柯添華+徐志萍

【摘要】我國在20世紀90年代首次引進股權(quán)激勵制度，直到2006年《公司法》、《證券法》的完善以及《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》（試行）的發(fā)布，股權(quán)激勵制度開始有所規(guī)范。之后，股權(quán)激勵被越來越多的企業(yè)應用到公司治理中，然而也成為了企業(yè)進行盈余管理的一個有力動機。本文從國內(nèi)外一系列會計丑聞中與股權(quán)相關(guān)的激勵以及盈余管理等方面出發(fā)，隨機選取2014年滬深兩市公布實施股權(quán)激勵方案的100家上市公司為樣本，進行以多元回歸為主要方法的實證分析。根據(jù)實證結(jié)果，所選取的上市公司股權(quán)激勵程度與盈余管理程度顯著正相關(guān)；同時資產(chǎn)負債率和第一大股東持股比例越大，盈余管理的程度也越大；但同時也發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模越大，治理結(jié)構(gòu)越完善，盈余管理的程度就會越小。

【關(guān)鍵詞】盈余管理股權(quán)激勵公司治理一股獨大

資產(chǎn)負債率

【中圖分類號】F275F272

一、研究背景與理論基礎

（一）選題背景與研究意義

由于企業(yè)所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)的分離，在經(jīng)營過程中股東和管理人之間所關(guān)注的重點會有所不同。其中股東的關(guān)注點一直集中在企業(yè)身上，力求通過企業(yè)的獲利或者增值來提升自身收益，而管理者關(guān)注點則始終圍繞著自己的利益。在企業(yè)利益和自身利益出現(xiàn)沖突時，管理者往往會選擇保護自己的利益，對企業(yè)經(jīng)營帶來風險，因此需要通過一些措施的出臺將管理者與企業(yè)緊密聯(lián)系在一起，對管理者的管理行為進行限制。股票期權(quán)激勵制度很早被西方發(fā)達國家廣泛應用作為公司治理的重要部分，通過給予公司管理層一定的股權(quán)比例，使其也能分享企業(yè)的剩余價值，從而盡可能使股東和管理層的價值趨同，減少代理成本，提高經(jīng)營效率。

我國最早的股權(quán)激勵制度相關(guān)案例是1993年萬科提出的管理層股權(quán)激勵方案，之后雖陸續(xù)有相關(guān)方案推出，但由于我國當時的資本市場仍需要進一步完善并缺少相關(guān)推行辦法，許多公司的激勵方案只停留在預案階段并沒有實施。2005年，以政府為主導，大部分上市公司開始了股權(quán)分置改革，優(yōu)化了股權(quán)在市場的流通，為股權(quán)激勵制度的發(fā)展打下了基礎。之后在2006一年的時間里我國相關(guān)部門就該方面的問題發(fā)布了《上市公司股權(quán)激勵管理辦法（試行）》（證監(jiān)公司字〔2005〕第151號），《國有控股上市（境內(nèi)）公司實施股權(quán)激勵試行辦法》（國資發(fā)分配〔2006〕175號）兩個重要文件，對股權(quán)激勵的應用進行了有效的指導。

然而，股權(quán)激勵制度一方面能夠刺激管理層的積極性、提高公司的業(yè)績水平，另一方面由于激勵一般與企業(yè)會計盈余指標掛鉤，管理層為了自身利益的最大化，也可能加大管理層處理會計信息的道德風險。例如大眾所熟知的“安然”、“世通”等會計丑聞中，管理層就被授予了大量股權(quán)，為了追求股價所帶來的利益選擇了隱藏會計信息。由于中小投資者數(shù)量多且分散，信息收集渠道有限以及信息不對稱，無法精確判斷管理層是否進行了盈余管理，再加上一些企業(yè)的公司治理結(jié)構(gòu)仍未完善，因此管理層也有可能通過盈余管理來操縱股價。本文就上述問題，立足于全球發(fā)展情況，搜集了大量的與股權(quán)激勵和盈余管理相關(guān)的信息，并進行了建模研究，利用國內(nèi)相關(guān)上市公司所提供的數(shù)據(jù)，實證分析股權(quán)激勵制度和盈余管理之間是否相關(guān)。

（二）文獻綜述

國內(nèi)外關(guān)于股權(quán)激勵和盈余管理之間的研究主要從兩個大的方面分析，一是理論上對盈余管理的動機進行分析，動機中包括股票期權(quán)的激勵制度；二是通過上市公司數(shù)據(jù)進行實證研究來驗證對兩者關(guān)系的推測和假設。

1.國外方面

首次較為全面的把盈余管理的研究同管理者薪酬激勵聯(lián)系起來的分析來源于Healy（1985）。他提出管理者為了使自己的獎金最大化，會想辦法對會計盈余進行操控，并且當報告的凈利潤處于激勵合約規(guī)定的上下限之間時，管理者會向上調(diào)節(jié)利潤，而當報告凈利潤處于上下限之外時，管理者會向下調(diào)節(jié)利潤。

Jensen，Murphy（1990）①通過研究發(fā)現(xiàn)，管理者薪酬激勵同股東利益之間存在著某種非常微弱的聯(lián)系。后來一些學者研究發(fā)現(xiàn)管理者股權(quán)激勵是一種較好的激勵方式，Berger（1997）等發(fā)現(xiàn)，企業(yè)管理者持有的股票期權(quán)數(shù)額越多，企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績就會越好。McConnell，Servaes（1990）②的研究發(fā)現(xiàn)，當企業(yè)管理者持股比例少于50%的時候，管理層的持股比例會和企業(yè)業(yè)績成顯著正相關(guān)。

但在BinKe （2004）對股權(quán)激勵與盈余管理行為之間相關(guān)性的實證分析中，他指出盈余管理行為的發(fā)生與股權(quán)激勵最大化之間無關(guān)，盈余管理行為是企業(yè)股東激勵經(jīng)營管理者時所付出的剩余代理成本。

Daniel Bergstresser and Thomas Philippon （2006）③對美國資本市場進行調(diào)查研究，并且對管理者的盈余管理程度用可操縱性應計利潤作為指標來衡量，發(fā)現(xiàn)可操控應計利潤與基于股權(quán)的高管薪酬成顯著正相關(guān)，說明，高管股權(quán)薪酬激勵越多，越有進行盈余管理的動機。

Bamber（2010）選取了440家1998～2001年間標準普爾指數(shù)公司進行研究，指出公司高管的股權(quán)激勵程度與公司對外報告的利潤指標正相關(guān)，而與工作的安全程度負相關(guān)，表明股權(quán)激勵是盈余管理的有力動機。

2.國內(nèi)方面

我國有部分學者認為管理者持股與企業(yè)業(yè)績沒有關(guān)系。袁國良等（1999）抽取了1996年和1997年的100家上市公司，對公司高管的持股比例和業(yè)績進行了相關(guān)性回歸分析，結(jié)果表明基本不相關(guān)。顧斌，周立燁（2007）④對我國上市公司股權(quán)激勵進行了實證研究，剔除了行業(yè)影響后，得出我國現(xiàn)階段進行股權(quán)激勵制度不能有效促進企業(yè)長遠發(fā)展。

但大部分學者研究認為，管理者持股與企業(yè)業(yè)績之間存在關(guān)系。王華、黃之駿（2006）以高科技上市公司2001～2004年提供的數(shù)據(jù)為樣本，進行實證研究，得到的結(jié)果是管理經(jīng)營者股權(quán)激勵和企業(yè)價值之間存在著倒U型的曲線關(guān)系。

何凡（2010），對上市公司實施內(nèi)部管理的各項措施進行研究，并側(cè)重關(guān)注股權(quán)激勵和盈余管理，結(jié)果顯示，管理層股權(quán)激勵擁有股份越多，股權(quán)激勵前后的盈余管理越嚴重。

徐雪霞、王義珍、郭丹丹（2013）以企業(yè)生命周期為調(diào)節(jié)變量對股權(quán)激勵和盈余管理關(guān)系進行了實證研究，得出兩者關(guān)系在企業(yè)處于不同的階段是不一樣的，企業(yè)生命周期有顯著的調(diào)節(jié)作用，企業(yè)處于成長期和成熟期時，股權(quán)激勵與盈余管理之間的關(guān)系分別是顯著正相關(guān)和不顯著相關(guān)。

（三）股權(quán)激勵與盈余管理關(guān)系的理論分析

契約理論認為企業(yè)是各個利益相關(guān)者之間進行博弈的結(jié)果。由于市場環(huán)境的復雜、信息不對稱以及人們的有限理性，達成的契約往往是不完備的。因此契約雙方會設計考核指標來督促各方對約定中內(nèi)容的完成，以防止約定履行出現(xiàn)問題。其中最受推崇的就是會計信息，因為其擁有較好的獲取渠道和計量屬性，所以被選為常用的考核指標。管理層股權(quán)激勵也是一種契約，股東為約束管理層的行為、降低代理成本需要考核指標來衡量管理層對企業(yè)的努力程度，而綜合來看會計盈余可以體現(xiàn)企業(yè)增加的價值，因此盈余指標會受到企業(yè)各利益相關(guān)者的關(guān)注。

管理層作為企業(yè)決策的制定者能直接接觸到會計信息，再加上信息的不對稱和會計信息中的價值很難準確評估，管理者有足夠的空間來進行盈余管理操縱。而同時作為一個理性人，管理者在股權(quán)激勵契約中既能履行契約又能追求自身效用最大化，這樣就有足夠的動機來進行盈余管理操縱。

二、研究假設與變量設計

（一）研究假設

由于股東和管理層之間委托代理的關(guān)系，雙方利益目標的不完全一致，以及因信息不對稱性所帶來的隱藏道德風險，股東一般會將企業(yè)的業(yè)績指標與管理層的薪酬掛鉤，股權(quán)激勵制度作為一種良好的長期激勵制度往往能激勵管理層為取得企業(yè)價值最大化而努力，但同時也會產(chǎn)生管理層進行盈余管理的風險。一般來說，如果股權(quán)激勵的程度越大，就越具有使管理層實現(xiàn)更多收益的吸引力，從而也就加大了管理層進行盈余管理的可能性。股權(quán)激勵程度可以通過當年上市公司公布的股權(quán)激勵數(shù)量除以公司總股本來進行衡量?；诖?，本文提出假設1：

H1：盈余管理與股權(quán)激勵數(shù)量比例正相關(guān)。

資產(chǎn)負債率可以衡量企業(yè)的財務杠桿，一般資產(chǎn)負債率高的企業(yè)負債所占比重較大，根據(jù)上述契約理論，需要大量對外借款的企業(yè)進行盈余管理的動機相對強烈，因此提出第2個假設：

H2：盈余管理程度與資產(chǎn)負債率正相關(guān)。

股權(quán)結(jié)構(gòu)可以從多個方面進行分析，其中最簡單的判斷方法就是對第一大股東擁有的股份情況進行了解。第一大股東持股比例越高，股權(quán)越集中，股權(quán)結(jié)構(gòu)制衡能力越弱，大股東操縱盈余就越有可能，因此本文提出第3個假設：

H3：盈余管理程度與第一大股東持股比例正相關(guān)。

（二）變量和模型設計

1.因變量

經(jīng)分析可知，盈余管理會對企業(yè)中多個方面產(chǎn)生影響，其中受其左右最明顯的就是盈余可靠性。本文在研究盈余可靠性時發(fā)現(xiàn)，把與其相關(guān)的可操作性應計利潤與不可操控性應計利潤進行分離，將可操控性應計利潤DA作為測定盈余可靠性的替代變量，是測定盈余管理程度的有效方法，由于計算出DA存在正負，為了在實證中有效區(qū)分盈余管理的程度，因此取DA的絕對值，用（ABS）DA表示。

由于之前的大量分析顯示，經(jīng)過修正的截面瓊斯模型來進行盈余管理的計量是有效的，因此本文采用修正的截面瓊斯模型來進行計量。其中，總體應計利潤參見公式（1）：

TAt= NIt - CFOt（1）

TAt為公司第t年的總體應計利潤，NIt⑥為公司第t年的凈利潤，CFOt為公司第t年經(jīng)營活動的現(xiàn)金凈流量。根據(jù)修正的截面瓊斯模型，考慮到應收賬款的影響有參見公式（2）：

TAt/At-1=α1（l/At-1）+α2[（ΔREVt-ΔRECt）/ At-1]+α3（PPEt/At-1）+ε（2）

其中，ΔREVt為公司第t年與上一年的收入差，ΔRECt為公司第t年應收賬款與上一年的差額，PPEt為公司第t年的固定資產(chǎn)，ε為隨機誤差項。由α1、α2、α3可以估計出非可操縱性應計利潤計量模型中的參數(shù)β1、β2、β3，可參見公式（3）：

NDAt/At-1=β1（l/At-1）+β2（ΔREVt/At-1）+β3（PPEt/At-1） +ε（3）

最終由總體應計利潤減去非可操縱性應計利潤所得出的可操縱性利潤DA的絕對值來度量公司的盈余管理程度。

2.自變量

本文的主要研究對象是股權(quán)激勵程度與盈余管理程度，并探尋二者的內(nèi)在聯(lián)系，因此本文擬采用僅考慮通過構(gòu)造變量INR來表示管理層股權(quán)激勵的程度。INR為公司為高管發(fā)放的股權(quán)激激勵總數(shù)占當時總股本的百分比，我們用它對盈余管理程度變量（ABS）DA的影響來評估管理層股權(quán)激勵與盈余管理程度之間的關(guān)系。

3.控制變量

（1）總資產(chǎn)負債率（LEV）：股份制公司在債務承擔方面具有一定的特殊性，因此為了防止自身利益受損，債權(quán)人往往在出借資金的過程中，要與企業(yè)進行書面約定，企業(yè)如果難以達成約定內(nèi)容，就會付出高出借款本身的賠償，而企業(yè)負債越多，其盈利能力和發(fā)展能力必然會受到影響，企業(yè)越有可能進行盈余活動來調(diào)整報表干涉會計信息。因此，本文引入資產(chǎn)負債率作為償債水平對盈余管理的影響。

（2）公司規(guī)模（SIZE）能夠?qū)ζ髽I(yè)的成本和收益產(chǎn)生重要影響。公司規(guī)模越大，其業(yè)績的變動影響力越大，其影響波及的范圍越廣?，F(xiàn)有一些研究表明，企業(yè)的規(guī)模與盈余管理有顯著的相關(guān)關(guān)系，企業(yè)規(guī)模越大，其進行盈余管理的困難度越高，我們這里采用企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)SIZE作為該控制變量。

（3）DC指數(shù)代表的是企業(yè)中擁有股份最多的股東其手中股份數(shù)量占總體股份的比值。對該指數(shù)進行分析可以有效的了解企業(yè)中股份的具體結(jié)構(gòu)，該指數(shù)越高，企業(yè)受第一股東的影響越大，而其他持股較少股東的權(quán)益愈加難以保護。所以DC指數(shù)將是本次研究關(guān)注的重點變量。具體定義參見表1。

根據(jù)上文變量的構(gòu)建出股權(quán)激勵與盈余管理相關(guān)關(guān)系模型如下：

（ABS）DA=α0+α1INR+α2LEV+α3SIZE+α4DC+λ

（三）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文隨機選取了滬深股市A股中公布實施股權(quán)激勵辦法的100家公司為數(shù)據(jù)采集對象，收集樣本公司2014年當年的數(shù)據(jù)⑦。剔除了數(shù)據(jù)不完整或披露缺失的公司及相關(guān)數(shù)值異常的上市公司，并剔除了PT和ST的公司，最終得到樣本公司共100個有效觀測值。本文所用數(shù)據(jù)主要來自國泰安數(shù)據(jù)庫和巨潮網(wǎng)數(shù)據(jù)，使用軟件為Excel和SPASS18.0軟件。

三、實證結(jié)果與統(tǒng)計分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

從表2中可以看出，在樣本上市公司中其盈余管理程度（ABS）DA的最小值為0.0213，最大值為0.3316，其最大值和最小值均有明顯差別，說明樣本公司中分別存在著不同程度的盈余管理活動，且不同公司的盈余管理水平有較大的區(qū)別，樣本數(shù)據(jù)的盈余管理行為波動性比較大有利于整體模型的解答度。從激勵情況變量INR來看，其均值為0.047，證明樣本公司在股權(quán)激勵方面中投入并不多，大部分企業(yè)對股權(quán)激勵的重視度不夠。資產(chǎn)負債率（LEV）最大值為0.716，最小值為0.081，均值為0.3601，表明樣本上市公司的資產(chǎn)負債率的總體水平在0.3上下，且各樣本間的負債能力差異性有較大的分別。公司規(guī)模（SIZE）的均值為20.919，且最大值為21.638，最小值為19.651，最大值、最小值與均值的偏離度很小，說明樣本上市公司的其總資產(chǎn)都具有相當?shù)囊?guī)模了，且樣本之間的資產(chǎn)規(guī)模差別并不大。股權(quán)集中度（DC）平均值為0.478說明我國創(chuàng)業(yè)版上市公司股權(quán)集中度較高且一股獨大現(xiàn)象明顯，控股股東有更多的權(quán)力來操控公司的經(jīng)營活動。

（二）相關(guān)性統(tǒng)計分析

相關(guān)性統(tǒng)計分析通常是用來衡量模型各變量之間具有的統(tǒng)計關(guān)系及相互影響力的方法，其主要手段是通過分析相關(guān)模型判定結(jié)果求出的系數(shù)及顯著性來判斷變量間相關(guān)性的大小。實際中多采用Pearson相關(guān)性檢驗來對樣本進行相關(guān)性分析，本文也采用此辦法，相關(guān)結(jié)果如表3。

自上面的相關(guān)檢驗結(jié)果可知：從整體來判斷，絕大多數(shù)公司的各項變量之間的相關(guān)系數(shù)都小于0.3，剩下的幾個系數(shù)也沒有高于臨界值0.8，一般認為在Pearson相關(guān)性檢驗中，如果兩個變量之間的相關(guān)系數(shù)小于0.3，則就可以認定這兩個變量之間并不存在多重共線性問題；如果兩個變量之間的相關(guān)系數(shù)小于0.8，則認為這兩個變量的多重共線性問題仍然處于一般實證研究的可行范圍內(nèi)；如果兩個變量之間的相關(guān)系數(shù)大于0.8，則認為這兩個變量之間存在著明顯的共線性問題。而模型的整體相關(guān)系數(shù)都較低，這充分說明了模型的各變量間并不存在嚴重的多重共線性問題，體現(xiàn)了該模型變量選取的合理性。從得到的具體相關(guān)系數(shù)來看：股權(quán)激勵變量INR與盈余管理程度（ABS）DA的相關(guān)系數(shù)為正，且在0.01的水平上顯著，資產(chǎn)負債率（LEV）與盈余管理程度（ABS）DA的相關(guān)系數(shù)為正，且在0.01的水平上顯著；公司規(guī)模（SIZE）與盈余管理程度（ABS）DA的相關(guān)系數(shù)在水平為0.01上顯著為負，股權(quán)集中度（DC）資產(chǎn)負債率（LEV）與盈余管理程度（ABS）DA的相關(guān)系數(shù)為正，且在0.01的水平上顯著。各假設得到初步驗證。

（三）多元回歸統(tǒng)計分析

自表4、5可以看出模型1的整體方程擬合度調(diào)整R方為0.254，即可以認為該模型有25%的解答力度，擬合度并不算十分完美，但一方面考慮到樣本數(shù)據(jù)公司上市較晚，且隨機抽取的樣本數(shù)據(jù)有限，信息流出的渠道不多，資料獲取困難，另一方面由于影響盈余管理的因子數(shù)很多，目前還沒有完整的規(guī)律，難以用少數(shù)幾個解釋變量來對影響盈余管理活動的差別的所有因子做結(jié)論。本文所選取的代表解釋變量作為判斷指標與實際中影響盈余管理活動的因子間存在著不可避免的差別，因此我們認為0.254這個結(jié)果已經(jīng)比較滿意了。方程F檢驗的結(jié)果為24.28，對應的Sig.值為0.000，遠小于臨界水平0.05，整體方程有線性相關(guān)關(guān)系。VIF為方差的膨脹因子，各個變量的VIF值均遠遠小于10，容差水平均遠大于0.1，表明模型中不存在多重共線性的問題，模型的回歸分析結(jié)果是真實可信的。股權(quán)激勵變量INR的回歸系數(shù)為0.011，且在1%的水平上與盈余管理活動水平（ABS）DA顯著正相關(guān)，這表明樣本數(shù)據(jù)中股權(quán)激勵越高的上市公司，其進行盈余管理活動的程度就越高，產(chǎn)生這種結(jié)果的原因是由于管理層日常接觸公司經(jīng)營管理較多，比股東更加了解公司的實際情況，因而其更可能進行盈余管理，股權(quán)激勵是掩蓋這種行為的最好借口之一，由于股權(quán)激勵與公司的業(yè)績水平相關(guān)，管理層為了追求更大的回報，很可能采用操控盈余的辦法來提高凈利潤，從而拿到更多分紅，假設1成立。資產(chǎn)負債率（LEV）與盈余管理活動水平的回歸系數(shù)為0.144，且與（ABS）DA在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明負債率較高的公司出于債權(quán)人的壓力及債務負擔，其進行真實盈余管理的活動的可能性更高，假設2得到證明。企業(yè)規(guī)模（SIZE）與盈余管理活動水平（ABS）DA顯著負相關(guān)表明公司規(guī)模越大進行盈余管理活動的可能性越小。股權(quán)集中度（DC）的回歸系數(shù)在1%的水平上正相關(guān)顯著，表明當公司產(chǎn)生股權(quán)集中度較高，大多數(shù)股份集中于單一股東手里時，企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)制衡能力就會削弱，大股東更易于采用各種手段來掩蓋自身進行損害他人利益的行為，公司的第一大股東?？赡軙ㄟ^采用操縱盈余等活動來取得對公司的控制權(quán)，假設3成立。

四、研究結(jié)論

通過以上實證分析，本文得出以下結(jié)果：股權(quán)激勵程度與盈余管理程度有顯著正相關(guān)的關(guān)系，表明股權(quán)激勵程度確實是盈余管理行為的有力動機。同時，第一大股東持股比例和資產(chǎn)負債率也與公司盈余管理程度相關(guān)。研究過程中發(fā)現(xiàn)，公司的規(guī)模越大，盈余管理程度反而越少，這一結(jié)果表明完善的公司治理結(jié)構(gòu)能夠有效約束管理者進行盈余管理行為，因為通常規(guī)模越大的公司越需要有效的公司治理結(jié)構(gòu)和股權(quán)激勵制度。

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