基于盈余管理的上市公司股權(quán)激勵研究

李 綺 婁 月

（武漢科技大學(xué)管理學(xué)院 湖北 武漢 430081）

一、引言

國內(nèi)外許多學(xué)者對股權(quán)激勵與盈余管理進(jìn)行了研究.Ramy Elitzur和Varda Yaari（1995）初步證實了股東所選擇的薪酬激勵機(jī)制會影響到經(jīng)理人的盈余操縱行為；Ilan Guttman和Ohad Kadan（2003）建立了信號博弈模型，發(fā)現(xiàn)經(jīng)理人通過內(nèi)生不連續(xù)收益報告促使股價上升，取得豐厚收入的同時減少盈余管理成本，證明了股權(quán)激勵制度導(dǎo)致了管理層進(jìn)行盈余管理行為；杜麗（2005）認(rèn)為契約的剛性與企業(yè)所處的復(fù)雜經(jīng)營環(huán)境的合力作用導(dǎo)致盈余管理現(xiàn)象的發(fā)生。關(guān)于股權(quán)激勵引發(fā)盈余管理也得到了實證研究的支持：David Aboody和Ron Kasznik（2000）發(fā)現(xiàn)，公司CEO在股票期權(quán)授予日前通過采用推遲發(fā)布利好消息或提前披露利空消息來干擾投資者視線，以達(dá)到在行權(quán)日以低成本價購買公司股票的目的；Safdar獲得的證據(jù)顯示，行權(quán)日前高管通過操縱性應(yīng)計利潤向上調(diào)整公司盈余，為使股票處于高價，從而從授予日行權(quán)價格和行權(quán)日當(dāng)日股票價格差中獲得更多個人收益；Core和Guay（1999）發(fā)現(xiàn)，持有較高股權(quán)激勵股比例的高管對外報告是持續(xù)盈余增加；肖淑芳（2009）證實了激勵計劃公告日前三個季度管理者對公司盈余通過操縱可操控性應(yīng)計利潤向下做了調(diào)整；王兵（2009）發(fā)現(xiàn)，管理層持股與任意應(yīng)計額在5%的水平下顯著正相關(guān)，這說明股權(quán)激勵制度不但沒有發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，反而導(dǎo)致盈余管理行為；宋立（2009）發(fā)現(xiàn)，股權(quán)分置改革前，樣本公司操控性應(yīng)計利潤均值為負(fù)數(shù)，說明上市公司非流通股股東為了支付較低的對價，有意調(diào)低利潤，向下操縱盈余，操縱性應(yīng)計利潤為負(fù)值；實施股權(quán)激勵后，作為激勵對象的高管為了在行權(quán)日以較低行權(quán)價格購買授予的股票，仍采用向下操縱盈余的手段。以上文獻(xiàn)從理論和實證方面證明了股權(quán)激勵與盈余管理之間存在相關(guān)性，但股權(quán)激勵制度所包含的各項因素是如何影響盈余管理的相關(guān)研究并不多，本文將從微觀因素著手對二者進(jìn)行深入研究。

二、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè) 公司對管理層的股權(quán)激勵程度越強(qiáng)，管理層就越有動機(jī)進(jìn)行有利于自身未來收益增加的盈余管理行為。故假設(shè)：

假設(shè)1：管理層持有激勵股票越多，就越可能引發(fā)明顯的盈余管理行為

我國大部分上市公司是通過股權(quán)分置改革而成立的，根據(jù)股東性質(zhì)可將其分為國有控股和非國有控股上市公司。國有控股上市公司一直存在較為明顯的“內(nèi)部人控制”現(xiàn)象，更容易發(fā)生管理層自己對自己制定激勵制度的現(xiàn)象。根據(jù)我國獨(dú)特制度背景，提出假設(shè)：

假設(shè)2：較非國有上市公司高管來看，國有上市公司的高管有更強(qiáng)的動機(jī)對盈余進(jìn)行管理

從股權(quán)制衡程度來看，公司第一大股東持有越多公司股票，就越傾向于尋找一個“利益代言人”，在管理公司事務(wù)的過程中會做出更有利于第一大股東利益的決策，因此股東會放松對他的監(jiān)管，更容易引發(fā)“代言人”的利己行為，由此提出假設(shè)：

假設(shè)3：當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例較高時會引發(fā)較為明顯的高管操縱盈余管理的行為

在我國，實施股權(quán)激勵的上市公司中大多數(shù)公司采用了限制性股票和股票期權(quán)這兩種模式。從目前公布的上市公司股權(quán)激勵草案中發(fā)現(xiàn)：股票期權(quán)的行權(quán)條件一般是基于市場指標(biāo)，而限制性股票的行權(quán)條件一般是基于財務(wù)指標(biāo)。從達(dá)到行權(quán)指標(biāo)的難易程度來看，高管利用其信息優(yōu)勢對財務(wù)指標(biāo)的操縱要易于對公司股價的操縱，即實施限制性股票上市公司的高管比實施股票期權(quán)上市公司的高管有更大能力為自己未來收益增值。故提出假設(shè)：

假設(shè)4：采用限制性股票方式進(jìn)行股權(quán)激勵的上市公司高管比采用股票期權(quán)方式進(jìn)行股權(quán)激勵的上市公司高管更有盈余管理傾向

（二）樣本選取和數(shù)據(jù)來源 本文的數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，以及巨潮資訊網(wǎng)（http：//www.cninfo.com.cn）公布的各上市公司定期報告。2006年初我國發(fā)布的《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》、《國有控股上市公司實施股權(quán)激勵管理試行辦法》為股權(quán)激勵的實施提供了規(guī)范性規(guī)定，但由于文件的實施具有滯后性，經(jīng)過2007、2008兩年時間，股改前遺留的問題基本得到解決，兩《辦法》的規(guī)定也已逐步滲透到我國上市公司中，股權(quán)激勵計劃的制定和實施等方面得到了一定程度的規(guī)范。所以本文在選取樣本時考慮到以上因素而未像其他類似實證研究一樣選取2006年公布股權(quán)激勵計劃的公司作為研究樣本。而且對2009年上市公司數(shù)據(jù)做實證分析的結(jié)果有較強(qiáng)的時效性。股權(quán)激勵樣本公司如（表1）所示。

表1 股權(quán)激勵公司樣本篩選

（三）變量選取 理論與實證界對盈余管理的計量主要采用三種方法：特定應(yīng)計項目法、管理后盈余分布法和總體應(yīng)計利潤分離法。其中總體應(yīng)計利潤分離法是國外對盈余管理研究時經(jīng)常采用的計量方法。采用總體應(yīng)計利潤分離法的目標(biāo)就是在企業(yè)的利潤中“識別”出可操控性應(yīng)計利潤，進(jìn)而用可操控性應(yīng)計利潤作為衡量企業(yè)盈余管理的指標(biāo)。本文選擇使用應(yīng)計利潤分離法中修正的Jones模型用以計算可操控性盈余。修正的Jones模型：。其中，NDAit表示估計期非操縱性利潤，At-1表示t-1期末總資產(chǎn)數(shù)值，ΔREVit表示t期與t-1期主營業(yè)務(wù)收入的差額，ΔRECit表示t期與t-1期應(yīng)收賬款的差額，PPEit表示t期期末固定資產(chǎn)總價值，IAit表示i公司第t年無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)，i表示第i家公司。原因如下：本文樣本選擇實施股權(quán)激勵的上市公司，它們分屬于不同行業(yè)，所以從行業(yè)角度講，不具備共性，故不宜使用特定應(yīng)計項目法；本文的結(jié)論不僅要得到公司是否采用了盈余管理，并且還要得到采用盈余管理的手段及程度如何。所以管理后盈余分布法也不能滿足這一要求；修正Jones模型發(fā)生第一類、第二類錯誤頻率較小，從收入操縱等方面的檢測能力比其他各種模型更為突出。而且，國內(nèi)外文獻(xiàn)當(dāng)中計算公司盈余時通過各種模型的比較分析發(fā)現(xiàn)，修正Jones模型相對于其他模型較為適合我國的證券市場。此外，引入以下控制變量：第一，公司規(guī)模。一般認(rèn)為規(guī)模較大的公司治理結(jié)構(gòu)較完善，管理者盈余管理的能力大大受到限制，所以公司規(guī)模越大，盈余管理強(qiáng)度反而會比較弱；第二，資產(chǎn)負(fù)債率。通常情況下，具有高資產(chǎn)負(fù)債率企業(yè)的高管相比于低資產(chǎn)負(fù)債率的企業(yè)高管有更大的動機(jī)進(jìn)行盈余管理，因為債務(wù)契約剛性使他們更加擔(dān)心違反后對他們帶來的負(fù)面影響，所以他們更趨向于盈余管理；第三，很多激勵草案中的行權(quán)條件涉及到對凈資產(chǎn)收益率的要求，所以將凈資產(chǎn)收益率作為一控制變量。

（四）模型構(gòu)建 本文構(gòu)建如下模型：DAi=a0+a1RATIOi+a2QUALITYi+a3Q+a4MODEi+a5LNSIZE+a6DEBTi+a7ROEi+Sit。

其中：DAi代表利用修正的Jones模型計算出的樣本公司可操控性應(yīng)計利潤；RATIOi表示高層管理者股權(quán)激勵程度，用股權(quán)激勵數(shù)量占總股本的比例來衡量；QUALITY表示第一大股東性質(zhì)，i=“1”表示國有控股，i=“0”表示非國有控股；Q表示股權(quán)制衡程度，用第二到第四大股東持股比例之和除以第一大股東持股的商衡量；MODE表示股權(quán)激勵模式，i=“1”表示采用限制性股票，i=“0”表示采用股票期權(quán)；LNSIZE表示公司的規(guī)模，用總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；DEBT表示公司的資產(chǎn)負(fù)債率；ROE表示公司的凈資產(chǎn)收益率。

三、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計 將選取的樣本根據(jù)上市公司發(fā)布股權(quán)激勵草案的時間劃分為2008年數(shù)據(jù)組和2009年數(shù)據(jù)組。需要說明的是，把股權(quán)激勵方案的公告日作為實證研究的基準(zhǔn)點(diǎn)是因為：股權(quán)激勵方案的關(guān)鍵時點(diǎn)雖為授予日、行權(quán)日以及出售日，但從我國股權(quán)激勵實施的進(jìn)程階段來看，大多數(shù)尚處于授予階段，并且根據(jù)《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》規(guī)定，“行權(quán)價格不得低于股權(quán)激勵計劃草案摘要公布前一個交易日公司標(biāo)的股票的收盤價與股權(quán)激勵計劃草案摘要公布前30個交易日內(nèi)公司標(biāo)的股票平均收盤價二者的較高者”，由此可見，管理層首選并且進(jìn)行實質(zhì)性盈余管理的時點(diǎn)是激勵草案的公告日。根據(jù)SPSS軟件可得到2008年和2009年的αi、β1i、β2i值，并依次代入修正的Jones模型中，計算出不可操控利潤。再利用DAit=TAit-NDAit可分別計算出2008、2009年可操控性應(yīng)計利潤。（表2）顯示的是2008、2009年實施股權(quán)激勵的上市公司可操控性應(yīng)計利潤DA的統(tǒng)計描述。從2008數(shù)據(jù)可以看到可操控性應(yīng)計利潤均值是0.0103，表示實施股權(quán)激勵計劃的上市公司盈余在公布的前一年為正；從2009數(shù)據(jù)樣本組可操控性應(yīng)計利潤的均值是0.0019，表示實施股權(quán)激勵計劃的上市公司高管在計劃公布的當(dāng)年對盈余進(jìn)行了向下的調(diào)整，這為上市公司為實施股權(quán)激勵制度而進(jìn)行盈余管理提供了數(shù)據(jù)支持。

（二）樣本的T檢驗 從（表3）可以看出2008年至2009年可操控性應(yīng)計利潤的均值下降很快，而樣本組中所有上市公司盡管公司性質(zhì)各不相同、所處行業(yè)不同、經(jīng)營環(huán)境有所差異，但向下調(diào)整盈余的行為卻一致，因為他們都公布了股權(quán)激勵草案，實施了股權(quán)激勵計劃。對2008年數(shù)據(jù)組和2009年數(shù)據(jù)組進(jìn)行配對樣本T檢驗證明股權(quán)激勵制度引起盈余管理行為。以2008年數(shù)據(jù)組作為2009年數(shù)據(jù)組的對照組考慮了以下幾點(diǎn)：第一，以往實證研究在做配對樣本T檢驗時通常選用與樣本公司所處行業(yè)相同且公司規(guī)模等特征相似的公司作為對照樣本，這樣做具有一定缺陷。例如一般做T樣本檢測時通常會用到回歸計算，如果樣本公司所處的行業(yè)屬于壟斷或特殊行業(yè)，那么同一行業(yè)中與樣本類似的公司數(shù)量可能會少于30個，則不能滿足統(tǒng)計上對數(shù)據(jù)數(shù)量的要求，所以只能把這樣的公司從樣本中剔除，這樣做就減少了樣本數(shù)量，影響檢驗結(jié)果；第二，以2008年的DA數(shù)據(jù)作為2009年DA數(shù)據(jù)的對照組一方面可以避免所采用方法的不足，另一方面，對于同一個公司來說在不同的時間（2008、2009）只因為同一變量（是否實施股權(quán)激勵）的改變而引起同一指標(biāo)（DA）的變化，那么可以合理推測是改變的變量引起了指標(biāo)的變化。這樣選取的對照樣本進(jìn)行T檢驗分析結(jié)果在理論上更為準(zhǔn)確。所以，樣本公司2008年計算出的DA便是實施股權(quán)激勵當(dāng)年公司盈余的天然對照樣本。（表3）中p值為0.005遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于顯著性水平0.05，通過了統(tǒng)計上的檢驗，也就是說實施股權(quán)激勵前后計量盈余管理的指標(biāo)DA確實發(fā)生了顯著變化，利用對照組的天然優(yōu)越性證明了由于實施股權(quán)激勵而引起盈余管理行為的存在，假設(shè)1成立。

（三）相關(guān)性分析 （表4）是Spearman相關(guān)性分析的結(jié)果。從表中可以大致得到各個解釋變量和控制變量與因變量DA之間的關(guān)系。由于變量含有經(jīng)濟(jì)意義，變量與變量之間會存在內(nèi)生關(guān)系，所以要把數(shù)據(jù)帶入到公式中，才能驗證它們之間關(guān)系的強(qiáng)弱。

表2 樣本描述統(tǒng)計結(jié)果

表3 配對樣本T檢驗結(jié)果

（四）回歸分析 從（表5）可以看到，RATIO的系數(shù)為正，說明管理層持股比例越高，可操縱性應(yīng)計利潤值越大，其值為0.764，說明兩者之間相關(guān)程度為76.4%，所以假設(shè)1成立；QUALITY的系數(shù)為0.091，通過了置信區(qū)間為90%的檢測，說明在其他條件相同的情況下國有控股公司進(jìn)行盈余管理要比非國有控股公司盈余管理程度高9.1%，此結(jié)論支持假設(shè)2；Q的系數(shù)為負(fù)，這說明第二大股東持股比例的和與第一大股東持股比例的商越大，即股權(quán)制衡度越高可操控性應(yīng)計利潤越小，假設(shè)3成立；MODE的系數(shù)為正0.01，說明在相同的條件下采用限制性股票比采用股票期權(quán)方式進(jìn)行盈余管理程度高1個百分點(diǎn)；控制變量LNSIZE的系數(shù)-0.054通過了置信區(qū)間為90%的顯著性檢測，說明公司規(guī)模越大，管理層盈余管理的程度越弱；控制變量DEBT的系數(shù)為正0.194，說明公司的負(fù)債比重越大，越容易產(chǎn)生管理層盈余管理行為；ROE的系數(shù)雖為正，但未通過置信度為90%的統(tǒng)計檢測。

（五）獨(dú)立樣本T檢驗 由于得到的MODE系數(shù)并未通過顯著性測試，考慮到模型中涉及到解釋變量之間可能會存在內(nèi)生性的問題，故做以下檢驗：以實施股權(quán)激勵模式為標(biāo)準(zhǔn)將樣本分為限制性股票數(shù)據(jù)組和股票期權(quán)數(shù)據(jù)組，對兩個組的DA做獨(dú)立樣本T檢驗。獨(dú)立樣本T檢驗結(jié)果如（表6）、（表7）。（表6）為兩組數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性描述，其中股票期權(quán)DA的平均值為-0.0039，而限制性股票的DA均值為0.0268，這說明實施股票期權(quán)上市公司股東向下做了盈余，但是幅度并不大。在進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗之前首先需要通過方差齊性檢驗，判斷兩個樣本的方差是否相等，由表7中F值及其對應(yīng)的p值可知在顯著性水平為0.1下認(rèn)為這兩種模式下DA方差有顯著性差異，因此T檢驗的結(jié)果應(yīng)該看表7中第二行方差不等時，也就是“方差不等”這一行T統(tǒng)計量的相伴概率為0.557，大于顯著性水平0.1，從而推斷這兩個數(shù)據(jù)組的均值不存在顯著差異。通過以上統(tǒng)計分析得到的結(jié)論是：不論采用限制性股票方式還是選擇股票期權(quán)方式，未使DA產(chǎn)生明顯的差異，即兩種方式引發(fā)盈余管理的“效果相當(dāng)”。結(jié)合（表5）得到的結(jié)果與由（表6）、（表7）的結(jié)果來看，并未完全支持假設(shè)4成立。

四、結(jié)論與建議

通過上述實證分析發(fā)現(xiàn)：實施股權(quán)激勵計劃能夠引發(fā)上市公司管理層盈余管理行為，公司授予管理層越多的股票，管理層越傾向于進(jìn)行盈余管理。實施股權(quán)激勵計劃的公司管理者進(jìn)行了盈余管理，但國有控股公司盈余管理比非國有控股公司顯著，股權(quán)制衡度低的公司盈余管理比股權(quán)制衡度高的公司顯著，采用限制性股票的公司盈余管理和采用股票期權(quán)的公司盈余管理水平相當(dāng)。就此提出以下建議：在行權(quán)條件設(shè)定方面，可以適當(dāng)引入新型的評價指標(biāo)。以往股權(quán)激勵計劃中行權(quán)條件以財務(wù)會計指標(biāo)中的凈收益作為一項重要指標(biāo)，但容易被管理層采用盈余管理的手段對之加以“修飾”，因此建議引入EVA指標(biāo)。這一新型的指標(biāo)引用了經(jīng)濟(jì)學(xué)中的機(jī)會成本概念，以各項財務(wù)會計指標(biāo)為基礎(chǔ)，對凈利潤加以調(diào)整，可以較真實的反映股東財富增減變化，這一特征在理論上既能滿足股東對管理層監(jiān)管的需要又能盡量避免管理層為行權(quán)而進(jìn)行盈余管理活動。此外，股票的市場價格相對于財務(wù)會計指標(biāo)而言會受到更多經(jīng)濟(jì)因素的影響，不易被高管所操控。而財務(wù)會計指標(biāo)所能反映的是短期的公司業(yè)績，但股票價格卻能衡量公司的長期發(fā)展。這一特點(diǎn)與股權(quán)激勵設(shè)置的初衷是相一致的，故在對激勵契約設(shè)計時建議考慮將股票價格作為行權(quán)條件。鑒于目前我國證券市場并未達(dá)到高度發(fā)達(dá)階段，所以在設(shè)置行權(quán)條件時將財務(wù)會計指標(biāo)與股票市場價格結(jié)合使用才會使激勵契約的約束性與有效性發(fā)揮到極致。

表4 Spearman相關(guān)性分析結(jié)果

表5 回歸系數(shù)統(tǒng)計表

表6 獨(dú)立樣本T檢驗統(tǒng)計數(shù)據(jù)

表7 獨(dú)立樣本T檢驗結(jié)果

［1］羅富碧、冉茂盛、杜家廷：《高管人員股權(quán)激勵與投資決策關(guān)系的實證研究》，《會計研究》2008年第8期。

［2］肖淑芳、張晨宇、張超、軒然：《股權(quán)激勵計劃公告前的盈余管理》，《南開管理評論》2009年第12期。

［3］魏剛：《高級管理層激勵與上市公司經(jīng)營績效》，《經(jīng)濟(jì)研究》2000年第3期。

［4］RRamy Elitzur，VardaYaar.i Executiveincentivecompensation and earningmanipulation in amulti-period setting.Journal of Economic Behavior andOrganization，1995.

［5］Jensen M.C,Meckling W.Theory of thefirm：managerial behavior,agency costsand capital structure.Journal of Financial Economics,1976.