一、引言 企业所有权与经营权相分离导致投资者与经营者信息不对称，高管有机会为最大化自己利益而进行盈余管理。为降低高管的道德风险和逆向选择，高管薪酬激励机制应运而生。现存的研究大多集中于CEO薪酬或高管薪酬与盈余管理的关系研究，忽视了CFO在其中的作用。CFO为舶来品，其称谓在我国上市公司中的使用并不统一。根据“财务会计报告由单位负责人、主管会计工作的负责人及会计机构负责人（会计主管人员）签名并盖章”这一法定要求，本文将年度财务报告中披露的“主管会计工作负责人”界定为我国上市公司的CFO。相比CEO，CFO直接掌握公司的财务状况，负责财务报告披露，具有独特的地位。Geiger和North（2006）研究认为，在新的CFO被任命情况下，操纵性应计利润显著降低。Mergenthaler、Rajgopal和Srinivasan（2008）发现在公司基准收益未被满足的情况下，CFO更换几率上升，因此研究CFO薪酬与盈余管理的关系很有价值。目前我国研究CFO薪酬与盈余管理关系的文献较少，本文将集中于房地产行业探索CFO薪酬与盈余管理的关系。
二、盈余管理的度量
众学者对盈余管理的定义不尽一致，但其本质并无相异，即出于各种动机对财务报告净利润进行调整。盈余管理不能被直接观测，只能通过替代的方法来推定它的存在及其程度。现有研究多采用操纵性应计利润作为信号，估计盈余管理行为，常用的方法为应计利润分离法。
权责发生制的会计模式使会计利润分为经营现金流量（Cash from operations，CFO）和应计利润（Total Accruals，TA）两部分，即：
Earnings=TA+CFO
TA=Earnings-CFO
一般认为，经营现金流量易被监控，往往需要真实的经济业务来构造，操控成本高，而应计利润操纵空间大，管理者倾向用应计利润来管理盈余。应计利润将企业正常经营成果与管理者操作结果混为一体，体现管理者操作结果的为操纵性应计利润（Discretionary Accruals，DA），企业的正常业绩则表现为非操纵性应计利润（Non-Discretionary，NDA），即：
TA=DA+NDA
DA=TA-NDA
操纵性应计利润真正体现了盈余被管理的部分。然而，操纵性应计利润不能直接获得，因此，设法求出非操纵性应计利润，用应计利润扣除，盈余管理便可度量。
本文采用横截面修正的琼斯模型，其估计非操控性应计利润的公式如下：
NDAit=α1i/Ait-1+α2i（△REVit-△RECit）/Ait-1+α3iPPEit/Ait-1
式中，NDAit表示经上期期末总资产调整的非操控性应计利润；Ait-1是上期期末总资产；△REVit是t期销售收入和t-1期销售收入的差额；△RECit是t期应收账款和t-1期应收账款的差额；PPEit是t期期末固定资产原值；α1i、α2i、α3i是公司i的特征参数，估计值根据以下公式，运用估计期各项数据通过回归取得：
TAit/Ait-1＝α1i/Ait-1+α2i△REVit/Ait-1+α3i PPEit/Ait-1+εit
式中，α1i、α2i、α3i的OLS估计值，εit为残差项，代表各公司应计利润中操控性应计利润部分。
三、研究设计
（一）研究假设 根据委托代理理论和激励理论，企业两权分离使得投资者与高管之间存在利益冲突，报酬契约被用来激励高管努力工作，降低代理成本。但信息不对称及监督成本的存在使投资者无法确切了解代理人工作努力程度及其能力大小，可用货币计量的会计盈余成为确定薪酬大小的参照物。高管作为理性的经纪人，有动机和条件通过会计政策选择等方式使会计盈余朝着自己希望的数字发展。CFO直接掌控财务报告的编制，更有机会进行盈余管理。因此，本文提出假设H0：CFO薪酬与盈余管理正相关。由于实行股权激励的公司很少（本文样本中只有六家），且比例很低，在此忽略其影响。
（二）变量定义与模型选择 本文研究变量包括被解释变量、解释变量和控制变量。具体变量定义见表1。（1）被解释变量。如前文所述，本文选择可操控性应计利润作为被解释变量，用以衡量盈余管理的程度。 （2）解释变量。CFO薪酬作为解释变量仅指上市公司年报中披露的货币性薪酬。（3）控制变量。除CFO薪酬激励外，其他因素也会影响到盈余管理行为，若不对此加以控制，会导致实证结果的偏差。选取的控制变量包括公司规模、资产负债率、净资产收益率。理由如下：一是公司规模越大，其组织结构越复杂，越具有进行盈余管理的能力。在我国，大规模的公司更易取信于外界，受到政府、银行等机构的信赖与保护，具有进行盈余管理的天然屏障。二是净资产收益率是评价企业自有资本及其累计获取报酬水平的最具综合性与代表性的指标，在企业的综合评价中使用率很高，投资者和监管部门很看重这个指标。公司可能出于配股动机、保牌动机等操纵这个指标。三是负债比率代表了企业的债务风险，衡量企业违约的概率及程度。契约假设认为，越接近违反债务契约条款的公司，为避免违约成本，越有可能将未来盈余转移到现在。
采用多元线性回归模型分析CFO薪酬与盈余管理的关系，构建模型如下：
DA＝β0＋β1LnPAY＋β2LnSIZE＋β3ROE＋β4DEBT＋ε
（三）样本选取与数据来源 本文以2009年沪深两市房地产上市公司为样本，剔除ST、*ST、PT公司、信息披露不完整的公司和CFO当年更换的公司，共取得44家样本公司。数据由上海证券交易所、深圳证券交易所网站披露的年度报告手工整理所得。数据处理和回归分析使用的是EXCEL2003及统计软件spss17。
四、实证过程
（一）描述性统计分析 如表2所示：
从描述性统计结果不难看出，44家上市公司中，平均的主观应计利润为0.08，最高为1.97，说明房地产行业上市公司中存在比较强烈的盈余管理行为并且程度差异较大。CFO薪酬中最低为50000元，而最高为2400000元，相差48倍之巨。44家上市公司中仅有六家授予CFO以各种形式的股权，仅占样本总数的13.64%。
（二）回归分析 主要包括：
（1）模型拟合优度检验。如表3所示：
一般回归分析认为，R Square越接近1，回归方程对样本数据点的拟合优度越高。从表二的拟合优度检验中发现，调整的判定系数R Square为0.083.但其并不影响实证研究的准确性，理由有三：其一，影响盈余管理程度的动机或因素很多，CFO薪酬并不是直接影响主观应计利润的重要部分。其二，样本越大（样本大于30时被认为是大样本），RSquare会相应降低。其三，从国际上截面琼斯模型研究来看，判定系数一般为0.10左右，所以整体来看，效果还不错。
（2）回归系数显著性检验。如表4所示：
在5%的显著性水平下，CFO薪酬水平的sig.值为0.101，没有通过显著性检验，说明CFO薪酬与盈余管理没有显著相关性。显著性水平为10%的情况下，控制变量lnSIZE通过了检验，说明公司规模与盈余管理成正相关。另外两项变量均未通过显著性检验。
五、结论
研究发现，房地产行业上市公司存在盈余管理行为，其程度方向各异，说明其基于不同动机进行盈余管理。然而，CFO薪酬并未表现出与盈余管理呈显著相关性，说明盈余管理行为并不能使其个人收入显著增加。CFO薪酬是高管薪酬的一部分，CFO作为高管中的一员，虽然其直接掌控财务，但其行事或多或少受到CEO及其他高管的限制，增加其为扩大个人利益而进行盈余管理的成本，因而CFO薪酬会表现出与盈余管理不呈显著相关性。
参考文献：
［1］Dechow Patricia M.，Sloan Richard G.，Sweeney Amy P.1995.Detecting Earnings Management. The accounting Review，70
［2］毛洪涛、沈鹏：《我国上市公司CFO薪酬与盈余质量的相关性研究》，《南开管理评论》2009年第12期。
［3］戴云、刘益平：《高管薪酬诱发盈余管理的实证研究》，《工业技术经济》2010年第1期。
［4］吴建华、刘睿智：《上市公司高管薪酬激励与盈余管理实证分析》，《财会通讯》2010年第8期。
（编辑 杜 昌）