高管股權(quán)激勵(lì)、公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量
——以我國(guó)制造業(yè)A股上市公司2014-2016年數(shù)據(jù)為例

李梅 張雪英

一、引言

會(huì)計(jì)信息質(zhì)量一直以來(lái)是會(huì)計(jì)實(shí)務(wù)界和理論界關(guān)注的焦點(diǎn)。近年來(lái)，更是爆發(fā)了數(shù)量眾多會(huì)計(jì)信息披露造假舞弊丑聞。Jensen和Meckling(1976)認(rèn)為，兩權(quán)分離背景下，公司存在嚴(yán)重的委托代理問(wèn)題，導(dǎo)致管理層產(chǎn)生道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇行為，具體表現(xiàn)為通過(guò)盈余管理等方式提供虛假會(huì)計(jì)信息。那么，公司業(yè)績(jī)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系如何？會(huì)計(jì)信息由公司高管編制和提供，因此，公司高管人員對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量負(fù)責(zé)。自2006年我國(guó)證監(jiān)會(huì)發(fā)布《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法（試行）》以來(lái)，越來(lái)越多的上市公司推出了高管股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃。那么，與高管利益直接掛鉤的股權(quán)激勵(lì)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量有何影響？高管股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系有何作用？

本文采用規(guī)范研究和實(shí)證研究相結(jié)合的方法對(duì)上述問(wèn)題進(jìn)行深入解答，即在總結(jié)國(guó)內(nèi)外學(xué)者相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)制造業(yè)A股上市公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)系，并分析高管股權(quán)激勵(lì)對(duì)兩者及其關(guān)系的影響，以期完善我國(guó)上市公司股權(quán)激勵(lì)、會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的相關(guān)理論，并為實(shí)務(wù)中充分發(fā)揮高管股權(quán)激勵(lì)機(jī)制作用，及時(shí)揭露并有效抑制上市公司盈余管理行為，改善上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，提高公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)提供借鑒和依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述、理論分析與研究假設(shè)

近年來(lái)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者圍繞高管股權(quán)激勵(lì)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響展開了廣泛研究，但對(duì)于公司業(yè)績(jī)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量影響的研究較少，對(duì)高管股權(quán)激勵(lì)、公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)及會(huì)計(jì)信息質(zhì)量三者關(guān)系的研究更是匱乏。

（一）高管股權(quán)激勵(lì)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響

高管股權(quán)激勵(lì)就是授予高管（包括董事、監(jiān)事及高級(jí)管理人員，下同）一定的公司股票或期權(quán)等，使高管能以所有者的身份參與公司決策、共擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)以及分享利潤(rùn)，屬于長(zhǎng)期激勵(lì)方式范疇。目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者從盈余管理角度對(duì)高管股權(quán)激勵(lì)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響展開了廣泛研究，但研究結(jié)論存在較大差異。有的研究認(rèn)為高管股權(quán)激勵(lì)有助于改善會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，這是因?yàn)?，足夠充分的高管股?quán)激勵(lì)能夠?qū)崿F(xiàn)利益趨同，降低股東和高管的委托代理成本（Jensen和Meckling，1976），減少上市公司會(huì)計(jì)違規(guī)現(xiàn)象（Christopher等，2010），從而提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量（周曉蘇等，2016）。但是Fama和Jensen(1983)認(rèn)為過(guò)高的高管持股比例會(huì)引起機(jī)會(huì)主義的增加，導(dǎo)致公司治理水平的下降，從而可能會(huì)為了維護(hù)自身利益而刻意地進(jìn)行會(huì)計(jì)信息造假。而Yeo等(2002)認(rèn)為管理者持股與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量呈倒U型關(guān)系；路軍偉等（2015）認(rèn)為股權(quán)激勵(lì)與盈余管理兩者之間的關(guān)系受高管持股比例的影響。此外，還有少數(shù)學(xué)者認(rèn)為高管股權(quán)激勵(lì)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量無(wú)關(guān)，如Erickson et al. (2006)、朱賀(2010)等的研究。

本文認(rèn)為，在我國(guó)上市公司中，高管股權(quán)激勵(lì)有助于改善會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。根據(jù)委托代理理論，兩權(quán)分離之下，股東和管理者利益目標(biāo)的背離導(dǎo)致了兩者之間的委托代理問(wèn)題。而根據(jù)信息不對(duì)稱理論，高管人員具有絕對(duì)信息優(yōu)勢(shì)，不可避免地產(chǎn)生道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇問(wèn)題。這都不利于股東利益的保護(hù)和公司的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。高管股權(quán)激勵(lì)使高管人員成為公司所有者，實(shí)現(xiàn)高管與股東的利益趨同，高管人員更愿意站在股東的角度處理問(wèn)題，且其提供虛假會(huì)計(jì)信息的風(fēng)險(xiǎn)和損失加大，從而降低委托代理成本，緩解道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇問(wèn)題。近年來(lái)，隨著我國(guó)改革股權(quán)分置政策、會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的國(guó)際趨同、資本市場(chǎng)的不斷完善，我國(guó)上市公司的股權(quán)激勵(lì)成效顯著。2006年1月中國(guó)證監(jiān)會(huì)出臺(tái)了《中國(guó)上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法(試行)》，同年9月，國(guó)資委出臺(tái)《國(guó)有控股上市公司(境內(nèi))股權(quán)激勵(lì)試行辦法》。為了進(jìn)一步規(guī)范我國(guó)上市公司股權(quán)激勵(lì)制度，2008年5月，證監(jiān)會(huì)頒布了《股權(quán)激勵(lì)有關(guān)事項(xiàng)備忘錄1號(hào)》和《股權(quán)激勵(lì)有關(guān)事項(xiàng)備忘錄2號(hào)》，于2008年9月16日發(fā)布了《股權(quán)激勵(lì)有關(guān)事項(xiàng)備忘錄 3號(hào)》，使我國(guó)的股權(quán)激勵(lì)制度進(jìn)一步完善。同時(shí)，我國(guó)《公司法》和《證券法》對(duì)管理層買賣股票行為有嚴(yán)格限制，促使高管人員更加注重公司可持續(xù)發(fā)展，努力改善會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

因此，提出假設(shè)H1：公司高管股權(quán)激勵(lì)水平越高，公司應(yīng)計(jì)盈余管理程度越低，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越好。

（二）公司業(yè)績(jī)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響

表1 變量名稱及定義

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要用盈余管理衡量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，研究公司業(yè)績(jī)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，且研究結(jié)論存在較大差異。有的研究認(rèn)為公司業(yè)績(jī)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量顯著正相關(guān)，這是因?yàn)?，?dāng)企業(yè)陷入經(jīng)營(yíng)困境時(shí)，管理層的職位和聲譽(yù)受到威脅（吳娓等，2006），管理層就會(huì)利用盈余管理避免虧損行為（張昕和楊再惠，2007），以維護(hù)自身利益。但是Defond和Park (1997 )認(rèn)為經(jīng)理人傾向于采用平滑盈余的政策；Kothari等（2016）認(rèn)為盈余管理的程度受公司當(dāng)前績(jī)效與目標(biāo)盈余的差距的影響；徐向藝和盧剛（2017）認(rèn)為我國(guó)A股上市公司盈余管理程度與企業(yè)期望績(jī)效差距呈正U型的關(guān)系。

大部分研究認(rèn)為公司業(yè)績(jī)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)。本文認(rèn)同該觀點(diǎn)。這是因?yàn)椋阂皇菫榱似交麧?rùn)，維護(hù)公司良好形象，營(yíng)造公司持續(xù)平穩(wěn)發(fā)展的假象，業(yè)績(jī)好的公司的高管人員會(huì)采用盈余管理方式將利潤(rùn)轉(zhuǎn)移至未來(lái)，降低未來(lái)的業(yè)績(jī)負(fù)擔(dān)和壓力（Healy，1985），并且由于很多高管的薪酬與公司業(yè)績(jī)掛鉤，當(dāng)公司業(yè)績(jī)超過(guò)最高值，超出部分將不能帶來(lái)超額收益，通過(guò)盈余管理將“超額業(yè)績(jī)”轉(zhuǎn)移至未來(lái)，可實(shí)現(xiàn)自身的業(yè)績(jī)回報(bào)最大化。這說(shuō)明業(yè)績(jī)水平高的公司高管人員有盈余管理的動(dòng)機(jī)。二是當(dāng)公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)良好時(shí)，高管面臨的內(nèi)外部監(jiān)管和約束會(huì)隨之弱化，如債務(wù)契約條款會(huì)相對(duì)寬松（Sweeney，1994），大股東會(huì)放松對(duì)高管人員的監(jiān)督約束（王克敏和王志超，2007），媒體關(guān)注、機(jī)構(gòu)投資者與分析師的考察會(huì)減少，社會(huì)輿論監(jiān)督力度減弱（于忠泊等，2011），此時(shí)高管人員更有能力和條件進(jìn)行盈余管理（吳育輝和吳世農(nóng)，2010）。

因此，提出假設(shè)H2：公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)水平越高，應(yīng)計(jì)盈余管理程度越大，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越差。

根據(jù)前文，高管股權(quán)激勵(lì)有助于緩解高管人員與股東的委托代理問(wèn)題，實(shí)現(xiàn)兩者利益協(xié)調(diào)和趨同，促使高管放棄利益尋租，盡職盡責(zé)，改善會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，因此，提出假設(shè)H3：高管股權(quán)激勵(lì)可以弱化公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

在我國(guó)A股市場(chǎng)上，制造業(yè)上市公司數(shù)量遠(yuǎn)超其他行業(yè)，所以本文以我國(guó)制造業(yè)A股上市公司為研究對(duì)象，選擇2014年至2016年近三年的上市公司為樣本，剔除金融保險(xiǎn)類上市公司和ST、PT公司，以及財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失或財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)異常的上市公司，最終得到4039組公司的樣本數(shù)據(jù)，其中包括2014年的1312家上市公司數(shù)據(jù)，2015年的1311家上市公司數(shù)據(jù)，2016年的1416家上市公司數(shù)據(jù)。研究數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，采用Excel和Stata14.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理分析。

（二）變量定義

被解釋變量是公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，解釋變量是高管股權(quán)激勵(lì)和會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

1.公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)

權(quán)益凈利率具有較強(qiáng)的綜合性，反映股東投資資金的獲利水平。因此，使用權(quán)益凈利率ROE指標(biāo)衡量公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)水平。

2.高管股權(quán)激勵(lì)

在我國(guó)，股權(quán)激勵(lì)的主要授予標(biāo)的是股票，主要授予對(duì)象是公司高管，所以，股權(quán)激勵(lì)結(jié)果最終反映為上市公司高管持股情況。本文用高管持股比例來(lái)衡量上市公司高管股權(quán)激勵(lì)情況，用MSR表示。

表3 變量間的PEARSON相關(guān)系數(shù)及Sig值

3.會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是會(huì)計(jì)信息滿足明確和隱含需要能力的特征總和。本文選擇被廣泛使用的基于公司經(jīng)營(yíng)和財(cái)務(wù)狀況的“應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值”衡量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平呈負(fù)相關(guān)。國(guó)外學(xué)者普遍認(rèn)為，基于行業(yè)分類的橫截面Jones模型能有效計(jì)量應(yīng)計(jì)盈余管理，國(guó)內(nèi)學(xué)者也證實(shí)修正的Jones模型適合我國(guó)制度背景下應(yīng)計(jì)盈余管理的衡量。因此，本文借鑒Kothari等（2005）的做法，在修正的Jones模型中加入總資產(chǎn)報(bào)酬率來(lái)計(jì)算應(yīng)計(jì)盈余管理?；貧w模型如下：

首先根據(jù)模型（1），分年度回歸，得到回歸系數(shù)，然后將（1）中的回歸系數(shù)代入模型（2），將樣本數(shù)據(jù)代入模型（2），計(jì)算得到每家公司非操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，然后根據(jù)模型（3），計(jì)算得到操縱性應(yīng)計(jì)盈余管理水平。

4.控制變量

本文選擇比較常用的對(duì)公司業(yè)績(jī)產(chǎn)生影響的公司特征和公司治理方面的指標(biāo)作為控制變量。

變量定義具體內(nèi)容見表1。

（三）模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證假設(shè)H1，構(gòu)建如下回歸模型（4）：

表4 高管持股比例MSR與應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值|DA|的多元回歸分析

表5 公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)ROE與應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值|DA|的多元回歸分析

為了驗(yàn)證假設(shè)H2，構(gòu)建如下回歸模型（5）：

為了驗(yàn)證假設(shè)H3，研究高管股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量間關(guān)系的影響，在模型（5）的基礎(chǔ)上加入高管持股比例與權(quán)益凈利率的交乘項(xiàng)，構(gòu)建如下回歸模型（6）：

四、實(shí)證檢驗(yàn)與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

對(duì)4039組觀察值進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表2所示。

從表2可以看出，應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值|DA|的均值為0.0561，說(shuō)明制造業(yè)上市公司普遍存在應(yīng)計(jì)盈余管理行為，最大值和最小值差距較大，標(biāo)準(zhǔn)差也較大，說(shuō)明上市公司盈余管理程度存在明顯差異。審計(jì)意見類型AUDIT的均值為4.9614，且25%分位數(shù)、中位數(shù)和75%分位數(shù)均為5，說(shuō)明大部分上市公司的審計(jì)意見類型為標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見。高管持股比例MSR均值為0.0776，說(shuō)明我國(guó)上市公司高管持股比例普遍偏低，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1468，最小值為0，最大值為0.8100，說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)上市公司高管持股比例差異較大。公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)指標(biāo)ROE和ROA的最大值和最小值的差異明顯，且標(biāo)準(zhǔn)差較大，說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)存在較大差異。

控制變量中，公司屬性NATURE虛擬變量的均值為0.3229，說(shuō)明近三年我國(guó)制造業(yè)A股上市公司中有32.29%的公司屬于國(guó)有控股公司，非國(guó)有控股公司數(shù)量居多。資產(chǎn)負(fù)債率LEV的均值為0.4012，說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)A股上市公司偏好股權(quán)融資。股權(quán)集中度SHOLD1的均值為0.3459，說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)A股上市公司股權(quán)集中度較高。兩職合一LZHY虛擬變量的均值為0.2766，說(shuō)明有27.66%的公司董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一，大多數(shù)公司兩職分離。此外，其他控制變量的最大值和最小值差異大，標(biāo)準(zhǔn)差也較大，說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)上市公司在公司規(guī)模、公司成長(zhǎng)性、獨(dú)董比例、監(jiān)事會(huì)規(guī)模、委員會(huì)個(gè)數(shù)、前三名高管薪酬等方面存在明顯差異。

表6 高管持股比例MSR、公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)ROE與應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值|DA|的多元回歸分析

（二）多重共線性檢驗(yàn)

表3列出了各變量間的PEARSON相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果。解釋變量和控制變量間最大的Pearson相關(guān)系數(shù)是兩職合一LZHY與高管持股比例MSR之間的相關(guān)系數(shù)0.4647，且大部分變量間的相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值都很小，并且大部分變量間的相關(guān)系數(shù)均在1%、5%或10%的水平上顯著。因此，解釋變量和控制變量之間不存在多重共線性問(wèn)題。

（三）多元回歸分析

為了全面驗(yàn)證本文研究假設(shè)，多元回歸分析時(shí)，首先對(duì)全樣本進(jìn)行回歸，然后根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同進(jìn)行分組回歸。

1.高管股權(quán)激勵(lì)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的多元回歸分析

從表4可以看出，在全樣本回歸結(jié)果中，高管持股比例MSR與應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值|DA|的回歸模型的F值為30.47，p值為0.0000，說(shuō)明模型整體回歸效果較好；Adj-R2為0.0867，說(shuō)明模型解釋力可以接受，模型擬合程度好，能較好反映高管持股比例MSR與應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值|DA|之間的關(guān)系。高管持股比例MSR的回歸系數(shù)為-0.0213，且其p值為0.0270，說(shuō)明高管持股比例MSR與應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值|DA|在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，而應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值|DA|與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是負(fù)相關(guān)關(guān)系，所以高管股權(quán)激勵(lì)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量顯著正相關(guān)，即高管股權(quán)激勵(lì)可以有效抑制公司應(yīng)計(jì)盈余管理行為，改善會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，驗(yàn)證假設(shè)H1。

全樣本回歸結(jié)果的控制變量中，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)NATURE、公司規(guī)模SIZE、公司成長(zhǎng)性GROW、資產(chǎn)負(fù)債率LEV和前三名高管薪酬水平GGXC均能顯著影響公司的應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值|DA|。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)NATURE與|DA|的回歸系數(shù)為-0.0075，且在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，即在我國(guó)制造業(yè)A股市場(chǎng)上，與民營(yíng)公司相比，國(guó)有控股公司的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量更好。公司規(guī)模SIZE與|DA|的回歸系數(shù)為-0.0094，且在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，即公司規(guī)模越大，應(yīng)計(jì)盈余管理水平越低，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高。公司成長(zhǎng)性GROW與|DA|的回歸系數(shù)為0.0129，且在1%的水平上顯著正相關(guān)，即公司增長(zhǎng)潛力越大，應(yīng)計(jì)盈余管理程度越大，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越差。資產(chǎn)負(fù)債率LEV與|DA|的回歸系數(shù)為0.0660，且在1%的水平上顯著正相關(guān)，即公司債務(wù)融資水平越高，應(yīng)計(jì)盈余管理程度越大，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越差。前三名高管薪酬水平GGXC與|DA|的回歸系數(shù)為0.0038，且在10%的水平上顯著正相關(guān)，即公司前三名高管薪酬水平越高，應(yīng)計(jì)盈余管理程度越大，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越差。

此外，分別針對(duì)民營(yíng)控股公司和國(guó)有控股公司樣本進(jìn)行回歸分析的結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果基本一致，進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)H1。

2.公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的多元回歸分析

從表5可以看出，在全樣本回歸結(jié)果中，公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)ROE與應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值|DA|的回歸模型的F值為39.94，p值為0.0000，說(shuō)明模型整體回歸效果較好；Adj-R2為0.1114，說(shuō)明模型擬合優(yōu)度好，能較好反映公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)ROE與應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值|DA|之間的關(guān)系。公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)ROE的回歸系數(shù)為0.0453，且其p值為0.0000，說(shuō)明公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)ROE與應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值|DA|在1%的水平上顯著正相關(guān)，因此公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，即公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)水平越高，應(yīng)計(jì)盈余管理程度越大，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越差，驗(yàn)證本文假設(shè)H2。

此外，分別針對(duì)民營(yíng)控股公司和國(guó)有控股公司樣本進(jìn)行回歸分析的結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果基本一致，進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)H2。

3.高管股權(quán)激勵(lì)、公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的多元回歸分析

從表6可以看出，全樣本回歸結(jié)果中，回歸模型的F值為37.64，p值為0.0000，說(shuō)明模型整體回歸效果較好；Adj-R2為0.1127，說(shuō)明模型擬合優(yōu)度好，模型解釋力可以接受。公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)ROE的回歸系數(shù)為0.0468，且其p值為0.0000，高管持股比例MSR與公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)ROE的交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)為-0.1829，且其p值為0.0080，兩者回歸系數(shù)的符號(hào)相反，說(shuō)明高管股權(quán)激勵(lì)弱化了公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)與應(yīng)計(jì)盈余管理絕對(duì)值（會(huì)計(jì)信息質(zhì)量）之間的正（負(fù)）相關(guān)關(guān)系，驗(yàn)證假設(shè)H3。

此外，分別針對(duì)民營(yíng)控股公司和國(guó)有控股公司樣本進(jìn)行回歸分析的結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果并無(wú)實(shí)質(zhì)差異，進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)H3。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了提高研究的科學(xué)性和可靠性，本文通過(guò)變量替換法對(duì)假設(shè)H1、假設(shè)H2、假設(shè)H3進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，用高管權(quán)益薪酬比例GQB指標(biāo)來(lái)衡量高管股權(quán)激勵(lì)強(qiáng)度，即高管權(quán)益薪酬比例GQB=高管年末持股數(shù)×年末收盤價(jià)/(高管年末持股數(shù)×年末收盤價(jià)+高管報(bào)告期薪酬)。其中，高管報(bào)告期薪酬水平為上市公司年報(bào)中披露的前三名高管薪酬之和。其次，用總資產(chǎn)報(bào)酬率ROA衡量公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，即ROA=息稅前利潤(rùn)÷期末資產(chǎn)總額×100%。第三，用審計(jì)意見類型AUDIT衡量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，審計(jì)意見類型具體分為標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見、無(wú)保留意見加事項(xiàng)段、保留意見、否定意見、無(wú)法表示意見5種，依次賦值為5 ,4, 3, 2, 1，即審計(jì)意見類型取值越高，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越好。第四，對(duì)部分控制變量進(jìn)行替換，用總資產(chǎn)增長(zhǎng)率衡量公司成長(zhǎng)性，用前十大股東持股比例合計(jì)衡量股權(quán)集中度。變量替換后，得到的回歸結(jié)果與上述結(jié)論基本一致，并無(wú)實(shí)質(zhì)差異，從而進(jìn)一步驗(yàn)證上述實(shí)證回歸結(jié)論。由于篇幅原因，不在此列出穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。

五、實(shí)證結(jié)論

本文以2014年到2016年我國(guó)制造業(yè)A股上市公司為研究對(duì)象，研究高管股權(quán)激勵(lì)、公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響。研究結(jié)論包括：（1）我國(guó)制造業(yè)A股上市公司高管持股比例與應(yīng)計(jì)盈余管理水平顯著負(fù)相關(guān)；（2）公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)和應(yīng)計(jì)盈余管理水平顯著正相關(guān)；（3）高管股權(quán)激勵(lì)弱化了公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)和應(yīng)計(jì)盈余管理水平之間的正相關(guān)關(guān)系。這說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)A股上市公司高管為了獲取私人收益，或?yàn)榱朔埏棙I(yè)績(jī)實(shí)現(xiàn)上市或融資等目標(biāo)，有利用應(yīng)計(jì)盈余管理操縱短期經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的傾向，短期經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)?cè)诤艽蟪潭壬显醋詰?yīng)計(jì)盈余管理行為，而高管股權(quán)激勵(lì)有助于高管和股東的利益協(xié)調(diào)，可以克服高管短視行為，并抑制高管應(yīng)計(jì)盈余管理行為，改善會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，提高公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)信息含量。因此，我國(guó)上市公司應(yīng)該根據(jù)自身特點(diǎn)設(shè)計(jì)科學(xué)的高管股權(quán)激勵(lì)方案，推動(dòng)高管股權(quán)激勵(lì)制度的有效實(shí)施。此外，注冊(cè)會(huì)計(jì)師應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)公司短期經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的審計(jì)，充分考察是否存在粉飾業(yè)績(jī)的應(yīng)計(jì)盈余管理行為，以提高上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。