王沁雨 李悅 黎逸冰 高韻 朱琰

摘 要：本文立足于高管薪酬激勵，對上市公司應計盈余管理進行了實證研究，研究結(jié)果表明，高管薪酬與應計盈余管理之間不存在任何關(guān)系，高管持股與應計盈余管理之間呈現(xiàn)顯著性不強的正向相關(guān)關(guān)系。

關(guān)鍵詞：高管薪酬 高管持股 應計盈余管理

中圖分類號：F272 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2017）03（b）-083-02

所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)的分離是公司制的典型特征，為保證公司的正常運轉(zhuǎn)，股東招聘職業(yè)經(jīng)理人來管理企業(yè)。但是，因為高管無法索取公司的剩余資產(chǎn)，其極有可能為了牟取個人私利而做出不利于股東和公司的行為，代理問題進而產(chǎn)生。

為降低代理成本，公司股東通過簽訂高管薪酬契約的方式去激勵高管增加公司財富。但是，由于信息不對稱和內(nèi)外部監(jiān)管不完善，會計業(yè)績指標成為了訂立薪酬契約的主要依據(jù)。趨利性會使高管通過應計盈余管理來美化業(yè)績指標，以獲得更加優(yōu)厚的報酬。如果股東在沒有意識到應計盈余管理的前提下就草率簽訂薪酬合同，那么合同的有效性將被極大地削弱，長此以往，市場經(jīng)濟也會受到不可逆的傷害。

正是出于對這些現(xiàn)象的思考，本文通過實證分析來探究高管薪酬激勵實踐與上市公司應計盈余管理行為之間的具體影響及作用機制。

1 假設提出

為了保證薪酬契約能夠最大限度地為自身帶來經(jīng)濟利益，具有信息優(yōu)勢的高管會對訂立薪酬契約的重要依據(jù)——會計業(yè)績指標進行不法操控：當公司業(yè)績表現(xiàn)不佳時，為實現(xiàn)預期經(jīng)營目標并完成對于股東的承諾，高管會實施真實盈余管理。利用真實盈余管理較難被察覺的優(yōu)點，高管能有效美化業(yè)績指標，以達到提升自己薪酬、牟取個人私利的目的。

同時，自新會計準則實施后，上市公司高管操控應計項目的空間大大縮減，加之近年來公司內(nèi)控和外監(jiān)制度的逐步完善，高管實施應計盈余管理更易被發(fā)現(xiàn)，故其通過應計盈余管理操控公司利潤的行為越來越少。據(jù)此，我們提出假設1。

假設1：高管薪酬與應計盈余管理之間不存在任何相關(guān)關(guān)系。

通過實施股權(quán)激勵，高管持有公司股票，與股東具有相同的利益。股權(quán)激勵旨在促進高管進行自我約束，減少應計盈余管理行為。但正是因為獲得了部分公司股票的所有權(quán)，高管的個人收益在一定程度上與公司股價綁定在一起，而公司股價與公司會計業(yè)績之間又存在著極其顯著的同向變化關(guān)系，所以為了保證有令人滿意的會計盈余以推動股價上漲，高管極有可能去實施應計盈余管理行為。據(jù)此，我們提出假設2。

假設2：高管持股與應計盈余管理正相關(guān)。

2 變量定義、數(shù)據(jù)來源與模型選擇

2.1 應計盈余管理計量

本文采用修正的Jones模型對應計盈余管理（EM）進行計量，以下是模型的具體計算步驟：

2.2 樣本收集

本文的研究對象為2015年深滬兩市所有A股上市公司。為避免其他因素對本研究的影響，本文剔除了下述公司的數(shù)據(jù)：（1）樣本年度內(nèi)的ST公司；（2）缺失財務數(shù)據(jù)的公司；（3）財務數(shù)據(jù)呈現(xiàn)極端情況的公司。最終確定的研究樣本為2350個。

2.3 模型構(gòu)建與變量定義

基于上述分析，我們構(gòu)建以下回歸模型。

同時，我們以可操控性應計利潤DTAC作為應計盈余管理（EM）的替代變量；以公司所有高管報酬總額的平均數(shù)，再取對數(shù)的值作為高管薪酬（GGXC）的替代變量；以高管年末持股總數(shù)/公司總股本的值作為高管持股（GGCG）的替代變量；以年末總負債/年末總資產(chǎn)的值作為資產(chǎn)負債率（ZCFZL）的替代變量；以年末總資產(chǎn)的對數(shù)值作為公司規(guī)模（GSGM）的替代變量；按上市后第一年取“0”，第二年取“1”的規(guī)律，為上市時間（SSSJ）賦值。

3 實證分析與結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計分析

通過分析可得：應計盈余管理的均值占到總資產(chǎn)4.01%，這說明樣本公司普遍存在應計盈余管理的行為；其最大值占到總資產(chǎn)42.43%，表明該公司存在嚴重的應計盈余管理行為。從高管薪酬來看，其均值為5.3661183，大于其中位數(shù)5.3527731，說明有將近一半的人獲得了高于均值的年薪；且其最大值6.142248與最低值4.681844具有一定的差距。從高管持股來看，其均值為0.1156974，最大值為0.9801404，最小值為0，這說明高管持股比例普遍較低且波動極大；其中位數(shù)為0.0018857，表明近一半的公司高管持股比例低于0.19%。

3.2 相關(guān)性分析

通過計算各變量Pearson相關(guān)系數(shù)，我們發(fā)現(xiàn)，高管薪酬與應計盈余管理之間不存在任何相關(guān)關(guān)系。資產(chǎn)負債率、上市時間與應計盈余管理呈負相關(guān)，這說明它們能抑制應計盈余管理。公司規(guī)模與應計盈余管理呈正相關(guān)，表明了它會助長應計盈余管理。

另外，以0.4為基準值對相關(guān)系數(shù)進行約束，我們發(fā)現(xiàn)大部分變量之間的相關(guān)系數(shù)均符合要求，只有公司規(guī)模與高管薪酬的相關(guān)系數(shù)是0.41418，公司規(guī)模與資產(chǎn)負債率的相關(guān)系數(shù)是0.48427。這說明變量之間的多重共線性不明顯，但仍需進一步驗證。

針對相關(guān)系數(shù)達到0.4以上的情況，我們進行了Vif檢驗，結(jié)果表明各變量的Vif值均較小，最大值僅為1.65。故各變量之間不存在多重共線性，無需排除任何變量。

3.3 多元回歸分析

我們發(fā)現(xiàn)高管薪酬的P值為0.3679，沒有通過顯著性檢驗，可見在本例中，高管薪酬與應計盈余管理是不相關(guān)的，證明了我們之前的假設。高管持股的系數(shù)為0.01595，符號與我們預期一致，但其僅通過10%的顯著性檢驗（P值為0.0772），表明正相關(guān)關(guān)系不顯著。這主要是由于在我國，股權(quán)激勵這一能有效減少應計盈余管理的方法沒有得到充分的利用。

上市時間的P值為0.7996，沒有通過顯著性檢驗，故在本例中，上市時間與應計盈余管理是不相關(guān)的。資產(chǎn)負債率與應計盈余管理在1%的水平下呈極其顯著負相關(guān)（P值<0.001），這很可能是因為債權(quán)人會更關(guān)注那些資產(chǎn)負債率較高的企業(yè)，他們關(guān)心該類企業(yè)能否按時償還全額債務，故會對該類企業(yè)實施更加緊密的外部監(jiān)督，這種外部監(jiān)督在有效控制高管應計盈余管理中發(fā)揮了重要的作用；而公司規(guī)模與應計盈余管理在1%的水平下呈極其顯著正相關(guān)（P值<0.001），說明規(guī)模龐大的上市公司為了躲避較高的稅收負擔及政府部門的監(jiān)管，存在更為強烈的應計盈余管理動機。

4 結(jié)論與建議

基于上述分析，我們發(fā)現(xiàn)，高管薪酬與應計盈余管理之間不存在任何相關(guān)關(guān)系，即高管不會為了提高自身薪酬而實施應計盈余管理，這可能是由于本文選取了2015年的新數(shù)據(jù)。隨著制度的完善與約束的加強，高管進行應計盈余管理更易被發(fā)現(xiàn)，故其實施應計盈余管理的動機不強。同時，當公司業(yè)績表現(xiàn)不佳時，為實現(xiàn)預期經(jīng)營目標并完成對于股東的承諾，高管偏向于采取真實盈余管理來美化業(yè)績指標，以達到牟取個人私利的目的。

而高管持股與應計盈余管理存在正相關(guān)關(guān)系，但相關(guān)性不強，這表明股權(quán)激勵的失靈與錯位。兩者呈正相關(guān)關(guān)系可能是因為高管為了保證有令人滿意的會計盈余以推動股價上漲，會實施應計盈余管理行為。同時，由于我國公司制發(fā)展不夠完善，實施股權(quán)激勵的上市公司只占了全部上市公司的很小一部分，大多數(shù)上市公司的高管仍是零持股；而且在這些實施股權(quán)激勵的上市公司中，大部分公司高管持股比例較低。盡管有股權(quán)激勵這一能有效減少應計盈余管理的方法，但其有效性沒有得到充分發(fā)揮，故導致了我國高管持股與應計盈余管理之間不存在明顯的相互關(guān)系。

因此，為有效減少代理成本并實現(xiàn)公司的長足發(fā)展，企業(yè)要建立健全高管薪酬訂立機制并積極運用股權(quán)激勵的方式來有效調(diào)動高管的工作積極性與創(chuàng)新能力。

參考文獻

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