國有企業管理層股權激勵與盈余管理的關系研究

萬蒙

摘要:管理層股權激勵是現代化企業治理的重要組成部分，但股權激勵也會面臨著管理層為自身利益最大化而采取盈余管理的方式來操縱利潤。本文選擇了滬深兩市35家國有企業上市公司作為研究樣本，運用配對描述性分析、線性回歸分析等統計方法檢驗了股權激勵與盈余管理的關系，發現在股權激勵公告前一年，企業管理層會采取負向的盈余管理，而且股權激勵程度越高，則管理層采取的負向盈余管理越強；相反，在股權激勵行權日前一年，管理層會采取正向的盈余管理，而且股權激勵程度越高，采取的正向盈余管理越強。此外，規模越大的企業，管理層進行盈余管理的可能性越大，在股權激勵公告日前，采取負向盈余管理；在股權激勵行權日前，采取正向盈余管理。

關鍵詞:股權激勵盈余管理描述性分析線性回歸分析

自1978年社會主義市場經濟體制確立以來，國有企業一直朝著現代化企業制度方向發展。股權激勵作為現代化企業治理的重要組成部分，在推動企業長期發展過程中有著非常重要的作用。2006年，中國證監會發布了《關于發布<上市公司股權激勵管理辦法>的通知》；2008年，國資委、財政部發布了《關于規范國有控股上市公司實施股權激勵制度有關問題的通知》。這些文件的頒布對國有企業管理層實施股權激勵起到了非常積極的推動作用。眾所周知，股權激勵是一種報酬契約，能夠起到激勵管理層的作用。但是從國外企業的實踐情況來看，股權激勵的簽訂也會使得管理層產生很強的盈余管理動機，以達到實現薪酬增長的目的。因此，對于國有企業管理層股權激勵與盈余管理間的關系值得探討。

一、問題的提出

股權激勵是指企業管理層在達到一定條件的基礎上獲得企業股權，使得其以股東身份經營企業，勤勉盡責地為企業長期發展而服務的激勵方式。股權激勵在西方發達國家企業中得到了廣泛的應用。從本質上而言，股權激勵是企業的一種報酬契約，促使企業管理層與股東的利益趨于一致。當然，股權激勵也會讓企業管理層產生非常強的盈余管理動機，并借助盈余管理來實現股權激勵，以增加薪酬。雖然管理層僅僅只是執行企業董事會的戰略命令，但由于其對企業經營情況的了解和掌控，可以對會計信息的生成產生強大的控制權，而且管理層也可以透過會計政策的選擇和會計計量手段的挑選來實現對企業盈余的管理。因此，管理層出于股權激勵對自身所帶來的巨大利益，會借助管理企業盈余的手段來加以實現，在股權激勵公告發布前的一段時間進行負向盈余管理，待到股權激勵行權日或行權日前夕，企業管理層會采用正向的盈余管理來實現股權激勵的行權條件，以此獲得企業薪酬激勵；并且借助正向盈余管理來提高企業股票的二級市場價格，獲取行權價與二級市場價格的價差。因此，企業管理層會在股權激勵行權日或行權日前夕進行正向盈余管理。在股權激勵公告發布前，企業管理層會采取負向盈余管理手段來降低業績基準和二級市場股價，這使得企業的市場平均回報低于資本市場平均回報。相反，待到股權激勵首次行權日或行權日前夕，管理層采取正向的盈余管理則會起到推動二級市場股價上升的效應，促使企業的市場平均回報高于資本市場平均回報。

二、變量設計

根據本文所提出的問題，選擇因變量、自變量和控制變量實證檢驗管理層股權激勵與盈余管理的關系。

(一)因變量

因變量為盈余管理，本文選擇操縱性應計利潤進行衡量。操縱性應計利潤的計算過程如下：

1、計算總應計利潤

TAt＝（NIt－CFOt）/At－1。其中，TAt指樣本企業第t年的總應計利潤；NIt是指樣本企業第t年的凈利潤；CFOt是指樣本企業第t年的經營活動凈現金流；At－1是指樣本企業第t-1年的總資產。

2、計算模型參數

TAt＝α1（1/At－1）＋α2（⊿REVt－⊿RECt）/ At－1＋α3（PPEt/ At－1）＋ε。其中，⊿REVt是指樣本企業第t年與第t-1年的主營業務收入差；⊿RECt是指樣本企業第t年與第t-1年的應收賬款差；PPEt是指樣本企業第t年的固定資產值；α1、α2、α3分別為回歸參數，ε為隨機誤差項。

3、計算不可操縱應計利潤

NDAt＝α1（1/At－1）＋α2（⊿REVt－⊿RECt）/ At－1＋α3（PPEt/ At－1）。其中，NDAt是指樣本企業第t年的不可操縱應計利潤。

4、計算操縱性應計利潤

DAt＝TAt－NDAt。其中，DAt是指樣本企業第t年的操縱性應計利潤。

(二)自變量

自變量為股權激勵程度。目前，國內學者對股權激勵程度的指標選擇較多。向偉（2009）采用高管人員增加持股價值進行衡量；李麗（2010）選擇薪酬最高的三名高管薪酬的對數作為衡量股權激勵程度的指標。本文在借鑒Bergstrsser和Phihppon的研究成果，構建新的指標加以衡量。

IC＝0.01×⊿PRICE×（SHARE＋OPTION）/ At－1。IC代表股權激勵程度，即收盤價與行權價價差的增加對管理層持有股權價值的影響；⊿PRICE是指公告當年年末收盤價與行權價的差額；SHARE是指股權激勵的股份數量；OPTION是指股票期權數量；At－1是指樣本企業第t-1年的總資產。

(三)控制變量

為了更好解釋企業操縱性應計利潤的變動，本文在自變量之外選擇三個控制變量，即企業規模、機構持股、激勵模式。其中，企業規模選擇資產總額衡量，并取其自然對數；機構持股選擇機構投資者持股數量占總股本的比重衡量；激勵模式分股票期權和限制性股票，如是股票期權，則取值1，如是限制性股票，則取值0。

三、配對樣本描述性分析

為了檢驗企業管理層在股權激勵公告前和行權日前是否有采取盈余管理策略，本節根據同行業原則選擇了35家未進行股權激勵的上市公司作為配對樣本，運用SPSS16.0軟件對兩組樣本的操縱性應計利潤分股權激勵公告前一年和股權激勵行權日前一年進行描述性統計分析。

表1 股權激勵公告前一年的配對樣本描述性分析

[ &樣本數&最小值&最大值&均值&標準差&DA&35&-0.3652&0.6412&0.0231&0.1624&DAP&35&-0.3957&0.5721&0.0402&0.1571&]

數據來源：SPSS16.0.

從檢驗結果來看：在股權激勵公告前一年，股權激勵樣本組的操縱性應計利潤均值為0.0231，未進行股權激勵樣本組的操縱性應計利潤均值為0.0402，雖然股權激勵上市公司管理層并沒有采取負向的盈余管理策略，但其操縱性應計利潤平均水平略低于未進行股權激勵上市公司的操縱性應計利潤平均水平。同時，在股權激勵行權日前一年，股權激勵樣本組的操縱性應計利潤均值為0.0325，未進行股權激勵樣本組的操縱性應計利潤均值為0.0127，可見，股權激勵樣本組在行權日前一年采取了正向的盈余管理策略。

表2 股權激勵行權日前一年的配對樣本描述性統計分析

[ &樣本數&最小值&最大值&均值&標準差&DA&35&-0.2354&0.5627&0.0325&0.1125&DAP&35&-0.3541&0.4952&0.0127&0.2101&]

數據來源：SPSS16.0.

四、線性回歸分析

為進一步了解管理層股權激勵與盈余管理之間的關系，本節采用線性回歸分析方法來檢驗這兩者的關系。

從股權激勵公告前一年的分析結果來看：股權激勵程度（IC）與縱性應計利潤的回歸系數為-1.2301，T檢驗值為2.5512，Sig.值為0.0631，在10%的顯著性水平下通過T檢驗，說明股權激勵程度（IC）對操縱性應計利潤有著顯著的負向影響，表明在股權激勵公告前，管理層會采取負向的盈余管理策略。同時，資產總額（SIZE）與操縱性應計利潤的回歸系數為-0.0806，T檢驗值為1.9621，Sig.值為0.0817，在10%的顯著性水平下通過T檢驗，表明企業資產總額越大，管理層進行盈余管理的可能性越高，這主要是因為企業資產總額越大，意味著企業可操作的業務范圍較廣，這使得管理層較為容易進行盈余管理。此外，機構投資者持股比例（SHARE）和激勵模式（WAY）與操縱性應計利潤的回歸系數分別為-0.0407、-0.517，但其均沒有通過10%顯著性水平下的T檢驗。

從股權激勵行權日前一年的分析結果來看：股權激勵程度（IC）與操縱性應計利潤的回歸系數為0.5121，T檢驗值2.1328，Sig.值為0.0721，在10%的顯著性水平下通過T檢驗，說明股權激勵程度對操縱性應計利潤有著顯著的正向影響，表明在股權激勵行權日前一年，管理層會采取正向的盈余管理策略。同時，資產總額（SIZE）與操縱性應計利潤的回歸系數為0.0861，T檢驗值為1.9862，Sig.值為0.0811，通過10%顯著性水平的T檢驗，說明資產總額越大的上市公司，管理層進行正向盈余管理的可能性越大。此外，機構投資者持股比例（SHARE）和激勵模式（WAY）的回歸系數均沒有通過10%顯著性水平下的T檢驗。

五、結束語

綜上所述，國有企業股權激勵與管理層盈余管理存在著密切的聯系。從配對樣本的檢驗來看，雖然股權激勵上市公司的操縱性應計利潤在公告日前一年和行權日前一年均是正數，但相較于配對樣本的操縱性應計利潤，股權激勵上市公司操縱性應計利潤在公告日前一年相對較低，而在行權日前一年相對較高。同時，從線性回歸分析來看，在股權激勵公告前一年，企業管理層會采取負向的盈余管理，而且股權激勵程度越高，則管理層采取的負向盈余管理越強；相反，在股權激勵行權日前一年，管理層會采取正向的盈余管理，而且股權激勵程度越高，采取的正向盈余管理越強。此外，規模越大的企業，管理層進行盈余管理的可能性越大，在股權激勵公告日前，采取負向盈余管理；在股權激勵行權日前，采取正向盈余管理。

參考文獻:

[1]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

[2]楊慧輝,潘飛,趙媛.后股權分置改革時代股權激勵契約下的盈余管理研究[J].中國會計評論,2012

[3]謝振蓮，呂聰慧.管理層股權激勵對盈余管理的影響研究[J].財政研究,2011

[4]高天華.當前環境下上市公司股權激勵與盈余管理關系研究——基于國有企業與民營企業的比較研究[J].商,2013

[5]張睿,師萍,孫榮新.上市公司管理層激勵與盈余管理[J].西部財會，2011

[6]侯曉紅，李夢雪，唐祖薇.管理層薪酬激勵與盈余管理研究：一個綜述[J].財會通訊,2011

[7]黃文伴，李延喜.管理者薪酬契約與企業盈余管理程度關系[J].科研管理,2011

endprint

摘要:管理層股權激勵是現代化企業治理的重要組成部分，但股權激勵也會面臨著管理層為自身利益最大化而采取盈余管理的方式來操縱利潤。本文選擇了滬深兩市35家國有企業上市公司作為研究樣本，運用配對描述性分析、線性回歸分析等統計方法檢驗了股權激勵與盈余管理的關系，發現在股權激勵公告前一年，企業管理層會采取負向的盈余管理，而且股權激勵程度越高，則管理層采取的負向盈余管理越強；相反，在股權激勵行權日前一年，管理層會采取正向的盈余管理，而且股權激勵程度越高，采取的正向盈余管理越強。此外，規模越大的企業，管理層進行盈余管理的可能性越大，在股權激勵公告日前，采取負向盈余管理；在股權激勵行權日前，采取正向盈余管理。

關鍵詞:股權激勵盈余管理描述性分析線性回歸分析

自1978年社會主義市場經濟體制確立以來，國有企業一直朝著現代化企業制度方向發展。股權激勵作為現代化企業治理的重要組成部分，在推動企業長期發展過程中有著非常重要的作用。2006年，中國證監會發布了《關于發布<上市公司股權激勵管理辦法>的通知》；2008年，國資委、財政部發布了《關于規范國有控股上市公司實施股權激勵制度有關問題的通知》。這些文件的頒布對國有企業管理層實施股權激勵起到了非常積極的推動作用。眾所周知，股權激勵是一種報酬契約，能夠起到激勵管理層的作用。但是從國外企業的實踐情況來看，股權激勵的簽訂也會使得管理層產生很強的盈余管理動機，以達到實現薪酬增長的目的。因此，對于國有企業管理層股權激勵與盈余管理間的關系值得探討。

一、問題的提出

股權激勵是指企業管理層在達到一定條件的基礎上獲得企業股權，使得其以股東身份經營企業，勤勉盡責地為企業長期發展而服務的激勵方式。股權激勵在西方發達國家企業中得到了廣泛的應用。從本質上而言，股權激勵是企業的一種報酬契約，促使企業管理層與股東的利益趨于一致。當然，股權激勵也會讓企業管理層產生非常強的盈余管理動機，并借助盈余管理來實現股權激勵，以增加薪酬。雖然管理層僅僅只是執行企業董事會的戰略命令，但由于其對企業經營情況的了解和掌控，可以對會計信息的生成產生強大的控制權，而且管理層也可以透過會計政策的選擇和會計計量手段的挑選來實現對企業盈余的管理。因此，管理層出于股權激勵對自身所帶來的巨大利益，會借助管理企業盈余的手段來加以實現，在股權激勵公告發布前的一段時間進行負向盈余管理，待到股權激勵行權日或行權日前夕，企業管理層會采用正向的盈余管理來實現股權激勵的行權條件，以此獲得企業薪酬激勵；并且借助正向盈余管理來提高企業股票的二級市場價格，獲取行權價與二級市場價格的價差。因此，企業管理層會在股權激勵行權日或行權日前夕進行正向盈余管理。在股權激勵公告發布前，企業管理層會采取負向盈余管理手段來降低業績基準和二級市場股價，這使得企業的市場平均回報低于資本市場平均回報。相反，待到股權激勵首次行權日或行權日前夕，管理層采取正向的盈余管理則會起到推動二級市場股價上升的效應，促使企業的市場平均回報高于資本市場平均回報。

二、變量設計

根據本文所提出的問題，選擇因變量、自變量和控制變量實證檢驗管理層股權激勵與盈余管理的關系。

(一)因變量

因變量為盈余管理，本文選擇操縱性應計利潤進行衡量。操縱性應計利潤的計算過程如下：

1、計算總應計利潤

TAt＝（NIt－CFOt）/At－1。其中，TAt指樣本企業第t年的總應計利潤；NIt是指樣本企業第t年的凈利潤；CFOt是指樣本企業第t年的經營活動凈現金流；At－1是指樣本企業第t-1年的總資產。

2、計算模型參數

TAt＝α1（1/At－1）＋α2（⊿REVt－⊿RECt）/ At－1＋α3（PPEt/ At－1）＋ε。其中，⊿REVt是指樣本企業第t年與第t-1年的主營業務收入差；⊿RECt是指樣本企業第t年與第t-1年的應收賬款差；PPEt是指樣本企業第t年的固定資產值；α1、α2、α3分別為回歸參數，ε為隨機誤差項。

3、計算不可操縱應計利潤

NDAt＝α1（1/At－1）＋α2（⊿REVt－⊿RECt）/ At－1＋α3（PPEt/ At－1）。其中，NDAt是指樣本企業第t年的不可操縱應計利潤。

4、計算操縱性應計利潤

DAt＝TAt－NDAt。其中，DAt是指樣本企業第t年的操縱性應計利潤。

(二)自變量

自變量為股權激勵程度。目前，國內學者對股權激勵程度的指標選擇較多。向偉（2009）采用高管人員增加持股價值進行衡量；李麗（2010）選擇薪酬最高的三名高管薪酬的對數作為衡量股權激勵程度的指標。本文在借鑒Bergstrsser和Phihppon的研究成果，構建新的指標加以衡量。

IC＝0.01×⊿PRICE×（SHARE＋OPTION）/ At－1。IC代表股權激勵程度，即收盤價與行權價價差的增加對管理層持有股權價值的影響；⊿PRICE是指公告當年年末收盤價與行權價的差額；SHARE是指股權激勵的股份數量；OPTION是指股票期權數量；At－1是指樣本企業第t-1年的總資產。

(三)控制變量

為了更好解釋企業操縱性應計利潤的變動，本文在自變量之外選擇三個控制變量，即企業規模、機構持股、激勵模式。其中，企業規模選擇資產總額衡量，并取其自然對數；機構持股選擇機構投資者持股數量占總股本的比重衡量；激勵模式分股票期權和限制性股票，如是股票期權，則取值1，如是限制性股票，則取值0。

三、配對樣本描述性分析

為了檢驗企業管理層在股權激勵公告前和行權日前是否有采取盈余管理策略，本節根據同行業原則選擇了35家未進行股權激勵的上市公司作為配對樣本，運用SPSS16.0軟件對兩組樣本的操縱性應計利潤分股權激勵公告前一年和股權激勵行權日前一年進行描述性統計分析。

表1 股權激勵公告前一年的配對樣本描述性分析

[ &樣本數&最小值&最大值&均值&標準差&DA&35&-0.3652&0.6412&0.0231&0.1624&DAP&35&-0.3957&0.5721&0.0402&0.1571&]

數據來源：SPSS16.0.

從檢驗結果來看：在股權激勵公告前一年，股權激勵樣本組的操縱性應計利潤均值為0.0231，未進行股權激勵樣本組的操縱性應計利潤均值為0.0402，雖然股權激勵上市公司管理層并沒有采取負向的盈余管理策略，但其操縱性應計利潤平均水平略低于未進行股權激勵上市公司的操縱性應計利潤平均水平。同時，在股權激勵行權日前一年，股權激勵樣本組的操縱性應計利潤均值為0.0325，未進行股權激勵樣本組的操縱性應計利潤均值為0.0127，可見，股權激勵樣本組在行權日前一年采取了正向的盈余管理策略。

表2 股權激勵行權日前一年的配對樣本描述性統計分析

[ &樣本數&最小值&最大值&均值&標準差&DA&35&-0.2354&0.5627&0.0325&0.1125&DAP&35&-0.3541&0.4952&0.0127&0.2101&]

數據來源：SPSS16.0.

四、線性回歸分析

為進一步了解管理層股權激勵與盈余管理之間的關系，本節采用線性回歸分析方法來檢驗這兩者的關系。

從股權激勵公告前一年的分析結果來看：股權激勵程度（IC）與縱性應計利潤的回歸系數為-1.2301，T檢驗值為2.5512，Sig.值為0.0631，在10%的顯著性水平下通過T檢驗，說明股權激勵程度（IC）對操縱性應計利潤有著顯著的負向影響，表明在股權激勵公告前，管理層會采取負向的盈余管理策略。同時，資產總額（SIZE）與操縱性應計利潤的回歸系數為-0.0806，T檢驗值為1.9621，Sig.值為0.0817，在10%的顯著性水平下通過T檢驗，表明企業資產總額越大，管理層進行盈余管理的可能性越高，這主要是因為企業資產總額越大，意味著企業可操作的業務范圍較廣，這使得管理層較為容易進行盈余管理。此外，機構投資者持股比例（SHARE）和激勵模式（WAY）與操縱性應計利潤的回歸系數分別為-0.0407、-0.517，但其均沒有通過10%顯著性水平下的T檢驗。

從股權激勵行權日前一年的分析結果來看：股權激勵程度（IC）與操縱性應計利潤的回歸系數為0.5121，T檢驗值2.1328，Sig.值為0.0721，在10%的顯著性水平下通過T檢驗，說明股權激勵程度對操縱性應計利潤有著顯著的正向影響，表明在股權激勵行權日前一年，管理層會采取正向的盈余管理策略。同時，資產總額（SIZE）與操縱性應計利潤的回歸系數為0.0861，T檢驗值為1.9862，Sig.值為0.0811，通過10%顯著性水平的T檢驗，說明資產總額越大的上市公司，管理層進行正向盈余管理的可能性越大。此外，機構投資者持股比例（SHARE）和激勵模式（WAY）的回歸系數均沒有通過10%顯著性水平下的T檢驗。

五、結束語

綜上所述，國有企業股權激勵與管理層盈余管理存在著密切的聯系。從配對樣本的檢驗來看，雖然股權激勵上市公司的操縱性應計利潤在公告日前一年和行權日前一年均是正數，但相較于配對樣本的操縱性應計利潤，股權激勵上市公司操縱性應計利潤在公告日前一年相對較低，而在行權日前一年相對較高。同時，從線性回歸分析來看，在股權激勵公告前一年，企業管理層會采取負向的盈余管理，而且股權激勵程度越高，則管理層采取的負向盈余管理越強；相反，在股權激勵行權日前一年，管理層會采取正向的盈余管理，而且股權激勵程度越高，采取的正向盈余管理越強。此外，規模越大的企業，管理層進行盈余管理的可能性越大，在股權激勵公告日前，采取負向盈余管理；在股權激勵行權日前，采取正向盈余管理。

參考文獻:

[1]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

[2]楊慧輝,潘飛,趙媛.后股權分置改革時代股權激勵契約下的盈余管理研究[J].中國會計評論,2012

[3]謝振蓮，呂聰慧.管理層股權激勵對盈余管理的影響研究[J].財政研究,2011

[4]高天華.當前環境下上市公司股權激勵與盈余管理關系研究——基于國有企業與民營企業的比較研究[J].商,2013

[5]張睿,師萍,孫榮新.上市公司管理層激勵與盈余管理[J].西部財會，2011

[6]侯曉紅，李夢雪，唐祖薇.管理層薪酬激勵與盈余管理研究：一個綜述[J].財會通訊,2011

[7]黃文伴，李延喜.管理者薪酬契約與企業盈余管理程度關系[J].科研管理,2011

endprint

摘要:管理層股權激勵是現代化企業治理的重要組成部分，但股權激勵也會面臨著管理層為自身利益最大化而采取盈余管理的方式來操縱利潤。本文選擇了滬深兩市35家國有企業上市公司作為研究樣本，運用配對描述性分析、線性回歸分析等統計方法檢驗了股權激勵與盈余管理的關系，發現在股權激勵公告前一年，企業管理層會采取負向的盈余管理，而且股權激勵程度越高，則管理層采取的負向盈余管理越強；相反，在股權激勵行權日前一年，管理層會采取正向的盈余管理，而且股權激勵程度越高，采取的正向盈余管理越強。此外，規模越大的企業，管理層進行盈余管理的可能性越大，在股權激勵公告日前，采取負向盈余管理；在股權激勵行權日前，采取正向盈余管理。

關鍵詞:股權激勵盈余管理描述性分析線性回歸分析

自1978年社會主義市場經濟體制確立以來，國有企業一直朝著現代化企業制度方向發展。股權激勵作為現代化企業治理的重要組成部分，在推動企業長期發展過程中有著非常重要的作用。2006年，中國證監會發布了《關于發布<上市公司股權激勵管理辦法>的通知》；2008年，國資委、財政部發布了《關于規范國有控股上市公司實施股權激勵制度有關問題的通知》。這些文件的頒布對國有企業管理層實施股權激勵起到了非常積極的推動作用。眾所周知，股權激勵是一種報酬契約，能夠起到激勵管理層的作用。但是從國外企業的實踐情況來看，股權激勵的簽訂也會使得管理層產生很強的盈余管理動機，以達到實現薪酬增長的目的。因此，對于國有企業管理層股權激勵與盈余管理間的關系值得探討。

一、問題的提出

股權激勵是指企業管理層在達到一定條件的基礎上獲得企業股權，使得其以股東身份經營企業，勤勉盡責地為企業長期發展而服務的激勵方式。股權激勵在西方發達國家企業中得到了廣泛的應用。從本質上而言，股權激勵是企業的一種報酬契約，促使企業管理層與股東的利益趨于一致。當然，股權激勵也會讓企業管理層產生非常強的盈余管理動機，并借助盈余管理來實現股權激勵，以增加薪酬。雖然管理層僅僅只是執行企業董事會的戰略命令，但由于其對企業經營情況的了解和掌控，可以對會計信息的生成產生強大的控制權，而且管理層也可以透過會計政策的選擇和會計計量手段的挑選來實現對企業盈余的管理。因此，管理層出于股權激勵對自身所帶來的巨大利益，會借助管理企業盈余的手段來加以實現，在股權激勵公告發布前的一段時間進行負向盈余管理，待到股權激勵行權日或行權日前夕，企業管理層會采用正向的盈余管理來實現股權激勵的行權條件，以此獲得企業薪酬激勵；并且借助正向盈余管理來提高企業股票的二級市場價格，獲取行權價與二級市場價格的價差。因此，企業管理層會在股權激勵行權日或行權日前夕進行正向盈余管理。在股權激勵公告發布前，企業管理層會采取負向盈余管理手段來降低業績基準和二級市場股價，這使得企業的市場平均回報低于資本市場平均回報。相反，待到股權激勵首次行權日或行權日前夕，管理層采取正向的盈余管理則會起到推動二級市場股價上升的效應，促使企業的市場平均回報高于資本市場平均回報。

二、變量設計

根據本文所提出的問題，選擇因變量、自變量和控制變量實證檢驗管理層股權激勵與盈余管理的關系。

(一)因變量

因變量為盈余管理，本文選擇操縱性應計利潤進行衡量。操縱性應計利潤的計算過程如下：

1、計算總應計利潤

TAt＝（NIt－CFOt）/At－1。其中，TAt指樣本企業第t年的總應計利潤；NIt是指樣本企業第t年的凈利潤；CFOt是指樣本企業第t年的經營活動凈現金流；At－1是指樣本企業第t-1年的總資產。

2、計算模型參數

TAt＝α1（1/At－1）＋α2（⊿REVt－⊿RECt）/ At－1＋α3（PPEt/ At－1）＋ε。其中，⊿REVt是指樣本企業第t年與第t-1年的主營業務收入差；⊿RECt是指樣本企業第t年與第t-1年的應收賬款差；PPEt是指樣本企業第t年的固定資產值；α1、α2、α3分別為回歸參數，ε為隨機誤差項。

3、計算不可操縱應計利潤

NDAt＝α1（1/At－1）＋α2（⊿REVt－⊿RECt）/ At－1＋α3（PPEt/ At－1）。其中，NDAt是指樣本企業第t年的不可操縱應計利潤。

4、計算操縱性應計利潤

DAt＝TAt－NDAt。其中，DAt是指樣本企業第t年的操縱性應計利潤。

(二)自變量

自變量為股權激勵程度。目前，國內學者對股權激勵程度的指標選擇較多。向偉（2009）采用高管人員增加持股價值進行衡量；李麗（2010）選擇薪酬最高的三名高管薪酬的對數作為衡量股權激勵程度的指標。本文在借鑒Bergstrsser和Phihppon的研究成果，構建新的指標加以衡量。

IC＝0.01×⊿PRICE×（SHARE＋OPTION）/ At－1。IC代表股權激勵程度，即收盤價與行權價價差的增加對管理層持有股權價值的影響；⊿PRICE是指公告當年年末收盤價與行權價的差額；SHARE是指股權激勵的股份數量；OPTION是指股票期權數量；At－1是指樣本企業第t-1年的總資產。

(三)控制變量

為了更好解釋企業操縱性應計利潤的變動，本文在自變量之外選擇三個控制變量，即企業規模、機構持股、激勵模式。其中，企業規模選擇資產總額衡量，并取其自然對數；機構持股選擇機構投資者持股數量占總股本的比重衡量；激勵模式分股票期權和限制性股票，如是股票期權，則取值1，如是限制性股票，則取值0。

三、配對樣本描述性分析

為了檢驗企業管理層在股權激勵公告前和行權日前是否有采取盈余管理策略，本節根據同行業原則選擇了35家未進行股權激勵的上市公司作為配對樣本，運用SPSS16.0軟件對兩組樣本的操縱性應計利潤分股權激勵公告前一年和股權激勵行權日前一年進行描述性統計分析。

表1 股權激勵公告前一年的配對樣本描述性分析

[ &樣本數&最小值&最大值&均值&標準差&DA&35&-0.3652&0.6412&0.0231&0.1624&DAP&35&-0.3957&0.5721&0.0402&0.1571&]

數據來源：SPSS16.0.

從檢驗結果來看：在股權激勵公告前一年，股權激勵樣本組的操縱性應計利潤均值為0.0231，未進行股權激勵樣本組的操縱性應計利潤均值為0.0402，雖然股權激勵上市公司管理層并沒有采取負向的盈余管理策略，但其操縱性應計利潤平均水平略低于未進行股權激勵上市公司的操縱性應計利潤平均水平。同時，在股權激勵行權日前一年，股權激勵樣本組的操縱性應計利潤均值為0.0325，未進行股權激勵樣本組的操縱性應計利潤均值為0.0127，可見，股權激勵樣本組在行權日前一年采取了正向的盈余管理策略。

表2 股權激勵行權日前一年的配對樣本描述性統計分析

[ &樣本數&最小值&最大值&均值&標準差&DA&35&-0.2354&0.5627&0.0325&0.1125&DAP&35&-0.3541&0.4952&0.0127&0.2101&]

數據來源：SPSS16.0.

四、線性回歸分析

為進一步了解管理層股權激勵與盈余管理之間的關系，本節采用線性回歸分析方法來檢驗這兩者的關系。

從股權激勵公告前一年的分析結果來看：股權激勵程度（IC）與縱性應計利潤的回歸系數為-1.2301，T檢驗值為2.5512，Sig.值為0.0631，在10%的顯著性水平下通過T檢驗，說明股權激勵程度（IC）對操縱性應計利潤有著顯著的負向影響，表明在股權激勵公告前，管理層會采取負向的盈余管理策略。同時，資產總額（SIZE）與操縱性應計利潤的回歸系數為-0.0806，T檢驗值為1.9621，Sig.值為0.0817，在10%的顯著性水平下通過T檢驗，表明企業資產總額越大，管理層進行盈余管理的可能性越高，這主要是因為企業資產總額越大，意味著企業可操作的業務范圍較廣，這使得管理層較為容易進行盈余管理。此外，機構投資者持股比例（SHARE）和激勵模式（WAY）與操縱性應計利潤的回歸系數分別為-0.0407、-0.517，但其均沒有通過10%顯著性水平下的T檢驗。

從股權激勵行權日前一年的分析結果來看：股權激勵程度（IC）與操縱性應計利潤的回歸系數為0.5121，T檢驗值2.1328，Sig.值為0.0721，在10%的顯著性水平下通過T檢驗，說明股權激勵程度對操縱性應計利潤有著顯著的正向影響，表明在股權激勵行權日前一年，管理層會采取正向的盈余管理策略。同時，資產總額（SIZE）與操縱性應計利潤的回歸系數為0.0861，T檢驗值為1.9862，Sig.值為0.0811，通過10%顯著性水平的T檢驗，說明資產總額越大的上市公司，管理層進行正向盈余管理的可能性越大。此外，機構投資者持股比例（SHARE）和激勵模式（WAY）的回歸系數均沒有通過10%顯著性水平下的T檢驗。

五、結束語

綜上所述，國有企業股權激勵與管理層盈余管理存在著密切的聯系。從配對樣本的檢驗來看，雖然股權激勵上市公司的操縱性應計利潤在公告日前一年和行權日前一年均是正數，但相較于配對樣本的操縱性應計利潤，股權激勵上市公司操縱性應計利潤在公告日前一年相對較低，而在行權日前一年相對較高。同時，從線性回歸分析來看，在股權激勵公告前一年，企業管理層會采取負向的盈余管理，而且股權激勵程度越高，則管理層采取的負向盈余管理越強；相反，在股權激勵行權日前一年，管理層會采取正向的盈余管理，而且股權激勵程度越高，采取的正向盈余管理越強。此外，規模越大的企業，管理層進行盈余管理的可能性越大，在股權激勵公告日前，采取負向盈余管理；在股權激勵行權日前，采取正向盈余管理。

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