上市公司高管激励对盈余管理的影响研究

包亚榕 李鼎曌

(四川工业科技学院 四川德阳 618500)

1 文献综述与研究假设

已有的国内外研究结果表明，“高管激励”能够有效缓解委托代理问题，促进经营者和所有者实现利益趋同，最终正向影响企业绩效。但对于不同激励方式的激励效果尚无定论。本文将围绕高管薪酬激励、高管股权激励、高管在职消费和真实盈余管理之间的关系展开研究。

周雪梅(2018)指出在合理的激励机制下，如高管薪酬激励，可以促进所有者与经营高管的利益趋同，发挥高管的盈余管理抑制作用，提升企业盈余质量[1]。付晓彤，王桂兰(2019)指出高管薪酬激励与真实盈余管理存在显著负相关关系[2]，在高管薪酬激励水平提升的情况下可以有效抑制盈余管理。基于此，本文提出假设H1。

H1：高管薪酬与盈余管理呈负相关。

陆军伟等(2015)以制造业上市公司为样本实证分析发现，出于对盈余管理带来的高管个人收益与因享受公司股份而造成的损失之间进行权衡，高管股权激励能有效抑制高管的盈余管理程度，尤其是真实活动盈余管理[3]；张蓬勃(2021)发现高管股权激励与真实盈余管理呈负向调节作用[4]。基于此，本文提出假设H2。

H2：高管股权水平与盈余管理呈负相关。

张原和龙瀚(2019)通过实证研究发现，高管在职消费水平与真实盈余管理存在U型关系，即在一定范围内，增加高管的在职消费，可能会提升真实盈余管理的机会主义效应[5]。石博(2021)研究发现，当高管在职消费处在合理范围时，可以有效抑制高管真实盈余行为，但因高管在职消费的隐蔽性会随权利的增大而更加强烈，对其监管难度也会增大，所以高管在职消费超过一定水平后反而会为高管获取私利提供方便渠道，即高管在职消费与盈余管理间呈现出先抑制后刺激提升的关系。基于此，本文提出假设H3[6]。

H3：高管在职消费与盈余管理存在U型关系。

3月1日起，福建省人民政府印发的《福建省食品安全信息追溯管理办法》正式施行。《办法》规定，在福建省行政区域内生产销售的食品和食用农产品实行“一品一码”食品安全信息追溯制度。追溯食品未按照规定赋码并销售的，由相关行政主管部门按照各自职责责令改正，可以并处5000元以上1万元以下罚款。追溯食品生产经营者上传虚假信息的，由相关行政主管部门按照各自职责责令改正，并处5000元以上2万元以下罚款。未提供销售票据或电子记录卡、货票（卡）不符或票（卡）账不一致的，由相关行政主管部门按照各自职责，责令改正，给予警告；拒不改正的，处2000元以上5000元以下罚款。

2 研究设计

2.1 样本选取与数据来源

本文选取我国制造业上市公司2017—2021年的财务数据作为初始研究对象，在此基础上剔除了ST、*ST公司以及相关数据未披露的空值，最终选择1141家上市公司，合计样本5705个。本文数据来源于CSMAR数据库。

2.2 变量定义

2.2.1 被解释变量

本文的被解释变量为真实盈余管理(rem)，参考Dechow(1998)，Sugata Roychowdhury (2006)所出模型来测量企业的真实盈余管理水平。

2.2.2 解释变量

本文的三个解释变量分别为：高管薪酬(m1)、高管股权水平(m2)、高管在职消费(m3)。

2.2.3 控制变量

本文控制变量选取包括：公司规模(size)、总资产净利率(roa)、总资产周转率(tat)、股权集中度(top1)和资产负债率(lev)，具体如表1所示。

表1 主要变量说明

2.3 模型构建

本文根据假设H1，构建模型(1)，以研究高管薪酬(m1)和真实盈余管理(rem)之间的相关性。

本文根据假设H2，构建模型(2)，研究高管股权水平(m2)与真实盈余管理(rem)之间的相关性。

根据假设H3，构建模型(3)，研究高管在职消费(m3)与真实盈余管理(rem)之间的关系。其中m3*m3为m3的二次项。

3 实证分析

3.1 描述性统计

本文通过软件Stata对以上模型中的指标进行统计分析，结果如表2所示。

从表2看出，盈余管理rem均值为-0.004，最小值-6.796，最大值2.855，说明在样本企业中同时存在正向和负向的盈余管理行为，且盈余管理水平存在一定程度的差异；解释变量高管薪酬m1已经过对数化处理，其最大、最小值分别为18.197、12.612，显示出样本企业整体上采取的薪酬激励程度较高且高管薪酬差异较大；高管股权水平m2最大、最小值分别为77.993、0，标准差达到16.869，表明存在企业高管未持股情况，持股高管间持股比例差异较大。高管在职消费m3最大值3.282，最小值-0.117，表明不同企业为高管提供的在职消费水平也存在较大差距。企业规模Size经对数化处理，最大值27.547，最小值17.954，表明上市公司企业规模具有一定差距。总资产收益率ROA均值0.032，表明样本企业盈利能力受疫情等不可抗因素冲击与影响，存在着较大的差距，最小值为-3.164，最大值为0.786；总资产周转率tat最小值为0.023，最大值为6.969，均值为0.638,即样本企业整体周转较好，但其中各样本间差异仍存在；股权集中度top1均值为30.803，说明样本企业股权较为集中，第一大股东能对公司生产经营决策产生重大影响。资产负债率Lev的均值和中位数都为0.425，低于国际公认最佳0.5，表明样本公司内普遍存在一定程度的融资约束，同时，最大值为0.993，表明样本中个别企业在现行资本结构现状下财务风险较大。

3.2 相关性分析

相关性分析可对文章研究假设进行初步检验，结果如表3所示。高管薪酬m1与真实盈余管理rem在99%置信程度上显著负相关，说明相应提升高管薪酬激励水平可以降低盈余管理水平，由此假设1初步成立；高管股权水平m2与真实盈余管理rem在99%的置信程度上呈显著负相关，由此发现高管与企业利益一致，即企业利益与高管持有股份后目标一致，为了获得自身利益，高管会抑制盈余管理对企业利益造成的损害，初步发现本文假设2成立的可能性；而高管在职消费与盈余管理负相关，但显著性未通过检验。

表3 主要变量相关性分析结果

3.3 回归分析

本文经white检验后发现样本数据存在异方差，因此所有样本回归均采用聚类稳健标准误处理；多重共线性检验发现样本vif的均值为1.72，因此不存在多重共线性问题。本文样本经双重固定效应个体加年份控制后发现，样本数据与模型都符合双重固定效应。F检验，LM检验与豪斯曼检验后，样本模型和数据更适合固定效应。经过前文的文献研究，本文采用LDSV法控制行业和年份进行固定效应回归。

为进一步验证假设并保证模型的合理性，本文对被解释变量盈余管理和三个细分解释变量间关系进行了回归分析，结果如表4所示。

表4 回归分析结果

从模型(1)回归结果可知，高管薪酬m1与真实盈余管理rem在99%的置信程度上显著负相关，即薪酬增加的同时经营管理行为得到了有效约束，盈余管理程度随之变弱，验证了本文假设1。

从模型(2)回归结果可看出，高管股权水平m2与盈余管理rem显著负相关，因股权激励不会在短时间内变现，需要高管在企业视角立足长远以获得可观收益，所以盈余管理行为会随着高管在企业持股水平的增加而降低，验证了假设2。

从模型(3)回归结果可看出，高管在职消费水平m3与盈余管理rem显著负相关，但m3*m3与rem存在显著正相关关系，由此可见在职消费m3和盈余管理rem有着U型关系，并检验发现极值点为1.835，支持假设H3。由于高管在职消费具有隐蔽性，监管难度会随着高管权力的增大而增加，在一定范围内，在职消费可对高管利己行为进行一定程度的约束，一旦超过临界点，在职消费水平的持续增加，反而成为高管获取个人利益的途径。因此，当隐性的激励超出范围无法有效衡量时，激励将难以达到预期效果。

模型(4)结果表明将高管薪酬、高管股权水平和高管在职消费度纳入同一个模型后，制造业上市公司rem与高管薪酬显著负相关，高管股权水平显著负相关，高管在职消费呈U型关系，支持假设H1、H2和H3。在控制变量中，盈余管理rem与公司规模size、资产负债率lev显著正相关，与roa、总资产周转率tat显著负相关。

3.4 稳健性检验

为了保证研究结果的稳健性，本文采用回归模型和随机效应模型替代的方法。由表5稳健性检验结果可看出，制造业上市公司盈余管理rem与高管薪酬m1显著负相关，与高管股权水平m2显著负相关，支持假设H1和H2；高管在职消费m3与盈余管理rem显著负相关，但m3*m3显著正相关，说明高管在职消费和盈余管理存在U型关系，并检验发现极值点为1.813，支持假设H3。

4 结语

本文通过整理借鉴已有研究成果，基于相关理论，选取2017—2021年我国制造业上市公司基础财务数据，将高管激励细分为三个方面，并就各自对企业盈余管理的影响展开分析。结论表明：第一，高管薪酬水平提升满足高管预期收益的同时能显著抑制企业的盈余管理程度；第二，高管持股水平的提升有利于抑制盈余管理程度，股权激励的长期性使得高管考虑到自身利益，所以盈余管理行为会随着高管在企业持股水平的增加而降低；第三，高管在职消费在一定水平下能够抑制盈余管理，但因高管在职消费的隐蔽性及监管难度，当其超过一定水平时反而刺激盈余管理，即高管在职消费水平与盈余管理存在U型关系。综上，高管薪酬和高管股权因有委托合同条款中的报酬契约存在等原因，能够有效抑制盈余管理行为，而未有明确契约约束的高管在职消费仅在适度消费的情况下能够有效抑制盈余管理行为。基于此，高管和企业利益趋同的重要性不言而喻，企业要根据自身具体情况权衡激励带来的利与弊选择适宜的激励方式，如把握好高管在职消费的量，在合理的水平上实现激励高管抑制盈余管理进而提升公司业绩水平的目的。