楊金坤，胡國強，彭家生

(1.天津財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，天津 300222；2.云南財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟研究院，云南 昆明 650221)

一、引言

在國際會計組織的推動下，公允價值計量因預(yù)期有助于提高會計信息決策有用性而被廣泛運用于世界各國會計實務(wù)中。已有研究發(fā)現(xiàn)，公允價值信息具有價值相關(guān)性[1]，但其可靠性飽受詬病[2]。相較于其他計量屬性，公允價值尤其是非活躍市場環(huán)境下的公允價值賦予了管理者過大的自由裁量權(quán)，從而成為管理者實施如盈余操縱等特定目的與動機的新手段，嚴(yán)重損害了會計信息質(zhì)量[3-4]。然而，囿于會計信息生成過程猶如一個“黑箱”，管理者會計估計中的自由裁量行為難以被外界察覺，這使得已有研究對這一“黑箱”的內(nèi)部作用機理知之甚少。在公允價值估計中，管理者是否表現(xiàn)出明顯的自由裁量行為？其背后究竟存在何種行為動機？對公允價值估計的準(zhǔn)確性有什么影響？存在哪些可能的約束機制？經(jīng)驗回答這些問題對確保公允價值信息的可靠性和增強我國資本市場信息的供給質(zhì)量至關(guān)重要。

作為非活躍市場環(huán)境下公允價值估計中的一項重要運用，雇員股票期權(quán)(Employee Stock Options,ESO)公允價值估計為揭開管理者自由裁量行為的“黑箱”提供了重要契機。不同于其他方面的公允價值運用直接列報估計最終結(jié)果以及對損益的影響(如金融資產(chǎn)、商譽、貸款損失準(zhǔn)備等)，ESO公允價值估計有著相對更加完善的信息披露制度。自2007年起，《企業(yè)會計準(zhǔn)則第11號——股份支付》(以下簡稱為CAS 11)開始要求上市公司在報表附注中披露權(quán)益工具(股票期權(quán))公允價值的確定方法。2008年9月16日，中國證監(jiān)會公布的《股權(quán)激勵有關(guān)事項備忘錄3號》對公允價值的確定方法做了進一步的詳細規(guī)定。ESO公允價值估計過程的信息披露，為我們觀察管理者如何利用準(zhǔn)則提供的自由裁量空間和估計ESO的公允價值提供了重要的經(jīng)驗數(shù)據(jù)支撐。更為重要的是，根據(jù)本文手工統(tǒng)計的數(shù)據(jù)，截至2017年底，我國A股上市公司股權(quán)激勵費用占凈利潤的比重平均達到7.05%，其中371家上市公司的股權(quán)激勵費用對當(dāng)期凈利潤的影響在10%以上，已達到了對凈利潤產(chǎn)生重大影響的程度[5]。然而，不同公司對ESO估值模型與參數(shù)的選擇卻存在較大差異，這意味著ESO公允價值估計的自由裁量可能已成為我國上市公司盈余管理的重要內(nèi)容或手段[6]。因此，探究我國上市公司管理者自由裁量的行為動機具有緊迫性和重要性。

從理論上講，在不同動機的驅(qū)動下，公允價值估計中的管理者自由裁量行為可能會對會計信息質(zhì)量產(chǎn)生差異化影響。西方學(xué)者認為管理者的自由裁量行為主要基于兩種動機：一是機會主義動機，即為了自身利益(如薪酬最大化)，管理者有動機通過選擇估值模型和估值參數(shù)操縱公允價值，這會降低信息可靠性[7-9]；二是信息傳遞動機，即管理者通過自由裁量將其擁有的公司內(nèi)部私有信息(如公司特質(zhì)風(fēng)險信息)整合到公允價值估計中，這有助于提高估計的準(zhǔn)確性[8,10-11]。那么，公允價值估計中的管理者自由裁量行為究竟是何種動機更占主導(dǎo)？國內(nèi)現(xiàn)有文獻較少涉及。鑒于此，本文立足于我國當(dāng)前的制度背景，利用手工收集的A股上市公司ESO公允價值估計的表外披露信息，實證考察公允價值估計中的管理者自由裁量行為，并重點探究這一行為背后的動機，揭開長期以來上市公司在公允價值估計過程中自由裁量行為的“黑箱”。

本文可能的貢獻在于：第一，以手工收集的ESO表外信息披露經(jīng)驗數(shù)據(jù)，從機會主義與信息傳遞視角探究公允價值估計中的管理者自由裁量行為，有助于豐富公允價值的會計理論，為完善公允價值準(zhǔn)則及配套制度提供政策建議。第二，作為一項應(yīng)計項目，ESO公允價值估計已成為我國上市公司盈余管理的新手段[8]。本文通過考察ESO公允價值的估計過程發(fā)現(xiàn)，管理者的自由裁量會顯著影響公允價值，并以此形成盈余管理，這有助于揭示公允價值估計過程中管理者自由裁量行為的“黑箱”，從而拓展公司盈余管理的相關(guān)研究。第三，基于當(dāng)前我國資本市場中股權(quán)激勵費用對上市公司財務(wù)狀況與經(jīng)營成果的影響越來越大這一事實，本研究對股權(quán)激勵監(jiān)管具有重要的現(xiàn)實意義，有助于豐富股權(quán)激勵下管理者機會主義行為的理論文獻。

二、理論分析與研究假設(shè)

在ESO公允價值估計中，管理者可能會利用會計準(zhǔn)則提供的空間實施自由裁量，選擇不同于歷史經(jīng)驗和行業(yè)基準(zhǔn)的估值模型與參數(shù)，以此通過會計選擇行為影響估值并最終達到特定目的。已有國外研究為ESO公允價值表外信息披露及其估計過程中的自由裁量行為提供了初步的經(jīng)驗證據(jù)，且結(jié)果表明管理者有意向去操控ESO公允價值估計[7,12]，但其行為背后的動機仍存在爭議。在不同動機的驅(qū)動下，管理者的自由裁量行為會對ESO公允價值形成差異化的估計結(jié)果[7-8]。

(一)ESO公允價值估計中的機會主義動機

管理者在公允價值估計中存在明顯的機會主義動機，通過操縱預(yù)期期權(quán)有效期、預(yù)期波動率等ESO估值參數(shù)以及估值模型等達到特定目的[7-9]。已有基于美國SFAS 123披露管制環(huán)境的經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，管理者通過縮短預(yù)計期權(quán)壽命、改變預(yù)計估計股價波動率等方式顯著低估了ESO公允價值，且這一行為與管理者薪酬費用和過度支付水平顯著正相關(guān)[7-8,13]。管理者不僅在決定ESO估值模型參數(shù)時實施了相當(dāng)?shù)淖杂刹昧浚€通過選擇不同估值模型實現(xiàn)了特定估值目標(biāo)，如有研究證實管理者在估值中將B-S模型變更為Lattice模型，主要是基于私利目的低估ESO費用而非糾正估計中可能產(chǎn)生的偏差[9]。SFAS 123賦予了管理者在ESO估值中的自由裁量空間，這加大了管理者操控B-S估值模型及參數(shù)的動機，由此導(dǎo)致了更高的公司信貸風(fēng)險[14]?；诋?dāng)前我國資本市場中ESO激勵產(chǎn)生的股權(quán)激勵費用對上市公司財務(wù)狀況與經(jīng)營成果的影響越來越大這一事實，部分學(xué)者對管理者在ESO公允價值估計中的自由裁量行為展開了初步探索，如：呂長江和鞏娜通過對伊利股份有限公司進行案例分析發(fā)現(xiàn)，該公司的管理者很有可能運用股權(quán)激勵進行盈余管理，通過調(diào)整股權(quán)費用的攤銷年限來操控利潤[5]；平靜和陳朝暉研究發(fā)現(xiàn)，ESO公允價值估計參數(shù)的選取在不同公司間存在非常大的差異，且為上市公司進行盈余管理提供了空間[15]。

由上述研究可知，管理者可能會基于機會主義動機對ESO公允價值估計參數(shù)的選擇實施相當(dāng)?shù)淖杂刹昧縖7-8]，這是因為股票價值與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績是高度相關(guān)的，而作為衡量企業(yè)業(yè)績最為重要指標(biāo)之一的凈利潤會直接受到ESO費用的影響[16]。ESO公允價值估計與其他應(yīng)計項目相似，通過實施自由裁量行為能有效緩解ESO費用對公司業(yè)績的負向影響，尤其是對于ESO授予規(guī)模較大、授予頻率較高的公司來講這一影響更大。但是，相較于其他應(yīng)計項目，ESO公允價值在授予時一旦確定，后續(xù)就不需要進行調(diào)整，對未來盈余不會產(chǎn)生“反轉(zhuǎn)”影響，這為管理者通過自由裁量來改變經(jīng)營業(yè)績提供了一種風(fēng)險相對較低的辦法[10]。因此，管理者有動機通過ESO的公允價值自由裁量(低估公允價值)來提高公司短期收益和股票估值，從而獲得更高的個人利益。

根據(jù)我國的CAS 11準(zhǔn)則，上市公司必須在授予日估計ESO公允價值，并將激勵費用在等待期內(nèi)進行攤銷，這使得管理者至少在以下兩個方面可能會機會主義地操控ESO公允價值估計，進而達到操縱盈余的目的。第一，ESO公允價值估計模型參數(shù)的選擇直接影響激勵費用總額，進而影響公司凈利潤，ESO費用對凈利潤的影響越大，管理者操控股票期權(quán)公允價值的動機就可能越強[10]；第二，ESO公允價值行權(quán)模式的選擇直接影響激勵費用在各會計期間的分布，進而影響各期會計盈余，尤其是在激勵費用金額較大的情況下，如果契約是基于確認的會計數(shù)字，那么管理者就很有可能會機會主義地操縱ESO公允價值估計，并因此形成有利于管理者利益的估值偏差?；诖?，本文提出假設(shè)H1。

H1：ESO公允價值估計中的自由裁量程度與管理者機會主義動機相關(guān)。

(二)ESO公允價值估計中的信息傳遞動機

基于Spence的信號傳遞理論與Field等的會計選擇信息動機觀，會計準(zhǔn)則賦予管理者的自由裁量權(quán)有助于其在公允價值估計中整合內(nèi)部私有信息，提高估計的準(zhǔn)確性，即具有信息傳遞動機[8]。盡管在非活躍市場環(huán)境下的公允價值估計中，管理者可能會機會主義地運用自由裁量權(quán)實施有偏估計，但管理者也擁有非活躍市場的相對信息優(yōu)勢，并可能在公允價值估計中整合其私有信息，進而產(chǎn)生更多決策有用的信息[11]，提高估值準(zhǔn)確性[10]。特別是相較于第二層次公允價值，由于第三層次公允價值估計允許管理者利用自由裁量權(quán)整合更多的私有信息，因此信息質(zhì)量反而更高[11]。類似地，ESO估值參數(shù)選擇的自由裁量也可能成為管理者向外部投資者傳遞私有信息的方式之一[8]，包括與公司未來經(jīng)營和財務(wù)風(fēng)險相關(guān)的私有信息。當(dāng)管理者根據(jù)私有信息判斷未來企業(yè)面臨較高的風(fēng)險時，他們可以通過高估ESO價值向市場傳遞未來風(fēng)險的信號[17]，較高的未來風(fēng)險意味著額外的貼現(xiàn)率，進而決定了較低的當(dāng)前股票價格，這表明管理者自由裁量所造成的ESO公允價值估計與股票價格可能是負相關(guān)的。

此外，準(zhǔn)則制定者也鼓勵管理者在ESO估計中利用自由裁量權(quán)去整合未來信息。美國的SFAS 123R指出，企業(yè)在估計預(yù)計波動率時，應(yīng)該結(jié)合當(dāng)前可獲得的信息來考慮未來的波動性。具體來說，當(dāng)公司尋求傳遞有關(guān)未來波動性的信息時，管理者會通過披露高于(低于)歷史或行業(yè)基準(zhǔn)的波動性來表明經(jīng)營或融資風(fēng)險的增加(降低)。此時，波動性的估計將會伴隨著管理者自由裁量下經(jīng)營現(xiàn)金流或凈利潤的改變而發(fā)生變化[8]。因此我們可以預(yù)期，在信息傳遞動機的驅(qū)動下，管理者會通過自由裁量中的參數(shù)選擇將公司可能面臨的風(fēng)險信息反映到公允價值估計中，以此傳遞給市場信息使用者?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)H2。

H2：ESO公允價值估計中的自由裁量程度與管理者信息傳遞動機相關(guān)。

三、研究設(shè)計

(一)變量選擇與定義

1.股權(quán)激勵公允價值估計中管理者的自由裁量

如何有效測度管理者在ESO公允價值估計中的自由裁量行為是本文研究的難點之一。借鑒Hodder等的研究[8]，本文將公允價值估計中的管理者自由裁量程度定義為公司披露的ESO公允價值相較于基于歷史經(jīng)驗和行業(yè)基準(zhǔn)估計而得到的公允價值之偏差，ESO公允價值依據(jù)Black-Scholes期權(quán)定價模型(B-S模型)計算得到。具體來講，借鑒已有研究[7,9]，首先，我們對如下參數(shù)估計的基準(zhǔn)模型(1)進行回歸，并將回歸得到的預(yù)測值作為估計參數(shù)的預(yù)計值。式(1)中的Input_Ri,t為管理者披露的估計參數(shù)，Input_Historyi,t為同期限的歷史參數(shù)，Input_Industryi,t為同行業(yè)同期披露的參數(shù)，估計參數(shù)包括預(yù)計股價波動率、無風(fēng)險利率、期權(quán)有效期和股利支付率。然后，我們將預(yù)計的基準(zhǔn)參數(shù)值帶入B-S模型(2)中估算出每一行權(quán)期ESO的基準(zhǔn)公允價值(FVB)，并將披露的ESO公允價值FVR與FVB之差除以FVR作為管理者對ESO公允價值估計的偏差程度。最后，根據(jù)表外披露樣本公司行權(quán)期的行權(quán)比例，我們將偏差程度加權(quán)計算后得到年度公允價值估計的自由裁量偏差程度(Dis)，負值的Dis表示管理者ESO公允價值的低估程度，正值的Dis則表示高估程度。

Input_Ri,t=β0+β1Input_Historyi,t+β2Input_Industryi,t+ε

(1)

FVB=[Pe-dTΦ(Z)-Ee-rTΦ(Z-σT(1/2))]

(2)

在式(2)中，Z=[Ln(P/E)+T(r-d+σ2/2)]/σT(1/2)，P為期權(quán)授予日的股票價格，E為期權(quán)的行權(quán)價格，σ為期權(quán)壽命期內(nèi)的預(yù)計股價波動率，r為期權(quán)有效期內(nèi)的無風(fēng)險利率，T為預(yù)計期權(quán)有效期，d為期權(quán)壽命期內(nèi)的預(yù)計股利支付率，Φ(·)為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累計概率分布函數(shù)。

2.管理者機會主義動機

本文從盈余管理與薪酬自利兩個方面來檢驗管理者的機會主義動機。一方面，管理者通過操縱ESO公允價值估值來改變股權(quán)激勵費用，以此影響會計盈余。在機會主義動機下，為了使自身利益最大化，管理者會通過“保前”或“避虧”的ESO自由裁量來滿足契約條款。借鑒Riedl、李文耀和許新霞的研究[18-19]，本文采用本年度不包含股權(quán)激勵費用的營業(yè)利潤率與上一年度營業(yè)利潤率的接近程度來衡量“保前”動機(1)選擇營業(yè)利潤率作為比較指標(biāo)的原因是：管理層在營業(yè)利潤的實現(xiàn)中具有較強的可控性，能夠更好地反映管理者的動機與勤勉度[19]。，若本年度不包含股權(quán)激勵費用的營業(yè)利潤率達到上一年度營業(yè)利潤率的95%，但小于上一年度的營業(yè)利潤率，則Compare賦值為1，否則為0。此外，若上市公司上一年度和本年度均處于虧損邊緣的微利狀況(資產(chǎn)收益率大于0但小于等于1%)，則Avoidloss賦值為1，否則為0。根據(jù)假設(shè)H1，我們預(yù)期Compare和Avoidloss均與Dis顯著負相關(guān)。另一方面，管理者的過度薪酬支付易受到資本市場參與者的指責(zé)，因此出于薪酬自利的動機，管理者有更強烈的動機操控ESO公允價值估計，以緩解外界對公司薪酬政策的批判。具體地，借鑒Aboody等、Yermack的研究方法[7,13]，本文采用未實現(xiàn)股權(quán)激勵價值(Top5EEI)和過度薪酬支付(Excesswage)來度量管理者薪酬自利動機。其中，根據(jù)Bergstresser和Philippon的研究模型[20]，Top5EEI采用未行權(quán)激勵股權(quán)價值占總薪酬比例較高的前五大高管薪酬的平均值來計算，該值越大，說明管理者越有動機調(diào)高未來的會計盈余，以期獲取更高的激勵股權(quán)收益。借鑒Baker的研究[21]，Excesswage為年度CEO和董事長的薪酬與銷售收入自然對數(shù)、賬面市值比、總資產(chǎn)回報率、年度個股回報率和歷史股價波動率的回歸殘差，該值表明管理者掩蓋了報告更高股票期權(quán)費用或集中攤銷的機會主義行為。我們預(yù)期，Top5EEI和Excesswage均與Dis顯著負相關(guān)。

3.管理者信息傳遞動機

對于管理者信息傳遞動機的考察，借鑒Hodder等的研究[8]，本文從經(jīng)營風(fēng)險(CFrisk)、財務(wù)風(fēng)險(Debtrisk)與股利(DivUp)三個方面來度量。在ESO公允價值估計中，管理者可能有動機傳遞有關(guān)公司以下兩個方面的信息：一是公司的潛在經(jīng)營風(fēng)險和財務(wù)風(fēng)險信息。例如：管理者會基于當(dāng)前所掌握的私有信息，就企業(yè)經(jīng)營、并購以及其他投資活動對未來經(jīng)營現(xiàn)金流或凈利潤波動的影響做出估計，這會影響B(tài)-S模型的預(yù)期波動性估計。相似地，管理者預(yù)期將改變公司財務(wù)杠桿率，這會影響企業(yè)未來財務(wù)風(fēng)險，進而改變預(yù)期波動率的估計[22]。CFrisk為以本年度為基準(zhǔn)的前后兩年的經(jīng)營現(xiàn)金流的標(biāo)準(zhǔn)差減去以上一年度為基準(zhǔn)的前后兩年的經(jīng)營現(xiàn)金流的標(biāo)準(zhǔn)差，再除以總資產(chǎn)；Debtrisk為資產(chǎn)負債率的當(dāng)年變化除以上期資產(chǎn)負債率。二是公司未來股利支付的私有信息。類似地，管理者若預(yù)期未來將提高股利支付水平，則會相應(yīng)地提高B-S模型的預(yù)期股利支付率。DivUp為股利支付提高與否的啞變量，若年度每股股利大于等于上一期的每股股利，則取值為1，否則為0。根據(jù)B-S期權(quán)定價模型，我們預(yù)期當(dāng)企業(yè)預(yù)期經(jīng)營風(fēng)險和財務(wù)風(fēng)險越大、股利支付水平越低時，管理者預(yù)期波動率越高、股利支付率越低，估計的ESO公允價值越大。由此，我們預(yù)期偏差Dis與DivUp負相關(guān)、與CFrisk和Debtrisk正相關(guān)。

(二)模型構(gòu)建

為了檢驗所提研究假設(shè)，本文構(gòu)建模型(3)來檢驗ESO公允價值估計自由裁量的行為動機：

Disi,t=α1+β1Motivesi,t-1+∑βControlsi,t-1+ε

(3)

在模型(3)中，Dis為ESO公允價值估計偏差，反映管理者的自由裁量程度；動機變量Motives包含機會主義動機(盈余管理、薪酬自利)和信息傳遞動機變量。此外，在模型(3)中，本文控制了企業(yè)規(guī)模(Size)、歷史波動率(Vol_his)、資產(chǎn)負債率(Lev)、銷售增長率(Gsales)、經(jīng)營現(xiàn)金流(CFO)、股權(quán)制衡度(Balance)、董事會規(guī)模(BoD)、獨董比例(IND)、機構(gòu)投資者持股(Inst)和地區(qū)法律環(huán)境(Law)、行業(yè)和年度效應(yīng)。

(三)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2006—2017年我國滬深兩市實施股票期權(quán)的A股上市公司作為研究樣本，并進行如下處理：(1)剔除未披露ESO公允價值估值參數(shù)的樣本公司；(2)剔除在觀測期內(nèi)被ST、*ST等特殊處理的上市公司；(3)剔除在觀測期內(nèi)被PT和退市的公司；(4)剔除金融、保險類公司；(5)剔除當(dāng)年成立的公司以及重要財務(wù)數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的上市公司。經(jīng)篩選，本文最終獲得439家樣本公司的1321個觀測值。我們從上市公司財務(wù)報表附注以及股票期權(quán)實施方案和授予公告中，手工收集了每家上市公司股票期權(quán)公允價值估計模型、估值參數(shù)以及激勵費用等相關(guān)數(shù)據(jù)。股票換手率和個股回報率數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了緩解異常值帶來的可能影響，我們對連續(xù)變量按照上下1%的標(biāo)準(zhǔn)進行Winsorize處理，數(shù)據(jù)處理軟件為STATA 14。

表1 變量定義

表2 變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。ESO公允價值估計偏差Dis的最大值和最小值相差較大，分別為1.744和-3.742，標(biāo)準(zhǔn)差為0.485，初步表明樣本公司管理者在ESO公允價值估計中存在明顯的自由裁量行為；均值和中位數(shù)分別為-0.166和-0.058，說明有超過一半的樣本公司低估了ESO公允價值，對于每一單位報告的公允價值而言，平均被低估了1.66%。這與Hodder等基于歐美市場的研究略有不同[8]，其統(tǒng)計結(jié)果顯示有超過一半的樣本公司會高估ESO公允價值。反過來，這初步說明我國上市公司公允價值估計中的管理者自由裁量行為可能更多的是基于機會主義動機。各動機變量的統(tǒng)計結(jié)果在樣本公司之間的差異較大，如：Excesswage的均值與標(biāo)準(zhǔn)差分別為-0.003和0.077，最大值與最小值分別為0.334和-0.226；CFrisk的均值為-0.036，而最大值與最小值分別為0.072和-0.333，初步表明不同樣本公司中的管理者自由裁量行為動機存在較大差異。在控制變量中，Size的均值為22.18，CFO的均值為0.040，中位數(shù)為0.036，處于合理水平；Lev的均值為0.374，最大值為0.798，說明絕大部分樣本公司的債務(wù)資產(chǎn)比處于合理水平，有較好的償債能力；Balance的均值為1.055，最大值為3.565，表明樣本公司中前五大股東的股權(quán)制衡能力較強；Inst平均持股水平為5.6%；Law的最大值為13.89，最小值為3.91，標(biāo)準(zhǔn)差為1.278，說明樣本公司所屬地區(qū)的法律環(huán)境水平差異較大。

(二)回歸分析

表3報告了管理者在ESO公允價值估計中自由裁量行為動機的檢驗結(jié)果。列(1)與列(2)報告了基于盈余管理動機的回歸結(jié)果。Compare的估計系數(shù)為-0.447，且在5%水平下顯著，表明當(dāng)上市公司本年度不包含股權(quán)激勵費用的營業(yè)利潤率與上一年度的營業(yè)利潤率較為接近時，Dis顯著為負，ESO公允價值被低估；Avoidloss的估計系數(shù)為-0.338，且在5%水平下顯著，即公司連續(xù)兩年接近虧損，Dis為負，ESO公允價值顯著被低估。以上結(jié)果表明，當(dāng)管理者存在“保前”和“避虧”的盈余管理動機時，會利用自由裁量權(quán)來操控公允價值估計，從而達到對股權(quán)激勵費用和會計盈余產(chǎn)生影響的目的。列(3)和列(4)報告的薪酬自利動機檢驗結(jié)果顯示，Top5EEI和Excesswage的估計系數(shù)均為負(分別為-0.209和-0.075)，且在1%的水平下顯著，即當(dāng)公司未實現(xiàn)股票期權(quán)價值越大、過度支付水平越高時，管理者低估ESO公允價值的程度越大，說明管理者可能會基于薪酬自利動機而實施公允價值估計的自由裁量。列(1)至列(4)的檢驗結(jié)果支持了研究假設(shè)H1，能夠在一定程度上證實ESO公允價值估計中管理者存在明顯的機會主義動機這一結(jié)論[5,7]。對于信息傳遞動機，列(5)至列(7)的結(jié)果顯示，CFrisk、Debtrisk和DivUp的系數(shù)皆不顯著，表明樣本公司管理者在公允價值估計中的自由裁量行為不存在明顯的信息傳遞動機，這不同于Hodder等、Cheng和Smith等基于歐美市場研究得到的支持信息傳遞動機的結(jié)論[8,10]，說明我國上市公司在公允價值估計中的自由裁量行為具有更強的機會主義動機，而信息傳遞動機較弱。

表3 管理者自由裁量行為動機檢驗：機會主義抑或信息傳遞

從控制變量的結(jié)果來看，Balance、IND、BoD、Law的回歸系數(shù)為正，且均顯著，說明企業(yè)的治理環(huán)境越完善，ESO估值越容易被高估；Size、Inst的系數(shù)為負，分別在5%和1%水平下顯著，表明公司規(guī)模越大、機構(gòu)投資者持股比例越高，ESO估值越容易被低估。

另外，針對可能存在的內(nèi)生性問題，本文嘗試采用Heckman兩階段法、2SLS工具變量法以及聯(lián)立方程組進行緩解，回歸結(jié)果(未列示，備索)均通過檢驗，說明本文研究結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

五、進一步分析

(一)管理者自由裁量動機的進一步考察：基于ESO公允價值估計準(zhǔn)確性的檢驗

管理者進行公允價值估計的自由裁量以及偏離可能會受到同期指標(biāo)的影響[8]。一般而言，市場參與者很難在不考慮公允價值估計準(zhǔn)確程度的前提下，明確地指出管理者自由裁量是基于機會主義行為抑或其他動機，因此估計偏差的方向有助于分析潛在動機。具體來說，在機會主義動機下，管理層更偏向于低估ESO公允價值；當(dāng)ESO公允價值被高估時，更可能是信息傳遞動機占主導(dǎo)，這是因為不同于其他應(yīng)計盈余管理具有應(yīng)計反轉(zhuǎn)(Accruals-reversal)的特征，公允價值估計操縱不具有此特征，估值總額并不會因自由裁量而在后續(xù)進行調(diào)整，因而成為管理者更低成本的盈余管理工具[8]。所以，低估公允價值的公司更可能是機會主義動機占主導(dǎo)，從而降低ESO公允價值估計準(zhǔn)確性；相反，高估公允價值的公司更可能是信息傳遞動機占主導(dǎo)，盡管高估使得公司招致了更高的股權(quán)激勵成本。

Hodder等借鑒分析師預(yù)測準(zhǔn)確性的度量方法構(gòu)造了公式(4)來估計ESO公允價值估計的準(zhǔn)確性[8]。其中，Accuracy_Reported_FV表示ESO公允價值估計預(yù)測的準(zhǔn)確性；Expost_FV為基于事后估計參數(shù)的實際值采用B-S模型計算得到的ESO公允價值，股票價格和行權(quán)價取當(dāng)年年末股票收盤價，波動率與股利支付率取事后實際值，期權(quán)有效期和無風(fēng)險利率取公司實際披露值；Reported_FV為披露的ESO價值。我們將兩者之差取絕對值再乘以負1作為預(yù)測的準(zhǔn)確性Accuracy_Reported_FV，值越大，代表準(zhǔn)確性越高。

Accuracy_Reported_FV=-1×|ExPost_FV-Reported_FV|

(4)

當(dāng)Report_FVExpost_FV時，股權(quán)激勵公允價值被高估，這是因為管理者將更多的高質(zhì)量私有信息(如未來經(jīng)營與財務(wù)風(fēng)險等)整合到估值過程中，并如實反映和傳遞給市場的投資者，最終提高了準(zhǔn)確性。所以，如果機會主義動機占主導(dǎo)，那么管理者機會主義動機下的自由裁量會導(dǎo)致準(zhǔn)確性降低，而信息傳遞動機導(dǎo)致的公允價值高估會顯著提高準(zhǔn)確性。

表4 管理者自由裁量動機的進一步考察：基于ESO公允價值估計準(zhǔn)確性的檢驗

表4報告了分組檢驗結(jié)果。在Panel A中，當(dāng)Report_FVExpost_FV)時，管理者的盈余管理和薪酬自利變量都不再顯著，而信息傳遞動機中CFrisk的系數(shù)為12.325，且在5%水平下顯著，這表明當(dāng)信息傳遞動機占主導(dǎo)時，管理者會通過自由裁量傳遞與經(jīng)營風(fēng)險有關(guān)的信息，從而提高了公允價值估計的準(zhǔn)確性?；貧w結(jié)果印證了本文的理論分析。

(二)不同公司治理水平下管理者自由裁量的機會主義動機差異檢驗

公司治理有助于協(xié)調(diào)公司各利益相關(guān)者之間的關(guān)系，以保證管理層決策的科學(xué)化，從而維護各方的利益。公司治理對股權(quán)激勵公允價值估計中管理者機會主義行為的影響可能具有以下作用：首先，良好的公司治理有助于降低公允價值估計中管理者有目的的估計偏差，降低管理者利用股權(quán)激勵基本價值和估值模型、參數(shù)值的私有信息實施私利估計的道德風(fēng)險。其次，有效的公司治理意味著良好的風(fēng)險管理程序，能給管理者提供高質(zhì)量的數(shù)據(jù)和工具去估計公允價值，以最小化無目的估計偏差[24]。最后，良好的公司治理有助于提高與公允價值估計相關(guān)的信息披露質(zhì)量。Bhat認為，公司治理的監(jiān)督作用不僅限于會計數(shù)字，還會衍生到信息披露[24]，良好的公司治理結(jié)構(gòu)能夠促使管理者采用最優(yōu)的信息披露政策。因此，我們預(yù)期ESO公允價值估計偏差中的機會主義動機主要存在于公司治理質(zhì)量較差的樣本公司中。具體地，借鑒已有研究，本文選擇以下六個方面的指標(biāo)通過主成分分析合成公司治理綜合指標(biāo)：CEO與董事長是否兩職合一、CEO任期、外部董事比例、管理層持股比例、董事會規(guī)模、董事會會議次數(shù)。在進行主成分分析后，本文選取第一大主成分作為公司治理水平的代理變量，并以其年度中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)分組對模型(3)進行檢驗，指標(biāo)值越大，說明公司治理水平越高。表5的檢驗結(jié)果顯示，Compare、Avoidloss、Top5EEI、Excesswage的回歸系數(shù)均為負，且在公司治理水平較低的樣本中更為顯著。但是，在公司治理水平較高的樣本中，Top5EEI與Excesswage的回歸系數(shù)分別在5%和10%水平下顯著，因此我們嘗試采用chow-test方法進行組間差異檢驗，結(jié)果顯示僅有Excesswage通過檢驗(未列示，備索)?？傊纸M檢驗結(jié)果表明當(dāng)公司治理水平較低時，管理者具有更強的動機低估ESO公允價值，這進一步支持了本文結(jié)論。

表5 不同公司治理水平下管理者自由裁量的機會主義動機差異檢驗

表6 不同審計監(jiān)管下管理者自由裁量的機會主義動機差異檢驗

(三)不同審計監(jiān)管下管理者自由裁量的機會主義動機差異檢驗

外部投資者關(guān)注會計信息的決策相關(guān)性，而獨立審計師更加關(guān)注會計信息的可靠性，尤其關(guān)注具有較高估計不確定性的公允價值信息。作為保障會計信息質(zhì)量的重要制度安排，獨立審計師在抑制公允價值估計中管理者的機會主義行為和提高公允價值信息可靠性方面發(fā)揮著重要作用。Chen等研究發(fā)現(xiàn)，在2008年金融危機期間，審計師在抑制管理者公允價值的計量偏差方面發(fā)揮了重要作用[14]?；诖?，借鑒已有研究[25]，我們以審計師是否為“國際四大”或“國內(nèi)十大”作為劃分依據(jù)，將樣本劃分為強審計監(jiān)管公司與弱審計監(jiān)管公司兩組，并預(yù)期弱審計監(jiān)管公司中管理者的機會主義動機更加顯著。表6報告的結(jié)果與預(yù)期一致，除Top5EEI(組間不存在顯著性差異)外，機會主義動機變量Compare、Avoidloss、Excesswage在弱審計監(jiān)管樣本公司中的回歸系數(shù)分別為-0.819、-0.411、-0.122，且均在1%的水平下顯著，說明當(dāng)外部獨立審計質(zhì)量較低時，管理者具有更強的機會主義動機，進而低估ESO公允價值。

(四)管理者自由裁量的市場后果

我們從分析師盈余預(yù)測視角來考察管理者自由裁量在資本市場上的經(jīng)濟后果。一方面，如果管理者自由裁量的機會主義動機占主導(dǎo)，那么可能會干擾分析師的盈余預(yù)測，加大盈余預(yù)測偏差；另一方面，如果信息傳遞動機占主導(dǎo)，則有助于向分析師傳遞有關(guān)公司未來風(fēng)險的信息，降低分析師盈余預(yù)測偏差。為此，我們以分析師盈余預(yù)測偏差為被解釋變量，以ESO公允價值估計偏差(Dis)為解釋變量，并加入模型(3)中的所用控制變量。我們分別用分析師對每股盈余預(yù)測偏差的絕對值除以實際值(AFdis_EPS)和凈利潤預(yù)測偏差的絕對值除以實際值(AFdis_NI)來度量分析師預(yù)測偏差。如表7中列(1)和列(2)所示，Dis與AFdis_EPS和AFdis_NI的回歸系數(shù)均為負，且分別在10%和5%的水平下顯著，說明ESO公允價值低估程度越大，分析師預(yù)測偏差越大；相反，高估程度越大，分析師預(yù)測偏差越小，這是因為低估主要是出于管理者的機會主義動機，而高估主要是出于信息傳遞動機。進一步地，在區(qū)分低估組和高估組后，Dis的估計系數(shù)僅在列(5)和列(6)中為負，分別為-1.694和-1.346，且均在1%的水平下顯著，即Dis越小(低估程度越大)，分析師預(yù)測偏差越大，準(zhǔn)確性越低。這進一步支持了本文的假設(shè)H1，表明ESO公允價值估計中的管理者自由裁量存在明顯的機會主義動機，并影響了分析師的預(yù)測準(zhǔn)確性。

表7 管理者自由裁量對分析師預(yù)測偏差影響的檢驗結(jié)果

六、結(jié)論性評述

當(dāng)前，公允價值會計正被廣泛運用于世界各國會計準(zhǔn)則中，但有關(guān)公允價值的計量是否會因賦予管理者過大自由裁量權(quán)而有損會計信息質(zhì)量的爭議從未停止。本文利用我國A股上市公司ESO公允價值估計表外信息披露的獨特數(shù)據(jù)，實證考察公允價值估計中管理者自由裁量的行為動機，嘗試為這一爭議提供經(jīng)驗回答。研究發(fā)現(xiàn)：在ESO公允價值估計中，管理者存在明顯的自由裁量行為，導(dǎo)致ESO公允價值普遍被低估，并且公司盈余管理動機和薪酬自利動機越強，ESO公允價值低估程度越大，表明管理者可能是基于機會主義動機實施了公允價值估計的自由裁量；公司財務(wù)風(fēng)險、經(jīng)營風(fēng)險、股利支付與ESO公允價值估計偏差之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，說明管理者進行自由裁量的信息傳遞動機不明顯。進一步研究發(fā)現(xiàn)：機會主義動機下的管理者自由裁量行為顯著降低了ESO公允價值估計的可靠性；當(dāng)公司治理水平較低、外部審計監(jiān)管較差時，管理者自由裁量的機會主義動機更加明顯；ESO公允價值估計偏差尤其是低估偏差顯著降低了分析師預(yù)測準(zhǔn)確性?？傊鲜泄竟芾碚咴贓SO公允價值估計中存在機會主義動機的自由裁量行為，降低了會計信息的有用性。

本文研究結(jié)論具有一定的啟示意義。第一，研究結(jié)論為國際會計準(zhǔn)則制定層提供了來自新型市場的經(jīng)驗證據(jù)，也為我國會計準(zhǔn)則制定層與上市公司監(jiān)管層完善公允價值準(zhǔn)則及配套制度提供了參考。基于歐美市場的研究發(fā)現(xiàn)，管理者在公允價值估計中存在信息傳遞動機，改善了會計信息質(zhì)量[8,11]；而本文研究發(fā)現(xiàn)，公允價值會計在我國表現(xiàn)出一定的“水土不服”，提供給了管理者更大的盈余管理空間，降低了會計信息有用性。因此，我國監(jiān)管層和準(zhǔn)則制定者應(yīng)在加快我國會計準(zhǔn)則與國際準(zhǔn)則不斷趨同的同時，考慮“南橘北枳”問題，結(jié)合我國國情與市場現(xiàn)狀，進一步加強公允價值估計的指導(dǎo)，完善公允價值信息披露監(jiān)管制度。第二，本文將管理者的自由裁量行為及其背后動機研究延伸至ESO公允價值估計及費用化過程中，有助于進一步豐富公司治理理論。當(dāng)前我國已進入高質(zhì)量發(fā)展階段，健全激勵約束機制、完善股權(quán)激勵制度已成為推動上市公司做優(yōu)做強、實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要推力，因此本研究對完善我國經(jīng)理股權(quán)激勵制度及其監(jiān)管具有重要的現(xiàn)實意義。