高管股權(quán)激勵、盈余管理與審計定價
——基于盈余管理異質(zhì)性的視角

邵劍兵，陳永恒

(遼寧大學(xué) 商學(xué)院，遼寧 沈陽 110036)

一、 引言

現(xiàn)代公司制度框架下，股權(quán)激勵是處理股東與經(jīng)理人之間信息不對稱及代理問題最普遍的一種方式。通過經(jīng)理人持股安排，使其以股東的身份參與公司各項事務(wù)，更好地為公司長期發(fā)展做出貢獻。國外研究表明，股權(quán)激勵在解決上述問題中起到了積極作用[1]，但同時也產(chǎn)生了一些負面影響，因為股權(quán)激勵往往要求高管達到公司業(yè)績指標(biāo)，為此高管有動機進行盈余管理[2]。現(xiàn)有研究表明，在高管行權(quán)前后，公司的盈余管理行為存在明顯變動，這一現(xiàn)象必然會威脅中小股東的利益[3]，在我國創(chuàng)業(yè)板和中小板上市公司中，該現(xiàn)象更為突出。

在對創(chuàng)業(yè)板、中小板上市公司的監(jiān)管過程中，審計機構(gòu)發(fā)揮了重要作用。審計師擁有專業(yè)會計數(shù)據(jù)審查技術(shù)，能同時了解盈余管理變動類型、公司內(nèi)部經(jīng)營狀況和對外披露的財務(wù)報告。盈余管理因其涉及的會計科目具有不確定性而產(chǎn)生審計固有風(fēng)險，審計師需要花費一定的時間精力和審計資源來獲取更多相關(guān)的審計證據(jù)，這項工作的外在表現(xiàn)即審計定價。我國創(chuàng)業(yè)板、中小板上市公司門檻低，其中相當(dāng)一部分公司屬于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，商業(yè)機密性很強，此類公司在按照證監(jiān)會要求進行信息披露時，會在衡量此類信息的復(fù)雜性和機密性之后再適當(dāng)對外進行披露，導(dǎo)致此類公司的盈余管理空間更大，對其審計的難度更高，審計費用的波動幅度更加明顯。

目前關(guān)于股權(quán)激勵與審計定價的研究并未得出一致結(jié)論。本文通過區(qū)分盈余管理的類型和方向，具體包括調(diào)增操縱性應(yīng)計盈余管理(調(diào)增EM)、調(diào)減操縱性應(yīng)計盈余管理(調(diào)減EM)、調(diào)增真實盈余管理(調(diào)增DREM)、調(diào)減真實盈余管理(調(diào)減DREM)四種，以盈余管理作為股權(quán)激勵與審計定價兩者之間的傳導(dǎo)路徑，檢驗是否存在中介效應(yīng)，來探尋股權(quán)激勵與審計定價之間的邏輯關(guān)系。本文研究意義包括：第一，基于盈余管理的視角，通過區(qū)分盈余管理的類型及方向，研究高管股權(quán)激勵與審計定價的具體傳導(dǎo)路徑；第二，有利于監(jiān)管部門在對上市公司進行監(jiān)管時，更加側(cè)重于對真實盈余管理及調(diào)減方向盈余管理的監(jiān)管。

二、 文獻回顧

盈余管理主要包括操縱性應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理兩種類型。操縱性應(yīng)計盈余管理以運用會計手段方式為主，通過估計、政策等會計方法進行；真實盈余管理則以構(gòu)造虛擬交易為主，人為籌劃交易的性質(zhì)、時間和內(nèi)容等。盈余管理指標(biāo)數(shù)值的大小表示盈余管理程度的強弱，指標(biāo)的正負表示盈余管理方向的調(diào)增和調(diào)減。早期監(jiān)管部門的監(jiān)管力度不足，管理層較容易利用財務(wù)信息披露內(nèi)容管理及選擇不同會計方法等方式進行盈余操縱。操縱性應(yīng)計盈余管理受限于之前各期盈余管理的程度，審計風(fēng)險較高；真實盈余管理則具有更大的空間、更強的隱蔽性，而且會改變現(xiàn)金流量，直接威脅到公司正常經(jīng)營管理。至于采取何種盈余管理方式，則要基于實施成本和實施可能性綜合考慮，兩者在性質(zhì)上并無絕對的好壞[4]。公司會替代性地采用操縱性應(yīng)計和真實兩種方式來操縱盈余[5]。在美國薩班斯—奧克斯利法案(簡稱SOX法案)頒布之后，美國上市公司的應(yīng)計盈余管理行為有所緩解，但真實盈余管理行為顯著增加，近幾年關(guān)于真實盈余管理的研究也日益增多[6-7]。采取何種方向的盈余管理也要根據(jù)公司的不同需要而定。比如當(dāng)公司當(dāng)年的營業(yè)利潤明顯大于市場預(yù)期時，股權(quán)激勵強度較大的公司高管會進行調(diào)減方向的盈余管理，通過在報表上增加支出或者減少收入，以減少未來盈余大幅下跌所帶來的個人收入減少[8]。

研究高管股權(quán)激勵對審計定價的影響對于現(xiàn)代公司持續(xù)健康發(fā)展有著重要的意義，當(dāng)前關(guān)于兩者的研究結(jié)論并不一致，主要有以下三種：(1)O’Sullivan認為，高管持股比例與審計定價成顯著負相關(guān)[9]；Mervi Niskanen等同樣發(fā)現(xiàn)管理層持股比例與公司聘請四大會計師事務(wù)所的可能性成反比，即對外部審計的要求降低，間接表明高管股權(quán)激勵有利于公司內(nèi)部治理[10]；(2)Stulz認為高管持股比例過高會對公司治理產(chǎn)生負面影響并增加審計費用[11]；(3)Morck則認為高管持股比例與公司治理效率之間并不是簡單的線性關(guān)系，當(dāng)高管持股比例過低，則股權(quán)激勵起不到激勵作用，也不會對公司治理產(chǎn)生積極效果，太高又會導(dǎo)致高管為追求私人利益而進行盈余管理等行為，不利于公司治理，因此持股比例的高低與審計費用也呈非線性關(guān)系[12]?，F(xiàn)如今我國創(chuàng)業(yè)板和中小板上市公司中的高管持股比例到底過高還是過低？對審計定價又產(chǎn)生了何種影響？本文以此為出發(fā)點，展開研究。

三、 理論分析與研究假說

(一) 股權(quán)激勵與審計定價

審計定價是客戶付給審計人員的報酬，將直接影響審計質(zhì)量。企業(yè)控制環(huán)境的好壞最終決定了審計人員的預(yù)期投入與風(fēng)險，構(gòu)成影響審計定價的重要因素[13]。股權(quán)激勵作為現(xiàn)代公司治理最為重要的制度安排，其對公司治理運行和企業(yè)內(nèi)部控制環(huán)境的影響必然會作用于審計定價。梳理已有文獻可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)于股權(quán)激勵對控制環(huán)境的影響存在著兩種截然不同的假說：利益趨同假說和壕溝假說。利益趨同假說認為，股權(quán)激勵有助于將委托代理框架下高管與股東雙方的利益綁定在一起，減少高管謀取私利的行為，降低代理成本，改善公司治理環(huán)境，并提高公司績效[1]。因此，基于利益趨同假說可知，股權(quán)激勵在改善公司治理效率和控制環(huán)境的同時，必然會降低對外部審計質(zhì)量的需求[14]，突出表現(xiàn)為聘請四大會計師事務(wù)所的可能性逐漸降低[10]。與之相對應(yīng)，壕溝假說認為，高管持股比例過高會強化他們在公司治理機制中的影響力，弱化監(jiān)督和制衡，可能會造成對高管監(jiān)督不力的情況，反而不利于公司治理效率的改善。由此推斷，當(dāng)高管持股比例較高的時候，企業(yè)內(nèi)部控制環(huán)境反而會出現(xiàn)由壕溝效應(yīng)所導(dǎo)致的變糟糕的趨勢，這就迫使審計師投入更多審計資源，進而提高審計費用[15]。

利益趨同假說和壕溝假說的并存，導(dǎo)致關(guān)于股權(quán)激勵與審計定價關(guān)系的研究在實證檢驗的時候出現(xiàn)了令人困惑的結(jié)果。當(dāng)前的主流觀點認為，高管持股比例與審計定價之間呈現(xiàn)出非線性關(guān)系，即兩者之間很可能存在U型關(guān)系[16]。在高管持股比例未達到拐點之前，股權(quán)激勵與外部審計之間存在著明顯的替代關(guān)系，隨著持股比例上升，審計定價持續(xù)下降。高管持股達到一定比例后，股權(quán)激勵與外部審計之間表現(xiàn)出顯著的互補關(guān)系，審計定價隨著持股比例上升而逐步提高。不過，以往的實證檢驗并沒有找到這個拐點，這可能是可觀察和不可觀察的情境因素共同影響所致。我國創(chuàng)業(yè)板和中小板成立時間相對較短，并表現(xiàn)出如下特征：第一，由于我國對IPO實行嚴格的審核制，這使得很多創(chuàng)業(yè)企業(yè)上市的時候已經(jīng)處于發(fā)展的成熟期，發(fā)展速度明顯減緩。投資者對創(chuàng)業(yè)板和中小板的熱烈追捧，導(dǎo)致很多上市公司股票普遍存在高溢價。上述因素綜合作用下，高管具有較強的在較短時間內(nèi)實施套現(xiàn)的內(nèi)在動機。為了能夠?qū)崿F(xiàn)精準套現(xiàn)，確保個人利益最大化，高管必然會利用其所掌握的管理層權(quán)力來操縱業(yè)績，因此，審計機構(gòu)不得不投入更大的精力和人力，從而導(dǎo)致審計定價上升。第二，由于創(chuàng)業(yè)板和中小板成立時間相對較短，很多上市公司高管具有明顯的創(chuàng)始人特征。他們持有股權(quán)的比例相對較高，對公司的影響力也比非創(chuàng)始人強。因此，持股比例成為判別高管是否為創(chuàng)始人的重要依據(jù)。在上述因素作用下，高管股權(quán)激勵與審計定價關(guān)系凸顯了壕溝效應(yīng)，而不是利益協(xié)同效應(yīng)。因此，本文認為，創(chuàng)業(yè)板和中小板上市公司的高管股權(quán)激勵所具有的“套現(xiàn)動機”和“創(chuàng)始人身份”等雙重特征，決定了高管股權(quán)激勵與審計定價之間存在著明顯的壕溝效應(yīng)。據(jù)此，本文提出H1。

H1：高管股權(quán)激勵與審計定價正相關(guān)。

(二) 股權(quán)激勵與盈余管理

委托代理理論認為，剩余索取權(quán)歸委托人所有，處于代理人地位的企業(yè)高管具有明顯的風(fēng)險規(guī)避特征[1]。為鼓勵高管采取積極主動的創(chuàng)新活動，為企業(yè)獲得更多的風(fēng)險收益，股權(quán)激勵是現(xiàn)代公司治理框架中一項有效的制度安排，即高管也可以分享企業(yè)的一部分風(fēng)險收益。當(dāng)然，股權(quán)激勵的制度安排也有助于促使高管與股東利益一致，令他們站在股東利益最大化的角度進行公司事務(wù)的規(guī)劃和安排，并減少道德風(fēng)險行為，這也被稱為傳統(tǒng)的“有效激勵觀”。隨著越來越多上市公司引入股權(quán)激勵的制度安排，其負面效應(yīng)也逐漸顯現(xiàn)。與股東明顯不同的是，高管身份的本質(zhì)還是企業(yè)的雇員，一旦業(yè)績不佳，他們就可能被解雇和更換。由于高管并不是終身制，因而他們不可避免地會出現(xiàn)短期行為，突出表現(xiàn)在股票行權(quán)(也可稱為套現(xiàn)行為)、聲譽維護等具體事件上。第一，套現(xiàn)行為。一般來說，對多數(shù)高管而言，一旦到了行權(quán)時間點，他們往往會選擇合適的時機行權(quán)(即套現(xiàn))，而不會長期持有所在企業(yè)的股份。一旦行權(quán)時間點的企業(yè)業(yè)績不佳，高管大多傾向于采取業(yè)績操縱行為來提升企業(yè)股價。第二，高管的人力資本具有明顯的商品屬性，通過職業(yè)經(jīng)理人市場確定價格并進行交易。由于高管人力資本具有難以觀察的特征，其潛在雇主往往通過一些市場信號來確認支付價格，這些信號主要是他們的學(xué)歷、履歷以及以往的經(jīng)營業(yè)績，這就形成了聲譽機制。高管為了能夠在潛在雇主那里獲得更高的報酬，他們非常重視自身的人力資本信號，一旦所在企業(yè)業(yè)績不佳，他們就有內(nèi)在動機進行業(yè)績操縱。股權(quán)激勵會引發(fā)盈余管理行為而減弱激勵效果，甚至使高管報酬契約失效[2]。有學(xué)者研究證實股權(quán)激勵制度容易誘發(fā)管理層人為調(diào)整企業(yè)業(yè)績等盈余管理行為，影響特定時期的股票價格，進而損害公司的長遠利益[17-18]，這便是“盈余管理風(fēng)險觀”的主要內(nèi)容。目前我國上市公司中或多或少都存在盈余管理行為，很多學(xué)者證實了高管股權(quán)激勵與盈余管理之間存在正相關(guān)關(guān)系[19-21]。據(jù)此，本文提出H2。

H2：高管股權(quán)激勵與盈余管理正相關(guān)。

(三) 股權(quán)激勵、盈余管理與審計定價

在安然事件等眾多財務(wù)舞弊案件相繼爆發(fā)之后，國內(nèi)外對于外部審計的作用更加重視。Simunic最早提出了審計定價的計量模型，他認為審計定價主要由審計風(fēng)險溢價、正常報酬和審計資源成本三部分構(gòu)成[22]。審計風(fēng)險包括重大錯報風(fēng)險和檢查風(fēng)險，而盈余管理常被用作風(fēng)險的替代變量。隨著信息披露機制日益完善，上市公司的審計信息都會被公開披露，這必然導(dǎo)致事務(wù)所的審計風(fēng)險與審計成本增加。為減少風(fēng)險的發(fā)生，審計師對于企業(yè)的盈余管理行為格外重視[15]。Bedard等發(fā)現(xiàn)，審計師會隨著盈余管理操縱風(fēng)險的上升而投入更多審計資源并提高收費[23]。錢春杰等分別以會計與稅收之差、非經(jīng)常性損益的絕對值與總資產(chǎn)的比值等方式衡量盈余管理，認為盈余管理與審計定價之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[24-25]。因此，我們從審計成本和風(fēng)險收益相匹配的角度來分析，可知盈余管理行為都會導(dǎo)致審計定價的提高。

結(jié)合以上分析可以發(fā)現(xiàn)，盡管高管股權(quán)激勵與審計定價存在著邏輯上的聯(lián)系，但仍然存在尚未打開的“黑箱”，即到底是什么因素在兩者之間起到了傳導(dǎo)作用。盈余管理可以被視作一條很可能存在的邏輯路徑，也就是說，基于我國創(chuàng)業(yè)板的實際情況，我們可以認為，由于上市公司高管存在明顯的套現(xiàn)動機，高管股權(quán)激勵在一定程度上促進了企業(yè)采取盈余管理等業(yè)績操縱行為的內(nèi)在動機，進而增大了審計機構(gòu)的風(fēng)險和資源投入，最終令審計機構(gòu)不得不提高審計定價。這條傳導(dǎo)路徑的存在表明，當(dāng)上市公司實施高管股權(quán)激勵的時候，隨著股權(quán)激勵程度的增強，上市公司審計定價也在逐步提高。這與高管股權(quán)激勵有助于降低代理成本的主流觀點并不一致，這種不一致并不是因為高管股權(quán)激勵方案本身存在問題，而是股權(quán)激勵刺激了企業(yè)的盈余管理行為，導(dǎo)致審計機構(gòu)不得不采取提高審計定價的相應(yīng)舉措。因此，本文認為盈余管理可以被認為是高管股權(quán)激勵與審計定價之間的中介變量。據(jù)此，本文提出H3。

H3：盈余管理對高管股權(quán)激勵與審計定價關(guān)系起到中介作用。

四、 研究設(shè)計

(一) 樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文以2009—2013年我國創(chuàng)業(yè)板、中小板上市公司為研究對象，并按下述步驟處理初始樣本：(1)剔除2008年及之后年度上市的公司，這是因為為了計算公司操縱性應(yīng)計利潤，需要用到上一年度某些財務(wù)指標(biāo)；(2)剔除金融保險行業(yè)上市公司；(3)剔除數(shù)據(jù)不全的樣本；(4)剔除ST、*ST及PT等公司樣本。經(jīng)過上述處理后得到有效樣本1712個。本文實證研究的財務(wù)數(shù)據(jù)和會計師事務(wù)所的數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)，實證分析所使用軟件為Spss20.0。

(二) 研究模型及變量定義

本文研究的兩個重要基礎(chǔ)性假說是高管股權(quán)激勵與盈余管理的關(guān)系以及盈余管理與審計定價的關(guān)系。其中，盈余管理的類型又分為操縱性應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理兩類。

1. 兩種類型的盈余管理計量模型

(1) 操縱性應(yīng)計盈余管理

陸建橋于1999年提出擴展瓊斯模型，用來計量操縱性應(yīng)計盈余管理[26]，其表達式如下：

其中,NDAi,t為i公司第t年的非操縱性應(yīng)計利潤額；Ai,t-1為i公司第t-1年的資產(chǎn)總額；ΔREVi,t為i公司第t年的營業(yè)收入變動額；ΔRECi,t為i公司第t年的應(yīng)收款項增加額；PPEi,t為i公司第t年的固定資產(chǎn)；IAi,t為i公司第t年的無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)。本文采用擴展瓊斯模型來預(yù)計上市公司的操縱性應(yīng)計利潤額和非操縱性應(yīng)計利潤額，其預(yù)期模型(1)如下。

(1)

(2) 真實盈余管理

本文借鑒前人研究來計量真實盈余管理[4，7]，具體如下。

① 經(jīng)營現(xiàn)金流量模型。Roychowdhury認為，正常的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量與當(dāng)期銷售收入及其變化成線性關(guān)系[7]，本文據(jù)此建立估計模型(2)。

(2)

其中，CFOi,t為i公司第t年經(jīng)營活動現(xiàn)金流量；SALESi,t為i公司第t年的營業(yè)收入。公司的操縱性經(jīng)營現(xiàn)金流量DCFOi,t為公司實際的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量與期望經(jīng)營現(xiàn)金流量之差。

② 生產(chǎn)成本模型。生產(chǎn)成本為銷售產(chǎn)品成本與存貨變動之和，本文通過期望銷售成本模型與期望存貨模型得出期望生產(chǎn)成本估計模型，見模型(3)。

(3)

其中，PRODi,t為i公司第t年的生產(chǎn)成本；ΔSALESi,t-1為i公司第t-1年的銷售收入變動。用公司實際的生產(chǎn)成本減去期望生產(chǎn)成本，可以得到公司的操縱性生產(chǎn)成本DPRODi,t。

③ 酌量性費用模型。酌量性費用為銷售費用和管理費用之和，并與上期銷售收入存在線性關(guān)系，其估計模型(4)如下。

(4)

其中，DISEXPi,t為i公司第t年的酌量性費用。公司的操縱性酌量費用DDISEXPi,t為實際酌量性費用與期望酌量性費用之差。

④ 真實盈余管理總額模型，見模型(5)。

DREMi, t=DPRODi, t-DCFOi, t-DDISEXPi, t

(5)

2. 高管股權(quán)激勵與盈余管理計量模型

本文在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上[21]，結(jié)合我國創(chuàng)業(yè)板和中小板上市公司的現(xiàn)實情況，并考慮高管管理權(quán)力的作用，以高管持股比例作為度量股權(quán)激勵強度的變量。本文選取股權(quán)集中度(H1)、兩職合一(POST)、獨立董事比例(STRUCTURE)以及董事會規(guī)模(BOARD)等變量表征管理權(quán)力，將財務(wù)杠桿(LEV)、公司規(guī)模(SIZE)、前期經(jīng)營業(yè)績(ROA)等作為控制變量，把操縱性應(yīng)計項目盈余管理(EM)、真實盈余管理(DREM)分別與股權(quán)激勵和管理權(quán)力構(gòu)建多元線性回歸模型(6)和模型(7)。

EM=β0+β1INCENTIVERATIO+β2H1+β3POST+β4STRUCTURE+β5BOARD+β6LEV+β7SIZE+β8ROA+μ

(6)

DREM=β0+β1INCENTIVERATIO+β2H1+β3POST+β4STRUCTURE+β5BOARD+β6LEV+β7SIZE+β8ROA+μ

(7)

3. 盈余管理與審計定價計量模型

從上述審計理論的角度來說，盈余管理應(yīng)該會導(dǎo)致審計定價的提高，但目前國內(nèi)外相關(guān)領(lǐng)域的實證文獻并未證實整體盈余管理水平與審計定價的顯著正相關(guān)性[27-29]，原因可能是沒有考慮不同類型盈余管理的性質(zhì)。本文借鑒Simunic經(jīng)典審計定價模型和劉運國的思路[22-25]，并區(qū)分盈余管理的具體類型，分別建立操縱性應(yīng)計盈余管理與審計定價、真實盈余管理與審計定價的模型，考慮我國審計市場的特點，構(gòu)建如下模型(8)和模型(9)。

LnFEE=β1+β2LEV+β3SIZE+β4ROA+β5INV+β6REV+β7FIRM+β8FORGN+β9LOCAL+β10EM+INDUSTRY+YEAR+ε

(8)

LnFEE=β1+β2LEV+β3SIZE+β4ROA+β5INV+β6REV+β7FIRM+β8FORGN+β9LOCAL+β10DREM+INDUSTRY+YEAR+ε

(9)

4. 高管股權(quán)激勵與審計定價計量模型

在上述模型的基礎(chǔ)之上，本文參考許瑜的思路[14]，以審計定價作為因變量，考慮高管股權(quán)激勵對審計定價的影響，構(gòu)建如下模型(10)。

LnFEE=α+β1INCENTIVERATIO+β2LEV+β3SIZE+β4ROA+β5INV+β6REV+β7FIRM+β8FORGN+β9LOCAL+INDUSTRY+YEAR+ξ

(10)

5. 高管股權(quán)激勵、盈余管理與審計定價綜合計量模型

在上述模型的基礎(chǔ)之上，本文以審計定價作為因變量，同時考慮高管股權(quán)激勵和盈余管理，考慮高管股權(quán)激勵在不同類型盈余管理下對審計定價的影響差異，分別構(gòu)建如下模型(11)和模型(12)。

LnFE=β0+β1INCENTIVERATIO+β2EM+β3LEV+β4SIZE+β5ROA+β6INV+β7REV+β8FIRM+β9FORGN+β10LOCAL+INDUSTRY+YEAR+ξ

(11)

LnFEE=β0+β1INCENTIVERATIO+β2DREM+β3LEV+β4SIZE+β5ROA+β6INV+β7REV+β8FIRM+β9FORGN+β10LOCAL+INDUSTRY+YEAR+ξ

(12)

為避免重要變量遺漏導(dǎo)致結(jié)果偏誤，本文設(shè)置了年份與行業(yè)啞變量來控制其潛在影響。行業(yè)按2001年證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司分類指引》分成13類，剔除金融、保險類公司，設(shè)置11個啞變量；年份設(shè)置5個啞變量。以上基本模型中的因變量、自變量、控制變量及其計算或測度方法如表1所示。

表1 變量定義表

五、 實證結(jié)果分析

(一) 回歸變量的描述性統(tǒng)計及相關(guān)系數(shù)矩陣

表2為全樣本研究變量的描述性統(tǒng)計，結(jié)果顯示：操縱性應(yīng)計盈余管理均值為正值，標(biāo)準差較?。徽鎸嵱喙芾砭禐樨撝?，標(biāo)準差相對較大?？偨?jīng)理持股比例介于0%—71%之間，差距較大，均值為16.31%，標(biāo)準差為16.41%，說明不同上市公司中股權(quán)激勵強度差別顯著。第一大股東持股比例均值33.16%，股權(quán)集中度較高。兩職合一的均值為0.46，說明在46%的公司中，董事長兼任總經(jīng)理，這與創(chuàng)業(yè)板、中小板多為民營企業(yè)且董事長多為創(chuàng)始人有關(guān)，因為民營企業(yè)創(chuàng)始人在公司上市后不愿意放權(quán)，通過董事會任命自己為總經(jīng)理。董事會規(guī)模均值為8.38人，標(biāo)準差為1.35人。獨立董事人數(shù)占董事會規(guī)模的比例均值為37.36%，標(biāo)準差為5.29%。

表3為主要變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗。DREM與INCENTIVE顯著正相關(guān)，EM與INCENTIVE關(guān)系不顯著；DREM與LnFEE顯著負相關(guān)，EM與LnFEE關(guān)系不顯著；INCENTIVE與LnFEE顯著負相關(guān)，這也與我們隨后的研究性質(zhì)相一致。其他控制變量之間相關(guān)系數(shù)最大值為0.5771，方差膨脹因子VIF大多都在2 以下，并不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 全樣本研究變量的描述性統(tǒng)計

(二) 盈余管理的計量結(jié)果

我們按照擴展瓊斯模型得出操縱性應(yīng)計盈余管理計量結(jié)果EM，見表4；本文利用真實盈余管理估計模型得出的回歸結(jié)果見表5，再利用模型(5)則可以得出真實盈余管理的估計結(jié)果DREM。

(三) 多元回歸分析

考慮自變量X對因變量Y的影響，如果X通過影響變量M而對Y產(chǎn)生影響，則稱M為中介變量?？捎孟铝谢貧w方程來描述變量之間的關(guān)系：

Y=cX+e1

M=aX+e2

Y=c′X+bM+e3

本文中高管股權(quán)激勵為自變量X，盈余管理為中介變量M，審計定價為因變量Y。本文按照溫忠麟新的中介效應(yīng)檢驗流程展開以下研究[30]。

1. 高管股權(quán)激勵和審計定價

高管股權(quán)激勵與審計定價總體數(shù)據(jù)的線性回歸分析見表6；在不同盈余管理模型數(shù)據(jù)下，高管股權(quán)激勵與審計定價的線性回歸分析見表7(僅列出股權(quán)激勵的系數(shù))。表6中數(shù)據(jù)表明，股權(quán)激勵與審計定價之間呈負相關(guān)關(guān)系，但不具有顯著性；表7數(shù)據(jù)表明，在不同盈余管理模型數(shù)據(jù)下，兩者都不具有顯著性，故H1不成立。當(dāng)自變量X與因變量Y之間的系數(shù)c不顯著時，可以將此情形歸類為“廣義中介效應(yīng)”，用“遮掩效應(yīng)”來解釋[30]。一個合理的解釋是股權(quán)激勵比例不同會產(chǎn)生不同效果的治理作用，并反映于審計定價。高管持股比例在一定范圍內(nèi)會產(chǎn)生利益趨同效應(yīng)，對公司治理產(chǎn)生良好作用，從而使得審計定價降低，但當(dāng)高于這一持股范圍之后，高管便會為追求個人私利而進行盈余管理，對公司治理帶來不良后果，審計定價隨之提高。根據(jù)表2的描述性統(tǒng)計，總經(jīng)理持股比例介于0%—71%之間均值為16.31%，標(biāo)準差為16.41%，說明上市公司中股權(quán)激勵強度有很大的差別，從而導(dǎo)致數(shù)據(jù)整體沒有顯示出顯著性。本文隨后的研究將根據(jù)“遮掩效應(yīng)”進行。

表6 高管股權(quán)激勵與審計定價總體數(shù)據(jù)的線性回歸

表7 不同盈余管理模型數(shù)據(jù)下高管股權(quán)激勵與審計定價的線性回歸

表8 高管股權(quán)激勵與不同類型盈余管理的線性回歸

2. 高管股權(quán)激勵和盈余管理

高管股權(quán)激勵與盈余管理的線性回歸分析見表8、表9。表8表明，高管股權(quán)激勵和操縱性應(yīng)計盈余管理正相關(guān)但不顯著，高管股權(quán)激勵和真實盈余管理在1%的顯著性水平上正相關(guān)，H2得到部分驗證。表9表明，高管股權(quán)激勵和調(diào)減DREM在1%顯著性水平上正相關(guān)；高管股權(quán)激勵與調(diào)增EM、調(diào)增DREM都在10%顯著性水平上正相關(guān)；高管股權(quán)激勵與調(diào)減EM正相關(guān)但不顯著，即股權(quán)激勵強度越大，經(jīng)理人越有動機通過DREM及調(diào)增EM行為進行操縱。這說明在我國創(chuàng)業(yè)板和中小板上市公司中，存在高管持股比例過高的現(xiàn)象，這給公司治理帶來了負面影響，側(cè)面印證了“盈余管理風(fēng)險觀”的存在。解釋變量BOARD、POST和STRUCTURE在不同方向的盈余管理計量模型下都不顯著，解釋變量H1在調(diào)增DREM模型下，在1%顯著性水平上正相關(guān)，說明第一大股東持股比例越高，經(jīng)理人越有可能進行調(diào)增方向的真實盈余管理。

3. 盈余管理與審計定價

盈余管理與審計定價之間的線性回歸分析結(jié)果見表10、表11。以上模型的檢驗中，Adj.R2均在32%—46%之間，模型的顯著水平為0.000，說明模型有較好的擬合度。表10數(shù)據(jù)表明，EM與審計定價不顯著；DREM與審計定價在1%水平上顯著負相關(guān)。表11數(shù)據(jù)表明，調(diào)增EM與審計定價負相關(guān)但不顯著；調(diào)減EM與審計定價在5%水平上顯著正相關(guān)；調(diào)增DREM與審計定價在1%水平上顯著負相關(guān)；調(diào)減DREM與審計定價在1%水平上顯著正相關(guān)，這與劉運國等人得出的結(jié)論一致[25]。表10也表明，審計定價與總資產(chǎn)規(guī)模、前期經(jīng)營業(yè)績、存貨與總資產(chǎn)的比值、事務(wù)所類型及上市公司注冊所在地都在1%水平上顯著，這說明在我國審計市場，公司總資產(chǎn)規(guī)模是影響審計定價的主要因素，四大在國際審

表9 高管股權(quán)激勵與不同方向盈余管理的線性回歸

表10 不同類型盈余管理與審計定價的線性回歸

計市場中憑借高質(zhì)量的服務(wù)，收費相對較高，在國內(nèi)的審計市場依然存在品牌優(yōu)勢，也說明審計人員較為注重存貨項目、前期經(jīng)營業(yè)績所帶來的風(fēng)險；上市公司注冊所在地與審計定價顯著正相關(guān)，說明事務(wù)所對經(jīng)濟發(fā)展程度越高的地區(qū)上市公司收取的審計費用越高。最后，在所有的盈余管理模型當(dāng)中，應(yīng)收賬款占比REV與審計定價負相關(guān)但都不顯著，這與國外的研究和我們的預(yù)期不一致，可能的原因是由于創(chuàng)業(yè)板和中小板多為高新技術(shù)性公司有關(guān)。

4. 高管股權(quán)激勵與盈余管理及審計定價

高管股權(quán)激勵與盈余管理及審計定價之間的線性回歸分析結(jié)果見表12、表13。表12表明，在兩種不同種類盈余管理模型下，高管股權(quán)激勵與審計定價均沒有呈現(xiàn)顯著性關(guān)系。表13表明，考慮不同方向的盈余管理，高管股權(quán)激勵與審計定價呈現(xiàn)出不同顯著性。在考慮調(diào)增DREM的前提下，高管股權(quán)激勵與審計定價在5%顯著性水平上負相關(guān)；在考慮調(diào)減DREM前提下，高管股權(quán)激勵與審計定價在10%顯著性水平上正相關(guān)；調(diào)增EM、調(diào)減EM模型下，股權(quán)激勵和審計定價都沒有顯著相關(guān)性。這表明真實盈余管理為高管股權(quán)激勵與審計定價關(guān)系的作用路徑。此外，調(diào)減EM與審計定價在10%顯著性水平上顯著正相關(guān)，調(diào)減DREM與審計定價在5%顯著性水平上顯著正相關(guān)，這也與表10、表11得出的結(jié)論一致，由此可知，高管更多地運用調(diào)減方向的盈余管理，事務(wù)所也更加注重調(diào)減方向盈余管理所帶來的審計風(fēng)險，從而投入更多資源，提高審計定價。

5. 中介效應(yīng)檢驗

本文除按照以上中介檢驗方法之外，還通過檢驗中介變量M(盈余管理)與因變量Y(審計定價)之間的顯著性關(guān)系，進行了“X→M”、“M→Y”的實驗推導(dǎo)[30]。由股權(quán)激勵與調(diào)增DREM在10%顯著性水平上正相關(guān)，調(diào)增DREM與審計定價在1%顯著性水平上負相關(guān)，推出股權(quán)激勵與調(diào)增DREM應(yīng)

表11 不同方向盈余管理與審計定價的線性回歸

表12 高管股權(quán)激勵與不同類型盈余管理及審計定價的線性回歸

當(dāng)顯著負相關(guān)；由股權(quán)激勵與調(diào)減DREM在1%顯著性水平上正相關(guān)，調(diào)減DREM與審計定價在1%顯著性水平上正相關(guān)，推出股權(quán)激勵與調(diào)減DREM應(yīng)當(dāng)顯著正相關(guān)，這與我們上述的研究結(jié)果一致。

六、 穩(wěn)健性檢驗

為了提高研究的可靠性，本文采用以下三種方式進行了穩(wěn)健性檢驗。

第一，采用瓊斯模型、修正瓊斯模型、改進后擴展瓊斯模型分別計算出操縱性應(yīng)計盈余管理，并分別帶入上文相關(guān)的研究中，發(fā)現(xiàn)與擴展瓊斯模型所得出的結(jié)果一致。

第二，監(jiān)事會作為公司的監(jiān)督部門，其規(guī)?？赡軙绊懜吖苡喙芾硇袨?，因此本文增加“監(jiān)事會規(guī)模”進行回歸分析以檢驗穩(wěn)健性。結(jié)果表明，控制變量INCENTIVEN、H1、POST、STRUCTURE和BOARD與盈余管理關(guān)系不變。監(jiān)事會規(guī)模與盈余管理正相關(guān)但不顯著，這表明之前自變量的選取有效。

第三，本文將審計定價以啞變量定義，重復(fù)以上回歸分析，當(dāng)審計定價超過樣本中位數(shù)時取1，否則取0；回歸結(jié)果主要變量性質(zhì)與之前研究結(jié)果一致。

經(jīng)過上述檢驗，主要研究結(jié)論一致，說明本研究具有較好的穩(wěn)健性。由于篇幅限制，以上研究結(jié)果未羅列。

七、 研究結(jié)論與展望

本文通過中介效應(yīng)檢驗，發(fā)現(xiàn)在高管股權(quán)激勵與審計定價關(guān)系的傳導(dǎo)路徑上，操縱性盈余管理間接效應(yīng)不顯著，不存在中介效應(yīng)；真實盈余管理則存在部分中介效應(yīng)。操縱性應(yīng)計盈余管理模型下，高管股權(quán)激勵與調(diào)減EM不顯著，與調(diào)增EM在10%的顯著性水平上正相關(guān)，一個原因是近幾年我國對于操縱性應(yīng)計盈余管理的監(jiān)管加強，實施操縱性應(yīng)計盈余管理的成本和風(fēng)險增大，導(dǎo)致此類盈余管理行為減少。高管股權(quán)激勵與真實盈余管理在1%顯著性水平上正相關(guān)，調(diào)減DREM與審計定價顯著正相關(guān)，這與我們的預(yù)期一致，說明在我國創(chuàng)業(yè)板、中小板上市公司中，股權(quán)激勵制度對部分公司治理產(chǎn)生了負面影響，引發(fā)壕溝效應(yīng)，導(dǎo)致審計定價隨之增高。但是調(diào)增DREM與審計定價在

表13 高管股權(quán)激勵與不同方向盈余管理及審計定價的線性回歸

1%顯著性水平上負相關(guān)，與我們的預(yù)期相反，而且真實盈余管理數(shù)據(jù)總體與審計定價顯著負相關(guān)，說明在真實盈余管理行為中，調(diào)增方向為主流。一個合理的解釋是在我國創(chuàng)業(yè)板、中小板上市公司中，大多數(shù)上市公司高管持股比例偏低，這緩解了委托代理問題，有利于公司治理，并未產(chǎn)生壕溝效應(yīng)，從而驗證了利益趨同假說。這與許瑜的研究結(jié)果相同[14]。

根據(jù)本文研究結(jié)論，監(jiān)管部門應(yīng)更加注重上市公司真實盈余管理及調(diào)減方向的盈余管理行為。在隨后的研究當(dāng)中，我們可以將高管股權(quán)激勵程度的大小按某一指標(biāo)進行劃分，再運用真實盈余管理模型進行對照分析，從而觀察得出的結(jié)果能否作為本文的解釋；也可以考慮非經(jīng)常性損益盈余管理，并具體分類為調(diào)增方向和調(diào)減方向，驗證在我國創(chuàng)業(yè)板和中小板上市公司中，劉運國等得出的結(jié)論是否符合[25]，從而更加明確高管是通過何種盈余管理進行套現(xiàn)的。

表14 中介效應(yīng)檢驗系數(shù)表

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