匡容

[摘 要]文章针对我国2014年首次公布股权激励计划草案的沪深两市A股上市公司股权激励实施前和实施后盈余管理的情况进行了实证研究。研究结果表明：管理层为实现自身利益最大化，倾向于在股权激励计划草案公布前一年进行负向盈余管理；且股权激励程度与盈余管理程度同向变化，股权激励程度越高，上市公司盈余管理程度越大。

[关键词]股权激励；盈余管理；上市公司；修正Jones模型

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2016.16.062

1 引 言

股权激励机制最早在20世纪50年代产生于美国，20世纪90年代初期才被引入中国。2005年，我国国有企业实行股权分置改革，随后颁布了一系列股权激励政策，使得股权激励机制在我国上市公司中被逐渐推广。股权激励制度兴起的初始目的是为了使所有者与经营者利益趋同。但是由于委托—代理问题而导致的信息不对称问题迟迟不能解决，管理层利用职权与信息便利进行盈余管理的问题频频出现。

在国外学者的研究中，Bergstresser 和 Philippon[1]（2006）的研究结果表明，高管通过股权激励获得的收益占总薪酬的比例与公司盈余管理程度正相关。Goldman 和 Slezak[2]（2006）的研究结果表明，股权激励有双重效应，股权激励能够促使CEO努力工作，但同时也有可能诱发CEO为谋取私利进行盈余管理。当CEO通过进行盈余管理谋取的私人利益显著大于其付出的成本时，股权激励程度与盈余管理水平显著正相关。在我国学者的研究中，赵息、石延利等[3]（2008）的研究结果表明，股权激励提高了管理层进行盈余管理的动机。李春景、李萍[4]（2009）的研究结果表明，在股权激励计划实施前，高数量激励股权的意愿可能诱发更加严重的盈余管理。肖淑芳等[5]（2009）的研究结果表明，管理层倾向于在股权激励计划公告日前的三个季度实施负向盈余管理，而在股权激励计划公告日后进行正向盈余管理。何凡[6]（2010）的研究结果表明，激励股本占总股本比例越大，股权激励实施前盈余管理程度越大。谢振莲、吕聪慧[7]（2011）的研究结果表明，受到激励的董事的比例与盈余管理水平显著正相关。于卫国[8]（2011）的研究结果表明，高管持股的市值与操纵性应计利润显著正相关，而与线下项目不存在显著相关关系。丁飞[9]（2011）的研究结果表明，股权激励方案中涉及的要素，包括激励股权数量、激励标的物的来源、行权价格、行权时长等，都有可能诱发管理层的盈余管理行为。管理层为了谋取私利，会根据要素特征的不同对财务数据采取不同方式进行操控。苏冬蔚，林大庞[10]（2012）的研究结果表明，实施股权激励的上市公司减弱了该公司CFO的股权及期权占总薪酬比例与盈余管理间的负相关性。毕晓方，韩传模[11]（2012）的研究结果表明，上市公司的盈余质量在实施股权激励计划后明显降低。管建强，王红领[12]（2012）的研究结果表明，资产负债率、净资产收益率、第一大股东股权占比与盈余管理程度显著正相关，而董事会的规模与盈余管理程度呈倒U形关系。刘琳[13]（2014）的研究结果表明，预留股份的比例与管理层盈余管理水平呈正相关关系。股权激励一方面可促进企业进行适当程度的盈余管理，进而提高会计盈余管理信息的关联性；另一方面也可能会引发盈余管理不完备性契约，诱发管理层过度盈余管理从而有损企业长远利益。

由以上前人研究成果可知，国内外大多数学者均认为不合理的股权激励方案会提升管理层进行盈余管理的动机。与此同时，前人的研究中也存在一定局限性：一是一些学者选择样本过少，结论缺乏代表性；二是大多学者仅研究了股权激励方案实施过程中的盈余管理的程度，未考虑股权激励计划草案公布前管理层盈余管理情况。

从2010年起，我国实行股权激励的上市公司数量大幅增加。然而由于股权激励方案设计不合理，往往诱发高管的利己行为。因此，如何完善股权激励机制，使其在发挥股权激励的最初目的的同时减少对盈余的负面影响，是一个值得探讨、研究的问题。本文深入分析了股权激励计划公布前一年管理层对盈余的操纵行为，以及股权激励计划草案公布以后股权激励程度与盈余管理程度的相关性，为我国企业改善治理结构、建立更加全面有效的股权激励制度提供了一定借鉴。

2 理论分析与研究假设

由于股权激励方案往往有较为严格的业绩要求，包括营业收入增长率、ROE、净利润增长率等指标。而管理层为了得到高薪资报酬，往往会在股权激励草案发布前一年进行负向的盈余管理，从而使基准年度绩效水平较低，大大降低股权激励实施后的行权难度。同时，管理层希望通过负向操纵盈余，降低公司二级市场股票价格，进而获得较低的行权价。基于此，本文提出假设1。

假设1：管理层为实现自身利益的最大化，会在股权激励计划草案发布前一年进行负向盈余管理。

股权激励计划使得管理层也有机会共享公司的剩余财产。股权激励契约中规定的条款表明，激励性报酬往往与管理层的经营业绩挂钩，如果公司业绩良好，管理层便得到丰厚的报酬；如果公司业绩欠佳，管理层的报酬则会付诸东流。在我国弱式有效的资本市场的条件下，管理层与所有者信息不对称的现象仍较为严重。管理层追求个人利益进行盈余管理是作为“经纪人”在机会主义观主导下自利行为的必然结果。因此，在股权激励实施过程中，在其他条件不变的情况下，激励股权占总股本的比例越大，即激励程度越大，则管理层通过股权激励获得的收益占总薪酬的比例就越大，进而管理层进行盈余管理谋求个人利益的动机就越大，管理层进行盈余管理的程度也就越大。基于此，本文提出假设2。

假设2：股权激励程度与盈余管理程度呈正相关关系，股权激励程度越高，上市公司盈余管理程度越大。

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

本文实证研究选取的初始样本是2014年发布股权激励草案公告的193家沪深两市A股上市公司。在采集资料后加以整理，为了确保数据的有效性，对样本做以下处理：剔除金融及保险行业上市公司；剔除2014年IPO的上市公司；剔除数据残缺或披露信息不全的上市公司；剔除净资产收益率和资产负债率异常的上市公司；剔除ST、*ST的公司，以及近10年中由会计师事务所出具过保留意见、无法表示意见或否定意见的上市公司。经过筛选后，我们最终获得了2014年发布股权激励计划草案且基准年度为2013年、样本规模为176家的沪深两市A股上市公司的样本。

本文研究的176家样本公司的代码、名称、激励股权占总股本比例和相关财务指标数据均来自于深圳国泰安CSMA数据库以及万得数据库和巨潮资讯网的股权激励计划草案。将数据进行收集、筛选、整理，利用EXCEL软件进行描述性分析，利用统计分析软件Eviews5.0和SPSS 18.0进行统计性分析。

3.2 盈余管理的度量

Dechow，Sloan和Sweeney（1995）[14]在Jones（1991）模型的基础上进行了修正，得到了修正的Jones模型，并为了给盈余管理提供高检定力的测度，对以上模型的可靠性进行了检测。实践证明，在测试盈余管理的过程中，修正的琼斯模型效果最佳。Guay、Kothari和Watts（1996）[15]选定了一个有效的市场作为评估，把各种模型产生的可操纵性应计利润、非可操纵性应计利润同股票报酬回归。回归结果表明，只有琼斯模型和修正的琼斯模型能对可操纵性应计利润提供可靠的估计。基于以上分析，本文选用修正的截面琼斯模型计算出的可操控性应计利润的绝对值（|DA|）表示盈余管理的程度。被解释变量具体计算过程如下。

3.2.1 计算总应计利润

计算总体应计利润时，一般有两种计算方法：一种是资产负债表法；另一种是现金流量表法。相关文献研究表明，现金流量表法更能准确计量总应计利润。因此本文采用现金流量表法对总体应计利润进行计量：

3.2.2 通过回归方程计算方程系

其中，TAi，t为i公司第t年总体应计利润，通过式（1）得出；Ai，t-1为i公司在t-1年的年末资产总额，等式两边各变量同除以i公司t-1年年末总资产Ai，t-1以消除规模因素的影响；ΔREVi，t为i公司第t年主营业务收入和t-1年主营业务收入的差额；PPEi，t为i公司在第t年的年末固定资产净值；ξi，t为方程的残差；β1，β2，β3为行业特征参数，可在模型（2）的基础上，根据不同年度全体上市公司的数据通过最小平方法回归取得：

3.2.3 计算非操纵性应计利润

其中，NDAi，t为i公司第t年的非操纵性应计利润；ΔRECi，t为i公司第t年年末应收账款净额与第t-1年年末应收账款净额的差额。将之前回归方程计算出的β1，β2，β3带入，则可得到第t年经过调整后的非操纵性应计利润。

3.2.4 计算操纵性应计利润

其中，DAi，t即为i公司第t年的操纵性应计利润。

3.3 回归模型与变量设置

本文在实证研究中采用多元线性回归模型的方法，建立模型如下：

4 股权激励计划前后盈余管理变化实证检验

4.1 研究方法

本文以176家样本公司2014年盈余管理程度为样本组，以公布股权激励预案前一年（即基准年2013年）的盈余管理程度为对照组。对样本组和对照组盈余管理程度进行配对样本T检验，检验股权激励计划草案发布前一年是否进行了显著的负向盈余管理。

4.2 盈余管理测定

4.2.1 修正Jones模型线性回归

首先对176个样本2013年和2014年的数据进行整理，得到界面修正的Jones模型所需要的数据，并通过SPSS18.0进行回归分析，以

从表中线性回归结果来看，2013年的R-squared为0.218，Adjusted R-squared为0.211，2014年的R-squared为0.361，Adjusted R-squared为0.348，解释度看似都不高，不过从国际上Jones模型截面数据的研究来看，判定系数一般为0.1左右，因此整体上看效果是不错的。

接着观察t值，p值，F值：由回归结果可知，所有变量都通过了t检验；F值均足够大；P值均足够小，说明在显著性水平为0.01下，方程具有显著意义。

因此由上可知，该模型样本回归方程较好的拟合了样本值，说明修正的Jones模型参数值都是有效的，采用修正的Jones模型可以满足本文需要，为下一步计算可操纵性应计利润DAi，t打下了良好的基础。

4.2.2 计算可操纵性应计利润

由表4可知，2013年可操控性应计利润的均值为-0.0322，为负值，而2014年可操控应计利润的均值为0.0672，为正值，2013年可操纵性应计利润显然低于2014年可操纵性应计利润，初步说明股权激励前一年整体样本公司普遍存在对盈余向下调整的行为，虽然调整幅度不是很大，猜想原因是：有可能是因为我国监管部门规定了股票期权行权价格不得低于股票期权计划草案公布前一个交易日的收盘价与前30个交易日股票平均收盘价两者中的较高者，公司若通过定向增发方式向经营者发行限制性股票，发行价格不得低于定价基准日前20个交易日公司股票均价的1/2，因此经营者可能为了获得更低的行权价格或者更低的发行价格，在2014年公告前的前一个月也进行了负向的盈余管理。

4.2.3 配对样本T检验

为了证明2013年和2014年DA有显著差别，从而证明2013年经营者确实有进性负向盈余管理的行为，本文用2013年可操纵性应计利润NA和2014年可操纵性应计利润NA做了配对样本T检验。由于选取的样本是同公司2013年的数据，相同公司前后两年盈余管理变化就可以合理推断出公布股权激励计划的前一年是否确实有下调基准年度会计盈余的行为。

通过配对样本T检验（见表5）得到的结果为：2013年可操纵性应计利润与2014年可操纵性应计利润之差的均值为-0.0994。T检验得出的t值为-2.741，通过了显著性水平α=0.01的双尾t检验，统计意义上检验显著。说明沪深两市A股上市公司股权激励计划公告发布前后两年，盈余管理确实发生了显著变化，证明了股权激励计划公告发布前一年管理层确实有进行负向的盈余管理的行为，验证了假设1的成立。

4.3 股权激励与盈余管理相关性实证检验

4.3.1 描述性统计

根据变量定义表1，用Excel计算出2014年样本各变量的值，并对各变量进行基本描述分析，见表6。

首先分析解释变量：衡量股权激励水平的激励标的物/公司总股本（RATIO）极小值为0.89%，极大值为4.88%，均值为3.14%，说明我国上市公司股权激励程度还比较低。衡量股权激励水平的样本公司金额最高的前三名高管的报酬总和的自然对数（LnTOP）在12.227～16.198，转换成金额最高的前三名高管报酬总和就是在204229.57～10831834.55，最大值为最小值的53倍左右，说明样本公司的高管报酬比较悬殊。

其次分析被解释变量：由表6可以看出，样本公司总资产规模的自然对数（LnSIZE）最小值为19.977，最大值为26.155，如果转换为资产规模总值，最大值将会高于最小值10倍左右，样本公司之间资产规模还是相差比较悬殊的；并且其均值为21.9309，在整个上市公司资产规模中处于中低水平，说明上市公司规模较小，在公司治理方面比较灵活，管理层进行盈余管理的动机更大。从公司财务杠杆来看，资产负债率（DEBT）最小值为4%，最大值为81.4%，资本结构相差很大，其均值为38.36%，说明大多数公司的资本结构倾向于稳健结构，总体来说公司财务风险不高，债务契约对公司压力不大。从第一大股东持股比（BLOCK）来看，最小值为5%，最大值为82%，相差悬殊，均值为33.26%，说明大部分实施股权激励的上市公司股权结构较为集中。从净资产收益率（ROA）来看，资产收益率最小的公司处于亏损态，盈利水平为-4%，而资产收益率最大的公司盈利水平高达24%，均值5.87%，业绩方面表现出的差异可能会导致业绩较差的公司通过盈余管理来掩盖自己的真实亏损情况。从管理费用（EXP）来看，最小值为16.82，最大值为22.77，均值为18.9445，可见实施股权激励的公司对管理费用方面的开销相对较少。

4.3.2 Pearson检验

为了避免解释模型的建立过程受多重共线性的影响，本文在进行线性回归分析前，首先对全部拟使用的解释变量和控制变量进行相关性分析。用简单相关系数检验方法对变量之间的多重共线性问题进行度量。用SPSS18.0进行Pearson相关分析，见表7。

根据Pearson相关分析原理：Pearson相关系数的绝对值小于等于0.3时，两变量微弱相关；其绝对值大于0.3同时小于等于0.5时，两变量低度相关。基于此对Pearson相关性分析结果进行分析：

从表7中可以看出，盈余管理程度DA和股权激励强度RATIO之间的相关系数为0.216，在0.01水平上显著正相关，因此盈余管理程度与股权激励程度呈正相关，与预期一致，从定性角度初步验证了假设2。

通过表7变量相关性分析结果可以看出，这8个变量两两之间存在相关性，且一些变量之间相关性较为显著。比如，前三名管理层薪酬总额的自然对数和公司规模、管理费用的相关系数较大。但总体来看，自变量之间相关性并不太大，相关系数的绝对值最大值为0.447，可见相关系数的绝对值均远小于1，可认为自变量间不存在严重的多重共线性问题，因此不会对构建的模型的回归结果造成不利影响。

4.3.3 回归分析

利用整理后的数据用SPSS18.0进行回归分析，假设各变量之间存在线性关系，按式（6）建立回归方程，见表8。

对多元线性回归结果进行分析。首先对模型进行拟合优度分析：虽然R-squared为29.2%，Adjusted R-squared并不是很高，不过与前人的统计结果相当。考虑其原因，可能是因为股权激励并不是对可操纵性应计利润DA产生影响的唯一因素，所以拟合度不高也是正常的。并且根据计量经济学的分析，样本容量的多少以及变量的多少也会影响模型的拟合优度检验。

下面再看F检验结果：F检验用来检验被解释变量与解释变量之间是否存在线性关系，F值越大说明解释变量造成的被解释变量的变动要大于随机因素对被解释变量的影响。我们得出该模型F值为2.473，对应的p值为0.035，在显著性水平为0.05的假设条件下，方程具有统计学意义，从而说明该回归模型的线性关系是显著的，即通过该模型可以反映被解释变量与解释变量之间的关系。

再对解释变量与控制变量的显著性进行分析：衡量股权激励水平的激励标的物/公司总股本（RATIO）、衡量股权激励水平的样本公司金额最高的前三名高管的报酬总和的自然对数（LnTOP）、资产负债率（DEBT）、第一大股东持股比（BLOCK）、净资产收益率（ROA）均通过了置信水平为0.1的显著性检验，不过显著性水平普遍不是很高。样本公司总资产规模的自然对数（LnSIZE）和管理费用（EXP）没有通过置信水平为0.1的显著性检验。

因此，剔除LnSIZE和EXP两个变量，保留RATIO、LnTOP、DEBT、BLOCK、ROA五个变量，重新构造模型对盈余管理程度进行检验分析。

由新模型的回归结果，我们发现，剔除了LnSIZE和EXP两个变量后，模型的R-squared，Adjusted R-squared均有明显提升，说明剔除后拟合优度好于剔除前的拟合优度。且F值明显变大，p值明显变小，且通过了显著性水平为0.01的显著性检验，说明了剔除后得到的新回归方程更加显著。通过观察自变量的回归结果，可知解释变量RATIO和控制变量LnTOP、DEBT、BLOCK、ROA均通过了显著性水平为0.01的显著性检验，远远好于没有剔除变量时通过0.1的置信水平，这表明这五个变量对实行股权激励的上市公司的盈余管理程度有显著的影响。

5 研究结论与政策建议

本文针对股权激励计划草案披露前一年管理层的盈余管理行为进行研究，结果表明，管理层为实现自身利益最大化，会在股权激励计划草案发布前一年进行负向的盈余管理；股权激励程度与盈余管理程度呈正相关关系，股权激励程度越高，上市公司盈余管理程度越大。我国的股权激励制度还不够完善，仍处于探索阶段，需要相关政策的建立以抑制高管盈余管理的行为。对此提出以下政策建议。

5.1 完善股权激励机制设计

在设置考核指标上，可以考虑引入经营者难以操纵的经营性损益项目作为衡量指标；在股权激励的期限设置上，适当将现阶段采用的等待期、限售期、行权期和有效期加以延长，以使经营者更加关注企业的长期发展；同时，在设计针对经营者的激励机制时，也要考虑约束机制对经营者执行效率的影响，要使二者相辅相成，尽可能发挥股权激励在公司治理上的积极作用。

5.2 建立健全经理人市场

对于完善的经理人市场，可以通过对职业经理人信用、能力、履历进行跟踪记录，减少职业经理人与外部股东之间的信息不对称现象，对职业经理人形成一种无形约束，从而促使其自觉遵守市场规则，从自身信用建立和公司长期利益出发努力工作，降低“道德风险”。

5.3 协调发挥企业内部和外部的监督作用

从企业内部的角度分析，可以通过公司股权结构多元化，增强薪酬委员会及审计委员会的独立性，建立健全有效的监事及独立董事问责、监督机制，真正发挥企业内部的监督与约束作用。从企业外部的角度分析，一方面，可以进一步完善现行会计准则以及相关法律法规，缩小因制度不健全而为管理者进行盈余管理创造的空间；另一方面，可以强化信息披露机制，不仅可以减弱股东与管理者之间信息不对称的现象，还将有助于资本市场效率进一步提高。

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