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會計信息管理契約有用性研究
發布時間：2023-07-19 10:38
目 錄
摘 要 I
ABSTRACT III
第 1 章 緒 論 1
1.1研究背景和意義 1
1.1.1研究背景 1
1.1.2研究意義 3
1.2國內外研究現狀 4
1.2.1國外研究現狀 4
1.2.2國內研究現狀 11
1.2.3國內外研究現狀述評 15
1.3研究內容及研究方法 16
1.3.1研究內容 16
1.3.2研究方法 17
第 2 章 會計信息管理契約有用性的理論基礎 20
2.1相關概念的界定 20
2.1.1會計信息 20
2.1.2會計信息管理契約有用性 20
2.2理論基礎 23
2.2.1企業的契約理論 24
2.2.2產權理論 25
2.2.3代理理論 27
2.3本章小結 30
第 3 章 會計信息管理契約有用性的影響因素分析 32
3.1制度背景 32
3.1.1制度環境 32
3.1.2制度安排 37
3.1.3市場環境 40
3.2文化背景 42
3.2.1中國儒家文化的發展 42
3.2.2儒家文化與企業行為 43
3.3會計信息質量 44
3.3.1會計信息質量特征 44
3.3.2會計信息質量的衡量方法 45
3.4本章小結 48
第 4 章 會計信息高管薪酬有用性的實證研究 49
4.1理論分析與研究假說 49
4.1.1會計信息與高管薪酬 49
4.1.2政府干預、會計信息與高管薪酬 51
4.1.3法律環境、會計信息與高管薪酬 52
4.1.4市場化程度、會計信息與高管薪酬 52
4.1.5儒家文化、會計信息與高管薪酬 53
4.2 研究設計與描述性統計 54
4.2.1樣本選擇和數據來源 54
4.2.2變量定義 54
4.2.3模型設計 59
4.2.4描述性統計 60
4.3 實證檢驗結果與分析 67
4.3.1會計信息高管薪酬契約有用性分析 67
4.3.2政府干預對會計信息高管薪酬契約有用性的影響分析 68
4.3.3法律環境對會計信息高管薪酬契約有用性的影響分析 69
4.3.4市場化程度對會計信息高管薪酬契約有用性的影響分析 70
4.3.5儒家文化對會計信息高管薪酬契約有用性的影響分析 71
4.4穩健性檢驗 72
4.4.1使用扣除非經常性損益的凈資產收益率 72
4.4.2使用不同距離標準計算的儒家文化變量 75
4.5本章小結 76
第 5 章 會計信息高管更替有用性的實證研究 77
5.1理論分析和研究假說 77
5.1.1會計信息與與高管更替 77
5.1.2政府干預、會計信息與高管更替 78
5.1.3法律環境、會計信息與高管更替 78
5.1.4市場化程度、會計信息與高管更替 79
5.1.5儒家文化、會計信息與高管更替 79
5.2研究設計與描述性統計 80
5.2.1樣本選擇與數據來源 80
5.2.2變量定義 80
5.2.3模型設計 83
5.2.4描述性統計 84
5.3實證檢驗結果與分析 86
5.3.1會計信息高管更替有用性分析 86
5.3.2政府干預對會計信息高管更替有用性的影響分析 87
5.3.3法律環境對會計信息高管更替有用性的影響分析 88
5.3.4市場化程度對會計信息高管更替有用性的影響分析 89
5.3.4儒家文化對會計信息高管更替有用性的影響分析 90
5.4穩健性檢驗 91
5.4.1使用滯后一期的的會計業績變量 91
5.4.2使用不同距離標準計算的儒家文化變量 94
5.5本章小結 95
第 6 章 會計信息管理契約有用性與估值有用性的相關性研究 96
6.1理論分析與研究假說 97
6.1.1會計信息的估值作用 97
6.1.2會計信息的契約作用 98
6.1.3盈余的估值作用與契約作用的關聯性 99
6.2研究設計與樣本選擇 102
6.2.1研究設計 102
6.2.2樣本選擇與數據來源 105
6.3實證檢驗結果與分析 106
6.3.1描述性統計結果 106
6.3.2實證檢驗結果 108
6.3.3穩健性檢驗 111
6.4本章小結 116
第 7 章 關于提高會計信息管理契約有用性的政策建議 117
7.1繼續完善制度環境 117
7.1.1繼續推進市場化改革 117
7.1.2減少政府干預 118
7.1.3完善法律環境 118
7.2弘揚儒家文化精髓，提高會計信息的治理作用 119
7.2.1充分發揮儒家文化的積極影響，樹立全面薪酬觀 119
7.2.2克服儒家文化可能產生的消極影響，樹立全面績效觀 120
7.3強化會計信息的價值相關性對管理契約有用性的促進作用 120
7.3.1注重提高會計信息的可靠性 121
7.3.2理順會計信息契約有用性和價值相關性之間的關系 121
7.3.3強化外部審計機構作用 122
7.4完善公司治理機制，有效控制高管權力 124
7.4.1有效發揮獨立董事的監督職能 124
7.4.2改進監事會制度 127
7.4.3構建高管行為準則 129
結 論 131
參考文獻 133
攻讀博士學位期間承擔的科研任務與主要成果 144
致 謝 145
第1 章 緒 論
1.1研究背景和意義
1.1.1研究背景
自從Ball和Brown(1968)［i］以及Beaver(1968)［2］發表了經典的論文以來，大量的 會計研究分別從不同的角度考察了會計信息的價值相關性和契約有用性。價值相關 性關注會計信息在評估企業價值方面的作用。企業通過提供與價值評估有關的信息， 幫助信息使用者評估企業未來現金流量的數量、時點和不確定性，進而對企業做出 正確的價值判斷。契約有用性關注會計信息在公司治理方面的作用。企業向投資者 提供會計信息，減少投資者與經營者之間信息不對稱程度，限制經營者的機會主義 行為，使其與投資者利益目標一致，達到保護投資者利益的目的。雖然我國資本市 場經過20多年的發展，得到了長足的進步，但資本市場的有效性仍然不高，投機現 象嚴重；同時，隨著經濟從傳統工業為主向信息技術轉變，無形資產價值、增長機 會等因素對新經濟越來越重要，而這些是當前會計核算無法捕捉到的［3］，因此會計信 息的估值作用一直不明顯，更加有效、作用明顯的反而是會計信息的治理作用。
現代企業理論認為，企業是不同個體間一系列復雜的顯性和隱性契約的紐帶。 由于投資者(委托人)與經營者(代理人)所處的立場不同，所掌握的信息也不盡 相同，故產生了信息不對稱的落差；同時，在面臨風險時處理的態度也不同，即風 險偏好者與風險規避者的差異，造成委托人與代理人的利益分歧，并產生兩者的利 益沖突，也就是代理問題。委托人不能直接觀察到代理人的行為，但可以通過會計 信息反映出來的經營業績，評判代理人的努力程度。所以在企業的一些契約中，通 常會寫明一些會計指標來評價代理人的業績，所以會計信息構成了契約的一部分。 同時在契約執行的過程中，會計信息又是監督和評價的一種手段。會計信息在解決 公司管理者、董事、資本提供者之間代理沖突中的作用稱為會計信息契約有用性。
因為信息不對稱的存在，投資者對于公司的管理需要解決兩個問題。一是如何 激勵管理者。由于個人在團隊里面工作和各種不確定性因素的存在，與個人相關的 業績并不好準確度量，這種情況下，就要思考如何激勵管理者積極工作，避免出現 偷懶的行為。二是如何選擇稱職的管理者。由于管理者個人的能力難以直接觀測， 如何保證聘用到最有經營才能的人呢？對于激勵問題，一般是通過與管理者簽訂薪 酬契約來解決。高管薪酬契約是公司管理層與股東之間代理問題的修正機制，通過 提高薪酬與公司業績間的敏感性，可以緩解管理層與股東間的目標不一致，進而激 勵高管采取有利于股東價值最大化的行為和決策。對于經營者選擇問題，即是否簽 訂或解除雇傭契約問題，一般是由董事會作出對管理者的篩選決策和變更決策。企 業的契約主要包括管理契約和債務契約兩種。解決管理者激勵問題和選擇問題的契 約屬于管理契約。管理契約有助于管理者按照股東的利益行事，減少投資人與管理 者的信息不對稱。會計信息在管理契約簽訂和契約的履行與監督過程中起到的作用 稱之為會計信息管理契約有用性。管理者作為內部人，比外部董事或股東擁有更多 的公司特定信息，對于業績表現不佳的信息或者不當的私人獲利信息是不愿意披露 的，這有損他們的私人利益。而作為監管層，由外部董事占主體的董事會和不從事 管理業務的外部股東構成，常常處于信息劣勢。會計信息管理契約有用性就是研究 會計信息在緩解作為內部人的經理與外部董事和股東之間信息不對稱過程中起到的 作用。
到目前為止會計信息管理契約有用性的研究結論達成共識的是，會計信息在管 理契約的簽訂和契約的履行與監督過程中起到了重要的作用，是解決委托人和代理 人信息不對稱問題的重要機制，會計信息質量的高低直接影響到社會資源配置的效 率。
這些研究確實增加了對會計信息管理契約有用性的認識，但局限性在于這些結 論都是建立在西方相對完善的社會制度、有效的資本市場的前提假設基礎上的。代 理理論作為重要的理論基礎之一，解決的主要是面臨相同制度約束的自由人之間的 代理關系，它要求政府要以“裁判員”，而非“運動員”的角色參與交易。然而， 在中國政府干預卻依然是公司治理的重要影響因素。地方政府通過干預企業投資決 策來拉動GDP增長，可能會產生損害投資者利益的掠奪效應；當國有企業發生虧損 時，政府為避免國企破產，通常會給予財政補貼和信貸支持；國有企業經理的薪酬 受到一定程度的管制，存在隱性或顯性的上限；地方政府對媒體的管制干預會削弱 媒體的監督治理效力；國有企業承擔了大量包括就業和財政在內的政府職能等。因 此在分析中國的會計問題時，絕不能忽略中西方的制度差異，需要把中國的市場環 境、政府環境和法律環境作為重要的影響因素，重新建立新的研究框架，這也是本 文的重要立足點。同時，也要充分考慮非正式制度的影響。非正式制度包括倫理、 社會傳統、風俗習慣、關系文化等，它可以內化到人潛移默化的行為之中，進而影 響企業行為。揭示非正式制度的作用有助于深度理解企業行為背后的原因。
為了更全面的理解會計信息管理契約有用性，在考察上述宏觀因素（正式制度 和非正式制度）影響的同時，也要把會計信息的估值作用這種微觀影響因素考慮進 來，這個問題也是會計信息的契約作用與估值作用①的關系問題，這部分研究目前還 很少，特別是中國制度背景下的研究就更少。在估值領域中有用的會計信息對于管 理評價是有益的還是有害的？其中的影響因素是什么？將契約作用和估值作用聯合 起來加以考察，將進一步拓展會計信息管理契約有用性的研究。
因此，本文主要考察基于中國正式制度（市場環境、法律環境、政府環境）和 非正式制度（儒家文化）下的會計信息管理契約有用性，以及在中國制度背景下有 利于估值作用的會計信息的管理契約有用性。
1.1.2研究意義
本文從中國的正式制度和非正式制度角度，探討了會計信息在管理契約中起到 的作用，對深化會計信息和公司治理的理解具有重要意義。
1.1.2.1理論意義
第一，系統地對會計信息管理契約有用性進行了理論分析，深化了會計目標的 受托責任觀的認識，為我國《企業會計準則》中明確會計目標為“反映管理層的受 托責任”提供了理論依據。同時把企業看作“契約的聯結”，會計作為信息系統在 減少信息不對稱方面起到至關重要的作用，這對會計本質的認識提供了新的視角。
第二，深化理解會計信息的治理功能，有助于進一步理解會計信息的經濟意義。 公司治理的目的是構建一套有效的激勵和監督契約，緩解代理問題。在激勵和監督 契約的簽訂和履行中，會計在業績計量與評價體系中扮演著重要角色。同時會計信 息治理作用的有效性不能忽視制度環境的影響、文化背景的影響和剩余計量的合約 安排。
第三，有助于完善正式制度對公司治理的影響研究。本文的理論分析闡明了中 國引進的國外公司治理模式與中國現存的正式制度存在不相匹配的問題。
第四，會計信息估值作用和契約作用的相關性研究，有助于豐富會計信息在市 場層面和企業層面的關聯性的理解。
① 本文對價值相關性和估值作用不作區分。
1.1.2.2實踐意義
第一，實證檢驗會計信息在高管薪酬契約和高管更替中的作用，充分分析我國 制度環境的特殊性，有助于深刻理解我國會計信息與政府干預、法律環境、市場化 程度所帶來的微觀經濟影響，為合理解釋中國會計實踐提供了必要證據。
第二，實證檢驗儒家文化對會計信息管理契約有用性的調節效應。有助于深刻 理解非正式制度對微觀經濟的影響機制，為合理解釋中國會計實踐提供了必要證據。
第三，實證檢驗會計信息管理契約有用性，為提出基于中國制度背景和文化背 景的政策建議提供重要依據，有助于資本市場的健康發展和社會資源的合理配置。
1.2國內外研究現狀
1.2.1國外研究現狀
1.2.1.1會計信息在構建公司董事會過程中的作用
(1)內外董事比例。董事會在監管管理層和構建使管理層與股東利益一致的機 制中具有重要作用。大量的理論研究和經驗研究認為董事會主要有兩個職責：一是 給高管提供咨詢，二是監督高管。第一個職責要求有足夠的專業經驗和企業知識以 幫助指導高管。第二個職責要求董事有熟練的技能和淵博的知識，但也需要董事有 足夠的獨立性去有效的監督。
董事會通常由外部董事和內部董事構成。例如，Linck et al.(2008)證實在1990? 2004 年期間美國上市公司的大量樣本中董事會平均有 67%的外部董事［4］。外部董事 有豐富的職業經驗，可能是其他公司的CEO、前政府官員、大學校長或院長、成功 企業家。外部董事的價值部分地來源于在一些領域的專長，如戰略、融資、市場營 銷、運營、組織結構。而且，外部董事的獨立性能客觀地監管經理人行為。他們的 勤奮可能源于貨幣激勵，但更可能是他們對個人聲譽的保護。內部董事，通常是公 司的高管兼任，可以促進有效的決策制定，他們擁有公司掣肘的和機會的信息。 正 如 Jensen and Meckling (1995)討論的，組織內部決策權的分配是組織結構中基礎組成 部分，因為信息在個人之間及時的傳遞是有成本的，擁有必要信息的人分配到決策 權是有利的［5］。除了他們的決策角色，內部董事還能幫助外部董事了解公司的活動［6］。 內部董事通常擁有公司的股票、期權和人力資本投資，有更大的激勵最大化公司的 價值。但是，由于缺乏與CEO的獨立性以及渴望保護自身利益，內部董事在監管職 責上可能存在沖突。此外，盡管擁有更多信息的外部董事可能更有效的履行建議職 責，但同時也更可能阻礙CEO的戰略決策，因此內部董事可能不愿分享他們的信息 ［7］。如果信息用來約束高管或帶走他們的利益，這個情況就會出現。
因此，內部董事的關鍵優勢也是外部董事的主要缺點：確保董事具有足夠的信 息作出決策的成本和難度存在差異。外部董事通常很忙，期望外部董事能和高管一 樣投入必要的時間和努力是不切實際的。進一步加劇這些信息性問題的是外部董事 主要依賴于監控對象(管理層)提供必要的信息以實現有效的公司治理。盡管審計 人員、監管部門、分析師、媒體、其他信息中介機構也會協助外部董事，但高管不 太可能提供那些導致外部董事負面評價高管的努力、業績和能力的信息。Bushman et al.(2004)總結了內部董事和外部董事之間的權衡：“董事會構成的一個重要問題在于 內部董事和外部董事的完美組合。外部董事更獨立于CEO，但是與內部董事相比掌 握的信息要少，內部董事知曉公司項目更多的信息，但他們不獨立于CEO，而且沒 有足夠的激勵［8］。”
因此，一個完全由內部董事組成的委員會可能不是有效的，因為這樣導致管理 上固步自封。但沒有內部董事也不是有效的，這將導致外部董事對公司僅有一個有 限的理解，不能克服信息不對稱。
那么是什么決定內外董事比例的呢？研究者提出了各種假設回答這個問題。一 般來講，當外部董事面臨更大的信息采集和處理成本時，他們可能不會很好的履行 咨詢和監管職責，并且不太可能被邀請參加董事會。關于董事會的咨詢角色，一個 常見的預測是在擁有大量投資機會和復雜投資的企業中，可能需要足夠的公司特有 信息才能為管理層提供有效的咨詢。在這種情況下，內部董事的信息優勢更有利， 這導致內部董事比例上升［9］。關于董事會的監管角色，研究假設經常強調公司的信息 環境和運營環境如何影響監管成本和收益。具體而言，處于更不確定的商業環境中 的公司，如高成長性公司，存在著大量研發、無形資產和波動性，要監管更困難， 主要原因是管理人員與外部董事之間存在更大的信息不對稱。由于外部董事獲取信 息的成本越高，管理人員與外部董事之間信息不對稱就越嚴重，公司可能就會有越 高的內部董事比例。
經驗證據一般支持在有更嚴重信息不對稱的企業，外部董事比例更小，公司特 有信息更重要。例如Linck et al.(2008)用了 1990?2004年的大樣本，得出了收集信 息成本與外部董事比例負相關的結論。 Duchin et al. (2008) 發現當信息收集成本高時 增加外部董事比例會減少公司業績。他們也得到負相關的結論［10］。Cai et al. (2009)考 慮了信息不對稱和董事會監管負相關的潛在內生性：是否更低程度的不對稱允許公 司使用更多的外部董事，或相反，是否更大比例的外部董事導致了更低程度的信息 不對稱。為此，他們使用了聯立方程的方法，Cai et al.(2009)發現董事會直接監管少 的企業選擇了更多CEO股權激勵和更少反收購條款這種間接監管形式［11］。
雖然經驗證據基本一致，但信息透明度和外部董事比例的因果關系的方向卻難 以捉摸。一些學者觀察到了從信息透明度到外部董事比例正相關的因果關系。這些 學者預測有更高(低)信息不對稱的企業有更低(高)比例的外部董事是有利的。 這種因果關系明顯不同于會計文獻中經常提到的假設：董事會有高比例外部董事會 促進“更好”的治理； “更好”的董事會積極采取行動確保與管理層有低的信息不對稱。 目前，外部董事比例的提高是一種趨勢。例如Linck et al. (2008)證實1990年美國 公司的外部董事比例在60%?65%，到2004年上升到70%。
有四種可能的原因。第一，外部董事需要透明的信息環境來給予建議和監管。 因此，可能這期間公司信息環境改善了，降低了信息不對稱，可以邀請更多的外部 董事。第二，外部董事的增加可能源于監管壓力。如果外部董事太少不能確保社會 最優決策。第三，監管行動或其他經濟力量消除了股東建立期望外部董事比例的阻 力。第四，會計信息的透明度可能在下降，公司增加外部董事來改善監管和積極的 緩解信息不對稱。這四種可能的解釋有不同的預測。 例如，第一種解釋意味著高比 例的外部董事是由信息透明度的趨勢造成的。信息質量與外部董事比例正相關，但 由于信息透明度提高后提高了外部董事比例，可能會出現延遲。第二種解釋意味著 高比例外部董事是增加獨立性的監管壓力引起的，信息質量與外部董事比例正相關， 但可能存在著一個相反的延遲，監管驅動了高比例，反過來，創造了高質量的信息。 第三種解釋(成本減少)意味著獨立性與信息質量正相關的加強。因為董事會結構 和信息透明度一致更容易。第四種解釋意味著外部董事是提高信息透明度的一種機 制，外部董事比例的提高跟隨著信息質量的下降，這將導致未來信息質量的提高。
Duran，Matsusaka和Ozbas (2010)發現，當信息獲取成本高時，外部董事比例 增加的監管要求導致公司業績下降。換句話說，由于一些公司在獨立董事中的比例 最優，因此監管機構在考慮是否要求公司減少董事會內部人員代表時應該謹慎行事。 研究的結果表明，企業固有的信息透明度主要取決于其經營環境的特點，這推動了 外部董事比例最優化的選擇［12］。在另一項相關研究中‘Armstrong, Core和Guay(2014) 的一項研究試圖通過對某些公司提高外部董事比例的監管要求來辨別因果關系的方 向。證據顯示外部董事比例的強制性增加與信息不對稱的下降相關，信息不對稱下 降來源于管理層預測的頻率和精度增加以及追隨的分析師數量的增加。這是因為公 司能夠而且確實改變了信息透明度的某些方面以適應獨立董事對信息的需求［13］。
(2) CEO角色。董事會結構的另一個問題集中在CEO的角色和CEO影響董事 會特征的能力上。美國公司有一半CEO兼任董事會主席。成為董事會主席的前景對 于 CEO 來說是一種激勵機制。這意味著更多成功和才能的 CEO 更可能成為董事會 主席，因為CEO有更多更詳盡的公司特有信息。因此CEO更有可能在內部人士和 外部人士存在更大的信息不對稱的公司獲得更大的控制權 ［14］。一些文獻還預測了 CEO的能力會影響董事會獨立性。有較高能力和業績資歷的CEO會有一個較強的談 判力，能使其周圍擁有忠誠的董事，因此會降低董事會的獨立性。同時，股東可能 認為獨立性更強的董事對監管強勢的CEO是必要的。因此，關于兩職合一和信息透 明度的關系還不是很清晰。
1.2.1.2會計信息在管理層評價過程中的作用 會計信息是如何用來指導、評價和獎勵高管行為、業績和水平的？大量文獻研 究了會計信息在高管薪酬契約設計、激勵結構、更替中的作用。
(1)道德風險模型和逆向選擇模型。會計文獻一般采用道德風險模型和逆向選 擇模型來研究代理問題。在道德風險模型中，委托人和代理人簽訂合同時應該具有 相同的信息，但是在整個合同期間，委托人不能有效地觀察代理人的行為。委托人 意識到不能獲得代理人行為的完全信息，因此采用業績指標引導代理人采取其期望 的行為，因為業績指標能在事后被觀察，事前用來設計有效的激勵契約。通過這些 業績指標調節高管薪酬，董事會試圖使高管行動與股東利益相一致。 Bushman and Smith (2001)總結了會計信息在道德風險模型中的三個作用，一是直接對管理者行 為創造激勵，二是過濾其他業績指標(如股票價格)的噪音，三是有利于經理人在 多項活動中的平衡［15］。
逆向選擇模型在高管薪酬文獻中相對較少。它放松了同質信息假設，在某個契 約過程允許一方或雙方擁有私有信息。在這些模型中薪酬契約成為一種機制。通過 它，信息劣勢方能引導信息優勢方披露私有信息。比如，在董事會與外來的新聘 CEO 契約關系初期，董事會有公司經營的信息優勢。然而，隨著時間推移，新CEO比董 事會更有信息優勢，從而改變了隨后契約談判的問題。因此，在某種程度上，財務 報告能在契約整個過程減少董事會與管理者之間的信息不對稱，逆向選擇問題也減 少了。
薪酬契約可分為顯性契約和隱性契約。研究人員對顯性契約主要分析了上市公 司高管和部門經理薪酬契約中財務會計數據的使用情況，發現這些顯性契約經常使 用財務會計數據，最常用的是每股收益，凈利潤和營業收入。 然而，隱性契約的真 實細節并不為研究人員所知。他們只能利用各種業績變量與高管薪酬進行回歸分析， 估算出薪酬業績敏感度。
(2)在薪酬契約中使用會計信息的直接證據。在公司高管薪酬契約中企業高管 的努力程度常常使用會計指標來衡量，從而確定管理者的薪酬，這是會計信息薪酬 契約有用性的直接證據。伊特納等人在研究中發現 317 家美國公司有 312 家在薪酬 契約中至少使用了一種會計方法［16］。墨菲在調查中發現了 177家美國上市公司有161 家在它們的年度獎金計劃中明確使用至少一種會計利潤評價方法［17］。因為受到數據 收集的限制，較少有文獻對公司中層管理者的薪酬進行研究，但部門經理薪酬合約 的設計卻同樣重要。對于部門經理薪酬合約來說，會計數據或許更有價值，因為像 股價這類公司總體業績指標中含有太多噪音，不能很好的表征部門經理的貢獻。 Keating (1997)研究發現，在公司內部業務單元層次，會計信息被用于激勵契約。 他還證實，業務部門經理的薪酬契約更依賴會計信息而不是股票價格［18］。
( 3)高管薪酬業績敏感性及影響因素。 Bushman 和 Smith( 2001 )指出，研究 者有時不知道實際簽約的細節，也不知道評估業績的具體內容，而是采用對高管薪 酬業績回歸的研究方法,估計薪酬業績敏感性(Pay-Performance Sensitivity，簡稱PPS)。 更多的研究將會計績效和市場績效同時作為高管人員努力的指標，以比較會計績效 與市場績效在衡量績效水平上的優勢［19］。Jensen and Murphy (1990)以1974?1986 年《福布斯》公布的管理者薪酬調查數據為樣本，以高管薪酬為因變量，以利潤變 動和股東財富變動為自變量進行回歸，發現利潤變動與高管薪酬顯著正相關，證實 了會計信息的管理薪酬契約有用性［20］。此后，大量研究都采用這種回歸方法，區別 主要在于會計信息變量的選擇上。
當學術界越來越多的關注高管薪酬與公司績效的關系時，一些西方學者將新的 視角集中在影響高管薪酬與企業績效關系的因素上。換句話說，很多學者已經開始 研究高管薪酬績效敏感度的影響因素了。例如，Baker，Jensen和Murphy ( 1988)的 研究表明，政治權力與高管薪酬績效敏感度呈負相關，即政治權力越大， CEO 薪酬 與企業績效之間的相關性越弱。而當薪酬績效敏感度偏低時，薪酬契約不會發揮其 激勵效應［21］; Gibbons和Murphy ( 1990)在研究影響高管薪酬績效敏感性的因素時 發現，CEO的任期和年齡是影響高管薪酬敏感性的重要因素。他們發現CEO，任期 越長，年齡越低，薪酬績效敏感度越低［22］； Aggarwal和Samwich ( 1999 )發現，企 業面臨的風險會影響高管薪酬的敏感性。當企業面臨較大風險時，薪酬績效敏感度 較低，反之，當企業面臨較低風險時，薪酬績效敏感度較高［23］； Bertrand 和 Mullainathan (2003)研究了公司治理結構對薪酬績效敏感性的影響，結果發現，外部大股東的 存在與企業高管薪酬績效敏感度正相關［24］； Hartzell和Starks (2003 )以1992?1997 年的數據為基礎，以1 914家企業作為樣本，研究了所有權集中度對CEO薪酬的影 響。他們發現公司所有權越集中，高管薪酬表現的敏感度就越高［25］； Surya， Suresh 和Albert (2010)研究了機構投資者、高管權力和CEO薪酬之間的關系，研究結果 顯示管理者權限的大小會影響高管薪酬績效的敏感度［26］。 Darrough, Shi 和 Wang (2017)實證調查了行業公司對未來收入的警告如何影響CEO薪酬結構。這些警告 包含有關行業的信息，表明行業前景暗淡，并可能引發股價負面溢出效應。他們發 現同行警告與薪酬績效敏感度降低相關［27］; Chang, Chen和Shu (2018)研究了企業 社會責任是否積極調節企業績效與高層管理人員/董事薪酬之間關聯的大小/方向，結 果發現更大的企業社會責任參與度與更大的薪酬績效敏感度相關［28］。
(4)會計信息在高管更替中的作用。許多學者比如 Gibson (2002)認為公司治理 機制的基本目的之一是確保業績不佳的管理者被辭退［29］，沒有辭退業績不佳的管理 者是公司代理問題最昂貴的表現。辭退不佳的高管對股東價值有很大的影響，是最 重要的董事會決定。
學術研究證實董事會認為盈余表現是變更管理人員的決定性因素。董事會根據 會計信息決定是否更換高管人員。 斯隆認為與股票價格相比，會計盈余信息在高管 人員變更中扮演著更為重要的角色。 高管變更依賴于會計盈余的原因在于，股票價 格根植于市場對未來的預期，包含了新CEO對企業價值的影響，使得會計盈余成為 反映現任CEO才能的更清晰的信號。Bond et.al (2010)的研究結果表明，會計信息 不僅是董事會做出是否更換公司高管的直接依據，而且會計信息有助于董事會根據 股價做出是否更換管理者的決策［30］。
Defond and Park(1999)以1988?1992年間發生CEO更換的301家公司作為樣本， 同時選取621家在同一時期沒有發生更換的公司作為控制樣本。研究發現CEO更換 的頻率在高度競爭的行業會更大，同時以相對業績評價(RPE)為基礎的會計指標與 CEO 更換的相關性在高度競爭的行業是顯著的［31］。原因是相對績效評估有助于提高 董事會識別無能的CEO,競爭有助于提高相對績效的評估。Engel et al.(2003)檢查了 會計信息和市場回報在更替決策中權重與相對敏感度和準確性之間的關系。發現當 盈余具有及時性時盈余在更替決策的權重是增加的［32］。Fich和Shivdasani (2007)研究 發現繁忙的董事會(大部分由外部董事組成，且外部董事身兼數職)與較差的公司 治理和辭退業績差的 CEO 低敏感性相關。獨立但繁忙的董事會在 CEO 更替的敏感 性上不同于內部主導的董事會［33］。Lau et al. (2009)運用澳大利亞1997?2004年大 公司研究了公司治理強化公司業績和CEO解雇負相關的效果。同美國、英國的研究 結論一樣，在澳大利亞公司業績與解雇CEO的可能性負相關，他們運用了會計業績 指標和市場業績指標。獨立的董事會不會減弱這種負相關關系［34］。Hu和Lin (2015) 研究了股權資本成本與企業投資如何影響CEO變更決策。實證結果顯示，在控制了 盈余和股票業績指標以及風險因素之后， CEO 變更的可能性與股權的隱含成本正相 關［35］。Gao, Harford和Li (2017)比較了上市公司和私營公司CEO的變更率。結果 發現上市公司比私營公司具有更高的變更率和變更業績敏感度(TPS)。造成上市公 司更高的變更率和變更業績敏感度(TPS )的一個因素是投資者的短視［36］。
(5)會計信息的契約作用與估值作用的聯系。另外一個關于會計業績指標的經 驗文獻是區分會計信息的契約作用和估值作用。一個關鍵問題是最適合幫助投資者 估值的財務報告是否也是最適合幫助股東和董事在管理契約中減緩代理沖突。起初 會很容易認為會計報告的估值作用和契約作用會同時發生。各種會計信息和其他相 關資源信息匯合成的市場價格提供了對股東價值的最佳估計，因為股東價值最大化 是股東的重要目標，股票價格是績效指標的明顯選擇，它可以解決管理者和股東的 代理問題。
然而 Gjesdal (1981)指出為契約目的會計系統的相對地位不需要與估值目的相對 地位一致［37］。Lambert (1993)指出公司估值并不等同于評估公司管理者對公司價值 的邊際貢獻［38］。在道德風險模型的信息結構下，委托人、代理人和投資者有相同的 信息，因此市場和委托人能完全預見到代理人的行為，處于均衡狀態。因此業績指 標的實現由代理人完全預期行動加上噪音組成。結果市場和委托人從業績指標的實 現中不能得知任何代理人行為。所以業績指標的估值權重(如盈余)不取決于代理 人行為的業績指標的敏感性。相反，一個對公司現金流真正的沖擊是業績評估角度 看是噪音，是估值相關的，因為市場沒有預計到它。
Bushman et al. (2006)經驗研究了 VEC(估值盈余系數)與CEC(薪酬盈余系數) 不相關的預測。他們拒絕了 VEC 和 CEC 不相關的零假設，發現當投資者用于估計 的盈余權重越大，用于現金紅利計劃的盈余的權重越大。他們發展了兩個模型來預 測 VEC 和 CEC 正相關。第一個模型假定管理者行為有當期盈余不能完全捕捉的多 期影響。這意味著VEC包含在促進經理內部化當期行動折現值的激勵系數內。也就 是說，公司價值是未來預期收益的函數。價值契約提供了間接契約影響未來收益的 一種方式，因為代理人的當前行為將影響當前和未來的收益。第二個模型假定管理 者的邊際生產率和盈余對管理者行動的敏感性是相關的隨機變量，這是常識。在這 種情況下，盈余的估值作用可以用來推斷代理人付出的真實邊際產出。因為盈余的 契約作用激勵代理人采取與付出的真實邊際產出一致的行動，把VEC包括在激勵系 數內是可以達到的。因此兩種作用通過盈余和管理者努力的邊際產出相關了［39］。恩 格爾等人 (2003)證明，會計信息的價值相關性越大，其就會替代市場績效指標， 在高管變更的決策中所占的權重就越大。Banker et al. (2009)進一步研究發現，薪 酬業績敏感度與盈余的價值相關性顯著正相關［40］ 。
1.2.2國內研究現狀
1.2.2.1 薪酬契約使用會計信息的直接證據
潘飛(2006)研究證實了在中國上市公司薪酬契約中大量采用了會計指標衡量 高管努力程度，但契約的有效性不足，因為會計指標的選擇沒有充分考慮操縱的可 能性［41］。李靜(2013)的研究發現在228家中七成多的公司在薪酬契約中使用了會 計指標，且大多數不只一種，對于選擇哪種會計指標，近八成的公司沒有參考行業 標準，而是根據企業情況自行確定的［42］。
1.2.2.2高管薪酬業績敏感性及影響因素
李增泉(2000)按照規模和地區對企業進行了分組，得出了薪酬與績效不相關 的結論 ［43］。同年，魏剛(2000)以 765 家企業 1998 年的相關數據為研究樣本， 分別以加權平均資產收益率和高管總體年度薪酬作為會計業績和高管薪酬的表征變 量，同樣得出了不相關的結論［44］。
此后，關于高管薪酬業績敏感性的研究得到了越來越多的學者關注。與李增泉 (2000)和魏剛(2000)不相關的結論相反，陳志廣(2002) ［45］、張俊瑞等(2003) ［46］、杜興強和王麗華(2007) ［47］都以單一會計指標為自變量得出了高管薪酬與會計 業績顯著正相關的證據。與他們的研究有些不同的是，劉鳳委等(2007)采用了綜 合績效因子代替了單一會計指標，結論仍然支持高管薪酬與會計業績正相關［48］。陳 俊麗和郭姍姍(2012)分別采用經常性損益和非經常性損益、經營性現金流和應計 項目作為績效變量，正相關關系依然成立 ［49］。連曉姝和張建平(2015)研究表明公 允價值變動損益與高管薪酬之間的有顯著的正相關關系［50］。
在基本證實高管薪酬與會計績效正相關的結論之后，我國學者將視角轉入到高 管薪酬業績敏感性的影響因素上。他們基于不同的研究角度，考察了區域、管理層 權力、企業所有權性質、負債、企業并購、管理層預測、風險投資等影響因素。
在區域因素方面，我國學者得出的結論不太一致，他們的研究方法基本相同， 都是采用會計績效與高管薪酬回歸的方法，只是樣本公司數據的年度不同。李增泉 采用 1998 年的公司樣本數據認為區域因素不影響高管薪酬業績敏感性。諶新民和劉 善敏(2003)采用 2001 年的上市公司數據為樣本得出區域因素會影響高管薪酬業績 敏感性的證據，其中東部地區高管薪酬業績敏感性最大［51］。而畢欣、何楚聰、黃山 (2011)以 2006?2008 年的公司數據為樣本，同樣認為區域因素會對高管薪酬和企 業績效的相關性造成影響，但不同的是，不發達地區的高管薪酬業績敏感性更大［52］。
在會計信息質量特征方面，畢曉方和周曉蘇(2007)研究了可靠性與薪酬業績 敏感度的關系，發現盈余可靠性能夠提高薪酬業績敏感度，特別是在民營企業和股 權集中高的企業更是如此［53］。
在企業內部控制方面，學者認為企業的內部控制通過有效防止高管異化薪酬契 約和提高會計信息質量兩種途徑影響薪酬業績敏感性。王鐵肩和陳震(2016) ［54］， 張炳發和修浩鑫(2017) ［55］，張璇、鄭喬喬和趙惠芳(2017) ［56］，羅莉和胡耀 丹(2015) ［57］，池國華和郭菁晶(2015) ［58］的研究結果表明內部控制質量能夠提 高薪酬會計業績敏感性。王革(2016)從相反的角度證實內部控制缺陷會降低薪酬 業績敏感性［59］。
在高管權力方面，杜興強和王麗華(2007)采用董事長與總經理兩職合一作為 代理變量得出了高管權力大的企業，高管薪酬業績敏感性會降低的結論。而盧銳 (2008)對此問題展開更深入的研究，利用兩職合一、股權比例、在位時間三個指 標綜合構建了一個高管權力變量，得出了非對稱性的結論，即對于盈利企業，高管 權力越大則高管薪酬業績敏感性越大；對于虧損企業，高管權力越大則高管薪酬業 績敏感性越低 ［60］。楊向陽，李前兵(2013)專門研究了民營上市公司，得出了與盧 銳相同的結論［61］。
在負債比率方面，江偉(2008)研究了負債的代理成本這個影響因素，結果表 明負債比率與公司薪酬業績敏感度負相關，即負債比率越高的公司，薪酬業績敏感 度越差，而在民營上市公司或者金融發展水平比較高的地區，這種負相關程度有所 減弱［62］。
在市場化進程方面，辛清泉和譚偉強(2009)考察了市場化進程的影響，發現 市場化進程高的地區，企業薪酬業績敏感性更強，特別是在地方性國企和競爭行業 的企業更顯著［63］。在所有權性質方面，學者們一致的認為國有控制上市公司由于政 策性負擔太重，很可能會采取政治晉升、在職消費等替代性手段對管理層進行激勵， 因此，相比于非國有公司，國有公司薪酬業績敏感性更低［64,65,66］。
在企業并購方面，學者們認為企業并購行為會影響并購后企業的財務狀況，進 而會影響高管薪酬業績敏感性。步丹璐、黃旭蘭、李華(2012)以 2006?2010 年 四年間362個國有企業作為樣本，發現企業的并購行為使薪酬業績的敏感性降低了［67］。 王玨瑋、唐建新、孔墨奇(2016)認為出于高管個人私利的企業并購行為，在并購 收益低于預期的情況下，盈余管理行為會更有可能發生，進而會影響薪酬業績敏感 性［68］。何任和王純(2018)從盈余質量的角度研究了企業并購行為的薪酬影響。盈 余質量與企業并購有替代作用，盈余質量越低，高管進行盈余管理的空間就越大， 就越可能利用企業并購行為以提高其薪酬［69］。
在風險投資方面，學者們認為風險投資通過風險監控和提供有效的增值服務改 變高管薪酬業績敏敏感性。陳孝勇和惠曉峰(2015)實證研究表明對民營企業的風 險投資降低了高管薪酬業績敏感性，因為風險投資更看重未來股價，導致會計業績 在高管薪酬的比重降低［70］。王秀軍、李曜、龍玉(2016)也認為風險投資對于傳統 貨幣薪酬有替代效應，降低了薪酬會計業績敏感性［71］。
在盈余預測方面，管理層的盈余預測可以向市場傳遞企業未來業績的信息，降 低信息不對稱，減少代理成本，是一項重要的治理機制。盈余預測對于企業業績有 一定的替代作用，降低了薪酬業績敏感性。李曉玲、丁叮、崔干勁(2015)實證檢 驗表明盈余預測確實降低了薪酬業績敏感性，這種現象在國有企業更明顯［72］。
在競爭戰略方面，陳共榮和姜濤( 2016)研究了競爭戰略對于會計業績敏感性 的影響，實證結果表明國有企業采取成本領先戰略或差異化戰略會降低敏感性，而 這種影響在民營企業不顯著［73］。
1.2.2.3會計信息與高管更替
理論上董事會在公司高管變更決策中會同時參考會計業績指標和市場價值指標 作為標準，但由于我國證券市場發展不完善，投機現象嚴重，相關制度和法制不是 很健全，公司的真實價值不能全部體現在股價中，因此，相比較市場價值指標，在 公司高管變更決策中會計指標更受青睞。
上述觀點得到了陸正飛和童俊莉(2001)的研究證實，會計業績指標在經營者 選擇決策中更有用 ［74］。朱紅軍(2002)以 1996?1998 年三年間上市公司為樣本， 以資產利潤率作為企業業績，得出了控制股東更換與企業業績負相關的證據［75］。劉 鳳委等以 1999-2003 年國有控制上市公司為樣本，在考慮了政府干預和行業競爭的基 礎上，以logit回歸模型實證分析了會計信息在高管變更中的作用，得到了企業綜合 績效越差，經營者越容易被更換，同時也發現，政府干預越弱、行業競爭越高，這 種負相關關系被增強［39］。同樣，梁蕓(2010) ［76］，姜金香、李增泉和李磊 (2005) ［77］也得到了會計業績與高管變更概率負相關的結論。安靈和王靜(2015)研究了交 叉上市對于高管變更的影響。交叉上市可以利用強資本市場的公司治理機制提高會 計業績在高管變更中的作用，實證結果支持了上述觀點［78］。孔文泰(2016)研究了 教授背景獨立董事可以增強高管變更業績敏感性［79］，而有“顏值”的教授獨立董事的 存在卻會降低這種增強［80］。
1.2.2.4會計信息契約作用與估值作用的聯系
李增泉和孫錚(2009)認為資產負債表報表項目單獨分項設置而不采用綜合評 價指標，謹慎性原則在會計系統的廣泛運用，資產負債表與利潤表聯系中“不清潔盈 余”政策的增多等方面都體現了契約有用性，因此在對會計實踐的合理解釋上，契約 有用性要優于價值相關性［81］；許靜靜(2015)探討了會計信息自身的噪音對激勵作 用與估值作用的影響，她以異常應計作為衡量噪音指標，實證結果表明會計噪音對 盈余的激勵作用和估值作用存在同向的負面影響，即異常應計越大，盈余激勵作用 越小，估值作用也越小，這一結果也間接說明了盈余激勵作用與估值作用之間存在 相互關系的可能性［82］。后來，許靜靜和呂長江(2013)通過分析式的研究方法，建立了 解析模型來證實了會計信息估值作用和激勵作用具有正相關關系［83］。她還以
2002-2012 年的上市公司為樣本，對盈余反映系數和薪酬敏感度進行了回歸分析，實
證檢驗結果表明在企業層面當企業的盈余信息的市場估值越大時，盈余信息在其薪
酬激勵契約中的作用也越大［57］106-137。許靜靜（2014）又以現金流作為會計信息的代理 變量，再次證實了兩者之間存在顯著的正向關系［84］。
1.2.3國內外研究現狀述評
（1）從國內外的研究現狀可以看出國外學者對管理契約有用性的研究是比較全 面的，從早期的理論架構發展到后期實證檢驗。實證檢驗從會計信息在構建董事會 過程的作用，到評價管理層的作用，再到與外部價值相關性的研究，覆蓋的領域比 較廣。從管理契約有用性是否有價值的研究，然后對具體指標的運用以及權重的研 究，再到作用發揮的影響因素研究，也非常深入。
（2）目前的研究結論基本認為由于信息不對稱和代理問題的存在，會計信息在 管理契約的簽訂、契約的履行和監督過程中起到了重要的作用。激勵契約的基礎是 對經營業績的計量與評價，而業績的計量與評價離開會計信息是無法完成的。會計 信息能夠反映經營者對受托資本的管理及運用效果，為評價經營者的業績并據以作 出雇傭決策提供了有力的依據。
（3）相比于國外的研究，中國學者的研究較少有專門的理論研究，存在的理論 討論也僅僅散見于實證研究的理論分析部分。中國學者更重視實踐檢驗，但大部分 都是模仿國外的研究模式，對中國問題的回答并不深入。從研究結果看，基于中國 公司的會計信息管理契約有用性的研究結果呈現多樣化，研究結論在很多方面并不 一致。
（4）盡管到目前為止，對于會計信息管理契約有用性的研究取得了豐富的成果， 深化了會計目標之受托責任觀的認識和會計信息有用性的理解，明晰了公司治理目 標的實現對會計信息的依賴。但在以下兩個方面關注不足：
一是在考慮到我國特殊的制度背景和市場環境的條件下，會計信息管理契約有 用性的兩個重要方面，即會計信息高管薪酬有用性和高管變更有用性將發生什么樣 的變化，其表現的特征和形式為何還缺乏深入的研究和統一的認識。
二是會計信息管理契約有用性與估值有用性之間相關性的理論研究和經驗研究 還不豐富，并沒有形成一個統一的理論框架和經驗證據。特別的，基于我國上市公 司的契約有用性和估值有用性相關性的經驗研究還比較少，這阻礙了會計信息在公 司層面和市場層面作用機制的理解，不利于會計規范的制定和執行。
1.3研究內容及研究方法
1.3.1研究內容
本選題的研究目的在于識別中國背景下會計信息的管理契約有用性。
企業契約理論認為企業是一系列契約的聯結。產權理論又進一步認為這些契約 的根本目的是界定產權，降低交易成本。代理理論強調激勵或者監督經營者最好的 方式是給予其一部分剩余索取權，得以降低代理成本，核心問題是如何合理設計企 業契約。代理理論促進了人們對會計信息作用的理解。會計信息作為企業經營活動 和財務狀況的綜合反映，不僅提供了契約的內容，也是檢查契約是否履行的重要途 徑，這就是會計信息的契約有用性。
代理理論源于西方發達市場經濟的實踐。一方面，它是以組織中所有權和經營 權的分離以及交易各方的公平和自愿為前提的。而我國現階段在經濟活動中，政府 干預還比較多，市場化程度差異還比較大，法律環境也不同，在運用經典的代理理 論來分析中國的會計行為時，必須在其模型中顯性地加入有關中國制度的變量。因 此，在研究會計信息管理契約有用性時，必須充分考慮中國制度背景的影響。在考 慮正式制度的影響之外，也要充分考慮非正式制度的影響。在中國，儒家文化是重 要的非正式制度。因此，在模型中也要考慮儒家文化的調節效應。另一方面，代理 理論認為企業的剩余收益和剩余權益的計量是準確的，是外生變量，沒有考慮企業 剩余計量規則對企業剩余權益和剩余收益的影響。事實上，由于存在大量的主觀和 客觀的不確定性，企業剩余權益和剩余收益的會計計量并不會完全準確，所以有理 由認為剩余計量質量會對剩余收益和剩余權益安排的相關契約產生重大影響。以上 分析表明，會計信息在企業契約運用中的作用也會受到會計計量質量的影響。
基于以上邏輯思路，論文在國內外研究綜述的基礎上，以契約理論、產權理論 和代理理論作為會計信息管理契約有用性的理論基礎，加入了中國制度背景（政府 干預、法律環境、市場化程度）和儒家文化影響因素，分別對會計信息高管薪酬有 用性和高管變更有用性進行了實證分析，并進一步以會計盈余的價值相關性衡量會 計信息質量特征，實證分析了價值相關性對會計信息管理契約有用性的影響，最后 依據理論分析和實證分析的結果，對提高會計信息管理契約有用性提出了政策建議。 具體的安排如下：
(1)在企業契約理論、產權理論和代理理論的基礎上，提出了會計信息具有管理 契約有用性的基本命題。
(2)分析中國的制度背景、儒家文化和會計信息質量特征。代理理論是以組織中 所有權和經營權的分離以及交易各方的公平和自愿為前提的，而我國的制度背景是 政府干預多，市場化程度、法律環境差異大，這可能沖擊著代理理論的有效性；儒 家文化內化于人的行為，進而影響著企業的行為。代理理論認為剩余收益的計量是 準確的，但會計計量并不能提供完全準確的結果，因此會計信息質量特征也是一個 不得不考慮的影響因素。
(3)會計信息高管薪酬有用性的實證研究。基于中國上市公司的數據實證研究高 管薪酬契約締結時是否使用了會計業績為基礎的契約條款，政府干預、法律環境、 市場化程度和儒家文化對此有何影響。
(4)會計信息高管更替有用性的實證研究。基于中國上市公司的數據實證研究高 管薪酬契約的履行是否使用了會計業績作為決策的依據，政府干預、法律環境、市 場化程度和儒家文化對此有何影響。
(5)會計信息管理契約有用性和估值有用性的相關性研究。基于中國上市公司的 數據實證研究會計信息管理契約有用性和估值有用性是否具有正向關系，高管權力 對此有何影響。
(6)在理論分析和實證分析的基礎上，對提高會計信息管理契約有用性提供政策 建議。
研究內容的技術路線如圖 1-1 所示。
1.3.2研究方法
第一，文獻研究法。文獻研究法是對已有研究文獻進行梳理、對比的常用研究 方法。通過文獻研究和同類文獻的比較分析，才能歸納、總結出已有成果和貢獻、 發現其中不足和紕漏，進一步提煉和明確有關研究的方向和重點。本文在查閱國內 外有關會計信息管理契約有用性方面文獻的基礎上，對其主要觀點、研究方法進行 梳理，吸收其有價值的部分，形成本研究理論基礎。在本文中，這些研究方法主要 體現在：第1章國內外會計信息管理契約有用性相關文獻述評，第2章會計信息管 理契約有用性的界定和理論基礎，第3章會計信息管理契約有用性的影響因素分析， 第 4章會計信息高管薪酬有用性實證分析中的理論分析，第 5章會計信息高管更替
有用性實證分析中的理論分析，第 6章會計信息管理契約有用性與估值有用性的相 關性分析中的理論分析。
圖 1-1 技術路線圖
Figure 1-1 Technology roadmap
第二，規范研究與實證研究相結合的方法。規范研究法體現在：第 3章會計信 息管理契約有用性的影響因素是在對代理理論進行分析的基礎上提出的；第 4-6 章研 究假說既有經過演繹法推導也有歸納法概括提出的；第 7章提高會計信息管理契約 有用性的政策建議是在前面的理論分析與實證研究的基礎上歸納總結提出的。
本文還采用實證研究法對所提理論假設進行經驗檢驗，實證研究方法是本文主 要的研究方法。第 4章會計信息的高管薪酬契約有用性，第 5章高管更替有用性， 第 6 章管理契約有用性與估值有用性之間相關性的研究中，利用上市公司的數據， 采用多元回歸的方法對研究假說進行檢驗。規范研究是以定性研究為核心，而實證 研究是以定量研究為核心，兩者相結合可以形成優勢互補，定性研究得出的理論假 設，依靠定量研究來求證真偽，這樣最終的研究結論才有理有據、具有說服力。
第2 章 會計信息管理契約有用性的理論基礎
2.1相關概念的界定
2.1.1會計信息
會計信息是一個較為寬泛的概念，包括豐富的內容。會計信息是以財務報告為 核心的，反映企業財務與經營的一系列信息。會計信息應該包含：
(1)財務報告。它是由企業根據特定的會計規范，按照一定的程序和方法，編制 而成的反映企業特定日期財務狀況、特定期間經營成果和現金流量的信息。一般來 說，至少包括資產負債表、利潤表、現金流量表、所有者權益變動表及四表的附注。
(2)審計報告。審計業務是對財務報告信息提供鑒證服務，增加了財務報告的信 息含量，因此審計報告也是會計信息的一個組成部分。尤其對于上市公司而言，審 計報告已經成為財務報告不可分割的組成部分。
(3)財務報告之外的其他文件。包括企業發布的盈利預測、社會責任報告和其他 反映企業財務活動內容的臨時公告等，這些往往因為不符合財務會計的確認和計量 原則，不能納入到財務報表中列報。也包括產生財務報告的過程性文件——憑證和 賬簿等載體。
(4)業務分析報告。投資分析員、專業信息分析師等提供的不同形式的信息是對 企業的會計信息進一步提煉、挖掘，有助于非專業人士理解財務信息，也屬于會計 信息的范疇。
雖然會計信息包括上述內容，但在本文中一般選擇盈余信息代表會計信息，因 為盈余信息是最有代表性和最受關注的會計信息，這從盈余管理一直是會計研究重 要的內容就能夠得出。此外本文關注的是會計信息在管理契約中的作用，高管薪酬 契約和高管變更契約這兩種管理契約的典型代表一般都是以盈余信息為條款。
2.1.2會計信息管理契約有用性
2.1.2.1會計信息有用性
《企業會計準則(2006)》明確了會計目標是提供決策有用的信息，并反映企 業管理層受托責任的履行情況。因此，對會計信息有用性的研究能夠體現會計目標 的研究方向。比弗(1998)指出，會計信息發揮著兩個既相互區別又相互聯系的作 用：一個作用是使得決策制定者在各種備選方案中選出最佳行動方案更加容易；另 一個作用是使管理層和投資人之間的締約更為容易，因為該合約中支付條款可部分 地以會計數據來定義。會計信息有用性研究可以分為兩個方向：其一是價值相關性 研究，分為會計信息有用性的信息觀和計量觀兩種，其與“提供決策有用信息”的 會計目標相關聯。價值相關性關注會計信息在評估企業價值方面的作用。企業向信 息使用者提供與價值評估有關的信息，有助于其對未來現金流量的數量、時點和不 確定性進行評估，作出正確的企業價值判斷。其二是契約有用性研究，也被稱為會 計信息有用性的契約觀，其與“反映管理層受托責任履行情況”的會計目標相關聯。 契約有用性關注會計信息在公司治理方面的作用。企業向投資者提供會計信息，減 少投資者與經營者之間信息不對稱程度，限制經營者的機會主義行為，使其與投資 者利益目標一致，達到保護投資者利益的目的。
會計信息有用性的契約觀是實證會計理論的基礎。瓦茨和齊默爾曼（1978）認 為會計準則的制定可以從契約的角度來解釋，對于契約當事人來說，不同的會計政 策或會計方法影響是有差異的。他們的研究是一個全新的視角，把實證會計理論向 前推進了一大步。在他們研究成果的基礎上，會計信息有用性契約觀初步形成了。 企業存在著各種不同的契約，在這些契約中必然使用了會計信息，契約當事人的利 益必然會受到會計信息的影響，因此，企業對于會計政策的選擇以及如何制定會計 準則都要考慮這些因素，這就是實證會計理論。瓦茨和齊默爾曼把上述發現總結在 了會計名著《實證會計理論》中。
在契約當事人不能確定契約是否被履約的情況下，由利益沖突導致的代理成本 不會被減少。因此對于契約的監督是當事人的必然要求。過去的研究表明，無論是 在契約的條款里，還是在監督契約的履行，會計信息都扮演著重要的作用。
會計信息有用性的契約觀為會計準則的制定提供了新的思考視角，加深了人們 對于準則制定過程中利益相關方的博弈過程的認識，使會計信息的社會功能更加清 晰，擴展了會計研究的領域，提高了會計信息的地位。
2.1.2.2會計信息契約有用性
企業是不同個體間一系列復雜的隱性和顯性契約的紐帶。當構建這些契約安排 時，管理者和權益投資者的利益不一致產生了緩解各種代理沖突的監管和擔保機制 的需求。在決定這些沖突的程度和緩解沖突的機制設計中，會計信息起到重要作用。 具體的，如果契約一方擁有更多的公司信息就會加劇代理沖突。當契約各方擁有相 同信息，對當前或未來的營業狀況沒有不確定時，就會簽定更有效率的契約。
由于委托人和受托人存在著信息不對稱，委托人在選擇受托人時，不能完全了 解受托人的真實狀況，作出了非最優選擇，就產生簽約前的逆向選擇；在簽約之后， 委托人不能完全知道受托人的真實行為，又由于雙方的利益目標不一致，受托人并 不能盡責，就會產生簽約后的道德風險。一般來說，在企業里投資人（股東）是委 托人，公司高管是受托人。在契約不完全和信息不對稱的情況下，逆向選擇和道德 風險仍在公司中廣泛存在著。因此，為了防止逆向選擇和道德風險，設計一套有效 的公司治理機制就成為了公司契約設計的關鍵內容。以便通過有效的激勵契約和監 督契約，使委托人和受托人目標趨向一致，減少目標沖突，進而減少代理成本。
會計信息與契約是密切相關的。會計信息作為簽訂契約的基礎，是契約簽訂和 履行的保證，對契約具有激勵作用和監督作用。契約的履行主要依靠契約的自我實 現機制和強制履行機制。契約各方為了降低信息不對稱的程度，在契約履行過程中 分享“共同信息”，緩解了契約各方的利益沖突，這就是自我實現機制。而強制履行 機制主要依靠法律的辦法來解決契約各方的分歧和沖突，但這種情況并不多見，只 有一小部分契約沖突進入了司法程序，更普遍的還是通過系統的共享條款來解決。 因此，提高契約效率的關鍵在于設計一套能夠促進契約的自我實現機制。
這個自我實現機制要能夠在信息不完全的情況下使交易成本最小化。會計信息 系統就是企業契約的一種自我實現機制。會計信息是依據企業會計準則產生的，企 業會計準則提供了一個公共的計量規則。依據企業會計準則提供的會計信息，反映 了契約參與人的行動信息，具有真實性和公允性，容易得到契約各方的認可，從而 形成了契約訂立和履行的共同信息，減少了契約各方的信息不對稱程度，減少了直 接監督的代理成本。因此會計信息被廣泛應用于契約的訂立和履行，在此過程中起 到了重要的作用。
會計信息在企業契約的訂立和履行中起到的作用就是會計信息契約有用性。它 主要在兩個方面起到作用，一是在契約訂立時，會計信息能夠降低信息成本和衡量 成本；二是在契約履行時，會計信息能夠降低監督成本。在契約訂立時，會計信息 主要應用于契約的條款中，這是會計信息的直接契約作用。在契約履行中，會計信 息主要 體現為對契約各方的監督，是會計信息的間接契約作用。會計信息的間接契 約作用是以會計信息的直接契約作用為前提的。
Ball and Brown(1968)[1]和Beaver(1968) [2 ]等的開創性研究成果表明會計信息是具 有信息含量的，會計信息反映了公司的財務狀況、經營成果和現金流量信息。通過 會計信息能夠評價經營者的業績，能夠反映經營者的受托責任及契約的履行情況， 能夠降低監督成本、保證成本和剩余損失等代理成本。因而在企業契約訂立和執行 時，使用一些會計指標如利潤指標、成本指標等考核代理人的業績，監督和約束代 理人的行為。因此，在檢驗哪類會計信息(指標)更能減輕代理成本，成為研究會 計信息契約有用性的一個重要目標。
2.1.2.3會計信息管理契約有用性
企業是一系列要素的契約組合，契約可以緩解各方的代理沖突。這些沖突主要 主要包括兩類，一類是經理人、董事、股東間的代理沖突；另一類是股東與債權人 之間的代理沖突。解決經理人、董事、股東間代理沖突的契約一般稱之為管理契約， 解決股東與債權人代理沖突的契約稱之為債務契約。
盡管當考慮會計信息的契約有用性最先想到的是正式契約，如薪酬契約、債務 契約等，但是非正式契約在緩解代理沖突仍有重要作用。往往正式契約詳細說明了 契約方的責任、數理和價格，以及在可預見事件發生時如何去做。而非正式契約由 一組非書面或隱性安排組成，允許企業開展簽訂成本過高或簽訂正式契約不切實際 的非合約化的活動。非正式契約包括經理人、董事、股東、債權人、顧客、供應商、 監管部門、投資銀行、分析師和媒體之間的一系列廣泛的工作關系。
對管理契約來說，既包括正式契約也包括非正式契約。由于非正式契約信息收 集的準確性和量化困難，本文以正式契約研究為主。管理契約主要解決企業內部管 理者的激勵和監督問題。從這種角度來看，管理契約主要包括激勵契約和監督契約 兩種。其中激勵契約以高管薪酬契約為典型代表，體現了會計信息在契約簽訂過程 中的直接作用，監督契約以高管更替契約為典型代表，體現了會計信息在契約執行 過程中的間接作用。
管理契約的激勵契約和監督契約有助于管理者按照股東的利益行事，因此會計 信息在管理契約簽訂和契約的履行與監督過程中起到的作用稱之為會計信息管理契 約有用性。
會計信息管理契約有用性屬于會計信息有用性的契約觀，是以契約理論、代理 理論和產權理論為基礎，研究會計信息在公司治理機制契約中的作用問題，即從契 約的角度來研究會計問題。
2.2理論基礎
會計是企業中的一個信息系統或控制系統，了解會計在企業中的作用，首先必 須要了解企業本身。企業是一個什么樣的組織？企業的本質是什么？企業內部的結 構是怎樣的？作為全文研究的理論基礎，本章主要闡述了企業的契約理論、產權理 論、代理理論，總結這些理論的基本觀點，為實證分析會計信息管理契約有用性提 供理論支撐。
2.2.1企業的契約理論
現代企業理論也被稱為“企業的契約理論”，作為微觀經濟學的一個分支，現 代企業理論關注的基本問題是企業為什么存在（例如，企業與市場的邊界），企業 如何組織生產（例如，權威的分配與實施），等等。在新古典經濟學的廠商理論里， 廠商（企業）被抽象刻畫為一個投入后即會形成產出的生產函數，至于怎么生產則 無從知曉。因此新古典經濟學中的“廠商（企業）”僅僅是一個利潤最大化的“黑 匣子”。微觀經濟學的新進展意味著需要把這只“黑匣子”打開。這一里程碑式的 工作在 20世紀 30年代由科斯首先完成的。科斯 1937年發表了“企業的性質”［85］ 經典論文。科斯認為，無論以市場方式還是企業方式組織生產都會產生交易成本； 究竟哪種生產組織方式更優，則取決于二者之間交易成本的比較。企業于是作為一 種可以降低交易成本的生產組織方式出現了。而企業之所以可以降低交易成本，是 由于它以“權威”命令的方式來組織生產，區別于市場以價格機制這只“看不見的 手”來進行資源配置，實現了交易成本的節省。
產權理論和代理理論是現代企業理論的兩個主要分支。產權理論是在考慮了契 約不完全的前提下企業與市場的關系以及企業的所有權安排。代理理論是從企業的 委托人和代理人的委托代理關系出發分析企業的內部組織結構。它們都認為企業是 契約的組合，企業的契約是不完備的。因此，一般將現代企業理論稱為“企業的契 約理論”。
學者們對企業的認識是一個逐步深入的過程。科斯利用交易費用的概念解釋了 企業產生的原因以及企業的邊界。奧利佛•威廉姆斯認為企業本身是一種治理結構， 主要依靠命令來處理爭端和施加控制。阿爾欽和德姆塞茨反對企業內部的活動由權 威控制的看法，恰當地提出契約就是自由交易的工具［86］。他們特別強調聯合生產或 者團隊生產時的監督作用。傳統的企業是一個關于投入品的契約組織。邁克爾•詹森 和威廉•麥克林非常同意他們對監督重要性的強調，但卻認為他們對聯合生產的強調 過于狹隘，甚至可以看作是誤導。他們認為企業的本質是契約關系，企業存在著大 量的契約，不僅與雇員存在著契約，與債權人、供應商和顧客等都存在著契約。他 們強調了企業的契約本質［87］。企業是通過一系列顯性或隱性的契約將它的利益相關 方聯系在一起的。利益相關方根據訂立的契約取得相應的權力和承擔相應的責任。 企業被看作是一個各契約主體聯結的舞臺，各契約參與者在其中按照相互的協議約 定或隱含的規則去發揮表演，以期實現各自的經濟預期。
企業是一系列契約的聯結或耦合(nexus of contracts),這一點經濟學家已經達成 了共識，后來逐漸認識到企業這一契約是一組不完備契約。不完備的契約來源于人 的有限理性、交易成本的存在、信息不對稱、機會主義、資產專用性等。
企業的邊界與市場的邊界是動態的，相互可以代替的。市場上的資源配置由價 格機制決定，而企業內部是由會計信息系統決定，會計信息系統就是企業內的“價格 機制”。事實上，會計信息就是一種準價格信息。因此，研究企業問題需要融合會計 理論，不包含會計理論的企業理論是狹義的企業理論［88］。會計信息契約有用性的研 究正是兩者的融合，企業的契約性質是研究會計信息契約有用性的前提基礎。
了解企業的契約性質對于理解會計信息契約有用性非常重要。企業是由利益相 關者組成的復雜契約系統。在企業內部利益相關者存在著諸多的利益沖突，而會計 信息是緩解這些利益沖突的重要手段，不同的會計信息都會對利益相關者帶來不同 的經濟后果。從這個角度講，會計就不僅僅是一項簡單的技術，它具有治理功能的 重要機制。在這個視角下，會計系統采用歷史成本計量，收入遵循實現原則，會計 信息要充分考慮可靠性和和穩健性等原則就有了更好的理解了。從會計信息質量的 控制到會計信息治理功能(會計信息契約有用性)的認識是對會計本質理解的深化。
2.2.2產權理論
現代企業理論除了把企業理解為一系列合約的組合外，還認識到投資者與經理 人之間簽訂的合約是不完全的。所謂的合約不完全，就是所簽訂的合約并沒有對簽 約雙方的權利義務做嚴格詳盡的規定，因而看起來是不完全的。例如，關于管理團 隊的聘任、資產重組等未來才會發生的重大事項，在合約簽訂的一刻合約雙方往往 無法預知，因而圍繞上述內容雙方的權利義務安排通常在正式的合約中不會出現。 投資者與經理人所簽訂的合約之所以是不完全的，一方面是因為人的有限理性，另 一方面則可能是理性選擇的結果。例如，即使合約雙方能夠完全預測未來即將發生 的種種情況，并可以清晰明確地把簽約雙方所應該遵守的權利和義務全部寫到條款 中，這一完全合約的完成也將付出高昂的成本。在簽約成本和收益之間理性權衡的 結果是簽訂一個并不完全的合約。
由于在合約中無法對未來發生某種情形后合約雙方的權利和義務事先進行安排， 因此有先期投入而發生沉沒成本的一方會被沒有相關投入的另一方“敲竹杠”。預 期到在合約不完全情況下上述機會主義行為發生的可能性增大，需要進行先期投入 從而發生沉沒成本的一方事前的投資激勵會下降。這種專門用于某種特定產品的生 產、投入后對其他產品的邊際生產率為零，從而沉沒的投資稱為專用性投資。在一 定程度上，無論人力資本投資還是物質投資都可以理解為“專用性投資”。而“敲 竹杠”則指的是進行專用性投資的一方在事后(投資完成后)可能面臨另一方不按 合約最初商定的支付進行補償的機會主義行為。投資方理性預期到事后可能發生的 “敲竹杠”行為，事前將降低進行專用性投資的激勵。這將造成從社會范圍看應該 鼓勵的專用性投資不足，預期通過專用性投資來實現的帕累托改進無法完成。這構 成合約不完全的重要危害。
那么，如何解決由于合約不完全導致的事前專用性投資激勵不足的問題呢？ Hart、 Grossman 和 Moore 等發展的理論給出了一個可能的思路是進行事先的產權安排。他 們賦予了產權新的經濟學含義。其一，產權是一種剩余權利。如果對于責任、權利、 義務在合約中有明確規定，就應該按照合約進行相應權利的配置；只有當不完全的 合約未涉及的情形發生時才涉及上述權利的使用。因此，產權是一種剩余權利，是 對不完全合約的補充。其二，產權應同時包括剩余索取權和剩余控制權兩方面的內 容，需要做到兩方面內容的匹配。剩余索取權是指對企業總收入中扣除固定工資、 固定利息等固定契約性報酬后剩余收入的要求權。產權擁有者享有剩余索取權意味 著作為最后受益人要承擔企業生產經營的風險，因為企業既可能產生盈余，也可能 產生虧損。剩余控制權是指在契約中沒有明確規定的活動的決策權［89］。產權所有者 同時享有剩余控制權意味著產權所有者對不完全的合約未涉及的情形發生擁有最終 的處置權。完整產權安排所要求的剩余控制權和剩余索取權的匹配意味著產權所有 者一方面享有給定范圍相應的決策權利，同時承擔由此造成的風險，實現承擔風險 與享有權利的對應。通過產權安排，由于合約不完全導致的事前專用性投資激勵不 足的問題可在一定程度上得到緩解。
因此，剩余控制權是填補企業契約“漏洞”的工具之一，它能夠降低交易成本。 在現代企業中，剩余控制權應由企業的權威——經營者來享有。為什么呢？理由如 下：(1)由于企業經營的專業化，企業家需要有專門的業務素質，而普通的股東是沒 有這方面才能的，如果將剩余控制權交給股東享有，可能會導致決策失敗，企業承 擔過高的成本和風險；(2)現代企業所有權結構的一個趨勢是股權的分散化，如果由 股東來享有剩余控制權，可能會存在大量的股東“搭便車”現象，而且眾多股東形 成一致意見的成本也過高；(3)在現代企業中隨著所有權和經營權的分離，經營者往 往掌握著更多的企業信息，而這更有利于作出正確的經營決策。而股東越來越遠離 企業經營，若將剩余控制權給了股東，決策成本會極大的提高。因此，在現代企業 中剩余控制權應給予具有經營能力和信息優勢的經營者。
一般來說，企業的所有成員都可以作為剩余索取者。但剩余索取權的享有者要 承擔相應的風險。企業的重要利益相關者——債權人和職工通常都只獲得固定報酬， 不具有剩余索取權。因此，剩余索取權就應該分配給經營者和股東，并且共擔企業 的風險。而承擔企業風險是需要有一定基礎的，股東可以其投入的資本作為承擔風 險的基礎，而經營者卻不具備這樣的基礎，所以理論上剩余索取權只能安排給股東 享有。
但這樣的安排是否最優呢？產權理論認為，剩余控制權和剩余索取權應該是對 應關系：擁有剩余控制權的人也應該獲得剩余索取權；享有剩余索取權的人也應該 享有剩余控制權［90,91］。剩余索取權和剩余控制權應該配置給同一方，否則就會產生 激勵扭曲，出現嚴重的代理問題。有控制權而無索取權，經濟人就會缺乏激勵出現 偷懶現象；相反，有索取權而無控制權，經濟人就會只顧攫取個人利益。
因為經營者已經擁有了剩余控制權，所以還要讓經營者享有剩余索取權，這樣 才能使經營者與股東的利益保持一致。所以企業所有權安排的原則就是讓剩余控制 權和剩余索取權相匹配。這種所有權安排就是公司治理問題。解決公司治理問題最 有力的分析工具是代理理論。
2.2.3代理理論
現代企業理論把企業看作一系列契約的組合。在建立企業和企業運作過程中必 不可少的投資人、經理人、雇員和采購商等之間總會訂立某種顯性或隱性的契約， 這使得企業看上去像是一系列契約的組合。在這一系列契約的簽訂方之間存在著信 息不對稱。企業一般來說由投資人出資組建并聘請職業經理人來經營管理。因此在 投資人（股東）與經理人之間會訂立正式的聘用契約，以明確雙方各自需要承擔的 責任和義務。股東需要向經理人支付薪酬，而經理人則對股東負有誠信義務。除了 投資人與經理人之間的契約關系，為了完成生產經營活動，經理人事實上需要雇用 一定數量的員工，而企業生產出來的產品或服務還需通過采購商最終進入消費環節。 一個圍繞企業組織和運作的契約鏈條就形成了。這是經濟學研究契約觀的集中體現。 在外部的法律制度環境足夠完善的假設下，經濟學研究可以把一個復雜的經濟活動 抽象為一個契約的簽訂，從而使經濟研究的重心從紛繁復雜的現象回歸到更為根本 和關鍵的契約設計上來。
在契約設計過程中面臨的核心問題是簽約雙方的信息不對稱，使得以交換產品 和服務為內容的契約簽訂問題在一定程度上演變為一個信息揭示問題。以經理人和 股東之間的信息分布為例。經理人作為生產經營活動的組織者往往掌握一手資料和 信息，而外部分散股東往往遠離生產經營，與企業經營狀況相關的信息主要通過監 管部門要求披露的財務報告來獲取。對于部分股東，考慮到獲得充分的信息（如會 計信息的檢查和核對）需要付出高昂的信息收集成本，作為理性選擇的結果，他們 寧愿選擇“無知”。所以關于生產經營活動的信息，經理人與股東相比掌握得更多 一些，二者的信息分布是不對稱的。
代理理論根據信息的分布狀況把簽訂契約的雙方分為兩類。一類是信息知情者， 稱其為代理人。例如，經理人由于熟悉企業的實際經營狀況而成為代理人。另一類 是信息不知情者，稱其為委托人。例如，企業的投資人（股東）由于缺乏對企業經 營管理實際狀況的信息，于是成為委托人。委托人和代理人之間的關系稱為委托代 理關系。這樣，“作為契約鏈條的企業”就演變為“作為委托代理鏈條的企業”， 委托人和代理人之間的信息不對稱問題就演變為委托代理問題。而現代企業利益沖 突的的投資者和經營者之間就是一個標準的委托代理關系，二者面臨的契約簽訂等 一系列問題構成標準的基于信息不對稱的委托代理問題。
作為委托代理問題實質的信息不對稱事實上存在兩種類型。其一是與事前信息 不對稱相關的逆向選擇問題；其二是與事后信息不對稱相關的道德風險問題。那么， 如何避免由事前信息不對稱引發的逆向選擇問題呢？現代微觀經濟學的發展提供了 兩種可能的解決途徑。其一是信號傳遞，即由具有私人信息的代理人向委托人發出 一個與眾不同的信號來幫助委托人識別信號背后的私人信息。其二是信息甄別，即 由委托人提供一攬子可供代理人選擇的方案，代理人基于自己的私人信息對相關方 案進行評價并做出選擇。通過類似于“對號入座”的實現機制，代理人在做出選擇 的同時也在一定程度上揭示了自己私人信息的類型，以此實現委托人與代理人之間 信息不對稱程度的降低。
在公司治理實踐中，對于董事會（代表股東）聘任經理人過程中所面臨的事前 信息不對稱問題，既可以由應聘者向遴選委員會提供與眾不同的文憑、任職經歷等 發出高能力的信號來解決，也可以由遴選委員會通過設計一攬子方案，在應聘者做 出選擇后自動揭示其私人信息來解決。這兩種方法都可以用來緩解應聘者與上市公 司間的信息不對稱問題，幫助上市公司聘請到滿意的經理人。
上市公司在聘請到其認為滿意的經理人后，一種新的信息不對稱問題便會出現。 企業經營狀況不好既有可能是由于外部經營環境的惡劣，也有可能是由于經理人的 偷懶，而股東通常無法識別企業經營狀況的好壞是由于前者還是后者，還是一部分 由于前者，一部分由于后者。因此，關于經理人的努力程度，股東與經理人之間存 在信息不對稱。信息不對稱帶來的經濟后果是經理人會存在道德風險傾向：鑒于股 東對經理人的努力程度不可證實，甚至不可觀察，在給定的薪酬水平下，經理人會 選擇偷懶，以減少自己的負效用，甚至可以利用實際控制權通過關聯交易等方式謀 取私人利益，損害股東利益。那么，如何解決以事后信息不對稱為特征的經理人的 道德風險問題呢？原則上，可通過建立在可證實變量基礎上的薪酬激勵契約設計來 實現。簡單地說，雖然經理人的努力程度不可證實，甚至不可觀察，但如果能夠將 經理人的薪酬與可證實的企業績效掛起鉤來，就可以在一定程度上解決經理人的道 德風險問題。企業績效由此成為評價經理人薪酬激勵契約設計合理性的基準。
由此可見，信息經濟學是代理理論的基礎。代理理論是以激勵機制和約束機制 來解決公司存在的各種代理問題的一種理論。
從代理理論的角度看，為了降低風險，減少其他股東退出而產生的重新談判的 成本，股東可以自由轉讓持有的剩余索取權。但這種機制的一個不利后果是分散了 剩余索取權，分散的剩余索取權將減弱股東的監督意愿，“搭便車”現象便會越來 越多。所以代理理論分析的主要內容就是通過衡量代理成本，設計有效的治理機制， 以此來解決代理沖突。
一般來說，在現代公司中股東享有剩余索取權，而經理人具有剩余控制權。但 這種所有權安排會導致股東與經理人之間的代理沖突。由于信息不對稱，為了追求 個人利益最大化，經理人就不會完全按照股東的利益行事。為了解決這些代理沖突， 代理理論認為激勵機制和監督機制是兩種有效的途徑。而激勵機制和監督機制發揮 作用就要明確規定股東和經理人的責、權、利，具體要通過一系列顯性或隱性的合 約來實現。
高管薪酬契約就是一種激勵機制，能夠解決股東與經理人之間的代理沖突。通 過股東和經理人訂立高管薪酬契約，把一部分剩余索取權分享給經理人，這樣經理 人就同時享有剩余控制權和剩余索取權了，這也符合了產權理論的要求。在經理人 享有了剩余索取權的情況下，企業的剩余利潤越多，經理人享有的剩余索取權就越 大，這將激勵經理人努力實現企業利潤，避免了道德風險，從而與股東的利益達成 了一致，減輕了股東與經理人的代理沖突。同時高管薪酬契約也解決了人力資本難 以直接計量的問題，可以被看作是一種間接的定價機制。另外，經理人作為人力資 本的提供者，只能“激勵”，不可“壓榨”，高管薪酬契約也恰恰滿足了人力資本 這一規律。
那是不是有了高管薪酬契約就解決了全部的股東與經理人之間的代理沖突呢？ 答案當然是否定的。高管薪酬契約只能解決部分的代理沖突。因為對于經理人，剩 余控制權和剩余索取權只是部分的匹配。經理人的全部努力，只能享有部分剩余索 取權。而經理人努力偷懶，卻能享受全部好處，承擔部分損失。因此，高管薪酬契 約只能起到一定的作用，并不能解決所有代理沖突。基于此，就需要在激勵機制之 外，采用監督機制。在現代企業制度中，監督機制也是有很多的，比如內部審計、 預算控制、董事會和監事會相關規則、公司章程等內部隱性契約，以及經理人市場、 信息披露規則等外部隱性契約。
監督是有成本的，至少包括直接的監督成本，如設置必要的董事會、監事會、 聘請內部審計人員等；包括代理人的擔保支出，如聘請外部審計人員；還包括代理 人的不當行為導致的剩余損失。一種監督機制能否被采用的標準就是邊際收益能否 大于邊際監督成本。但同時，監督機制也不是成能的，還需要激勵機制來補充。因 為如果沒有激勵機制，經理人就不能享有剩余索取權，就沒有更大的動力去努力工 作了，也不符合產權理論要求。所以，股東與經理人之間的代理沖突需要激勵機制 與監督機制共同作用。
激勵機制和監督機制都是必須的，在激勵機制和監督機制發揮作用的過程中， 會計信息很重要。會計信息反映了企業的財務狀況和經營成果。在薪酬契約中，通 常以會計業績為衡量標準反映經理人的剩余索取權。在監督機制中，會計信息更是 監督經理人努力工作的重要指標。所以會計信息影響著契約各方的利益。總之，會 計信息在解決股東和經理人代理沖突中具有重要的作用。
2.3本章小結
本章首先對會計信息管理契約有用性進行了概念界定，其次闡述了其理論基礎。 會計信息是以財務報告為核心的，反映企業財務與經營的一系列信息，包括財務報 告、審計報告、財務報告之外的其他報告及業務報告等。管理契約主要包括解決經 營者激勵問題的薪酬契約和經營者選擇問題的雇傭（監督）契約。會計信息在管理 契約簽訂和契約的履行與監督過程中起到的作用就是會計信息管理契約有用性。會 計信息管理契約有用性是以契約理論、產權理論和代理理論為基礎。契約理論認為 企業是一系列契約的聯結；產權理論認為企業的剩余控制權和剩余索取權要匹配； 代理理論認為投資人和經營者之間信息不對稱和面臨風險的態度不同，導致了代理 沖突的出現，對經營者的激勵機制和監督機制可以緩解代理沖突，在激勵和監督過 程中，作為對企業經營活動和財務狀況進行綜合反映的會計信息不僅提供了契約得 以簽訂的標的內容，更是檢查契約是否得以執行的一種重要監督方式。
第3 章 會計信息管理契約有用性的影響因素分析
在契約理論、產權理論和代理理論的框架下，會計系統提供了契約各方都需要 的共同知識，在契約的締結與履行中降低了交易成本，會計信息具有契約有用性。 代理理論為以預測和解釋會計行為為目標的實證研究提供了強有力的分析工具。該 理論強調委托人和代理人之間的交易行為具有公平和自愿的基本特征。然而具體到 中國，企業行為不僅受到平等的企業內部人（例如大股東和經理）和外部投資者（例 如小股東和債權人等）之間代理關系的影響，更是作為公民的企業利益相關者與具 有強制力的政府之間相互博弈的均衡結果。因此，運用代理理論來分析中國的會計 行為，必須要在其模型中顯性地加入有關中國的背景變量。另外，代理理論認為企 業的剩余收益和剩余權益的計量是準確的，然而，由于存在大量的主觀和客觀的不 確定性，企業剩余權益和剩余收益的會計計量并不會完全準確，所以剩余計量質量 （會計信息質量）會對剩余收益和剩余權益安排的相關契約產生重大影響，即會計 信息在管理契約運用中的作用也會受到會計信息質量的影響。因此，可以認為中國 的制度背景、文化背景和會計信息質量是研究會計信息管理契約有用性時需要考慮 的重要影響因素。
3.1制度背景
新制度經濟學認為宏觀制度環境對企業微觀機制有外生影響，企業為了使產出 最大化，會選擇與制度環境相匹配的內部契約安排，如果某項契約安排與外部制度 環境不匹配，則使用它的成本就會很高，不能最大化企業的產出。因此，不同的制 度環境會對應不同的生產函數，企業要最大化自己的產出，就必須設計與制度環境 相匹配的企業內部契約安排規則，而這些內部契約安排規則會影響會計信息在企業 契約締結與履行中的作用，即制度環境通過影響企業內部契約安排規則而影響會計 信息管理契約有用性。這就是制度背景對會計信息管理契約有用性的影響機理。
3.1.1制度環境
中國企業改革始終是中國經濟體制改革的中心環節，與經濟體制的總體變革有 相輔相成的關系。企業改革，不僅從制度層面全面、深刻地改造了傳統國有企業， 也催生發展了非國有的民營企業。中國的企業改革可以分為兩個大的階段：1978? 1992 年以放權讓利為主線，同時開始發展非國有企業，是企業改革的方向探索階段。
1993 年之后，國有企業改革突出“以建立現代企業制度為中心”的改革，同時加快 國有企業改制和非國有企業發展的步伐，是全面改革階段。在全面改革階段，根據 改革的重點和進程可分為幾個小的階段。國有企業改革，1993?1997年重點是啟動 建立現代企業制度的探索；1998?2002年是國有經濟布局調整，開始“三年脫困” 攻堅； 2003 年國有資產管理體制做了重大調整，同時國有企業改革進入以改進治理 結構和調整布局結構為主的階段；伴隨國有企業改革的深入，支持非國有企業的制 度變革與不斷推進［92］。然而，截至目前我國的經濟體制仍未完成從計劃向市場的全 面過渡，政府干預和市場機制的不完善仍是我國上市公司最為基本的制度環境。
3.1.1.1政府干預
政府對企業尤其是國有企業進行干預是轉軌經濟國家最基本的特征。例如，為 了保障社會就業，以行政手段讓企業接受更多的雇員等。另外，即使政府對企業的 干預是以效率作為出發點，但由于政府在與國有企業的契約關系中，同時扮演“裁 判員”與“運動員”的雙重角色，而在與私有企業的契約關系中，卻只作為“裁判 員”，因此政府對國有企業的承諾要比對私有企業的承諾更容易失約。國有企業中 普遍存在的“棘輪效應”和“預算軟約束”就是其具體的表現形式［93］。當然，私有 企業也可能同樣存在“棘輪效應”和“預算軟約束”的問題，但是由于政府對私有 企業干預的成本要顯著高于國有企業，從而私有企業遇到的上述問題往往要比國有 企業輕微的多［94］。
3.1.1.2市場機制
（1）經理人市場 經理認真工作的原因之一在于提高聲譽以及由此帶來的市場競爭力的增強。如 果一個經理在其所在公司表現良好，可能另一個公司之后也會雇用他作為經理或任 命他擔任董事。這樣，勞動力市場的推動和對聲譽的關注可以約束經理的行為。但 在中國，活躍的經理人市場并不存在，因此它不能提供有效的公司治理作用。
首先，國有企業不會也不能為雇用最佳經理人而相互競爭。我國國有企業的經 理人市場仍在一定程度上受到管制；同時，由于國有企業并非以營利為目的，其業 績不是決定現任經理是否留任的根本原因，所以國有企業的經理人面臨著較少的市 場壓力。實際上，國有企業經理只有政府或者其他國有企業一個去處，因此，不管 勞動力市場能夠提供多少潛在收益，他們也不受其影響。在中央、省、市、縣各級 政府中，組織部有一個詳細的政府人員名單，他們代表國家對名單上的人員進行重 要的人事安排，包括任命國有企業經理等。
其次，很多非國有企業是家族企業，這類企業常從企業或家族內部選擇經理人。 2001 年一項由中國家族企業研究中心與中山市工商局進行調查的結果顯示，民營企 業從多方面表達了對引入職業經理人的擔憂。其中，約占50%的被調查企業表示信 任和忠誠是其擔心的最主要的問題，對職業經理人的態度多為“信不過”“難以同 心同德”“沒有責任心”等。同時，由全國工商聯、中共中央統戰部等機構聯合調 查并于201 1 年發布的《中國家族企業發展報告》顯示，在被調查的4 614家企業中， 僅有 253家受訪家族企業（約占調查總數的 7.9%）的總裁或總經理由職業經理人擔任。 在不想聘用職業經理人的 2 568家家族企業中，55.9%的家族企業認為原因在于“找 不到合適的職業經理人”，34.6%的被調查家族企業則認為是“成本太高”，20.9% 的家族企業對職業經理人表示“難以信任”，另外，有16.5%的家族企業將原因歸結 于“相關法律不健全”。
（2）產品市場
眾所周知，在過去的三十余年中，中國經歷了由計劃經濟向市場經濟的轉變， 產品市場競爭隨之發生了重大的變化。
1978年以前，中國處于計劃經濟時代，通過設定生產計劃目標、價格管制和對 資源進行配置，政府控制著經濟的總產出。國有企業和集體企業占據了整個產品市 場。政府更是嚴格控制著各個部門的市場進入，民營企業和外資企業幾乎不存在。 簡而言之，此時的中國企業并不存在競爭。
1978年，十一屆三中全會號召促進經濟發展和個人激勵。 1979年年初，中國啟 動了一系列的經濟改革措施，包括消除價格控制，降低非國有企業的進入門檻，釋 放國內貿易，逐步開放國際貿易和投資。隨后，20 世紀80 年代和90 年代的改革則 聚焦于打造市場經濟的價格機制。而另一個邁入市場經濟的重要舉措則是非國有企 業可以更多地參與到國有企業所壟斷的行業中。例如，1992 年4 月，鄧小平的“南 方談話”號召實行鼓勵私營企業發展的經濟擴張政策。在之后的一段時間內，私人 企業快速發展，一片繁榮。同時，市場改革取得了長足的進步，截至2008年，除了 能源和其他公用設備，超過 90%的零售價格由市場自由決定。
在過去的 20年中，中國積極地參與到國際競爭中。 20 世紀90 年代，中國開始 對外國貿易和投資進行開放。自 1995年開始，中國逐步在各行業對外國投資進行開 放。 2001 年，中國加入世界貿易組織，這一舉措降低了進口關稅，對進口產生了極 大的沖擊，加劇了國內產品市場的競爭。此外，在超過十余年的爭論后，一項效仿 國際慣例的新的反壟斷法在 2008 年得到了頒布。這項法案促進并激化了產品市場競 爭。
總之，作為世界上最大的轉型國家，中國在過去的幾十年中已經經歷了重大的 制度改革，從計劃經濟國家轉變為競爭性的市場經濟國家。盡管這項轉變并不完全， 產品市場競爭也仍然受到一定程度的限制，但產品市場競爭正日益激烈，市場力量 正逐漸成為經濟重要決定因素。但在不同的行業內，競爭仍不平等。一些行業因中 央或地方政府的保護而仍然處于壟斷狀態，如石油、天然氣開采和通信行業等。另 外，與非國有企業相比，國有企業面臨著政策性不對等的競爭條件，具體表現為生 產資金密集程度過高、背負沉重的職工福利負擔、嚴重的政策性冗員以及部分產品 仍存在價格扭曲等［95］；
（3）公司控制權市場
在盎格魯一撒克遜國家，收購被看作公司治理的一種原始形式，它使得有效的 團隊替代已經確立卻在浪費錢財的經理人。如果說董事會是公司控制權的內部市場， 接管則被認為是公司控制權的外部市場。活躍的公司控制權市場可以使高效率的管 理團隊在短期內獲得大量資源的控制權，而無效率的管理者常常被那些能更好地從 事該項工作的人代替。因此，公司控制權市場的存在提供了一種約束管理者的途徑 如果公司所執行的政策并不能最大化股東財富，那么公司就可能被接管，管理者也 就可能因此被替換掉。當較強的公司（即收購方）可以很容易地接管表現不佳的公 司（即目標公司）時，控制權交易市場就起到了重要而強大的公司治理作用。在一 個活躍的接管市場中，表現不佳的公司被接管后，不良的經理人常常馬上就會被開 除，因此經理為了防止公司不被接管就會努力工作。
但在中國，這種類型的公司控制權市場目前幾乎不存在。第一，中國上市公司 的股權結構高度集中，在控股股東沒有意愿出讓所持有公司股份時，通過資本市場 獲得公司控制權幾乎是不可能的事情，所以，現實中敵意并購事件在中國資本市場 很少發生。第二，近 50%的上市公司是國有企業，而國家出于對經濟的控制、對就 業以及社會穩定的考慮，也沒有意愿將國有企業賣給其他公司。第三，家族企業目 前大都處于第一代企業家控制階段，創始人往往將企業看作“命根子”，即使家族 企業出售公司后可以獲得大量資金，他們幾乎也總是不愿出售。
(4)法律環境
在過去幾十年，中國已經從中央計劃經濟向市場導向經濟轉型。在這一過程中， 中國頒布了許多新的公司法律法規與證券發行、交易等相關的法律規定。盡管有這 些新規定，但中國的法律體系在保護投資者方面仍然很薄弱。LLSV (1998)對比了 49個國家的法律系統質量，雖然中國不在他們的研究范圍內，但Allen et al. (2005) 運用這種評價方法考察了中國在LLSVC1998)研究的國家中可能的排名。他們發現， 不僅中國的債權人和投資者保護都低于LLSV(1998)研究的國家的平均水平，更為重 要的是，中國的執法情況也同樣如此。同時，與印度、巴基斯坦、阿根廷、巴西、 墨西哥和南非等七個新興國家進行對比，中國的執法情況依然最差。因此，在這方 面，中國與其他很多發展中國家一樣，存在法律環境薄弱的問題。 Kato et al.(2006) 也認為，中國沒有一套有效保護小股東的全面的法律規則。
然而，法律環境不只是表現在立法和執法上，更體現在處罰力度方面，或者說 違法成本上。在中國，對違反證券規定和公司法行為的罰款及處罰很輕，這也是法 律環境薄弱的另一個原因。例如，《證券法》第六章列出了對48種違反證券法行為 的不同處罰(第188-235條) ，而幾乎所有的罰款都很輕，針對個人的一般罰款為3 萬?30 萬元，針對組織(如發行人、證券公司)的罰款則為 30 萬?60 萬元。例如， 《證券法》第 193條規定：“發行人、上市公司或者其他信息披露義務人未按照規 定披露信息，或者所披露的信息有虛假記載、誤導性陳述或者重大遺漏的，責令改 正，給予警告，并處以 30萬元以上60萬元以下的罰款。對直接負責的主管人員和 其他直接責任人員給予警告，并處以 3萬元以上30萬元以下的罰款。”同時，“發 行人、上市公司或者其他信息披露義務人未按照規定報送有關報告，或者報送的報 告有虛假記載、誤導性陳述或者重大遺漏的，責令改正，給予警告，并處以 30萬元 以上60萬元以下的罰款。對直接負責的主管人員和其他直接責任人員給予警告，并 處以3萬元以上30萬元以下的罰款。”現實中可以看到諸多的中國上市公司違規， 較為嚴重的違規也只是處以輕微的罰金。
總之，由于中國的股票市場發展歷程較短，各項法律法規還不健全，對投資者 的法律保護仍處于較低水平。
3.1.2制度安排
中國資本市場最早主要服務于國有企業改制，國有上市公司占了中國上市公司 的絕大部分。表3-1報告了2008?2017年中國上市公司股權結構。從表3-1可以看 出，國有上市公司占上市公司的比重在逐年下降，從2008年的59.94%下降到2017 年的30.60%。第一大股東的持股比例變化不大， 2008年為36.37%，而2017年稍有 下降，但仍為 33.76%。與美、英等國上市公司股權高度分散相比，中國上市公司“一 股獨大”現象令人印象深刻。政府作為實際控制人，影響了上市公司治理：首先， 政府股東在很長一段時間內處于缺位或者虛位的狀態，政府難以真正履行出資人的 職責，許多公司有經理人等“關鍵人”內部控制的問題、過度在職消費以及腐敗問 題；其次，國有上市公司過多地承擔了維護社會穩定和吸納就業等社會責任，造成 國有上市公司超額雇員等現象，有不少與企業應有的經濟目標相背離的問題；最后， 與其他股東相比，政府股東有較強的控制力，容易形成政府股東與其他股東間的利 益沖突。
表 3-1 中國上市公司股權結構
Table 3-1 Ownership structure of Chinese listed companies
年份 公司數 國有上市
公司占比
(%) 第一大股
東持股比
例( %) 前5位大股
東持股比例
之和(％) Z 指數 Herfindahl_5 指數
2008 1625 59.94 36.37 52.16 17.58 0.174
2009 1774 55.86 36.61 52.17 16.06 0.174
2010 2129 48.38 36.67 53.59 14.60 0.176
2011 2363 43.55 36.28 54.30 13.46 0.176
2012 2492 41.45 36.42 54.49 13.67 0.178
2013 2535 40.47 36.21 53.72 13.54 0.174
2014 2652 38.69 35.58 52.82 12.57 0.168
2015 2842 36.21 34.47 52.96 9.84 0.161
2016 3136 33.61 33.96 53.38 8.31 0.156
2017 3513 30.60 33.76 54.47 7.84 0.157
總計 21548 40.97 35.43 53.51 12.10 0.168
圖 3-1 報告了中國上市公司的股權分布結構變化。從圖 3-1 可以看出，近年來我 國上市公司股權結構呈現分散的趨勢，上市公司第一大股東持股比例、前五大股東 持股比例均呈現下降的趨勢。與此同時，第一大股東的控制能力有所下降，表現為Z
指數①呈明顯的下滑趨勢，Herfindahl_5指數②也呈下滑的趨勢，中小股東制衡大股東
的能力有所增強。盡管如此，大股東與中小股東之間的利益沖突依然是當前上市公 司面臨的主要問題。
0.1
0
2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 TOTAL
圖3-1中國上市公司股權結構變化(2008?2017)
Figure 3-1 Ownership structure changes of Chinese listed companies (2008 ?2017)
股權分置是另一個問題。股權分置是中國經濟轉軌和資本市場發展過程中出現 的特殊現象。由于股權分置，資本流動存在非流通股協議轉讓和流通股競價交易兩 種價格，不僅扭曲了資本市場定價機制，資本運營缺乏市場化操作基礎，制約了資 本市場資源配置功能的有效發揮，而且公司股價難以對大股東、管理層形成市場化 的激勵和約束，公司治理缺乏共同的利益基礎。2005年5月10日，中國上市公司拉 開了股權分置改革的序幕。股權分置改革涉及資本市場配置資源的效率和公司治理 外部環境的改善，對于中國資本市場的健康良性發展意義深遠。理論上，股權分置 改革的完成為接管威脅和股東真正意義上的“以腳投票”等公司治理外部機制的實 施創造了條件。股權分置改革的完成也標志著未來中國上市公司從以往較多地倚重
①第一大股東持股比例/第二大股東持股比例。
②市場集中度指標是度量市場壟斷程度的市場結構性指標，公司前5位大股東持股比例的平方和。
所謂日德模式的雙層治理結構的內部治理為主，轉向同時依靠以所謂的英美模式的 外部接管威脅等多種治理機制的交互影響來形成對公司內部人的約束。表3-2顯示， 從2008年至2017年底，未流通股占比逐年下降，到2017年底，未流通股占比均值 還有 30.3%。從以上分析可以看出，我國上市公司的治理模式的典型特征是股權結構 的“一股獨大”和控股股東的國有性質。但是必須注意到，雖然看似控制權非常明確 地掌握在政府手中，但與西方私人控制企業不同，國家作為股東只能通過政府機構 或國有資產經營公司來代為行使其權力，而這些機構的官員、管理者雖然有很大程 度上享有對企業的控制權，但并不承擔經營風險，因為他們并不是實際上的剩余索 取者，因此權力與責任的不對稱容易導致控制權成為一種“廉價投票權”，即擁有 投票權的人并不對投票的后果承擔責任［96］。“廉價投票權”的后果是，一些并不具 有經營才能但偏好于“控制”（因為控制本身帶來的個人好處）的人可以通過賄賂 擁有投票權的人來取得經營者崗位。只要經理不“過分”貪婪，保持好自己與上級 的關系，經理就成為事實上的企業控制權擁有者。大量的研究表明，國有企業存在 嚴重的內部人控制問題［97,98,99］。這說明，理論上我國上市公司的最終控制權或剩余索 取權應該并且能夠歸政府擁有，但是由于國有產權主體缺位，經理或者政府官員可 能成為事實上的公司控制人。
表 3-2 未流通股占比統計量
Table 3-2 Proportion of unconsolidated shares
年份 均值 中值 極大值 極小值
2008 0.409 0.410 0.975 0
2009 0.314 0.275 0.973 0
2010 0.328 0.250 0.963 0
2011 0.311 0.212 0.924 0
2012 0.291 0.183 0.942 0
2013 0.241 0.120 0.939 0
2014 0.230 0.118 0.953 0
2015 0.246 0.155 0.957 0
2016 0.282 0.215 0.923 0
2017 0.303 0.231 0.987 0
總計 0.296 0.217 0.987 0
另外，政府的多重管理機構、法律法規的不完善也是上市公司控制權安排模糊 不清的重要原因。Jefferson和Rawski (2002)的分析表明，我國國有企業既受相應 的行業主管部門管理，還受到當地省級地方政府的管轄，同時對于重要的大中型國 有企業，國資委還要代表中央政府進行管理［100］。例如， 1992年6月頒布的《國有企 業改制條例》規定國有企業有權處理資產的同時，也強調企業處理資產需得到相應 主管部門的批準，但并沒有明確相應的主管機構。因此，我國上市公司控制權的配 置雖然理論上是清晰的，但事實上卻是一種隨機行為，具體的配置狀態取決于不同 的政府管理機構之間以及政府與經理之間的博弈。
3.1.3市場環境
自1978年中國開始改革開放以來，已經過去了40年。在這期間，我國經濟體 制從計劃經濟體制轉向了市場經濟體制。中國經濟實現了巨大的進步，國內生產總 值(GDP)已經越居世界第2位，人民生活水平取得了極大的提高，這些成就的取 得最根本的條件就是市場化改革。中國的市場化改革是成功的，獲得了世界公認。 但仍然要看到，中國的市場化改革還不徹底，市場體制還有待完善，市場在資源配 置方面的決定性作用還在有些方面不明顯。特別是政府干預的存在使市場不公平競 爭現象仍然層出不窮，甚至在有些區域和有些時期還有所增加。
關于中國市場化改革的研究受到了中國經濟改革研究基金會國民經濟研究所的 關注，他們組成團隊對中國不同區域的市場化進程進行了深入的調查研究，持續至 今已發布了不同年份的7個調查報告①，每個報告都系統地分析評價了當年的全國各 省份的市場化相對進程。這些研究報告把市場化進程分為政府與市場的關系、非國 有經濟的發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度、市場的法制環境五個 方面。通過這五個方面的比較分析，發現在不同年份里中國各地區的市場化程度存 在較大的差別。表3-3報告了 2008?2014年各省市場化指數評分，表3-4報告了分 地區市場化總體進展［101］。 2014 年按地區計算的市場化指數得分水平，依次是東部 8.49分，中部6.77分，東北6.54分，西部4.84分。中部地區已經超過了東北地區。 西部和東北地區與東部地區之間的市場化程度差距進一步擴大了，程度相當顯著。 中部與東部的差距略有擴大。這說明中部地區的市場化程度不及東部地區，但好于
①分別是《中國市場化指數》2000、2001、2004、2006、2009、2011、2016年報告，均由經濟科學岀版社岀版。
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西部和東北地區。總體而言，東部地區保持了較快的市場化進展，西部地區和東北 地區相對較慢。
表 3-3 分省市場化指數評分(2008?2014)
Table 3-3 Marketization index score of provincial (2008?2014)
地區 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
北京 7.23 7.34 7.66 7.83 8.31 8.70 9.08
天津 6.53 6.55 6.98 7.29 8.87 9.30 9.17
河北 5.58 5.72 5.07 5.30 5.58 5.77 6.19
山西 4.37 4.23 4.60 4.70 4.89 5.08 5.27
內蒙古 4.79 4.82 4.56 4.68 5.34 5.33 5.10
遼寧 6.42 6.61 6.36 6.44 6.65 6.70 7.00
吉林 5.81 5.87 5.49 5.64 6.15 6.23 6.42
黑龍江 4.92 4.95 4.84 5.02 6.01 6.20 6.22
上海 8.01 8.33 8.74 8.83 8.67 8.89 9.77
江蘇 7.80 8.17 8.58 9.18 9.95 9.88 9.63
浙江 7.81 8.06 8.23 8.38 9.33 9.44 9.78
安徽 6.00 6.10 6.18 6.53 6.36 6.61 7.46
福建 6.67 6.77 6.63 6.84 7.27 7.44 8.07
江西 5.50 5.53 5.66 5.87 5.74 5.90 6.79
山東 6.98 7.04 6.87 7.02 7.41 7.55 7.93
河南 5.99 6.09 6.19 6.34 6.48 6.67 7.00
湖北 5.49 5.66 5.59 5.83 6.32 6.71 7.28
湖南 5.36 5.34 5.49 5.74 5.73 5.87 6.79
廣東 7.51 7.62 7.73 7.91 8.37 8.69 9.35
廣西 5.67 5.64 5.11 5.30 6.19 6.34 6.51
海南 4.31 4.23 4.59 4.71 5.44 5.67 5.94
重慶 5.96 6.02 6.14 6.28 6.89 7.17 7.78
四川 5.85 5.86 5.80 5.86 6.10 6.26 6.62
貴州 4.47 4.39 3.55 3.63 4.36 4.52 4.85
云南 4.54 4.52 5.01 5.18 4.49 4.57 4.94
西藏 1.36 1.15 0.44 0.06 0.00 -0.30 0.62
表 3-3 （續表）
地區 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
陜西 4.36 4.28 3.95 4.37 5.18 5.71 6.36
甘肅 3.86 3.81 3.43 3.48 3.38 3.63 4.04
青海 2.94 2.79 2.53 2.54 2.64 2.84 2.53
寧夏 4.26 4.36 3.92 3.99 4.37 4.50 5.26
新疆 3.59 3.55 2.87 2.95 2.94 2.98 3.49
表 3-4 分地區市場化指數評分(2008?2014)
Table 3-4 Regional marketization index score (2008?2014)
地區 2008 2010 2012 2014 2014年比2008年得
分增加/減少
全國 5.48 5.44 5.98 6.56 1.08
東部 6.84 7.11 7.92 8.49 1.65
中部 5.45 5.62 5.92 6.77 1.31
西部 4.30 3.94 4.32 4.84 0.54
東北 5.72 5.56 6.27 6.54 0.83
3.2文化背景
3.2.1中國儒家文化的發展
儒家學說最初在春秋時期由孔子創立，后經戰國時期孟子和荀子、西漢董仲舒 和各個朝代的先賢們繼承和發展，逐漸形成了一個龐大而復雜的哲學體系。在漫長 的歷史進程中，儒家文化不斷推陳出新，對整個社會的政治、經濟乃至自然環境等 各個方面都產生了深遠影響。漢武帝“罷黜百家，獨尊儒術”以后，儒家學說與封 建王權相結合，建立了一套社會倫理和道德規范，成為統治階級維系社會秩序的工 具。盡管佛教和道教在魏晉年間的廣泛流傳對儒家文化的地位有一定影響，但是儒 家主張的“三綱五常”依舊對社會生活具有決定性的影響。到了宋朝和明朝，儒家 學說逐漸開始復興（宋明理學的形成），在清朝就重新回到了鼎盛時期。不難看出， 儒家學說在中國社會一直具有深厚的土壤，是大部分老百姓明而不知的行為準則。
近百年來，儒家文化在社會變遷的過程中受到了西方學說的巨大沖擊，遭受過 較為嚴重的破壞。1919年五四運動前后的新文化運動，集中打擊了作為維護封建專 制統治思想基礎的孔子學說，掀起了“打倒孔家店”的潮流。此后，不同時期對儒 家的批判從未間斷，徹底改造了以宗族為中心的鄉村秩序，再一次對儒家文化的既 有影響形成不利影響。但是，隨著以“亞洲四小龍”（韓國、新加坡、中國香港和 中國臺灣）為代表的儒家文化圈內國家（地區）經濟的飛速發展，越來越多的學者 開始重新審視儒家文化在當代社會中的作用。進一步，過度工業化帶來的環境問題 和極端個人主義帶來的社會問題日益嚴重，以及世界范圍內的宗教、種族、文化的 沖突不斷發生，以主張“和而不同”的儒家文化來解決工業文明帶來的問題，也得 到了越來越廣泛的認同。專注于儒學研究的專門機構在全國各地乃至世界范圍像雨 后春筍一般不斷成立。
儒家主要是通過教育傳播其價值理念和意識形態。西漢時期的董仲舒曾指岀興 辦學校是教化的關鍵，《漢書•董仲舒傳》記載：“夫不素養士而欲求賢，譬猶不 琢玉而求文采也。故養士之大者，莫大乎太學。太學者，賢士之所關也，教化之本 原也。”官學制度起源于西漢，除了在中央設立最高學府太學以外，漢武帝要求“天 下郡國皆立學校官”，在各級行政區分別設立學、校、庠、序，地方官員同時擁有 “吏”和“師”的雙重身份，承擔著“化民成俗”的社會職責。宋朝以后半官方性 質的書院開始岀現并逐漸成為儒學教育的重要場所，其聽眾不僅包括知識分子，還 有平民階層，因而儒學教育進一步轉向世俗化和大眾化。清朝在民間建制社學，要 求官方學校或書院的“生員”（在讀學員）擔任教師，極大地推動了儒家學說的繁 榮。現今，孔廟（文廟）也在儒家文化的傳承和發展中起到了非常重要的作用。
儒家文化對于當代企業文化建設具有重要作用，“仁義禮智信”為企業倫理道 德提供內在動力，對當代社會主義市場經濟的健康有序發展具有重要意義。
3.2.2儒家文化與企業行為
儒家思想是重視家庭的。受其影響中國人圍繞著“家”衍生岀人際關系和群體 秩序。企業高管也往往承續傳統的家文化，把公司當作“家”，把員工當作“家人”， 自己則當一名盡職盡責的“家長”。在這樣的互動參與過程中，員工逐漸形成了主 人翁精神，對企業產生了依戀和熱愛，使股東與高管、員工的關系更為和諧。
儒家主張“德治”，其道德教化的目的，就是激發人們的自我修養與自我覺悟。 在仁愛、忠恕、克勤克儉、信以立身等儒家思想影響下的經營理念，會增強企業成 員之間的向心力、凝聚力，形成和諧的文化氛圍，增強員工的忠誠度與歸屬感，這 也是“以人為本”所倡導的。“克勤克儉”強調勤勞付出，注重效率，節約成本； “信以立身”注重誠信精神建設，使企業員工產生道德約束感。
儒家倡導“見利思義” “義利合一”。Du等（2017）利用上市企業與商幫的地 理距離構建商幫文化變量，發現“義利”文化傳統會約束管理層的不道德行為，諸 如在職消費、行為短視化［102］。古志輝（2015）的研究發現，儒家倫理能夠降低代理 成本，提高代理效率［103］。
儒家文化也有負面的影響。Du（2016）的研究發現，儒家文化“男尊女卑”的傳 統思想降低了中國上市公司中女性在董事會中的比例，但是在人均GDP高的地區， 市場發展更加成熟，會削弱儒家文化對女性董事比例的影響。金智等（2017）研究 發現，企業受儒家文化的影響越大，風險承擔水平越低；高市場化程度與對外開放 程度以及民營企業屬性會削弱儒家文化對企業風險承擔水平的影響。
3.3會計信息質量
代理理論注重剩余的安排而忽視了剩余的計量。然而，企業剩余計量過程中由 于受到會計人員素質、會計準則質量、其他公司治理機制的制衡作用，以及盈余管 理的影響，企業剩余計量質量良莠不齊。以較差質量的企業剩余作為契約的輸入變 量，必將異化代理人的行為，導致更高的代理成本，進而影響剩余分享的合約安排。 事實上，會計信息具有契約有用性的根本原因是降低交易成本，即可以降低契約締 結時的信息成本和衡量成本，契約履行時的監督成本。作為契約各方共同知識的會 計信息是以會計信息質量為前提的。會計信息質量決定企業契約對會計信息的依賴 程度，即決定會計信息在企業契約中被賦予的權重。如果會計信息質量低，就會選 擇其他替代性機制，如委托人對代理人的直接監督。因此，會計信息質量會影響會 計信息管理契約有用性。高質量的會計信息能夠降低契約的不完備程度，化解公司 治理結構所引發的問題。那么高質量的會計信息具有哪些特征？怎么來衡量？厘清 這一問題是分析會計信息質量影響會計信息管理契約有用性的基礎。
3.3.1會計信息質量特征
會計信息質量特征關注什么樣的會計信息對使用者有用，它是從滿足使用者需 要的角度進行的定性判斷，因此可以依據會計信息質量特征判斷會計信息質量的高 低。
美國財務會計準則委員會（FASB）發布的會計信息質量特征體系最早受到大家 的認可，這個特征體系是基于決策有用觀的會計目標理論，以相關性和可靠性作為 首要特征，以可比性作為次要特征。后來，國際會計準則委員會（IASB）于1989 年在上述三個特征的基礎上，又把可理解性加入進來，形成了四項特征的特征體系。 隨著經濟全球化的發展，促進了會計準則國際趨同的需求。FASB和IASB在2010 年共同發布了“聯合概念框架”。該框架將會計信息質量特征按照需要程度和重要 性劃分為基本質量特征和強化質量特征，基本質量特征包括如實反映和相關性，強 化質量特征包括可比性、及時性、可理解性和可驗證性。中國財政部于2006年在《企 業會計準則——基本準則》中發布了會計信息質量要求，包括可靠性、相關性、可 理解性、可比性、實質重于形式、重要性、謹慎性和及時性。
通過上述分析可以發現國內外在會計信息質量特征的具體內容上并不相同，但 都突出了相關性和可靠性。FASB最初認定相關性優先于可靠性，這種觀念是基于決 策有用觀的會計目標推理而來。后來基于會計準則國際趨同的考慮，FASB把可靠性 提高到與相關性同等重要的地位。基于強調相關性的觀點，可以認為FASB更強調 會計信息的價值相關性。不同于國外，中國強調了可靠性，其次才是相關性。這是 基于中國資本市場有效性不佳，法治環境還不完善，會計舞弊行為時有發生的情況 下的客觀判斷。從企業的契約理論角度看，只有中立、客觀的會計信息才能為各契 約方所接受，會計信息的可靠性是會計系統作為契約自我履約機制的前提。因而， 從會計信息質量特征的層次結構來看，對可靠性的關注表明中國更強調會計信息在 企業契約中的治理作用。
3.3.2會計信息質量的衡量方法
從經驗研究的角度，會計信息質量的衡量方法主要有兩類：盈余質量和價值相 關性。
3.3.2.1盈余質量
以盈余質量表征會計信息質量是近年來會計研究中廣泛而深入的部分，一般以 盈余的持續性、異常應計利潤、盈余平滑性、及時損失確認等角度來具體計量盈余 質量。
（1）盈余持續性
盈余持續性是指當期的盈余能否在以后各期得到保持，是從盈余的時間序列角 度研究盈余質量，它認為擁有更多持久盈余的公司擁有更“可持續”的盈余/現金流 量，這將使盈余成為企業現金流量估值模型更有用的輸入數據。
一個簡單的估計盈余持續性的模型是：
Earningst + 1 = a + ^Earningst + st (3-1)
其中， Earningst， Earningst+1 分別表示第 t 期和 t+1 期的會計盈余，為了消除規模效 應，一般都除以資產。更高的卩表示有更持久的盈余。盈余持續性作為盈余質量指 標背后的邏輯如下：如果A企業的盈余比B企業更持久，那么一方面表明在A企業 中，當前盈余是對未來業績更有用的度量；另一方面也表明A公司當期盈余的年金 化估值誤差小于 B 公司。
一個常見的擴展是將盈余分解為不同部分，并確定這種分解是否有助于預測盈 余持續性。這一研究領域的經典論文是斯隆(Sloan, 1996),將盈余分解為現金流 量和應計項目，模型如下：
Earningst + 1 = a + 01CFt + p2Accrualst + st (3-2)
其中，Earningst+1表示第t+1期的盈余；CFt表示第t期的現金流量；Accrualst表示 第 t 期的應計項目。
如果證明02 < B1,這意味著盈余的現金流量部分比應計部分更持久。模型(3-2) 表明學術研究已經發展到進一步檢驗應計和現金流量的組成部分持續性的階段。
(2)異常應計利潤
異常應計利潤一直是會計學實證研究的重點。大量的論文使用應計模型產生的 “異常”應計作為衡量盈余質量的指標。正常的應計利潤旨在捕獲反映基本業績的調 整，而異常應計利潤則旨在捕捉應用會計規則或盈余管理(即由于不完善的計量系 統)而產生的扭曲，以此來評價盈余質量的高低。研究人員廣泛采用的應計模型主 要有Jones模型、修正的Jones模型、業績匹配模型、Dechow&Dichev模型、酌情估 計錯誤模型等，這些模型旨在衡量異常應計。
(3)盈余平滑
盈余平滑是指盈余在各期的分布是平滑的，波動較小。基于應計制的會計系統 的基本理念是盈余可以平滑現金收支帶來的隨機波動，使盈余比現金流量在衡量業 績上更有信息含量。管理人員對暫時性現金流量的平滑能夠提高盈余持續性和信息
含量，但試圖對永久性現金流量的平滑將導致盈余數字及時性和信息含量的降低。 在全球許多國家，盈余平滑似乎是一種常見的企業慣例。在經驗研究中，盈余平滑 度被定義為盈余與現金流的匹配程度，并以盈余變化與現金流變化的相關系數來度 量，較低的比率表示盈余與現金流相比更平穩。其基本思想是：應計與現金流不匹 配是公司的常態，相關系數應該接近于0，如果兩者相關系數絕對值較大，說明盈余 被有意平滑過，管理人員故意掩蓋正常的盈余波動，加大了投資者的信息不對稱， 盈余質量不高。但盈余平滑也有不足，它很難分清是真實的來源于盈余的平穩性， 還是故意的盈余操縱。
(4)及時確認損失 及時確認損失也被稱為盈余穩健性，認為進行會計處理時，對“好消息”的確認
比“壞消息”的確認需要有更充分的證據，即確認損失相比確認收益可證實程度要低， 這也就意味著確認損失更及時。確認損失需要對抗管理層的自然樂觀，防止了高估 資產和收益，減少了業績計量偏差和噪音，所以及時確認損失代表了高質量的盈余。 及時確認損失一般采用Basu( 1997)[104]逆向盈余回報模型和Ball和Shivakumar(2005) [105]模型來衡量。
研究人員也對及時確認損失提岀了質疑，認為及時確認損失對盈余質量的凈效 應尚不清楚，因為及時確認損失導致壞消息期間的持續性低于好消息期間(Basu， 1997) [99]。持續性和及時確認損失都會影響盈余的決策有用性。
(5)盈余反映系數
盈余反映系數是股票回報與盈余之間的相關程度，是盈余時間序列特征和折現
率在權益市價中的映射。通過分析盈余或盈余變化的市場反應，可以推斷岀盈余信 息的有用程度，因此可以度量盈余質量。盈余反映系數可以用“盈余-報酬模型”中 的斜率系數來表示，盈余反映系數越大，市場對盈余的反應越強，盈余對決策越有 用，盈余質量越高，也就是公司的會計信息質量越高。利用股票市場來推斷會計信 息質量顯然是一個重要發展。
3.3.2.2價值相關性
價值相關性是用來描述會計信息與股票價格之間的關聯性，即如果一項會計信 息與權益市場價值之間具有預期的關系，則它是價值相關的。價值相關性的研究分 為信息觀和計量觀兩種。1968年Ball和Brown (1968) [1]，Beaver (1968) [2]等人 從不同角度驗證了證券市場中股票價格會對財務報告所提供的會計信息產生反應， 這種方法一般稱為信息觀，即通過現行財務報表所提供的會計信息有助于投資者估 計股票的期望收益和風險，從而有助于做岀正確的投資決策。信息觀以資本市場有 效性為前提，主要研究會計信息對股票價格的作用，其會計意義是，如果股票價格 對所披露的會計信息有反應，則說明會計信息是有用的。因此，信息觀成為驗證會 計信息的作用和對現行會計信息進行甄別和取舍的重要依據。到 20世紀80年代末
90 年代初，人們發現股票市場存在過度反應、市場對非盈余信息的反應等異常現象， 認為股票市場可能并沒有那樣有效。對有效市場假說的懷疑，促使人們重視股票的 內在價值問題，從而把研究興趣轉移到股票的計價模型上來，于是計量觀就應運而 生。計量觀直接研究會計數據在股票定價中的作用。它設計了一個模型來說明會計 信息應該怎樣轉換到股票價格中，從而揭開了股票價格的形成過程這一黑匣子。計 量觀的建立歸功于Ohlson(1995)[106]和Feltham and Ohlson(1995)[107]模型。這兩個模型 從數量上確定了會計信息與股票價格之間的函數關系，明確了會計數據在股票估價 中的作用。
可以認為價值相關性是會計信息質量特征“相關性”的具體化，是在決策有用觀 的基礎上對會計信息相關性特征的進一步深化，是通過會計數據與股票市場變化之 間關系的建立加以考察分析的。為了測量價值相關性, 經驗研究已經發展了收益模型、 Feltham-Ohloson 模型和剩余收益模型等不同的模型。
3.4本章小結
中國的制度背景、文化背景和會計信息質量是研究會計信息管理契約有用性時 需要考慮的重要影響因素。制度背景方面，中國政府存在對企業干預的現象；活躍 的經理人市場在中國并不存在；產品市場競爭受到一定程度的限制；公司控制權市 場幾乎不存在；股票市場的各項法律法規還不健全；上市公司的股權結構特征是“一 股獨大”和控股股東的國有性質；各地區的市場化程度存在較大的差別。文化背景方 面，儒家文化對企業行為有潛移默化的影響，有正面影響，也有負面影響。會計信 息質量方面，相關性和可靠性是最重要的兩個會計信息質量特征，中國對可靠性的 強調表明中國更重視會計信息在企業契約中的治理作用；會計信息質量的衡量方法 主要有盈余質量和價值相關性兩類。
第4 章 會計信息高管薪酬有用性的實證研究
如何激勵管理者一直是投資者需要關注的主要問題之一。與管理者簽訂薪酬契 約是目前的主要解決辦法。通過提高高管薪酬與公司業績間的敏感性，可以緩解管 理層與股東間的目標不一致，進而激勵高管采取有利于股東價值最大化的行為和決 策。會計信息作為企業產出的替代變量，在高級管理人員的激勵過程中起到了什么 作用呢？本章主要側重于從高管薪酬的角度檢驗會計信息管理契約有用性，并進一 步研究正式制度（市場化環境、政治環境、法律環境）和非正式制度（儒家文化） 對會計信息高管薪酬有用性的影響。
4.1理論分析與研究假說
4.1.1會計信息與高管薪酬
現代財務理論認為，企業經營者的目標是實現企業價值最大化，即在保障股東 利益的前提下經營企業。但是經營者也是自利的經濟人，他們不僅因具有剩余控制 權對公司實施有效控制，同時也能夠基于自身利益而非股東利益采取相應的行為。 對于經營者偏離股東目標的代理沖突問題，代理理論認為，通過訂立高管薪酬契約， 將高管薪酬與企業績效掛鉤，從而確保經營者基于股東利益行事。它的原理就是讓 經營者享有部分剩余索取權，使剩余控制權和剩余索取權達到了一定程度的匹配， 以此激勵高管，遏制高管的道德風險，減少股東與高管的代理沖突。高管薪酬與企 業績效的敏感性越高，高管的激勵效果就越明顯，高管與股東之間的利益聯系就越 緊密，代理問題解決的就越好。
在實證研究方面，近年來高管薪酬與公司業績之間的關系受到學術界的廣泛關 注。Jensen and Murphy （1990）為高管薪酬方面的研究開辟了新紀元。他們用薪酬績 效敏感度來衡量公司 CEO 的薪酬與公司績效之間的相關關系。他們的研究結果表明 上市公司的價值每增加1000美元，高管薪酬則平均增加3.25美元，這說明公司 CEO 的薪酬與股東財富之間的關聯程度較小，從而得出高管薪酬契約對CEO的激勵不足, 股東與高管之間的代理問題沒有得到解決。他們認為政治力量和公平性問題使高管 薪酬與業績掛鉤變得相當困難［20］。他們的研究具有開創性，給出了目前最廣為人知 的估算CEO薪酬與績效敏感性的方法，其研究思路和研究方法被后來的學者廣泛采 用。同時他們的研究也帶來另一個意想不到的后果，由于他們的研究結果暗示應該 更大程度的提高高管薪酬，有的學者就認為美國高管薪酬不斷增長可能受到這篇論 文的影響。
與 Jensen and Murphy ( 1990)的研究結果類似，Himmelberg，Hubbard and Palia (1999)指出，高管薪酬與公司績效之間的因果關系并不明確，不清楚是更高的激 勵改善了企業績效還是企業績效的提高增加了高管的薪酬。他們在加大了對特定企 業因素的控制后，發現激勵與企業績效并無太大的相關性，以此認為激勵對企業績 效的改善收效甚微［108］。
早期的研究往往認為薪酬與績效之間的聯系并不存在或者非常弱。而從20世紀 90 年代中期以后的研究結果越來越顯示高管薪酬與公司績效之間存在正相關關系， 而且有增強的趨勢。Hall and Liebman (1998)的研究結果表明，CEO的薪酬與公司 績效之間有顯著的正相關關系。他們使用了美國上市公司15年的面板數據。他們的 結論也說明了美國公司的薪酬績效敏感性在過去10年中提高了［109］。 Frydman and Saks (2010)也得到了相同的結論，認為在美國高管薪酬與公司績效的敏感性一直 很顯著，且從20世紀80年代以后不斷增強［110］。在國內近年來的研究中也得到了高 管薪酬與公司績效正相關的結論。姜付秀、朱冰和王運通(2014)發現國有企業 CEO 的薪酬與會計績效的敏感性高于非國有企業［111］。
高管薪酬契約研究中另一個重要的問題是公司績效的評估。高管薪酬契約的簽 訂必須建立在可以觀察的數據基礎之上，而且這些數據要能夠反映高管的努力程度。 可以觀察的公司績效數據主要有會計指標和市場指標。因為市場指標容易受到超出 高管控制之外的噪音或者外部因素的影響，高管不應該因無法控制的因素而受到處 罰或獲得獎勵。相比于市場指標，會計指標能夠更好的衡量高管的行為。許多研究 都證實了會計收益在高管薪酬契約中的激勵作用(如Lambert and Larcker， 1987［112］; Janakiraman， Lambert and Larcker,1992［113］)。在這些文獻中，相比于股票收益，會 計收益對工資和資金的影響更大。另外，相較于國外，我國資本市場還不是很完善， 市場指標并不能很好的反映企業績效。基于以上分析，在訂立公司高管薪酬契約時， 我國上市公司可能廣泛使用了基于會計信息的契約條款，即會計信息具有高管薪酬 契約有用性。因此，提出 H1：
H1：在其他條件不變的情況下，會計業績越好，高管薪酬越高。
4.1.2政府干預、會計信息與高管薪酬
交易成本影響契約結構，而制度環境會影響交易成本。因此，在研究薪酬契約的 時候也要考慮制度環境的影響。在我國，政府干預和市場競爭是需要重點考慮的。 政府干預會影響個體的目標與行為。若企業因政府干預而存在多種目標，單純使用 衡量經濟目標的會計業績可能會歪曲高管行為，不能滿足委托人的最終目標；在市 場競爭充分的環境下，高管需要更加努力，否則公司被清算、高管被解聘的概率也 越高，此時不同的監督與激勵方式將起到完全不同的效果。
在我國，政府干預的一種普遍形式就是對國有企業目標的規定。我國國企改革 大體分為三個階段：一是經營權層面的改革（1979?1986）；二是所有權層面的改 革（1987?1992）；三是建立現代企業制度的改革（1992年至今）。目前，國有企 業面臨的問題是政策性負擔、預算軟約束和缺乏自生能力。國有企業的目標從來都 不是以利潤最大化作為唯一的目標，還要承擔著保持社會穩定、增加就業等社會性 目標。國資委的最新的《中央企業領導班子和領導人員綜合考核評價辦法》中考核 國企高管的評價內容為：政治素質、經營業績、團結協作和作風形象，也是多元化 的標準。國有企業的這種多元化目標導致很難將企業目標與對經理人的激勵相統一， 削弱了高管薪酬契約的激勵作用，而以政治晉升激勵作為一種替代方式。國有企業 的高管很多都是有政府相關背景或經歷的。他們的晉升和薪酬決不僅僅依據企業績 效，而更多的依賴于政治目標和社會目標的實現。
政府干預的另外一種形式就是薪酬管制，要實現國企高管薪酬結構合理、水平 適當、管理規范的目標。因為薪酬管制異化了高管行為，偏離了企業價值最大化的 目標，導致了大量的在職消費的產生，甚至出現了高管腐敗的案件；陳冬華等（2010） 的研究發現，在市場化程度進程越低的地區，貨幣薪酬更會被在職消費所替代［114］。
企業目標的多元化和高管薪酬的管制使國企高管的行為偏離了初衷，高管薪酬 激勵作用將被削弱，出現了政治晉升這樣的行政激勵手段和在職消費這樣的經濟激 勵手段。這些替代性的激勵手段會減少高管薪酬契約對會計信息的使用。同時，政 府干預企業導致的目標多元化會降低高管人員努力程度與會計業績之間的相關性。
政府干預還表現在對國有企業生產經營權力下放存在差異，即組織內部分權程 度不同。當企業行為受到政府行為的影響時，由于公司業績包含了更多的較難分離 的政府行為的影響，會計業績跟公司經理人員業績之間的相關性也會降低。
基于以上分析提出 H2：
H2：在其他條件不變的情況下，政府干預越少，會計業績與高管薪酬的相關性 越強。
4.1.3法律環境、會計信息與高管薪酬
法律環境會影響會計信息與企業績效的相關性。一方面，良好的法律環境會促 進公司治理結構的改善［115］，提高董事會、外部股東和其他監督機制對高管的約束作 用，進而限制高管影響薪酬契約謀取私利的行為。另一方面良好的法律環境有利于 提高會計信息質量［116］，進而提高會計信息與高管努力程度的相關性。從會計信息提 供主體的角度看，完善的法律環境會促進高管披露高質量的會計信息；從會計信息 監督的角度看，良好的法律制度會提高審計師的法律風險責任關注度，會促進被審 計單位的會計信息質量的提高［117］；內部控制相關法律制度的頒布與實施，也會提高 企業的會計信息質量［118］；良好的法律環境，會提高媒體報道的客觀性，使媒體的監 督機制更有效，有利于經理人市場和聲譽機制，提高會計信息質量［119］。
基于以上分析提出 H3：
H3：在其他條件不變的情況下，法律制度越完善，會計業績與高管薪酬的相關 性越強。
4.1.4市場化程度、會計信息與高管薪酬
地區市場化程度作為外部制度環境，是一個綜合指標，它全面反映了一個地區 的產品市場、要素市場競爭和發育，以及政府在市場中所發揮的作用，它影響著企 業的微觀行為。
根據管理者權力理論，在兩權分離程度高時，高管有能力影響董事會的薪酬決 策，從而使自己獲利，而市場環境越好，該地區的公司治理機制越好，會限制高管 對于高管薪酬契約的影響［120］。
根據最優薪酬契約理論，市場環境越好，越能發揮董事會對高管的限制作用， 外部市場和股東的約束作用，進而增強會計信息與高管薪酬的敏感性。市場化程度 越高，企業披露的會計信息質量越高，使會計信息在提供高管行為方面的信息更準 確了，提高了會計信息反映高管努力程度的相關性［121］。市場化程度越高的地區，政 府干預也越少，企業目標越趨向于單一化，越可能選擇恰當的會計績效指標來激勵 管理者。在充分競爭的環境下，高管的努力體現在公司業績上會更明顯，高管的業 績激勵就更有效［122］。市場化程度高，往往意味著法制化水平也高，經理人市場和聲 譽機制會更有效，企業間的競爭往往也更激烈，為了長遠利益，防止經營失敗聲譽 受損，高管們會更加努力。
基于以上分析提出 H4：
H4：在其他條件不變的情況下，市場化程度越高，會計業績與高管薪酬的相關 性越強。
4.1.5儒家文化、會計信息與高管薪酬
作為重要的非正式制度，儒家文化潛移默化地影響著中國人的思維方式、處事 原則和決策模式，對中國的經濟社會和企業行為影響深遠。
一方面，儒家文化重視個人的自我激勵。儒家文化倡導忠恕之道。所謂忠，就 是要盡已之心，堅持成就他人與成就自己相結合的原則。“已欲立而立人，已欲達 而達人”，一個人只有努力成就他人的同時，才能真正成就自己。 所謂恕，即推已 及人，“已所不欲，勿施于人”，自己不愿意的，不要強加給他人。忠恕之道是一 種“互惠的商業倫理”，引導企業高管不應該為了自身的利益而犧牲股東的利益。 儒家文化倡導“義利合一”。體現在管理活動中，就是“義以生利”。管理者的職 責在于循禮而行義，只有行義，才能創造出物質利益。它的思想內涵包括價值認識 上的“見利思義”，行為準則上的“取之有義”，實際效果上的“先義后利”，價 值評判上的“義利合一”。儒家的義利思想會約束管理層的不道德行為，減少高管 的在職消費、偷懶和推卸責任等行為，這個結論被古志輝(2015)證實了［103］。“誠 信”也是儒家的道德范疇。所謂“誠”，就是真實無妄、誠實不欺的意思；所謂“信”， 就是心口合一、言行一致的意思。《論語》中有大量的有關“誠信”的論述，“敬 事而信”“謹而信”“主忠信”“言而有信”等。
從“忠恕之道”“義以生利”到“敬事而信”可以看出，儒家重視個人的自我 激勵。“忠”要求高管盡職盡責工作，提高企業績效；“信”要求高管誠實并遵守 承諾。“忠信”可以有效的降低監督成本和剩余損失。“義利”能夠有效的抑制高 管謀求個人私利［123］。儒家的“忠信”“義利”的商業倫理實質上是用道德上的表彰 和個人的自我激勵替代經濟激勵。儒家的這種倫理觀經過長期的積累和傳承可能會 弱化經濟激勵，影響經濟激勵效果。
另一個方面，儒家文化在財富分配上主張“均平”思想。“大道之行也，天下 為公”，描繪的就是一個無處不平均的大同社會；“不患寡而患不均”，就是要社 會財富平均分配，不要出現兩極分化［124-125］。儒家的均平思想，在企業實踐中就要避 免出現高管與職工的薪酬差距過大的現象，因為高管與職工薪酬差距過大會破壞企 業內部的和諧氛圍。因此物質需求不強的高管在制定薪酬激勵契約時，可能會通過 降低薪酬來減少高管—員工的薪酬差。因此，儒家文化可能與高管薪酬負相關，進 而會減弱會計業績與高管薪酬的相關性。
基于以上分析提出 H5：
H5：在其他條件不變的情況下，儒家文化越強，會計業績與高管薪酬的相關性 越弱。
4.2 研究設計與描述性統計
4.2.1樣本選擇和數據來源
本研究以2008?2017年滬深A股上市公司為研究樣本。此外，剔除了ST公司、 金融類以及數據不全的公司后共得到20 861個觀測值。
本研究使用的上市公司會計數據來自深圳國泰安信息技術有限公司開發的 CSMAR財務數據庫；管理層薪酬數據來源于CSMAR公司治理數據庫；政府干預程 度指數、地區市場化程度、法律環境選取了王小魯等(2016)的相關數據; 儒家文化 指數通過手工整理所得。為了消除異常值對結果的影響，對所有連續變量進行了 1% 和99%的Winsorize縮尾處理。數據處理與分析使用STATA16.0軟件。
4.2.2變量定義
4.2.2.1主要變量
(1)高管薪酬。高管薪酬應包括現金薪酬和股權激勵兩部分， 2017年上市公司的 高管薪酬中運用股權激勵的比重并不高。因此我們使用現金薪酬也是遵循了以前會 計業績薪酬敏感性的研究文獻［126］。現金薪酬與會計業績的關系比薪酬總額更為緊密。 此外， Core， Guay 和 Verrecchia (2003)發現，來自標準代理模型的現金薪酬支持預 測的結果，而薪酬總額的結果似乎與預測不一致。因此，我們直接以現金薪酬來衡 量高管薪酬［127］。以“董事前三名的薪酬”的自然對數作為董事長薪酬的替代變量， 以“高管前三名薪酬”的自然對數作為總經理薪酬的替代變量。
(2)會計業績。主要以企業凈資產收益率作為反映企業業績、評價努力程度的核 心會計業績指標。由于證券監管機構常常以凈資產收益率作為公司再融資和退市的 考核指標，上市公司具有較強的盈余管理動機，有可能影響該指標的度量作用。而 且，上市公司進行盈余主要手段是針對線下項目的調節，因此本文在穩健性檢驗部 分還以剔除非正常性損益后的利潤計算的核心凈資產收益率作為度量指標，以此來 降低盈余管理帶來的影響，減少業績噪音。
（3） 市場化程度指數。制度環境作為一種綜合性的指標，它的量化問題一直是困 擾著學者們的難題。學者們不得不放棄實證檢驗的方法，轉而使用案例分析。由于 我國不同地區市場化發育程度存在著巨大差異，這對于經濟與管理方面的研究都是 不能忽視的本土化問題，對市場化程度量化的研究將具有非常大的理論意義和實踐 意義。經過大量學者的不懈努力，終于對市場化進程的量化取得了一定的突破，王 小魯和樊綱（2016）的研究成果《中國分省份市場化指數報告（2016）》就是典型代表。 本文就是以王小魯和樊綱（2016）的研究成果為依據，選取各省（自治區、直轄市） 市場化程度指數作為各地區制度環境的替代變量。他們量化的市場化指數是一個多 層的指標體系，具體由5大方面1 8個基礎指標構成。 5大方面指標分別代表了市場 化程度的不同特征。這5大指標分別是政府與市場的關系；非國有經濟的發展；產 品市場的發育程度；要素市場的發育程度；市場中介組織發育和法律制度環境。表 4-1 列出了市場化指數構成情況。每個基礎指標的原始數據來自統計數據、企業調查 數據或在統計和調查數據的基礎上計算的結果。
單項指數設定基期年份（2008 年），并設定基期年份各單項指數的最大值和最 小值分別為10和0。這就是說，就一個單項指數而言，在基期年份市場化程度最高 的省份得分為10，市場化程度最低的省份為0。然后根據每個省、自治區、直轄市 在基期年份的指數確定它們在0與10之間的得分。再由屬于同一方面的幾個指數按 照一定權重合成方面指數。最后由五個方面指數按照一定權重合成總指數。因此， 市場化指數是相對數值，反映了各地區市場化程度在全國綜合排名中的相對位置， 其取值范圍在0?10之間，市場化程度越高的地區，相對指數數值越大。如果市場 化指數（Market）為5,則代表該地區市場化程度處于全國中等水平。定義市場化程 度為啞變量，當市場化程度大于中位數時為1，否則為0。由于王小魯和樊綱（2016） 只提供了 2008?2014年的數據， 2015?2017年的數據采用前三年的平均數來估計。
（4） 政府干預程度。以王小魯和樊綱（2016）《中國分省份市場化指數報告（2016）》 中“政府與市場的關系”數據作為政府干預程度的替代變量（Gov）。“政府與市場 的關系”指數使用了 3個分項指數來衡量，分別是市場分配經濟資源的比重；減少
表 4-1 市場化指數構成情況表
Table 4-1 Composition of marketization index
指數名稱 指數類別
市場化總指數 總指數
1. 政府與市場的關系 方面指數
1a 市場分配經濟資源的比重 分項指數
1b 減少政府對企業的干預 分項指數
1c 縮小政府規模 分項指數
2.非國有經濟的發展 方面指數
2a 非國有經濟在工業企業主營業務收入中所占比例 分項指數
2b 非國有經濟在全社會固定資產總投資中所占比例 分項指數
2c 非國有經濟就業人數占城鎮總就業人數的比例 分項指數
3.產品市場的發育程度 方面指數
3a 價格由市場決定的程度 分項指數
3b 減少商品市場上的地方保護 分項指數
4.要素市場的發育程度 方面指數
4a 金融業的市場化 分項指數
(4a1)金融業的競爭 二級分項指數
(4a2 )信貸資金分配的市場化 二級分項指數
4b 人力資源供應條件 分項指數
(4b1)技術人員供應情況 二級分項指數
(4b2)管理人員供應情況 二級分項指數
(4b3)熟練工人供應情況 二級分項指數
4c 技術成果市場化 分項指數
5.市場中介組織的發育和法律制度環境 方面指數
5a 市場中介組織的發育 分項指數
(5a1)律師、會計師等市場中介組織服務條件 二級分項指數
(5a2)行業協會對企業的幫助程度 二級分項指數
5b維護市場的法律環境 分項指數
5c知識產權保護 分項指數
政府對企業的干預；縮小政府規模。“市場分配經濟資源的比重”的衡量方法是： 各地政府支出占當地GDP中的比重來反映政府配置資源的比重，它的剩余項就代表 市場配置資源的比重。“減少政府對企業的干預”的衡量來自于對企業的問卷調查 的結果，問題是“行政審批手續方便簡捷情況”。“縮小政府規模”的衡量方法是： 以分省“公共管理、社會保障和社會組織就業人數”占本省總人口的比例來反映政 府的相對規模。每一個分項指數最高的省份為10，最低的省份為0，其他介于中間。 再賦予3個分項指數一定的權重合成“政府干預程度”指數。因此“政府干預程度” 指數是一個相對數值，反映了各地區在全國綜合排名中的相對位置，其取值范圍在 0?10之間，數值越低意味著企業與政府的關系越緊密，政府對企業的影響也就越大； 相反，指數越高意味著政府的干預程度越低。如果政企關系指數為5，則代表該地區 與企業關系緊密程度處于全國中等水平。定義政府干預程度為啞變量，當政府干預 大于樣本中位數時為1，否則為0。由于王小魯和樊綱(2016)只提供了2008?2014 年的數據， 2015?2017年的數據采用前三年的平均數來估計。
(5)法律環境。以王小魯和樊綱(2016)《中國分省份市場化指數報告(2016)》中 “市場中介組織的發育和法律制度環境”指數作為法律環境的替代變量(Law)。這個 指數由“市場中介組織發育”“維護市場的法律環境”和“知識產權保護”構成。 由于王小魯和樊綱(2016)只提供了 2008?2014年的數據， 2015?2017年的數據采 用前三年的平均數來估計。
(6)儒家文化。采用基于地理近鄰性的儒家文化度量方式。文化的傳承和發展需 要一定的依托，儒家文化中心的形成和孔廟的修建是弘揚儒家文化的一種形式。孔 廟是傳播儒家文化的場所。因此，可以合理地相信，距離儒家文化中心、孔廟或儒 家學校(書院)遺址越近，企業受儒家文化影響越大。
采用地理近鄰性的儒家文化度量方式有以下兩種具體方式：一是采用中國上市 公司與7個儒家文化中心、52個孔廟的地理距離構建變量°Du(2015)［128］、Du(2016) ［129］就是采用這種衡量方式研究了儒家文化對大股東資金占用、董事會女性董事比例 的影響。二是采用上市公司一定距離內儒家文化象征(書院、孔廟、貞節牌坊等) 的場所數量構建變量。古志輝(2015)就是采用這種方式研究了儒家文化與企業績 效間的關系［123］。由于數據的可獲得性，本文采用第二種方法衡量儒家文化，即采用 距離上市公司辦公地址200公里和300公司范圍內孔廟的數量。具體手工整理步驟 如下：基于中國孔廟網等渠道整理出全國孔廟492座以及地址，基于百度地圖等軟 件整理出孔廟的經緯度，上市公司的經緯度從 CSMAR 數據庫獲得。使用 STATA16.0 軟件中的 GEONEAR 語句計算出距離上市公司 200公里和 300公里內孔廟數量。
4.2.2.2其他變量
(1)公司規模(Size)。一般來說，公司的規模越大，公司的業務也就越復雜， 聘請的高管的能力也就越強，給予的高管薪酬也就越多，因此公司規模與高管薪酬 應該是正相關關系。為減少量級影響，公司規模用公司總資產的對數表示。
(2)資產負債率(Lev)。企業的債權人為了保護自己，往往在債務契約中會加入 保護性條款，防止公司高管的薪酬過高。如Harvey and Shrieves(2001)就發現高管薪 酬與財務杠桿呈負相關關系［130］。John and John (1993)也得到類似的結論［131］。因此 預期負債比率與高管薪酬負相關。
(3)公司第一大股東持股比例(Shr1)。當公司第一大股東持股比例越高時，大 股東對公司高管的監督動力就越強。對高管的監督越強，高管薪酬激勵就可減少。 因此預期第一大股東持股比例與高管薪酬負相關。
(4)公司成長性或投資機會(TobinQ)。用TobinQ代表公司成長性。一般來說，公 司的成長性越大，代表公司成長機會越高，這類公司報酬設計包含著對經營者經驗 以及能力的肯定，因此預期TobinQ與經理薪酬水平呈正向關系。
(5)Ind和Year分別是行業與年度啞變量，控制行業和宏觀經濟波動對經營者薪 酬的影響。
表 4-2 列出了有關變量的詳細定義及衡量方法。
表 4-2 變量含義及衡量方法
Table 4-2 Variable meaning and measurement methods
變量 含義 衡量方法
Inpay1 董事薪酬自然對數 董事前三名的現金薪酬的自然對數
Inpay2 經理薪酬自然對數 高管前三名的現金薪酬的自然對數
Perf 會計業績指標 凈資產利潤率(ROE)=凈利潤/凈資產
啞變量，當政府干預程度大于中位數取 1，表示政府
Gov 政府干預 干預程度低；否則取 0，表示政府干預程度高
啞變量，當大于中位數取 1，表示法律環境完善，否
Law 法律環境 則為0,表示法律環境不完善。
表4-2（續表）
啞變量，當大于中位數取 1，表示市場化程度高；否
Market 市場化指數 則為 0，表示市場化程度低
Conf_200 儒家文化 距離上市公司 200 公里內孔廟數量
Size 公司規模 總資產的自然對數
Lev 財務杠桿 資產負債率
Shr1 第一大股東持股比例 第一大股東持股數占全部股東持股數的比例
TobinQ 企業成長性指標 TobinQ 指標
Year 年份啞變量 用來控制宏觀經濟的影響，以 2008年為基組
Ind 行業啞變量 用來控制行業因素的影響，以制造業為基組
4.2.3模型設計
結合上述變量定義與研究假設，提出檢驗模型（4-1）如下：
lnpay = % + aPerf + a^GOV + a3GOV * Perf + Law+«5Law * Perf
+a6Market + aiMarket * Perf + asConf _200 + aQonf _200* Perf （4-1）
+ai0Size + auLev+anShr! + a\TQ + ^ajYearj + 工 aklndk + st, t
其中，In pay為公司高管薪酬，分別采用董事薪酬（Inpay1）和經理薪酬（Inpay2） 兩項指標;Perf為公司會計業績變量，在具體的回歸檢驗中采用了凈資產收益率（ROE） 在穩健性檢驗中采用扣除非經營性損益后的凈資產收益率（RCEAR），預期回歸系 數a1顯著為正；Gov為政府干預指標，當政府干預程度大于中位數取1,表示政府 干預程度低，否則取0,預期回歸系數03顯著為正；Law為法律環境，當大于中位 數取1,表示法律環境良好,否則為0,表示法律環境不好,預期回歸系數^5顯著為正； Market為市場化程度指數，當大于中位數取1,表示市場化程度高，否則為0,表示 市場化程度低，預期回歸系數07顯著為正；Conf_200為儒家文化強度，預期回歸系 數旳顯著為負；Size為公司規模，用公司總資產的對數表示；Lev為負債比率，用 資產負債率表示；Shr1為公司第一大股東持股比例；TQ為公司成長性，用TobinQ 來表示； Year 和 Ind 分別是年度和行業啞變量，控制宏觀經濟波動和行業對高管薪 酬的影響。
4.2.4描述性統計
4.2.4.1企業高管薪酬數據年度分布
表4-3 報告了董事薪酬數據年度分布；表4-4報告了經理薪酬數據年度分布。
通過表4-3 和表4-4可以看出，參與回歸的全體樣本共計20 861 家上市公司， 其中 2008年最少， 1316家；2017年最多， 3030家。董事薪酬和經理薪酬的均值都 是逐年遞增，薪酬標準差也基本上是逐年加大，表明近年來上市公司不斷提高高管 薪酬，企業間高管薪酬差距也在逐年增大。
表 4-3 董事薪酬數據年度分布 (元)
Table 4-3Annual distribution of directors' salary ( yuan)
年份 公司樣本 均值 中值 標準差 方差
2008 1316 1.014e+06 726500 1.200e+06 1.440e+12
2009 1406 1.113e+06 819700 1.166e+06 1.360e+12
2010 1729 1.293e+06 940000 1.344e+06 1.810e+12
2011 1978 1.450e+06 1.101e+06 1.422e+06 2.020e+12
2012 2135 1.535e+06 1.155e+06 1.639e+06 2.690e+12
2013 2131 1.645e+06 1.234e+06 1.755e+06 3.080e+12
2014 2176 1.765e+06 1.302e+06 1.829e+06 3.340e+12
2015 2350 1.907e+06 1.400e+06 2.035e+06 4.140e+12
2016 2610 2.007e+06 1.482e+06 2.003e+06 4.010e+12
2017 3030 2.247e+06 1.631e+06 2.406e+06 5.790e+12
Total 20861 1.685e+06 1.229e+06 1.846e+06 3.410e+12
表 4-4 經理薪酬數據年度分布 （元）
Table 4-4 Annual distribution of manager's salary ( yuan)
年份 樣本公司 均值 中值 標準差 樣本比例
2008 1316 1.127e+06 826700 1.127e+06 1.270e+12
2009 1406 1.245e+06 941950 1.106e+06 1.220e+12
2010 1729 1.425e+06 1.080e+06 1.283e+06 1.650e+12
2011 1978 1.593e+06 1.237e+06 1.439e+06 2.070e+12
2012 2135 1.673e+06 1.300e+06 1.585e+06 2.510e+12
2013 2131 1.812e+06 1.370e+06 1.743e+06 3.040e+12
表 4-4（續表）
年份 樣本公司 均值 中值 標準差 樣本比例
2014 2176 1.959e+06 1.470e+06 1.852e+06 3.430e+12
2015 2350 2.110e+06 1.581e+06 2.157e+06 4.650e+12
2016 2610 2.235e+06 1.676e+06 2.118e+06 4.490e+12
2017 3030 2.460e+06 1.825e+06 2.299e+06 5.290e+12
總計 20861 1.859e+06 1.388e+06 1.854e+06 3.440e+12
4.2.4.2分股權性質企業經營者薪酬年度分布
表 4-5 和表4-6分別報告了民營企業和國有企業經營者薪酬分布情況。
通過表4-5和表4-6可以得出，樣本公司中國有企業8 781個，民營企業12 080 個，民營企業比國有企業多出 3 299 個。無論是國有企業還是民營企業，經營者薪酬 均值都是逐年遞增，薪酬標準差也在逐年加大，仍然表明近年來國有企業和民營企 業上市公司都在不斷提高經營者薪酬，企業間經營者薪酬差距也在逐年增大。另外， 從總體上看，國有企業的經理薪酬均值略高于民營企業，同樣標準差也比民營企業 大。而民營企業的董事薪酬均值略高于國有企業。
表 4-5 國有企業和民營企業董事薪酬數據年度分布
Table 4-5Annual distribution of directors' salaryof state-owned and private-owned enterprises
股權性質 年份 樣本公司 均值 中值 標準差 方差
2008 831 983714 695300 1.182e+06 1.400e+12
2009 839 1.049e+06 789000 1.112e+06 1.240e+12
2010 884 1.264e+06 914400 1.387e+06 1.920e+12
2011 879 1.457e+06 1.088e+06 1.578e+06 2.490e+12
國有企業 2012 887 1.531e+06 1.140e+06 1.868e+06 3.490e+12
2013 895 1.583e+06 1.192e+06 1.636e+06 2.680e+12
2014 871 1.661e+06 1.238e+06 1.851e+06 3.430e+12
2015 868 1.691e+06 1.266e+06 1.730e+06 2.990e+12
2016 905 1.736e+06 1.321e+06 1.729e+06 2.990e+12
2017 922 2.029e+06 1.471e+06 2.173e+06 4.720e+12
合計 8781 1.506e+06 1.114e+06 1.688e+06 2.850e+12
表 4-5（續表）
股權性質 年份 樣本公司 均值 中值 標準差 方差
2008 485 1.067e+06 767200 1.230e+06 1.510e+12
2009 567 1.207e+06 860600 1.237e+06 1.530e+12
2010 845 1.324e+06 974900 1.298e+06 1.680e+12
2011 1099 1.445e+06 1.115e+06 1.285e+06 1.650e+12
2012 1248 1.538e+06 1.166e+06 1.455e+06 2.120e+12
民營企業 2013 1236 1.690e+06 1.259e+06 1.836e+06 3.370e+12
2014 1305 1.835e+06 1.364e+06 1.811e+06 3.280e+12
2015 1482 2.034e+06 1.470e+06 2.185e+06 4.770e+12
2016 1705 2.151e+06 1.578e+06 2.121e+06 4.500e+12
2017 2108 2.342e+06 1.706e+06 2.495e+06 6.230e+12
合計 12080 1.815e+06 1.320e+06 1.942e+06 3.770e+12
表 4-6 國有企業和民營企業經理薪酬數據年度分布
Table 4-6 Annual distribution of manager's salary of state-owned and private-owned enterprises
股權性質 年份 樣本公司 均值 中值 標準差 方差
2008 831 1.177e+06 882300 1.214e+06 1.470e+12
2009 839 1.273e+06 984000 1.062e+06 1.130e+12
2010 884 1.532e+06 1.188e+06 1.345e+06 1.810e+12
2011 879 1.763e+06 1.350e+06 1.637e+06 2.680e+12
國有企業 2012 887 1.810e+06 1.429e+06 1.760e+06 3.100e+12
2013 895 1.911e+06 1.509e+06 1.681e+06 2.830e+12
2015 868 2.104e+06 1.652e+06 1.851e+06 3.430e+12
2016 905 2.201e+06 1.700e+06 1.974e+06 3.900e+12
2017 922 2.509e+06 1.883e+06 2.286e+06 5.220e+12
合計 8781 1.842e+06 1.411e+06 1.755e+06 3.080e+12
表 4-6（續表）
股權性質 年份 樣本公司 均值 中值 標準差 方差
2008 485 1.041e+06 757000 953507 9.090e+11
2009 567 1.205e+06 887260 1.169e+06 1.370e+12
2010 845 1.313e+06 1.002e+06 1.205e+06 1.450e+12
2011 1099 1.457e+06 1.139e+06 1.243e+06 1.550e+12
2012 1248 1.575e+06 1.197e+06 1.441e+06 2.080e+12
民營企業 2013 1236 1.741e+06 1.297e+06 1.784e+06 3.180e+12
2014 1305 1.906e+06 1.420e+06 1.850e+06 3.420e+12
2015 1482 2.113e+06 1.538e+06 2.318e+06 5.370e+12
2016 1705 2.253e+06 1.642e+06 2.191e+06 4.800e+12
2017 2108 2.439e+06 1.791e+06 2.305e+06 5.310e+12
合計 12080 1.872e+06 1.372e+06 1.922e+06 3.700e+12
4.2.4.3分行業企業經營者薪酬分布
表 4-7 和表4-8 分別報告了董事和經理的行業薪酬分布。
表 4-7 董事薪酬行業分布 （元）
Table 4-7 Industry distribution of directors' salary （yuan）
行業 樣本數 均值 中值 標準差 方差
農林牧漁業 306 1.139e+06 860000 1.236e+06 1.530e+12
采礦業 490 1.715e+06 1.263e+06 1.935e+06 3.740e+12
制造業 13485 1.606e+06 1.183e+06 1.715e+06 2.940e+12
電力、熱力、燃氣及水生產
和供應業 726 1.205e+06 1.067e+06 858004 7.360e+11
建筑業 570 1.755e+06 1.569e+06 1.105e+06 1.220e+12
批發和零售業 1165 1.941e+06 1.462e+06 1.782e+06 3.170e+12
交通運輸、倉儲和郵政業 711 1.486e+06 1.205e+06 1.188e+06 1.410e+12
住宿和餐飲業 82 1.128e+06 888250 1.107e+06 1.230e+12
信息傳輸、軟件和信息技術
服務業 1157 1.762e+06 1.378e+06 1.519e+06 2.310e+12
表 4-7（續表）
行業 樣本數 均值 中值 標準差 方差
房地產業 986 3.003e+06 1.694e+06 3.933e+06 1.550e+13
租賃和商務服務業 218 2.366e+06 1.622e+06 2.533e+06 6.420e+12
科學研究和技術服務業 150 1.948e+06 1.624e+06 1.368e+06 1.870e+12
水利、環境和公共設施管理
業 199 1.444e+06 1.269e+06 835014 6.970e+11
居民服務、修理和其他服務
業 31 1.037e+06 690000 783206 6.130e+11
教育 9 1.096e+06 920900 801620 6.430e+11
衛生和社會工作 35 1.867e+06 1.460e+06 1.095e+06 1.200e+12
文化、體育和娛樂業 235 1.677e+06 1.364e+06 1.328e+06 1.760e+12
綜合 306 1.417e+06 1.095e+06 1.294e+06 1.680e+12
合計 20861 1.685e+06 1.229e+06 1.846e+06 3.410e+12
表 4-8 經理薪酬行業分布 （元）
Table 4-8 Industry distribution of manager's salary （yuan）
行業 樣本數 均值 中值 標準差 方差
農林牧漁業 306 1.292e+06 1.072e+06 1.212e+06 1.470e+12
采礦業 490 1.913e+06 1.608e+06 1.509e+06 2.280e+12
制造業 13485 1.740e+06 1.294e+06 1.762e+06 3.100e+12
電力、熱力、燃氣及水生產和供應業 726 1.462e+06 1.327e+06 751175 5.640e+11
建筑業 570 1.848e+06 1.660e+06 1.094e+06 1.200e+12
批發和零售業 1165 2.207e+06 1.748e+06 1.693e+06 2.870e+12
交通運輸、倉儲和郵政業 711 1.928e+06 1.477e+06 1.515e+06 2.290e+12
住宿和餐飲業 82 1.670e+06 1.267e+06 2.026e+06 4.100e+12
信息傳輸、軟件和信息技術服務業 1157 1.980e+06 1.601e+06 1.547e+06 2.390e+12
房地產業 986 3.253e+06 2.053e+06 3.694e+06 1.360e+13
租賃和商務服務業 218 2.500e+06 1.960e+06 2.287e+06 5.230e+12
科學研究和技術服務業 150 2.167e+06 1.985e+06 1.374e+06 1.890e+12
行業 樣本數 均值 中值 標準差 方差
水利、環境和公共設施管理業 199 1.582e+06 1.409e+06 995935 9.920e+11
居民服務、修理和其他服務業 31 1.388e+06 1.020e+06 930752 8.660e+11
教育 9 1.514e+06 1.075e+06 769376 5.920e+11
衛生和社會工作 35 1.605e+06 1.426e+06 829381 6.880e+11
文化、體育和娛樂業 235 2.135e+06 1.803e+06 1.794e+06 3.220e+12
綜合 306 1.630e+06 1.299e+06 1.385e+06 1.920e+12
合計 20861 1.859e+06 1.388e+06 1.854e+06 3.440e+12
通過表 4-7 和4-8 可以得出制造業企業在樣本公司中最多；教育行業在樣本公司 中最少，只有 9 家。從行業董事薪酬均值看，房地產業、租賃和商務服務業、科學 研究和技術服務業排在前三名，房地產業董事薪酬均值達到了300萬；住宿和餐飲 業、教育業、居民服務修理和其他服務業排在最后三名，最少的是居民服務修理和 其他服務業，其董事薪酬均值也達到了 1 03萬。從行業經理薪酬均值的角度看，房 地產業、租賃和商業服務、批發和零售業排在前三名，房地產業經理薪酬均值接近 了 325 萬；電力熱力燃氣及水生產和供應業、居民服務修理和其他服務業、農林牧 漁業排在最后三名，最少的農林牧漁業經理薪酬均值也有129 萬。從行業內部來看， 經理薪酬均值都高于董事薪酬均值。從行業薪酬標準差角度看，董事薪酬和經理薪 酬都是房地產業最高。這說明房地產業企業間的薪酬差距還是很大的。
4.2.4.4主要變量的描述性統計結果和Person相關系數
為了對除經營者薪酬之外的主要研究變量有初步的了解，表 4-9 報告了相關主要 變量的描述性統計結果，給出了統計量的均值、中位數、極大值、極小值、標準差 和方差。
表 4-9 主要變量的描述性統計結果*
Table 4-9 Descriptive statistics results for major variables
變量 有效樣本 均值 中位數 極大值 極小值 標準差 方差
Pay1 20861 14.00 14.02 16.07 11.79 0.792 0.628
Pay2 20861 14.15 14.14 16.07 12.36 0.715 0.511
ROE 20861 0.0675 0.0723 0.317 -0.525 0.107 0.0115
表 4-9（續表）
變量 有效樣本 均值 中位數 極大值 極小值 標準差 方差
Gov 20861 0.607 1 1 0 0.488 0.238
Law 20861 0.496 0 1 0 0.500 0.250
Market 20861 0.508 1 1 0 0.500 0.250
Conf_200 20861 1.143 1.051 17.10 -28.89 2.240 5.018
Size 20861 21.99 21.81 25.89 19.69 1.268 1.607
Lev 20861 0.429 0.423 0.887 0.0461 0.214 0.0457
Shr1 20861 35.77 34.09 74.98 8.800 15.04 226.2
Tobinq 20861 2.092 1.674 & 353 0.939 1.284 1.650
*本表的數據是對變量存在顯著異常值經過在1%和99%分位數上進行Winsorize處理后的結果
從表4-9可以看出，董事薪酬從均值和中位數兩個指標均低于經理薪酬，但兩者 相差不大。樣本公司平均凈資產收益率均值為 0.0675，中位數為 0.023；資產負債率 指標均值為 42.9%，中位數為42.3%；第一大股東持股比例指標均值為 35.77%，中 位數為34.09%；托賓Q指標均值為2.092,中位數為1.674；資產總額自然對數的均 值為21.99，中位數為21.81。
表 4-10 報告了主要變量的 Pearson 相關系數。從表 4-10 可以看出 Lnpay1 和 Lnpay2 與 ROE 相關系數均顯著大于 0，且相關系數的值較大，這說明會計業績信息 在高管薪酬契約中起到了重要作用，初步支持假說H1。政府干預（Gov）與高管薪 酬（Lnpay1和Lnpay2）顯著正相關，表明政府干預越低，高管薪酬越高。法律環境 （Law）與高管薪酬（Lnpay1和Lnpay2）顯著正相關，表明法律環境越好，高管薪 酬越高。市場化程度（Market）與高管薪酬（Lnpay1和Lnpay2）顯著正相關，表明 市場化程度越高,高管薪酬越高。儒家文化（Conf_200）與高管薪酬（Lnpay1和Lnpay2） 顯著負相關，表明儒家文化對高管薪酬有抑制作用。
表 4-10 主要變量 pearson 相關系數
Table 4-10 Pearson correlation coefficients of major variables
Lnpay1 Lnp ay2 ROE Gov Law Market Con匚200
Lnp ay1 1
表 4-10 （續表）
Lnpay1 Lnpay2 ROE Gov Law Market Conf 200
Lnpay2 0.8564* 1
0.0000
ROE 0.2579* 0.2603* 1
0.0000 0.0000
Gov 0.0282* 0.0333* 0.0330* 1
0.0000 0.0000 0.0000
Law 0.2389* 0.2619* 0.0778* -0.00620 1
0.0000 0.0000 0.0000 0.3670
Market 0.2561* 0.2684* 0.0689* 0.00640 0.8657* 1
0.0000 0.0000 0.0000 0.3530 0.0000
Conf_200 -0.0266* -0.0218* -0.00140 0.000600 0.1194* 0.0861* 1
0.0001 0.0017 0.8440 0.9290 0.0000 0.0000
*為在 1%的水平上顯著
4.3 實證檢驗結果與分析
4.3.1會計信息高管薪酬契約有用性分析
表4-11列示了對模型（4－1）僅以會計業績為自變量的回歸結果，會計業績采用 ROE （凈資產收益率）來衡量，lnpay 1為董事薪酬的自然對數，lnpay2為經理薪酬的 自然對數。
從表4-11可以發現,凈資產收益率（ROE）與董事薪酬（lnpay1）回歸系數為1.4915, t值為32.70,在1%水平上顯著，表明凈資產收益率與董事薪酬呈顯著正相關關系。其 他變量也與之前的預期完全相符：公司規模與董事薪酬回歸系數為0.2619,值為51.92, 1%水平上顯著，表明公司規模越大，董事薪酬越高；負債比率與董事薪酬回歸系數 為-0.4956, t值為-17.85, 1%水平上顯著，表明債務融資契約能夠有效地約束董事薪 酬；公司成長性與董事薪酬回歸系數為0.0021, t值為0.48,不顯著，但符號符合預期； 第一大股東持股比例與董事薪酬的回歸系數為-0.0065, t值為-20.11, 1%水平上顯著， 表明第一大股東能夠對董事進行有效監督，抑制了董事薪酬。
表4-11自變量為ROE模型(4-1)的OLS估計結果
Table 4-11 OLS estimation results of independent variable ROE for Model(4-1 )
變量 (1)
Lnpay1 (2)
Lnpay2
ROE 1.4915 1.2375
(32.70)*** (31.69)***
Size 0.2619 0.2937
(51.92)*** (68.01)***
Lev -0.4956 -0.4259
(-17.85)*** (-17.92)***
Tobinq 0.0021 0.0426
(0.48) (11.44)***
Shr1 -0.0065 -0.0038
(-20.11)*** (-13.77)***
year 控制 控制
ind 控制 控制
Constant 8.8163 8.0668
(80.33)*** (85.85)***
樣本量 20,861 20,861
Adjusted R-squared 0.30 0.37
括號內為t統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
從表4-11還可以發現，凈資產收益率(ROE)與經理薪酬(lnpay2)回歸系數為 1.2375，在1%的水平上顯著，表明凈資產收益率與經理薪酬呈顯著正相關關系。其 他變量也與之前的預期完全相符：公司規模與經理薪酬回歸系數為0.2937,值為68.01, 1%水平上顯著，表明公司規模越大，經理薪酬越高；負債比率與經理薪酬回歸系數 為-0.4259, t值為-17.92, 1%水平上顯著，表明債務融資契約能夠有效地約束經理薪 酬；公司成長性與經理薪酬回歸系數為0.0426, t值為11.44, 1%水平上顯著，表明公 司成長性越好,經理薪酬越高；第一大股東持股比例與經理薪酬的回歸系數為-0.0038, t值為-13.77, 1%水平上顯著，表明第一大股東能夠對經理進行有效監督，抑制了經 理薪酬。
4.3.2政府干預對會計信息高管薪酬契約有用性的影響分析
地方政府與企業關系越密切,企業行為越容易受到政府的影響。政府干預使得 企業目標與政府行政不一致,進而導致會計業績與高管薪酬關系減弱。為此,本文 從《中國分省份市場化指數報告(2016)》中,獲取了政府與企業關系指數,考察 政府對企業的影響。該指標取值范圍在0?10之間，該指標越小，說明政府與企業關 系越密切，反之亦然。具體回歸結果見表4-12。
表4-12的回歸結果發現，在因變量為lnpay1時,Gov*ROE的回歸系數為0.1640, 符號與預期相符，在10%的水平上顯著。在因變量為lnpay2時，Gov*ROE的回歸系 數為 0.1046,符號與預期相符,但不顯著。這說明政府與企業關系程度對會計業績 與高管薪酬的相關性有影響,政府對企業干預越少,企業高管現金薪酬與會計業績 相關性越高，H2得到了支持。
同時,也發現董事薪酬與經理薪酬相比更易受政府干預的影響。這也符合事實, 一般來說，政府對國有企業董事長的考核是比較全面的，如社會責任、企業戰略、
促進就業等，有的時候， 董事長是有行政級別的， 而總經理的薪酬更市場化，因而
導致董事薪酬比經理薪酬更顯著。
表4-12政府干預影響的OLS估計結果
Table 4-12 OLS estimation results for the impact of government intervention
(1) (2)
變量 Lnpay1 Lnpay2
ROE 1.3932 1.1747
(19.96)*** (19.66)***
Gov 0.0904 0.1109
(4.78)*** (6.85)***
Gov*ROE 0.1640 0.1046
(1.86)* (1.39)
Size 0.2617 0.2935
(51.88)*** (67.97)***
Lev -0.4956 -0.4259
(-17.86)*** (-17.92)***
Tobinq 0.0021 0.0426
(0.48) (11.44)***
Shr1 -0.0065 -0.0038
(-20.10)*** (-13.77)***
Constant 8.7253 7.9555
(78.58)*** (83.67)***
Observations 20,861 20,861
Adjusted R-squared 0.30 0.37
括號內為t統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
4.3.3法律環境對會計信息高管薪酬契約有用性的影響分析
法律環境對于上市公司來說是重要的制度環境。與政企關系分析相同，表4-13 列出了法律環境對會計業績與高管薪酬相關性影響的回歸結果。
表4-13的回歸估計結果表明，在因變量為lnpay1時，Law*ROE的回歸系數為 0.2054,在5%水平上顯著；在因變量為lnpay2時，Law*ROE的回歸系數為0.1602, 在 5%水平上顯著。總體來說，回歸結果表明法律環境越好，企業會計業績與高管薪 酬相關程度越高。良好法律環境對會計信息高管薪酬契約有用性起到了促進作用， H3 得到了支持。
表4-13法律環境影響的OLS估計結果
Table 4-13 OLS estimation results for impact of legal environment
變量 (1)
Lnpay1 (2)
Lnpay2
ROE 1.5180 1.2457
(27.43)*** (26.47)***
Law 0.2479 0.2537
(21.52)*** (25.90)***
Law*ROE 0.2054 0.1602
(2.32)** (2.12)**
Size 0.2614 0.2932
(52.55)*** (69.29)***
Lev -0.4302 -0.3586
(-15.63)*** (-15.32)***
Tobinq 0.0034 0.0439
(0.79) (12.03)***
Shr1 -0.0069 -0.0042
(-21.69)*** (-15.69)***
Constant 8.6641 7.9105
(79.89)*** (85.75)***
Observations 20,861 20,861
Adjusted R-squared 0.32 0.39
括號內為t統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
4.3.4市場化程度對會計信息高管薪酬契約有用性的影響分析
市場化程度指數是綜合指標，較為全面地反映了各地區競爭程度、政府干預程 度、市場發育、法律保護等制度環境。與政企關系分析相同，表4-14列出了按地區 市場化指數中位數設定啞變量的回歸結果。
表4-14的回歸估計結果表明，在因變量為lnpay1時，Market*ROE的回歸系數 為0.1764，在5%水平上顯著;在因變量為lnpay2時,Market*ROE的回歸系數為0.0886, 符號符合預期，但不顯著。總體來說，回歸結果基本表明市場化程度越高，企業會 計業績與高管薪酬相關程度越高，市場化程度對會計信息高管薪酬契約有用性起到 了促進作用，H4得到了支持。
表4-14市場化程度影響的OLS估計結果
Table 4-14OLS estimation results for impact of marketization
變量 (1)
Lnpay1 (2)
Lnpay2
ROE 1.5080 1.2222
(27.03)*** (25.69)***
Market 0.2520 0.2410
(21.60)*** (24.23)***
Market*ROE 0.1764 0.0886
(2.00)** (1.18)
Size 0.2631 0.2949
(52.89)*** (69.53)***
Lev -0.4320 -0.3646
(-15.70)*** (-15.54)***
Tobinq 0.0044 0.0448
(1.03) (12.25)***
Shr1 -0.0068 -0.0041
(-21.32)*** (-15.12)***
Constant 8.6060 7.8633
(79.24)*** (84.92)***
Observations 20,861 20,861
Adjusted R-squared 0.32 0.39
括號內為t統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
4.3.5儒家文化對會計信息高管薪酬契約有用性的影響分析
儒家文化作為一種非正式制度影響著企業行為，表4-15列出了儒家文化對會計 業績與高管薪酬相關性影響的回歸結果。
表4-15的回歸結果表明，在因變量為lnpay1時，Conf_200*ROE的回歸系數為 -0.107,在1%水平上顯著;在因變量為lnpay2時,Conf_200*ROE的回歸系數為-0.0071, 在 5%水平上顯著。回歸結果表明儒家文化減弱了企業會計業績與高管薪酬的相關性， H5 得到了支持。由于儒家文化從商業倫理的角度更關注道德激勵，對高管薪酬這種 經濟激勵具有抑制作用，回歸結果證實了這一點。
另外，在因變量為lnpay1時，Conf_200的回歸系數為-0.0015，在1%水平上顯 著；在因變量為lnpay2時，Conf_200的回歸系數為-0.0010,在5%水平上顯著。回 歸結果表明儒家文化對高管薪酬有約束作用。儒家文化越強的地區，上市公司高管 薪酬可能越低。這個結果可能是因為高管本身薪酬就很高，根據馬斯洛需求層次理 論，物質追求的意愿在下降，儒家思想中道德性和“均平”思想所體現的內在追求在 提高，特別是“均平”思想會促使高管避免與員工薪酬差距過大，造成內部不和諧。
因此，高管在可能的薪酬設計中降低了薪酬。這樣就體現出了儒家文化對高管薪酬 的負向作用。
表4-15儒家文化影響的OLS估計結果
Table 4-15 OLS estimation results for impact of Confucian culture
變量 (1)
Lnpay1 (2)
Lnpay2
ROE 1.6749 1.3585
(20.60)*** (19.51)***
Conf_200 -0.0015 -0.0010
(-2.81)*** (-2.16)**
Conf_200*ROE -0.0107 -0.0071
(-2.73)*** (-2.10)**
Size 0.2613 0.2933
(51.84)*** (67.94)***
Lev -0.4947 -0.4253
(-17.83)*** (-17.90)***
Tobinq 0.0020 0.0425
(0.45) (11.42)***
Shr1 -0.0064 -0.0038
(-20.01)*** (-13.69)***
Constant 8.8523 8.0905
(80.37)*** (85.77)***
Observations 20,861 20,861
Adjusted R-squared 0.30 0.37
括號內為t統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
4.4穩健性檢驗
4.4.1使用扣除非經常性損益的凈資產收益率
以上的研究都是使用凈資產收益率（ROE）度量會計業績的，為了檢驗結果的 可靠性，本文還用扣除非經常性損益的凈資產收益率（RCEAR）作為會計業績的度 量變量，對模型重新進行了回歸。回歸估計的結果見表4-16至表4-20。表4-16列示 了會計業績與高管薪酬相關性的OLS估計結果；表4-17列示了政府干預對會計信息 高管薪酬契約有用性影響的OLS估計結果；表4-18列示了法律環境對會計信息高管 薪酬契約有用性影響的OLS估計結果；表4-19列示了市場化程度對會計信息高管薪 酬契約有用性影響的OLS估計結果；表4-20列示了儒家文化對會計信息高管薪酬契 約有用性影響的 OLS 估計結果。
表4-16 自變量為RCEAR模型（4-1 ）的OLS估計結果
Table 4-16 OLS estimation results of independent variable RCEAR for Model (4-1)
(1) (2)
變量 Lnpay1 Lnpay2
RCEAR 0.0152 0.0120
(36.25)*** (33.40)***
Size 0.2535 0.2884
(50.17)*** (66.46)***
Lev -0.3453 -0.3156
(-12.02)*** (-12.80)***
Tobinq 0.0108 0.0502
(2.50)** (13.52)***
Shr1 -0.0067 -0.0039
(-20.99)*** (-14.32)***
Constant 8.9425 8.1428
(81.56)*** (86.49)***
Observations 20,819 20,819
Adjusted R-quared 0.30 0.37
括號內為t統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
表4-17政府干預影響的OLS估計結果
Table 4-17 OLS estimation results for the impact of government intervention
變量 (1)
Lnpay1 (2)
Lnpay2
RCEAR 0.0148 0.0116
(23.27)*** (21.30)***
Gov 0.1018 0.1185
(5.53)*** (7.49)***
Gov*RCEAR 0.0007 0.0007
(0.85) (0.97)
Size 0.2535 0.2883
(50.17)*** (66.45)***
Lev -0.3454 -0.3157
(-12.02)*** (-12.80)***
Tobinq 0.0108 0.0503
(2.50)** (13.53)***
Shr1 -0.0067 -0.0039
(-20.98)*** (-14.32)***
Constant 8.8396 8.0233
(79.76)*** (84.32)***
Observations 20,819 20,819
Adjusted R-squared 0.30 0.37
括號內為t統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
表4-18法律環境影響的OLS估計結果
Table 4-18 OLS estimation results for impact of legal environment
變量 (1)
Lnpay1 (2)
Lnpay2
RCEAR 0.0151 0.0122
(29.70)*** (28.05)***
Law 0.2400 0.2533
(22.33)*** (27.64)***
Law*RCEAR 0.0010 0.0016
(1.22) (2.38)**
Size 0.2530 0.2877
(50.74)*** (67.65)***
Lev -0.2835 -0.2502
(-9.96)*** (-10.30)***
Tobinq 0.0116 0.0511
(2.72)*** (14.04)***
Shr1 -0.0072 -0.0044
(-22.61)*** (-16.24)***
Constant 8.7963 7.9917
(81.21)*** (86.52)***
Observations 20,819 20,819
Adjusted R-squared 0.32 0.39
括號內為t統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
表4-19市場化程度影響的OLS估計結果
Table 4-19 OLS estimation results for impact of marketization
變量 (1)
Lnpay1 (2)
Lnpay2
RCEAR 0.0151 0.0120
(29.38)*** (27.48)***
Market 0.2443 0.2424
(22.35)*** (25.94)***
Market*RCEAR 0.0009 0.0012
(1.13) (1.87)*
Size 0.2549 0.2896
(51.10)*** (67.92)***
Lev -0.2864 -0.2570
(-10.06)*** (-10.56)***
Tobinq 0.0127 0.0521
(2.96)*** (14.27)***
Shr1 -0.0070 -0.0042
(-22.20)*** (-15.64)***
Constant 8.7355 7.9401
(80.51)*** (85.60)***
Observations 20,819 20,819
Adjusted R-squared 0.32 0.39
括號內為t統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
表 4-20 儒家文化影響的 OLS 估計結果
Table 4-20 OLS estimation results for impact of Confucian culture
變量 (1)
Lnpay1 (2)
Lnpay2
RCEAR 0.0172 0.0136
(23.49)*** (21.65)***
Conf_200 -0.0017 -0.0011
(-3.30)*** (-2.43)**
Conf_200*RCEAR -0.0001 -0.0001
(-3.35)*** (-3.10)***
Size 0.2529 0.2879
(50.07)*** (66.37)***
Lev -0.3433 -0.3142
(-11.96)*** (-12.74)***
Tobinq 0.0107 0.0502
(2.48)** (13.52)***
Shr1 -0.0067 -0.0039
(-20.90)*** (-14.24)***
Constant 8.9845 8.1706
(81.66)*** (86.47)***
Observations 20,819 20,819
Adjusted R-squared 0.30 0.37
括號內為t統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
從表4-16?表4-20的回歸估計結果可以發現會計業績與企業高管薪酬之間具有 顯著的相關性；政府干預弱化了會計業績與高管薪酬的相關性；良好的法律環境會 強化會計業績與高管薪酬的相關性；市場化程度高會提高會計業績與高管薪酬的相 關性；作為非正式制度之一，儒家文化影響著會計業績與高管薪酬的相關性，方向 是負向。這些結論與之前的研究結果一致，H1?H5仍然得到了支持。
4.4.2使用不同距離標準計算的儒家文化變量 為了提高儒家文化變量的穩健性，遵循古志輝（2015）的衡量方式，采用距離 上市公司300公里內的孔廟數量對儒家文化重新計量，并分別對H5重新進行了檢驗。 表4-21列示了回歸估計的結果。從表4-21的回歸結果看，儒家文化仍然對會計業績 與高管薪酬的相關性具有顯著的負向影響。H5仍然得以支持。這表明結果是穩健的。
表 4-21 儒家文化影響的 OLS 估計結果
Table 4-22 OLS estimation results for impact of Confucian culture
(1) (2) (3) (4)
變量 Lnpay1 Lnpay2 Lnpay1 Lnpay2
ROE 1.7821 1.4491
(21.63)*** (20.55)***
表 4-21（續表）
變量 (1)
Lnpay1 (2)
Lnpay2 (3)
Lnpay1 (4)
Lnpay2
Conf300 -0.0025 -0.0022 -0.0027 -0.0023
(-7.87)*** (-8.19)*** (-8.81)*** (-9.06)***
Conf_300*ROE -0.0086 -0.0062
(-3.93)*** (-3.32)***
RCEAR 0.0177 0.0138
(23.96)*** (21.76)***
Conf_300*RCE
AR -0.0001 -0.0001
(-4.09)*** (-3.39)***
Size 0.2597 0.2918 0.2532 0.2881
(51.46)*** (67.54)*** (50.24)*** (66.58)***
Lev -0.4705 -0.4047 -0.3382 -0.3094
(-16.90)*** (-16.98)*** (-11.80)*** (-12.58)***
Tobinq 0.0033 0.0437 0.0107 0.0501
(0.76) (11.74)*** (2.48)** (13.53)***
Shr1 -0.0065 -0.0038 -0.0067 -0.0039
(-20.28)*** (-13.84)*** (-21.05)*** (-14.36)***
Constant 8.9255 8.1630 9.0274 8.2172
(81.08)*** (86.61)*** (82.29)*** (87.23)***
Observations 20,819 20,819 20,819 20,819
Adjusted 0.30 0.37 0.31 0.37
R-squared
括號內為t統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
4.5本章小結
本章在分析了制度環境對契約選擇的影響基礎上，提出了會計業績與高管現金 報酬具有相關性以及政府干預、法律環境和市場化程度會影響相關性的研究假設， 并運用上市公司數據實證檢驗了研究假設。結果表明會計業績與高管現金報酬之間 具有顯著的敏感性；政府干預少的企業表現出較高的會計信息高管薪酬有用性，良 好的法律環境表現出較高的會計信息高管薪酬有用性；市場化程度高的地區表現出 較高的會計信息高管薪酬有用性。本章也進一步分析了非正式制度的儒家文化對會 計業績與高管薪酬相關性的影響，實證結果表明儒家文化會弱化會計業績與高管薪 酬的相關性，可能的原因是儒家文化強調道德激勵，對經濟激勵有弱化作用。
第5 章 會計信息高管更替有用性的實證研究
如果我們把高管薪酬設計比作“胡蘿卜”，那么，在高管更替過程中董事會做 出的辭退決策顯然是十分重要的“大棒”。對高管道德風險行為的約束很大程度上 是上述“胡蘿卜”和“大棒”共同作用的結果。所以，除了高管薪酬激勵契約設計， 董事會監督職能的履行集中體現在遴選高管上。
優秀的高級管理人員能為企業帶來大量的利潤與廣闊的發展前景，他們的突然 離去帶給企業的將是股價的大幅震蕩和人員的大量更替。長期以來，高級管理人員 的更換都是國內外證券市場和管理學研究的一項重要內容，因為它是股東或董事會 做出的重要決策之一，并被作為約束經理人行為的重要機制。會計信息作為企業產 出的替代變量，在高級管理人員的更換過程中起到了什么作用呢？董事會在決定更 換管理者時是否會參考會計信息，即低劣的會計業績是否會導致管理者的更換。因 為不稱職的管理者滯留在公司中被認為是最嚴重的代理問題，所以在管理者的更換 決策中更能凸顯會計信息的管理契約有用性。
本章主要側重于從高管更換的角度檢驗會計信息管理契約有用性，并進一步研 究政府干預、法律環境、市場化程度、儒家文化對會計信息高管更替有用性的影響。
5.1理論分析和研究假說
5.1.1會計信息與與高管更替
會計信息不僅在高管薪酬契約的締結過程中發揮作用，而且在高管薪酬契約的 履行過程中也發揮作用。在決定高管變更的因素中，公司績效是最關鍵的變量。針 對這一假說較早的經驗研究是Coughlan和Schmidt(1985)[132]以及Warner等(1988) [133]，這兩篇文獻研究發現，高管非常規離任與公司股票回報顯著負相關。但股價不 僅反映了對高管繼續留任的預期，也反映了高管變更的預期，因而用股價或股票回 報作為公司績效來觀察其對高管變更的作用具有內生性。而會計業績更恰當地衡量 了公司高管治理公司的能力，因此基于歷史成本的會計盈余信息在更換管理層的決 策中更有用。與股票業績相比，董事會在決定CEO去留的決策時更看重會計業績。
會計業績是公司高管能力和努力最顯著的標志，業績不佳說明管理層沒能使企 業價值最大化，應該作為公司更換高管的重要依據。同時會計業績較少受市場噪音 的干擾，而以董事會為核心的公司內部控制系統能夠較好地辨別會計業績的真實性， 因此也更依賴于會計業績來衡量企業業績和高管的能力。因此提出 H1：
H1：在其他條件相同的前提下，上市公司的會計業績與高管更換的概率負相關。
5.1.2政府干預、會計信息與高管更替
若企業的經營目標并非會計業績，尤其對于受到較強政府干預的國有企業來說， 許多政府目標要靠企業來實現，如此一來業績往往就不會成為度量評價經理的主要 指標。事實上，我國國有企業經營者的聘任往往由政府決定，解聘的理由也可能會 多種多樣，比如沒有完成規定的稅收任務，或未滿足政府對就業和社會穩定的要求 等。甚至還有可能會出現這種情況，即經理解聘往往也可能是由于企業業績太好， 這類公司的高管人員被更換的原因可能是政府官員在尋租，通過更換為關系密切的 人控制好的公司，或者是企業經理得到了提拔而去擔任較高的行政職務。政府干預 的另外一種結果是企業有大量政策性負擔，承擔了更多的社會責任，如為政府緩解 就業壓力、環境保護、公益事業。近些年來，企業應該承擔社會責任越來越成為共 識，利益相關者理論逐漸替代股東至上理論成為評價高管的依據，即高管應該向利 益相關者負責，而不是僅僅對股東負責，高管變更的判斷標準逐漸從會計業績向綜 合業績轉變。因此，政府干預將導致評價高管標準的多元化。基于以上分析提出 H2：
H2：在其他條件相同的前提下，政府干預越強地區的公司，會計業績與高管更 換概率的負相關性越弱。
5.1.3法律環境、會計信息與高管更替
法律環境會影響高管更替。國家法律環境的改善，促進了企業主體的行為更加 規范，人們的法律意識越來越強，法律規范的內容越來越具體和細致。這些將導致 企業做出變更高管的決策越來越謹慎。因為高管相對企業是弱勢群體，如果高管被 更換，企業面臨高管訴訟的可能性會隨著法律環境的改善而提高。企業承擔法律相 關的成本和辭退成本會大大增加。另一方面，隨著法律環境的完善，企業必須拿出 更加充分的依據才能做出更換高管的決策，這也提高了只因業績不佳就辭退高管的 決策難度。基于以上分析，提出 H3：
H3：在其他條件相同的前提下，法律環境越完善地區的公司，會計業績與高管 更換概率的負相關性越弱。
5.1.4市場化程度、會計信息與高管更替
市場化程度會影響高管更替。一是隨著市場化程度的提高，企業競爭環境更加 激烈，企業經營受到外部的干擾會越來越少，會計業績體現高管能力會更加充分， 依據會計業績評價高管受托責任的履行情況會更加準確。如果高管的會計業績差， 據此被辭退的可能性也就更大。二是隨著市場化程度的提高，企業內部治理機制和 外部治理機制將更加有效。從內部治理機制來看，股東大會和董事會將更加高效， 因業績不佳而辭退高管的決策會更容易做出。從外部治理機制來看，媒體的監督機 制也將更加有效［134］，企業為避免因業績不佳而聲譽受損，盡快改變不利的現狀，依 據“替罪羊策略”，辭退高管向外界傳達改善業績的態度是企業愿意做的事情，這 也進一步提高了會計業績與高管更替的相關性。三是隨著市場化程度的提高，經理 人市場以及聲譽機制能夠更好的傳遞高管能力信息，使董事會更容易選擇到優秀的 高管繼任者，這也會提高因會計業績不佳變更高管的概率。基于以上分析提出H4：
H4：在其他條件相同的前提下，市場化程度越高地區的公司，會計業績與高管 更換概率的負相關性越高。
5.1.5儒家文化、會計信息與高管更替
首先，儒家文化評價人的標準更多傾向于道德性。“德才兼備、以德為先”是 儒家的用人觀。儒家選人用人特別重德行。“以德為先”的選用制度提倡領導者要 “篤實躬行”。因此，儒家文化評價人的標準是把過程中的德行放在首位的，而把 經營的結果（會計業績）放在次位的。作為企業高管，工作要勤勉、忠恕、誠信， 即使會計業績有所不佳，但做到了“篤實躬行”，也更可能給予更高的容忍度。
其次，儒家秉承著“德主刑輔、為政以德”的德政觀。股東大會和董事會作為 變更高管的決策機構，“德主刑輔”促使他們不會因為一時的業績不佳就對高管采 用“極刑”，而是“齊之以禮”，期望高管能夠做出改變，東山再起，會給予高管 更多的耐心。
最后，儒家主張“無訟”的法律觀，“聽訟，吾猶人也，必也使無訟乎”。主 張“無訟”，就是強調“以和為貴”，不激化矛盾，避免出現司法糾紛。在法律規 范越來越具體和細致的環境下，做出高管變更的決策遭到當事人訴訟的可能性越來 越高了，這是儒家文化不提倡的。基于以上分析，提出 H5：
H5：在其他條件相同的前提下，儒家文化越強地區的公司會計業績與高管更換 概率的負相關性越弱。
5.2研究設計與描述性統計
5.2.1樣本選擇與數據來源
本研究以2008?2017年滬深A股上市公司為研究樣本。由于金融保險類公司的 財務特征與其他行業的公司存在很大差異，所以研究樣本剔除了金融保險類的上市 公司。剔除了高管由于退休、任期屆滿、健康原因、涉案、結束代理、控股權變動、 完善公司法人治理結構引起的正常變更的公司，剔除了數據缺失的公司。最后樣本 數量為 21 162。
本研究上市公司的會計數據、管理層變更數據和董事會特征數據來源于CSMAR 數據庫；政府干預程度指數、地區市場化程度、法律環境選取了王小魯等(2016) 的相關數據; 儒家文化指數通過手工整理所得。為了消除異常值對結果的影響，對所 有連續變量進行了 1%和99%的Winsorize縮尾處理。數據處理與分析使用STATA16.0 軟件。
5.2.2變量定義
5.2.2.1主要變量
(1)高管變更。在不同的公司組織架構中，尤其是上市公司，董事長與總經理通 常發揮著不同的作用。但當前在我國，上市公司董事長與總經理的職能、角色和定 位尚處于模糊狀態，權力配置也不清楚。在有些公司中董事長占主導地位，而有些 公司則是總經理掌握著企業的實際控制權，較難確定哪個角色在企業經營過程中起 主導作用。因此本文將總經理與董事長的更換都視作高管更換。根據CSMAR數據 庫提供的高層人員變更數據，無論董事長或總經理發生變更時均設啞變量Turnover 等于 1，否則該變量為零。
(2)會計業績。以扣除非正常損益后的凈資產收益率作為反映企業業績、評價努 力程度的核心會計業績指標。由于證券監管機構常常以凈資產收益率作為公司再融 資和退市的考核指標，上市公司具有較強的盈余管理動機，有可能影響該指標的度 量作用。而且，上市公司進行盈余管理的主要手段是針對線下項目的調節，因此， 本文以剔除非正常性損益后的利潤計算的核心凈資產收益率作為度量指標，以此來 降低盈余管理帶來的影響，減少業績噪音。
(3)政府干預程度指數。以王小魯和樊綱(2016)《中國分省份市場化指數報告 (2016)》中“政府與市場的關系”數據作為政府干預程度的替代變量(Gov)。該指 標是相對數值，反映了各地區在全國綜合排名中的相對位置，其取值范圍在0?10 之間，數值越低，代表企業與政府的關系越緊密，政府對企業的影響越大；反之， 指數越高，則代表政府的干預程度越低。如果政企關系指數為 5，則代表該地區與企 業關系緊密程度處于全國中等水平。當政府干預大于樣本中位數時為1，否則為0。 由于王小魯和樊綱(2016)只提供了 2008?2014年的數據，2015?2017年的數據采 用前三年的平均數來估計。具體衡量方法見4.2.2部分。
(4)法律環境。以王小魯和樊綱(2016)《中國分省份市場化指數報告(2016)》中 “市場中介組織的發育和法律制度環境”指數作為法律環境的替代變量(Law)。這
個指數由“市場中介組織發育”“維護市場的法律環境”和“知識產權保護”構成。 由于王小魯和樊綱(2016)只提供了 2008?2014年的數據， 2015?2017年的數據采 用前三年的平均數來估計。
(5)市場化程度指數。本文以王小魯和樊綱(2016)的研究成果《中國分省份市 場化指數報告(2016)》為依據，選取各省(自治區、直轄市)市場化程度指數作為各 地區制度環境的替代變量。該指標是相對數值，反映了各地區市場化程度在全國綜 合排名中的相對位置，其取值范圍在0?10之間，市場化程度越高的地區，相對指 數數值越大。如果市場化指數(Market)為5,則代表該地區市場化程度處于全國中 等水平。當市場化程度大于中位數時為1，否則為0。由于王小魯和樊綱(2016)只 提供了 2008?2014年的數據， 2015?2017年的數據采用前三年的平均數來估計。具 體衡量方法見 4.2.2 部分。
(6)儒家文化。采用基于地理近鄰性的儒家文化度量方式。文化的傳承和發展需 要一定的依托，儒家文化中心的形成和孔廟的修建是弘揚儒家文化的一種形式。孔 廟是傳播儒家文化的場所。因此，可以合理地相信，距離儒家文化中心、孔廟或儒 家學校(書院)遺址越近，企業受儒家文化影響越大。
5.2.2.2控制變量
(1)公司規模(Size)。用公司總資產的自然對數表示。公司規模越大，替換高 管的成本越高，因此預期大公司高管變更的概率越低。
(2)資產負債率(Lev)。具有較高負債比率的公司，債權人參與公司治理的動力 越大，或者公司的經營風險越高，這都將導致高管變更發生，因此預期負債比率與 高管變更概率正相關。
(3)管理層持股比例(Shares)。管理者持股比例越高，說明其在公司各項決策中 的作用越大，也更有能力保護自己，越不容易被替換。因此預期管理層持股比例與 高管變更負相關。
(4)高管年齡(Age)。高管年齡大于或等于60歲時取1,否則取0。一般來說, 高管的年齡越大，越可能被變更。因此預期高管的年齡與高管變更概率正相關。
(5)Ind和Year分別是行業與年度啞變量，控制行業和宏觀經濟波動對高管變更 的影響。
表 5-1 列出了有關變量的詳細含義及衡量方法。
表 5-1 變量含義及衡量方法表
Table 5-1 Variable meaning and measurement method
變量 含義 衡量方法
Turnover1 董事長變更 董事長變更時，Turnover】設定為1，否則為0
Turnover2 總經理變更 總經理變更時，Turnover】設定為1，否則為0
RCEAR 會計業績指標 扣除非經常性損益后的凈利潤/凈資產
Gov 政府干預 啞變量，當政府干預程度大于中位數取 1，表示政府干
預程度低；否則取 0，表示政府干預程度高
Law 法律環境 啞變量，當大于中位數取 1，表示法律環境完善，
為 0，表示法律環境不完善。 否則
Market 市場化指數 啞變量，當大于中位數取 1，表示市場化程度高；
為 0，表示市場化程度低 否則
Conf_200 儒家文化 距離上市公司200公里內孔廟數量
Size 公司規模 總資產的自然對數
Lev 財務杠桿 負債總額/資產總額
Shares 高管持股比例 Shares1為董事長持股比例；Shares2為總經理持股比例
Age 高管年齡 Age1 為董事長年齡， Age2 為總經理年齡。當高管年齡
大于或等于60歲時取1，否則取0
Year 年份啞變量 用來控制宏觀經濟影響
Ind 行業啞變量 用來控制行業因素的影響
5.2.3模型設計
由于作為因變量的高管變更是0-1虛擬變量，為了檢驗H1-H5,建立logistic模 型（5-1）
05厶aw * RCEAR + ^Market + 0?Market * RCEAR +
^8Conf_200 + EqConf_200 * RCEAR + PioAge + PuSize + 陸Leu +
Pi3Shares + 丫 Year + 丫 Ind + £
其中， P 為高管更換的概率；高管變更分為正常變更（退休、任期屆滿、健康原因、 涉案、結束代理、控股權變動、完善公司法人治理結構）和被迫變更（工作調動、 辭職、解聘、個人、其他），由于正常變更與會計業績不具有敏感性，因此，本文 通過觀察高管被迫變更與會計業績的敏感性來考察會計信息在高管變更中的作用。
現有研究對于選擇當期的業績還是選擇滯后一期的業績也有不同觀點，除游家 興等（2007） [135]選擇滯后一期作為自變量外，其他研究均選擇當期業績作為自變量， 即認為當期業績與高管變更的相關性更強。本研究選擇當期業績（RCEAR）作為自 變量，在穩健性檢驗中選擇滯后一期業績（RCEAR—1）作為自變量。參考現有研究， 對以下變量進行了控制：Size為公司規模；Lev為資產負債率;Age為高管年齡;Shares 為高管持股比例；同時控制了年度和行業的影響。
若會計業績與高管變更概率負相關，則卩1應顯著小于0；若政府干預越強地區 的企業會計業績與高管變更概率負相關性越弱，則卩3應顯著大于0;若法律環境越 完善地區的企業會計業績與高管變更概率負相關越弱，則卩5應顯著大于0;若市場 化程度越高地區的企業會計業績與高管變更概率負相關性越強，則卩7應顯著小于0; 若儒家文化越強地區的企業會計業績與高管變更概率負相關性越弱，則卩9應顯著大 于 0。
同時預期卩10應顯著大于0,即高管年齡超過60歲，高管變更的可能性越大；卩11 應顯著小于0,即公司規模越大，高管變更的可能性越小；卩12應顯著大于0,即債權 人參與公司治理的動力越大，高管變更的可能性越大；卩13應顯著小于0,即高管持 股比例越高，高管變更的可能性越小。
5.2.4描述性統計
5.2.4.1高管變更數據分布情況
本文研究中的高管變更數據取自 CSMAR 數據庫，回歸樣本采用了 2008?2017 年的樣本，回歸樣本中高管變更只包含被迫變更，刪去了正常變更。表5-2列示了高 管變更的年度分布數據及比率。
從表5-2可以看出，樣本公司在2008?2017年有董事長變更樣本2 119個，平 均更換比率為10.01%；總經理變更樣本3 125個，平均更換比率為14.77%。
表 5-2 董事長和總經理變更年度分布表
Table 5-2 Annual distribution of chairman's and general managers' turnover
年份 樣本量 董事長變更 總經理變更
變更數量 更換比例 變更數量 更換比例
2008 1367 177 12.95% 232 16.97%
2009 1461 174 11.91% 246 16.84%
2010 1776 198 11.15% 241 13.57%
2011 2049 195 9.52% 303 14.79%
2012 2209 190 8.60% 304 13.76%
2013 2168 233 10.75% 350 16.14%
2014 2159 256 11.86% 356 16.49%
2015 2343 200 8.53% 378 16.13%
2016 2605 241 9.25% 371 14.24%
2017 3025 255 8.43% 344 11.37%
合計 21162 2119 10.01% 3125 14.77%
5.2.4.2主要變量的描述性統計結果和Person相關系數
表5-3 列示了主要變量的描述性統計結果。從表5-3 可以得出，我國上市公司樣 本中董事長年齡均值在51 歲，總經理稍微年輕一些，均值在48歲。董事長持股比 例均值是6.63%，最高的達到了 70.71%；總經理持股比例均值比董事長略低，是4.15%， 最高的也是70.71%。樣本公司的凈資產收益率均值是7.58%，扣除非常損益后的凈 資產收益率均值是5.14%，樣本公司資產的對數均值是21.8070，資產負債率均值是
44.62%。政府干預的均值是 0.565，法律環境的均值是 0.427，市場化程度的均值是
0.417，儒家文化的均值是16.91。
表 5-3 主要變量的描述性統計結果
Table 5-3 Descriptive statistics results for main variables
變量 均值 中值 標準差 極小值 極大值
Turnover1 0.11 0 0.31 0 1
Turnover2 0.15 0 0.361 0 1
RCEAR 0.0514 0.0626 0.1442 -0.7407 0.3660
Gov 0.565 1 0.496 0 1
Law 0.427 0 0.495 0 1
Market 0.417 0 0.493 0 1
Conf_200 16.91 15 9.792 1 59
Age1 51.52 51 6.921 26 85
Age2 48 48 6.312 24 75
Size 21.8070 21.6406 1.2466 19.3830 25.6387
Lev 0.4462 0.4466 0.2210 0.0415 0.9269
Shares1 0.0663 0.0000 0.1343 0.0000 0.7071
Shares2 0.0415 0.0000 0.1079 0.0000 0.7071
表 5-4 列示了主要變量 Pearson 相關系數。從表 5-4 可以看出，董事長變更概率 Turnover1與扣除非經常性損益的凈資產收益率RCEAR顯著的負相關，表明會計業 績越差，董事長變更的概率越高。董事長變更概率Turnover2與Gov*RCEAR、 Law*RCEAR、Conf_200*RCEAR 顯著正相關，與 Market*RCEAR 顯著負相關，從 董事長變更的角度初步判斷H1?H5得到了支持。
同樣的，從表5-4可以得到看出，總經理變更概率Turnover2與扣除非經常性損 益的凈資產收益率RCEAR顯著的負相關。總經理變更概率Turnover2與Gov*RCEAR、 Law*RCEAR、Conf_200*RCEAR 顯著正相關，與 Market*RCEAR 顯著負相關，從 總經理變更的角度初步判斷H1?H5得到了支持。
表 5-4 主要變量的 Pearson 相關系數
Table 5-4 Pearson correlation coefficients of main variables
變量 Turnover1 Turnover2 RCEAR Gov*
RCEAR Law* RCEAR Market*
RCEAR Conf 200 *RCEAR
Turnover1 1
Turnover2 0.2811* 1
RCEAR -0.1062* -0.0649* 1
Gov*
RCEAR 0.0640* 0.0445* 0.7350* 1
Law*
RCEAR 0.0615* 0.0263* 0.5342* 0.3920* 1
Market*
RCEAR -0.0650* -0.0318* 0.5175* 0.3832* 0.8954* 1
Conf_200* rcEar 0.0792* 0.0462* 0.8230* 0.5996* 0.4842* 0.4678* 1
*為在 1%的水平上顯著
5.3實證檢驗結果與分析
5.3.1會計信息高管更替有用性分析
為檢驗會計信息高管更替有用性，以當期會計業績對高管變更進行多元 Logistic
回歸。表5-11列示了檢驗H1的Logistic回歸結果。
表 5-5 檢驗 H1 的 Logistic 回歸結果
Table 5-5 Logistic regression results for testing H1
變量 (1)
Turnover1 (2)
Turnover2
RCEAR -1.5799 -0.8224
(-6.50)*** (-3.64)***
Age -1.7455 -0.4867
(-8.15)*** (-2.33)**
Size 0.0030 -0.0412
(0.10) (-1.62)
Lev 0.6826 0.5946
(3.72)*** (3.86)***
Shares -9.2105 -3.7289
(-11.53)*** (-8.81)***
Constant -1.7851 -1.0209
(-2.80)*** (-1.81)*
Pseudo R-squared 0.0865 0.0226
括號內為z統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
從表 5-5 可以發現，在控制了公司規模、財務杠桿、高管年齡和持股比例后，
RCEAR的回歸系數在董事長變更時是-1.5799,在總經理變更時是-0.8224，且均在 1%的水平上顯著。這表明會計業績越差，高管變更的可能性越高，說明高管薪酬契 約執行過程中，會計信息在高管變更的決策中發揮了顯著的作用，回歸結果支持了 H1 。
在控制變量方面，高管年齡與變更概率負相關且顯著，這與預期的結果不一致， 原因可能如下：超過60歲的高管仍然在崗，意味著高管的經驗更加豐富，管理能力 更強。高管曾經獲得了企業決策層的認可。這樣的高管往往與企業決策層有著更牢 固的信任關系，因此企業決策層對其業績不佳體現了更高的容忍度。與預期的方向 一致，公司規模越大，董事長變更的概率越低，但并不顯著。可能是因為在中國董 事長是真正的“一把手”，也往往是大股東或重要股東。從公司的控制權角度看，董 事長變更更不容易實現。而總經理變更概率與公司規模卻體現出了負相關，意味著 公司規模越大，總經理變更概率越高。可能的原因是公司越大越看重公司的聲譽與 輿論。公司的業績不佳很容易成為外界關注的焦點，為了向外界傳達公司要改變業 績的良好信息，變更高管是很重要的手段，而由于董事長的“一把手”地位，總經理 很容易成為“替罪羊”。與預期結果一致，公司高管持股比例越高，越能保護自己避 免被變更，高管變更的概率就越低。公司財務杠桿越大，則高管變更的可能性越大， 說明中國上市公司在高管變更中，不僅會考慮會計業績的優劣，還會考慮企業財務 風險的大小，當面臨較高的償債壓力時，變更高管成為向外界傳達做出調整改善業 績的一種信號，因此高管變更的概率更高。
5.3.2政府干預對會計信息高管更替有用性的影響分析
為檢驗政府干預對會計信息高管更替有用性的影響，以當期會計業績、政府干 預和它們的交互項對高管變更進行多元 Logistic 回歸。表 5-6 列示了檢驗 H2 的 Logistic 回歸結果。
從表 5-6 可以發現，在控制了公司規模、財務杠桿、高管年齡和持股比例后，
RCEAR的回歸系數在董事長變更時是-1.9847,在總經理變更時是-0.9217,且均具有 顯著性；同時， Gov*RCEAR 的回歸系數在董事長變更時是0.7457，在10%水平上 具有顯著性,而在總經理變更時是 0.1832，方向符合預期，但不顯著，可能的原因是 總經理相對于董事長來說，受到政府干預的影響要小。而董事長作為真正的企業“一 一把手”，受到政府干預的影響比較大。回歸結果基本表明由于政府干預的存在導 致評價高管標準的多元化，而不僅僅依據會計業績，因此，政府干預程度越高，會 計業績與高管變更概率越不相關，H2得到了支持。
表 5-6 檢驗 H2 的 Logistic 回歸結果
Table 5-6 Logistic regression results for testing H2
變量 (1)
Turnover】 (2)
Turnover2
RCEAR -1.9847 -0.9217
(-5.82)*** (-2.88)***
Gov 0.0652 0.0285
(0.61) (0.31)
RCEAR *Gov 0.7457 0.1832
(1.67)* (0.43)
Age -1.7448 -0.4873
(-8.15)*** (-2.34)**
Size -0.0005 -0.0417
(-0.02) (-1.64)
Lev 0.6867 0.5952
(3.74)*** (3.86)***
Shares -9.2268 -3.7303
(-11.54)*** (-8.82)***
Constant -1.8085 -1.0428
(-2.85)*** (-1.85)*
Pseudo R-squared 0.0868 0.0227
括號內為 z 統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
在控制變量方面，財務杠桿、高管持股比例在董事長變更或總經理變更時符號 均符合預期，且在 1%或 5%水平上顯著；公司規模符號符合預期，但不顯著；與預 期不一致，高管年齡仍然負相關且顯著。
5.3.3法律環境對會計信息高管更替有用性的影響分析
為檢驗法律環境對會計信息高管更替有用性的影響，以當期會計業績、法律環 境和它們的交互項對高管變更進行多元 Logistic 回歸。表 5-7 列示了檢驗 H3 的 Logistic 回歸結果。
從表5-7可以發現，在控制了公司規模、財務杠桿、高管年齡和高管持股比例后，
RCEAR 的回歸系數在董事長變更時是-0.0161，在總經理變更時是-0.0107，且均具有 顯著性；同時，Law*RCEAR的回歸系數在董事長變更時是0.0011,不顯著，在總經 理變更時是 0.0072，在 10%的水平上顯著。董事長不顯著可能是作為事實上公司的
掌權者，作出董事長變更會更謹慎，受到法律環境的影響較小。 結果也基本支持了 H3。
表 5-7 檢驗 H3 的 Logistic 回歸結果
Table 5-7 Logistic regression results for testing H3 但總體來說，回歸
(1) (2)
變量 Turnover1 Turnover2
RCEAR -0.0161 -0.0107
(-5.96)*** (-4.37)***
Law 0.0141 -0.0247
(0.20) (-0.41)
Law*RCEAR 0.0011 0.0072
(0.23) (1.71)*
Age -0.0832 -0.4872
(-16.18)*** (-2.34)**
Size 0.1034 -0.0323
(3.40)*** (-1.25)
Lev 0.3691 0.4972
(1.90)* (3.08)***
Shares -9.5290 -3.6937
(-11.85)*** (-8.71)***
Constant 0.1912 -1.2015
(0.29) (-2.10)**
Observations 12,063 12,060
括號內為z統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
在控制變量方面，財務杠桿、高管持股比例在董事長變更或總經理變更時符號 均符合預期，且在 1%或 5%水平上顯著；公司規模對于董事長變更符號符合預期， 且顯著，對于總經理變更不顯著，符號也不符合預期；高管年齡仍然負相關且顯著。
5.3.4市場化程度對會計信息高管更替有用性的影響分析
為檢驗市場化程度對會計信息高管更替有用性的影響，以當期會計業績、市場
化程度和交互項對高管變更進行多元 Logistic 回歸。表 5-8 列示了檢驗 H4 的 Logistic 回歸結果。
從表 5-8 可以發現，在控制了公司規模、財務杠桿、高管年齡和持股比例后，
RCEAR的回歸系數在董事長變更時是-1.6186,在總經理變更時是-0.9779,且均具有 顯著性；同時，Market* RCEAR的回歸系數在董事長變更時是-0.1970,在總經理變 更時是-0.2223，都在 1%水平上具有顯著性，這表明，市場化程度的確影響會計業績 在高管變更中的使用。市場化水平越高，會計業績越能體現高管能力，因會計業績 差而變更高管的概率越高，與研究預期相符。H4得到了支持。
在控制變量方面，財務杠桿、高管持股比例在董事長變更或總經理變更時符號 均符合預期，且在 1%或 5%水平上顯著；高管年齡仍然負相關且顯著。
表 5-8 檢驗 H4 的 Logistic 回歸結果
Table5-8 Logistic regression results for testing H4
變量 (1)
Turnover] ⑵
Turnover2
RCEAR -1.6186 -0.9779
(-5.92)*** (-3.81)***
Market -0.0942 -0.0884
(-1.23) (-1.33)
RCEAR *Market -0.1970 -0.2223
(-3.38)*** (-3.28)***
Age -1.7420 -0.4853
(-8.13)*** (-2.33)**
Size 0.0043 -0.0409
(0.15) (-1.61)
Lev 0.6601 0.5783
(3.58)*** (3.74)***
Shares -9.1537 -3.7007
(-11.46)*** (-8.73)***
Constant -1.7384 -0.9777
(-2.73)*** (-1.73)*
Pseudo R-squared 0.0867 0.0229
括號內為z統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
5.3.5儒家文化對會計信息高管更替有用性的影響分析
為檢驗市場化程度對會計信息高管更替有用性的影響，以當期會計業績、儒家 文化和交互項對高管變更進行多元Logistic回歸。表5-9列示了檢驗H5的Logistic 回歸結果。
從表 5-9 可以發現，在控制了公司規模、財務杠桿、高管年齡和持股比例后， RCEAR 的回歸系數在董事長變更時是-0.0184，在總經理變更時是-0.0106，且均具有 顯著性；同時， Conf_200* RCEAR 的回歸系數在董事長變更時是 0.0001，在總經理 變更時是 0.0001，符號符合預期，但均不顯著性，這表明，儒家文化可能減弱會計 業績與高管變更概率的負相關關系，但影響很小。 H5 不能得到完全支持。
在控制變量方面，財務杠桿、高管持股比例在董事長變更或總經理變更時符號 均符合預期，且在 1%或 5%水平上顯著；高管年齡仍然負相關且顯著，公司規模符 號符合預期，但不顯著。
表 5-9 檢驗 H5 的 Logistic 回歸結果
Table5-9 Logistic regression results for testing H5
變量 (1)
Turnover1 (2)
Turnover2
RCEAR -0.0184 -0.0106
(-4.67)*** (-2.96)***
Conf_200 0.0040 0.0059
(1.29) (2.24)**
Conf_200*RCEAR 0.0001 0.0001
(0.82) (0.53)
Age -0.0829 -0.0546
(-16.12)*** (-12.27)***
Size 0.1049 0.0065
(3.45)*** (0.25)
Lev 0.3508 0.4731
(1.82)* (2.91)***
Shares -9.5197 -3.7027
(-11.87)*** (-8.68)***
Constant 0.0958 0.4838
(0.14) (0.81)
z-statistics in parentheses
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
5.4穩健性檢驗
5.4.1使用滯后一期的的會計業績變量
為了保證研究結果的可靠性，以會計業績滯后一期對高管變更進行多元 Logistic
回歸，表5-10?表5-14分別報告了檢驗H1?H5的Logistic回歸結果。 表5-10的結果與表5-5 的結果一致，滯后一期扣除非經常性損益后的凈資產收
益率在高管變更中起到顯著作用，研究結果依然支持假說 H1。
表5-11 的結果與表5-6的結果一致，政府干預會降低會計業績與高管變更的負 相關性，研究結果依然支持假說 H2。
表5-12的結果與表5-7的結果一致，法律環境會降低會計業績與高管變更的負 相關性，研究結果依然支持假說 H3。
表5-13的結果與表5-8的結果一致，市場化程度越低，會計業績與高管變更的 負相關性越差，研究結果依然支持假說 H4。
表5-10檢驗H1的穩健性測試結果
Table 5-10 Robustness test results for testing H1
變量 (1)
Turnover1 (2)
Turnover2
RCEAR-1 -1.7419 -1.4560
(-6.12)*** (-5.67)***
Age -1.8084 -0.3260
(-7.48)*** (-3.01)***
Size 0.0193 -0.0021
(0.59) (-0.07)
Lev 0.3590 0.5230
(1.72)* (2.96)***
Shares -9.2647 -0.5219
(-10.15)*** (-1.99)**
Constant -1.8689 -1.7547
(-2.57)** (-2.72)***
Pseudo R-squared 0.0821 0.0122
括號內為 z 統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
表5-11檢驗H2的穩健性測試結果
Table 5-11 Robustness test results for testing H2
變量 (1)
Turnover1 (2)
Turnover2
RCEAR-1 -2.2397 -1.6599
(-4.62)*** (-3.82)***
Gov 0.0916 -0.0072
(0.81) (-0.08)
Gov *RCEAR-1 0.7108 0.2968
(1.75)* (0.58)
Age -1.8083 -0.3258
(-7.48)*** (-3.01)***
Size 0.0177 -0.0025
(0.54) (-0.09)
Lev 0.3575 0.5224
(1.71)* (2.96)***
Shares -9.2759 -0.5225
(-10.15)*** (-1.99)**
Constant -1.9342 -1.7406
(-2.67)*** (-2.71)***
Pseudo R-squared 0.0823 0.0122
括號內為 z 統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
表 5-12 檢驗 H3 的穩健性測試結果
Table 5-12 Robustness test results for testing H3
變量 (1)
Turnover1 (2)
Turnover2
RCEAR-1 -0.0220 -0.0158
(-7.06)*** (-5.58)***
Law 0.0181 -0.0426
(0.24) (-0.64)
Law*RCEAR-1 0.0024 0.0044
(0.46) (1.78)*
Age -1.7937 -0.4878
(-7.41)*** (-2.15)**
Size 0.0500 -0.0126
(1.49) (-0.43)
Lev 0.0833 0.2641
(0.38) (1.45)
Share -9.1041 -3.2758
(-9.97)*** (-7.01)***
Constant -2.5059 -1.4435
(-3.41)*** (-2.22)**
括號內為z統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
表5-13檢驗H4的穩健性測試結果
Table 5-13 Robustness test results for testing H4
變量 (1)
Turnover1 (2)
Turnover2
RCEAR-1 -1.7724 -1.7456
(-5.43)*** (-5.89)***
Market -0.0606 -0.1673
(-0.72) (-2.30)**
Market*RCEAR-1 -0.1315 -1.0429
(-0.22) (-1.95)*
Age -1.8058 -0.3199
(-7.47)*** (-2.95)***
Size 0.0201 -0.0015
(0.61) (-0.05)
Lev 0.3438 0.4948
(1.64) (2.79)***
Shares -9.2217 -0.4713
(-10.09)*** (-1.79)*
Constant -1.8360 -1.6611
(-2.52)** (-2.57)**
Pseudo R-squared 0.0822 0.0130
括號內為z統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
表 5-14 的結果與表5-9 的結果一致，儒家文化可能減弱會計業績與高管變更的 負相關性，但影響較小，H5沒有完全獲得支持。
表5-14檢驗H5的穩健性測試結果
Table 5-14 Robustness test results for testing H5
變量 (1) turnover1 (2) turnover2
RCEAR-1 -0.0262 -0.0162
(-5.86)*** (-4.02)***
Conf_200 0.0051 0.0050
(1.46) (1.67)*
Conf_200*RCEAR-1 0.0003 0.0001
(1.36) (0.56)
Age -1.7887 -0.4923
(-7.39)*** (-2.17)**
Size 0.0529 -0.0124
(1.58) (-0.42)
Lev 0.0566 0.2626
(0.26) (1.45)
Share -9.0949 -3.2926
(-10.00)*** (-7.06)***
Constant -2.6274 -1.5491
(-3.56)*** (-2.38)**
Observations 9,542 9,539
括號內為 z 統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
5.4.2使用不同距離標準計算的儒家文化變量
為了提高儒家文化變量的穩健性，遵循古志輝（2015）的衡量方式，采用距離 上市公司300公里內的孔廟數量對儒家文化重新計量，重新對H5進行了檢驗，表 5-15 列示了回歸結果。
從表5-15顯示，在控制了公司規模、財務杠桿、高管年齡和持股比例后，RCEAR 的回歸系數在董事長變更時是-0.0277，在總經理變更時是-0.0168，且均具有顯著性； 同時，Conf_200* RCEAR的回歸系數在董事長變更時是0.0002，在10%的水平上 顯著，在總經理變更時是 0.0001，符號符合預期，但不顯著，這表明，儒家文化減 弱了會計業績與董事長變更概率的負相關性，但影響很小。H5得到了一定的支持。
以上的穩健性檢驗表明研究結果是可靠的。
表5-15檢驗H5的穩健性測試結果
Table 5-15 Robustness test results for testing H5
變量 (1)
Turnover1 (2)
Turnover2
RCEAR-1 -0.0277 -0.0168
(-6.19)*** (-4.15)***
Conf_300 0.0025 0.0029
(1.23) (1.69)*
Conf_300*RCEAR-1 0.0002 0.0001
(1.79)* (0.72)
Age -1.7902 -0.4905
(-7.40)*** (-2.16)**
Size 0.0533 -0.0125
(1.59) (-0.43)
Lev 0.0502 0.2554
(0.23) (1.41)
Share -9.0831 -3.2864
(-9.98)*** (-7.05)***
Constant -2.6159 -1.5391
(-3.54)*** (-2.36)**
括號內為z統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
5.5本章小結
本章側重于從高管更換的角度檢驗會計信息管理契約有用性。首先在理論分析 的基礎上提出了會計業績與高管變更概率負相關以及政府干預、法律環境、市場化 程度、儒家文化對負相關性有影響的研究假設。其次以2008?2017年滬深A股上市 公司為樣本，實證檢驗了會計業績與高管變更概率之間的負相關性和制度環境、文 化環境對負相關性的影響。研究結果表明：會計業績與高管變更概率之間具有顯著 的負相關性，說明高管變更過程中把會計業績作為評價依據，因而會計信息具有高 管變更有用性；政府干預、法律環境、儒家文化會減弱會計信息與高管變更的負相 關性；市場化程度會增強會計信息與高管變更的負相關性。
第6 章 會計信息管理契約有用性與估值有用性的相關性
研究
會計信息在資本市場中主要有兩大作用：估值作用和契約作用。估值作用即投 資者可以利用會計信息對企業價值進行評估，輔助其決策；契約作用即會計信息被 使用在企業各類契約中，降低企業契約成本、提高企業價值。
Ball and Brown(1968)［1］和Beaver(1968) ［2啲研究發現奠定了會計信息的估值作用, Watts and Zimmerman 一系列文章奠定了會計信息的契約作用。此后學術界對會計信 息的估值作用和契約作用進行了豐富的研究，產生了大量的成果，但是關于這兩種 作用之間是否存在關聯的證據卻很少。
Gjesdal (1981)提出了一個基本假設，即決定薪酬權重用于度量績效的激勵信 息可能不同于其估值信息。 他認為組織中會計信息的差異使用表明信息系統在估值 中的排名不需要與用于治理目的的信息系統相一致［136］。 蘭伯特(1993)在這個問題上 進行了擴展，基于單一運營和單周期背景，認為評價企業與評估經理人對公司價值 的貢獻是不一樣的［137］。
上述觀察對于實證會計研究者的意義在于，績效指標的價值相關性和契約有用 性之間的關聯是針對具體情況的，并且在不同的機構中是不同的。 然而，似乎這些 含義可能被誤解為表明價值相關性和契約有用性之間沒有關聯。 布什曼，恩格爾和 史密斯 (2006)研究了一個明顯的例外，他研究了盈余的在薪酬中的權重與盈余在股 票價格中的權重之間的關系。他們表明，估值盈余系數(valuation earnings codfficient) 和薪酬盈余系數(compensation earnings codfficient)是正相關的，并指出，這種相關 性的進一步理論和實證研究在未來仍然是一個有趣的挑戰［138］。基于此，本章研究背 后的主要動機源于類似的愿望，提供估值作用和激勵契約作用之間正相關的證據。
首先，本章將會計信息具體化為“會計盈余”，以中國A股資本市場數據為基礎， 檢驗兩種作用之間是否存在某種關系，為這兩大作用間的關系提供中國的證據。我 們的研究有助于探討會計信息激勵作用與估值作用之間關系的研究。我們的實證結 果證實了 Bushman, Engel and Smith(2006)的研究結果，即盈余的價值相關性越高，盈 余的薪酬敏感度就越高。從一定意義上來說，會計信息的價值相關性也是一種會計 信息的質量特征，這也為高管薪酬契約締結中會計信息質量的影響進行了探索。與 Bushman, Engel and Smith(2006)不同的是，我們還重點考察了高管權力對于這兩大作
用間關系的影響。結果表明會計盈余的價值相關性與會計信息的薪酬契約有用性的 正向關系在高管權力越低的企業中越顯著。
6.1理論分析與研究假說
6.1.1會計信息的估值作用
在 Ball and Brown(1968) [1]和 Beaver(1968) [2]這兩篇開創性會計實證論文產生以 前，會計研究大多采用規范性的研究方法。學者們都是設定一個會計目標，以此來 提出相應的政策建議。所以會計理論的前提基礎是要有一個大家認可的會計目標。 但事與愿違，當時學者們并沒有就會計目標達到共識，因此，一個大家認可的會計 理論也就不會存在了，由此導致的一個更為嚴重的后果是反映企業財務狀況和經營 成果的會計信息是否有用，會計存在的意義都被質疑了。后來由于Friedman實證經 濟學的提出、Fama資本資產定價模型的提出、Fama et al.事件研究法的提出，為Ball and Brown(1968) [1]和 Beaver(1968) [2啲研究提供了實現路徑。
Ball and Brown(1968) [1]以資本市場為基礎，以 1957年到1965年261 家紐約證 券交易所上市的公司為樣本，以未預期的盈余變動將樣本分為“好消息”和“壞消 息”兩組，來比較兩組樣本對市場的反應，結果發現在盈余宣告日前后的期間，資 本市場確實能對好、壞消息做出反應，并證實盈余信息與股票報酬呈正向關系，其 結果也證實企業的會計信息具有信息含量。
Beaver(1968) [2]研究了盈余的信息含量問題，他是通過考察在盈余公告前后股票 報酬的波動性和交易量實現的。他發現如果會計數據有信息含量，它的發布會改變 投資者對未來股票收益的概率分布的評價，從而使投資者發生買賣行為，造成股票 交易量發生變動，進而導致股票均衡價格產生變動，這樣就說明會計信息是有用的。
Ball and Brown(1968) [1]通過短窗口的事件研究(event study)證明了會計信息是 具有信息含量的，Beaver(1968) [2]通過長窗口的關聯研究(association study)證明了會 計信息能夠捕捉到一段時間內股價變化所包含的部分信息，這兩篇研究奠定了會計 信息估值作用形成的基礎。
歷史上出現的股票定價模型如股利折現模型、現金流折現模型等，它們存在一 個顯著的特點是會計信息沒有被充分地應用到定價當中去。這是很令人別吃驚的。 因為在證券市場上，投資者緊密地關注上市企業的會計年報、季報，對企業盈余的 變化做出強烈的反應。而上市對自己匯報的盈余極為重視，出于不同的目的，企業 進行盈余管理，甚至不惜冒著法律風險操縱企業的利潤。這些現象說明會計信息對 企業的價值評估起著決定性的作用。但是過去的證券定價模型對會計信息的應用十 分有限。Ohlson(1995)[103]以及其后的一系列文章改變了這種現狀。
Ohlson(1995),通過將股利折現模型、凈剩余理論以及線性信息動態模型的結合, 發展出了會計信息剩余收益定價模型，其模型包含賬面價值、異常盈余。這個模型 的發展顯示企業財務報表提供的指標所具備的信息含量以及其在企業估值中的作用 [103]。
此后，學術界圍繞會計數據與股價之間相關性來探討會計數據的信息作用。此 類研究形成了會計信息的價值相關性研究。價值相關性研究產生了兩個方向，一個 方向是為完善會計準則服務的，他們假設會計信息與股價的相關性是準則制定者的 主要目標。 Mary Barth 的一系列研究文獻就是典型代表；第二個方向是以股票估值 為主要目的的，探討會計數據對估值的作用。他們主要研究盈余反映系數(ERC)。 盈余反映系數的研究基于盈余資本化估值模型。Kothari (2001)所討論的以盈余反 映系數研究就是這個方向的典型研究 [139]。
過去40多年來所累積的資本市場研究顯示，會計報告具有信息含量，且盈余信 息反映了一些股價中的信息，所以會計盈余在估價上扮演重要的角色。國內相關研 究也大都發現盈余有解釋報酬的能力。而近年來一些研究的結果顯示，隨著時間推 移，盈余與權益凈值的價值相關性有下降的趨勢。
6.1.2會計信息的契約作用
與 Ball and Brown(1968) [1]和 Beaver(1968) [2]產生環境類似，這兩篇文獻出現不 久之后就產生了 Watts and Zimmerman 的實證會計理論。實證會計理論的產生歸功于 當時一些金融學及經濟學的跨越發展，特別是Jensen and Meckling(1976)提出了 "公 司理論"與Ross(1977)提出了 “激勵理論"。Watts and Zimmerman通過在研究中加 入契約成本，從而發現和證實了會計信息的契約作用。學者們為了研究企業的會計 政策選擇是否具有經濟后果引入了債務成本、薪酬契約成本和政治過程中的游說成 本等。在Jensen and Meckling(1976) “公司理論"后，學者們認為會計政策選擇會直 接影響會計信息，會計信息可以降低企業契約成本，從而影響了企業價值。由此對 會計選擇問題進行了一個全新角度的解釋。契約成本包含很多內容，如交易成本、 代理成本、信息成本、再協商成本、破產成本等，會計信息的契約作用體現在會計 信息的使用能夠降低企業的這些契約成本，從而提升企業價值，其中一個重要的應 用就是高管薪酬契約中對會計信息的利用，即會計信息的激勵作用。
Watts and Zimmerman的實證會計理論的提出將會計作用由估值作用拓展到契約 作用，而其中一個重要的契約就是高管薪酬契約，由此會計信息的激勵作用(高管 薪酬契約)開始被關注。促進高管薪酬契約研究熱潮的是信息經濟學的發展，特別 是委托代理模型的提出。委托代理理論是基于不對稱信息假設下的最優契約解，它 將公司業績衡量指標加入到了這個模型，認為高管薪酬契約應該基于公司績效。一 些實證研究也建立起了高管薪酬與公司績效之間的關系。Holmstrom(1979)在委托代 理框架下提出了 “信息含量條件"(informativeness condition),解決了什么樣的信 息在契約中有價值的問題，奠定了會計信息激勵作用的理論基礎［140］。
過去大量的文獻發現，會計數字已廣泛使用于高管激勵契約中，作為決定管理 者薪酬的基礎，或是作為是否更換管理者的依據。本文之前的研究也證實了這一點。
6.1.3盈余的估值作用與契約作用的關聯性
盈余的估值作用和契約作用的研究一直都是學術界的熱點，但討論它們之間是 否存在某種關系的文獻并不是很多。阿姆斯壯等(2010)指出最近文獻開始關注： 有助于投資者對企業進行定價的信息，是否也有助于股東和董事會用于高管薪酬契 約，以減輕代理沖突［141］。研究者對于估值作用和契約作用相關性的研究有分析式研 究和實證研究兩種方法。國外分析式研究主要有 Paul(1992)［142］、 Lambert(2001)［143］， 在一定的假設前提下，這兩篇文獻都得出會計信息的估值作用和契約作用是無關的。 在他們研究的基礎上，許靜靜、呂長江(2013)認為這兩篇文獻假設“市場能夠正確 預期高管行為或努力程度”過強了，她們在引入了高管風險厭惡及擁有私人信息的前 提假設后，得出了會計信息的治理作用和估值作用之間存在正向相關的結論［57］。許 靜靜、呂長江(2013)也給出了正向關系的原因：通過高管努力的邊際業績衡量指 標與邊際真實價值之間的協方差建立起正向關系的。這個協方差反映了業績衡量指 標與真實企業價值之間同步變化可能性，這表明了會計信息與真實企業價值同步變 化可能性大小影響其在市場估值中的作用及其在激勵契約中的作用，由此兩者之間 建立起了正向關系［58］。許靜靜、呂長江(2013)的結論與實證研究是一致的。 Bushman et al.(2006)［30］、Banker et al.(2009)［31］、許靜靜(2014) ［59］都將會計信息具體化為會計 盈余或現金流，實證結果表明盈余的治理作用與估值作用之間存在顯著的正向關系。
除了以上直接研究兩種作用之間關系之外，我們也可以間接的得出一些結論。 資本市場研究通常假設，會計績效指標可扮演衡量管理者績效的治理作用或評價公 司價值的信息作用。業績衡量是提供某一期間管理者的努力與行動所創造的附加價 值的信息，而有利于評價的信息則需對公司經濟所得或股東財富的變化提供指引。 前者具有簽訂契約的動機，而后者具有評價的動機。Kothari (2001)預期，提供訂約 用途的績效指標與提供評價用途的績效指標之間具有正向的關系［57］。 Francis, Schipper(1999)［144］、Lev, Zarowin(1999)［145］發現近年來的盈余反應系數有下降的趨勢, 國內也有相關的研究，這些都顯示盈余的評價功能趨弱；此外Bushman et al.(1996) ［146］及 Ittner,Larcker(1997) ［11］發現，非財務績效衡量指標的采用已日漸普遍，顯示會 計數字在決定管理者薪酬上的治理功能同樣趨弱。這些趨勢初步反應出盈余的治理 功能與估值功能是呈同向的變化。
在目前的信息社會下，無形資產已成為創造企業價值的重要因素。但無形投資 的支出多以費用化處理，導致盈余信息的價值相關性降低，其中以密集投資無形資 產的新興科技產業為甚。如此一來，管理者當年在無形投資上的努力并無法完全展 現在當期的盈余績效中，而在有效市場下，股價亦受到管理者無法控制的外部因素 所影響，若是提高股份績效的薪酬權數，則管理者承擔的風險也越高。據此，完全 依賴公司股價績效來決定管理者薪酬并不恰當，盈余績效仍為反映管理者努力水準 的基本指標，但由于盈余只能捕捉到高管當期行動對公司長期價值的部分影響，故 依據Bushman et al(2006)的分析，公司若能依據價值盈余敏感性來決定高管薪酬計劃 中盈余的薪酬權數，應可驅使高管在決定努力水準時，將本期行動對公司價值全部 影響的折現值考慮在內，避免短視近利的決策，進而降低代理成本。因此，當盈余 越無法于當期反映高管行為的未來經濟結果時(公司價值盈余敏感性愈低)，董事 會在設定高管薪酬時，會將盈余的薪酬權重降低。所以，高管薪酬盈余敏感性將隨 公司價值盈余敏感性增加而增加，兩者正相關，會計價值盈余敏感性代表會計信息 的價值相關性，會計信息薪酬盈余敏感性代表會計信息薪酬契約有用性，因此提出 第一個假設 H1：
H1：在其他條件下變的情況下，會計信息的價值相關性越高，會計信息薪酬契 約有用性越高。
同時，會計信息價值相關性也是一種會計信息的質量特征，價值相關性與契約 有用性的相關性研究也可以認為是會計信息質量對會計信息薪酬契約有用性的影響 研究。
關于會計信息質量影響高管薪酬契約的相關文獻還是很多的。畢曉方和周曉蘇 (2007)就以盈余可靠性為會計信息質量特征，研究了其對會計信息薪酬契約有用 性的影響［45］。發現具備什么樣的質量特征的會計信息在高管薪酬契約中更具有用性 是這類文獻研究的主要目的。由于容易受到高管的盈余管理和操縱，會計信息的可 靠性、及時性和謹慎性不是很理想的質量特征。但價值相關的會計信息卻可以避免 上述不足，它兼具會計業績和市場業績的優點，可以在高管薪酬契約中發揮更大的 作用。
在高管薪酬契約中以會計業績衡量高管行為是有不足的。一是可能激勵高管對 會計業績進行盈余管理；二是為了滿足薪酬契約的業績條件，高管可能采取更加短 視的經營決策，減少研發支出，放棄長期的正向項目等，這些都是背離投資人的利 益目標，削弱了薪酬契約的激勵效應。
因此，為了克服會計業績的不足，越來越多的公司開始采用股權激勵的方式， 包括限制性股票和股票期權，目的是進一步提高高管薪酬的激勵效應。股權激勵實 質上就是采用市場業績評價高管。但股權激勵也不是完美的，因為股價與高管努力 程度的相關性有時是不如會計業績的。一是股價與高管努力程度的相關性受到資本 市場有效性的影響。如果資本市場不是很有效，股價就不是一個評價高管努力程度 的良好指標。二是即使資本市場是有效的，股價的波動也是有更高噪音的。當采用 會計業績評價高管時，高管往往可以主動進行盈余管理；但當采用股價評價高管時， 高管往往是被動的，因為股價很容易受到宏觀經濟、國際局勢、技術進步等外界因 素的影響，而這些影響因素與高管努力程度無關。三是當出現極端惡化市場環境時， 市場業績就不再具有激勵作用了。比如股價下跌到極低點，期權已無價值，股票期 權就不再具有激勵作用。蘇冬蔚和林大寵(2010)的研究也證實了以上的分析，他 們的研究結果表明股權激勵具有負面的公司治理效應［147］。
基于以上分析，可以認為運用股權激勵這樣的市場業績來評價高管的努力程度， 提高高管薪酬契約的激勵作用，需要有良好的外部環境。同時也不能有了市場業績， 就放棄了會計業績，還需要兩者的互相配合，如設置會計業績條件，只有達到了會 計業績條件才能給予高管股權激勵。
所以，無論是早期的單獨使用會計業績評價，還是后期的市場業績與會計業績 配合評價，會計業績都是必須存在的，由此可見會計業績是高管薪酬契約訂立與執 行的基礎。代表會計業績準確度的會計信息質量自然會影響高管薪酬契約。如果高 管薪酬契約中使用的會計信息具有較高的價值相關性，這種會計信息就融合了會計 業績和市場業績的優點，避免了兩者的不足，即避免了單獨使用會計業績而可能出 現的高管的行為偏離，避免了市場業績對外界環境的高要求。或者說，當市場環境 不好時，高管薪酬契約中采用具有較高價值相關性的會計業績為激勵條款能夠成為 股權激勵計劃的一種替代。
高管薪酬契約中使用較高價值相關性的會計業績作為激勵條款也會受到一些因 素的影響，其中高管權力就是不能忽視的因素。一是高管權力會影響高管薪酬契約 的設計。蘭伯特等（1993）發現美國大型上市公司高管權力與高管薪酬正相關［29］。 吳育輝和吳世農（2010）以治理結構中的“兩職合一”和“持股比例”來衡量高管 權力，也發現了高管權力與高管薪酬呈正相關關系［148］。因此，高管的權力越大，越 有可能設計對自己有利的高管薪酬契約，從而越可能使用與企業價值并不具有相關 性的會計信息作為契約條款。二是高管權力也會影響會計信息的質量。李維安和李 漢軍（2006）的研究表明高管持股與企業業績呈倒U型關系［149］,說明高管的權力越 大，越容易出現塹壕效應；為了防止其不良行為被發現，高管可能會通過盈余管理 或盈余操縱，降低會計信息的透明度，而質量不高的會計信息也會影響其價值相關 性。所以，高管權力越大，越有可能降低會計信息的價值相關性，從而影響其在高 管薪酬契約中的作用。綜合以上分析，提出第二個假說H2：
H2：在其他條件不變的情況下，高管權力越低的企業，會計盈余的價值相關性 與會計信息的薪酬契約有用性正相關越顯著。
6.2研究設計與樣本選擇
6.2.1研究設計
檢驗在前一部分提出的假設的一個直接方法是估計薪酬敏感度和價值相關性指 標，并考察這些指標在橫截面上的關聯性。然而，這種方法存在著一些局限性，特 別是對企業薪酬敏感度指標估計中。比如公司特定薪酬數據的短時間序列，薪酬業 績敏感性時間不變假設的不切實際以及高管變更等問題都會導致在估計企業層面薪 酬績效敏感度時存在實質性噪音。為了解決這些問題，我們遵循先前的會計信息高 管薪酬研究采用橫截面的方法來檢驗我們的假設。
典型的橫截面薪酬績效研究模型將高管年度薪酬作為績效指標以及績效指標與 企業層面控制變量的交互作用的函數，企業層面的控制變量以捕捉跨企業薪酬績效 敏感性的橫截面變化。因此，為了驗證H1和H2,建立模型(6-1)
ln Pay, t = ao + ai RCEAR, t + a2(VR, t * RCEAR, t)
+a3( MPu *VR,t * RCEARi,t) + a4MPi,t * RCEARQ / 、
( 6-1 )
+a5( MPi, t * VRi, t) + aeMPi, t + aVR t + asSize】,t
+ae Levi, t + awTobinQi, t + 工aYear + YaMndk + &, t
模型中的變量含義見表 6-1。
表 6-1 模型(6-1)中的變量定義
Table 6-1 Variables definition in model( 6-1 )
變量 含義 衡量方法
lnPay1 董事長薪酬 董事前三名的薪酬的自然對數
lnPay2 總經理薪酬 高管前三名的薪酬的自然對數
扣除非經常性損益后的凈利
RCEAR 潤 扣除非經常性損益后的凈利潤/期末總資產
VR 會計盈余的價值相關性 根據模型5-2和模型5-3的R2計算
高管權力,MP1為董事持股比 啞變量，當高管持股比例大于中位數時為1，
MP 例，MP2為經理持股比例 表示高管權力大，否則為 0，表示高管權力小
Size 公司規模 公司資產的自然對數
Lev 財務杠桿 負債總額/資產總額
TobinQ 公司成長性 公司的 TobinQ 值
Year 年度 啞變量，以2007年為基組
啞變量，以 C39 計算機、通信和其他電子設備
Ind 行業 制造業為基組
下面將分別說明模型(6-1)中會計盈余價值相關性(VR)、高管權力(MP)
的衡量方法，并說明納入的控制變量的理論依據及其定義。
6.2.1.1會計盈余價值相關性
本文采用Banker et al.(2009)［39］中的做法，即用模型的R2來表示盈余價值相關性。 具體做法為:
首先，估計盈余反應系數的價格模型(6-2)
Pi, t = p0 + piBPSi, t + p.i,t (6-2)
得出每股凈資產BPS對股價P的解釋度，即模型的決定系數Rbps2; 其次，再估計模型(6-3)
Pi, t = y0 + ylEPSi, t + y2BPSi, t + si, t (6-3)
獲得該模型的決定系數Reps2
最后，計算等式：VR = (R2ps - R2ps)/(1 - RIps)^
其中，模型(6-2)和模型(6-3)中的Pi,t、EPSi,t、BPSi,t分別表示第t+1年 4月末的股票收盤價、每股收益和每股凈資產。因為上市公司一般都會在4月末公布 年報，所以選擇 4月末的數據更合理。
6.2.1.2高管權力
用高管持股比例衡量高管權力。MP為啞變量，當高管持股比例大于中位數時為 1，表示高管權力大，否則為 0，表示高管權力小。
為了驗證H1和H2,本研究關注模型(6-1)中的a2, a3大小、符號及顯著性。 a2表示高管權力小時(MP=0),會計盈余價值相關性的提高對會計信息薪酬契約有 用性的影響，根據H2,預計a2顯著大于0。a3表示高管權力大時(MP=1)，會計 盈余價值相關性的提高對會計信息薪酬契約有用性的影響，根據H2,預計a3顯著小 于0。此外，a4表示當高管權力大時與高管權力小時會計信息薪酬契約有用性的差異, 預計應顯著小于 0。
6.2.1.3控制變量
公司規模(Size)。以公司總資產的自然對數衡量。研究表明，公司規模與經營 者薪酬之間具有正向關系，規模對薪酬具有決定作用。較大、更復雜的公司需要雇 用能力較佳的經理人。因此預期公司規模與經營者薪酬正相關。故皿預期符號為正。
負債比率(Lev)。以總負債除以總資產來衡量。在企業合約中，債務融資契約 能有效地緩解管理層代理問題，更好地約束和監督經理；大多數債務契約都備有借 款人遵守的保護性條款，從而能夠有效防止公司經營者薪酬偏高。如Harris and Raviv(2001)就發現經理薪酬與財務杠桿負相關［150］。John and John (1993 )也為債務 水平和經理薪酬之間的負相關關系提供了實證論據［101］。因此預期負債比率與經理薪 酬水平負相關。故預期呦符號為負。
公司成長性或投資機會(TobinQ)。用TobinQ代表公司成長性。公司的成長性越 大，代表公司成長機會越高［11］，這類公司報酬設計包含著對經營者經驗以及能力的 肯定，因此預期TobinQ與經理薪酬水平呈正向關系。故血0預期符號為正。
Ind和Year分別是行業與年度啞變量，控制行業和宏觀經濟波動的影響。
6.2.2樣本選擇與數據來源
本章選擇2008?2017年滬深A股上市公司作為研究樣本。剔除ST公司、金融 業上市公司以及數據不全的公司。由于要估計公司層面的盈余價值相關性，因此， 需要每個公司有10年的數據，即從2008到2017年的全部數據。滿足條件的公司有 928家，整個公司樣本數為9 280。表6-2列示了樣本公司的行業分布。本章所使用 數據來自于CSMAR數據庫，數據處理與分析使用STATA16.0軟件。
表 6-2 樣本公司行業分布
Table 6-2 Industry distribution of sample companies
行業代碼 行業名稱 數量
A 農林牧漁業 18
B 采礦業 32
C13 農副食品加工業 11
C14 食品制造業 9
C15 酒、飲料和精制茶制造業 27
C17 紡織業 17
C18 紡織服裝、服飾業 7
C22 造紙及紙制品業 14
C26 化學原料及化學制品制造業 54
C27 醫藥制造業 70
C29 橡膠和塑料制品業 9
C30 非金屬礦物制品業 25
C31 黑色金屬冶煉及壓延加工業 20
C32 有色金屬冶煉及壓延加工業 20
表6-2續表
行業代碼 行業名稱 數量
C33 金屬制品業 13
C34 通用設備制造業 26
C35 專用設備制造業 32
C36 汽車制造業 35
C37 鐵路、船舶、航空航天和其它運輸設備制造業 19
C38 電氣機械及器材制造業 37
C39 計算機、通信和其他電子設備制造業 65
C40 儀器儀表制造業 2
D 電力、熱力、燃氣及水生產和供應業 59
E 建筑業 32
F 批發和零售業 78
G 交通運輸、倉儲和郵政業 52
I 信息傳輸、軟件和信息技術服務業 26
K 房地產業 69
L 租賃和商務服務業 15
M 科學研究和技術服務業 2
N 水利、環境和公共設施管理業 12
R 文化、體育和娛樂業 9
S 綜合 12
合計 928
6.3實證檢驗結果與分析
6.3.1描述性統計結果
表 6-3報告了模型(6-2)和模型(6-3)主要變量的描述性統計結果。
從表6-3可以發現公司股價的收盤價均值是13.647，中值是10.560，最大值達到
了 413.480，為貴州茅臺(600519)，最小值是1.520，為南鋼股份(600282)。樣
本公司的每股凈資產(BPS)均值是4.265，每股凈收益(EPS)的均值是0.388。
表 6-3 模型(6-2)和模型(6-3)主要變量的描述性統計結果
Table 6-3 Descriptive statistics of major variables of Model(6-2)and Model (6-3)
樣本數 均值 中值 標準差 極小值 極大值 25%分位 75%分
位
P 9280 13.647 10.560 12.705 1.520 413.480 7.080 16.180
EPS 9280 0.388 0.257 0.725 -5.573 17.534 0.083 0.548
BPS 9280 4.265 3.687 2.903 -4.213 60.419 2.513 5.250
表 6-4報告了模型(6-1)主要變量的描述性統計結果。
表 6-4 模型(6-1)主要變量的描述性統計
Table 6-3 Descriptive statistics of major variables of Model(6-1 )
25%分
變量 均值 中值 標準差 極小值 極大值 位 75%分位
lnpay1 14.2484 14.2215 0.8121 12.3523 17.5691 13.7110 14.7694
lnpay2 14.4621 14.4232 0.6876 12.9074 16.4635 14.0125 14.8803
RCEAR 0.0395 0.0427 0.1132 -0.5023 0.2956 0.0054 0.0954
shares1 0.0247 0.0000 0.0784 0.0000 0.6517 0.0000 0.0013
shares2 0.0118 0.0000 0.0491 0.0000 0.5477 0.0000 0.0007
Size 22.8498 22.7167 1.3234 18.3929 28.0356 22.0108 23.6221
lev 0.4947 0.5039 0.2022 0.0370 0.9856 0.3372 0.6569
TobinQ 1.8931 1.3474 1.9349 0.1912 12.7604 0.7282 2.3516
VR 0.2083 0.1317 0.2151 0.0000 0.9198 0.0298 0.3326
表6-4主要變量的描述性統計結果是樣本數據經過了在1%和99%分位數上進行 Winsorize 處理后的結果。
從表6-4可以看出董事薪酬(lnpay1)與經理薪酬(lnpay2)的均值分別為14.2484 和 14.4621，兩者相差不大。而且從均值和中值的比較來看，董事薪酬和經理薪酬基 本符合正態分布。扣除非經常性凈資產收益率(RCEAR)的均值是0.0395，中值為 0.0427,可見這兩個數值并不高。董事的持股比例(shares1)和高管的持股比例(shares2) 的均值分別達到了 2.47%和1.18%。資產負債率(Lev)的均值是49.47%,還是比較 理想的。
表 6-5 是主要變量之間的 Pearson 和 Spearman 相關系數矩陣。 Lnpay1， lnpay2 與RCEAR無論是Pearson相關系數還是Spearman相關系數均顯著大于0。這說明會 計業績在高管薪酬契約中起到了重要作用。
表 6-5 主要變量的 Pearson 和 Spearman 相關系數矩陣
Table 6-5 Pearson and Spearman correlation coefficient matrices for the major variables
lnpay1 lnpay2 RCEAR MP1 MP2 Size lev TobinQ VR
lnpay1 1 0.810** 0.310** 0.262** 0.249** 0.306** -0.064 -0.150** 0.097**
(0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.053) (0.000) (0.003)
lnpay2 0.827** 1 0.356** 0.162** 0.212** 0.380** -0.093** -0.182** 0.069*
(0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.005) (0.000) (0.035)
RCEAR 0.282** 0.316** 1 0.130** 0.093** 0.177** -0.103** 0.067* 0.053
(0.000) (0.000) (0.000) (0.005) (0.000) (0.002) (0.040) (0.106)
MP1 0.270** 0.169** 0.143** 1 0.690** 0.001 -0.102** 0.066* 0.035
(0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.968) (0.002) (0.046) (0.294)
MP2 0.260** 0.218** 0.120** 0.690** 1 0.034 -0.054 0.017 0.009
(0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.301) (0.102) (0.597) (0.792)
Size 0.318** 0.395** 0.138** -0.018 0.026 1 0.496** -0.806** 0.099**
(0.000) (0.000) (0.000) (0.590) (0.435) (0.000) (0.000) (0.003)
lev -0.060 -0.087** -0.184** -0.108** -0.065* 0.466** 1 -0.676** -0.046
(0.068) (0.008) (0.000) (0.001) (0.048) (0.000) (0.000) (0.163)
TobinQ -0.177** -0.183** 0.006 0.004 -0.047 -0.664** -0.475** 1 -0.032
(0.000) (0.000) (0.849) (0.898) (0.149) (0.000) (0.000) (0.326)
VR 0.110** 0.084* 0.056 0.044 0.031 0.099** -0.044 -0.026 1
(0.001) (0.011) (0.089) (0.183) (0.348) (0.002) (0.181) (0.425)
**. 在置信度（雙測）為 0.01 時，相關性是顯著的。
*. 在置信度（雙測）為 0.05 時，相關性是顯著的。
注：右上角是Spearman相關系數，左下角是Pearson相關系數，括號中的數字為顯著性水平p 值。
6.3.2實證檢驗結果
首先對模型（6-2）和模型（6-3）按照時間序列分公司進行回歸，分別得到 928
個Rbps2和Reps2,然后代入等式M = （R2ps - R2ps）/（1 - ^2ps），求出每個公司的
VR。表6-6報告了模型（6-2）和模型（6-3）回歸后得到的盈余反應系數、R2以及
VR的描述性結果。
表6-6模型(6-2)和模型(6-3)得到的盈余反應系數、R2、VR描述性結果
Table 6-6 Descriptive results of surplus response coefficients,R2, VR
from Model( 6-2) and Model ( 6-3)
均值 中值 標準差 極小值 極大值 25%分
位 75%分
位
P1 1.848 1.451 6.093 -105.783 64.901 0.124 3.314
Y1 1.189 0.682 7.003 -114.115 67.985 -0.795 2.548
Y2 7.683 4.034 27.521 -92.882 394.196 -0.733 12.570
Rbps2 0.260 0.195 0.237 0.000 0.934 0.048 0.419
REPS2 0.415 0.401 0.250 0.000 0.975 0.206 0.619
VR 0.208 0.132 0.215 0.000 0.920 0.030 0.333
計算出VR后，對模型（6-1）進行2016年橫截面回歸。表6-7報告了模型（6-1） 的回歸結果。
從表6-7可以發現扣除非經常性損益后的資產收益率的回歸系數顯著大于0，因 變量為董事薪酬的是1.062，因變量為經理薪酬的是1.152，再次驗證了會計信息具 有薪酬契約有用性；價值相關性與會計業績的交互項（VR*RCEAR）的回歸系數是 1.695，在5%的水平上顯著，驗證了會計盈余的價值相關性與激勵契約作用正相關， 會計信息質量越高的企業，會計薪酬敏感性越高， H1 得到支持。表明中國上市公司 高管薪酬契約能夠有效使用具有價值相關性的會計盈余作為契約條款，這能夠有效 的避免高管操縱盈余的缺陷。
表6-8報告了模型（6-1）對H2的回歸結果。
從表6-8可以發現VR*RCEAR的回歸系數表示當高管權力小時（MP=0），會 計盈余價值相關性的提高對會計信息薪酬契約有用性的影響，該回歸系數顯著為正， 表明高管權力低時，會計盈余價值相關性越高，則會計信息的薪酬契約有用性越大； MP*VR*RCEAR的回歸系數表示當高管權力變大時，會計盈余價值相關性對會計信 息薪酬契約有用性的積極作用在下降。回歸結果支持了 H2。另外，MP*RCEAR的 回歸系數顯著為正，表明高管權力增加了薪酬業績敏感度。
表6-7模型（6-1）對H1的回歸檢驗結果
Table 6-7 Regression test results of model (6- 1) on H1
變量 (1)
Lnpay1 (2)
Lnpay2
RCEAR 1.062 1.152
(3.402)*** (4.595)***
VR 0.168 0.061
(1.327) (0.599)
VR*RCEAR 1.695 0.897
(1.782) *** (2.043) ***
Size 0.225 0.251
(8.359)*** (11.661)***
Lev -0.169 -0.107
(-1.105) (-0.873)
Tobinq -0.006 0.026
(-0.346) (1.773)*
Constant 9.309 8.996
(15.001)*** (18.061)***
Adjusted R-squared 0.232 0.31
括號內為 t 統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
表 6-8 模型（6-1）對 H2 的回歸檢驗結果
Table 6-8 Regression test results of model( 6-1 )for H2
變量 (1)
Lnpay1 (2)
Lnpay2
RCEAR 0.673 1.124
(1.752)*** (3.641)***
VR 0.388 0.116
(2.2957) *** (0.803)
VR*RCEAR 1.793 0.89
(1.986) *** (2.146) ***
VR*MP -0.473 -0.118
(-1.957)* (-0.601)
Size 0.219 0.249
(8.318) *** (11.656) ***
Lev -0.106 -0.078
(-0.709) (0.636)
Tobinq -0.001 0.033
(-0.04)*** (2.292)**
MP 0.404 0.182
(5.655)*** (3.098)***
MP*VR*RCEAR -0.484 -0.389
(-1.832) ** (-1.412) *
MP*RCEAR 0.428 0.088
(2.703) *** (2.173) ***
表 6-8（續表）
變量 (1)
Lnpay1 (2)
Lnpay2
Constant 9.16 & 889
(15.039)*** (17.938)***
Adjusted R-squared 0.270 0.324
括號內為 t 統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
6.3.3穩健性檢驗
對假說H1、H2的檢驗，會計盈余價值相關性的估計是重要的，因此采用了年 度行業層面對其重新衡量。
在估計會計信息價值相關性，采用年度行業層面回歸會計信息價值相關性。要
求每年每行業公司樣本量至少20個，否則刪除該年度該行業內所有上市公司樣本。 經過數據匹配和極值處理后，年度公司樣本量為18620，代表10個年度299個觀測。
對這299個觀測分別進行模型6-2和模型6-3的回歸，得到299個年度行業層面的盈 余估值系數。表6-9列示了所有研究樣本公司層面的年度和行業分布。
表 6-9 樣本公司的年度和行業分布
Table 6-9 Annual and industrial distribution of sample companies
行業名稱 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 總計
農林牧漁業 28 29 30 36 39 36 34 36 37 41 346
采礦業 29 33 36 46 52 55 58 63 58 66 496
農副食品加工業 22 25 25 28 34 35 32 33 29 34 297
食品制造業 0 0 0 0 23 22 22 25 28 36 156
酒、飲料和精制茶
制造業 23 25 27 28 29 33 33 33 35 39 305
紡織業 38 38 38 38 39 37 35 33 33 33 362
紡織服裝、服飾業 0 0 0 0 20 28 27 28 27 28 158
造紙及紙制品業 23 24 24 25 24 26 26 24 21 27 244
化學原料及化學制
品制造業 78 97 96 120 139 156 151 143 159 176 1315
醫藥制造業 91 96 106 125 136 136 127 134 142 168 1261
化學纖維制造業 0 0 0 21 24 24 23 0 21 0 113
橡膠和塑料制品業 0 24 26 36 46 52 46 46 46 50 372
表 6-9 續表
行業名稱 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 總計
非金屬礦物制品業 46 55 55 58 60 67 61 66 70 68 606
黑色金屬冶煉及壓
延加工業 26 27 25 26 28 26 26 26 25 26 261
有色金屬冶煉及壓
延加工業 31 35 37 39 46 45 47 49 45 51 425
金屬制品業 0 0 21 33 41 41 42 38 44 47 307
通用設備制造業 32 39 39 59 72 90 84 82 86 101 684
專用設備制造業 50 52 66 86 118 121 108 116 139 158 1014
汽車制造業 35 37 40 50 55 73 70 81 78 85 604
鐵路、船舶、航空
航天和其它運輸設 26 29 30 30 34 28 31 31 30 33 302
備制造業 電氣機械及器材制 造業 51 58 66 90 111 143 142 142 155 169 1127
計算機、通信和其
他電子設備制造業 97 112 116 168 195 201 191 174 202 232 1688
其他制造業 22 24 21 24 26 23 20 27 32 38 257
電力、熱力、燃氣 及水生產和供應業 58 58 62 70 69 75 75 77 82 92 718
建筑業 33 34 39 38 46 59 60 59 67 86 521
表6-10列示了分年度分行業回歸所得的決定系數和VR的描述性統計結果。
表6-10模型(6-2)和模型(6-3)的決定系數和VR的描述性統計
Table 6-10 Descriptive Statistics of decision factors and VR
for Model( 6-2) and Model( 6-3)
均值 中值 極小值 極大值 標準差
Rbps2 0.3443 0.3250 0.0010 0.9550 0.1953
REPS2 0.4342 0.4160 0.0060 0.9810 0.2135
VR 0.1528 0.0959 0.0000 0.8987 0.1678
表 6-11 列示了主要變量的描述性統計結果。
從表6-11可以得出董事薪酬(lnpay1)均值與經理薪酬(lnpay2)均值分別為
13.9050和14.0560，兩者相差不大。
表 6-11 主要變量描述性統計結果
Table 6-11 Descriptive statistics of main variables
均值 中值 標準差 25分位 75 分位
Lnpay1 13.9050 13.9340 0.8163 13.4127 14.4301
Lnpay2 14.0563 14.0617 0.7354 13.5924 14.5232
RCEAR 0.0587 0.0644 0.1274 0.0170 0.1178
MP1 0.1077 0.0001 0.1878 0 0.1428
MP2 0.0604 0.0001 0.1332 0 0.0292
Size 21.9281 21.7525 1.2646 21.0052 22.6455
lev 0.4393 0.4380 0.2154 0.2666 0.6098
TobinQ 2.3517 1.7399 2.1002 0.9618 3.0102
對上述變量在1%和99%分位上進行Winsorize處理。
表6-12列示了主要變量之間的Pearson相關系數以及Spearman相差系數矩陣。 從表6-12可以看出，扣除非經常性損益后的凈利潤(RCEAR)與董事長薪酬 (lnpay_d)、總經理薪酬(lnpay_e)均呈現顯著的正相關，與價值相關性(VR)也 呈現顯著的正相關。高管權力(MP1和MP2)與董事長薪酬(lnpay_d)、總經理薪 酬(lnpay_e)均呈現顯著的正相關，與價值相關性(VR)在Pearson相關系數表現 為負相關。
表6-12 主要變量Pearson相關系數以及Spearman相關系數矩陣
Table 6-12 Pearson correlation coefficients and spearman correlation coefficients matrices
lnpay1 lnpay2 RCEAR VR MP1 MP2 Size lev TobinQ
1 0.853** 0.271** 0.246** 0.217** 0.217** 0.376** -0.007 0.063**
lnpay1 (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.361) (0.000)
0.855** 1 0.271** 0.223** 0.101** 0.140** 0.460** -0.047** 0.098**
lnpay2 (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000)
0.263** 0.255** 1 0.046** 0.172** 0.165** 0.115** -0.158** 0.217**
RCEAR (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000)
0.293** 0.244** 0.049** 1 0.011 0.009 -0.192** -0.088** 0.154**
VR (0.000) (0.000) (0.000) (0.158) (0.212) (0.000) (0.000) (0.000)
0.227** 0.115** 0.167** -0.031** 1 0.807** -0.186** -0.318** 0.268**
MP1 (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000)
0.227** 0.154** 0.159** -0.035** 0.807** 1 -0.156** -0.287** 0.239**
MP2 (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000)
0.378** 0.467** 0.118** -0.150** -0.195** -0.159** 1 0.476** -0.595**
Size (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000)
-0.000 -0.042** -0.241** -0.050** -0.319** -0.289** 0.465** 1 -0.598**
lev (0.971) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000)
0.055** 0.074** 0.129** 0.102** 0.199** 0.176** -0.486** -0.452** 1
TobinQ (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000)
**. 在 1% 水平（雙側）上顯著相關。
左下角為Pearson相關系數，右上角為Spearman相關系數，括號中的數字為顯著性水平p值。
從表6-13可以看出，在不考慮高管權力的情況下，董事長薪酬（lnpay1）和總 經理薪酬（lnpay2）與VR*RCEAR分別在10%和5%的水平上顯著正相關，表明會 計信息價值相關性與會計信息薪酬契約有用性正相關， H1 得到了支持。從表6-14 可以看出，董事長薪酬（lnpay1）與MP*VP*RCEAR在10%的水平上顯著負相關， 總經理薪酬（lnpay2）與MP*VP*RCEAR負相關，但不顯著，基本表明在較大的高 管權力削弱了會計信息價值相關性與會計信息薪酬契約有用性的正相關關系，H2得
到了支持。在對會計信息價值相關性分年度分行業重新衡量后，H1和H2仍然得到 了支持，這說明之前的研究結果是可靠的。
表6-13模型（6-1）對H1的回歸檢驗結果
Table 6-13 Regression test results of Model( (6-1) for H1
(1) (2)
變量 Lnpay1 Lnpay2
RCEAR 0.976 1.414
(2.68)*** (2.993)***
VR 0.037 -0.037
(0.69) (-0.372)
VR*RCEAR 0.125 0.865
(1.575) * (1.658) **
Size 0.009 0.12
(0.883)*** (6.567)***
Lev -0.101 -0.25
(-1.53) (-2.06) **
Tobinq -0.015 0.001
(-1.213) (0.067)
Constant 12.138 10.419
(55.229)*** (25.729)***
Adjusted R-squared 0.99 0.948
括號內為 t 統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
表6-14模型（6-1）對H2的回歸檢驗結果
Table 6-14 Regression test results of Model( (6-1) for H2
(1) (2)
變量 Lnpay1 Lnpay2
RCEAR 0.929 1.012
(1.901)** (1.563*
VR -0.002 -0.103
(-0.034) (0.737)
VR*RCEAR 0.165 0.274
(1.873) ** (1.715) *
VR*MP -0.071 0.155
(-0.470) (0.681)
Size 0.019 0.127
(1.815) * (6.502) ***
Lev -0.086 -0.261
(-1.272) (-2.087) **
Tobinq -0.015 0.000
(-1.223) (-0.019)
MP 0.018 -0.034
(0.502) (-0.559)
MP*VR*RCEAR -2.173 -2.090
(-1.608) * (-0.901)
表 6-14（續表）
變量 (1)
Lnpay1 (2)
Lnpay2
MP*RCEAR 0.144 0.819
(0.291) (0.947)
Constant 11.921 10.306
(50.413)*** (23.983)***
Adjusted R-squared 0.99 0.947
括號內為 t 統計量
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
6.4本章小結
本章在理論分析了盈余的估值作用和契約作用相關性的基礎上，實證考察了會 計信息薪酬敏感性與盈余的價值相關性之間的關系。實證結果發現盈余價值相關性 高的企業，其薪酬敏感性也較高。這也表明，會計信息質量高的企業薪酬敏感性也 高。不僅如此，在研究中考慮了高管權力這一影響因素，結果表明，高管權力低的 企業，價值相關性與薪酬敏感性更強。總體而言，本章的研究結果表明，績效指標 的價值相關性在激勵合同目的的會計績效評價中起著重要的作用，高管權力會起到 負向的影響。
第7 章 關于提高會計信息管理契約有用性的政策建議
制度環境與會計信息質量是顯著影響會計信息管理契約有用性的兩大因素，本 文通過實證研究驗證了會計信息在高管薪酬契約和高管變更中的作用，并進一步分 析了政府干預、市場化進程、會計信息價值相關性對會計信息管理契約有用性的影 響。
理論研究和實證檢驗會計信息管理契約有用性的目的在于如何有效提高會計信 息管理契約有用性。以下結合之前的理論分析和實證研究結果，從公司治理機制的 完善、宏觀制度建設、提高會計信息質量三個方面，提出若干政策建議。
7.1繼續完善制度環境
在第四章和第五章的實證分析表明，政府干預對會計信息在企業高管薪酬和變 更中的作用有負向影響，市場化進程對會計信息在企業高管薪酬和變更中的作用有 積極影響。會計信息發揮作用要以合適的宏觀制度安排為前提的，這些宏觀制度安 排構成了會計信息發揮契約作用所面臨的制度環境。因此，完善宏觀制度安排是提 高會計信息管理契約有用性的根本保證。
7.1.1繼續推進市場化改革
要進一步完善現代企業制度，進一步優化現代企業治理機制，為會計信息的供 給提供一個完善的制度環境。
要深入推進供給側結構性改革，提高供給體系質量和效率，增強供給結構對需 求變化的適應性和靈活性。一是要培育新市場主體，增加企業組織供給；二是要減 輕企業負擔，降低綜合經營成本；三是要實施價格“雙軌制”改革，培育市場機制； 四是要推進城鎮住房制度改革，釋放增長動能；五是要優化營商環境，降低制度性 交易成本。
要提高資本市場有效性。一是要去除制度障礙，鼓勵上市公司回購注銷本公司 股票；二是要遏制大股東套現減持行為；三是要建立鼓勵上市公司愿意分紅的稅收 政策；四是要扶持資本市場機構投資；五是要建立有效的注冊制度和退市制度；六 是要完善年金制度，充實長期資本來源。
要改善營商環境。一是要改善政府的服務方式。要降低制度成本、提高政府辦 事效率、不斷拓寬準入范圍、加強知識產權保護等；二是要降低企業的運營成本。 要降低企業的稅費成本，用好稅收優惠政策。要降低企業的融資成本，改善融資結 構。要降低企業的物流成本，增強企業的競爭力。要降低要素成本，政府主動作為。 要用好人才紅利，降低勞動力綜合成本。
7.1.2減少政府干預
市場化改革并不是沒有缺陷的，壟斷、經濟外部性、信息不對稱以及公共產品 的生產和供給等問題的存在，均會導致市場失靈。因此，單靠市場機制并不能實現 資源配置的價值最大化，這就需要通過政府干預來彌補和矯正市場失靈，使社會福 利最大化。政府對企業干預，特別是對國有企業進行干預，有助于維護社會穩定、 增加就業和稅收等，這對全社會來說是一種收益。但政府干預導致企業承擔過重的 社會性負擔，對企業來說是一種成本；而且政府干預還導致現代公司治理機制無法 有效地在企業中發揮作用，降低了會計信息在高管薪酬契約與債務契約中的作用， 增加了交易成本。因此，政府不能對企業過度干預，否則會導致企業社會性負擔過 重、公司治理機制扭曲，從而影響社會福利的最大化。政府干預的最優水平是使公 司增加的邊際成本與全社會增加的邊際收益相等。
政府監管和政府控股是政府干預經濟的兩種手段，但政府控股導致的專制成本 更高。考慮到目前我國的經濟體制，在政府對企業直接控股一時難以改革的前提下， 為了使政府干預回歸到最優水平，本文建議，增加政府監管，減少政府因對企業控 股而直接進行行政干預；政府通過制定和實施監管政策和優惠政策，引導和激勵企 業承擔一定的社會性負擔；要提高這一過程的透明度，從而降低隱性干預。通過這 些改革，使企業在締結和履行契約時能夠界定或剔除非市場因素對企業業績的影響， 改善會計信息發揮契約有用性的制度環境。
7.1.3完善法律環境
一是要完善會計信息監管立法。首先要完善企業會計準則。企業會計準則的完 善是提高會計信息質量的重要手段。應該構建以原則為導向的企業會計準則，形成 我國特色的企業會計準則體系。要重新審視企業會計準則國際化趨同的問題，要綜 合我國國情正確處理準則趨同過程中的差異問題。二是要完善會計信息造假的民事 賠償責任，涉及到上市公司的造假行為和會計師事務所的虛假審計報告問題。
二是要建立會計誠信法律體系。提高會計誠信是解決會計信息造假的有效途徑。 目前我國還沒有獨立的會計信息法律法規。應盡快出臺信用評級、信用管理、失信 處罰的法律法規。同時在政府層面要建立相應的信用監管機構。還要實現信用信息 網絡化，建立誠信信息數據庫，實現誠信檔案的建立、更新與查詢。
三是要加強會計信息監管執法。政府各部門要統一協調，避免多頭監管，出現 內部監管沖突，提升執法效率。要提升監管人員素質，創新監管模式，提高執法水 平。
7.2弘揚儒家文化精髓，提高會計信息的治理作用
7.2.1充分發揮儒家文化的積極影響，樹立全面薪酬觀
第四章的實證結果表明儒家文化的道德激勵弱化了以薪酬為主的經濟激勵。道 德激勵與經濟激勵是對立統一的。隨著中國經濟的發展，我國出現了越來越多的物 質豐富的高管。對于他們來說，經濟激勵已經越來越起不到應有的效果了。而高管 們的企業管理行為不僅關系到企業的發展，還會涉及到員工福利、社會穩定等多個 方面。高管的不道德行為可能導致企業喪失競爭力和員工失業下崗，進而引起一系 列的社會問題。
因此，企業不僅要關注對高管的經濟激勵，也要關注對他們的道德激勵，這是 一種全面薪酬觀，它拓展了高管薪酬的概念邊界。全面薪酬是激勵高管的不可忽視 的重要因素。全面薪酬除了基礎性的經濟型薪酬之外，非經濟性薪酬特別是內在薪 酬對于高管更具激勵性，這也符合赫茲伯格的雙因素理論。內在薪酬作為一種非經 濟型薪酬，是作用于內心的激勵因素。第四章的結論顯示，在存在儒家文化傳統的 中國，儒家的天下觀、使命感等要素為高管的內在薪酬提供了豐富而頗具生命力的 內容。與內在報酬相比,普通員工和企業都傾向于注重外在報酬,尤其是經濟薪酬。對 于高管而言，其需求層次普遍地指向自我價值的實現，包括道德境界的提升、天下 觀和使命感的實現等等，這些內容在儒家思想體系眾占有十分明顯的地位。
同時，儒家的“均平”思想也是一種和諧理念，如果高管秉承著這種理念，更有 利于企業避免出現過高的高管職工薪酬差，這樣有利于企業和諧氛圍的營造，提高 企業的凝聚力和向心力。
全面薪酬觀的樹立，為會計信息管理契約有用性提供了發展的思路，會計信息 不僅應該提供現金薪酬的計量，而且將來應該能夠提供內在薪酬的計量，這樣會計 信息管理薪酬契約有用性的內涵和地位將進一步提高。
7.2.2克服儒家文化可能產生的消極影響，樹立全面績效觀
第五章的實證檢驗結果表明儒家文化對于會計信息高管變更有用性有弱化作用。 這可能是“德才兼備、以德為先”的儒家用人觀、“德主刑輔、為政以德”的儒家 德政觀以及“無訟”的儒家法律觀產生的影響。但要注意的是，我們不能據此推斷 認為儒家的用人觀是不對的，德政觀是錯誤的，法律觀就存在問題。我們要用辯證 的觀點對待此問題。“過猶不及”也是《論語》中的經典名句。我們要堅持“德才 兼備、以德為先”的用人觀，但不能在選人用人上過分強調“德”，而全然不顧“才”， 特別對于處于初創期的企業，要生存下去，就要重視有“才”的人。我們要堅持“德 主刑輔、為政以德”的德政觀，不能無視“刑”，“刑”是要起到輔助作用的。我 們要堅持“無訟”的和諧法律觀。但當和諧的代價過高時，我們還是要勇敢的面對 可能出現的法律風險。
堅持“德才兼備、以德為先”的儒家用人觀，就要樹立與之相匹配的全面績效 觀。“才”的評價主要運用經濟績效，會計業績就是典型代表；“德”的評價主要 運用非經濟績效，企業社會責任就是典型代表。所以評價企業高管就應該從經濟績 效和非經濟績效兩個方面考慮，不能只考慮經濟績效。因此，在全面績效的用人評 價標準下，提高會計信息管理契約有用性，就需要擴大會計信息的衡量范圍。目前 企業社會責任的衡量就是一種很好的趨勢。
7.3強化會計信息的價值相關性對管理契約有用性的促進作用
第六章的實證結果表明績效指標的價值相關性在激勵合同目的的會計績效評價 中起著重要的作用，即會計信息的價值相關性對管理契約有用性有促進作用。結合 第三章論述，價值相關性可以表征會計信息質量，能夠推論出高質量的會計信息對 會計信息管理契約有用性有促進作用。所以高質量的會計信息是會計信息管理契約 有用性的基本保障。
7.3.1注重提高會計信息的可靠性
第五至七章的實證結果表明會計信息具有契約有用性，契約有用性是與會計信 息的可靠性相匹配的，可靠性是保證會計信息契約有用性最根本的質量特征。因此 在會計準則的建設中，必須要充分考慮企業契約對會計信息可靠性的基本要求，針 對目前我國會計準則制定現狀，應該做到以下兩點：
7.3.1.1采用原則導向與規則導向相結合的會計準則制定模式
要保證會計信息的可靠性，滿足企業契約的要求，應將這兩種會計準則制定模 式的優點結合起來，形成以原則導向制定會計準則，以規則導向制定會計準則指南 以及會計準則解釋的制定模式。特別避免過多使用規則導向，導致會計準則對經濟 業務規定過細，留有真空地帶，出現“有害的”盈余管理，或者對新業務規范指導不 夠，這些都會降低會計信息可靠性。
7.3.1.2會計準則制定要注意多種計量屬性的可靠性
由于會計準則的國際趨同導致多種計量屬性在財務報告中的運用是不可逆轉的 潮流。2006 年財政部發布的《企業會計準則——基本準則》里規定了六種計量屬性， 即歷史成本、重置成本、可變現凈值、現值、公允價值。其中除了“歷史成本”最符 合可靠性外，其他的計量屬性的可靠性都不高，特別是公允價值。自 2008年以來我 國新修訂的企業會計準則較廣泛地采用了公允價值計量屬性，由于公允價值的客觀 性和可驗證性很難保證，很容易降低會計信息整體的可靠性。鑒于上述情況，要保 證會計信息的可靠性，就要特別關注其他計量屬性的可靠性，制定詳細的可操作的 運用指南。
7.3.2理順會計信息契約有用性和價值相關性之間的關系
第六章的實證結果表明了會計信息契約有用性和價值相關性具有正向關系，意 味著當公司的會計信息在資本市場中的價值相關性越大時，會計信息在薪酬契約中 賦予的權重應該越高。這給了一個完全不同于傳統認識的結論。會計信息契約有用 性強調可靠性，價值相關性強調相關性。長期以來，人們一直認為會計信息的可靠 性和相關性是此消彼長的關系，在會計準則建設中對會計信息的可靠性和相關性的 權衡取舍一直是一個難題。但通過本文的理論分析和實證結論，至少在高管薪酬契 約的角度會計信息的價值相關性是有利于契約有用性的。這是一個偏向于公司層面 的比較結果，簡單來說，在同一個時點，各個公司對會計信息的使用呈現出的關系。 這給了會計準則建設的一個不同的視角，在以后對會計信息可靠性和相關性的取舍 上要結合公司層面的因素來認識。
7.3.3強化外部審計機構作用
7.3.3.1改革外部審計機構的多頭監管制度
建議成立專門機構對上市公司的外部審計機構進行監督。目前，組建資本市場 審計監管機構已成為國際慣例，繼美國、加拿大、澳大利亞、日本和主要歐盟國家 紛紛在資本市場監管機構下或機構內部成立了資本市場審計監管機構。為此，建議 借鑒國外的做法，整合各方資源共同成立資本市場專職審計監管機構，賦予其對于 證券期貨業資格的外部審計機構的注冊權、準則制定權、監督檢查權和處罰權等， 形成集中統一的資本市場審計監管體制，加強審計監管，提高資本市場會計信息質 量。此外，建議制定一份符合我國實際情況的檢查手冊，由該機構針對外部審計機 構的違法行為執行調查并予以嚴懲。
7.3.3.2加大違法外部審計機構和個人的懲罰力度
建議由目前的行政處罰為主，過渡到民事賠償、刑事制裁與行政處罰三者并重。 民事責任殘缺、違規成本過低，是導致當前外部審計師違規的一個關鍵因素。在當 前體系下應強化相關法律責任、加強監管并加大處罰力度民事賠償方面，可借鑒美 國的集團訴訟機制，完善現行共同訴訟方式，規定外部審計機構存在故意和欺詐的 行為，應與上市公司一并對投資人的損失承擔連帶賠償責任，投資者只要能證明公 司報告存在虛假陳述且造成損害就有權通過民事訴訟獲取賠償，而不是以行政處罰 或刑事判決為必要前提。行政責任方面，應與教育相結合，通過處罰方式對外部審 計機構的違法行為進行約束的同時，也要督促其自覺遵守法律、法規和行業規則； 刑事責任方面，目前懲罰力度遠遠不足、刑法的懲戒力非常微弱，建議進行相關立 法，細化相關罰金金額的規定及最高限額，為實際判例提供明確指引，做到有法可 依。加快外部審計機構合伙制的改制步伐，搭建配套機制。
7.3.3.3改進聘任或解聘外部審計機構的程序和信息披露
建立審計委員會聘任外部審計機構的機制。目前，我國現行法律規定上市公司 審計委員會可以提議聘請或更換外部審計機構，但并未強制要求。基于現狀，監管 部門可考慮立法強制要求外部審計機構的聘用、解聘、業務內容和報酬、選聘標準 等事宜應由審計委員會負責，具體包括外部審計機構必須由上市公司審計委員會討 論后提出建議，獨立董事發表意見并經董事會審議后交股東大會通過，大股東或實 際控制人不得指定審計機構。上市公司必須明確對外部審計機構的選聘標準，突出 執業質量、獨立性和誠信記錄等考量因素，并充分考慮外部審計機構的行政處罰的 情形。通過上述要求強化審計委員會和獨立董事應履行的職責，規范選聘審計機構 的決策程序，同時通過明確審計機構的選聘標準，嚴把審計機構的選聘入門關。
細化解聘外部審計師的披露內容和格式。對于審計師變更原因這一重要內容， 應強制要求上市公司進行披露，證監會（局）可考慮對變更審計師的上市公司建立專門 檔案，加強跟蹤管理的力度，并通過與公司高層訪談的形式了解變更的真實原因。 同時，可細化規定外部審計師變更信息的披露時間要求及其他披露內容，包括變更 類型、前后審計意見的變化、審計費用的變化及前后任審計師之間的溝通情況等。 就上市公司更換審計機構的報備要求，目前僅要求上市公司向證監會和中注協備案， 但并未明確報備的具體信息。基于此，可以借鑒美國上市公司向證券監管部門提交 8-K 格式報告的相關規定并結合我國的實際情況，制定類似格式報告，要求上市公司 在變更審計師時必須向證監會等部門或其常設機構提交這種特定格式的報告。
7.3.3.4完善外部審計師與上市公司治理層的溝通機制
建議立法明確外部審計師與治理層的溝通。雖然中國審計準則和證監會的年報 通知對于審計師與治理層特別是審計委員會的溝通有所規定，但中國審計準則的規 定并未明確溝通的方式方法，證監會的年報通知每年更新的情況下缺乏法律效力的 穩定性。在我國上市公司審計大量依賴外部審計的現狀下，有必要在相關法規中將 外部審計對公司治理的重要性和角色予以更加明確，同時強化、細化上市公司審計 委員會、獨立董事和監事會對外部審計的監督職能。例如，可立法賦予審計委員會 以外的獨立董事列席審計委員會會議的權利和義務，并效仿境外立法強制要求上市 公司邀請外部審計師參加董事會或股東大會以接受董事和股東就有關會計信息的問 詢。
加強外部審計師與治理層溝通的頻率和方式。我國香港地區上市公司要出具半 年報，美國上市公司要出具季報，外部審計師與審計委員會每年有3?4次的溝通, 時間分布比較均勻。而目前國內的審計機構與 A 股上市公司的審計委員會的溝通基 本上每年 2 次左右，且多集中在年末和年初，中間的空擋時間很長。在此情況下， 有必要增加外部審計師與獨立董事溝通的頻率，并多樣化其溝通的方式。會計師事 務所也可以積極通過行業培訓、研討會或者其他形式與獨立董事進行非正式的溝通。
7.4完善公司治理機制，有效控制高管權力
從第 6 章的實證結果看，限制高管權力會提高會計信息質量（會計信息價值相 關性）對會計信息管理契約有用性的促進作用。監督高管權力就要充分發揮董事會 和監事會的作用，特別是獨立董事的監督作用，同時也要構建高管行為準則，引導 高管行為規范化。
7.4.1有效發揮獨立董事的監督職能
獨立董事制度是一項重要的公司治理機制，其目的是降低因控制權與所有權分 離而引起的代理成本，因此監督職能是獨立董事的基本職能，而且監督的主要對象 是公司高管。正如法瑪和詹森（1983）所說，獨立董事具有選擇、監督、考核、獎 勵和懲罰企業管理層的資格，其職責是通過減少企業高管和股東之間的沖突，提高 企業的績效［3］。中國證監會于 2001年頒布了《關于在上市公司建立獨立董事制度的 指導意見》（證監發［2001］102 號）（以下簡稱《指導意見》），對獨立董事的任職 資格、獨立性、職責以及董事會成員中獨立董事的比例等作了詳細規定。《指導意 見》規定獨立董事具有對以下事項發表獨立意見的職責：提名、任免董事，聘任或 解聘高級管理人員，公司董事、高級管理人員的薪酬；同時還規定，獨立董事應當 在上市公司董事會下設的薪酬、審計、提名等委員會成員中占有1/2 以上的比例。以 上分析表明，《指導意見》賦予獨立董事監督上市公司高管薪酬的職責，因此，獨 立董事能夠對高管利用過高權力干預高管薪酬契約締結與履行的不合理行為進行監 督。另外，《指導意見》還規定，上市公司聘任的獨立董事中至少應包括一名會計 專業人士這一規定是為了有效提高上市公司會計信息質量。而本文的第五章的實證 檢驗結果表明，會計信息質量會顯著影響會計信息管理契約有用性，因此獨立董事 制度有助于提高會計信息管理契約有用性。
鑒于以上分析，建議應充分發揮獨立董事監督職能，對高管權力進行監督，提 高會計信息契約有用性。
7.4.1.1明晰獨立董事定位，強化獨立董事的監督職能
獨立董事的職責定位是獨立董事履職的基礎，也是決定獨立董事資格的重要前 提。獨立董事首先作為董事會的成員，與其他董事共同參與公司決策，為公司在戰 略咨詢、專業支持、商業判斷決策等方面提供服務。此外，董事會中引入獨立董事 的另一目的在于發揮獨立董事對高管、控股股東、內部控制人等的監督制衡作用， 以更好保障處于弱勢地位的中小股東利益。在中國的實踐中多數上市公司獨立董事 的選聘主要由控股股東負責，而很多控股股東在選擇獨立董事時更多考慮的是讓其 能發揮管理咨詢、戰略顧問、財務法律等專業性工作把關、對外溝通的作用。相對 而言，對獨立董事的監督作用關注不足。針對我國上市公司股權結構普遍一股獨大 和很多高管是由控股股東派出的現實，有必要進一步加強董事會的審計委員會、人 事和薪酬委員會的作用，強化獨立董事在公司財務審計、合規經營、關聯交易、對 外擔保和利潤分配等方面的監督制衡作用，以及在高管任用、考核和激勵方面履行 職責。
7.4.1.2改善獨立董事選聘渠道，為上市公司提供更多的人選來源
我國獨立董事選聘缺乏市場化機制，主要依靠實際控制人、董事會、獨立董事 等通過人際關系來尋找，尤其是二、三線城市和西部地區上市公司普遍存在獨立董 事選聘難的問題。一些上市公司獨立董事身兼數職現象十分普遍。名人獨立董事兼 職多、工作忙，導致履職投入的時間和精力不足。獨立董事主要以專家學者和企業 高管為主。企業更希望選擇會計、法律方面的專家、學者，但選擇面窄，渠道少。
針對獨立董事選聘渠道難的問題，一是建議由相關部門或協會建立全國性的獨 立董事人才庫，搭建統一的獨立董事選聘信息平臺；二是建議相關部門或協會成立 獨立董事專業委員會，由獨立董事專業委員會對獨立董事職業資格進行管理，提供 職業規范，明確評價標準；三是拓寬獨立董事來源，從制度上鼓勵從事投行、PE、 VC等機構投資者的高層次人才，甚至是境外專家加入到獨立董事隊伍。
7.4.1.3改進獨立董事提名機制，增強獨立董事的獨立性
我國現行獨立董事的提名和選聘制度是造成獨立董事諸多問題，特別是獨立性 問題的根源。在現行制度對獨立董事的產生沒有約束的情況下，控股股東和公司管 理層顯然會根據自己的意愿來選聘獨立董事。目前，我國上市公司的獨立董事絕大 多數是由公司“請來”或“拉來”的“人情董事”或“花瓶董事”。
為了增強獨立董事的獨立性，首先要完善細化董事提名制度。一是上市公司推 選董事人選，實行差額選舉。二是增強獨立董事提名的透明度。提名人在提名獨立 董事進須充分說明獨立董事的搜尋途徑、獨立性、履職能力、履職時間安排等，并 要求上市公司對獨立董事候選人情況及提名情況進行公告，讓公眾投資者在股東大 會選舉獨立董事時決策。三是制定關于上市公司獨立董事候選人提名程序的規范性 文件，規范獨立董事提名程序。四是適當限制控股股東提名董事、獨立董事、監事 的比例。
至于由誰來選聘獨立董事的問題，可考慮以下方式之一或組合。一是大股東回 避制。董事會在提名獨立董事人選時，代表第一位、第二位大股東的董事必須回避， 由其他董事提名和確定人選后，提交股東大會進行差額選舉。在股東大會上，第一 位、第二位大股東仍需回避，或者由擁有董事會席位之外的其他股東提出獨立董事 候選人，然后由股東大會差額選舉，并采取累積投票制。二是中小股東提名制。中 小股東提名獨立董事候選人，然后由股東大會差額選舉，這種制度安排有利于避免 大股東控制董事會的傾向。三是董事會提名委員會提名制。可以將獨立董事提名權 單獨授予董事會提名委員會。完善《指導意見》中關于可以提名獨立董事權利主體 的規定，增加兜底條款規定，即除了董事會、監事會和 3%以上股份的股東提名外， 還可以按照上市公司實際情況在公司章程中擴大權利享有主體，如提名委員會等。 四是自律組織提名制。可以由行業協會從建立的獨立董事人才庫中向上市公司推薦 獨立董事，然后由股東大會差額選舉。
7.4.1.4制定上市公司獨立董事行為指引，保障獨立董事知情權，提高履職效果
在強勢控股股東面前，部分獨立董事履職意愿不強、甘當“花瓶董事”。如獨立 董事“異議率”偏低、股東大會出席情況不盡如人意。同時獨立董事的知情權難以保 障，一些控股股東及公司高管向獨立董事“謊報軍情”，并排斥獨立董事閱讀必要的 公司內部文件，導致其獲取的信息不完備、不及時、有虛假成分。以上情況都嚴重 降低了獨立董事的履職效果。
基于以上情況，建議由權威機構出臺上市公司獨立董事工作制度或規定，通過 更加細化的工作規定，進一步明確獨立董事的審議事項、工作流程、職權、義務職 責等，為其履職提供具體參照，以加強獨立董事的職業化和專業化。在獨立董事任 職資格方面，建議建立標準化的、統一的、公開的獨立董事資格管理機制，由專門 的機構負責獨立董事資格考試，將現有的資格認定統一起來，規范管理。此外，鑒 于獨立董事兼職數量過多及履職精力和能力等因素，建議進一步減少獨立董事兼職 數量的最高限。
7.4.1.5完善獨立董事的信息披露制度
完善獨立董事的信息披露制度，尤其加強獨立董事在履職、投票、薪酬等方面 的信息披露，有利于投資者對獨立董事實施嚴格的監督。建議我國制定出臺對獨立 董事履職過程進行信息披露的相關規定。相關規定要特別關注董事參與投票的行為， 在重要會議上的發言等內容。建議對董事對議案的投票情況要分類披露，并逐步完 善獨立董事報酬披露制度，包括在年報中披露獨立董事的薪酬，以及占總收入的比 例，即披露獨立董事對上市公司的經濟利益依賴程度。
7.4.1.6完善獨立董事的激勵機制
獨立董事所承擔的風險與激勵不對等是部分獨立董事履職積極性不高的重要因 素之一。從薪酬體系看，幾乎所有公司對獨立董事都給予了相同的薪酬，并未根據 其參與董事會工作的情況有所差別。薪酬模式僅限于固定津貼，過于單一。要有效 發揮獨立董事對高管權力的監督職能，也需要對獨立董事進行恰當的激勵。
建議從薪酬激勵以及權益保障兩個方面對獨立董事進行激勵。首先，關于獨立 董事的薪酬激勵機制。目前獨立董事的津貼由上市公司支付，當上市公司被公司高 管等內部人所控制時，實際上由公司高管決定獨立董事津貼。可以想象，在這種情 況下，獨立董事很難對高管進行監督。對獨立董事進行薪酬激勵不是單純提高獨立 董事的待遇，關鍵在于保證獨立董事在獲得津貼上的獨立性。建議成立獨立董事協 會，獨立董事的津貼從各上市公司向獨立董事協會交納的基金中支出。另外，建立 獨立董事考核體系，根據其執業能力、專業素質、工作勤勉狀況、所在行業等加以 區別，對獨立董事實行差異化薪酬，考核其績效，靈活制定薪酬政策。針對獨立董 事不同的履職時間和履職效果，支付不同的薪酬。對公司有重大貢獻的獨立董事給 予其獎勵，強化正向激勵。其次，關于獨立董事的權益保障機制。對公司高管進行 積極監督的獨立董事，可能會受到上市公司高管的打擊報復，導致被迫離職。《指 導意見》并沒有對獨立董事的權益保護問題做出相應規定，在相關法規一時難以完 善的情況下，建議要求上市公司披露獨立董事的離職原因，證監會和交易所定期對 各公司獨立董事離職原因進行調查，防止獨立董事遭到公司高管的報復性解聘。
通過以上機制，能夠有效的激發獨立董事的監督作用，對公司高管權力進行有 效監督，降低高管對契約締結與履行過程的干預，提高會計信息的有用性。
7.4.2改進監事會制度
在監督高管權力和提高會計信息質量方面，監事會也應該起到應有的作用，但 目前我國的監事會無論在制度層面還是在具體運行機制方面仍存在諸多問題，一是 監事會相關法規體系不健全，缺乏履職細則；二是獨立性較差，難以發揮監督作用； 三是監事會作用發揮不足，監督流于形式；四是機構不到位，部分中小民營公司監 事會“空心化”；五是監事隊伍難以滿足履職要求。鑒于以上我國監事會存在的問題， 對改進監事會制度提出以下建議：
7.4.2.1引入差異化治理觀念，允許中小板和創業板獨立董事和監事會備選 目前，國際公司治理的演變趨勢已經呈現選擇化和靈活化的趨勢，獨立董事、
監事會不再是公司治理的必備機構，而是治理結構“菜單”的選項之一。我國上市公 司結構和性質日趨多元化，既有傳統經濟模式，也有新型經濟模式；既有一般生產 制造類企業，也有創新驅動類企業；既有高科技生產企業，也有文化服務類企業。 上市公司行業、規模差異較大，情況千差萬別，不同類型上市公司呈現出不同的治 理特色，單一結構的公司治理已經很難適用于所有公司。同時，對于中小板和創業 板公司，由于其規模相對較小、人數相對較少，在建立獨立董事制度后，再設立一 套監事會，會增加公司的治理成本，建議允許中小板和創業板上市公司的獨立董事 和監事會二選一，降低治理成本，把公司治理機構設置的選擇權交給上市公司。
7.4.2.2大力推進外部監事制度，增強獨立性
參照獨立董事做法，大力推廣外部監事，增強監事的獨立性。制定外部監事相 關制度，并對建立外部監事制度做出強制性要求，即對外部監事的內涵、選聘程序、 職能等做出規定，保證外部監事的知情權和話語權。
著力改善股東監事結構，增強監事會的獨立性。由于目前股權監事的來源、專 業性、履職能力等存在較大差異，導致大部分股權監事的監督形式化、工作內部化、 職位下移化，難以發揮監督作用，為增加監事會監督職責，建議著力改變股東監事 結構，增加非控股股東監事的比例，如推動長期機構投資者擔任公司監事，同時擴 大獨立監事在監事會中的比例，充分發揮外部監事的監督作用，使監事會的職能由 目前對企業內部經營管理的監督逐漸“正位”到《公司法》賦予的三會制衡的使命。
7.4.2.3進一步拓寬監督深度和廣度，探索決策評價機制
建議進一步拓展監事會的監督方式和方法，加大監督深度和廣度。鼓勵監事會 在財務檢查、董事和高管行為監督等方面探索建立評價機制，對重大戰略決策的科 學性、合理性及執行結果的有效性進行評估。對重大事項的執行過程進行跟蹤，向 股東大會報告，充分發揮糾偏和監督職能，提高企業規范運作水平。進一步細化工 作制度，探索實施監督的量化評價方法，逐步將評價結果作為財務檢查、董事和高 管行為考評的重要依據。
建議充分發揮外部審計機構在監事會履職中的作用，建立外部審計機構與監事 會的良好溝通機制，借助外部審計力量，通過審計及時發現問題，對企業運行情況、 經營過程實行監督，提高監督的有效性和針對性。
7.4.2.4制定監事會工作指引，進一步明確監事會履職行為 建議出臺上市公司監事會工作相關規定，從制度上保障監事會的工作落到實處。
改變目前監事的履職基本依靠行政職務支撐的工作狀況，從制度上明確監事的工作 途徑、方式和方法，確保其責、權、利相匹配。明確監事會工作機構的建立，及其 對上市公司重大經營活動的監督方式、監督渠道及資源保障等職責，明確監事會成 員應主要列席和參與的重要會議。明確監事獲取信息的渠道和措施，確保監事知情 權得到保障。
7.4.2.5加強監事會機構建設 建議進一步明確監事會在公司治理結構中的監督地位，加強監事會機構建設。
鼓勵建立監事會下設日常工作機構，整合紀監、監察、審計等相關部門的監督合力， 探索設立監事會專門委員會。推動上市公司向全資和控股子公司派駐監事會、對參 股投資企業派駐監事，延伸監督觸角，增強對子公司的監督力度。建議監管部門可 定期組織對上市公司治理結構的執行情況進行監督檢查，其中把監事會的責、權、 利落實情況作為檢查的重點內容之一。
7.4.2.6提高監事履職能力 建議從源頭抓起，規范監事任職資格，選任高素質、高水平的監事。可仿效董 事會秘書資格培訓的做法，設置監事任職資格及后續培訓制度，提升監事履職能力， 提高監事的整體素質。對于外部監事或者獨立監事進行資格認定，比照獨立董事的 做法，實現外部或獨立監事專業化，保證外部或獨立監事的獨立性，充分發揮其監 督作用。對于股東派出監事，比照股東派出董事的做法，保證其充分履職。建議在 實現監事履職的基礎上，對監事實行問責制。明確監事的監督責任和相應處罰措施， 規定監事未履行職責的處罰，加大問責力度，并充分發揮上市公司行業自律組織的 作用，強化外部監督力量。
7.4.3構建高管行為準則
高管權力太大有可能導致高管自定薪酬，或即使業績太差依然能保住職位，不 被更換；從而降低了會計信息在高管薪酬契約中應發揮的作用。為了對權力過高的 高管進行監督，股東可能采取其他替代性的監督機制來替代基于會計信息的薪酬契 約結構，這勢必增加交易成本。因此，建議由政府監管部門出臺上市公司高管行為 準則，對高管的行為進行直接約束。上市公司高管行為準則作為一種公共規則，不 僅能夠降低每個上市公司為監督高管行為而各自采取相應替代性機制的制定和實施 成本，也有利于提高基于會計信息的契約結構在公司治理中發揮更大作用，降低契 約締結時的信息成本、衡量成本和契約履行中的監督成本。也就是說，由政府監管 部門制定上市公司高管行為準則能夠降低交易成本。高管行為準則應對高管的職責、 任職資格等進行規定，特別是要設置禁止高管對公司內部高管監督部門的工作進行 干涉的限制性條款。同時，還應規定上市公司高管違反高管行為準則的法律責任， 以此引導公司高管行為規范化，對公司高管形成威懾，防止權力濫用。
結 論
本文在企業契約理論、產權理論和代理理論的基礎上，提出了會計信息具有管 理契約有用性的基本命題，在重點分析了中國的制度背景下，對會計信息在管理薪 酬契約的締結和履行中的作用進行了實證檢驗，并在此基礎上，進一步考察了會計 信息的價值相關性與契約有用性的相關性。根據理論分析與實證研究結果，提出了 提高會計信息管理契約有用性的政策建議。本文的研究結論主要包括以下三點：
(1)會計業績與高管現金報酬之間具有顯著的敏感性；政府干預少的企業表現出 較高的會計信息高管薪酬有用性；法律環境好的地區表現出較高的會計信息高管薪 酬有用性；市場化程度高的地區表現出較高的會計信息高管薪酬有用性；儒家文化 對會計信息高管薪酬有用性有抑制作用。
(2)會計業績與高管變更概率之間具有顯著的負相關性，說明高管變更過程中使 用了會計業績作為決策依據，因而會計信息具有高管變更有用性。政府干預、法律 環境、儒家文化會減弱會計信息與高管變更的負相關性；市場化程度會增強會計信 息與高管變更的負相關性。
(3)盈余價值相關性高的企業，其薪酬敏感性也較高。這表明會計信息質量高的 企業薪酬敏感性也高。研究同時考慮了高管權力這一影響因素，結果表明高管權力 低的企業，價值相關性與薪酬敏感性更相關。研究結果表明績效指標的價值相關性 在激勵合同目的的會計績效評價中起著重要的作用，高管權力會起到負向的影響。
本文的主要創新點體現在以下四個方面：
(1)基于企業契約理論、產權理論和代理理論，建立了中國制度背景和文化背景 下會計信息管理契約有用性分析的理論框架。
(2)通過理論分析和實證研究發現了正式制度的政府干預、法律環境、市場化程 度和非正式制度的儒家文化對會計信息管理契約有用性具有很強的影響作用，為進 一步完善宏觀制度和文化政策提供了有益的啟示。
(3)通過理論分析和實證研究發現了高管權力的大小對于會計盈余的價值相關性 和會計盈余的薪酬契約有用性的相關性方面具有很強的影響作用，為完善公司治理 機制提供了有益的啟示。
(4)通過理論分析和實證研究，確認了會計盈余的價值相關性對會計信息管理契 約有用性具有積極的影響作用，為會計準則制定中權衡價值相關性和契約有用性提 供了有益的啟示。
由于研究能力、時間和資料的限制，本文在研究內容和研究方法上，還存在一 定的局限：
(1)沒有研究會計信息契約有用性的另一個重要方面即會計信息債務契約有用性， 致使會計信息契約有用性的研究不全面。
(2)在研究會計信息價值相關性和契約有用性的關系時，由于我國上市公司的時 間不足，沒有更多的數據，研究方法受到限制。
(3)對于高管變更原因的分析有待進一步深化。公司披露的數據較為模糊，不利 于深入分析制度背景和文化背景如何影響會計信息對高管變更的作用。
未來的研究可以從以下兩個方面展開：
(1)分析會計信息契約有用性的另一個重要方面，即會計信息債務契約有用性， 重點考慮在中國制度背景和文化背景下的理論分析和實證檢驗。同時，需要進一步 分析會計信息管理契約有用性和債務契約有用性之間的相互影響。
(2)就管理契約而言，包括的內容非常廣泛，未來的研究可以從更寬廣的角度探 討。如對企業內部管理層薪酬差距的分析，非財務指標的使用等。另外，在會計信 息管理契約有用性的研究，還要引入市場績效指標等。
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