上市公司股权激励与盈余管理相关性实证检验

内容摘要：本文以2011-2012年实施股权激励方案的A股上市公司数据为样本，实证研究了股权激励与盈余管理之间的关系。采用截面修正的Jones模型研究对盈余管理程度进行计量，进而通过配对样本T检验、多元线性回归等方法进行分析。

关键词：股权激励 盈余管理 修正Jones模型

关于股权激励与盈余管理的研究，国内现有文献选取的样本数据均为2010年以前，而近年来随着市场环境变化以及创业板上市，中小板与创业板已成为实施股权激励的主力。基于此，本文将研究区间扩展至2012年，围绕股权激励计划公布前后上市公司股权激励和盈余管理之间的关联程度这一主题，运用实证数据定量分析两者之间是否存在相互影响的机制，对已有的研究进行补充，以期为资本市场各方参与者的决策提供一些借鉴依据。

理论分析与研究假设

股票期权和限制性股票是我国上市公司采用的主流股权激励方式。股票期权的收益主要来源于行权期时的市场价和行权价之差。为获取高额收益，管理层有可能会在股权激励计划公告日之前进行向下的盈余管理，以降低授予时的行权价；在行权期，管理层有可能进行向上的盈余管理，以提高行权时的市场价。此外，股票期权的行权条件通常为会计业绩，而行权期间会计业绩考核标准一般都是以公告当年或者前一年的指标为基准的，因此，管理层可能进行向下的盈余管理动机，使基准年度的指标降低以顺利达到行权条件。对于限制性股票也是同理。基于此，提出以下假设：

H1：上市公司在股权激励计划公布之前存在向下的盈余管理。

H2：上市公司在股权授予日之后存在向上的盈余管理。

随着股权激励计划被越来越多的上市公司用，上市公司管理层薪酬中股权激励部分带来的收益也占有越来越大的比重。从激励对象的角度看，所获激励股权数量一般情况下是越多越好，因为获得的激励股权数量越多，未来潜在收益就越大。即使未达到行权条件，也可以放弃行使股票期权或回购限制性股票以避免损失。因此可以推断，股权激励幅度越大，高管通过盈余管理使公司绩效提升的动机也就越强。基于此，提出假设：

H3：上市公司在股权激励计划公布以后的盈余管理程度与股权激励幅度呈正相关。

与传统的激励方式相比，股权激励是一种长效激励机制。股权激励方案中的行权时长对激励对象的收益与风险会有一定程度的影响。一般情况下，上市公司管理层为了能够取得行权资格，会尽可能行权时长缩短，从而能尽早地实现公司的经营业绩指标，使其自身利益最大化。如果上市公司行权时长太短，则管理层更易于采取对当前盈余有利的会计政策来满足行权指标；反之则会加大管理层进行盈余管理的难度。基于此，提出假设：

H4：上市公司在股权激励计划公布以后的盈余管理程度与行权时长呈负相关。

样本选择与变量设定

为了保证研究样本数据的有效性与时效性，本文依据以下几条原则选取研究样本：以2011-2012年中国沪深交易所股权激励方案并成功实施的A股上市公司为研究总样本；由于金融保险业的特殊性，排除金融保险业的上市公司；剔除了PT等上市公司和被注册会计师出具了否定意见、保留意见等审计意见类型的审计报告的上市公司；剔除了异常数据、相关财务数据缺失的数值。筛选后共得到156个数据样本。实证分析中所用到的激励模式、激励幅度信息主要来源于和君咨询的中国股权激励年度报告以及巨潮资讯网，上市公司财务信息主要来源于锐思数据库与国泰安数据库。

本文实证研究的主要变量如下：

被解释变量：被解释变量为盈余管理程度，通常通过可操纵性应计利润（DA）来表征。夏立军（2003）认为，采用线下项目前总应计利润作为因变量分行业估计特征参数的截面琼斯模型更适用于中国证券市场。结合谷丰（2011）等人的研究，本文计算可操纵性应计利润的步骤如下：

首先，根据现金流量表法，由式（1）、（2）计算出线下项目前总应计利润GA与线下项目后总应计利润TA：

（1）

（2）

式中，EBXIi，t为经营利润；NIi，t为净利润；CFOi，t为经营活动现金流量净额。

其次，分行业分年度对式（3）进行线性回归，采用OLS方法计算β1、β2、β3系数：

（3）

式中，Ai，t-1为上一年度资产总额； REVi，t是基准年度和上一年度营业收入之差；RECi，t是基准年度和上一年度应收账款之差；FAi，t是基准年度的固定资产总金额。

最后，将计算出的β1、β2、β3系数估计值代入式（4），计算出非操纵性应计利润NDA，并通过式（5）计算可操纵性应计利润DA：

（4）

（5）

解释变量：将激励股权占公司总股本的比例作为解释变量，并选取行权时长当作另一自变量。行权时长指从股权授予日到可行权日间的时长。

控制变量：在借鉴前人研究的基础上，本文还选择了公司规模、净资产收益率、资产负债率、股权集中度、董事会规模、管理层薪酬等控制变量。

模型构建

本文采用多元线性回归模型对股权激励与盈余管理之间的关系进行回归分析，所构建的模型为：

DAi，t=α1+α2×SCOPE+α3×DOT+α4×LNSIZEi，t+α5×ROEi，t-1+α6×DEBTi，t-1+α7LNBDi，t+α8×TOP5i，t+α9×LNSALi，t+ζi （5）

各变量的定义如表1所示。

实证结果及分析

（一）描述性统计

对可操纵性应计利润DA的描述性统计如表2所示。

从表2股权激励计划公布前后两年的盈余管理统计性描述中可以发现，T年DA均值约为-0.0024，为负值，且远低于T+1年的正值0.117，这说明股权激励前一年整体的样本公司普遍存在对盈余的向下调整。幅度不大的可能原因之一是有些股权激励计划宣布时间较晚，会在当年的前几季度而非前一年作向下调整。而T+1年DA均值约为0.117，中位数约为0.084，说明在实施股权激励以后，管理层对盈余管理有一个向上的反转，初步验证了假设H1和H2。

（二）配对样本T检验

为了排除公司性质、行业、经营环境等因素的影响，本文将T年数据与T+1年数据进行配对样本T检验，通过相同公司前后年的盈余管理变化以确认股权激励计划的公布对盈余管理产生了影响。配对样本T检验结果如表3所示。

表3中T年与T+1年同样本公司可操纵性应计利润之差的均值为-0.1193，标准差为0.1564，P值为0.000，通过了显著性水平0.01的统计学检验。这说明上市公司在股权激励计划公布的前后两年，盈余管理确实发生了显著变化，证明了管理层确实存在向下调整基准年度会计盈余的行为，同样T+1年DA值为正数，且均值达到了0.117，说明股权激励计划公布以后存在上调盈余管理的行为，验证了假设H1和H2的成立。

（三）回归分析

在SPSS19中对式（5）进行多元回归分析，结果如表4所示。

从模型整体拟合度分析结果可以看出，方程通过了1%的显著性水平，说明被解释变量与解释变量之间存在线性关系。虽然调整R方为0.233，相对较低，但是由于盈余管理本身的度量已经是通过回归得出的，再加上股权激励并非是构成可操纵性应计利润的唯一组成部分，所以拟合度不是很高也是正常的结果。

从表4的回归分析结果可以看出，股权激励幅度的回归系数为正，且通过了5%的显著性检验，表明股权激励的幅度越大，盈余管理的程度也越大，证实了本文提出的假设H3：上市公司在股权激励计划公布以后的盈余管理程度与股权激励幅度正相关。行权时长的回归结果较为显著，但系数为正，与假设H4相反。之所以会出现这种情况，很可能是因为我国上市公司对公司管理层的激励机制不够合理，导致股权激励的“约束”作用弱化，与上市公司治理结构以及经理人职业素质也有很大关系。此外，还可以看出，上市公司盈余管理程度与净资产收益率、股权集中度显著正相关，与资产负债率显著负相关，与公司规模以及管理层薪酬则呈现不显著的正相关关系。

完善上市公司股权激励机制的对策

完善股权激励方案。应建立“奖励”与“约束”并重的股权激励体系，注重长期经营目标考核，并合理分配管理层的薪酬比例，从而规避风险，提高股权激励的有效性。

加强上市公司内部治理结构建设。要合理调整股权结构，优化董事会人员构成，加强董事会的独立性，建立健全有效的权力制衡机制，丰富内部监督与控制手段。

健全上市公司外部环境。应进一步完善会计政策与准则，压缩企业的盈余管理空间，并加强对上市公司信息披露行为的监督检查，对出现的违规行为和虚假陈述给予必要的处罚，增加管理层违规成本与风险。

综上，本文以中国沪深股票市场2011-2012年实施股权激励的A股上市公司为样本，深入研究了股权激励与上市公司盈余管理之间的关系。研究发现，上市公司在实施股权激励计划前后有强烈的盈余管理动机，会引发不同方向的盈余管理行为。因此，需要从完善股权激励方案、加强上市公司内部治理结构建设、健全上市公司外部环境等多个方面采取措施，在提高股权激励效率的同时加强对证券市场运行的监督管理，以促进公司治理的健康发展。

参考文献：

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