上市公司股權激勵與治理結構對盈余管理行為的影響分析

管建強 王紅領

文章編號：1003-6636（2012）01-0068-08；中圖分類號：F273；文獻標識碼：A

摘要：盈余管理是企業管理人員通過選擇不同的會計政策以實現某些特定目標的手段，它是股票市場監管部門和投資機構所關注的重要問題。利用2007-2009年中國上市公司的數據，借助修正的Jones模型就股權激勵與公司治理結構特征對盈余管理的影響展開研究。結果發現，在實行股權激勵制度的情形下，企業高管人員為了追求高額報酬有積極性實施盈余管理的行為，最大股東持股比例、凈資產收益率、資產負債率同盈余管理呈正相關關系，董事會規模與盈余管理呈倒U型關系。

關鍵詞：盈余管理；公司治理；股權激勵

The Impact of Incentive Stock Option and Corporate Governance on Earnings Management in Listed Companies

GUAN Jian瞦ianga, WANG Hong瞝ingb

(a. Department of Economics, Graduate School; b. Institute of Economics, Chinese

Academy of Social Sciences, Beijing 100836, China)

Abstract：As a means of achieving certain aims by choosing the different policies, earnings management is an important issue for stock market watchdogs and institutional investors. Using data of listed Chinese companies for 2007—2009 and revised Jones model, this paper studies the impact of incentive stock option and corporate governance structure features on earnings management. It is found that with incentive stock option, executives actively exercise earnings management to pursue high remuneration. The holding of the largest shareholder, return on net assets and asset瞝iability ratio are positively related to earning management, while the scale of board of directors shows an upside down U relationship with it.

Key words：earnings management; corporate governance; incentive stock option

一、引言

盈余管理是企業管理人員通過對會計政策的選擇以實現某些特定目標的手段，它是股票市場監管部門和投資機構所關注的重要問題，也是目前經濟學和會計學廣泛研究的課題。關于誘發盈余管理的動因，國內外學者進行了分類研究。Scott將這些動因歸納為政治上的動機、稅收方面的動機、變更CEO的動機以及公司IPO動機等。［1］Healy則將這些動因歸納為資本市場方面的動機、契約方面的動機以及應對監管方面的動機等。［2］蔣義宏等的研究發現，在中國的上市公司中，為了提高公司的IPO發行價、為了獲得配股的資格以及避免ST被摘牌等目的，盈余管理的行為時常發生。［3］在現代企業實施的基于會計盈余的高管激勵報酬計劃中，追求高管報酬是盈余管理常見的基本動機之一。隨著國內股權激勵機制的實施，上市公司的高管們為了獲取更多的私人利益，也相當積極地利用會計等手段進行盈余管理。此外，公司治理結構特征和資產及收益狀況也有可能導致盈余管理行為的發生。因此，探究股權激勵等因素對盈余管理行為的影響十分有價值。本文第二部分將圍繞盈余管理與股權激勵、公司治理結構的關系進行文獻綜述，第三部分是理論假設與模型分析，第四部分是實證檢驗分析，最后一部分是簡短的結論。

二、文獻綜述

從20世紀20年代開始，國內外學者就開始對盈余管理展開研究，并于60年代以后廣泛引入實證研究方法。通過對已有文獻的考察發現，管理層為了提升公司在股票市場上的吸引力、提高經營者的報酬、降低貸款違約的可能性以及規避監管部門的干預，往往運用具體的應計項目進行盈余管理，他們發現，盈余管理與基于盈余的薪酬合約有關。［2］在現代公司中，信息不對稱與監督成本的存在使得委托人不可能完全控制代理人的行為，因此，對代理人的績效考核只能依據事后的年末會計利潤水平來決定，這就導致代理人很有可能運用會計手段來獲取更高的報酬。通過應用LI SREL模型，王克敏、王志超對上市企業高管的報酬水平與盈余管理行為之間的相關性進行了實證分析，結果表明兩者存在正相關關系。［4］通過對2001—2004年上市企業連續4年的年報數據進行實證檢驗，盧銳證實了高管利用盈余管理行為提高貨幣薪酬的假設。［5］

股權激勵作為現代公司的一種重要激勵手段自問世以來便受到大量的關注，這方面的研究主要集中在股權激勵的影響因素和激勵的有效性問題上。在股權激勵的有效性方面，存在兩種截然不同的觀點。一種觀點認為，股權激勵與公司業績無關，對管理者起不到激勵作用。Konstantinos認為，授予高管的股權激勵隨著高管年齡的增加而減少，說明股權激勵并不能有效解決高管短視化的問題。［6］通過對上市企業高管人員的股權激勵效應進行比較分析發現，高管人員股權激勵的長期效應目前在我國上市公司中并不明顯。［7］與此相反，另一種觀點認為股權激勵具有較好的激勵作用，它使得企業高管與股東利益一致，激勵高管提升公司業績。Jensen和Meckling指出，委托人應當使用恰當的激勵方式使代理人和委托人的利益相一致，從而降低代理成本。［8］呂長江、鄭慧蓮等認為，股權激勵有利于篩選出有才能的高管，并且有助于緩解高管臨近退休時的短視化問題。［9］

在實行了股權激勵方案的公司里，高管出于自身利益的考慮有可能實施盈余管理行為。Bergstresser和Philippon在對美國證券市場1994—2000年的數據進行研究時將“操控性應計利潤”作為盈余管理的度量指標，研究結果發現，企業高管的總薪酬越是依賴于股票和期權的價值，那么操縱盈余的行為就越明顯。［10］Thomas和Johnson研究發現，增加對高管的股權激勵后，公司利潤反而出現下降，研發支出也下降，但管理費用和銷售費用卻上升。出現這種情況有可能是因為高管在激勵有效期和非有效期之間調節利潤所致，股權激勵有時并不能達到真正的激勵效果，反倒有可能導致高管的短視化行為，用機會主義行為替自身謀福利。 ［11］陳千里從理論的角度分析了操縱盈余管理和國有股減持對股權激勵所造成的影響，研究發現，股權激勵的程度越高內部人侵占國有資產以及大股東損害中小股東利益的問題就越嚴重，與此同時相關的抑制盈余操縱行為的監管措施也更有可能失效。［12］

股權結構在很大程度上決定了企業的治理效率，并通過對企業融資、投資、分配等行為的影響，使經營業績發生變化。這些行為有可能導致企業最后的盈余中包括一些非核心業務收益，使企業的盈余提前或推遲實現。孫永祥、黃祖輝認為，有一定集中度、存在控股股東或其他大股東的股權結構總體上有利于公司治理機制的發揮，公司績效也趨于最大。［13］王克敏、王志超也指出，股權集中程度對于外部股東對經理人員監督的有效性具有決定性作用，對于會計行為的合理性也將產生重大的影響。［4］蔡寧、梁麗珍等人認為，股權集中度越高的上市公司越容易發生財務舞弊。［14］劉立國、杜瑩、梁杰等人的研究則發現，股權集中度與財務報告舞弊顯著負相關。［15］ ［16］Shleifer、Vishny以及La Porta等的研究發現，當股權集中度達到一定程度時，控股股東能夠對企業實施有效的控制。［17］ ［18］

相關研究發現，管理層持股不僅有利于克服企業高管的短視化行為、降低盈余管理，而且還有利于提高公司的長期價值。還有一些學者認為，在管理層持股的情況下，企業高管會在自身利益最大化和公司價值最大化之間進行權衡，從而使得在以利潤為基礎的報酬契約中所存在的不足可以被股權激勵所彌補，從而有利于企業高管更加關注企業的長期價值，減少盈余管理行為。然而，在Beneish、Vargus的研究中卻發現，在CEO出售股份前往往會出現財務報表上的應計收支項目可信度下降的情況，這說明CEO為了提升股價實施了盈余管理行為。［19］Cheng、Warfield的研究發現，當公司的利潤好于市場預期時，股權激勵幅度越大，就越有可能導致企業高管采取盈余管理行為，例如，企業高管調整應計收支項目的大小來降低盈利水平，因為這樣可以抵充未來有可能出現的盈余大幅下跌的情況。［20］Burns和Kedia在對美國的1500家上市公司是否存在更改財務報表行為的分析中發現，公司報錯盈余的可能性與在公司高管的薪酬中期權激勵的程度之間存在正相關關系。［21］

三、理論假設與模型分析

（一）理論假設

作為一種異化了的會計策略行為，盈余管理事實上只是“委托—代理”問題的具體表現形式之一。現有的文獻主要研究盈余管理的動機與方法，而對其與股權激勵方案之間的關系卻較少關注。本文運用中國上市公司2007—2009年的股權激勵及衡量盈余管理的相關數據，實證檢驗管理層是否存在基于股權激勵的盈余管理行為，以及公司規模、董事會規模、高管控制權、資產負債率、凈資產收益率等變量對盈余管理的影響。一般而言，在實行了股權激勵方案的企業中，企業高管的報酬取決于經營業績，兩者呈正相關關系，即業績越高報酬就越高，業績越低報酬就越低。該激勵方案使得企業高管具有較強的積極性實施盈余管理行為，因為通過操縱財務報表中的業績評價指標信息，企業高管可以使企業盈余結果朝著有利于提高自身報酬的方向變化。因此，本文做出以下兩個假設。

假設1：在實行了股權激勵方案的企業中，企業高管有動機實施盈余管理行為以獲取高額報酬。

假設2：企業高管實施盈余管理行為的程度與股權激勵程度正相關。

（二）樣本選擇與數據來源

我們選取2007—2009年連續三年在滬深兩市的A股公司作為研究樣本，并按以下標準對初始樣本做了剔除：剔除金融類上市公司，剔除數據不連續及數據缺失的樣本，剔除了所有數據畸形或帶有極端值的樣本，剔除ST和PT公司。所有數據均來自北京色諾芬公司開發的中國經濟金融數據庫（CCER），使用EXCEL以及SPSS17.0軟件進行分析處理。

（三）計量模型的選擇

盈余管理的計量方法目前主要包括以下三種：“應計利潤分離法”、“具體項目法”和“盈余分布”檢驗法。［22］盡管“應計利潤分離法”只能估計影響應計項目的盈余管理，從而導致結果不夠精確，但其用途仍然比較廣泛，在計量盈余管理的程度時本文選取“應計利潤分離法”。

通常情況下，企業盈利（Earning）可由兩部分組成，即經營活動產生的現金流量金額（Cash from Operations，CFO）與總體應計利潤（Total Accruals，TA）。其中，CFO是已經實現的現金流入盈利，是實實在在已經發生了的收入，企業高管幾乎無法采取會計手段進行操縱。但是，TA由于是按照權責發生制原則進行確認的，并且在事實上也是未實現的現金流入盈利，因此往往成為盈余管理的主要對象。并非所有TA的可操控程度都是一樣的，其中有一些TA不可操控，對此我們稱為不可操控性應計利潤（Non-Discretion Accruals，NDA），另一些可操控的TA我們稱之為可操控性應計利潤（Discretion Accruals，DA）。由于DA的大小事實上就代表了企業盈余管理的程度，因此我們可以用可操控性應計利潤的大小來衡量盈余管理程度的高低。所以，可以得出如下兩個公式：

TA=Earning－CFO（1）

DA=TA－NDA（2）

公式（1）中的Earning可以用利潤表中的凈利潤來表示，公式（2）中的CFO可以直接從現金流量表中獲得，所以，問題的關鍵在于如何計量NDA，即不可操控性應計利潤。通過參閱相關的研究成果，我們認為修正的Jones模型所分離出來的操縱性應計利潤在衡量盈余管理程度方面的效果比較理想。［23］ ［22］ ［4］ ［24］ ［25］故本文采用在基本Jones模型的基礎上考慮了收入的操縱修正后得到的修正的Jones模型來度量操縱性應計利潤，［26］相關的模型如下所示：

NDAi,t/Ai,t－1=α11/Ai,t－1+α2ΔREVi,t－ΔRECi,t/Ai,t－1+α3PPEi,t/Ai,t－1（3）

在公式（3）中，我們用NDAi,t/Ai,t－1來表示對上期期末總資產進行調整后的公司i所取得的正常應計利潤；用ΔREVi來表示該公司主營業務收入的變化情況（“當期主營業務收入”減“上期主營業務收入”）；用ΔRECi,t來表示該公司應收賬款余額的變化情況（“當期期末應收賬款余額”減“上期末應收賬款余額”）；用PPEi,t來表示當期固定資產價值；用Ai,t－1來表示上期末總資產。通過查閱樣本公司的年報以及簡單的數學運算，我們可以比較容易地獲取以上指標的數值。另外，總體特征參數α1，α2，α3的估計值可以利用基本Jones模型，使用總體數據回歸方法獲得。

TAi,t/Ai,t－1=α11/Ai,t－1+α2ΔREVi,t/Ai,t－1+α3PPEi,t/Ai,t－1+ξ（4）

在公式（4）中，有 TAi,t=EBXIi,t－CFOi,t，其中TAi,t為總應計利潤、EBXIi,t為營業利潤、CFOi,t為經營活動現金凈流量。通過處理，我們可以得到操控性應計項目：

DAi,t/Ai,t－1=TAi,t/Ai,t－1－NDAi,t/Ai,t－1（5）

利用修正的Jones模型可以得出操縱性應計利潤，我們取其絕對值DA來衡量盈余管理的程度。

表1給出了在估計總體特征參數時的相關變量描述性統計結果，而表2則給出了利用基本Jones模型估計總體特征參數時的回歸結果。從回歸結果看，與其他學者的研究結果大體一致，系數有效性較強，符合現象的經濟特征。

（四）研究變量及定義

1．盈余管理變量

在盈余管理變量的選擇上，我們使用修正的Jones模型所計算出的操縱性應計利潤的絕對值DA來表示。

2．股權激勵變量

由于股權激勵方案在我國的普及度不高，股權激勵的公開數據很少，所以本文選用上市公司高管人員持股比例，即公司全部高管人員年末所持有的股票總數來衡量上市公司股權激勵的情況。

3．公司治理結構特征變量

變量1：股權結構特征變量

股權結構是公司治理結構的基礎，被視為公司治理的產權基礎，公司治理結構是股權結構的具體運行形式。Franke1、Chaney、Lewis、La Porta等人的研究發現，股權集中度與財務報告質量負相關，［27］大股東在一定程度上會借助失真的會計信息來達到其控制和掠奪小股東財富的目的。基于股權結構的兩層含義我們將從股權集中度和股權構成這兩方面進行分析。參考王克敏、王志超的研究，我們選用第一大股東持股比例、H指數以及Z指數來共同描述股權結構的相關特征。［4］其中，在衡量控股股東集團的持股情況時，選用第一大股東的持股比例和前五大股東的H指數作為主要參考指標；在衡量公司股權制衡情況時，選用第一大股東持股比例與排名緊隨其后的四個大股東的持股比例之和得出的比值Z指數作為主要參考指標。

變量2：董事會規模

規模較小的董事會其內部協調成本較低，能夠更為迅速地溝通與決策，也更不易受到管理者的控制。董事會規模越小，控制力量就越集中，監控作用就能得到更好地發揮，而董事會規模越大、控制力量分散、意見難以集中，就越有可能出現財務舞弊的行為。因此，公司治理失效的重要原因之一便是董事會規模過大。［28］另外，楊清香等人的實證研究發現，董事會規模與財務舞弊呈U型關系。［29］于東智、池國華的經驗分析證實了董事會規模與公司績效指標之間存在著倒U型的曲線關系。［30］因此，保持適度的董事會規模將有助于提高董事會的監督能力和決策效率，減小高管通過盈余管理自利的可能。本文將借鑒雷光勇、劉慧龍的研究成果，將DIR即董事人數作為董事會規模變量。［23］

變量3：高管控制變量

高管實現報酬最大化的可選擇方式并不局限于盈余管理，例如，由于高管控制權增加所引發的公司治理結構中權利制衡關系被打破，高管利用控制權謀取私人利益的渠道就會更加多元化。［4］本文選取總經理是否變更以及兩職合一來刻畫上市公司高管的控制權情況。

變量4：公司規模

規模較大的公司所涉及的業務比較多，可以調整報告盈余的空間也更為廣泛。公司規模越大，持股的公司高管從上市公司和其他股東處獲取的收益也就越大，其實施盈余管理的動機也更強。本文用總資產的自然對數（SIZE）來衡量公司規模。

變量5：資產負債率

企業的負債比率是其償債能力的重要指標，對債務融資程度具有很強的約束作用。當企業面臨債務危機或融資約束時，調高企業的盈余水平將是企業高管的一個不錯的選擇，因為如實報告企業的財務狀況將影響到外部人對企業盈利能力和償債能力的判斷，增加企業的融資成本。此時，應用盈余管理來粉飾公司的財務報表，使企業呈現出良好的發展態勢就成為眾多高管的選擇。盈余管理很有可能成為企業及其高管人員為求得生存資金所采取重要策略之一。

變量6：凈資產收益率

按照對上市公司的規定，一個公司是否被戴上ST或者PT的帽子與凈資產收益率密切相關，該指標也常常被當作評價高管股權激勵業績的一個重要參考。高管人員有可能通過盈余管理來調整凈資產收益率。

變量7：管理費用

在我國，在職消費作為企業高管的隱性收入而普遍存在，它以業務招待費、交通費、辦公費等各種形式被計入公司的管理費用當中，是企業高管獲得的除了年薪、股權激勵之外的另一個重要收入。在通常意義上，在職消費的數量往往與企業的利潤密切相關，因此企業高管為了獲取這部分隱性收入，很有可能實施盈余管理行為。本文選取管理費用的自然對數來衡量管理費用。

以上各變量的定義如表3所示。

（五）回歸模型選擇

本文采用多元線性回歸模型來分析股權激勵、公司治理結構特征對上市公司盈余管理的影響。另外，考慮到第一大股東持股比例（FS）與H指數之間存在高度相關性，為了避免回歸分析時產生嚴重的多重共線性，我們設立兩個回歸模型將兩個變量進行分離，回歸模型如下所示：

模型（1）：

EM=β0+β1·IC+β2·H+β3·Z+β4·DIR+β5·DIR2+β6·K1+β7·K2+

β8·SIZE+β9·DEBT+β10·ROE+β11·EXP+ξ

模型（2）：

EM=β0+β1·IC+β2·FS+β3·Z+β4·DIR+β5·DIR2+β6·K1+β7·K2+

β8·SIZE+β9·DEBT+β10·ROE+β11·EXP+ξ

四、實證檢驗

（一）描述性統計

我們選取操縱性應計利潤DA的絕對值來衡量盈余管理的程度EM，EM的描述性統計以及股權激勵變量和公司治理結構特征有關變量的描述性統計結果如表4所示。

從表4可知，樣本公司的操縱性應計利潤（EM）的絕對值和零之間具有明顯的差異，表明的確存在操縱性應計利潤，從而可以進一步判定樣本公司存在盈余管理行為。

從表4可知，第一，高管的持股總數差別巨大，極小值為1而極大值高達909334080，說明各個公司股權激勵的情況差異很大。另外，高管持股的均值為152991730435說明高管持股的數量普遍較多。第二，從第一大股東的持股比例（S1）看，極小值為448%，極大值為9235%，均值為3522%，這些數值說明樣本公司中存在比較嚴重的一股獨大現象。第三，從總經理是否變更來看，在一個會計年度中總經理和副總經理均未變動的公司數量為1211家，明顯多于至少有一人發生變動的公司數量，說明上市公司崗位輪換的頻率較低，總經理進行自利行為的條件非常便利。第四，從董事長和總經理是否兩職合一的結果來看，董事長與總經理完全分開的公司數量為1855家，達到80%以上，說明高管控制權制衡情況良好。

（二）相關性分析

從表5中可以看出，第一，盈余管理程度與高管持股數量、董事會規模、H指數、第一大股東持股比例、公司規模、凈資產收益率、資產負債率均呈正相關關系，其中高管持股數量、董事會規模、第一大股東持股比例、凈資產收益率都在5%的水平上通過了顯著性檢驗，資產負債率在1%的水平上通過了顯著性檢驗。第二，盈余管理程度與Z指數以及管理費用呈負相關關系，但是沒有通過顯著性檢驗。第三，衡量高管控制權的兩個變量中，總經理是否變更與盈余管理程度呈負相關關系，但是沒有通過顯著性檢驗；兩職合一與盈余管理程度呈正相關關系，并且在5%的水平上通過了顯著性檢驗。第四，第一大股東持股比例（FS）與H指數之間存在高度相關性，Pearson系數高達0.96，且在0.01的水平上通過了顯著性檢驗。

（三）多元線性回歸分析

表6報告了模型（1）和模型（2）的回歸結果。

第一，我們發現模型匯總的判定系數R2的數值在總體上并不高。由于模型中的解釋變量為高管持股總數，以及公司治理結構特征的有關變量，這些變量大部分并不是被解釋變量的重要組成部分，對可操作性應計利潤的結果只是起到間接的影響作用，因而相關系數與擬合度不高并不影響實證結果的可分析性。

第二，高管持股總數與盈余管理。兩者的系數在模型（1）和模型（2）中分別為0.035、0.005，并且通過了有效性檢驗，說明高管持股與盈余管理呈正相關關系，與本文的研究假設相一致，可以推斷在股權激勵機制下存在高管為獲得更高收益而進行盈余管理的行為。

第三，董事會規模與盈余管理。董事會規模與盈余管理的回歸系數為-0.003，兩者呈倒U型關系。說明董事會規模過大或者過小，都有較大的可能性導致盈余管理行為出現。若董事會規模能夠保持在一個合適的范圍之內，則能有效抑制高管的盈余管理行為。

第四，Z指數，H指數與盈余管理。由表中可見兩者與盈余管理的回歸系數都沒有通過有效性檢驗，說明這兩個變量與盈余管理之間的回歸結果并不理想，與企業盈余管理之間的回歸相連性不明顯。

第五，第一大股東持股比例與盈余管理。從表中可見，兩者的回歸系數為0.049，并且通過了有效性檢驗，說明第一大股東的持股比例越高，盈余管理的程度就越大。這就說明，股權越集中、第一大股東持股比例越高，上市公司盈余管理的程度就越大。

第六，公司規模與盈余管理。公司規模與盈余管理的回歸系數為正，說明兩者存在正相關關系，但是沒有通過有效性檢驗。這可能是因為公司規模大小并不是影響盈余管理的直接原因。

第七，凈資產收益率與盈余管理。上表中的回歸系數顯示，凈資產收益率與盈余管理程度呈正相關關系。說明上市公司高管很可能在業績良好時留存實力，通過盈余管理調低凈資產收益，在業績較差時調高凈資產收益率，從而給投資者以良好的發展態勢。

第八，資產負債率與盈余管理。表中報告在模型（1）和模型（2）中兩者的回歸系數都為0.078，呈正相關關系，說明面臨更高債務負擔的企業高管更有盈余管理的積極性，以此來粉飾出一份能讓投資者和銀行放心的財務報告，從而增加投資者的信心，以減小企業的融資成本。

第九，管理費用與盈余管理。實證發現兩者呈負相關關系，這與本文之前的分析預測不符，該回歸系數沒有通過有效性檢驗。究其原因，可能是因為管理費用是審計部門認為存在審計風險較高的一個會計科目，企業高管利用此科目進行盈余管理較謹慎。另外，也有可能是因為管理費用越高，在職消費的程度就越高，從而降低了盈余管理的動機。

（四）穩健性檢驗

在盈余管理程度衡量指標的穩健性分析中，我們增加了兩種計量盈余管理程度的方法。一種是相對于修正的Jones模型而言沒有考慮盈余管理對主營業務影響的基本Jones模型，即按照以下公式計算操縱性應計利潤的模型：

NDAi,t/Ai,t－1=α11/Ai,t－1+α2ΔREVi,t/Ai,t－1+α3PPEi,t/Ai,t－1+ξ

另一種是擴展的Jones模型。根據陸建橋的分析可知，基本Jones模型和修正的Jones模型都存在忽視無形資產和其他長期資產對非操縱性應計利潤影響的缺陷，在無形資產和其他長期資產攤銷額被忽視的情況下，基本的Jones模型和修正的Jones模型都有可能高估企業的盈余管理。［31］因此，我們選用的擴展的Jones模型在自變量中考慮進無形資產和其他長期資產變量的影響，以此來進行穩健性檢驗。采用以上兩種模型來衡量盈余管理程度后得出的結果與前文的分析基本一致。

五、研究結論

本文利用修正的Jones模型，分析了股權激勵、公司治理結構特征對盈余管理的影響作用。結果發現，在股權激勵制度下，企業高管存在以自身利益為動機的盈余管理行為。董事會規模與盈余管理呈倒U型關系，若董事會規模能保持在一個合適的范圍，則能有效抑制管理者的盈余管理行為。第一大股東持股比例與盈余管理呈正相關關系，說明第一大股東持股比例越高，盈余管理的程度就越大。此外，凈資產收益率、資產負債率兩個指標均與盈余管理呈正相關關系。

本文的研究有助于制定與完善相關的抑制盈余管理行為的機制與措施。首先，完善經營者業績評價體系將有助于減輕盈余管理的程度，同時還應當加強獨立審計的作用；其次，股權激勵方案必須設計合理，嚴格使用多指標考核體系；再次，完善上市公司治理結構，加強所有者與管理者之間的制衡關系，并且引入人才競爭機制，發揮經理人市場優勝劣汰的作用；最后，證券主管部門應加強監管、完善法制建設，為股權激勵制度的有效實施營造一個良好的制度環境。

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責任編輯：蕭敏娜

收稿日期：2011-11-08

作者簡介：管建強（1979-），男，江西贛州人，中國社會科學院研究生院經濟系博士候選人，研究方向為企業理論和企業改革；王紅領（1952-），男，山東泰安人，中國社會科學院經濟研究所研究員，博士生導師，研究方向為西方經濟學。