上市公司股权激励与盈余管理的相关性研究

来源:用户上传      作者: 方 明 洪 荭

　　本文选取已实施股权激励的上市公司为研究对象，对股权激励上市公司的管理层薪酬与盈余管理之间的相关关系进行实证研究。结果发现：由于我国上市公司盈余管理程度与管理层薪酬水平之间不存在高度相关关系，管理层出于自利目的，为提高其薪酬水平而进行盈余管理的动机不显著。
　　
　　一、文献综述
　　
　　(一)国外文献从公司管理层薪酬激励的角度研究盈余管理问题始于He4dy(1985)的一篇经典文献，HeMy发现盈余管理与基于盈余的薪酬合约有关。BMsam(1998)针对日本的上市公司研究了盈余结构如何影响CEO的现金薪酬。他发现会计盈余中的可操控性应计项目与经理的薪酬显著相关，这种相关关系随着公司的境况不同而不同。伯格斯特里塞和菲利蓬(Bergstresser和Philipppn，2006)使用操控性应计利润作为盈余管理的度量，对美国证券市场1994-2000年数据的研究显示，CEO的总薪酬与其持有的股票和期权的价值联系越紧密，操纵盈余越显著。伯恩斯和肯迪亚(Burns和Kedia，2006)对美国1997-2002年期间224家公告修正财务报告的公司与未修正的匹配公司的比较研究发现，股权激励会增加修正财务报告的概率。程和沃菲尔德(cheng和Warfield，2005)使用美国1993-2000年期间股权激励等相关数据的研究指出，具有高股权激励的管理层更可能报告出的盈余符合或微微高于分析师的预测数，而报告数额大于预期盈余的可能性很小，他们将此解释为，对将来股价更敏感的管理层会将当期的盈余储备起来以增加将来的盈余。
　　(二)国内文献国内相关研究主要集中在管理层薪酬与公司业绩是否具有敏感性，而研究管理层薪酬与管理层的利润操控行为问题的文献较少。张必武、石金涛(2006)在发现管理层薪酬与绩效显著正相关的基础上，进一步发现了，董事会特征对薪酬业绩敏感度的显著影响。还有学者开始研究高管报酬与业绩评价权重的相关性，例如，陈震等(2004)选取了两类上市公司，即体现高成长性的第一类上市公司和体现低成长性的第二类上市公司，运用虚拟变量改变评价指标斜率的方法，来考察公司高管人员报酬与业绩评价指标权重的关系。发现：第一类上市公司在市场股价指标上赋予相对于第二类公司更大的权重，第二类公司在会计收益指标上赋予相对于第一类公司更大的权重，第一类公司高管人员的保底收入显著大于第二类公司的保底收入。对于第一类公司来说，当业绩较好时，公司会增加高管人员报酬契约中市场股价指标的权重；而当业绩较差时，公司会增加会计收益指标权重。
　　总体来看，上述研究很少涉及上市公司股权激励与盈余管理的相关性研究，而该领域的研究对于我国上市公司激励制度改革有很强的现实意义。需要指出的是，国外Healy等人的研究都是从公司经理的奖金这～角度出发的，这是因为奖金的发放都是基于业绩基础的。但目前国内对上市公司高管人员薪酬信息的披露还不充分，从公司的财务报表中还无法获得基本薪酬、业绩奖金等结构性信息，本文的研究注重侧重于上市年报中所披露的高管人员总的薪酬。
　　
　　二、研究设计
　　
　　(一)研究假设在我国，股权激励制度尚处于起步阶段，激励手段以股票期权计划为主，管理层为了达到业绩目标以获得股票奖励，有动机进行盈余管理将报告盈余转至当前会计期间。因此，股权激励不仅未能发挥其长效约束作用，反而刺激了管理层的盈余管理行为。据此，本文提出假设：H1：在一切条件相同的情况下，管理层薪酬与盈余管理间存在着正相关；H2：盈余管理行为体现了管理层自利动机，管理层薪酬水平越高，上市公司的盈余管理程度越高。
　　(二)样本选择与数据来源选择2005－2007年沪深两市公布并实施股权激励方案的上市公司为样本，剔除ST、PT以及数据披露不全的上市公司，共取得23家上市公司的作为样本公司。所有数据来自于wind数据库和证券之星数据库，使用SPSSl1.5软件进行处理。
　　(三)盈余管理的度量基于上述分析结果，本文选取修正的Jones模型对我国上市公司的盈余管理程度进行计量。在研究过程中，碰到的现实困难是我国股票市场只有十几年历史，客观上也限制了时间序列模型的使用。但西方的一些研究者(如Subranyam，1996)发现，用横截面模型优于时间序列模型，它没有对时间长度的要求，同时也避免了生存偏差问题。Bartov等(2001)也认为横截面Jones模型不但可以解决时间年度不足和企业结构发生变动的问题，而且还是唯一能够一贯辨别出盈余管理的模型。
　　(四)变量定义和模型建立本文的研究变量主要包括被解释变量、解释变量和控制变量。具体变量定义如(表1)所示。(1)被解释变量。选用修正的横截面模型计算出的可操控性应计利润()作为盈余管理的代理变量，即被解释变量。(2)解释变量。主要研究目的是基于股权激励动因的盈余管理，由于我国上市公司对管理层实行股权激励尚处于起步阶段，主要采取持股和期股的激励方式。手段较为简单，再加上数据披露的限制，管理层持股比例的数据难以全面完整的获得。根据上市公司在年报中披露的管理层年薪数据，选择上市公司薪酬最高的前三名管理层的薪酬总额的自然对数作为管理层薪酬的代理变量。(3)控制变量。选取的控制变量包括公司规模、资产负债率、第一大股东持股比例、管理费用、净资产收益率。第一，公司规模(sIZE)。公司规模能够对管理层盈余管理行为的成本和收益产生重要影响。较大规模公司可以调整报告盈余的领域比较广泛(Watts和Zimmerman，1990)，因此公司规模越大，持股的管理层从上市公司资源和其他股东获取的收益也就越多，也就越具有实施盈余管理的动力。本文用总资产的自然对数(SIZE)来衡量公司规模。第二，资产负债率(DEBT)。负债比率代表了企业的债务风险，衡量了企业债务融资约束(financialconstraints)程度，面临融资约束和财务危机的企业具有调增报告盈余的激励，因为真实地报告财务状况可能增加融资成本。负债比率越高的上市公司实施盈余管理的可能性就越大，本文选择资产负债率(DEBT)作为债务契约的代理变量加以控制，并假定资产负债率越高，管理层盈余管理动机越大。第三，第一大股东持股比例(BLOCK)。在我国，由于上市公司中普遍存在着控制性大股东，再加上在我国资本市场上缺乏保护中小股东的法律机制。相应约束大股东行为的市场机制也尚未建立，因此大股东利用其控股地位掏空上市公司的事件层出不穷。本文选取第一大股东持股比例(BLOCK)作为代理变量，并假设其持股比例越高，盈余管理程度越高。第四，管理费用(EXP)。在我国，管理层通过年薪制、股权激励机制获得其货币收入，同时还以在职消费方式获得部分隐性收入，这部分隐性收入也是刺激管理层进行盈余管理的原因之一。在职消费一般通过业务招待费、办公费、交通费等形式计人公司的

“管理费用”，网此本文选择管理费用的自然对数(EXP)作为控制变量。第五，净资产收益率(ROE)。本文的是报告期年度扣除应计性项目后全面摊薄的净资产收益率。采用这个控制变量的原因是我国的上市公司有sT和PT的规定，投资者和监管部门都很看重这个指标，上市公司有动机通过盈余管理来操纵这个指标。所以在这里我们选定净资产收益率(ROE)作为控制变量。变量定义如表1所示：
　　采用多元线性回归模型来分析盈余管理和管理层薪酬、股权激励之间的关系。根据以上假设，建立模型如下：
　　DA＝a0＋a1・Top＋a2・SIZE＋a3・DEBT＋a4・Block＋a5・EXP＋a6ROE＋§
　　
　　三、实证检验与结果分析
　　
　　(一)变量的描述性统计变量的描述性结果如(表2)所示。可以发现：第一，被解释变量。股权激励上市公司盈余管理程度在各个上市公司之间存在较大差异，但就其平均水平而言，盈余管理程度呈现出逐年递增的变化趋势，且各公司间的差异逐年缩小。第二，解释变量。管理层薪酬水平在上市公司间存在很大差异，但平均管理层薪酬水平在三年间没有显著变化，呈基本持平趋势。如表2所示：
　　(二)回归分析以表示盈余管理程度的可操控性应计利润为被解释变量。以资产规模、资产负债率、第一大股东持股比例、管理费用和净资产收益率为控制变量，以管理层薪酬水平为解释变量，采用SPSSl1.5软件对2005-2007年数据进行多元线性回归，结果如(表3)、(表4)和(表5)所示：
　　可以发现：(1)模型的解释度。2005-2007年，模型调整后的判定系数R2分别为0.397、0.474、0.142，其数值总体来说并不高，但是，回归模型中的解释变量是管理层薪酬特征变量，而被解释变量是盈余管理的程度，管理层薪酬并非构成可操控性应计利润的重要组成部分，只是从侧面间接地影Ⅱ向可操控性应计利润的大小。因此，调整后的判定系数较低是回归的一个十分正常的结果，并不会影响到实证结果的准确性与可分析性。
　　(2)管理层薪酬水平与盈余管理程度。由回归分析结果可知，2005-2007年，管理层薪酬水平的sig.值分别为0.132、0.221、0.188，都没有通过显著性检验，表明管理层薪酬与上市公司盈余管理程度之间没有显著的相关关系。这与本文假设不符。究其原因，主要是因为：前文假定上市公司的财务数据特别是净利润数据通常被用来评价管理层的努力程度，并据此为管理层发放奖金作为其年薪收入的一部分，因此，管理层为获得奖金收入、提高薪酬水平，有动机进行盈余管理。表6列示了2005－2007年我国上市公司盈余管理程度与管理层薪酬之间的相关关系。结果显示：只有2007年上市公司盈余管理程度与管理层薪酬之间的系数通过了显著性检验，表明二者之间存在一定相关关系，但同时也可以看出系数数值很低，二者的相关程度很低。而2005年和2006年的系数均未通过显著性检验，表明二者之间不存在相关关系。由此可以推断，管理层为了获得奖金收入而进行盈余管理的意愿并不强烈，因为通过盈余管理行为并不能使其个人薪酬收入显著增加。由此可以推断，管理层为了获得奖金收入而进行盈余管理的意愿并不强烈，因为通过盈余管理行为并不能使其个人薪酬收入显著增加。
　　(3)公司规模与盈余管理程度。公司规模与盈余管理程度呈现最著正相关关系，规模越大，上市公司盈余管理程度越高，与原假设一致。一方面，上市公司规模越大，地方政府或主管部门给予的支持力度就越大，公司获得的财政补贴、税收减免等政策性收入也越多，公司进行盈余管理的动机就越强烈。另一方面。上市公司规模越大。其内部组织结构的复杂程度就越高，外部利益相关者也越不容易直接观察管理层的行为，这将导致上市公司的委托代理问题越来越严重，管理层进行盈余管理的可能性也越大。
　　(4)资产负债率与盈余管理程度。资产负债率与盈余管理程度呈现显著负相关关系，随着资产负债率的提高，盈余管理程度减小。这与原假设不一致。原因主要是，相对管理层而言，债权人更加保守，更加关心企业资产变现的可能性，并会对损害自身利益的行为进行限制。债权人与企业签订债务契约，要求企业的投资以及会计选择更加谨慎，以此来保护债权人的利益。企业的资产负债率越高，债权人的这种限制就越多越严格，上市公司进行盈余管理的余地也就越小。此外，我国上市公司的债权人一般是银行或其他金融机构，有较强的财务识别能力，较高的资产负债率说明上市公司债务融资能力较强，债权人对上市公司的偿还能力较为信赖，可以认为上市公司进行盈余管理的可能性较小。
　　(5)管理费用与盈余管理程度。上市公司管理费用与盈余管理程度呈显著负相关关系，管理费用越高，盈余管理程度越小。本文以管理费用作为上市公司管理层隐性收入的代理变量。管理费用越高，管理层在职消费程度就越高，即其隐性收入越大，而管理层以在职消费方式满足其自身利益需求后，进行盈余管理的动机就会越小。这也进一步证明了上市公司管理层进行盈余管理的自利动机。
　　(6)第一大股东持股比例与盈余管理程度。在我国，实施股权激励的上市公司第一大股东能够控制高层管理人员，较高的管理层持股意味着管理层的利益与控制股东的利益更加一致。大股东的盈余管理行为更容易得到管理层的支持与合作。但2005、2006年回归分析，第一大股东持股比例(BLOCK)并没有通过显著性检验，而2007年的Sig.值为0.045，反映两者之间存在显著性关系。这种变化可能与我国证券市场股权分置改革完成后的上市公司大小非上市流通有关，因为大小非的上市导致第一大股东有很强的冲动进行盈余管理从而进一步提升市值。
　　
　　四、结　论
　　
　　本文利用修正的横截面Jones模型计算的可操控性应计利润对盈余管理进行计量，从定量的角度判断实施管理层激励上市公司的盈余管理程度。而后以盈余管理程度为被解释变量，以管理层薪酬为解释变量，建立多元线性回归模型考察上市公司的盈余管理程度与管理层激励之间的关系。得出如下研究结论：第一，管理层薪酬水平与上市公司盈余管理程度之间不存在显著相关关系。由于我国上市公司净利润与管理层当年薪酬水平以及以后年度的薪酬水平之间都不存在高度相关关系，管理层出于自利目的，为提高其薪酬水平而进行盈余管理的动机不显著。第二，公司规模与盈余管理程度之间呈现显著正相关关系，规模越大。上市公司盈余管理程度越高。第三，资产负债率与盈余管理程度之间呈现显著负相关关系，随着资产负债率的提高，盈余管理程度减小。债务契约的签订对于上市公司的盈余管理行为有制约作用。

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