股权激励与盈余管理

柯添华+徐志萍

【摘要】我国在20世纪90年代首次引进股权激励制度，直到2006年《公司法》、《证券法》的完善以及《上市公司股权激励管理办法》（试行）的发布，股权激励制度开始有所规范。之后，股权激励被越来越多的企业应用到公司治理中，然而也成为了企业进行盈余管理的一个有力动机。本文从国内外一系列会计丑闻中与股权相关的激励以及盈余管理等方面出发，随机选取2014年沪深两市公布实施股权激励方案的100家上市公司为样本，进行以多元回归为主要方法的实证分析。根据实证结果，所选取的上市公司股权激励程度与盈余管理程度显著正相关；同时资产负债率和第一大股东持股比例越大，盈余管理的程度也越大；但同时也发现公司规模越大，治理结构越完善，盈余管理的程度就会越小。

【关键词】盈余管理股权激励公司治理一股独大

资产负债率

【中图分类号】F275F272

一、研究背景与理论基础

（一）选题背景与研究意义

由于企业所有权和经营权的分离，在经营过程中股东和管理人之间所关注的重点会有所不同。其中股东的关注点一直集中在企业身上，力求通过企业的获利或者增值来提升自身收益，而管理者关注点则始终围绕着自己的利益。在企业利益和自身利益出现冲突时，管理者往往会选择保护自己的利益，对企业经营带来风险，因此需要通过一些措施的出台将管理者与企业紧密联系在一起，对管理者的管理行为进行限制。股票期权激励制度很早被西方发达国家广泛应用作为公司治理的重要部分，通过给予公司管理层一定的股权比例，使其也能分享企业的剩余价值，从而尽可能使股东和管理层的价值趋同，减少代理成本，提高经营效率。

我国最早的股权激励制度相关案例是1993年万科提出的管理层股权激励方案，之后虽陆续有相关方案推出，但由于我国当时的资本市场仍需要进一步完善并缺少相关推行办法，许多公司的激励方案只停留在预案阶段并没有实施。2005年，以政府为主导，大部分上市公司开始了股权分置改革，优化了股权在市场的流通，为股权激励制度的发展打下了基础。之后在2006一年的时间里我国相关部门就该方面的问题发布了《上市公司股权激励管理办法（试行）》（证监公司字〔2005〕第151号），《国有控股上市（境内）公司实施股权激励试行办法》（国资发分配〔2006〕175号）两个重要文件，对股权激励的应用进行了有效的指导。

然而，股权激励制度一方面能够刺激管理层的积极性、提高公司的业绩水平，另一方面由于激励一般与企业会计盈余指标挂钩，管理层为了自身利益的最大化，也可能加大管理层处理会计信息的道德风险。例如大众所熟知的“安然”、“世通”等会计丑闻中，管理层就被授予了大量股权，为了追求股价所带来的利益选择了隐藏会计信息。由于中小投资者数量多且分散，信息收集渠道有限以及信息不对称，无法精确判断管理层是否进行了盈余管理，再加上一些企业的公司治理结构仍未完善，因此管理层也有可能通过盈余管理来操纵股价。本文就上述问题，立足于全球发展情况，搜集了大量的与股权激励和盈余管理相关的信息，并进行了建模研究，利用国内相关上市公司所提供的数据，实证分析股权激励制度和盈余管理之间是否相关。

（二）文献综述

国内外关于股权激励和盈余管理之间的研究主要从两个大的方面分析，一是理论上对盈余管理的动机进行分析，动机中包括股票期权的激励制度；二是通过上市公司数据进行实证研究来验证对两者关系的推测和假设。

1.国外方面

首次较为全面的把盈余管理的研究同管理者薪酬激励联系起来的分析来源于Healy（1985）。他提出管理者为了使自己的奖金最大化，会想办法对会计盈余进行操控，并且当报告的净利润处于激励合约规定的上下限之间时，管理者会向上调节利润，而当报告净利润处于上下限之外时，管理者会向下调节利润。

Jensen，Murphy（1990）①通过研究发现，管理者薪酬激励同股东利益之间存在着某种非常微弱的联系。后来一些学者研究发现管理者股权激励是一种较好的激励方式，Berger（1997）等发现，企业管理者持有的股票期权数额越多，企业的经营业绩就会越好。McConnell，Servaes（1990）②的研究发现，当企业管理者持股比例少于50%的时候，管理层的持股比例会和企业业绩成显著正相关。

但在BinKe （2004）对股权激励与盈余管理行为之间相关性的实证分析中，他指出盈余管理行为的发生与股权激励最大化之间无关，盈余管理行为是企业股东激励经营管理者时所付出的剩余代理成本。

Daniel Bergstresser and Thomas Philippon （2006）③对美国资本市场进行调查研究，并且对管理者的盈余管理程度用可操纵性应计利润作为指标来衡量，发现可操控应计利润与基于股权的高管薪酬成显著正相关，说明，高管股权薪酬激励越多，越有进行盈余管理的动机。

Bamber（2010）选取了440家1998～2001年间标准普尔指数公司进行研究，指出公司高管的股权激励程度与公司对外报告的利润指标正相关，而与工作的安全程度负相关，表明股权激励是盈余管理的有力动机。

2.国内方面

我国有部分学者认为管理者持股与企业业绩没有关系。袁国良等（1999）抽取了1996年和1997年的100家上市公司，对公司高管的持股比例和業绩进行了相关性回归分析，结果表明基本不相关。顾斌，周立烨（2007）④对我国上市公司股权激励进行了实证研究，剔除了行业影响后，得出我国现阶段进行股权激励制度不能有效促进企业长远发展。

但大部分学者研究认为，管理者持股与企业业绩之间存在关系。王华、黄之骏（2006）以高科技上市公司2001～2004年提供的数据为样本，进行实证研究，得到的结果是管理经营者股权激励和企业价值之间存在着倒U型的曲线关系。

何凡（2010），对上市公司实施内部管理的各项措施进行研究，并侧重关注股权激励和盈余管理，结果显示，管理层股权激励拥有股份越多，股权激励前后的盈余管理越严重。

徐雪霞、王义珍、郭丹丹（2013）以企业生命周期为调节变量对股权激励和盈余管理关系进行了实证研究，得出两者关系在企业处于不同的阶段是不一样的，企业生命周期有显著的调节作用，企业处于成长期和成熟期时，股权激励与盈余管理之间的关系分别是显著正相关和不显著相关。

（三）股权激励与盈余管理关系的理论分析

契约理论认为企业是各个利益相关者之间进行博弈的结果。由于市场环境的复杂、信息不对称以及人们的有限理性，达成的契约往往是不完备的。因此契约双方会设计考核指标来督促各方对约定中内容的完成，以防止约定履行出现问题。其中最受推崇的就是会计信息，因为其拥有较好的获取渠道和计量属性，所以被选为常用的考核指标。管理层股权激励也是一种契约，股东为约束管理层的行为、降低代理成本需要考核指标来衡量管理层对企业的努力程度，而综合来看会计盈余可以体现企业增加的价值，因此盈余指标会受到企业各利益相关者的关注。

管理层作为企业决策的制定者能直接接触到会计信息，再加上信息的不对称和会计信息中的价值很难准确评估，管理者有足够的空间来进行盈余管理操纵。而同时作为一个理性人，管理者在股权激励契约中既能履行契约又能追求自身效用最大化，这样就有足够的动机来进行盈余管理操纵。

二、研究假设与变量设计

（一）研究假设

由于股东和管理层之间委托代理的关系，双方利益目标的不完全一致，以及因信息不对称性所带来的隐藏道德风险，股东一般会将企业的业绩指标与管理层的薪酬挂钩，股权激励制度作为一种良好的长期激励制度往往能激励管理层为取得企业价值最大化而努力，但同时也会产生管理层进行盈余管理的风险。一般来说，如果股权激励的程度越大，就越具有使管理层实现更多收益的吸引力，从而也就加大了管理层进行盈余管理的可能性。股权激励程度可以通过当年上市公司公布的股权激励数量除以公司总股本来进行衡量。基于此，本文提出假设1：

H1：盈余管理与股权激励数量比例正相关。

资产负债率可以衡量企业的财务杠杆，一般资产负债率高的企业负债所占比重较大，根据上述契约理论，需要大量对外借款的企业进行盈余管理的动机相对强烈，因此提出第2个假设：

H2：盈余管理程度与资产负债率正相关。

股权结构可以从多个方面进行分析，其中最简单的判断方法就是对第一大股东拥有的股份情况进行了解。第一大股东持股比例越高，股权越集中，股权结构制衡能力越弱，大股东操纵盈余就越有可能，因此本文提出第3个假设：

H3：盈余管理程度与第一大股东持股比例正相关。

（二）变量和模型设计

1.因变量

经分析可知，盈余管理会对企业中多个方面产生影响，其中受其左右最明显的就是盈余可靠性。本文在研究盈余可靠性时发现，把与其相关的可操作性应计利润与不可操控性应计利润进行分离，将可操控性应计利润DA作为测定盈余可靠性的替代变量，是测定盈余管理程度的有效方法，由于计算出DA存在正负，为了在实证中有效区分盈余管理的程度，因此取DA的绝对值，用（ABS）DA表示。

由于之前的大量分析显示，经过修正的截面琼斯模型来进行盈余管理的计量是有效的，因此本文采用修正的截面琼斯模型来进行计量。其中，总体应计利润参见公式（1）：

TAt= NIt - CFOt（1）

TAt为公司第t年的总体应计利润，NIt⑥为公司第t年的净利润，CFOt为公司第t年经营活动的现金净流量。根据修正的截面琼斯模型，考虑到应收账款的影响有参见公式（2）：

TAt/At-1=α1（l/At-1）+α2[（ΔREVt-ΔRECt）/ At-1]+α3（PPEt/At-1）+ε（2）

其中，ΔREVt为公司第t年与上一年的收入差，ΔRECt为公司第t年应收账款与上一年的差额，PPEt为公司第t年的固定资产，ε为随机误差项。由α1、α2、α3可以估计出非可操纵性应计利润计量模型中的参数β1、β2、β3，可参见公式（3）：

NDAt/At-1=β1（l/At-1）+β2（ΔREVt/At-1）+β3（PPEt/At-1） +ε（3）

最终由总体应计利润减去非可操纵性应计利润所得出的可操纵性利润DA的绝对值来度量公司的盈余管理程度。

2.自变量

本文的主要研究对象是股权激励程度与盈余管理程度，并探寻二者的内在联系，因此本文拟采用仅考虑通过构造变量INR来表示管理层股权激励的程度。INR为公司为高管发放的股权激激励总数占当时总股本的百分比，我们用它对盈余管理程度变量（ABS）DA的影响来评估管理层股权激励与盈余管理程度之间的关系。

3.控制变量

（1）总资产负债率（LEV）：股份制公司在债务承担方面具有一定的特殊性，因此为了防止自身利益受损，债权人往往在出借资金的过程中，要与企业进行书面约定，企业如果难以达成约定内容，就会付出高出借款本身的赔偿，而企业负债越多，其盈利能力和发展能力必然会受到影响，企业越有可能进行盈余活动来调整报表干涉会计信息。因此，本文引入资产负债率作为偿债水平对盈余管理的影响。

（2）公司规模（SIZE）能够对企业的成本和收益产生重要影响。公司规模越大，其业绩的变动影响力越大，其影響波及的范围越广。现有一些研究表明，企业的规模与盈余管理有显著的相关关系，企业规模越大，其进行盈余管理的困难度越高，我们这里采用企业总资产的自然对数SIZE作为该控制变量。

（3）DC指数代表的是企业中拥有股份最多的股东其手中股份数量占总体股份的比值。对该指数进行分析可以有效的了解企业中股份的具体结构，该指数越高，企业受第一股东的影响越大，而其他持股较少股东的权益愈加难以保护。所以DC指数将是本次研究关注的重点变量。具体定义参见表1。

根据上文变量的构建出股权激励与盈余管理相关关系模型如下：

（ABS）DA=α0+α1INR+α2LEV+α3SIZE+α4DC+λ

（三）样本选择和数据来源

本文随机选取了沪深股市A股中公布实施股权激励办法的100家公司为数据采集对象，收集样本公司2014年当年的数据⑦。剔除了数据不完整或披露缺失的公司及相关数值异常的上市公司，并剔除了PT和ST的公司，最终得到样本公司共100个有效观测值。本文所用数据主要来自国泰安数据库和巨潮网数据，使用软件为Excel和SPASS18.0软件。

三、实证结果与统计分析

（一）描述性统计分析

从表2中可以看出，在样本上市公司中其盈余管理程度（ABS）DA的最小值为0.0213，最大值为0.3316，其最大值和最小值均有明显差别，说明样本公司中分别存在着不同程度的盈余管理活动，且不同公司的盈余管理水平有较大的区别，样本数据的盈余管理行为波动性比较大有利于整体模型的解答度。从激励情况变量INR来看，其均值为0.047，证明样本公司在股权激励方面中投入并不多，大部分企业对股权激励的重视度不够。资产负债率（LEV）最大值为0.716，最小值为0.081，均值为0.3601，表明样本上市公司的资产负债率的总体水平在0.3上下，且各样本间的负债能力差异性有较大的分别。公司规模（SIZE）的均值为20.919，且最大值为21.638，最小值为19.651，最大值、最小值与均值的偏离度很小，说明样本上市公司的其总资产都具有相当的规模了，且样本之间的资产规模差别并不大。股权集中度（DC）平均值为0.478说明我国创业版上市公司股权集中度较高且一股独大现象明显，控股股东有更多的权力来操控公司的经营活动。

（二）相关性统计分析

相关性统计分析通常是用来衡量模型各变量之间具有的统计关系及相互影响力的方法，其主要手段是通过分析相关模型判定结果求出的系数及显著性来判断变量间相关性的大小。实际中多采用Pearson相关性检验来对样本进行相关性分析，本文也采用此办法，相关结果如表3。

自上面的相关检验结果可知：从整体来判断，绝大多数公司的各项变量之间的相关系数都小于0.3，剩下的几个系数也没有高于临界值0.8，一般认为在Pearson相关性检验中，如果两个变量之间的相关系数小于0.3，则就可以认定这两个变量之间并不存在多重共线性问题；如果两个变量之间的相关系数小于0.8，则认为这两个变量的多重共线性问题仍然处于一般实证研究的可行范围内；如果两个变量之间的相关系数大于0.8，则认为这两个变量之间存在着明显的共线性问题。而模型的整体相关系数都较低，这充分说明了模型的各变量间并不存在严重的多重共线性问题，体现了该模型变量选取的合理性。从得到的具体相关系数来看：股权激励变量INR与盈余管理程度（ABS）DA的相关系数为正，且在0.01的水平上显著，资产负债率（LEV）与盈余管理程度（ABS）DA的相关系数为正，且在0.01的水平上显著；公司规模（SIZE）与盈余管理程度（ABS）DA的相关系数在水平为0.01上显著为负，股权集中度（DC）资产负债率（LEV）与盈余管理程度（ABS）DA的相关系数为正，且在0.01的水平上显著。各假设得到初步验证。

（三）多元回归统计分析

自表4、5可以看出模型1的整体方程拟合度调整R方为0.254，即可以认为该模型有25%的解答力度，拟合度并不算十分完美，但一方面考虑到样本数据公司上市较晚，且随机抽取的样本数据有限，信息流出的渠道不多，资料获取困难，另一方面由于影响盈余管理的因子数很多，目前还没有完整的规律，难以用少数几个解释变量来对影响盈余管理活动的差别的所有因子做结论。本文所选取的代表解释变量作为判断指标与实际中影响盈余管理活动的因子间存在着不可避免的差别，因此我们认为0.254这个结果已经比较满意了。方程F检验的结果为24.28，对应的Sig.值为0.000，远小于临界水平0.05，整体方程有线性相关关系。VIF为方差的膨胀因子，各个变量的VIF值均远远小于10，容差水平均遠大于0.1，表明模型中不存在多重共线性的问题，模型的回归分析结果是真实可信的。股权激励变量INR的回归系数为0.011，且在1%的水平上与盈余管理活动水平（ABS）DA显著正相关，这表明样本数据中股权激励越高的上市公司，其进行盈余管理活动的程度就越高，产生这种结果的原因是由于管理层日常接触公司经营管理较多，比股东更加了解公司的实际情况，因而其更可能进行盈余管理，股权激励是掩盖这种行为的最好借口之一，由于股权激励与公司的业绩水平相关，管理层为了追求更大的回报，很可能采用操控盈余的办法来提高净利润，从而拿到更多分红，假设1成立。资产负债率（LEV）与盈余管理活动水平的回归系数为0.144，且与（ABS）DA在1%的水平上显著正相关，说明负债率较高的公司出于债权人的压力及债务负担，其进行真实盈余管理的活动的可能性更高，假设2得到证明。企业规模（SIZE）与盈余管理活动水平（ABS）DA显著负相关表明公司规模越大进行盈余管理活动的可能性越小。股权集中度（DC）的回归系数在1%的水平上正相关显著，表明当公司产生股权集中度较高，大多数股份集中于单一股东手里时，企业的股权结构制衡能力就会削弱，大股东更易于采用各种手段来掩盖自身进行损害他人利益的行为，公司的第一大股东常可能会通过采用操纵盈余等活动来取得对公司的控制权，假设3成立。

四、研究結论

通过以上实证分析，本文得出以下结果：股权激励程度与盈余管理程度有显著正相关的关系，表明股权激励程度确实是盈余管理行为的有力动机。同时，第一大股东持股比例和资产负债率也与公司盈余管理程度相关。研究过程中发现，公司的规模越大，盈余管理程度反而越少，这一结果表明完善的公司治理结构能够有效约束管理者进行盈余管理行为，因为通常规模越大的公司越需要有效的公司治理结构和股权激励制度。

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