我国上市公司高管股权激励和盈余管理的相关性研究
一、引言
我国现代企业制度起步于1993年党的十四届三中全会，真正意义上的股权激励制度始于1999年的内部职工股和公司职工股制度。企业盈余管理就是企业管理层在遵循会计准则的基础上，通过对企业对外报告的会计信息进行控制或调整，以达到自身利益最大化的行为。股权激励是刺激管理层的手段，盈余管理是管理层为获得股权激励对会计结果所进行的调整，实证研究二者之间的关系就是本文的主要目的。
我国创业板于2009年10月23日正式开市，其上市的公司大多从事高科技业务，具有较高的成长性，成立时间较短，规模较小，业绩也不突出。本文集中挑选了创业板中行业属性为信息技术业的几家企业，该种企业存在时间相对较长，信息披露比较彻底，并且绝大部分自上市以来就实行了股权激励。
二、研究设计
（一）研究假设
依据委托代理理论和激励理论，现代企业奉行经营权和所有权相分离，所有者根据经营者的工作业绩计酬，以激励经营努力提高工作业绩；而企业的经营成果由经营者的努力程度和其他因素共同作用形成。由于信息存在不对称性，一般所有者只能通过公司经营成果来评定经营者的工作业绩，所以经营者就有为获得薪酬而进行盈余管理的动机。H1：在其他条件相同的情况下，管理者薪酬与盈余管理成正相关。
自20世纪80年代以来，股权激励已成为西方发达国家创业企业中最受欢迎的报酬激励形式。股权激励是委托代理理论中解决信息不对称问题的有效措施，其本质上仍然是一种薪酬激励，通过增加股权的形式使得管理者以股东身份参与到企业经营中，提高责任感和使命感，在某种程度上胜过了薪酬激励。在该种情况下，股权激励更容易诱使管理者注重短期行为，为了提高持股比例而进行盈余管理。H2：管理者持股比例越高，上市公司盈余管理水平越高。
（二）盈余管理的度量
基于研究目的和研究假设，本文采取修正的Jones模型度量盈余管理。由于我国股票市场发展历程短、创业板更是2009年开市等条件，本文拒绝使用时间序列数据。同时，西方的一些研究者 Subranyam 和Bartov等研究发现，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。Jones模型如下：
TAi，t/Ai，t-1=αi（1/Ai，t-1）+β1，iΔREV /Ai，t-1+β2，iPPE/Ai，t-1+εi，t
（1）
NDAi，t/Ai，t-1=αi（1/Ai，t-1）+β1，i（ΔREV-ΔREC）/Ai，t-1+β2，iPPE/
Ai，t-1+εi，t （2）
DAi，t/Ai，t-1= TAi，t/Ai，t-1-NDAi，t/Ai，t-1 （3）
其中，TAi，t：公司i在 第t年的应计项目总额；△REVi，t：公司i在第t年的营业收入与t-1年收入的差额；PPEi，t：公司i第t年的固定资产原值；△RECi，t：公司i在第t年的应收账款与第t-1年的应收账款的差额；Ai，t-1：公司i第t-1年的资产总额；αi、β1，i、β2，i表示参数估计的值；εi，t表示残差所带来的影响。
（三）样本选择与数据来源
选择2011年到2013年深圳证?交易所创业板公布的实施股票期权信息技术行业的上市公司为样本，剔除有退市风险、IPO股和数据披露不健全的公司，确定了24家样本公司，三年样本总数为68。本文数据来源于国泰安数据库，处理软件采用Eviews5.0。
（四）模型选择和变量定义
多元回归模型。本文采用多元回归模型来实证检验上市公司高层管理人员的薪酬总额、持股比例与盈余管理之间的关系，以此来证明股权激励跟盈余管理的相关性关系，模型如下：
EM=α0+α1LOG（SA）+α2MB+α3LOG（SIZE）+α4BLOCK+α5DEBT+
α6LOG（EXP）+α7ROE+ε
变量定义。变量定义见表1：被解释变量：被解释变量是为了测度盈余管理的程度，直接采用的是通过上文Jones模型计算所得DAi，t/Ai，t-1；解释变量：本文的研究目的是基于股权激励而产生的盈余管理，股权激励本质上也是对于管理者的薪酬激励，再是我国的股权激励起步较晚，现阶段主要股票期权和限制性股权两种，手段较为简单，基于数据库中有关数据可以取得，所以定义如下两个指标为解释变量：前三名管理者的薪酬（SA）和持股比例（MB）； 控制变量：①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。基于创业板公司规模相对较小，信息技术行业内部差别不大，本文用总资产的自然对数来衡量公司规模；②前三大股东持股比例（BLOCK）。在我国，由于上市公司中普遍存在着控制性大股东，资本市场上缺乏保护中小股东的法律机制，因此大股东利用其控股地位操纵盈余管理的事件经常发生。本文选取前三大股东持股比例（BLOCK）作为代理变量；③资产负债率（DEBT）。现阶段债务融资基于其资金成本和杠杆作用，成为诸多中小企业选择的主要融资方式。负债比率代表了企业的债务风险，负债比率越高的上市公司实施盈余管理的可能性就越大；④管理费用（EXP）。在我国，高层管理人员除了通过年薪制、股权激励机制获得其货币收入和股权比例外，还以在职消费方式享受部分隐性收入，该部分以各种形式计入公司的“管理费用”；⑤净资产收益率（ROE）。本文的是报告期年度扣除应计性项目后计算的净资产收益率。采用这个控制变量的原因是创业板也是近期出台了退市制度，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。 表1 变量定义表
三、实证检验和结果分析
表2 回归分析表
回归结果见表2：模型的拟合优度。依据表2数据，回归分析的可调整R2的值为0.051820。其数值表现极低，在计量经济学中解释为模型的拟合优度不高，即变量的选择不能正确的反映出解释变量与被解释变量的回归关系，一次得到的回归直线可信度极低。但是本文主要研究高管股权激励与盈余管理的相关性关系，管理者薪酬和持股比例间接刺激上市公司管理者产生盈余管理的动机，并不是直接构成盈余管理主要因素。因此，调整的R2较低，是一个回归分析比较正常的结果，不影响模型的正确性。
管理者薪酬水平和盈余管理程度。管理者薪酬水平的系数为0.012282，管理者薪酬与盈余管理之间存在正相关关系。但p值为0.6175，在置信度为0.1的情况下，p>0.1的时候证明原假设是成立的，即管理者薪酬的系数不能通过显著性检验。管理者薪酬与盈余管理存在不显著的正相关关系。究其原因，可从如下考虑：
（1）薪酬制度本身存在缺陷。我国创业板信息技术业上市公司基本上都采用统一的薪酬战略，不仅不同公司的薪酬激励制度差异不大，其本身与传统产业的薪酬激励也无甚差别，不能体现行业特色，不能充分发挥薪酬对于公司高层管理者的激励作用，致使管理层为增加薪酬而进行盈余管理的动机并不强烈。
（2）福利制度相对较低。上市公司会给与奖金、红利或是其他“隐形收入”作为高绩效管理者的薪酬激励，但在创业板信息技术行业的上市公司中，前三名管理者的薪酬总额（包括福利制度）与公司其他管理者的差异不大，并且薪酬水平相较其他产业，处于相对较低的状态，所以回归分析有其准确性，管理者为获得奖金等激励收入而进行盈余管理的意愿并不强烈，因为盈余管理并不会实现收入的显著增加。
（3）股权激励制度不健全，法律法规的强化。我国上市公司实施股权激励较晚，股权激励制度尚不完善，股权激励方案缺乏足够的强度，致使管理者不能足够强烈地感受到股权激励对于实现自身利益最大化的影响；与此同时我国的法律法规不断完善，并且会计准则逐步与国际接轨，上市公司盈余管理的空间慢慢的被压缩，高层管理者基于自身的职业素养，盈余管理的活动也受到一定压制。
管理者持股比例和盈余管理程度。管理者持股比例的系数为0.011490，即原假设管理者持股比例与盈余管理程度存在正相关关系有合理性。p值为0.8714，管理者持股比例的系数依旧不能通过显著性检验，即管理者持股比例与盈余管理之间无显著的正相关关系。分析其原因如下：
我国创业板信息技术行业股权激励发展时间短，近三年来各管理层持股比例极低，且基本上没有波动变化，甚至个别企业出现下降趋势，表明该行业股权激励制度本身就有缺陷。由此可见管理者持股比例低或股权激励力度不足管理者持股比例与盈余管理程度不存在显著相关关系的重要原因。
更重要的原因有可能是我国上市公司股权激励制度的实施环境存在缺陷。股权激励制度的实施要求企业内部拥有科学的公司治理结构，外部具备有效的证券市场。而我国创业板信息技术业的上市公司董事长与总经理两职合一的现象比较普遍， 缺乏独立的薪酬委员会， 外部董事比例明显较低， 监事会受内部人控制严重， 公司治理结构不科学、不规范，致使股权激励机制失效。
四、研究结论
本文选用修正的Jones模型计算得来的可操控性应计利润来度量盈余管理，选取前三名管理者的薪酬和持股比例来衡量创业板信息技术行业上市公司实施股权激励的效果，以横截面数据进行实证研究。通过建立多元回归模型进行回归分析，得出以下结论：第一，高层管理者薪酬与盈余管理之间不存在显著的相关关系。即高层管理者为获得更好的薪酬激励而进行盈余管理的愿望并不强烈；第二，高层管理者的持股比例与盈余管理之间不存在显著的正相关关系。即高层管理者为得到更高的持股比例而进行盈余管理的动机也不强烈。
基于以上两个结论，可以得到我国创业板信息技术行业上市公司目前实施的股权激励对于财务报表的盈余管理程度影响并不显著。为了更好地发挥股权激励制度的作用，建议该行业的上市公司加大薪酬激励和股权激励的力度，一方面增加高层管理者的薪酬总额，促使他们提高工作积极性，提升公司的经营业绩；另一方面，加大股权激励力度，让高层管理者充分体验股东身份，压制损害股东权益的盈余管理行为。
