陈德萍，尹哲茗

（广东外语外贸大学 财经学院，广州 510006）

0 引言

目前，很多上市公司在推行股权激励方案时由于行权门槛太低，导致股权激励已经失去了原本的作用。造成这一现象主要是由于较低的行权条件门槛摊薄了每股收益，危害了中小股东的利益，同时，这也使得管理层可以很轻松的获得激励，失去股权激励应有的激励作用，让股权激励变了味，达不到原本的激励效果。实际上，关于股权激励是否有助于改善公司治理、降低代理成本并提高公司绩效，学界大致形成了三种不同的观点：一种观点认为股权激励能显著改善公司治理，激励幅度与公司业绩存在正相关关系；另一种观点则认为股权激励幅度与公司业绩存在负相关关系；还有一种观点则认为二者关系具有一定的随机性。那么在现实中股权激励与盈余管理、公司绩效到底存在什么样的关系？能否起到了积极的公司治理效应？要想解决这些问题，就需要通过实证分析来进行验证。

本文将从盈余管理和公司绩效视角对股权激励高新技术产业公司治理效应进行实证研究，深入分析股改后股权激励与盈余管理的相关关系，以及股改后正式提出股权激励上市公司的CEO行权概率、盈余管理和公司业绩的相关关系。以期通过解决上述问题,完善我国高新技术产业股权激励机制设计、改善公司治理结构。

1 理论分析与模型设计

1.1 高新技术产业股权激励与公司治理

高新技术是高技术和新技术的统称，我国的统计范围包括航天航空器制造业、电子及通信设备制造业、电子计算机及办公设备制造业、医药制造业和医疗设备及仪器仪表制造业等行业。如果对实行股权激励的公司按照行业分布进行统计，根据万德数据库所划分的8个行业，高新技术产业占总体股权激励公司的18%，可见，研究高新技术产业股权激励问题比较具有代表性。吴敬琏曾指出：“高新技术产业的最主要特点在于：在诸种生产要素中，人力资本对高新技术产业的发展起决定性的作用。”管理人才作为高新技术企业成败的关键，实行股权激励机制一方面有助于吸引这些方面优秀人才的加入，另一方面还有助于激发这些人才的潜力。“利益趋同假说”认为，股权激励能够强化管理层与股东之间的利益共享和风险共担，因为管理层也拥有了剩余索取权，二者的目标和动力是相一致的，但是管理层最直接的目的还是将手中的股权价值最大化。同时，高新技术企业有着不同于一般企业的高投入性和高风险性等显著特征，并且多由国家或国有法人控股，管理层仅需对控股股东负责，股改又为高管所持股份在二级市场上流通提供了条件，为了规避风险，管理层可能会主动减少不利于公司的盈余管理。但是在提出或实施股权激励方案后，管理层为了快速达到行权条件，很可能会主动对公司利润进行盈余操纵。在此基础上提出以下假设：

假设a：高新技术产业在提出股权激励方案之前，CEO股权和期权占总薪酬比例与盈余管理负相关。

假设b：高新技术产业在提出或通过股权激励方案后，CEO股权和期权占总薪酬比率与盈余管理负相关关系变弱。

从委托代理理论上讲，股权分置改革改变了所有权和控制权分离的现状，使得管理层有条件将个人股份实现财富的最大化，许多研究还表明，盈余管理有助于管理层在二级市场上出售股份或执行股票期权，而这也是管理层谋求利益最直接的方式。另一方面，高新技术产业被激励管理层为了达到行权条件，将加大盈余管理程度，而盈余管理所产生的管理者对公司利润的过渡操纵，将不利于企业的长期发展，影响公司业绩。在此基础上，本文提出第三个假设：

假设c：提出或通过股权激励方案后，盈余管理将加大高新技术企业管理层行权的概率，并且行权后公司绩效下降。

1.2 模型设计

假设a和假设b表明高新技术产业公司CEO持有股权和期权能够减小盈余管理程度，并且在提出或通过股权激励方案后，CEO股权和期权占总薪酬比率对盈余管理的影响程度变弱。为了检验这两个假设，本文设置如下面板数据计量模型：

其中，|DAi，t|为公司i在年度t可操纵应计利润的绝对值；Strengthi，t为股权和期权报酬占CEO总薪酬的比率，用于衡量股权激励程度；prosposali，t表示董事会是否正式提出股权激励方案，若提出取1，否则取0；passi，t表示股权激励方案是否经股东大会投票通过，通过取1，否则取0；Xi，t包括董事会规模、董事会独立性、审计意见以及债权人和境外投资者监督等公司治理变量；Yi，t包括盈利能力、营运能力、成长性、经营风险、规模及上市年数等公司层面控制变量。

假设c表明在盈余管理将对高新技术产业公司业绩带来不利影响，设置以下概率模型和面板数据回归模型，研究股权激励条件下盈余管理程度对管理层行权概率的影响及行权后对公司业绩的影响：

其中，Pi，t为公司i在t年度CEO行权的条件概率；ADJROAi，t+1为公司i在t+1年度经行业均值调整后的资产收益率；Exercisei，t为管理层行权状况虚拟变量（CEO行权取值1，否则取0，非CEO行权则取值-1）。假设c要求模型（2）的系数估计值ω1＞0且模型（3）的系数估计值ξ1，ξ1＜ 0 。

1.3 变量和数据

1.3.1 股权激励

根据Bergstresser&Philippon（2006），本文通过以下公式计算股权与期权占CEO薪酬比率：

其中，pricei，t为 t年末 i公司股票的收盘价，csharesi，t和 optionsi，t分别为 i公司CEO于 t年持有股票和期权的数量；cashpayi，t为CEO当年的现金报酬，包括年薪和各类津贴。

1.3.2 盈余管理程度

本文使用可操纵应计利润绝对值|DAi，t|衡量盈余管理，DAi，t的计算根据横截面 Jones（1991）模型，对年度 t公司的总应计利润（TAi，t）进行回归分析：

其中，TAi，t=NIi，t-CFOi，t，NIi，t为净利润，CFOi，t为经营活动产生的现金流量净额；Ai，t-1为上一年度总资产；ΔREVi，t为销售收入增加额；ΔRECi，t为应收款净值增加额；PPEi，t为固定资产原值。 χi，t表示残差。

将回归方程（5）的系数估计值 k̂1、k̂2和 k̂3带入下式，即得到可操纵应计利润：

1.3.3 公司治理因素

本文选取的公司治理因素包括：（1）董事会结构，董事会人数的自然对数（Lnboard）衡量董事会规模，总经理是否兼任董事长（CEOboard）衡量董事会独立性；（2）审计质量，一是公司是否成立内部审计委员会（Auditcom），二是审计结果是否为标准的无保留意见Anditopion；（3）债权人治理，使用年资产负债率（即财务杠杆，Leverage）衡量债权人治理；（4）境外投资者持股，由公司是否发行B或H股决定（Bhlisting）。

1.3.4 公司层面变量

本文以资产收益率（ROA）作为衡量公司盈利能力的指标；以年末总资产的自然对数（Lnage）衡量公司规模；以公司股票是否被特别处理（ST）衡量财务状况是否异常；是否增发新股（SEO）衡量公司融资情况；以总资产周转率（TAT）作为营运能力指标；以历史3年销售收入的标准离差率（Risk）来度量公司经营风险；以净利润增长率（Growth1）和销售收入增长率（Growth2）作为反映公司成长性的财务指标。

1.3.5 数据来源

本文使用股改后的数据，以2009～2012年间328家高新技术产业公司为样本。所有原始数据来自《CSMAR中国上市公司财务报表数据库》、《CSMAR中国上市公司财务报告审计意见数据库》、《CSMAR中国上市公司增发配股研究数据库》、《CSMAR中国上市公司股东研究数据库》、《CSMAR中国上市公司治理结构研究数据库》、《CSMAR中国股权分置改革研究数据库》。

2 实证检验与分析

2.1 各变量描述性统计

表1给出了高新技术产业各变量的含义和基本统计量。可以看出，高新技术产业公司在统计年度内提出股权激励方案的比例为0.171，通过股权激励方案的比例为0.107，说明在高新技术产业内股权激励方案还是比较普遍的。通过审计委员会的设立情况和审计质量也能看出，高新技术产业的审计质量也比较完善，设立审计委员会的比例和审计质量标准无保留的比例分别为90%和91.5%。从两项成长性指标也可以看出高新技术产业公司的发展前景比较可观。

2.2 多元线性回归结果

表2为高新技术产业2009～2012年面板数据模型（1）的回归估计结果，从结果可以看出，回归模型（1）的判定系数为0.428，在1%水平上统计显著，说明了模型（1）的拟合度可以接受。进一步对各个变量的系数进行分析，可以发现，拟合系数φ2、φ3、φ5均显著为负，且φ2的绝对值要大于φ3和φ5，说明尚未提出股权激励方案时，高新技术产业公司CEO股权和期权占总薪酬的比例与盈余管理呈显著的负相关关系，但是提出或通过股权激励方案后，CEO股权和期权占总薪酬的比例与盈余管理呈显著的负相关关系，因此，本文无法拒绝假设a和假设b。观察其他公司治理因素和公司层面因素，CEOboard的系数也显著为正，说明总经理与董事长两职兼任的情况将增加管理层盈余管理程度，Anditopion的系数则显著为负，说明审计质量于盈余管理存在负相关关系。总体来说，对于高新技术产业而 言 ，Lnboard、Auditcom、Bhlisting、ROA、ST、Growth1、Growth2的系数估计值均不显著，表明董事会规模、审计委员会情况、股票情况、资产收益、成长性对盈余管理的影响不大，主要受公司CEO兼职状况、审计意见、财务负债、公司资产及周转情况、风险水平等的影响。

表1 高新技术企业变量含义和基本统计量（2009～2012）

表2 高新技术产业模型（1）回归估计结果

表3为高新技术产业CEO行权概率与盈余管理关系模型（2）的回归估计结果，回归模型（2）的判定系数为0.451，在10%水平上统计显著，说明了模型（2）的拟合度可以接受。从结果可以看出盈余管理的系数估计值ω1显著为正，说明可操作应计利润的增加将加大CEO行权的概率，且CEO行权概率还与Lnboard、ROA、Lnsize呈负相关关系，与Risk呈正相关关系。

表3 高新技术产业模型（2）回归估计结果

表3为盈余管理、CEO行权与公司业绩的关系模型（3）的回归估计结果，回归模型（3）的判定系数为0.748，在1%水平上统计显著，说明了模型（3）的拟合度可以接受。从结果可以看出，DA和Exercise的系数估计值ξ1和ξ2均显著为负，说明本期可操作应计利润与CEO行权均与下一期资产收益率呈显著负相关关系，盈余管理和CEO行权将对公司业绩带来不利影响，因此，本文无法拒绝假设c。

表4 高新技术产业模型（3）回归估计结果

3 稳健性分析

由于高新技术产业近年来发展较快，各年度公司财务状况、规模、治理情况等会存在较大差别，这一点从前文中风险和成长性指标均较大也可以看出。本文为了更好的说明上述回归结果趋势的正确性，还分别选取2009～2012年间各年度的数据进行分析，表5给出了各年度模型（1）的回归估计结果。从表5可以看出年度间的回归结果存在微小差别，显著性水平也略微不同，但是都无法拒绝高新技术产业在提出股权激励方案之前，CEO股权和期权占总薪酬比率与盈余管理负相关，提出或通过股权激励方案后，负相关关系变弱的假设，进一步说明了前述实证结果的合理性。同样，通过进一步分析各年度间模型（2）和模型（3）的回归估计结果，结果都无法拒绝假设c。

此外，股权激励与盈余管理之间可能还存在一定的内生性，即高新技术产业公司盈余管理程度较高时更可能于股改后提出或实施CEO股权激励计划，产生与假设a相反的结论。为此，本文选取2004～2005年间128家高新技术产业提出股权激励前后盈余管理进行比较，发现两种情况下盈余管理统计水平没有显著性差别，说明了股权激励对高新技术产业盈余管理显著影响仅出现在股改之后。

表5 各年度模型（1）回归估计结果

4 结论

本文为了研究高新技术产业股权激励对公司治理效应的影响，以CEO股权和期权占总薪酬的比例和公司资产收益率作为衡量指标，选取盈余管理、CEO行权等因素作为中间关联因素。通过对2009～2012年高新技术产业面板数据进行详细的实证分析，发现盈余管理将对公司业绩产生不利影响，且盈余管理还会加大CEO行权的概率，CEO行权也会对公司业绩带来不利影响。高新技术产业在提出股权激励前，CEO股权和期权占总薪酬的比例与盈余管理负相关，提出或实施股权激励后，负相关关系减弱，即高新技术产业股权激励将对公司治理带来负面影响。

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