ROA调整后的修正截面琼斯模型。为测试研究结果的稳健性，本文也采用异常应计利润（Ab⁃normal Accruals，AA）作为管理层盈余管理行为的替代测度指标。在估计异常应计利润时，本文借鉴德丰（Defond M L）等[65]提出的线性模型，首先计算公司当年总应计利润的预期值。具体而言，以公司上一年度总应计利润为基础，同时考虑公司本年度销售收入与上年度销售收入的比值，由两者相乘得到当年总应计利润的预期值。然后，将此预期值从当年总应计利润的实际值中扣除，并消除公司规模效应的影响，即可得到公司当年的异常应计利润（AA）。具体参见模型（7）。

其中，角标i和t分别代表样本公司及其所在的年份，Assets表示公司资产合计，Sales表示公司销售收入。以异常应计利润（AA）作为管理层盈余管理行为的测度，重复本文实证分析，所得到的研究结果并未发生实质性改变。

2.管理层薪酬的替代指标

前文对管理层薪酬的衡量主要基于货币性薪酬，而股权激励为企业面向管理层设置的另外一种薪酬激励方式。在现阶段制度背景下，我国上市公司针对管理层的股权激励形式主要包括管理层持股、股票期权等。股权激励的获取或行权需要在相应契约条款的约束下完成，而这些契约条款的设置大多基于企业经营业绩[66]。因此，与货币薪酬激励类似，股权激励机制也能够激发管理层努力提高企业绩效的动机[67-68]，当然也可能引发管理层自利性动机驱动下操控企业业绩的机会主义行为[69]。

综合上述考虑，本文在稳健性测试中选取股权激励指标——管理层（除董事、监事以外的其他高级管理人员）持股比例作为管理层薪酬的替代指标，并重新检验相关假设的正确性，所得结果与前文一致。

3.大股东控制程度的重新衡量

根据前文分析，大股东控制程度是影响我国上市公司管理层薪酬激励与盈余管理行为关系的重要因素。前文在衡量大股东对企业的控制程度时，采用的是第一大股东持股比例与第二至第五位股东持股比例之和的比值。在稳健性测试中，将全样本按照该比值的中位数进行划分，即将该比值大于中位数的样本归入大股东控制程度较高的样本组，反之归入大股东控制程度较低的样本组，并分样本组进行实证检验，分析结果与原结论一致。

六、结论与启示

本文以2009—2017年间我国沪深两市A股上市公司为研究样本，探究了上市公司管理层薪酬与盈余管理行为之间的关系，并进一步考虑了大股东的存在及其对上市公司控制程度对上述两者关系的影响。

研究发现，上市公司经营业绩与管理层薪酬水平呈显著正相关关系，说明我国上市公司已经普遍建立了与企业经营业绩相关联的管理层薪酬激励体系；管理层业绩薪酬激励水平高低与企业盈余管理程度显著负相关，说明业绩导向的管理层薪酬激励机制能够在公司治理方面发挥积极效应，制约管理层盈余管理行为；大股东控制程度的提高进一步增强了管理层业绩薪酬激励与管理层盈余管理行为之间的负向关系，意味着当大股东持股比例增加到一定程度时，大股东利益与企业利益将产生协同效应，大股东更愿意借助自身对企业的控制权对管理层实施有效监督和约束，促使业绩薪酬激励机制更好地发挥治理作用，减少管理层盈余管理行为，即大股东控制与管理层业绩薪酬激励机制在限制管理层机会主义行为方面具有互补效应。

从理论上讲，本研究进一步拓展和丰富了管理层薪酬与企业业绩敏感性以及国内外管理层盈余管理行为影响因素方面的相关研究，是管理层薪酬激励机制及股权结构经济后果相关研究的有益补充，揭示了大股东控制程度、管理层薪酬机制对盈余管理的作用机理，对审视不同公司治理机制对管理层盈余管理行为的监管效应具有一定的借鉴意义。从实践上讲，我国上市公司应进一步完善业绩导向的管理层薪酬激励机制，并倡导大股东积极发挥监督治理作用，为我国上市公司缓解盈余管理行为、改善经营业绩探寻更多有效策略。

注释：

①经过豪斯曼（Hausman）检验，本文拒绝面板数据的随机效应（Random effect）模型，而采用公司层面固定效应模型的回归结果。

②在表4、表5、表6中，部分计量模型的R2值较低，这可能是因为遗漏变量的存在及其对被解释变量的潜在作用。由于企业财务行为（如管理层薪酬制定或盈余管理）受企业内部与外部多种因素的综合作用，且其中有一定数量的影响因素很难加以识别或为之寻找替代变量，为此本文参照国内外相关文献研究成果，选取已有研究涉及的重要影响因素，如公司治理因素、公司基本面因素、外部环境因素等。同时，我们还在模型中加入了年度控制变量和行业控制变量，这在一定程度上缓解了R2值较低的问题。此外，控制变量的部分回归结果显示，董事会独立性（Indep）、董事长与总经理两职合一性（Dual）、监事会规模（Super）与管理层薪酬（或盈余管理实施程度）之间的相关性不显著，说明我国董事会、监事会治理机制对管理层薪酬契约制定及盈余管理行为的监督效应并不明显。与西方发达国家的资本市场不同，我国资本市场起步较晚，上市公司内外部监管制度尚不健全，公司治理机制预期作用的发挥缺乏相关制度环境的保障。