蔣佐斌++孫細(xì)燕

【摘 要】 高管薪酬激勵和股權(quán)激勵是上市公司降低代理成本的主要途徑，其治理效應(yīng)備受關(guān)注。文章選擇2010—2012年滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本，實證研究高管激勵機制與會計穩(wěn)健性的關(guān)系。研究結(jié)果表明：我國滬深A(yù)股上市公司整體上存在會計穩(wěn)健性，且穩(wěn)健性特征顯著；高管薪酬激勵機制降低了會計穩(wěn)健性，且其降低效果顯著；隨著高管持股比例的增加，高管股權(quán)激勵與會計穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)，而負(fù)相關(guān)關(guān)系不顯著。研究顯示出，旨在降低代理成本的高管激勵機制，反而增加了高管虛報利潤的可能，降低了會計穩(wěn)健性。

【關(guān)鍵詞】 薪酬激勵； 股權(quán)激勵； 會計穩(wěn)健性

中圖分類號：F272.923；F233 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）12-0039-04

引 言

近年來，國內(nèi)外的財務(wù)丑聞層出不窮，從安然SPE財務(wù)造假到世界通訊會計舞弊，從藍(lán)田股份宣告破產(chǎn)到東方電子造假大白于天下，都揭示了會計信息質(zhì)量的低下。會計穩(wěn)健性作為會計信息質(zhì)量特征之一，不僅是信息使用者的過濾器，更是公司治理機制的重要組成部分。然而，股東與高管利益異質(zhì)性引發(fā)的一系列代理問題，使得基于合約機制下高管激勵機制的設(shè)計與實施成為一種必要?，F(xiàn)存的高管激勵機制有兩種：一是基于業(yè)績的績效薪酬激勵；二是基于剩余索取權(quán)的股權(quán)激勵。為了能獲得績效薪酬，高管往往通過高估資產(chǎn)和收益而低估負(fù)債和損失的手段粉飾報表，導(dǎo)致會計信息穩(wěn)健性的降低。股權(quán)激勵的目的是促使上市公司利益和高管利益趨同，減少代理成本，提高會計穩(wěn)健性。本文采用理論與實證相結(jié)合的方法深入分析了高管薪酬激勵、股權(quán)激勵與會計穩(wěn)健性之間的關(guān)系。

一、理論分析與研究假設(shè)

穩(wěn)健的會計信息表現(xiàn)為及時確認(rèn)損失而不確認(rèn)預(yù)期未證實的收益?，F(xiàn)行的影響會計穩(wěn)健性的公司契約因素主要有股權(quán)激勵機制和薪酬激勵機制。薪酬激勵是上市公司降低代理成本的重要措施，旨在激發(fā)企業(yè)家才能。然而，穩(wěn)健性原則盡管通過延遲基于盈余的高管薪酬的支付而保護(hù)了股東的利益，但由此也引發(fā)管理層進(jìn)行假造賬目、虛增利潤的動機，導(dǎo)致會計穩(wěn)健性的降低。股權(quán)激勵旨在規(guī)避管理層的短視行為，實現(xiàn)高管與股東利益的趨同，實現(xiàn)公司利益的最大化。然而管理層出于自身利益的考慮，使得高管持股產(chǎn)生兩種完全相反的效應(yīng)：利益趨同效應(yīng)和戰(zhàn)壕效應(yīng)。雙重效應(yīng)的存在使得股權(quán)激勵對會計穩(wěn)健性的影響表現(xiàn)為非線性的倒U型關(guān)系。

鑒于我國關(guān)于會計穩(wěn)健性的實證研究歷史較短，會計學(xué)界對于會計穩(wěn)健性的存在性及其動因存在不一致的觀點，許多規(guī)范研究的觀點缺乏經(jīng)驗數(shù)據(jù)的支持，尚有許多問題需要探索。與此同時，會計穩(wěn)健性的存在性是進(jìn)行進(jìn)一步研究的前提。因此，提出假設(shè)：

假設(shè)1：財務(wù)報表對壞消息的反應(yīng)比對好消息的反應(yīng)更及時，即我國整體上存在會計穩(wěn)健性。

根據(jù)管理層薪酬契約，委托人往往會與代理人簽訂薪酬-績效契約，以此實現(xiàn)股東財富最大化的目標(biāo)。然而信息不對稱的存在，使得高管有更多的機會和動機進(jìn)行上行或下行的盈余管理，加快確認(rèn)好消息，推遲確認(rèn)壞消息，使會計穩(wěn)健性降低。因此，當(dāng)高管薪酬契約越相關(guān)，高管的短視行為就越嚴(yán)重，為獲得績效薪酬而進(jìn)行穩(wěn)健性操縱的可能性就越大，代理人與委托人利益背離的程度也就越深。據(jù)此，提出假設(shè)：

假設(shè)2：高管薪酬激勵降低了會計穩(wěn)健性，即高管薪酬激勵與會計穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)。

根據(jù)委托代理理論，高管與股東的利益具有異質(zhì)性，股權(quán)激勵是實現(xiàn)兩者利益趨同的重要途徑?；诶孚呁僬f，擁有剩余索取權(quán)的高管與股東會達(dá)成利益的聯(lián)盟，實現(xiàn)高管與股東利益函數(shù)的趨同，降低代理成本，提高會計穩(wěn)健性。因此，提出假設(shè)：

假設(shè)3：高級管理層持股能提高上市公司的會計穩(wěn)健性，使高級管理層和上市公司的利益趨于一致。

二、研究設(shè)計

（一）樣本和數(shù)據(jù)來源

本文選擇2010—2012年所有滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本，并按以下原則進(jìn)行篩選：（1）剔除金融類上市公司；（2）刪除指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失的樣本觀測值；（3）剔除ST、SST、SST公司；（4）剔除極端值，最終得到3 941個樣本觀測值。財務(wù)數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)來源于CCER經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫，另有部分?jǐn)?shù)據(jù)來自于上市公司年報，經(jīng)手工整理獲得。

（二）變量與模型設(shè)計

本文借鑒Basu（1997）盈余-股票報酬關(guān)系度量法，考慮到我國的實際情況，對其修正后構(gòu)建以下研究模型：

該模型旨在反映會計確認(rèn)收益應(yīng)比確認(rèn)損失需要更高的可實證性，是會計穩(wěn)健性的一種不對稱處理。在有效資本市場中，股票收益率能反映全部的公開信息，因此本文選擇年股票收益率RS作為研究變量。一般而言，當(dāng)RS為正時表示好消息，當(dāng)RS為負(fù)時表示壞消息；α1衡量會計盈余確認(rèn)好消息的及時性，α1+α3衡量會計盈余確認(rèn)壞消息的及時性。因此，α3衡量壞消息超過好消息的增量及時性。根據(jù)穩(wěn)健會計信息的含義，當(dāng)α3顯著大于零，即表明上市公司具有穩(wěn)健的會計信息。在模型中分別加入GC、GX及其交互項后，即可考察高管薪酬、高管持股比例這些高管激勵機制變量與會計穩(wěn)健性的相關(guān)關(guān)系。模型中各變量的具體定義如表1。

三、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

根據(jù)穩(wěn)健性特征可知，穩(wěn)健的會計信息表現(xiàn)為盈余與應(yīng)計項目的負(fù)偏。表2中，我國滬深A(yù)股上市公司EPS/P的均值小于中位數(shù)，這反映出我國上市公司盈余呈現(xiàn)出左偏的現(xiàn)象；與此同時，反映應(yīng)計項目的年股票收益率RS的均值-0.1035大于中位數(shù)-0.2021，表明應(yīng)計項目是右偏的；從描述性統(tǒng)計的角度可以看出，二者負(fù)偏的現(xiàn)象與穩(wěn)健會計信息的基本特征是吻合的。因此可以初步得出結(jié)果，我國滬深A(yù)股上市公司整體上存在著會計穩(wěn)健性。另外，年股票收益率的標(biāo)準(zhǔn)差為0.3922，而年盈余的標(biāo)準(zhǔn)差為0.0435，這表明股票收益率的波動明顯大于盈余的波動。高管持股比例最小值為0，最大值為84.33，其標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到了13.4061，可以看出不同公司對高管持股的激勵措施態(tài)度有較大的不同。高管薪酬的標(biāo)準(zhǔn)差為1.1839，該值明顯小于高管持股比例的標(biāo)準(zhǔn)差，可以看出我國滬深上市公司在高管薪酬方面表現(xiàn)出較為一致的態(tài)度，也驗證了我國上市公司高管薪酬激勵的普遍存在。

（二）回歸分析

檢驗一：整體會計穩(wěn)健性的回歸檢驗

本文采用普通最小二乘法對模型進(jìn)行回歸。通過對滬深A(yù)股上市公司整體會計穩(wěn)健性進(jìn)行回歸，可以看到BASU系數(shù)RS*DR為0.0121，系數(shù)為正且在0.005的顯著水平通過檢驗。因此可以說，滬深兩市對壞消息的反應(yīng)快于好消息即整體存在著會計的穩(wěn)健性。從表3還可以看出，RS在0.05的顯著水平未能通過檢驗，表明了我國正的股票收益率與會計盈余的負(fù)相關(guān)關(guān)系不顯著；盈余對壞消息的反應(yīng)系數(shù)為：-0.0016+0.0121=0.0105，符號為正，說明了盈余對壞消息的反應(yīng)比好消息更及時。整體上，經(jīng)調(diào)整的R2為11.77%，D-W值為1.9592，F(xiàn)值為106.1286，統(tǒng)計值通過檢驗?？傮w來說，我國滬深A(yù)股上市公司存在整體穩(wěn)健性，實證結(jié)果與原假設(shè)相符。

檢驗二：

在模型中，加入了高管薪酬GX以及交互項，檢驗結(jié)果如表4所示：首先，GX*RS*DR的系數(shù)為-0.0102，符號為負(fù)，且在10%的水平上顯著，表明高管薪酬與會計穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)。GX*RS的系數(shù)為-0.0003，符號為負(fù)，表明高管薪酬對會計盈余好消息的列報。GX*RS與GX*RS*DR聯(lián)合測量了高管薪酬對會計盈余壞消息的影響：-0.0003

-0.0102=-0.0105，符號為負(fù)，說明高管薪酬延遲壞消息的確認(rèn)而提前好消息的確認(rèn)。這必然導(dǎo)致會計利潤的虛增，以至于降低會計穩(wěn)健性。

該回歸的結(jié)果與原假設(shè)相符，高管薪酬激勵降低了會計穩(wěn)健性。這個結(jié)果一方面說明了高管薪酬激勵為高管進(jìn)行機會主義報告行為提供便利，造成虛增利潤的短視行為，降低會計穩(wěn)健性；另一方面也說明，會計穩(wěn)健性原則未能提高薪酬激勵機制的執(zhí)行效率，反而滋長經(jīng)理人的機會主義支付行為。

檢驗三：

在模型一中，加入了高管持股比例GC以及交互項，得到模型三，其回歸檢驗的結(jié)果如表5。檢驗結(jié)果表明：GC*RS*DR的系數(shù)為-0.0003，符號為負(fù)，但t值在10%的水平下未能通過顯著檢驗。這說明我國滬深市場高管持股比例與會計穩(wěn)健性存在著負(fù)相關(guān)的關(guān)系，但是這種負(fù)相關(guān)關(guān)系并不顯著。GC*RS的系數(shù)為-0.0002，符號為負(fù)，表明了會計盈余對好消息的反應(yīng)速度為-0.0002。GC*RS和GC*RS*DR聯(lián)合測量了高管持股比例對盈余壞消息的影響：-0.0002-0.0003=

-0.0005<-0.0003，符號為負(fù)，表明在高管持股比例較大的情況下，高管持股比例的增加反而降低了會計穩(wěn)健性。

該研究結(jié)果與前文假設(shè)不符。數(shù)據(jù)顯示，截至2012年12月31日我國滬深A(yù)股上市公司高管持股的比例達(dá)到56.99%，即表明我國上市公司半數(shù)以上的公司都采用了高管持股的激勵政策，但僅有31.87%的上市公司高管持股比例超過20%。可見我國高管持股計劃并未得到廣泛推行，再加上資本市場和監(jiān)管市場不健全以及股東對股權(quán)激勵認(rèn)識不足等原因，導(dǎo)致現(xiàn)行的高管激勵政策成為高管變相增持的牟利工具，隨著高管持股比例的增加會計穩(wěn)健性反而呈現(xiàn)降低的趨勢。

四、結(jié)論

本文基于高管激勵機制視角，采用2010—2012年滬深兩市上市公司數(shù)據(jù)，運用盈余-股票收益率模型與多元回歸的研究方法，實證研究了高管薪酬激勵、股權(quán)激勵與會計穩(wěn)健性的相關(guān)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)：（1）我國滬深A(yù)股上市公司整體上存在會計穩(wěn)健性，且穩(wěn)健性特征顯著；（2）高管薪酬激勵機制降低了會計穩(wěn)健性，且其降低效果顯著；（3）隨著高管持股比例的增加，高管股權(quán)激勵與會計穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)，而負(fù)相關(guān)關(guān)系不顯著。上述結(jié)果表明，通過加強高管激勵無法促進(jìn)高管與股東利益趨同，無法實現(xiàn)代理成本的降低，反而引起了高管戰(zhàn)壕效應(yīng)。

【參考文獻(xiàn)】

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[5] 陳旭東，黃登仕.會計盈余水平與會計穩(wěn)健性——基于分量回歸的探索分析[J].管理科學(xué)，2006（8）： 52-61.

（二）回歸分析

檢驗一：整體會計穩(wěn)健性的回歸檢驗

本文采用普通最小二乘法對模型進(jìn)行回歸。通過對滬深A(yù)股上市公司整體會計穩(wěn)健性進(jìn)行回歸，可以看到BASU系數(shù)RS*DR為0.0121，系數(shù)為正且在0.005的顯著水平通過檢驗。因此可以說，滬深兩市對壞消息的反應(yīng)快于好消息即整體存在著會計的穩(wěn)健性。從表3還可以看出，RS在0.05的顯著水平未能通過檢驗，表明了我國正的股票收益率與會計盈余的負(fù)相關(guān)關(guān)系不顯著；盈余對壞消息的反應(yīng)系數(shù)為：-0.0016+0.0121=0.0105，符號為正，說明了盈余對壞消息的反應(yīng)比好消息更及時。整體上，經(jīng)調(diào)整的R2為11.77%，D-W值為1.9592，F(xiàn)值為106.1286，統(tǒng)計值通過檢驗?？傮w來說，我國滬深A(yù)股上市公司存在整體穩(wěn)健性，實證結(jié)果與原假設(shè)相符。

檢驗二：

在模型中，加入了高管薪酬GX以及交互項，檢驗結(jié)果如表4所示：首先，GX*RS*DR的系數(shù)為-0.0102，符號為負(fù)，且在10%的水平上顯著，表明高管薪酬與會計穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)。GX*RS的系數(shù)為-0.0003，符號為負(fù)，表明高管薪酬對會計盈余好消息的列報。GX*RS與GX*RS*DR聯(lián)合測量了高管薪酬對會計盈余壞消息的影響：-0.0003

-0.0102=-0.0105，符號為負(fù)，說明高管薪酬延遲壞消息的確認(rèn)而提前好消息的確認(rèn)。這必然導(dǎo)致會計利潤的虛增，以至于降低會計穩(wěn)健性。

該回歸的結(jié)果與原假設(shè)相符，高管薪酬激勵降低了會計穩(wěn)健性。這個結(jié)果一方面說明了高管薪酬激勵為高管進(jìn)行機會主義報告行為提供便利，造成虛增利潤的短視行為，降低會計穩(wěn)健性；另一方面也說明，會計穩(wěn)健性原則未能提高薪酬激勵機制的執(zhí)行效率，反而滋長經(jīng)理人的機會主義支付行為。

檢驗三：

在模型一中，加入了高管持股比例GC以及交互項，得到模型三，其回歸檢驗的結(jié)果如表5。檢驗結(jié)果表明：GC*RS*DR的系數(shù)為-0.0003，符號為負(fù)，但t值在10%的水平下未能通過顯著檢驗。這說明我國滬深市場高管持股比例與會計穩(wěn)健性存在著負(fù)相關(guān)的關(guān)系，但是這種負(fù)相關(guān)關(guān)系并不顯著。GC*RS的系數(shù)為-0.0002，符號為負(fù)，表明了會計盈余對好消息的反應(yīng)速度為-0.0002。GC*RS和GC*RS*DR聯(lián)合測量了高管持股比例對盈余壞消息的影響：-0.0002-0.0003=

-0.0005<-0.0003，符號為負(fù)，表明在高管持股比例較大的情況下，高管持股比例的增加反而降低了會計穩(wěn)健性。

該研究結(jié)果與前文假設(shè)不符。數(shù)據(jù)顯示，截至2012年12月31日我國滬深A(yù)股上市公司高管持股的比例達(dá)到56.99%，即表明我國上市公司半數(shù)以上的公司都采用了高管持股的激勵政策，但僅有31.87%的上市公司高管持股比例超過20%?？梢娢覈吖艹止捎媱澆⑽吹玫綇V泛推行，再加上資本市場和監(jiān)管市場不健全以及股東對股權(quán)激勵認(rèn)識不足等原因，導(dǎo)致現(xiàn)行的高管激勵政策成為高管變相增持的牟利工具，隨著高管持股比例的增加會計穩(wěn)健性反而呈現(xiàn)降低的趨勢。

四、結(jié)論

本文基于高管激勵機制視角，采用2010—2012年滬深兩市上市公司數(shù)據(jù)，運用盈余-股票收益率模型與多元回歸的研究方法，實證研究了高管薪酬激勵、股權(quán)激勵與會計穩(wěn)健性的相關(guān)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)：（1）我國滬深A(yù)股上市公司整體上存在會計穩(wěn)健性，且穩(wěn)健性特征顯著；（2）高管薪酬激勵機制降低了會計穩(wěn)健性，且其降低效果顯著；（3）隨著高管持股比例的增加，高管股權(quán)激勵與會計穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)，而負(fù)相關(guān)關(guān)系不顯著。上述結(jié)果表明，通過加強高管激勵無法促進(jìn)高管與股東利益趨同，無法實現(xiàn)代理成本的降低，反而引起了高管戰(zhàn)壕效應(yīng)。

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[5] 陳旭東，黃登仕.會計盈余水平與會計穩(wěn)健性——基于分量回歸的探索分析[J].管理科學(xué)，2006（8）： 52-61.

（二）回歸分析

檢驗一：整體會計穩(wěn)健性的回歸檢驗

本文采用普通最小二乘法對模型進(jìn)行回歸。通過對滬深A(yù)股上市公司整體會計穩(wěn)健性進(jìn)行回歸，可以看到BASU系數(shù)RS*DR為0.0121，系數(shù)為正且在0.005的顯著水平通過檢驗。因此可以說，滬深兩市對壞消息的反應(yīng)快于好消息即整體存在著會計的穩(wěn)健性。從表3還可以看出，RS在0.05的顯著水平未能通過檢驗，表明了我國正的股票收益率與會計盈余的負(fù)相關(guān)關(guān)系不顯著；盈余對壞消息的反應(yīng)系數(shù)為：-0.0016+0.0121=0.0105，符號為正，說明了盈余對壞消息的反應(yīng)比好消息更及時。整體上，經(jīng)調(diào)整的R2為11.77%，D-W值為1.9592，F(xiàn)值為106.1286，統(tǒng)計值通過檢驗?？傮w來說，我國滬深A(yù)股上市公司存在整體穩(wěn)健性，實證結(jié)果與原假設(shè)相符。

檢驗二：

在模型中，加入了高管薪酬GX以及交互項，檢驗結(jié)果如表4所示：首先，GX*RS*DR的系數(shù)為-0.0102，符號為負(fù)，且在10%的水平上顯著，表明高管薪酬與會計穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)。GX*RS的系數(shù)為-0.0003，符號為負(fù)，表明高管薪酬對會計盈余好消息的列報。GX*RS與GX*RS*DR聯(lián)合測量了高管薪酬對會計盈余壞消息的影響：-0.0003

-0.0102=-0.0105，符號為負(fù)，說明高管薪酬延遲壞消息的確認(rèn)而提前好消息的確認(rèn)。這必然導(dǎo)致會計利潤的虛增，以至于降低會計穩(wěn)健性。

該回歸的結(jié)果與原假設(shè)相符，高管薪酬激勵降低了會計穩(wěn)健性。這個結(jié)果一方面說明了高管薪酬激勵為高管進(jìn)行機會主義報告行為提供便利，造成虛增利潤的短視行為，降低會計穩(wěn)健性；另一方面也說明，會計穩(wěn)健性原則未能提高薪酬激勵機制的執(zhí)行效率，反而滋長經(jīng)理人的機會主義支付行為。

檢驗三：

在模型一中，加入了高管持股比例GC以及交互項，得到模型三，其回歸檢驗的結(jié)果如表5。檢驗結(jié)果表明：GC*RS*DR的系數(shù)為-0.0003，符號為負(fù)，但t值在10%的水平下未能通過顯著檢驗。這說明我國滬深市場高管持股比例與會計穩(wěn)健性存在著負(fù)相關(guān)的關(guān)系，但是這種負(fù)相關(guān)關(guān)系并不顯著。GC*RS的系數(shù)為-0.0002，符號為負(fù)，表明了會計盈余對好消息的反應(yīng)速度為-0.0002。GC*RS和GC*RS*DR聯(lián)合測量了高管持股比例對盈余壞消息的影響：-0.0002-0.0003=

-0.0005<-0.0003，符號為負(fù)，表明在高管持股比例較大的情況下，高管持股比例的增加反而降低了會計穩(wěn)健性。

該研究結(jié)果與前文假設(shè)不符。數(shù)據(jù)顯示，截至2012年12月31日我國滬深A(yù)股上市公司高管持股的比例達(dá)到56.99%，即表明我國上市公司半數(shù)以上的公司都采用了高管持股的激勵政策，但僅有31.87%的上市公司高管持股比例超過20%?？梢娢覈吖艹止捎媱澆⑽吹玫綇V泛推行，再加上資本市場和監(jiān)管市場不健全以及股東對股權(quán)激勵認(rèn)識不足等原因，導(dǎo)致現(xiàn)行的高管激勵政策成為高管變相增持的牟利工具，隨著高管持股比例的增加會計穩(wěn)健性反而呈現(xiàn)降低的趨勢。

四、結(jié)論

本文基于高管激勵機制視角，采用2010—2012年滬深兩市上市公司數(shù)據(jù)，運用盈余-股票收益率模型與多元回歸的研究方法，實證研究了高管薪酬激勵、股權(quán)激勵與會計穩(wěn)健性的相關(guān)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)：（1）我國滬深A(yù)股上市公司整體上存在會計穩(wěn)健性，且穩(wěn)健性特征顯著；（2）高管薪酬激勵機制降低了會計穩(wěn)健性，且其降低效果顯著；（3）隨著高管持股比例的增加，高管股權(quán)激勵與會計穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)，而負(fù)相關(guān)關(guān)系不顯著。上述結(jié)果表明，通過加強高管激勵無法促進(jìn)高管與股東利益趨同，無法實現(xiàn)代理成本的降低，反而引起了高管戰(zhàn)壕效應(yīng)。

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