制造业上市公司股权激励与盈余管理关系研究

姜航

摘 要：伴随现代企业制度的发展及高新技术企业对人才的渴求，股权激励制度逐渐在现代企业中普及开来。股权激励在企业管理中发挥的积极作用不言而喻，然而近年来爆发的财务丑闻引起了学者们对这一激励制度负面影响的深入探究。尤其目前我国的资本市场尚不完善，相关法律法规不健全，都为管理层进行盈余管理行为提供了可能。大量研究认为，股权激励在给管理层带来有效激励的同时，也会使管理层为了一己私利而采取盈余管理行为。

关键词：股权激励；盈余管理；上市公司

中图分类号：F253.7 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2017）08-0112-03

1952年，美国辉瑞公司率先推行了股权激励，但在当时并未引起过多的关注。直至20世纪60年代，股权激励才真正发展起来，当时在美国硅谷出现了大量的新兴高科技企业，人才成为了核心资源，为了吸引更多优秀的雇员，股权激励被越来越多的公司所接受。在随后的几十年里，股权激励在西方国家得到了广泛的运用。股权激励在我国的探索始于1933年，万科作为勇于尝试的第一家公司，推行了股权激励计划，同时也拉开了股权激励登上我国资本市场的序幕。然而，股权激励是一把双刃剑，在实现有效激励的同时还可能诱发经理人员损害股东利益的行为，所以不科学地滥用股权激励，只会为公司带来沉重的负担，给股东造成损失。大量研究认为，股权激励在给管理层带来有效激励的同时，也会使管理层为了一己私利而采取盈余管理行为。

一、问题的提出

股权激励在解决委托代理问题中的良好表现，使其深受上市公司青睐。自2010年以来，股权激励在我国资本市场一直保持着强劲的发展势头，公布股权激励计划的上市公司逐年增加，激励收益占高管薪酬比例也逐步上升。实施股权激励的目的在于实现管理者与企业利益的高度统一，从而形成对管理者的长效激励机制。然而，由于信息不对称、契约不完备等客观条件的存在，即使管理层没能实现业绩水平上升，仍可以通过多种手段进行盈余管理，实现激励收益。更重要的是，我国股权激励机制仍处于探索阶段，相关的制度体系不够完善，业绩评价指标过于单一，这些客观因素都为管理层采取盈余管理提供了便利条件。

二、研究设计

（一）研究假设

由于我国股权激励仍处于探索阶段，相关的制度体系不够完善，业绩评价指标过于单一，且主要集中于会计业绩指标，这些客观因素都为管理层采取盈余管理提供了便利条件。股权激励赋予管理者对剩余财产的分享权，授予的激励权益越多，管理者分享的收益越大，采取盈余管理行为的动机也就越强烈。基于以上分析，提出假设一：股权激励强度与盈余管理程度正相关。

股票期权与限制性股票是我国制造业上市公司普遍采用的两种模式，二者主要的区别是：对于股票期权来说，权利与义务是不对等的，对应的奖惩也是不对称的，而限制性股票却是相反的。除此之外，限制性股票还有着严格的解锁期与禁售期要求，这在无形之中保证了限制性股票模式的激励成效。基于以上分析，提出假设二：采用股票期权模式会比限制性股票模式引起更高程度的盈余管理。

（二）被解释变量

本文采用截面修正的Jones模型，对可操纵应计利润进行估计进而衡量盈余管理水平，公司的应计利润越高，代表其盈余管理程度越高。可控性应计利润（DA）作为被解释变量，其过程如下：

（三）解释变量

1.股权激励强度（OPTION）

其中，INCENTIVE是指公司第t年股权激励程度，PRICE是指公司第t年末股票收盘价，SHARE是指公司管理层获授的股份数，OPTION是指公司管理层获授的期权数，SALARY是指公司管理层所获得的年薪，BONUS是指公司管理层获得的奖金及津贴。

2.股权激励模式（MODE）

2013年选择股票期权模式的制造业上市公司68家，选择限制性股票模式的上市公司56家，选择股票增值权的上市公司仅有1家，同时使用两种激励模式的上市公司31家。鉴于采用现金增值权模式的上市公司样本数量过少，本文只对前两种模式进行研究。采用股票期权模式取值为1；限制性股票模式取值为0。

（四）控制变量

本文选择4个控制变量对上市公司的操纵性应计利润进行解释，控制变量分别为企业规模、净资产收益率、股权集中度及独立董事比例。

（五）模型构建

三、实证分析

（一）描述性统计分析

为了避免行業差异给研究结果造成影响，本文选取样本时进行了行业细化，选取制造业公司作为研究对象。在计算行业特征参数时，使用2013年沪深两市1364家制造业上市公司数据进行回归得到。相关指标描述如表1。

将相关数据代入公式（2），即可求出行业参数。将23 839 707.308、0.197、-0.040代入公式（3），即可求出非可操控性应计利润。

112家样本中，DA最大值为0.138，最小值为-0.050 0，平均值为0.018 9，虽然最小值为负，但由于平均值为0.018 9，仍可说明样本公司普遍存在向上的盈余管理行为，且盈余管理程度存在一定差距。OPTION的最大值达到0.833 7，最小值为0.009 9。结果表明，样本公司的激励强度存在较大差异，平均值为0.236 9，足以说明管理层因股权激励计划获得的收益对其总体薪酬存在一定影响。股权激励的模式分为两种。采用股票期权与限制性股票的公司数量相当，使用股票期权模式的数量略多。对SIZE的度量，采用的是对总资产取自然对数，分布在19.971 3到25.512 1之间，说明样本公司的规模还是存在一定差距的。ROE平均值为9.34%，说明样本公司的资产收益水平一般。STOCK平均值为54.62%，说明前五大股东持股比例相对较高，能够操控公司的经营管理。从INDIRECTOR来看，样本公司均满足相关规定要求的比例，但就其均值0.383 1来看，大部分公司仅是为了迎合相关规定的要求，没能从自身治理结构出发严格制定该项比例。

（二）相关性分析

由表3的相关性分析可以看出，OPTION与MODE之间的相关系数的绝对值为0.224，属于微弱相关。OPTION与STOCK之间相关系数的绝对值是2.77，也是微弱相关的关系。SIZE与ROE之间相关系数绝对值是0.259，小于0.3，所以也是微弱相关的。除此之外，变量之间的相关系数绝对值都远小于0.3，所以变量之间不存在严重的多重共线性问题，对于回归的结果也不会造成不利影响。

（三）回归分析

结果显示，调整后R方值为0.357，虽然拟合度不是很高，但因为影响盈余管理的因素多种多样，而本文主要研究的内容是激励要素与盈余管理的关系，模型中也就无法涵盖所有具有解释能力的变量，所以调整后R方值仍然是一个可以接受的合理结果，并且这样的结果不会影响到回归分析的正确性。

从分析结果来看：OPTION的回归系数为0.033，Sig.值为0.030，在显著性水平为5%时达到统计显著。表明制造业的上市公司在实施股权激励年度的盈余管理程度会随着激励强度的变动而同向变化，即股权激励强度与盈余管理程度正相关。因此，假设H1通过检验。MODE的回归系数为0.009，Sig.值為0.049，在显著性水平为5%时达到统计显著。说明二者之间存在正相关关系，即采用股票期权模式会比限制性股票模式引起更高程度的盈余管理。因此，假设H2通过检验。此外，SIZE的回归系数为-0.010，Sig.值为0.000，在显著性水平为1%时达到统计显著。实证结果显示，二者之间存在着负相关关系，即对公司总资产取的自然对数，其每增加一个单位，对应的盈余管理程度就会随之降低0.010个单位，与上文假设相同。ROE的回归系数为0.187，Sig.值为0.000，在显著性水平为1%时达到统计显著。说明当净资产收益率每增加一个单位，盈余管理程度就会随之提高0.187个单位，上文对二者关系的假设得到数据支持。STOCK与INDIRECTOR的回归结果均未通过检验，说明二者与盈余管理程度的关系不是十分显著。

四、对制造业上市公司实施股权激励的建议

首先，完善公司治理结构。只有在良好的治理结构之上实施股权激励制度，才可能为公司带来最大水平的激励效用。在良好的治理结构之上公司的各个部门之间才会形成有力的牵制，才能更好地为公司长远发展贡献力量。其次，科学设置股权激励方案。在激励模式的选择上要切实考虑公司现状，不要局限于当前所广泛使用的两种模式。对于考核指标的设置也要突破传统观念，切忌只关注盈利指标，要将关注的重心转移到市值指标以及行业指标上来，更加注重公司的长远发展，杜绝短视行为。最后，强化内部审计力度。高度重视内部审计工作，确保内部审计部门的独立性，提升内部审计人员的专业素质，最大限度发挥监督管理作用，遏制盈余管理行为。

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[责任编辑 杜 娟]