醋衛(wèi)華，王得力，董青

?

期權(quán)激勵與管理層擇機(jī)行權(quán)研究

醋衛(wèi)華1，王得力2，董青1

(1. 湘潭大學(xué)商學(xué)院，湖南湘潭，411105；2. 暨南大學(xué)管理學(xué)院，廣東廣州，510632)

以2007—2015年實(shí)施股票期權(quán)激勵的上市公司為樣本，利用單變量統(tǒng)計分析方法和Logit回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)了行權(quán)過程中管理層的擇機(jī)行為。研究發(fā)現(xiàn)：管理層存在擇機(jī)行權(quán)的行為，潛在個人所得稅稅負(fù)的節(jié)約金額會顯著提高擇機(jī)行權(quán)的概率；與行權(quán)前相比，行權(quán)后上市公司的盈利與現(xiàn)金流量并未顯著增加；管理層等期權(quán)激勵對象在行權(quán)過程中沒有明顯操縱信息披露時機(jī)；在行權(quán)公告日前，與非擇機(jī)行權(quán)樣本相比，擇機(jī)行權(quán)樣本的相對交易量顯著提高，表明擇機(jī)行權(quán)主要通過內(nèi)幕交易的方式實(shí)現(xiàn)。

期權(quán)激勵；擇機(jī)行權(quán)；稅收節(jié)約；內(nèi)部信息

一、引言

迄今為止，如何有效地解決委托人與代理人之間的利益沖突一直是理論界與實(shí)務(wù)界面臨的棘手難題?；谖写碚撆c財務(wù)契約理論所設(shè)計的薪酬制度，試圖從根本上緩解股東與管理層之間的利益沖突[1]，最大限度地減少以致消除管理層的自利行為，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)雙方利益兼容的有效性。然而，股東的信息劣勢、契約的不完備性以及管理層對公司的實(shí)質(zhì)控制權(quán)力不僅容易使薪酬激勵產(chǎn)生新的委托代理問題[2?3]，而且也造成股東對管理層的監(jiān)督演變?yōu)椤柏埵笥螒颉?。其中，被寄予厚望的期?quán)激勵被越來越多的研究證實(shí)，管理層正在通過操縱信息披露時機(jī)以及倒填期權(quán)(Backdating)的方式，將期權(quán)激勵轉(zhuǎn)化為一種高效的自利手段[4?6]。

2006年，我國上市公司開始逐步推行股權(quán)激勵計劃，并以《上市公司股權(quán)激勵管理辦法(試行)》(簡稱“管理辦法”)與《國有控股上市公司(境內(nèi))實(shí)施股權(quán)激勵試行辦法》(簡稱“試行辦法”)作為實(shí)施股權(quán)激勵的制度基礎(chǔ)。截至2015年底，已有808家上市公司推出股權(quán)激勵計劃。盡管已有相當(dāng)數(shù)量實(shí)施股權(quán)激勵計劃的上市公司進(jìn)入行權(quán)期，但是基于中國的制度背景以及公司治理現(xiàn)狀深入考察管理層行權(quán)的研究卻并不多見。已有的研究文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，管理層行權(quán)時機(jī)的選擇與其掌握的內(nèi)部信息有關(guān)[7?8]。但是，Huddart和Lang[9]卻認(rèn)為管理層并沒有利用內(nèi)部信息挑選有利的行權(quán)時機(jī)。此外，Cai[10]、Cicero[11]、Dhaliwal等[12]研究發(fā)現(xiàn)，行權(quán)方式、行權(quán)策略以及所得稅稅負(fù)都會影響管理層擇機(jī)行權(quán)。

二、制度背景、理論分析與研究假設(shè)

(一) 制度背景

股票期權(quán)激勵計劃在上市公司正式實(shí)施后，公司經(jīng)營業(yè)績等指標(biāo)在有效期內(nèi)達(dá)到設(shè)定的預(yù)期標(biāo)準(zhǔn)，則激勵對象可在行權(quán)期內(nèi)選擇自主行權(quán)或集中行權(quán)。由于個人所得稅負(fù)、信息披露以及股份鎖定期等將會直接影響激勵對象的收益實(shí)現(xiàn)，因而成為行權(quán)時機(jī)選擇所要考慮的重要因素。第一，《財政部、國家稅務(wù)總局關(guān)于個人股票期權(quán)所得征收個人所得稅問題的通知》(簡稱“財稅〔2005〕35號文件”)規(guī)定，股權(quán)激勵對象以行權(quán)價格與行權(quán)日當(dāng)天股票收盤價的差額計算繳納個人所得稅。這就意味著，如果激勵對象在股價較高時行權(quán)將承擔(dān)更多的個人所得稅稅負(fù)。第二，“管理辦法”“試行辦法”以及《上市公司董事、監(jiān)事和高級管理人員所持本公司股份及其變動管理規(guī)則》(簡稱“管理規(guī)則”)要求，行權(quán)日的選擇應(yīng)避開重要事項(xiàng)或交易且不應(yīng)對行權(quán)日收盤價產(chǎn)生影響。第三，《上市公司證券發(fā)行管理辦法》(簡稱“發(fā)行管理辦法”)以及《上市公司非公開發(fā)行股票實(shí)施細(xì)則》(簡稱“實(shí)施細(xì)則”)規(guī)定，激勵對象在行權(quán)后的十二個月或者三十六個月內(nèi)不得轉(zhuǎn)讓。同時，“財稅〔2005〕35號文件”規(guī)定，激勵對象在鎖定期結(jié)束后售出股份則不需繳納個人所得稅。

(二) 理論分析與研究假設(shè)

在期權(quán)激勵的行權(quán)階段，由于行權(quán)價格已經(jīng)確定，在考慮個人所得稅稅負(fù)與行權(quán)鎖定期等約束條件下，管理層等激勵對象的總收益如下：

=[?(*?)×]×(1)

式中，為鎖定期結(jié)束時售出股份的價格，*為行權(quán)日收盤價，為行權(quán)價格，為個人所得稅稅率，為期權(quán)激勵的數(shù)量。

第一，管理層等期權(quán)激勵對象出于稅收節(jié)約的目的與內(nèi)部信息優(yōu)勢將擇機(jī)行權(quán)，選擇*最低時行權(quán)則可以實(shí)現(xiàn)收益最大化，在行權(quán)日前后公司股價將呈現(xiàn)V型趨勢[7,11?12]。不過，出于稅收節(jié)約的目的與內(nèi)部信息優(yōu)勢所預(yù)測的含義并不相同。一方面，依據(jù)“財稅〔2005〕35號文件”的規(guī)定，期權(quán)激勵對象以行權(quán)價格與行權(quán)日當(dāng)天股票收盤價的差額計算繳納個人所得稅。式(1)中(*?)×表示行權(quán)時期權(quán)激勵對象所承擔(dān)的個人所得稅稅負(fù)，在行權(quán)價格確定的情況下，行權(quán)日收盤價*越低則個人所得稅稅負(fù)越小。換言之，期權(quán)激勵對象的個人所得稅稅負(fù)越高則更有可能選擇在*最低時行權(quán)。另一方面，如果期權(quán)激勵對象具有信息優(yōu)勢并且依據(jù)內(nèi)部信息判斷行權(quán)期內(nèi)公司價值被市場低估，那么不僅短期內(nèi)行權(quán)公告將向市場傳遞公司價值被低估的信號，而且還意味著未來公司盈利和現(xiàn)金流量將會增長[13]，即與行權(quán)之前相比，行權(quán)之后公司盈利和現(xiàn)金流量將會顯著增加。因此，本文提出研究假設(shè)一與假設(shè)二：

H1：潛在個人所得稅稅負(fù)的節(jié)約金額會顯著提高上市公司擇機(jī)行權(quán)的概率。

H2：與行權(quán)之前相比，行權(quán)之后公司盈利與現(xiàn)金流量將會顯著增加。

第二，管理層等期權(quán)激勵對象除了選擇*最低時行權(quán)，還可能憑借獲取內(nèi)部信息的優(yōu)勢以及掌握的公司管理權(quán)力操縱信息披露的時機(jī)以影響股票價格。具體而言，擇機(jī)行權(quán)的公司將在行權(quán)日之前增加披露“壞消息”以降低行權(quán)日的股票收盤價格，與此同時，在行權(quán)日之后增加披露“好消息”實(shí)現(xiàn)收益最大化。因此，本文提出研究假設(shè)三：

H3a：與非擇機(jī)行權(quán)樣本相比，擇機(jī)行權(quán)樣本在行權(quán)日之前將顯著增加“壞消息”的披露。

H3b：與非擇機(jī)行權(quán)樣本相比，擇機(jī)行權(quán)樣本在行權(quán)日之后將顯著增加“好消息”的披露。

第三，在投資者法律保護(hù)較弱且信息披露規(guī)范存在疏漏的情境下，擇機(jī)行權(quán)也可能成為一種內(nèi)幕交易行為。一方面，上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)、激勵機(jī)制的有效性不足、內(nèi)幕交易的監(jiān)管和司法手段缺乏威懾力以及市場發(fā)展程度等原因造成我國證券市場內(nèi)幕交易行為嚴(yán)重[14]。另一方面，近些年來，在我國證券市場重大變革的背景下，內(nèi)部人利用信息優(yōu)勢的內(nèi)幕交易行為的問題正在逐步凸顯[15]。對于行權(quán)而言，公司管理層可以利用對行權(quán)信息的預(yù)知并將行權(quán)信息提前透漏給他人，策略性安排股份交易的時機(jī)或者相互合作使股票價格向下運(yùn)動從而降低激勵對象的個人所得稅稅負(fù)以實(shí)現(xiàn)收益最大化的目的。因此，本文提出研究假設(shè)四：

H4：與非擇機(jī)行權(quán)樣本相比，擇機(jī)行權(quán)樣本在行權(quán)日之前存在明顯的內(nèi)幕交易行為。

三、實(shí)證研究設(shè)計

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2007—2015年公告實(shí)施股票期權(quán)激勵計劃且已進(jìn)入行權(quán)期的上市公司為初始樣本，并逐項(xiàng)剔除：(1)金融類行業(yè)；(2)激勵對象放棄行權(quán)；(3)未公告行權(quán)日期。最終得到74家上市公司208次行權(quán)的有效樣本。本文的行權(quán)日、行權(quán)數(shù)量、激勵對象，以及薪酬委員會結(jié)構(gòu)等數(shù)據(jù)根據(jù)上市公司行權(quán)公告、年度報告、董事會公告手工整理，股票交易價格數(shù)據(jù)、財務(wù)數(shù)據(jù)分別來自國泰安(CSMAR)和萬得(Wind)數(shù)據(jù)庫，最終控制人數(shù)據(jù)來自色諾芬(Sinofin)數(shù)據(jù)庫。

(二) 變量定義

1. 擇機(jī)行權(quán)()

本文以虛擬變量度量研究樣本是否擇機(jī)行權(quán)，若研究樣本行權(quán)日當(dāng)天的收盤價格為月度內(nèi)最低收盤價格則為1，否則為0。

2. 個股累計收益率()

Narayanan和Seyhun[16]認(rèn)為對于具有信息優(yōu)勢的管理層而言，利用內(nèi)部信息預(yù)測和影響公司股價并不困難，但是對于市場的變化，管理層與其他投資者一樣并不具有信息優(yōu)勢。與此同時，影響管理層等期權(quán)激勵對象的行權(quán)總收益是公司股價(個股累計收益率)而不是市場價格(指數(shù)收益率)，即管理層等期權(quán)激勵對象在行權(quán)時更關(guān)注個股累計收益率而不是個股累計超常收益率。因此，本文以研究樣本的行權(quán)日作為事件日，計算不同窗口期的個股累計收益率。

3. 潛在個人所得稅稅負(fù)節(jié)約()

由于上市公司行權(quán)公告并未披露不同期權(quán)激勵對象適用的所得稅稅率，因此，本文以研究樣本CEO行權(quán)上年末現(xiàn)金薪酬適用的所得稅最高稅率作為計算潛在個人所得稅稅負(fù)節(jié)約的邊際稅率，則潛在個人所得稅稅負(fù)節(jié)約=(行權(quán)當(dāng)月的平均收盤價格?行權(quán)價格)×邊際稅率，并對潛在個人所得稅稅負(fù)節(jié)約取自然 對數(shù)。

4. 公司業(yè)績

參考Grullon和Michaely[13]的研究，度量行權(quán)日前后公司業(yè)績與現(xiàn)金流量的指標(biāo)主要包括：①總資產(chǎn)收益率()；息稅攤銷前收入除以調(diào)整現(xiàn)金后賬面平均總資產(chǎn)()，其中，息稅攤銷前收入等于營業(yè)利潤加財務(wù)費(fèi)用加固定資產(chǎn)折舊，調(diào)整現(xiàn)金后賬面平均總資產(chǎn)等于年初與年末賬面總資產(chǎn)分別減去現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物后的平均值；②息稅攤銷前收入除以平均營業(yè)收入()，其中，平均營業(yè)收入等于期初與期末營業(yè)收入的平均值；③經(jīng)營性現(xiàn)金流量除以賬面平均總資產(chǎn)()，其中，經(jīng)營性現(xiàn)金流量等于現(xiàn)金流量表中(直接法)的銷售商品、提供勞務(wù)收到的現(xiàn)金，賬面平均總資產(chǎn)等于年初與年末賬面總資產(chǎn)的平 均值。

5. 好消息()與壞消息()

本文將公司公告中包括盈利增加、發(fā)放或增加股利、股票回購、銷售增長、企業(yè)擴(kuò)張或并購、新產(chǎn)品上市、技術(shù)發(fā)明和專利取得突破、新生產(chǎn)線或新生產(chǎn)基地正式投產(chǎn)、獲得國家稅收優(yōu)惠以及產(chǎn)業(yè)政策支持、引進(jìn)戰(zhàn)略投資者、公司受到政府或社會組織嘉獎等視為“好消息”，將盈利減少、取消或減少股利、銷售下降、并購失敗、產(chǎn)品召回、產(chǎn)品缺陷、法律訴訟、受到政府等監(jiān)管機(jī)構(gòu)處罰、研發(fā)失敗、自然災(zāi)害或事故造成損失等視為“壞消息”。披露“好消息”和“壞消息”窗口期為行權(quán)日之前與之后兩個月。

6. 相對交易量()

借鑒張新和祝紅梅[14]、晏艷陽等[15]的研究，本文采用相對交易量指標(biāo)考察行權(quán)日之前的內(nèi)幕交易行為，即以[?271，?31]期間內(nèi)個股日交易量的平均值作為事件日窗口期交易量的估計值，并以[?30，+30]窗口期個股日交易量除以估計值得到日相對交易量。

7. 其他變量

(三) 檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

首先，利用Logit模型檢驗(yàn)研究假設(shè)H1，其中，因變量Timing為1，則表示研究樣本行權(quán)日的收盤價為當(dāng)月最低收盤價格，否則為0。Explain Variables和Control Variables分別表示解釋變量和控制變量，為殘差項(xiàng)。

Logit(Timing)=+(Explain Variables)+

(Control Variables)+(2)

其次，通過單變量檢驗(yàn)的方法考察行權(quán)日前后公司業(yè)績與現(xiàn)金流量是否存在顯著差異，以及擇機(jī)行權(quán)樣本與非擇機(jī)行權(quán)樣本在信息披露(“好消息”與“好消息”)與相對交易量方面是否存在顯著差異，以驗(yàn)證研究假設(shè)H2、 H3和H4。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一) 變量的描述性統(tǒng)計

按照我國每月平均23個交易日計算，月度內(nèi)最低價行權(quán)的比例應(yīng)為4.35%，表1則顯示在月度內(nèi)最低價行權(quán)的樣本()占比為11.06%，表明上市公司存在擇機(jī)行權(quán)。的均值為13.675 6，即潛在個人所得稅稅負(fù)節(jié)約的均值為334.07萬元(中位數(shù)為73.73萬元)。在研究樣本中，有管理層行權(quán)的樣本所占比例為77.88%，在上市公司薪酬委員會中，CEO擔(dān)任薪酬委員會委員的平均比例為31.25%，這可能將對擇機(jī)行權(quán)產(chǎn)生影響。由現(xiàn)任CEO任命的獨(dú)立董事占比為72.77%，一定程度上反映了獨(dú)立董事的獨(dú)立性較弱。最終控制人為國有的占總樣本的比例為14.90%。

(二) 單變量檢驗(yàn)結(jié)果

表2第1列顯示，全樣本的在[?30，0]期間的均值和中位數(shù)分別為2.95%與2.11%，并且均在5%置信水平上顯著，表明個股累計收益率在行權(quán)日之前的長窗口期呈顯著上漲趨勢。不過，在[?10，0]短窗口期則呈現(xiàn)下降趨勢，說明隨著行權(quán)日的臨近，下降的幅度更大。與此同時，在[+1，+30]期間以及其余窗口期的均值與中位數(shù)均為正，并且不同窗口期的均值與中位數(shù)分別在5%和10%置信水平上顯著，表明行權(quán)日之后個股累計收益率轉(zhuǎn)為上漲趨勢。

第2列報告了非擇機(jī)行權(quán)樣本在不同窗口期的個股累計收益率。在[?30，0]期間的均值和中位數(shù)分別為4.21%與2.90%，且均在1%的置信水平上顯著，表明在行權(quán)日之前的長窗口期呈現(xiàn)顯著的上漲趨勢。與此同時，在[+1，+30]期間以及不同的短窗口期的均值為正，表明非擇機(jī)行權(quán)樣本的個股累計收益率并未呈現(xiàn)明顯的V型趨勢。

第3列報告了擇機(jī)行權(quán)樣本在不同窗口期的個股累計收益率。在[?30，0]的均值和中位數(shù)分別為?7.15%與?3.14%，表明擇機(jī)行權(quán)樣本的個股累計收益率在行權(quán)日之前的長窗口期呈顯著下降趨勢。在[?20，0]窗口期的均值和中位數(shù)均在1%的置信水平上顯著為負(fù)，與此同時，在[+1，+30]期間以及不同的短窗口期的均值和中位數(shù)同樣均在1%的置信水平上為正。可以發(fā)現(xiàn)，擇機(jī)行權(quán)樣本的個股累計收益率在行權(quán)日前后呈現(xiàn)明顯的V型變化趨勢。

表1 研究變量的描述性統(tǒng)計

表2 個股累計收益率的單變量檢驗(yàn)

注：第(1)至(3)列括號內(nèi)為中位數(shù)，最后一列分別為值和值(方括號內(nèi))，*、**、***分別表示在10%、5%和1%的置信水平上顯著。

(三) 稅收節(jié)約與擇機(jī)行權(quán)

表3第1列回歸結(jié)果顯示，的系數(shù)值為0.6886，且在1%的置信水平上顯著，說明潛在個人所得稅稅負(fù)的節(jié)約會顯著提高擇機(jī)行權(quán)的概率，與的系數(shù)為負(fù)且均在10%的置信水平上顯著，反映了上市公司行權(quán)數(shù)量越大以及行權(quán)價值越高可能會受到市場更多地關(guān)注，從而降低了擇機(jī)行權(quán)的概率。的系數(shù)值為1.518 2且在10%的置信水平上顯著，說明有管理層參與的行權(quán)會顯著提高期權(quán)激勵對象擇機(jī)行權(quán)的概率。上市公司的值越大則會顯著降低擇機(jī)行權(quán)的概率，即成長性高的上市公司更可能擇機(jī)行權(quán)。此外，公司業(yè)績()、資產(chǎn)負(fù)債率()以及公司規(guī)模()則沒有對擇機(jī)行權(quán)產(chǎn)生顯著影響。

第2列回歸中則包括所有變量，系數(shù)值為0.573 2且在5%的置信水平上顯著，和的系數(shù)值分別在10%和5%的置信水平上顯著，其余變量的系數(shù)值符號與顯著性沒有發(fā)生明顯改變?？傮w而言，Logit模型的回歸結(jié)果表明，潛在個人所得稅稅負(fù)的節(jié)約、CEO與董事長兩職合一以及上市公司成長性會顯著提高擇機(jī)行權(quán)的概率，行權(quán)價值越高則會降低擇機(jī)行權(quán)的概率，從而支持研究假設(shè)H1。

(四) 內(nèi)部信息與擇機(jī)行權(quán)

表4報告了研究樣本在行權(quán)上一年(第?1期)、行權(quán)當(dāng)年(第0期)以及行權(quán)后一年(第+1期)、、以及的單變量檢驗(yàn)結(jié)果。Panel A顯示，、、以及在期間內(nèi)呈下降趨勢，其中，在第?1期，與的均值(中位數(shù))分別為8.74%(7.87%)和18.12% (15.67%)，但是在第+1期，與的均值(中位數(shù))則分別下降為7.94%(6.97%)和15.77%(12.61%)。與第?1期相比，第+1期的和下降幅度分別在10%和5%的置信水平顯著。

Panel B顯示，對于非擇機(jī)行權(quán)樣本而言，與第?1期相比，第0期、第+1期的、、以及同樣呈下降趨勢。其中，與第?1期相比，第+1期的和下降幅度分別在10%和5%的置信水平顯著。此外，反映公司現(xiàn)金流量指標(biāo)的CFROA在第?1期的均值(中位數(shù))為82.14%(69.06%)，但是在第+1期，的均值(中位數(shù))則下降為72.70%(62.58%)，并且均值差異在10%的置信水平 顯著。

表3 H1的檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，*、**、***分別表示在10%、5%和1%的置信水平上顯著。

Panel C顯示，擇機(jī)行權(quán)樣本的、、以及在行權(quán)日前后呈現(xiàn)V型變化。其中，在第?1期、、以及的均值分比為9.76%、19.49%、26.25%以及63.73%，至第+1期，其均值則分別為11.13%、21.86%、32.64%以及58.63%。但是，第0期與第?1期相比，以及第+1期與第?1期相比，、、以及的變化均不存在顯著差異。

表4的檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)行權(quán)日之后的公司業(yè)績和現(xiàn)金流量并未顯著高于行權(quán)日之前，檢驗(yàn)結(jié)果不支持研究假設(shè)H2。

(五) 信息披露與擇機(jī)行權(quán)

表5報告了行權(quán)前后2個月期間“壞消息”與“好消息”的信息披露比例，其中，全樣本在[?2，0]以及[?1，0]期披露“壞消息”占比的均值分別為1.79%和2.83%，在[0，+1]以及[0，+2]期披露“好消息”占比的均值則分別為11.61%和12.40%，相較而言，在行權(quán)之前“壞消息”要低于行權(quán)之后“好消息”披露的比例。

與非擇機(jī)行權(quán)樣本相比，擇機(jī)行權(quán)樣本在[?2，0]與[?1，0]披露的“壞消息”比例更低，但是兩者之間并不存在顯著差異。與此同時，擇機(jī)行權(quán)樣本在 [0，+1]與[0，+2]披露“好消息”的比例更少，兩者之間披露“好消息”的比例同樣不存在顯著差異。表5的檢驗(yàn)結(jié)果不支持研究假設(shè)H3，即在行權(quán)日前后，擇機(jī)行權(quán)樣本與非擇機(jī)行權(quán)樣本披露的“壞消息”與“好消息”比例并沒有顯著差異。

(六) 內(nèi)幕交易與擇機(jī)行權(quán)

表6第1列顯示，行權(quán)日之前的日均交易量比估計期的日均交易量至少高出20%，表明上市公司存在不同程度的信息提前泄露和內(nèi)幕交易，并且隨著行權(quán)日期的臨近，相對交易量持續(xù)提高。

表4 H2的檢驗(yàn)結(jié)果

注：第1列至第3列分別為均值與為中位數(shù)(括號內(nèi))，第4列至第5列分別為值和值(方括號內(nèi))，*、**、***分別表示在10%、5%和1%的置信水平上顯著

表5 H3的檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號內(nèi)為信息披露比例的中位數(shù)，方括號內(nèi)為值，*、**、***分別表示在10%、5%和1%的置信水平上顯著

表6 H4的檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號內(nèi)為日均相對交易量的中位數(shù)，方括號內(nèi)為值，第4列檢驗(yàn)非擇機(jī)行權(quán)樣本與擇機(jī)行權(quán)樣本日均相對交易量的均值與中位數(shù)是否存在顯著差異，*、**、***分別表示在10%、5%和1%的置信水平上顯著

第2列顯示，在行權(quán)日之前，非擇機(jī)行權(quán)樣本的日均交易量同樣比估計期的日均交易量高出20%，但是隨著行權(quán)日的臨近，相對交易量則有所下降。此后，相對交易量的均值和中位數(shù)基本保持穩(wěn)定。

第3列顯示，在行權(quán)日之前，擇機(jī)行權(quán)樣本的日均相對交易量的均值高于非行權(quán)擇機(jī)樣本。在[?2，?1]期，擇機(jī)行權(quán)樣本的日均相對交易量再次放大，并且日均相對交易量的均值和中位數(shù)都在10%的置信水平上顯著高于非行權(quán)擇機(jī)樣本，這可以看作是明顯的內(nèi)幕交易行為，即在行權(quán)信息披露之前，公司管理層將行權(quán)信息提前泄露給內(nèi)幕交易者，通過集中賣出股票使價格向下運(yùn)動，以降低管理層等激勵對象的個人所得稅稅負(fù)。隨著行權(quán)日的臨近，非知情交易者和其他交易者從交易量和股票價格變化上誤以為公司存在未披露的重大“利空”消息，進(jìn)而跟進(jìn)賣出公司股票使交易量在行權(quán)日之前達(dá)到最大。與此同時，在行權(quán)公告信息披露之后，擇機(jī)行權(quán)樣本的日均相對交易量的均值仍然高于非行權(quán)擇機(jī)樣本，表明內(nèi)幕交易者開始買入股票，并帶動非知情交易者和其他交易者參與交易使得股票價格逐步向上運(yùn)動。

表6的檢驗(yàn)結(jié)果支持研究假設(shè)H4，即在行權(quán)日之前，上市公司存在不同程度的信息提前泄露和內(nèi)幕交易行為。與非擇機(jī)行權(quán)的樣本相比，擇機(jī)行權(quán)樣本存在明顯的內(nèi)幕交易行為。

五、研究結(jié)論與政策建議

(一) 研究結(jié)論

本文以2007—2015年實(shí)施股票期權(quán)激勵的上市公司為研究樣本，實(shí)證研究了期權(quán)行權(quán)過程中管理層的擇機(jī)行為。研究發(fā)現(xiàn)，“管理辦法”等制度規(guī)范一定程度上降低了管理層等激勵對象擇機(jī)行權(quán)的能力，但是卻未完全消除行權(quán)過程中的擇機(jī)行為；為了實(shí)現(xiàn)收益最大化，擇機(jī)行權(quán)的樣本會選擇在月度內(nèi)股票價格最低時行權(quán)，并且個股累計收益率在行權(quán)前后呈現(xiàn)明顯的V型趨勢；潛在個人所得稅稅負(fù)的節(jié)約金額會顯著提高擇機(jī)行權(quán)的概率。與此同時，行權(quán)后上市公司的盈利與現(xiàn)金流量并沒有顯著增加，管理層等激勵對象在行權(quán)過程中沒有明顯操縱信息披露時機(jī)。在行權(quán)公告日前，與非擇機(jī)行權(quán)樣本相比，擇機(jī)行權(quán)樣本的相對交易量顯著提高，表明擇機(jī)行權(quán)主要通過內(nèi)幕交易的方式實(shí)現(xiàn)。

(二)政策建議

證監(jiān)會于2016年7月15日修訂并重新發(fā)布的《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》，進(jìn)一步強(qiáng)化了信息披露監(jiān)管、明確股權(quán)激勵對象的范圍等。結(jié)合目前制度規(guī)范的條款以及本文的研究結(jié)論，提出以下政策建議：首先，在未來的修訂方案中增加行權(quán)日期與最遲披露時間的強(qiáng)制性要求，并且監(jiān)管機(jī)構(gòu)與證券交易所應(yīng)加強(qiáng)對此類行權(quán)樣本的信息披露監(jiān)管。第二，監(jiān)管機(jī)構(gòu)和證券交易所應(yīng)嚴(yán)格監(jiān)管激勵對象的行權(quán)擇機(jī)行為，同時，立法機(jī)關(guān)和司法機(jī)關(guān)也應(yīng)進(jìn)一步明確，月度內(nèi)最低價格行權(quán)的行為是否違反《證券法》以及是否構(gòu)成內(nèi)幕交易。第三，通過上市公司的投資者關(guān)系管理等信息平臺，使中小投資者能夠?qū)蓹?quán)激勵計劃表達(dá)意見，同時，鼓勵新聞媒體、分析師等評價上市公司的股權(quán)激勵計劃，充分發(fā)揮中小投資者與新聞媒體等的監(jiān)督作用，從根本上減少股權(quán)激勵計劃可能產(chǎn)生的代理問題。

[1] Jensen M C, Meckling W H. The theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure [J]. Journal of Financial Economics, 1976, 3(4): 305?360.

[2] Bebchuk L A, Fried J M. Executive compensation as an agency problem [J]. Journal of Economic Perspectives, 2003, 17(3): 71?92.

[3] Jensen M C, Murphy K J. Performance pay and top management incentives [J]. Journal of Political Economy, 1990, 98(2): 225?264.

[4] Aboody D, Kasznik R. CEO stock option awards and the timing of corporate voluntary disclosure[J]. Journal of Accounting and Economics, 2000, 29(1): 73?100.

[5] Lie E. On the timing of CEO stock option awards[J]. Management Science, 2005, 51(5): 802?812.

[6] Heron R A, Lie E. Does backdating explain the stock price pattern around executive stock option grant?[J]. Journal of Financial Economics, 2007, 83(2): 271?295.

[7] Carpenter J N, Remmers B. Executive stock option exercises and inside information[J]. Journal of Business, 2001, 74(4): 513?534.

[8] Aboody D, Hughes J, Liu J, Su W. Are executive stock option exercises driven by private information?[J]. Review of Accounting Studies, 2008, 13(4): 551?570.

[9] Huddart S, Lang M. Information distribution within firms: Evidence from stock option exercises[J]. Journal of Accounting and Economics, 2003, 34(1?3): 3?31.

[10] Cai J. Executive stock option exercises: Good timing or backdating?[R]. Drexel University : Working Paper, 2007.

[11] Cicero D. The manipulation of executive stock option exercise strategies: Information timing and backdating[J]. Journal of Finance, 2009, 64(6): 2627?2663.

[12] Dhaliwal D, Erickson M, Heitzman S. Taxes and the backdating of stock option exercise dates[J]. Journal of Accounting and Economics, 2009, 47(1?2): 27?49.

[13] Grullon G, Michaely R. The information content of share repurchase programs[J]. Journal of Finance, 2004, 59(2): 651?680.

[14] 張新, 祝紅梅. 內(nèi)幕交易的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊, 2003, 3(1): 71?96.

[15] 晏艷陽, 趙大瑋. 我國股權(quán)分置改革中內(nèi)幕交易的實(shí)證研 究[J]. 金融研究, 2006(4): 101?108.

[16] Narayanan M P, Seyhum H N. The dating game: Do management designate option grant dates to increase their compensation?[J]. Review of Financial Studies, 2008, 21(5): 1907?1955.

[編輯: 譚曉萍]

Stock incentive and manipulation of option exercise dates

CU Wei-hua1, WANG De-li2, DONG Qing1

(1. Business School, Xiangtan University, Xiangtan 411105, China;2. Management School, Jinan University, Guangzhou 510623, China)

Using the exercise samples from 2007 to 2015, the present study makes use of univariate test and logit regression to investigate the opportunism timing of stock option exercise by the executives. We find that the managers manipulate the exercise date. The estimated personal tax savings increase the likelihood of selecting the lowest price to exercise the options during a month. And the result indicates that the accounting profits and the cash flow aren’t significant differences between the pre-exercise and post-exercise date. Besides that, the executives do not manipulate the information disclosure. But the change of comparative volume in the timing samples is significantly higher than the other samples before the exercise date, which indicates that the timing behavior is accomplished by the insider trading.

stock options; manipulation of option exercise date; tax savings; private information

F275.5

A

1672-3104(2017)05?0105?09

2017?05?13；

2017?07?17

湖南省社科基金一般項(xiàng)目“媒體報道偏差與股票價格波動研究”(13YBB207)

醋衛(wèi)華(1979?)，男，陜西扶風(fēng)人，博士，湘潭大學(xué)商學(xué)院副教授，主要研究方向：公司財務(wù)與公司治理；王得力(1992?)，男，湖南雙峰人，暨南大學(xué)博士研究生，主要研究方向：財務(wù)會計信息與資本市場；董青(1994?)，女，河北唐山人，湘潭大學(xué)商學(xué)院碩士研究生，主要研究方向：公司財務(wù)與公司管理