上市公司股權激勵與盈余管理問題研究

黎劍平

【摘 要】 股權激勵制度的應用表現，是衡量公司管理中委托—代理問題是否被解決的一個重要措施。本文選擇樣本為2012 年至 2017年實施股權激勵的滬深 A 股上市公司各項數據表現（進行過篩選），運用計量模型，研究結果表明：股權激勵程度與上市公司的盈余管理程度正相關關系;股權激勵方案的有效期和盈余管理負相關;采用限制性股票激勵方式的公司盈余管理程度相較于采用股票期權激勵方式公司的盈余管理程度更高。最后針對我國上市公司股權激勵制度，結合我國的實際情況，根據結果提出了相關建議。

【關鍵詞】 股權激勵 盈余管理 激勵方式

第一章 緒 論

本文通過股權激勵強度、有效期、方式三個維度，分析其效用，根據結果提出相關建議，來為盈余管理提供決策依據。

本文主體架構如下：

第一部分為緒論部分，這一部分主要概述文章主要內容。

第二部分為實證研究設計部分，本文主要分為三部分內容：1.提出本文的研究假設，2.根據已有的研究假設確定本文的計量方法和計量模型，3.選取樣本并注明樣本數據來源。

第三部為實證研究分析階段和提出相關建議。

第二章 實證設計和分析

2.1變量的選取和計算

2.1.1被解釋變量的選擇和計算

查閱相關文獻，筆者發現現有的研究比較常見的盈余計量模型包括Healy模型、Jones模型和修正后的Jones模型、行業模型以及一些在此基礎之上修正后的模型。本文的實證研究部分即采用得是修正的Jones模型來計算操縱性應計利潤以及得到計算結果，用多元回歸方法進行實證研究和檢驗。以下為四種變量的選取。

（1）總應計利潤的計算

（2）方程系數的回歸計算

（3）非操縱性應計利潤的計算

（4）操縱性應計利潤的計算

計算得到的絕對值代表公司盈余管理的程度。

2.1.2解釋變量的選擇

（1）激勵強度（Protleuq）

某些上市公司具有自己的股權激勵方案，其中會公布的激勵標的股票占公司總股本的比例，這個比例就是激勵強度（Protleuq）。一般要求，激勵強度不超過10%;由于上市公司的總股數各有不同，則選擇激勵程度指標而非單純的激勵數量作為指標。

（2）激勵有效期（Validity）

股權激勵的有效期是從授予日開始至失效日結束。一般來說，上市公司股權激勵的有效期在10年以內。上市公司股權激勵方案中規定的激勵有效年限作為本文數據指標。

（3）激勵方式（dum）

我國上市公司股權激勵方式主要有：1.股票期權的激勵方式;2.限制性股票期權的激勵方式;3.兩者相結合的混合型。本文研究中采用虛擬變量針對這兩種方式進行賦值。

（二）樣本選取及數據來源

以證監會行業分類標準共有13個行業。本文中提出產生影響的金融業，在一定篩選后（篩選標準如下），得到符合本研究條件的624家上市公司，在2012年到2017年間共有817個樣本。運用STATA14進行數據處理和數據分析，對樣本做以下處理：

1.剔除金融類上市公司。

2.剔除*ST和ST的上市公司數據。

3.剔除數據不全的公司。

（三）實證結果和分析

1.描述性統計

為了了解所選數據的分布趨勢、排除極端異常值對模型的影響，首先進行描述性統計。

由表2可以看出，盈余管理的程度分布在0至0.09之間，最大值為0.258，樣本后端較分散。股權激勵強度分布比較均勻，1/2的樣本在1.28至3.33之間，1/4的樣本在3.33至10.78，剩余1/4的樣本在0.036至1.28之間，由于樣本均值2.556大于樣本中位數2.24整體分布較為偏右。在本數據里，股權激勵模式的中位數為0，而均值是0.461，說明樣本中較多的公司是限制性股票模式。

2.2實證結果與分析

假設1實證結果與分析

將2012年1月1日至2017年12月31日，選擇公告宣布實施股權激勵計劃公司的817個樣本觀測值的操縱性應計利潤（DA）作為因變量，股權激勵強度（Protleuq）作為自變量。

控制變量：

第一大股東持股比例：ER

資產負債率：DAR

獨立董事人數：IND

凈資產收益率：ROE

公司規模：LNTA

總共代入線性回歸模型：

進行擬合回歸，由表3回歸結果顯示，解釋變量Protleuq（股權激勵強度）的參數值為正，支持了假設1的觀點。

本研究假設1的回歸結果，解釋變量Protleuq（股權激勵強度）的擬合估計值的t檢驗值等于4.3，比2.576大，同時P>|t|值等于0小于0.01，表明結果在1%的置信水平上顯著，證實假設一。

假設2實證結果與分析

將2012年1月1日至2017年12月31日，以滬、深兩市A股宣布實施股權激勵計劃公司的817個樣本觀測值的操縱性應計利潤（DA）作為因變量，股權激勵有效期（Validity）作為自變量，同上的控制變量，代入線性回歸模型：

表4中列示的是對于假設2所得到的結果。首先，回歸模型的可決系數為0.235，回歸方程的可決系數于可接受范圍內。然后，回歸模型的Prob>F=0.00<0.01，即通過統計檢驗。

本研究假設2的回歸結果，解釋變量股權激勵有效期（Validity）的系數估計值中t檢驗值大于1.96，等于2.33，同時P>|t|值等于0.02小于0.05，表明結果在5%的置信水平上顯著，證實了假設2成立。

假設3實證結果與分析

代入線性回歸模型：

首先，回歸模型的可決系數為0.239。然后，假設3回歸模型的Prob>F=0.00<0.01，說明回歸模型在1%的置信水平上顯著，通過統計檢驗。

由表5回歸結果顯示，說明假設三成立。

穩健性檢驗

為了驗證上述回歸結果，本文同時進行了穩健性檢驗處理?？紤]到無形資產、營業外收支等影響因素，本文在修正Jones模型的自變量中加入無形資產和營業外收入凈額來計算非操縱性應計利潤，新的應計利潤模型為：

其中，為i第t期的無形資產，為i第t期營業外收支凈額與t-1期營業外收支凈額的差額。

重新驗證假設1-3，表6顯示了回歸結果。可知，對于假設一，股權激勵強度Protleuq的系數估計值在1%的水平上顯著為正，假設二中股權激勵有效期Validity的系數估計值在5%的水平上顯著為負，假設三中的股權激勵方式dum的系數估計值在1%的水平上顯著為負。上述回歸結果與本文實證分析的結果相符。

第三章 結果分析及建議

本文根據第二部分的結果，其建議主要有以下四點。

3.1完善公司內部治理結構

我國上市公司應該積極高效的完善公司治理結構，具體建議如下：

第一，堅持深化股權分置改革。

第二，強化獨立董事的監管職能。

第三，合理設置組織結構和權責分配體系。上市公司應該確保組織結構的合理性，明確各個崗位的職責，并為每一個崗位賦予相應的權力。

3.2優化股權激勵方案制定

根據本文實證部分得到的結論可知，上市公司需要防止股權激勵強度過小可能達不到對上市公司工作人員預期激勵效果，或是激勵強度過大，可能會造成盈余管理行為的產生。

3.3規范職業經理人市場

在聘用職業經理人階段要合理制定選拔人才機制，爭取低成本高效率地為公司選拔最優秀的管理人才;在職業經理人的任職期間要建立權威的考核體系，并且確保該制度能客觀公正的反應所聘用職業經理人的管理能力和專業素養，以及職業經理人在任職期間的業績完成表現，決定激勵機制;此外，在行業內、地區內甚至是全球內實現誠信檔案共享。

3.4加強證券市場監管力度

加強對上市公司信息披露的監管有利于發現公司財務報表不合理的地方，同時，這需要一個完善的信息披露制度。此外，加強外部審計也是必要的，應選擇審計質量和效率較高的會計師事務所合作。會計師事務所應具有獨立性，獨立于企業、投資者及政府監管部門。

【參考文獻】

[1] Berle，Means.The Modern Corporation and Private ProPerty[M].New? Jersey：Transaction Publishers，1991：89-100.

[2] 譚小紅.中國上市公司股權激勵實施效果及其影響因素研究[D].西南財經大學碩士論文，2009.

[3] 劉廣生，馬悅.中國上市公司實施股權激勵的效果[J].中國軟科學，2013，7 ：110-121.

[4] Qiang Cheng，Terry D.Warfield.Equity Incentives and Earnings Management[J].The Accounting Review，2005，80：441-476.

[5] P Gao，RE Shrieves.Earnings Management and Executive Compensation： A Case of Overdose of Option and Underdose of Salary？[J].Ssrn Electronic Journal，2002.

[6] 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證據[J].中南財經政法大學學報，2010，2 ：135-140.