南曉莉 李延喜 侯鐵珊

一、文獻(xiàn)基礎(chǔ)與理論分析

股權(quán)激勵在激勵高管提升業(yè)績方面有一定的作用，但在實施股權(quán)激勵的上市公司中，高管為達(dá)到行權(quán)條件，也存在通過盈余管理粉飾報表，美化業(yè)績行為。加上我國證券市場有效性并不高，股價的漲跌不僅僅由管理層努力與否就可以控制，所以與國外評價機制不同，我國上市公司基本上都采用單一的財務(wù)指標(biāo)來評判經(jīng)理人績效，這意味著上市公司必須獲得業(yè)績提升才能將股權(quán)進(jìn)行變現(xiàn)。因此，公司高管存在以業(yè)績?yōu)槟繕?biāo)進(jìn)行盈余管理的動力，如打壓基數(shù)，調(diào)整收益率，降低激勵條件。同時，在信息不對稱的情況下，企業(yè)往往進(jìn)行選擇性信息披露，致使外部利益相關(guān)者無法了解企業(yè)的經(jīng)營情況。企業(yè)可以根據(jù)自身利益來選擇會計政策，一般通過改變折舊方法和折舊年限、改變存貨計價方法、改變長期股權(quán)投資和改變壞賬準(zhǔn)備計提方法的核算方法等手段來進(jìn)行盈余管理。股權(quán)激勵的目的是起到長期激勵的作用，并且需要以有效的公司治理為約束。Holmstrom認(rèn)為最優(yōu)補償契約的建立不僅僅要考慮股東財富的變化，還要考慮可以反映總經(jīng)理無法觀察的行為的變量①Holmstorm，B，（1979）．Moral hazard and observability．Bell Journal of Economics，10（1）：7491．。Jensen和Murphy也認(rèn)為，把報酬建立在潛在信息的其他變量上會激勵總經(jīng)理把精力投放到并不能增加股東財富的行動上。例如在評估總經(jīng)理無法觀測的行為時，會計利潤會提供有價值的信息，但以會計利潤而不是股東財富變化為基礎(chǔ)支付報酬給管理人員，不僅會刺激高管直接操縱會計系統(tǒng)，還會造成對凈現(xiàn)值大的項目的冷落，而偏愛有更大即期會計利潤、但價值較小的項目?；谝陨嫌^點，作者計算了薪水和資金變化對會計利潤和銷售額這兩個會計業(yè)績指標(biāo)變化的回歸系數(shù)，估計的系數(shù)為正說明會計收入的變化是報酬變化的另一個重要決定因素。同時，Jensen和Murphy在其后來發(fā)表的《績效報酬與對高層管理的激勵》一文中估計了薪酬機制下對經(jīng)理人的各種補償措施，如分紅、股權(quán)激勵等各種機制提供的激勵程度。這個激勵程度通過股東變化一美元引起的總經(jīng)理財富變化的美元數(shù)，即薪酬績效敏感度來衡量，該值越大，總經(jīng)理與股東的利益聯(lián)系越密切①Jensen Michael C．a(chǎn)nd MurPhy Kevin．J，（1990）．Performance pay and top magagement Incentive．Journal of Political E－conomy，2：225267．。我國上市公司的財務(wù)業(yè)績是最核心的業(yè)績組成部分，股價等其他業(yè)績衡量方式也都是對會計業(yè)績提供的信息的反映。而管理層的薪酬與會計績效聯(lián)系起來的方式在一定程度上讓管理層參與到了分配公司收益的過程中，能夠提高管理層的工作積極性。但是產(chǎn)生這種會計業(yè)績的部門由管理層控制，會計處理方式的多樣性為高管操縱會計業(yè)績提供了條件，高管有動機通過選擇會計政策規(guī)避股權(quán)激勵的風(fēng)險，增加自身收益。在契約雙方信息不對稱的情況下，對于具備一定公司治理內(nèi)部條件的上市公司來說，在決定對高管實施股權(quán)激勵后，為了提高高管進(jìn)行盈余管理的成本，達(dá)到股東與管理層的激勵相容，股權(quán)激勵方案的設(shè)計就顯得格外重要。

因此，在已有的文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，本文重點從薪酬績效敏感性的角度出發(fā)，研究公司治理水平差異的上市公司中，盈余管理程度與高管股權(quán)激勵收益的會計業(yè)績敏感性是否存在一定的關(guān)系。當(dāng)這種聯(lián)系較大時，管理層對會計業(yè)績進(jìn)行盈余管理提高自身利益的可能性也就越大。在這種情況下，本文探究提高公司治理水平是否能減小兩者相關(guān)度，減少高管盈余管理行為，達(dá)到股東與高管的激勵相容。

二、高管薪酬績效敏感度與盈余管理的實證研究設(shè)計

（一）研究設(shè)計

1．樣本選取和數(shù)據(jù)來源。為研究上市公司股權(quán)激勵下高管盈余管理的程度以及影響機理，本文選擇2006年到2010年滬深兩市實施股權(quán)激勵的上市公司為研究對象?！渡鲜泄竟蓹?quán)激勵管理辦法》規(guī)定，上市公司全部有效的股權(quán)激勵計劃所涉及的標(biāo)的股票總數(shù)累計不得超過公司股本總額的10%，而股權(quán)激勵比例小于1%的股權(quán)激勵方案停止實施的公司數(shù)較多，所以本文選擇股權(quán)激勵比例在1%以上的上市公司，激勵模式以股權(quán)激勵為主，并且剔除了金融行業(yè)的上市公司。除此之外對于我國上市公司來說，進(jìn)行盈余管理的動機還包括保牌、獲得上市資格等情況，所以本文樣本中也剔除了ST、PT以及當(dāng)年上市融資的公司，以此來避免其他因素的盈余管理對本研究產(chǎn)生影響，最終選擇了符合要求的70家公布股權(quán)激勵的上市公司進(jìn)行研究。研究所需的數(shù)據(jù)均來自于Wind咨詢數(shù)據(jù)庫及銳思數(shù)據(jù)庫。

2．盈余管理的度量。企業(yè)盈利的計算主要由兩部分組成，一是已實現(xiàn)的現(xiàn)金流入盈利，也就是經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量，另一部分為沒有實現(xiàn)的現(xiàn)金流入，即應(yīng)計利潤。本文采用總體應(yīng)計利潤分離法，即修正的Jones模型（Dechow et al，1995），從總應(yīng)計利潤中分離出可操控性應(yīng)計利潤，作為衡量盈余管理的指標(biāo)②Teoh，Siew Hong，Ivo Welch，and T．J．Wong，（1999）．Earnings management and the post－issue under performance in seasoned equity offerings．Journal of Financial Economics，50：6399．。

根據(jù)

建立回歸方程，可以得到α1，α2，α3的值。其中

TA為當(dāng)年總應(yīng)計利潤，NI為當(dāng)年凈利潤，CFO為當(dāng)年經(jīng)營性現(xiàn)金流量。

修正的Jones模型為：

將上式中得到的α1，α2，α3的值代入。

其中i表示第i家上市公司，ΔREVit表示t期與t－1期公司主營業(yè)務(wù)收入的差值，ΔRECit表示t期與t－1期財務(wù)報表中應(yīng)收賬款的差值，PPEit為t期末的固定資產(chǎn)的值，NDAit表示估計的非操縱性應(yīng)計利潤，At－1表示t－1期末總資產(chǎn)的值。再利用DAit＝TAit－NDAit（2．1d）

即可計算出第i家上市公司t期可操縱性應(yīng)計利潤DAit。

（二）實證模型構(gòu)建

1．變量選取。因變量為修正Jones模型計算出的樣本公司可操控性應(yīng)計利潤，解釋變量主要包括影響公司治理水平的各因素。

（1）董事會結(jié)構(gòu)。董事會主要代表股東利益對管理層層提出的決策進(jìn)行判定，同時董事會的職責(zé)還包括經(jīng)理人的聘用和解雇以及決定支付的相關(guān)報酬。董事會的治理結(jié)構(gòu)最終做到明晰和完善，應(yīng)該分清董事職責(zé)，細(xì)化內(nèi)部分工和權(quán)力制衡，必須通過董事會層次的委員會得到最佳執(zhí)行。其中審計委員會的職責(zé)就包括審視公司年度財務(wù)報表以及注意公司財務(wù)控制是否適當(dāng)?shù)?。而薪酬委員會則負(fù)責(zé)研究公司董事和高級管理人員的報酬事項（固定薪金和持股方案等），向董事會提交薪酬方案。這兩類委員會對控制管理層的盈余管理現(xiàn)象都有一定的幫助，并且常由外部董事組成。而外部董事中獨立董事能獨立履行職責(zé)，不受上市公司主要股東、實際控制人、或者其他與上市公司存在利害關(guān)系的單位或個人的影響，維護(hù)公司整體利益。趙德武、曾力、譚莉川（2008）對20022004年間993家上市公司進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)獨立董事監(jiān)督力能顯著提高盈余穩(wěn)健性的現(xiàn)象①趙德武、曾力、譚莉川：《獨立董事監(jiān)督力與盈余穩(wěn)健性一基于中國上市公司的實證研究》，《會計研究》2008年第9期。，吳清華和王平心（2007）對2003年1192家上市公司進(jìn)行研究的結(jié)論為獨立董事能有效地抑制盈余管理行為②吳清華、王平心：《公司盈余質(zhì)量：董事會微觀治理績效之考察—來自我國獨立董事制度強制性變遷的經(jīng)驗證據(jù)》，《數(shù)理統(tǒng)計與管理》2007年第1期。。此外，有文獻(xiàn)表明董事會規(guī)模能顯著影響其監(jiān)督能力，進(jìn)而影響公司盈余管理行為。Jensen（1993）認(rèn)為規(guī)模小的董事會能更有效監(jiān)督CEO，而規(guī)模大的董事會卻更容易被CEO控制。衛(wèi)東和王加勝（2006）對2001 2005年971家上市公司進(jìn)行研究，證實董事會規(guī)模與盈余管理程度之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系③衛(wèi)東、王加勝：《盈余管理與董事會特征：基于面板數(shù)據(jù)的實證研究》，《世界經(jīng)濟文匯》2006年第6期。。因此，本文選擇董事會中獨立董事所占的比例和董事會的規(guī)模兩個變量來代表董事會結(jié)構(gòu)變量。

（2）第一大股東性質(zhì)。本文將第一大股東按其性質(zhì)分為國有控股和非國有控股兩類，國有控股的上市公司股權(quán)激勵基本上與企業(yè)經(jīng)營指標(biāo)有關(guān)，這就便于管理者利用會計手段進(jìn)行盈余管理。此外由于國有上市公司存在著所有者虛位、內(nèi)部人控制現(xiàn)象，增加了管理層自己制定激勵制度、管理盈余的可能性。

（3）機構(gòu)投資者持股比例。Shleifer和Vishny（1986）提到通過批量持股的機構(gòu)投資者來監(jiān)控經(jīng)理人員優(yōu)于單個股東的原因是，機構(gòu)持股者一般為職業(yè)投資者，在評價公司績效時更具專業(yè)性④Shleifer，A．，and R．W．Vishny，（1986）．Large Shareholders and Corporate Control．Journal of Political Economy，94：461488．。同時，由于單個股東需要承擔(dān)全部的監(jiān)控成本，而他們的監(jiān)控成本則較低，所以，機構(gòu)持股者的出現(xiàn)增加了監(jiān)控的可能性，減少了代理成本，增加了公司價值。因此選擇機構(gòu)投資者持股比例作為影響高管盈余管理的制約因素。

同時，以公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率及凈資產(chǎn)收益率作為控制變量。根據(jù)蔡寧和魏明海（2009）的研究結(jié)果，公司規(guī)模對盈余管理程度存在顯著影響，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受到較大的限制⑤蔡寧、魏明海：《大小非減持中的盈余管理》，《審計研究》2009年第2期。。而上市公司為了不違反債務(wù)契約，可能利用盈余管理來降低資產(chǎn)負(fù)債率。同時，很多激勵草案的行權(quán)條件涉及到凈資產(chǎn)收益率的要求，所以將凈資產(chǎn)收益率作為其中的控制變量。

表1 變量定義

2．實證模型。本文首先構(gòu)建盈余管理與公司治理之間相關(guān)性的面板數(shù)據(jù)回歸模型：

在上述實證分析基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步研究公司治理水平差異下盈余管理與上市公司高管股權(quán)激勵的薪酬績效敏感度的關(guān)系，以及公司治理水平對盈余管理的影響。借鑒Bergstrsser和Phihppon（2006）對股權(quán)激勵程度的計量①Daniel Bergstresser and Thomas Philippon，（2006）．CEO incentives and earnings management，Journal of Financial Economics，80：511529．，通過公司股權(quán)激勵方案公告當(dāng)年年末收盤價與股權(quán)激勵行權(quán)價格的差值每增加百分之一時，對管理層持有股票期權(quán)價值的變動影響來評估管理層股權(quán)激勵的收益。公式如下：

S為股權(quán)激勵公告的當(dāng)年年末的收盤價，K為股權(quán)激勵制定的行權(quán)價格，SHARES為管理層被授予股票總數(shù)量，OPTIONS為管理層被授予的期權(quán)數(shù)量。

為了與盈余管理的指標(biāo)相適應(yīng)，本文將股權(quán)激勵的收益與總資產(chǎn)相除避免公司規(guī)模的影響，即

由上述分析得到的回歸模型為：

系數(shù)b1表示高管股權(quán)激勵下薪酬收益與公司會計績效的關(guān)系，即薪酬績效敏感度；ROE＊｜DA｜為｜DA｜與的交互項，表示上市公司中盈余管理對股權(quán)激勵的收益與會計績效之間的敏感度的影響。

三、實證分析

（一）樣本數(shù)據(jù)分析

為了分析上市公司股權(quán)激勵的情況以及實施股權(quán)激勵方案后上市公司的盈余管理變動的情況，本文首先從樣本中抽取了2006年到2008年披露實施股權(quán)激勵的上市公司共24家公司，這些公司股權(quán)激勵方案均在5年及5年以上，并在股權(quán)激勵實施期間未中途取消，通過對這些樣本公司數(shù)據(jù)搜集和5年來盈余管理水平計算，得到在2006年到2008年間，首次公布股權(quán)激勵方案的樣本上市公司中大部分為非國有控股公司，即民營企業(yè)占到79．17%，激勵比例大于5%的上市公司占到45．8%，與激勵比例小于5%的上市公司的數(shù)量基本持平。實施股權(quán)激勵的公司都存在著一定程度的盈余管理現(xiàn)象。同時，這24家公司中股權(quán)激勵比例大于5%的上市公司，其盈余管理程度在0．3至（－0．2）水平以內(nèi)；股權(quán)激勵比例較小的上市公司，其盈余管理程度更大，在0．4至（－0．3）范圍內(nèi)分布。因此，股權(quán)激勵比例的提高，管理層激勵增加，并更加注重個人利益和公司整體利益關(guān)系，盈余管理的程度即應(yīng)計可操縱利潤更集中，數(shù)值也更小。

（二）描述性統(tǒng)計及回歸結(jié)果

表3是模型2．2中各變量描述性統(tǒng)計，可以得到公司董事會規(guī)模和資產(chǎn)負(fù)債比差異較大，而各上市公司的凈資產(chǎn)收益率和獨立董事的比例則差異較小。

表2 變量描述性統(tǒng)計

對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗，P值均小于0．05，變量的序列不存在單位根，即面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的；Hausman檢驗結(jié)果顯示P值為0．025，大于0．05的顯著性，所以拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型。采用懷特檢驗異方差和自相關(guān)性，在自由度為35時，由于WT（35）＜χ20．5（35），不能拒絕原假設(shè)，模型不存在異方差；DW 值為1．807，查表得：du＝1．77，du＜1．807＜4－du，所以依據(jù)判別規(guī)則，說明誤差檢驗項不存在自相關(guān)性。表3是模型2．2中面板數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行固定效應(yīng)的最小二乘回歸估計得到的顯著性分析結(jié)果。

表3 模型2．2回歸顯著性分析結(jié)果

從表3中可以看到D的系數(shù)為正，但是沒有通過顯著性檢驗，這表明國有控股公司更傾向于進(jìn)行盈余管理，但這種情況并不明顯；BOARD與盈余管理顯示出正向的顯著性關(guān)系，說明董事會的規(guī)模越小，越能抑制盈余管理現(xiàn)象的產(chǎn)生；JIGOU的系數(shù)為負(fù)，但不顯著，說明機構(gòu)投資者持股數(shù)量越多能對減少盈余管理的程度起到一定的幫助；DULI與盈余管理表現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)性，我們可以認(rèn)為董事會中獨立董事的比例越大，盈余管理的程度越低；SIZE與盈余管理顯著負(fù)相關(guān)，說明公司的規(guī)模越大，管理層盈余管理的程度越小；DEBT與盈余管理顯著正相關(guān)，表明上市公司的資產(chǎn)負(fù)債比越高，盈余管理的行為越容易發(fā)生；ROE前的系數(shù)為負(fù)，但與盈余管理沒有顯著的負(fù)關(guān)系，所以凈資產(chǎn)收益率的增加并不會使得盈余管理的行為顯著下降。

模型2．2的實證結(jié)果顯示，上市公司中獨立董事比例越高，董事會規(guī)模越小，公司的治理水平越高，盈余管理的程度越小，所以本文從原有樣本中提取出四類上市公司，進(jìn)一步分析不同的公司治理水平下，盈余管理對高管股權(quán)激勵收益與會計業(yè)績敏感性的影響。基于樣本上市公司的獨立董事比例平均值為35%，董事會規(guī)模平均值為11人，盈余管理衡量值的均值為0．082916，具體分組情況如下表4：

表4 股權(quán)激勵上市公司樣本分組

在進(jìn)行實證分析時，本文重點分析公司治理水平高，盈余管理程度低的conservativeQ1（保守高治理水平組）和公司治理水平低，盈余管理程度高的aggressiveQ2（激進(jìn)低治理水平組）兩組樣本，對兩組樣本根據(jù)所建立的模型2．6進(jìn)行回歸分析。表5顯示相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，表6是方程2．6各系數(shù)的回歸結(jié)果。

表5 模型2．6相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計

從表6的回歸結(jié)果可以看出，兩組樣本回歸結(jié)果ROE的系數(shù)顯著為正，說明公司的會計業(yè)績越好，管理層的股權(quán)激勵收益越高，由此我們可以認(rèn)為公司會計業(yè)績在股權(quán)激勵方案的設(shè)計中起到了很大的作用。同時，ROE＊DA的系數(shù)也顯著為正，說明管理層會通過盈余管理來影響股權(quán)激勵收益與會計業(yè)績之間的敏感度，將兩組樣本的分析結(jié)果進(jìn)行比較可以得出，公司治理程度高，盈余管理程度低的conservativeQ1組（保守高治理水平組）樣本ROE＊DA的系數(shù)小于公司治理程度低，盈余管理程度高的aggressiveQ2組（激進(jìn)低治理水平組）樣本，說明提高公司治理的程度可以減小盈余管理對股權(quán)激勵收益與會計業(yè)績之間的敏感度的影響，使兩者的關(guān)系減弱，由此避免管理層為了自身利益進(jìn)行盈余管理的行為，理論分析得到驗證。

表6 模型2．6回歸顯著性結(jié)果

四、結(jié)論與政策建議

實證結(jié)果顯示實施股權(quán)激勵的上市公司中，存在著高管通過盈余管理來影響其股權(quán)激勵下收益與會計績效之間的敏感度的情況，而對于公司治理水平高、盈余管理程度小的上市公司來說，盈余管理與股權(quán)激勵收益和會計績效敏感度的這種影響小于公司治理水平低、盈余管理程度高的上市公司。當(dāng)董事會規(guī)模的減小，獨立董事的比例的提高都能夠?qū)τ喙芾懋a(chǎn)生抑制作用，董事會規(guī)模過大使管理效率低下，內(nèi)部成員不能很好地完成溝通，由于意見多樣化達(dá)不到一致使得對高管的監(jiān)督不那么有力，也為管理層提供了操縱會計盈余為自身謀利的機會。此外，獨立董事的獨立性在一定程度上對管理層起到了監(jiān)督的作用，抑制了高管盈余管理行為。由此證實了通過改善公司的內(nèi)部治理環(huán)境，提高公司治理水平，能夠增加管理者進(jìn)行盈余管理的成本，減少管理者進(jìn)行盈余管理的行為。而增加機構(gòu)投資者的控股比例在一定程度上可以增加對管理者的監(jiān)督約束，但是對管理層盈余管理成本的影響并不大，沒有起到顯著的治理作用，這與我國上市公司的機構(gòu)投資者的專業(yè)水平的不足以及證券市場發(fā)展尚不成熟有一定的關(guān)系?？偟膩砜?，上市公司只有在完善的公司治理的基礎(chǔ)上，才能減少管理層盈余管理，使股權(quán)激勵達(dá)到有效的激勵效果。