高管股權激勵與會計穩(wěn)健性的相關性分析

張姝玉

[摘 要] 通過對2010年上證A股及深圳主板A股股票觀察值為樣本進行研究，對上市公司的會計穩(wěn)健性及高管股權激勵程度進行估計分析，結果發(fā)現(xiàn)高管股權激勵與會計穩(wěn)健性呈倒U型關系，即股權激勵對會計穩(wěn)健性的影響呈現(xiàn)先增高后降低的趨勢。這說明現(xiàn)階段我國高管激勵政策實施中不僅存在利益的趨同，亦存在利益背離現(xiàn)象。這種利益背離，導致企業(yè)高管對盈余指標的操縱。為進一步提高企業(yè)的會計穩(wěn)健性，可在股權激勵方面做適當調(diào)整。

[關鍵詞] 會計穩(wěn)健性；高管股權激勵；相關性分析

[中圖分類號] F272.923 [文獻標識碼] B

一、文獻綜述

在國外，有較多關于高管股權激勵水平與公司績效關系的研究。該類文獻大多證實高管股權激勵與公司的業(yè)績呈現(xiàn)相關關系。如許多早期研究（Vance，1964；Pfeffer，1972；KimLee和Francis，1988）都表明高管持股比例與公司績效兩者之間呈現(xiàn)顯著正相關關系。Morck等（1988）[1]利用1980年《財富》500強公司的橫截面數(shù)據(jù)進行的實證分析，其結論是認為公司業(yè)績隨高管股權激勵水平的提高先上升后下降，呈現(xiàn)出明顯的分段線性關系。

但是國內(nèi)學者在研究股權激勵與公司業(yè)績是否相關的問題上持有兩種相反觀點：魏剛（2000）[2]以816家上市公司公司高層管理人員的持股比例作為解釋變量，以ROE作為被解釋變量，得出讓高管持股結果并不理想，結果支持股權激勵與公司業(yè)績的無關論。而黃桂田、張悅（2008）[3]卻支持相關論，其文章對38個樣本公司（含10家未采用股票期權激勵）的股權激勵方案的有效性進行研究，得出實施股權激勵的樣本公司業(yè)績高于未實施股權激勵方案的樣本組的結論。

國內(nèi)外針對兩者相關性關系的研究并不多，我國學者李世剛曾指出高管人員薪酬和持股比例均提高了上市公司的會計穩(wěn)健性，這說明實施高管激勵達到了利益趨同的目的。呂先锫（2011）[4]通過實證檢驗，發(fā)現(xiàn)我國高管持股對會計穩(wěn)健性的影響是先提高后降低，拐點為34.84%，這表明我國上市公司中管理層持股同時存在利益趨同和管理者防御雙重效應。并且提出了在加大監(jiān)督力度的前提下，對企業(yè)的高管實行鼓勵與約束齊抓共管的方針的建議。

二、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取了2010年上證A股和深證主板A股的財務數(shù)據(jù)進行分析，并按以下標準對初始樣本做了剔除：剔除金融類上市公司和保險類上市公司，剔除數(shù)據(jù)缺失或年度數(shù)據(jù)不匹配的樣本，剔除ST公司。本文所有數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫和Resset數(shù)據(jù)庫，使用EXCEL以及Stata軟件進行分析處理。

（二）變量設計

1.本文采用Khan和Watts（2009）對Basu（1997）的拓展模型測量公司層面的會計穩(wěn)健性（AC）。采用年度橫截面數(shù)據(jù)進行回歸可得到參數(shù)值，進而得到C-Score的值，從而估算出公司層面的會計穩(wěn)健性程度（AC）。

（1）Basu（1997）的基本模型（1）為：

EPSt/Pt-1=α1+α2DR+α3R+α4DR*R+？漬 （1）

（2）Khan和Watts（2009）模型（2）、（3）、（4）為：

G-Score=μ1+μ2Size+μ3LEV+μ4MB=α3 （2）

C-Score=λ1+λ2Size+λ3LEV+λ4MB=α4 （3）

EPSt/Pt-1=α1+α2DR+（μ1+μ2Size+μ3LEV+μ4MB）*R+（λ1+λ2Size+λ3LEV+λ4MB）*DR*R+？漬 （4）

2.本文采用高管持股比例程度計量高管股權激勵程度。

（三）建立模型

為了研究上市公司實施高管股權激勵的程度與會計穩(wěn)健性兩者的相關性，以高管持股比例代替高管股權激勵程度，構建了如下模型（5）：

AC=β1+β2Mh+β3Mh2+ε （5）

具體相關變量的解釋見表1

三、描述性統(tǒng)計分析

下表是所有變量的描述性統(tǒng)計，包括其個數(shù)、均值、標準差、最小值、最大值等。詳情見表2。

表2 描述性統(tǒng)計

會計穩(wěn)健性表示企業(yè)對好消息的逐步確認，對壞消息的充分確認。由上表得出，會計穩(wěn)健性程度（AC）的最小值是-0.3257，最大值是0.5267，均值是-0.0049，標準差是0.0670，這表明我國各大上市公司的穩(wěn)健性程度有很大差距，呈現(xiàn)出極其不均衡的狀態(tài)，我國企業(yè)現(xiàn)有的會計穩(wěn)健性水平普遍較低。高管持股占總股數(shù)的比例即Mh的最小值是0.0000，最大值是1.1171，均值是0.1312，標準差是0.2250。這表明，雖然自2006年以來我國上市公司逐步采取了高管股權激勵的政策，但是這種長期激勵機制的實施還不夠完善，不夠均衡，不同企業(yè)實施的高管股權激勵差異程度較大。由此可見對于高管的激勵政策仍需較長時間去實踐。數(shù)據(jù)證明我國高管股權激勵的規(guī)模存在巨大差異。（以上數(shù)據(jù)均保留四位小數(shù)）

模型（4）的具體回歸結果：見表3

表3 會計穩(wěn)健性的回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著。

表3顯示了會計穩(wěn)健性的回歸結果，得到DRR、SizeDRR、LevDRR、MBDRR的系數(shù)分別為1.066369、-0.0500912、0.0383971、0.0028191，且DRR和SizeDRR均在1%水平上顯著。將系數(shù)帶入Khan和Watts（2009）模型，經(jīng)計算得出C-Score的值，從而估計出公司層面的會計穩(wěn)健性（AC）。

模型（5）的具體回歸結果：見表4

通過回歸系數(shù)可以看出，Mh和Mh2的系數(shù)分別為0.2203016（4.46）、-0.1828684（-4.16），并且兩者均在1%的水平上顯著，說明高管持股水平與會計穩(wěn)健性呈倒U型關系，即先上升后下降。將得到的系數(shù)代入回歸模型，可以計算出拐點為60.24%。因此，當高管持股比例低于60.24%時，會計穩(wěn)健性水平隨高管持股比例的增加而上升；當高管持股比例超過60.24%.時，會計穩(wěn)健性水平反而下降。

四、研究結論

以高管持股比例衡量高管股權激勵程度對會計穩(wěn)健性影響程度進行研究，回歸結果表明，高管股權激勵對會計穩(wěn)健性是產(chǎn)生影響的?；貧w系數(shù)顯示兩者呈現(xiàn)倒U型關系，即股權激勵對會計穩(wěn)健性的影響呈現(xiàn)先增高后降低的趨勢。這一研究結果證明了在現(xiàn)階段我國高管激勵政策的實施中不僅存在利益的趨同，亦存在利益背離現(xiàn)象。這種利益背離，導致企業(yè)高管對盈余指標的操縱，也可稱高管層防御效應。

研究結果是適當?shù)墓蓹嗉顣嵘龝嫹€(wěn)健性，說明股權激勵使高管和企業(yè)的長期利益保持趨同，然而過高地對高管實施股權激勵會對會計穩(wěn)健性產(chǎn)生負面影響，說明高管層存在著延遲確認“壞消息”以有利于自身股權價值的提高行為。

[參 考 文 獻]

[1]Morck，hieifer，Vishny.Management Ownership and Market Valuation Journal of Financial Economics[J].1988（5）：292-315

[2]魏剛.高級管理層激勵與上市公司經(jīng)營績效[J].經(jīng)濟研究，2000（3）：32-39

[3]黃桂田，張悅.企業(yè)改革30年：管理層激勵效應—基于上市公司的樣本分析[J].金融研究，2008（12）

[4]呂先锫，王宏健.高管持股與會計穩(wěn)健性的非線性關系研究[J].2011（11）

[責任編輯：王鳳娟]endprint