盈余管理是高管减持的前奏吗

游春晖，厉国威

(1.中南财经政法大学会计学院，湖北 武汉 430223;2.浙江财经大学会计学院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

委托—代理和高管激励是现代公司理论中最为重要的议题之一，为了将高管的预期效用与股东的价值最大化目标绑定，激励高管选择和实施能够带来股东价值增加的行动决策，通过给予高管一定的股票、期权激励，使其个人财富与公司业绩相关联，是解决委托—代理问题的一种重要制度安排。2006年1月，中国证监会发布并实施的《上市公司股权激励管理办法(试行)》首次对上市公司高管股权激励行为进行了规范，此后股票与期权激励得到了广泛地运用，成为高管薪酬契约的重要组成部分。另一方面，在高管满足限售解锁条件后，不断有高管进行减持。根据CSMAR统计，自2006年至2012年，A股市场共发生了10650次高管减持事件，高管减持次数和高管减持金额均呈现出一种上升趋势。

盈余管理是企业管理层为了获取私人利益而利用信息的不对称性，有意识地改变会计中盈利信息的行为［1］。高管股票与期权激励的实施极大地改变了高管的利益获取方式，也将导致高管行为发生深刻变化。由于会计盈余信息会影响企业投资者和财务分析师对公司股票价值的判断，进而影响股价，高管作为公司盈余管理的主体，在进行减持之前，他们会不会为了以一个较高的价格在二级市场出售股票而对企业的经营业绩进行盈余管理呢?大量研究表明，高管和企业股东的利益目标并不完全一致，高管的行为符合理性经济人的假设;当高管减持金额增大时，其进行盈余管理的冲动及程度是否更大?近年来，高管减持、甚至高管集体减持现象的频繁发生引发了投资者的忧虑，导致股票市场的动荡，如何加强对高管减持行为及信息披露的监管，保护投资者的利益，维护证券市场的稳定，构成了证券监管的重要议题，但目前仍较少有文献对高管减持现象进行研究。

二、理论分析与计量模型

现代企业所有权与经营权的分离是委托—代理关系产生的根源［2］，股东与高管的利益虽然都依附于企业的经营状况，但他们之间却存在着利益的不一致性。股东将公司视为一种投资工具，分享公司长期经营带来的净利润;而高管却将公司视为收入、地位、在职消费的来源。虽然股票和期权激励一定程度上可以弥合两者的分歧，将高管自身利益与股东利益捆绑［3］［4］，但当高管减持时，高管持股的利益捆绑关系将不再稳固;而当高管全部减持甚至辞职时，这种利益捆绑关系将瓦解(如九州通总经理辞职)。为了规范上市公司高管等内部控制人的股权交易行为，2007年4月证监会发布了《上市公司董事、监事和高级管理人员所持本公司股份及其变动管理规则》，同年5月深交所进一步发布了《深圳证券交易所上市公司董事、监事和高级管理人员所持本公司股份及其变动管理业务指引》，但上述管理规则及指引只是针对高管等人员股权变动行为作了一种总括性的规定，并未予以细化，容易被高管等内部控制人规避。另一方面，我国证券市场存在大量的国有控股企业，控股股东的虚化及内外部监督约束机制不完善使得高管控制权增大，成为具有实际控制权的“内部人”，高管更有可能通过某些途径实现自身利益的最大化。

资本市场信息不对称是一种普遍现象［5］，由于高管天然具有公司估值和业绩前景等的信息优势，当其预期公司会出现业绩不佳等情况时，可能会操纵公司股票交易价格并择时减持，以减少可能的损失或获取更多的私利。但是，高管的管理主义行为是存在风险的，会面临一定程度的阻碍［6］，如证监部门的监管、税务部门的稽查、注册会计师的审计以及股东大会等。一旦被发现，必然受到其他利益相关者的抵制，甚至为此付出声誉受损、法律风险等沉重代价。为减少风险，高管更可能会在减持前通过其他更隐秘的方式如盈余管理，在其和其他利益相关者之间制造沟通阻滞［1］，通过控制财务报告中的盈余信息，使公司股价保持高位走势，并在其后将手中股票抛售套现，从中获利。因此，本文提出假设1:

H1:相对于未减持公司，发生高管减持事件的公司更有可能在减持前进行正向的盈余管理。

在蔡宁、魏明海［7］模型的基础上，本文设置以下logit计量模型，研究高管减持对公司正向盈余管理概率的影响:

其中，Pi为公司i在T0期间进行正向盈余管理的条件概率，Reducei为公司i高管在T1期间是否减持的虚拟变量①关于盈余管理和高管减持的具体构造，后文的变量和数据部分给予了详细介绍。，FCi为公司基本特征因素，CGi为公司治理特征因素，Exteri为公司外部因素。

减持规模和减持时的股价是影响高管减持收益的两个决定因素，当减持规模一定时，减持时的股价越高，减持收益就越大。由于会计盈余信息会影响投资者的决策，进而影响公司股价，受利益因素驱使，当高管计划在下期加大减持幅度时，其在当期进行正向盈余管理的动机可能会更强烈。如图1所示②《上市公司董事、监事和高级管理人员所持本公司股份及其变动管理规则》明确规定，上市公司董事、监事、高级管理人员违反《证券法》规定将其所持本公司股票在买入后6个月内卖出，或者在卖出后6个月内又买入的，由此所得收益归该上市公司所有。同时肖淑芳等(2009)也发现，管理层在股权激励计划公告日前三个季度进行了向下的盈余管理，因此本文以半年为期对A股上市公司进行了统计。2009h1代表2009年6月30日，2009h2代表2009年12月31日，依此类推。盈余管理为采用Dechow et al(1995)修正的横截面Jones模型计算出的可操控性应计盈余。，可以看出高管减持与前一期盈余管理呈现明显的正相关关系，即当高管减持幅度增加时，其前一期的盈余管理程度也增加了;而当高管减持幅度下降时，其前一期的盈余管理程度也下降了，表明我国证券市场可能存在以配合高管减持为目的的正向盈余管理行为。因此，本文提出假设2:

H2:在其他条件相同的情况下，高管减持幅度越大，其正向盈余管理的程度也越大。

董事会是公司治理的重要机制，主要包括董事会的规模、外部独立董事的比重以及CEO与董事长是否两职合一。CEO与董事长的两职合一可以提高CEO的管理权威和专业化决策效率;但另一方面，两职合一却也可能会弱化董事会的独立监督功能［8］，导致CEO等高管对公司的控制权相对增加。由于我国上市公司股权普遍相对集中，管理层侵害投资者利益的代理问题广泛存在［9］，当CEO权力集中时(CEO与董事长的两职合一)，通常其董事会规模也较小，CEO损害投资者利益而被发觉的风险相应降低。Pagano＆Volpin还发现，如果高管私利较高但股权比例偏低，这时高管之间很可能形成利益同盟［10］。我国高管持股比例较低，在两职合一的情况下，CEO很可能与其他高管合谋在减持之前通过盈余管理的方式制造沟通阻滞并从中获益。因此，本文进一步提出假设3:

图1 高管减持与前一期盈余管理

H3:相对于两职分离的公司，两职合一的公司其高管减持前的盈余管理程度更大。

假设2和假设3表明，减持规模不同、公司治理存在差异的上市公司，其盈余管理程度也存在显著差异，为检验以上假设，本文设置以下计量模型:

其中DTACi为公司i在T0期间的可操控性应计盈余，Reducei为公司i在T1期间的高管累计减持幅度。

三、变量和数据

(一)盈余管理

1.DTACi为公司在T0期间的操控性总应计盈余，代表盈余管理程度，并采用以下两种方法估计DTACi:

(1)DTAC(1):根据Dechow et al(1995)修正的横截面Jones模型，使用同行业同期间所有A股上市公司的数据，对以下模型进行回归分析:

其中，TACi为样本公司i在当期的净利润减去该公司当期经营活动产生的现金净流量;TAi为i公司期初总资产;ΔREVi为i公司当期主营业务收入相对于上期主营业务收入的增加额;PPEi为i公司期末固定资产。然后将回归模型(3)的系数估计值β1、β2和β3代入下式，计算出非操控性总应计盈余NDTACi:

其中，ΔARi为i公司当期应收款项相对于上期应收款项的增加额。最后计算出可操控性总应计盈余DTACi:

(2)DTAC(2):根据Kothari et al(2005)修正的横截面Jones模型，使用同行业同期间所有A股上市公司的数据计算可操控性总应计盈余DTACi，其具体做法是在回归模型(3)中加入截距项β0和公司总资产收益率ROAi，即:

再将回归系数代入下式，计算出可操控性总应计利润DTACi:

2.盈余管理的财务期间

同一家公司在同一期间可能发生多次减持事件，借鉴蔡宁、魏明海［7］的做法，将其认定为一次减持行为。为配合减持，高管会在减持前进行盈余管理，因此本文将该减持行为的上一期间认定为最有可能进行盈余管理的财务期间。

图2 盈余管理的财务期间

(二)高管减持

Reducei为自公布T0期间财务报告数据后至公布T1期财务报告数据前公司高管的减持情况，并采用以下两种方法来衡量:

(1)Reduce(1):为研究高管是否在减持前进行了正向盈余管理(即假设一)，本文将Reduce设置为虚拟变量，当高管在T1期间减持时，赋值为1，否则赋值为0。(2)Reduce(2):为研究是否高管减持越多，其盈余管理程度越强(即假设二和假设三)，本文将Reduce按其减持程度进行计量。由于不同规模的上市公司，其高管持股金额存在显著差异，因此将Reduce按公司资产规模进行标准化处理，即用i公司T1期各高管减持金额(减持股数×交易价格)之和的自然对数除以该公司期初总资产的自然对数所得的比值来衡量减持程度，该处理方法与蔡宁、魏明海［7］的处理方法类似。

(三)相关控制变量

结合已有研究，本文加入了如下控制变量:总资产收益率(ROA)、净现金流量(CFO)、公司规模(Size)、是否国有控股(State)、第一大股东持股比例(Top1)、资产负债率(Lev)、行业(Industry)和期间(Halfyear)。

(四)数据来源

以2009－2012年间中国A股上市公司高管减持事件为研究对象，剔除金融保险类上市公司以及交易数据和相关财务数据不全的样本后，共取得12057个有效样本。由于《上市公司董事、监事和高级管理人员所持本公司股份及其变动管理规则》规定，上市公司高级管理人员违反规定将其所持本公司股票在买入后6个月内卖出，由此所得收益归该上市公司所有;同时肖淑芳等的研究也发现管理层在股权激励计划公告日前三个季度进行了向下的盈余管理［11］，因此以半年度为期统计发生高管减持的上市公司，最后共取得733个高管减持样本。本文所有原始数据均来自于CSMAR数据库，为剔除极端值对回归结果带来的影响，对所有回归模型中的连续型变量进行了winsorize1%的处理。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表1提供了各主要变量的描述性统计结果，样本期间DTAC(1)和DTAC(2)的均值均为正，虽然最小值和最大值之间差异较大，但其标准差略小于张兆国［6］对2002－2006年间A股市场操控性盈余的统计结果，说明2009－2012年间上市公司总体进行了正向的盈余管理。Reduce(1)均值为0.061，说明样本期间大多数样本公司没有发生减持事件;Reduce(2)均值达到0.647，则说明发生高管减持的公司其高管平均减持幅度比较大。

表1 主要变量的描述性统计

(二)相关系数

表2为各主要变量的相关系数表，表中Reduce(2)与DTAC(1)和DTAC(2)均在1%水平上显著正相关，说明高管减持幅度与其前一期盈余管理程度间存在一种正向的相关关系，与图1显示的结论一致。同时各解释变量间的相关系数均在0.35以下，且变量间VIF共线性诊断结果均在1.4以下，说明变量间不存在严重的多重共线性问题，从而保证了回归结果的可靠性。

表2 各主要变量的相关系数表① Reduce(2)为Reduce(1)中发生减持的样本，由于Reduce(1)为二值虚拟变量，故未列出Reduce(1)的相关系数。

(三)回归结果分析

表3提供了各模型的回归估计结果，假设一中DTAC(1)和DTAC(2)为二值虚拟变量，当操控性应计盈余大于0时，其值为1，否则为0。对DTAC(1)的logit回归估计结果显示，高管是否减持与其前一期是否正向盈余管理存在显著的正相关关系，表明高管减持事件的发生加大了公司正向盈余管理的概率;DTAC(2)中Reduce(1)的回归系数为负，但不显著，这可能是由于两种盈余管理计量模型差异造成。进一步对DTAC(1)和DTAC(2)四分位值统计结果分析发现，两者均呈右偏状态，DTAC(2)中位值接近于0，但在0以下，与DTAC(1)情况相反。

表3 各模型的回归估计结果

进一步对发生高管减持事件的样本公司进行分析，假设二DTAC(1)和DTAC(2)中第一列为为所有减持样本的回归结果;由于高管在减持时倾向于进行正向盈余管理，因此本文分析了减持样本中操控性应计大于0的样本，其回归结果见假设二中DTAC(1)和DTAC(2)中第二列。假设二回归结果显示，Reduce(2)与DTAC(1)和DTAC(2)均在5%显著性水平上正相关，说明高管在减持前利用私有信息制造沟通阻滞进行了盈余管理，高管减持幅度越大，其正向盈余管理程度越大，假设二得到验证。公司基本特征因素中，ROA与DTAC(1)和DTAC(2)显著正相关，说明平均而言，经营业绩良好的公司具有较高的盈余管理;CFO与DTAC(1)和DTAC(2)显著负相关，由于经营活动净现金流指标一定程度上可以用于衡量公司的经营风险，说明经营风险越小，公司越可能向下进行盈余管理，该结果与蔡宁等［7］的研究结论相同;Size与DTAC(1)和DTAC(2)正相关，但只有一个结果显著，因此公司规模不是影响盈余管理的显著因素。公司治理特征因素中，State与DTAC(1)和DTAC(2)负相关，同时其第二列的回归结果显著。Top1与DTAC(1)和DTAC(2)不显著，说明第一大股东持股比例对于公司盈余管理的影响效果不明显;Lev与DTAC(1)和DTAC(2)显著负相关，说明总体而言，公司负债水平越高，债务人外部监督力量越强，越可能降低公司的盈余管理水平。

表中假设三对发生高管减持事件样本公司进一步分析，将发生高管减持事件的样本公司按是否两职合一进行划分，DTAC(1)中第一列为两职合一的回归结果，第二列为两职分离的回归结果。回归结果显示，Reduce(2)与DTAC(1)的第一列回归结果显著为正，第二列回归结果虽为正，但不显著。同时其第一列的回归系数显著大于第二列，且通过了系数差异性检验，说明两职合一使高管控制权扩大，弱化董事会的独立监督功能，而两职分离则能有效抑制高管的盈余管理行为，得到假设三验证。

(四)稳健性检验

为了使结果更稳健可靠，本文还进行了以下稳健性检验:(1)在参阅已有研究股东持股内生性文献的基础上，研究工具变量对模型2进行两阶段回归，Durbin-Wu-Hausman检验的结果显示，2SLS的回归结果与OLS的回归结果没有显著差异，内生性问题并不影响结论;(2)将自公布T0期间财务报告数据后至公布T1期财务报告数据前公司高管的减持金额进行对数化处理，并用其代替Reduce(2)，重复以上的实证研究过程，检验结果与前文研究结论基本一致①限于篇幅，该部分回归结果没有在文中列示，读者若需要，可与作者联系。，因此本文的结论是稳健的。

五、结 论

高管股权激励是解决委托—代理问题的一种有效方式，在高管薪酬契约中占据重要地位，并已得到广泛运用;但另一方面，上市公司高管减持事件和减持金额却也呈现出逐渐增多的趋势。对2009－2012年间中国上市公司高管减持事件进行分析，研究发现，上市公司在高管减持事件发生之前倾向于进行正向的盈余管理;而且减持金额越大，公司正向盈余管理的程度也越大，表明上市公司确实存在以配合高管减持为目的的盈余管理行为，高管对相关管制规定进行了规避。本文的研究还发现，总经理与董事长两职分离是抑制高管减持前盈余管理行为的重要因素，两职合一的上市公司其高管减持幅度与上一期可操控性应计盈余显著正相关，而两职分离的上市公司这种现象则不显著。这种现象有别于以往所发现的新股发行、债务契约、避免退市、政治动机等情形的盈余管理，对维护证券市场秩序，完善公司治理结构提供了新的思路。

虽然我国证券监管部门关注到了高管减持现象可能带来的不利影响，并出台了《上市公司董事、监事和高级管理人员所持本公司股份及其变动管理规则》等规范文件，但这些规范文件只是对高管等内部控制人股权交易的数量和时间进行了总括性的规定，如要求每年通过集中竞价、大宗交易、协议转让等方式转让的股份不得超过其所持本公司股份总数的25%，不得在上市公司定期报告公告前30日内等时间段买卖本公司股票等，并未对高管等内部控制人股权变动时可能出现的牟利情形进行详细的规范，很容易被高管等内部控制人规避和利用。由于市场上普遍存在配合高管减持的盈余管理行为，而高管减持的发生往往会给市场传递一种负面信息，导致股价下跌、市场波动，因此监管部门应进一步出台高管股权变动的详细规则，对高管减持行为进行规范，加大高管财务舞弊的惩处力度。同时，应进一步加强对高管减持的信息披露监管，建立高管减持的预披露制度，定期向市场预告公司未来的高管减持安排，并对高管减持前的财务报表进行强制审计。另一方面，上市公司还应进一步完善公司治理结构，强化董事会的独立监督功能。

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