上市公司股權激勵與盈余管理相關性實證檢驗

張林+蔡洋

內容摘要：本文以2011-2012年實施股權激勵方案的A股上市公司數據為樣本，實證研究了股權激勵與盈余管理之間的關系。采用截面修正的Jones模型研究對盈余管理程度進行計量，進而通過配對樣本T檢驗、多元線性回歸等方法進行分析。

關鍵詞：股權激勵 盈余管理 修正Jones模型

關于股權激勵與盈余管理的研究，國內現有文獻選取的樣本數據均為2010年以前，而近年來隨著市場環境變化以及創業板上市，中小板與創業板已成為實施股權激勵的主力。基于此，本文將研究區間擴展至2012年，圍繞股權激勵計劃公布前后上市公司股權激勵和盈余管理之間的關聯程度這一主題，運用實證數據定量分析兩者之間是否存在相互影響的機制，對已有的研究進行補充，以期為資本市場各方參與者的決策提供一些借鑒依據。

理論分析與研究假設

股票期權和限制性股票是我國上市公司采用的主流股權激勵方式。股票期權的收益主要來源于行權期時的市場價和行權價之差。為獲取高額收益，管理層有可能會在股權激勵計劃公告日之前進行向下的盈余管理，以降低授予時的行權價；在行權期，管理層有可能進行向上的盈余管理，以提高行權時的市場價。此外，股票期權的行權條件通常為會計業績，而行權期間會計業績考核標準一般都是以公告當年或者前一年的指標為基準的，因此，管理層可能進行向下的盈余管理動機，使基準年度的指標降低以順利達到行權條件。對于限制性股票也是同理?；诖耍岢鲆韵录僭O：

H1：上市公司在股權激勵計劃公布之前存在向下的盈余管理。

H2：上市公司在股權授予日之后存在向上的盈余管理。

隨著股權激勵計劃被越來越多的上市公司釆用，上市公司管理層薪酬中股權激勵部分帶來的收益也占有越來越大的比重。從激勵對象的角度看，所獲激勵股權數量一般情況下是越多越好，因為獲得的激勵股權數量越多，未來潛在收益就越大。即使未達到行權條件，也可以放棄行使股票期權或回購限制性股票以避免損失。因此可以推斷，股權激勵幅度越大，高管通過盈余管理使公司績效提升的動機也就越強?；诖?，提出假設：

H3：上市公司在股權激勵計劃公布以后的盈余管理程度與股權激勵幅度呈正相關。

與傳統的激勵方式相比，股權激勵是一種長效激勵機制。股權激勵方案中的行權時長對激勵對象的收益與風險會有一定程度的影響。一般情況下，上市公司管理層為了能夠取得行權資格，會盡可能行權時長縮短，從而能盡早地實現公司的經營業績指標，使其自身利益最大化。如果上市公司行權時長太短，則管理層更易于采取對當前盈余有利的會計政策來滿足行權指標；反之則會加大管理層進行盈余管理的難度。基于此，提出假設：

H4：上市公司在股權激勵計劃公布以后的盈余管理程度與行權時長呈負相關。

樣本選擇與變量設定

為了保證研究樣本數據的有效性與時效性，本文依據以下幾條原則選取研究樣本：以2011-2012年中國滬深交易所發布股權激勵方案并成功實施的A股上市公司為研究總樣本；由于金融保險業的特殊性，排除金融保險業的上市公司；剔除了PT等上市公司和被注冊會計師出具了否定意見、保留意見等審計意見類型的審計報告的上市公司；剔除了異常數據、相關財務數據缺失的數值。篩選后共得到156個數據樣本。實證分析中所用到的激勵模式、激勵幅度信息主要來源于和君咨詢發布的中國股權激勵年度報告以及巨潮資訊網，上市公司財務信息主要來源于銳思數據庫與國泰安數據庫。

本文實證研究的主要變量如下：

被解釋變量：被解釋變量為盈余管理程度，通常通過可操縱性應計利潤（DA）來表征。夏立軍（2003）認為，采用線下項目前總應計利潤作為因變量分行業估計特征參數的截面瓊斯模型更適用于中國證券市場。結合谷豐（2011）等人的研究，本文計算可操縱性應計利潤的步驟如下：

首先，根據現金流量表法，由式（1）、（2）計算出線下項目前總應計利潤GA與線下項目后總應計利潤TA：

（1）

（2）

式中，EBXIi，t為經營利潤；NIi，t為凈利潤；CFOi，t為經營活動現金流量凈額。

其次，分行業分年度對式（3）進行線性回歸，采用OLS方法計算β1、β2、β3系數：

（3）

式中，Ai，t-1為上一年度資產總額； △REVi，t是基準年度和上一年度營業收入之差；△RECi，t是基準年度和上一年度應收賬款之差；FAi，t是基準年度的固定資產總金額。

最后，將計算出的β1、β2、β3系數估計值代入式（4），計算出非操縱性應計利潤NDA，并通過式（5）計算可操縱性應計利潤DA：

（4）

（5）

解釋變量：將激勵股權占公司總股本的比例作為解釋變量，并選取行權時長當作另一自變量。行權時長指從股權授予日到可行權日間的時長。

控制變量：在借鑒前人研究的基礎上，本文還選擇了公司規模、凈資產收益率、資產負債率、股權集中度、董事會規模、管理層薪酬等控制變量。

模型構建

本文采用多元線性回歸模型對股權激勵與盈余管理之間的關系進行回歸分析，所構建的模型為：

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）

各變量的定義如表1所示。

實證結果及分析

（一）描述性統計

對可操縱性應計利潤DA的描述性統計如表2所示。

從表2股權激勵計劃公布前后兩年的盈余管理統計性描述中可以發現，T年DA均值約為-0.0024，為負值，且遠低于T+1年的正值0.117，這說明股權激勵前一年整體的樣本公司普遍存在對盈余的向下調整。幅度不大的可能原因之一是有些股權激勵計劃宣布時間較晚，會在當年的前幾季度而非前一年作向下調整。而T+1年DA均值約為0.117，中位數約為0.084，說明在實施股權激勵以后，管理層對盈余管理有一個向上的反轉，初步驗證了假設H1和H2。endprint

（二）配對樣本T檢驗

為了排除公司性質、行業、經營環境等因素的影響，本文將T年數據與T+1年數據進行配對樣本T檢驗，通過相同公司前后年的盈余管理變化以確認股權激勵計劃的公布對盈余管理產生了影響。配對樣本T檢驗結果如表3所示。

表3中T年與T+1年同樣本公司可操縱性應計利潤之差的均值為-0.1193，標準差為0.1564，P值為0.000，通過了顯著性水平0.01的統計學檢驗。這說明上市公司在股權激勵計劃公布的前后兩年，盈余管理確實發生了顯著變化，證明了管理層確實存在向下調整基準年度會計盈余的行為，同樣T+1年DA值為正數，且均值達到了0.117，說明股權激勵計劃公布以后存在上調盈余管理的行為，驗證了假設H1和H2的成立。

（三）回歸分析

在SPSS19中對式（5）進行多元回歸分析，結果如表4所示。

從模型整體擬合度分析結果可以看出，方程通過了1%的顯著性水平，說明被解釋變量與解釋變量之間存在線性關系。雖然調整R方為0.233，相對較低，但是由于盈余管理本身的度量已經是通過回歸得出的，再加上股權激勵并非是構成可操縱性應計利潤的唯一組成部分，所以擬合度不是很高也是正常的結果。

從表4的回歸分析結果可以看出，股權激勵幅度的回歸系數為正，且通過了5%的顯著性檢驗，表明股權激勵的幅度越大，盈余管理的程度也越大，證實了本文提出的假設H3：上市公司在股權激勵計劃公布以后的盈余管理程度與股權激勵幅度正相關。行權時長的回歸結果較為顯著，但系數為正，與假設H4相反。之所以會出現這種情況，很可能是因為我國上市公司對公司管理層的激勵機制不夠合理，導致股權激勵的“約束”作用弱化，與上市公司治理結構以及經理人職業素質也有很大關系。此外，還可以看出，上市公司盈余管理程度與凈資產收益率、股權集中度顯著正相關，與資產負債率顯著負相關，與公司規模以及管理層薪酬則呈現不顯著的正相關關系。

完善上市公司股權激勵機制的對策

完善股權激勵方案。應建立“獎勵”與“約束”并重的股權激勵體系，注重長期經營目標考核，并合理分配管理層的薪酬比例，從而規避代理風險，提高股權激勵的有效性。

加強上市公司內部治理結構建設。要合理調整股權結構，優化董事會人員構成，加強董事會的獨立性，建立健全有效的權力制衡機制，豐富內部監督與控制手段。

健全上市公司外部環境。應進一步完善會計政策與準則，壓縮企業的盈余管理空間，并加強對上市公司信息披露行為的監督檢查，對出現的違規行為和虛假陳述給予必要的處罰，增加管理層違規成本與風險。

綜上，本文以中國滬深股票市場2011-2012年實施股權激勵的A股上市公司為樣本，深入研究了股權激勵與上市公司盈余管理之間的關系。研究發現，上市公司在實施股權激勵計劃前后有強烈的盈余管理動機，會引發不同方向的盈余管理行為。因此，需要從完善股權激勵方案、加強上市公司內部治理結構建設、健全上市公司外部環境等多個方面采取措施，在提高股權激勵效率的同時加強對證券市場運行的監督管理，以促進公司治理的健康發展。

參考文獻：

1.李海洋，趙英.股票期權激勵與公司績效的相關關系實證研究[J].商業時代，2013（23）

2.何凡.股權激勵制度與盈余管理程度—基于中國上市公司的經驗數據[J].中南財經政法大學學報，2010（2）

3.林大龐，蘇冬蔚.股權激勵與公司業績—基于盈余管理視角的新研究[J].金融研究， 2011（9）

4.徐雪霞，王珍義，郭丹丹.股權激勵與盈余管理關系的實證研究—以企業生命周期為調節變量[J].當代經濟研究，2013（7）

5.夏立軍.盈余管理計量模型在中國股票市場的應用研究[J].中國會計與財務研究，2003（2）

6.谷豐，張林.上市公司信息披露質量與盈余管理關系的實證研究[J].學術交流，2011（12）endprint

（二）配對樣本T檢驗

為了排除公司性質、行業、經營環境等因素的影響，本文將T年數據與T+1年數據進行配對樣本T檢驗，通過相同公司前后年的盈余管理變化以確認股權激勵計劃的公布對盈余管理產生了影響。配對樣本T檢驗結果如表3所示。

表3中T年與T+1年同樣本公司可操縱性應計利潤之差的均值為-0.1193，標準差為0.1564，P值為0.000，通過了顯著性水平0.01的統計學檢驗。這說明上市公司在股權激勵計劃公布的前后兩年，盈余管理確實發生了顯著變化，證明了管理層確實存在向下調整基準年度會計盈余的行為，同樣T+1年DA值為正數，且均值達到了0.117，說明股權激勵計劃公布以后存在上調盈余管理的行為，驗證了假設H1和H2的成立。

（三）回歸分析

在SPSS19中對式（5）進行多元回歸分析，結果如表4所示。

從模型整體擬合度分析結果可以看出，方程通過了1%的顯著性水平，說明被解釋變量與解釋變量之間存在線性關系。雖然調整R方為0.233，相對較低，但是由于盈余管理本身的度量已經是通過回歸得出的，再加上股權激勵并非是構成可操縱性應計利潤的唯一組成部分，所以擬合度不是很高也是正常的結果。

從表4的回歸分析結果可以看出，股權激勵幅度的回歸系數為正，且通過了5%的顯著性檢驗，表明股權激勵的幅度越大，盈余管理的程度也越大，證實了本文提出的假設H3：上市公司在股權激勵計劃公布以后的盈余管理程度與股權激勵幅度正相關。行權時長的回歸結果較為顯著，但系數為正，與假設H4相反。之所以會出現這種情況，很可能是因為我國上市公司對公司管理層的激勵機制不夠合理，導致股權激勵的“約束”作用弱化，與上市公司治理結構以及經理人職業素質也有很大關系。此外，還可以看出，上市公司盈余管理程度與凈資產收益率、股權集中度顯著正相關，與資產負債率顯著負相關，與公司規模以及管理層薪酬則呈現不顯著的正相關關系。

完善上市公司股權激勵機制的對策

完善股權激勵方案。應建立“獎勵”與“約束”并重的股權激勵體系，注重長期經營目標考核，并合理分配管理層的薪酬比例，從而規避代理風險，提高股權激勵的有效性。

加強上市公司內部治理結構建設。要合理調整股權結構，優化董事會人員構成，加強董事會的獨立性，建立健全有效的權力制衡機制，豐富內部監督與控制手段。

健全上市公司外部環境。應進一步完善會計政策與準則，壓縮企業的盈余管理空間，并加強對上市公司信息披露行為的監督檢查，對出現的違規行為和虛假陳述給予必要的處罰，增加管理層違規成本與風險。

綜上，本文以中國滬深股票市場2011-2012年實施股權激勵的A股上市公司為樣本，深入研究了股權激勵與上市公司盈余管理之間的關系。研究發現，上市公司在實施股權激勵計劃前后有強烈的盈余管理動機，會引發不同方向的盈余管理行為。因此，需要從完善股權激勵方案、加強上市公司內部治理結構建設、健全上市公司外部環境等多個方面采取措施，在提高股權激勵效率的同時加強對證券市場運行的監督管理，以促進公司治理的健康發展。

參考文獻：

1.李海洋，趙英.股票期權激勵與公司績效的相關關系實證研究[J].商業時代，2013（23）

2.何凡.股權激勵制度與盈余管理程度—基于中國上市公司的經驗數據[J].中南財經政法大學學報，2010（2）

3.林大龐，蘇冬蔚.股權激勵與公司業績—基于盈余管理視角的新研究[J].金融研究， 2011（9）

4.徐雪霞，王珍義，郭丹丹.股權激勵與盈余管理關系的實證研究—以企業生命周期為調節變量[J].當代經濟研究，2013（7）

5.夏立軍.盈余管理計量模型在中國股票市場的應用研究[J].中國會計與財務研究，2003（2）

6.谷豐，張林.上市公司信息披露質量與盈余管理關系的實證研究[J].學術交流，2011（12）endprint

（二）配對樣本T檢驗

為了排除公司性質、行業、經營環境等因素的影響，本文將T年數據與T+1年數據進行配對樣本T檢驗，通過相同公司前后年的盈余管理變化以確認股權激勵計劃的公布對盈余管理產生了影響。配對樣本T檢驗結果如表3所示。

表3中T年與T+1年同樣本公司可操縱性應計利潤之差的均值為-0.1193，標準差為0.1564，P值為0.000，通過了顯著性水平0.01的統計學檢驗。這說明上市公司在股權激勵計劃公布的前后兩年，盈余管理確實發生了顯著變化，證明了管理層確實存在向下調整基準年度會計盈余的行為，同樣T+1年DA值為正數，且均值達到了0.117，說明股權激勵計劃公布以后存在上調盈余管理的行為，驗證了假設H1和H2的成立。

（三）回歸分析

在SPSS19中對式（5）進行多元回歸分析，結果如表4所示。

從模型整體擬合度分析結果可以看出，方程通過了1%的顯著性水平，說明被解釋變量與解釋變量之間存在線性關系。雖然調整R方為0.233，相對較低，但是由于盈余管理本身的度量已經是通過回歸得出的，再加上股權激勵并非是構成可操縱性應計利潤的唯一組成部分，所以擬合度不是很高也是正常的結果。

從表4的回歸分析結果可以看出，股權激勵幅度的回歸系數為正，且通過了5%的顯著性檢驗，表明股權激勵的幅度越大，盈余管理的程度也越大，證實了本文提出的假設H3：上市公司在股權激勵計劃公布以后的盈余管理程度與股權激勵幅度正相關。行權時長的回歸結果較為顯著，但系數為正，與假設H4相反。之所以會出現這種情況，很可能是因為我國上市公司對公司管理層的激勵機制不夠合理，導致股權激勵的“約束”作用弱化，與上市公司治理結構以及經理人職業素質也有很大關系。此外，還可以看出，上市公司盈余管理程度與凈資產收益率、股權集中度顯著正相關，與資產負債率顯著負相關，與公司規模以及管理層薪酬則呈現不顯著的正相關關系。

完善上市公司股權激勵機制的對策

完善股權激勵方案。應建立“獎勵”與“約束”并重的股權激勵體系，注重長期經營目標考核，并合理分配管理層的薪酬比例，從而規避代理風險，提高股權激勵的有效性。

加強上市公司內部治理結構建設。要合理調整股權結構，優化董事會人員構成，加強董事會的獨立性，建立健全有效的權力制衡機制，豐富內部監督與控制手段。

健全上市公司外部環境。應進一步完善會計政策與準則，壓縮企業的盈余管理空間，并加強對上市公司信息披露行為的監督檢查，對出現的違規行為和虛假陳述給予必要的處罰，增加管理層違規成本與風險。

綜上，本文以中國滬深股票市場2011-2012年實施股權激勵的A股上市公司為樣本，深入研究了股權激勵與上市公司盈余管理之間的關系。研究發現，上市公司在實施股權激勵計劃前后有強烈的盈余管理動機，會引發不同方向的盈余管理行為。因此，需要從完善股權激勵方案、加強上市公司內部治理結構建設、健全上市公司外部環境等多個方面采取措施，在提高股權激勵效率的同時加強對證券市場運行的監督管理，以促進公司治理的健康發展。

參考文獻：

1.李海洋，趙英.股票期權激勵與公司績效的相關關系實證研究[J].商業時代，2013（23）

2.何凡.股權激勵制度與盈余管理程度—基于中國上市公司的經驗數據[J].中南財經政法大學學報，2010（2）

3.林大龐，蘇冬蔚.股權激勵與公司業績—基于盈余管理視角的新研究[J].金融研究， 2011（9）

4.徐雪霞，王珍義，郭丹丹.股權激勵與盈余管理關系的實證研究—以企業生命周期為調節變量[J].當代經濟研究，2013（7）

5.夏立軍.盈余管理計量模型在中國股票市場的應用研究[J].中國會計與財務研究，2003（2）

6.谷豐，張林.上市公司信息披露質量與盈余管理關系的實證研究[J].學術交流，2011（12）endprint