一 引言

对于收入分配改革，尤其是与此相关的国企高管收入问题，近年来已成为公众关注的焦点。我国虽然从2002年起就开始推行国企高管年薪制，规定高管年薪不得超过职工平均工资的12倍，但伴随着经济的发展和国企盈利的增长，该限制早已被突破。其中，电信、石油、电力等垄断国企高管薪酬远远逾过这一红线；部分国企特别是金融、房地产企业部分人收入偏高、少数人过高，部分国有参股的重要行业企业更是不少人收入偏高、部分人过高、少数人激高。在国企高管薪酬管理中暴露出来的这些问题，归根结蒂是所有权与经营权相分离所致，是代理成本的一种表现。进一步研究表明，这与所有权缺位，经营权过于放大，进而演绎成国企高管对企业的高度控制有关。公司高管可以利用多种方式或途径合理、合法地提高自己的薪酬，盈余管理就是可能被利用的一个途径。

2008年10月28日公布的《中华人民共和国企业国有资产法》明确规定根据企业管理者的经营业绩进行考核，并制定相应的薪酬标准。学者们通过对上市公司高管薪酬的研究，发现我国上市公司高管更关注货币薪酬，通过盈余管理达到薪酬考核的目的(卢锐，2007；吕长江等，2008)。这是因为盈余管理一方面可以直接增加高管在任期内的契约薪酬；另一方面，这种业绩的提升可能给高管带来职位晋升以及更大的控制权收益，从而弥补现有的货币薪酬的不足。也就是说，随着高管薪酬和会计业绩关联度的增加，高管会更多地利用盈余管理来增加自己的薪酬。

二 文献综述

国外学者提出的管理层权力理论认为，高管可以通过对公司的控制权影响自己的薪酬，管理权力越大，租金汲取能力越强，越有可能依靠权力自定薪酬。Hambrick和Finkelstein(1995)的证实结果表明，在管理层控制的企业中，CEO薪酬似乎增长得更快。Finkelstein和Boyd(1998)检验了管理者的任意决定权对薪酬的影响，结果表明两者呈正相关。Cyert，Kang和Kurnar(2002)研究发现，两职兼任CEO的薪酬一般比其他的高出20%—40%。Hu和Kumar(2004)研究发现，高管薪酬的支付水平与管理者的控制权显著正相关。Cheng(2005)指出，管理层权力大的企业，管理层薪酬与盈利业绩的敏感度高，而与亏损业绩的敏感度低。我国学者张必武和石金涛(2005)从董事会角度研究了管理层权力对高管薪酬和薪酬业绩敏感性的影响。王克敏和王志超(2007)认为，我国上市公司管理层随着权力增加，总经理寻租空间增大，从而提高了高管薪酬水平。卢锐(2007)的研究也指出，管理层权力会降低薪酬的激励作用。吕长江(2008)研究发现，权力大的高管可以自定薪酬，并不需要通过盈余管理迎合董事会的激励要求。

关于高管薪酬与盈余管理的关系研究，Healy(1985)认为，管理者为了更好地迎合薪酬契约，将会通过增加或减少操控性应计利润来改变企业收益水平。Watts等(1986)的研究指出，在其他条件相同的情况下，存在薪酬契约的公司经理为了提高个人效用，更有可能选择确认未来盈余的会计政策，以提高其薪酬的现值。Holthausen，Larcke和Sloan(1995)通过研究发现，对于奖金计划设置上限的公司，其管理层在编制财务报告时会递延收益，即调低当期的收益。Burgstahler和Dichev(1997)研究发现，盈余管理行为符合收益平滑假说，当盈余低于规定的盈余下限时，管理者会增加收益的应计项目，反之亦然。Guidry，Leone和Rock(1999)研究发现，大型跨国公司的分部经理在无法达到实现奖励计划所需的盈余水平或者按照薪酬契约已经能够得到最高奖金限额时，存在递延收益的动机。Shuto(2007)对日本公司的操控性会计选择与管理者薪酬的关系进行了研究，结果发现利用操控性应计利润可增加管理者的薪酬。

上述理论文献肯定了管理层权力与高管薪酬之间，以及高管薪酬与盈余管理之间存在着相关关系，但并没有研究高管控制权对盈余管理的影响。事实上，造成我国国有垄断企业盈余管理的重要原因是国有所有者缺位，而高管却拥有相当的控制权。此外，以往的研究较少寻找管理层权力如何影响高管薪酬的证据，更没有直接研究管理层权力如何通过盈余管理路径对高管薪酬发生影响。其实，这个问题在我国有一定的特殊性，不可能在国内外已有文献中找到现成答案。基于我国国有垄断行业上市公司的实际状况，本文拟对上述问题作出回答。

三 假设提出

我国垄断行业企业绝大部分是国企，这些企业兼有行政垄断与自然垄断的双重性质。这种相互交织的双重垄断使得国企的垄断地位难以被撼动。国有垄断企业同时借助有利的行政权力与稀缺的自然资源，通过非市场定价模式，在毫无竞争压力的环境下得以超常规发展。从公司治理视角看，国有垄断行业企业内外部治理缺乏监督和制衡机制。在股权结构上，国有资本虽然绝对控股，名义上一股独大，但是实际上控股股东缺位。垄断行业的特殊性质也阻碍了其他所有制利益主体的进入；即使有非国有资本进入，但他们作为小股东，很少甚至没有话语权。在垄断行业的上市公司中，78.44%的公司由国家控股^①，公司高管(包括董事长、监事长、总经理或CEO、CFO等)的任命一般采用政府委派制，较少利用经理人市场。在董事会结构上，高管作为委托代理关系中的受托人，通常是董事会主要成员，甚至是国有大股东的代表，他们实际上控制了公司的生产经营活动，对公司的发展拥有最终决策权，形成了不同于公司一般管理层控制力的高管控制。这是一种典型的内部人控制。国有垄断企业高管控制(以下简称“高管控制”)的基本特征是：其一，所有者缺位，公司高管实际上拥有最高最终决策权；其二，高管兼有“经济人”和“政治人”的双重身份；其三，决策者、执行者、监督者三位一体。我国垄断行业企业在高管控制下，高管货币性薪酬决策往往成为当事人自己对自己的决策游戏。在合理合法的外衣下，国有垄断行业企业高管货币性薪酬高速增长，可能隐藏着国有资本委托代理成本增加的风险，逐步累积着社会不公的风险。由此，我们提出：

假设1：高管控制权与高管薪酬正相关。

一般而言，公司盈余管理的途径包括应计项目和线下项目两条主要渠道。应计项目主要由流动性资产和流动性负债项目构成，例如应收款项、存货、应付款项等；线下项目主要由投资收益、营业外收支和补贴收入等项目构成。在国外，由于证券市场相对成熟，对企业监管比较严格，其盈余管理主要通过应计项目进行，例如多提或少提存货和应收账款的准备金，而使用线下项目相对困难，所以计算盈余管理可以不考虑线下项目。在我国，由于企业上市时的制度安排，造成了大股东绝对控制的局面。在这种情况下，相当多的扭亏的公司通过安排与大股东之间的非经营性交易，如资产置换、资产出售、资产赠与、债务重组等来达到增加利润的目的，这些利润一般在投资收益或营业外收入等线下项目中得以体现(陈信元、原红旗，1998；朱红军，2000)。李东平等(2001)指出，由于我国上市公司的会计制度存在较少的会计选择空间，经理人员一般很难通过会计选择的方式进行盈余管理；相反，更多的盈余管理方式表现为大股东与上市公司之间的关联交易。因此, 调整线下项目成为我国上市公司盈余管理的首选途径。

针对现代公司普遍实施的以会计盈余为基础的高管薪酬计划, Watts等(1986)基于Coase (1937)的企业“契约本质”思想, 认为追求高管薪酬一直是盈余管理的基本动机之一。高管盈余管理的动机只是为发生道德风险提供了可能性；但我国国有垄断企业实际上处于高管控制的条件下，基于自身的利益，用盈余管理途径增加高管薪酬这种可能性就成为一种必然。公司高管可以倚仗手中的权力，增加盈余管理的线下项目，人为提高关键会计年度的财务业绩，增加薪酬。虽然在若干年内财务业绩反映了公司的真实业绩，但是这并不排斥从年度结构来看，公司高管在某个关键年度因财务业绩虚高而增加了薪酬，从而提高了总的薪酬。由此，我们提出：

假设2a：高管控制权大的垄断行业上市公司高管薪酬与增加线下项目正相关，与减少线下项目负相关或不相关；

假设2b：高管控制权小的垄断行业上市公司高管薪酬与增加线下项目不相关或弱相关，与减少线下项目不相关或弱相关。

四 变量选取与模型设计 (一) 样本选取和数据来源

本文选择沪深两市2002—2009年A股垄断行业上市公司的数据作为样本。我们将符合以下任何一个条件的上市公司作为垄断企业的可选样本：(1)存在明显的自然垄断特征；(2)存在高度的行政垄断特征；(3)自然垄断和行政垄断相结合。本文行业分类标准的依据是《中国统计年鉴(2007)》。《中国统计年鉴(2007)》按国民经济行业分组，在将国民经济行业分19大类的基础上，将各大类进一步细分，总计分为97个细分行业，其中制造业大类包含30个细分行业。本文采用细分分类标准作为选取垄断行业的依据, 再与上市公司的主营业务相匹配，并根据上述条件共选出19个代表性的垄断行业^①共207家上市公司，然后，剔除证券业、银行业、保险业、金融信托业以及B股(专用设备制造业)、H股、财务数据不完整和ST、PT类的上市公司，最终确定14个代表性垄断行业178家A股上市公司873个样本。数据来源于国泰君安数据库(CSMAR)和万德数据库(WIND)以及上市公司年报。数据处理软件是Excel 2003，使用的统计软件是SPSS 16.0。

(二) 变量设计和说明

关于盈余管理变量，采用截面修正的Jones模型，用来计算公司的盈余管理程度，分别研究调高和调低线下项目情况下高管薪酬的变动情况，而且采用行业数据进行估计特征参数。关于高管控制权变量，采用总经理是否担任董事、股权分散度、总经理任职年数以及总经理是否来自于控股股东等四个维度相加来衡量高管的综合控制权。关于高管货币性薪酬的变量，采用年报披露的“金额最高的前三名高级管理人员年薪总额”的对数作为衡量。其他变量主要是影响薪酬的控制变量，包括独立董事比例，国有股比例，总资产收益率，公司规模，资产负债率，薪酬委员会，审计委员会等。本文研究中的变量及说明见表 1。

(三) 模型设计

1.假设1的检验模型为：

$ \begin{array}{l} Com{p_t} = {\alpha _0} + \sum\limits_{i = 1}^4 {{\varphi _i}} Powe{r_i} + {\alpha _1}Stat{e_{t - 1}} + {\alpha _2}Comco{m_{t - 1}} \\+ {\alpha _3}Stat{e_{t - 1}} + {\alpha _4}Inde{p_{t - 1}} + {\alpha _5}D/{A_{t - 1}} + {\alpha _6}Audi{t_{t - 1}} + {\alpha _7}RO{A_{t - 1}} \\+ \sum\limits_{i = 2008}^{2008} {{\beta _i}} Yea{r_i} + \sum\limits_{j = 1}^{13} {{\gamma _j}IN{D_j} + {\varepsilon _{t - 1}}} \end{array} $

(1)

模型(1)中，Power_i(i=1, 2, 3，4)是解释变量，其他自变量为控制变量。由于对上市公司高管一般采用年薪制，也就是说公司年报中披露的高管薪酬水平应该是以前一年的业绩及其相关评价体系为基础来衡量的，因此，本文在研究绩效敏感性时对于高管的薪酬水平取其下一年的实际水平。当假设1成立时，φ的预期符号显著为正。

2. Jones修正模型为:

$ T{A_{it}} = NP{V_{it}} - O{C_{it}} $

(2)

$ \frac{{T{A_{it}}}}{{{A_{it - 1}}}} = {A_i} \times [\frac{1}{{{A_{it - 1}}}}] + {B_{1i}} \times [\frac{{\Delta RE{V_{it}}}}{{{A_{it - 1}}}} - \frac{{\Delta RE{C_{it}}}}{{{A_{it - 1}}}}] + {B_{2i}} \times [\frac{{PP{E_{it}}}}{{{A_{it - 1}}}}] + {N_{it}} $

(3)

模型(2)中，NPV_it=i公司第t年的净利润；OC_it=i公司第t年的经营现金流量。模型3中，TA_it=i公司第t年的应计利润总额=i公司第t年的净利润-经营现金流量；ΔREV_it=i公司第t年的营业收入变动额；ΔREC_it=i公司第t年的应收账款变动额；PPE_it=i公司第t年的固定资产总额；N_it=i公司第t年的操纵性应计利润；TA_it/A_it-1-N_it =i公司第t年的非操纵性应计利润；A_it-1=i公司第t-1年的资产总额。

通过Jones修正模型可以得出经过标准化的残差N_it。接着对N_it进行独立样本t检验，如果得出的检验结果是标准化残差与0有显著性差异，则说明国有垄断上市公司存在盈余管理；反之，则说明不存在盈余管理动机。

3.假设2的检验模型为：

当Power=1时，

$ \begin{array}{l} Com{p_t} = \alpha + {\gamma _1}Upper\_{N_{t - 1}} + {\alpha _2}Scal{e_{t - 1}} + {\alpha _2}Comco{m_{t - 1}} + \\{\alpha _3}Stat{e_{t - 1}} + {\alpha _4}Inde{p_{t - 1}} + {\alpha _5}D/{A_{t - 1}} + {\alpha _6}Audi{t_{t - 1}} + {\alpha _7}RO{A_{t - 1}} \\ + \sum\limits_{i = 2008}^{2008} {{\beta _i}} Yea{r_i} + \sum\limits_{j = 1}^{13} {{\gamma _j}IN{D_j} + {\varepsilon _{t - 1}}} \end{array} $

(4)

$ \begin{array}{l} Com{p_t} = \alpha + {\gamma _2}Lower\_{N_{t - 1}} + {\alpha _1}Scal{e_{t - 1}} + {\alpha _2}Comco{m_{t - 1}} +\\ {\alpha _3}Stat{e_{t - 1}} + {\alpha _4}Inde{p_{t - 1}} + {\alpha _5}D/{A_{t - 1}} + {\alpha _6}Audi{t_{t - 1}} + {\alpha _7}RO{A_{t - 1}} \\+ \sum\limits_{i = 2008}^{2008} {{\beta _i}} Yea{r_i} + \sum\limits_{j = 1}^{13} {{\gamma _j}IN{D_j} + {\varepsilon _{t - 1}}} \end{array} $

(5)

当Power=0时，

$ \begin{array}{l} Com{p_t} = \alpha + {\gamma _3}Upper\_{N_{t - 1}} + {\alpha _1}Scal{e_{t - 1}} + {\alpha _2}Comco{m_{t - 1}} + \\{\alpha _3}Stat{e_{t - 1}} + {\alpha _4}Inde{p_{t - 1}} + {\alpha _5}D/{A_{t - 1}} + {\alpha _6}Audi{t_{t - 1}} + {\alpha _7}RO{A_{t - 1}} \\+ \sum\limits_{i = 2008}^{2008} {{\beta _i}} Yea{r_i} + \sum\limits_{j = 1}^{13} {{\gamma _j}IN{D_j} + {\varepsilon _{t - 1}}} \end{array} $

(6)

$ \begin{array}{l} Com{p_t} = \alpha + {\gamma _4}Lower\_{N_{t - 1}} + {\alpha _1}Scal{e_{t - 1}} + {\alpha _2}Comco{m_{t - 1}} \\+ {\alpha _3}Stat{e_{t - 1}} + {\alpha _4}Inde{p_{t - 1}} + {\alpha _5}D/{A_{t - 1}} + {\alpha _6}Audi{t_{t - 1}} + {\alpha _7}RO{A_{t - 1}}\\ + \sum\limits_{i = 2008}^{2008} {{\beta _i}} Yea{r_i} + \sum\limits_{j = 1}^{13} {{\gamma _j}IN{D_j} + {\varepsilon _{t - 1}}} \end{array} $

(7)

模型(4)(5)(6)(7)中的变量符号含义见表 1。预期γ₁系数显著为正，γ₂系数不显著为负，γ₃系数显著为正，γ₄系数不显著为负。

五 实证分析 (一) 描述性统计

总的来说，随着年份的增长，高管薪酬的绝对水平也随之增加。其中，金融行业高管薪酬增加最多，据统计，从2002年的377 024元增加到2009年的2 824 459元，八年间的平均薪酬达到2 612 348元，但是其标准差也为所有行业中最大，达到4 964 094元，表明金融行业内部企业之间高管薪酬的差距比较明显；高管薪酬增加幅度最小的是信息传播服务业，从2002年的137 960元增加到2009年的319 433元，八年间增长了2.5倍。此外，各行业高管薪酬水平参差不齐，行业内高管薪酬差异也很明显，其中高管薪酬差距较大的行业有金融业，有色金属矿采选业，水上运输业，煤炭采选业，石油和天然气开采业，航空运输业，石油加工及炼焦业，电力、热力的生产和供应业，道路运输业等；高管薪酬差距较小的行业有城市公共交通业，公共设施服务业，信息传播服务业，煤气生产和供应业，自来水的生产和供应业等。

(二) 多元回归分析

1.高管控制权与高管薪酬。表 2中模型(1)反映了被解释变量高管薪酬与解释变量综合权力变量之间的多元线性关系，从回归结果可以看出，垄断上市公司高管薪酬与综合权力变量显著正相关(t=2.249)，系数为0.114，表明高管权力影响薪酬。F值为81.194，表明回归模型总体情况良好，调整R²为0.356，表明模型整体拟合程度较好，所选的解释变量能在一定程度上反映被解释变量。综合分析表明，垄断行业上市公司高管薪酬与高管权力之间存在显著正相关。假设1成立。

2. Jones修正模型。本文采用Jones修正模型(Dechow，Sloan & Sweeny，1995)检验垄断行业上市公司盈余管理程度，并且采用行业数据进行估计特征参数，回归结果见表 3。

为了检验垄断行业上市公司是否存在盈余管理，本文根据Jones修正模型计算得到的残差(操纵性应计利润)，对其进行单样本t值检验，如果显著异于0，则表明垄断行业上市公司存在盈余管理。结果表明，Jones修正模型残差显著异于0，均值为0.007 7，双尾检验p值为0.061，小于10%显著水平，意味着垄断行业上市公司存在盈余管理。

3.高管控制权下，高管薪酬和盈余管理。表 4是高管控制权大的上市公司高管薪酬与线下项目的多元回归系数估计。模型(4)表明，高管控制权大的垄断行业上市公司高管薪酬与增加线下项目正相关。垄断行业上市公司存在盈余管理，高管利用自身的权力以此达到增加薪酬的目的；模型(5)表明，高管控制权大的垄断行业上市公司的高管薪酬与减少线下项目不相关。

表 5表示的是高管控制权小的垄断行业上市公司高管薪酬与盈余管理的多元回归模型的系数估计。模型(6)表明, 高管控制权小的垄断行业上市公司高管薪酬与增加线下项目不相关。模型(7)表明，高管控制权小的垄断行业上市公司高管薪酬与减少线下项目不相关。

(三) 稳健性检验

由于国内外文献中测度盈余管理的模型很多，一般都是采用Jones修正模型，而本文在稳健性检验过程中采用Jones扩展模型(陆建桥，1999)，结果显示差异不大，原因在于我国垄断行业上市公司无形资产及其他长期资产在公司总资产中所占的比重很小，对结果的影响甚小；在验证垄断行业上市公司高管薪酬与业绩敏感度中使用净资产净收益率(ROE)、每股收益(EPS)以及托宾Q值代替资产收益率(ROA)重新对上述模型进行检验，得出的结论相同；此外，我们用第一大股东持股比例除以第二至第五大股东持股比例之和来定义股权分散度重验上述模型，结果与前面基本一致；我们将全体样本区分为国有绝对控股样本和国有相对控股样本分别重做上述检验，结论无实质性改变。总体而言，本文样本的稳健性得到保证。

六 结论与建议

通过实证研究，本文得出如下结论：在我国代表性垄断行业上市公司中，高管控制权与高管薪酬显著正相关。也就是说，我国垄断行业上市公司中高管自定薪酬现象普遍，假设1成立。高管控制权大的垄断行业上市公司高管薪酬与调高线下项目正相关，与调低线下项目不相关，假设2a成立。高管控制权小的垄断行业上市公司高管薪酬与调高线下项目不相关，且与调低线下项目不相关，假设2b成立。

根据上述理论与实证研究，我们建议：(1)改进资本市场监管规则，规范上市公司盈余管理制度。(2)加强公司治理，从内部制衡管理层权力，减少管理层自定薪酬的空间。(3)制定更为有效的薪酬契约，减少高管利用权力寻租的动机。

本文研究的局限性主要在于：采用的样本数据中衡量高管薪酬的变量为财务报表上公布的年薪。鉴于我国垄断行业上市公司大部分是国有控股企业，且根据陈冬华等(2010)的研究，国有企业高管们享受在职消费等隐性薪酬，因此，在后续的讨论中如果把高管在职消费等隐性薪酬加入到高管薪酬中去，则研究内容会更全面。另外，高管控制权的来源及其衡量指标等问题还有待今后开展更深入的剖析。