張崗 陳旭東
(石河子大學經濟與管理學院新疆石河子 832000)
市場化進程、股權激勵與真實、應計盈余管理
張崗 陳旭東
(石河子大學經濟與管理學院新疆石河子 832000)
本文以我國2006年至2010年通過股票期權股權激勵計劃的上市公司為研究樣本,研究了市場化進程、股權激勵與真實、應計盈余管理的關系。結果發現:通過股權激勵計劃當年股權激勵程度與真實盈余管理正相關,與應計盈余管理負相關;股權激勵計劃的激勵有效期與真實、應計盈余管理均負相關;較高市場化進程對真實、應計盈余管理均有抑制作用。
市場化進程股權激勵盈余管理
20世紀80年代初西方發達國家企業開始推行股權激勵,隨后這些企業業績顯著高于未施行激勵的企業,然而從90年代后期股權激勵模式的弊端逐漸顯現。2005年《上市公司股權激勵管理辦法》和2006年《國有控股上市公司(境內)實施股權激勵試行辦法》的出臺,拉開了我國上市公司股權激勵的序幕。與國外股權激勵狀況相似,國內學者提出了這種激勵模式在我國上市公司的弊端。大部分股權激勵計劃規定的業績指標主要包括凈資產收益率以及凈利潤增長率,這兩項指標都以企業盈余為計算基礎,因此,管理層很可能通過盈余管理等行為達到股權激勵行權條件謀取自身利益(Bergstresser和Pillippon,2006;Burns和Kedia,2006;Baker和Collins,2008)。Schipper(1989)將盈余管理分為真實盈余管理和應計盈余管理。現有的股權激勵與盈余管理的研究,大部分僅考慮應計盈余管理,將股權激勵、真實盈余管理以及應計盈余管理結合考慮的文獻較少。本文把盈余管理分為真實盈余管理與應計盈余管理來衡量,并進一步將真實盈余管理分為銷售操控、生產操控和費用操控,研究市場化進程、股權激勵對真實、應計盈余管理的影響。
(一)研究假設隨著我國會計準則及相關制度逐步完善,上市公司管理層利用操縱性應計調節利潤空間受到了壓縮,管理層為了規避審計風險會轉而通過真實盈余管理來調節盈余(李彬,2009;Gunny,2010;Cohen等,2010)。Bartov(2000)發現管理層受到股權激勵程度越大,越有動機調高盈余已達到行權標準。韓丹(2007)發現管理層股權激勵可以減少會計造假;郭佳瑜(2009)發現管理層持有上市公司股份可以顯著降低上市公司盈余管理程度;Armstrong等(2010)發現對CEO進行股權激勵可以有效降低公司會計違規行為的發生概率。實施股權激勵方案上市公司大部分具有完善的治理機制和內部審計并聘請了高質量外部審計機構,由于中國證監會規定,所有上市公司股權激勵行權必須滿足上年度該公司被披露無保留意見的審計報告,這使得管理層所持股份包含在應計盈余管理違約成本內,管理層為了規避審計風險會調低應計盈余管理,并通過更多真實盈余管理達到行權條件。因此,本文提出假設:
假設1:通過股權激勵計劃當年,股權激勵程度與真實盈余管理正相關,與應計盈余管理負相關
股權激勵有效期是指股權激勵計劃行權的時間期限。如果激勵有效期較短,不能激發股權激勵接受者采取長遠發展的戰略,容易導致短視行為(沈紅波,2010)。隨著股權激勵計劃行權截止日期逼近,管理層會更大程度地采用盈余管理來達到行權目的,而當股權激勵有效期仍很長時,管理層會考慮通過正常經營活動提高業績,進行較低程度盈余管理(何凡,2010)。宋文閣和榮華旭(2012)以2006年至2008年A股上市公司為樣本,發現管理層行權限制期與盈余管理負相關;因此,本文提出假設:
假設2:通過股權激勵計劃當年,股權激勵計劃的激勵有效期與真實、應計盈余管理均負相關
Laporta(1997)的研究表明,資本市場的發達程度與應計項目盈余管理水平成反比。Marianne(2003)發現管理層考慮到規避法規約束、市場監管、獲取私人利益以及維護公司形象,通常會在不同的經濟環境下進行差別化的盈余管理。王亞平和吳聯生(2005)指出,不同經濟環境下的應計盈余管理頻度與幅度存在明顯差異。根據樊綱和王小魯(2010)的研究,我國上市公司處在不同市場化程度下,這導致上市公司受到監督程度和公司治理機制不同。在市場化程度高地區,較嚴格監管能減少應計盈余管理,較完善公司治理機制能夠壓縮管理層進行真實盈余管理尋租空間。因此,本文提出假設:
假設3:通過股權激勵計劃當年,較高市場化進程對股權激勵引起的真實盈余管理有抑制作用,并能加強股權激勵對應計盈余管理的抑制作用
(二)樣本選擇與數據來源本文以2006年至2010年通過股票期權股權激勵計劃的公司為研究樣本,剔除了金融行業、數據殘缺的上市公司,由于李增福和黃華林(2012)發現我國上市公司在定向增發股份過程中,會同時使用真實、應計盈余管理調節盈余,林永堅和王志強(2013)發現總經理變更當年,上市公司存在顯著的向下應計盈余管理,因此本文又剔除了通過股權激勵計劃當年存在增發股份或CEO變更的上市公司,最終選定157家上市公司作為有效研究樣本。只選取這些公司首次通過股權激勵計劃當年的數據構成截面數據,不收集之后幾年數據構成面板數據模型的原因有:2006年是我國上市公司股權激勵計劃的開端年,很多上市公司在之后的幾年多次通過股權激勵計劃并多次行權,上市公司在一年中會存在多個股權激勵計劃,這造成管理層所持股票期權不易統計,有多個股權激勵計劃施行的時間和剩余有效期不同,選取首次通過股權激勵計劃當年數據可以排除其他股權激勵計劃的干擾,使得模型中的解釋變量與被解釋變量對應性更強。不同上市公司處在激勵計劃有效期內不同時期數據不具有可比性,將所有上市公司定位在股權激勵計劃通過的第一年,使得樣本有效期具有可比性。本文的數據來源于CSMAR數據庫和部分公司年報,數據統計和分析利用EXCEL和stata12.0軟件完成。


表1 變量定義

表2 描述性統計

表3 股權激勵、股權激勵有效期與盈余管理的檢驗
其中,PRICEi,t是公司股票當年收盤價,SHARESi,t是管理層所持股份,OPTIONSi,t是管理層被授予的股票期權數,SALARYi,t是管理層年薪,BONUSi,t是管理層其他獎金或津貼。(2)真實盈余管理程度。借鑒Roychowdhury(2006)的研究,采用對銷售操控、生產操控和費用操控的衡量來研究真實活動導致的盈余管理行為。CFOi,t/Ai,t-1=α0+α1(1/Ai,t-1)+β1(Si,t/Ai,t-1)+β2(ΔSi,t/Ai,t-1)+εi,t…(1);PRODi,t/Ai,t-1=α0(1/Ai,t-1)+β1(Si,t/Ai,t-1)+β2(ΔSi,t/Ai,t-1)+β3(ΔSi,t-1/Ai,t-1)+εi,t…(2);DISEXPi,t/Ai,t-1=α0+α1(1/Ai,t-1)+β1(Si,t-1/Ai,t-1)+εi,t…(3);DAT=R_PROD-R_CFO-R_DISEXP…(4)。
其中,CFOi,t為經營活動現金凈流量;PRODi,t為銷售成本與存貨變化之和;Si,t為銷售收入;ΔSi,t為銷售收入變化;DISEXPi,t為銷售費用和管理費用之和。分年分行業求出(3)、(4)、(5)的系數,并求出正常值,用實際值減去正常值得到銷售操控R_CFO、生產操控R_PROD以及費用操控R_DISEXP,根據(6)求出真實盈余管理程度。(3)應計盈余管理程度。采用修正的Jones模型度量應計盈余管理。每年根據行業估計下面模型(1)的參數,把估計的參數代入模型(2)即可得到操縱性應計利潤DAF(1):TAi,t/Ai,t-1=a1/Ai,t-1+a2ΔREVi,t/Ai,t-1+a3PPEi,t/Ai,t-1+εi,t…(5);DAFi,t=TAi,t/Ai,t-1-a1/Ai,t-1-a2(ΔREVi,t/Ai,t-1-ΔRECi,t/Ai,t-1)-a3PPEi,t/Ai,t-1…(6)。
其中TAi,t為凈利潤與經營活動產生的現金凈流量之差。Ai,t-1為上一年度總資產,ΔREVi,t為主營業務收入變化額,ΔRECi,t為公司應收賬款變化額,PPEi,t為當年的固定資產。
基于此,建立如下回歸模型檢驗假設:DAT/DAF=r1RATIO/VALIDITY+rCONTROLLS…(7);DAT/DAF=r1RATIO+r2RATIO*LAW+r CONTROLLS…(8)
(一)描述性統計從表(2)可以得知,真實盈余管理均值0.7468高于應計盈余管理均值0.0974,說明管理層使用真實盈余管理操縱盈余的程度更大。股權激勵程度均值為0.4363,說明管理層持股價值占管理層全年總收入比例較高,管理層有動機進行盈余管理。股權激勵有效期最短為三年,最長為五年,大部分為五年,說明上市公司股權激勵有效期較短。地區市場化指數的均值為0.4900,標準差為0.50,說明我國市場化進程水平的不平衡。
(二)回歸分析根據回歸模型,本文做了如下回歸分析:(1)股權激勵、股權激勵有效期與盈余管理的檢驗。表(3)中,(1)是真實、應計盈余管理與股權激勵程度回歸,(2)是真實、應計盈余管理與股權激勵有效期回歸。在(1)中,股權激勵與真實盈余管理的相關系數和顯著水平分別為0.0271和5%,說明股權激勵與真實盈余管理正相關;股權激勵與應計盈余管理的相關系數和顯著水平分別為-0.3053和1%,說明股權激勵與應計盈余管理負相關,因此,假設1得證。在(2)中,股權激勵有效期與真實盈余管理相關系數和顯著水平分別為-0.0175和10%,說明股權激勵有效期與真實盈余管理負相關;股權激勵有效期與應計盈余管理相關系數和顯著水平分別為-0.1264和5%,說明股權激勵有效期與應計盈余管理負相關,因此,假設2得證。(2)市場化進程、股權激勵與盈余管理的檢驗。表(4)在表(3)的基礎上,引入市場化指數虛擬變量與股權激勵程度的交叉項。股權激勵與真實盈余管理相關系數和顯著水平分別為0.1152和1%,交叉項系數和顯著水平為-0.0838和10%,表明高水平市場化削弱了股權激勵與真實盈余管理的正相關關系,即較高的市場化水平抑制股權激勵引起的真實盈余管理。股權激勵與應計盈余管理相關系數和顯著水平分別為-0.5954和5%,交叉項系數和顯著水平為-0.6391和1%,表明高水平市場化加強了股權激勵與應計盈余管理的負相關關系,即較高的市場化水平能夠在股權激勵的基礎上進一步抑制應計盈余管理。因此,假設3得證。

表4 市場化進程、股權激勵與盈余管理的檢驗
(三)穩健性檢驗本文進行了如下穩健性測試:(1)用被解釋變量與解釋變量直接回歸,不加入控制變量;(2)用托賓Q率代替營業收入變化率,凈資產收益率代替資產收益率作為控制變量加入到回歸模型中。經過上述兩種方式的穩健性檢驗后,其結果與前文敘述基本一致,證明本文研究結論是穩健的。
本文研究得出以下結論:(1)當上市公司對管理層進行股權激勵時,管理層為了規避審計風險傾向于選擇真實盈余管理進行盈余操縱,在通過股權激勵計劃的當年,對管理層股權激勵程度越大,管理層進行的真實盈余管理程度越大,應計盈余管理程度越小;(2)在通過股權激勵計劃的當年,股權激勵計劃有效期與真實、應計盈余管理均負相關,說明股權激勵計劃有效期可以緩解管理層的盈余管理行為;(3)高水平的市場化能夠抑制股權激勵引起的真實盈余管理,并加強股權激勵對應計盈余管理的抑制作用。因此,本文提出以下建議:重視識別以及監管企業的真實盈余管理行為;重視股權激勵計劃的制定,制定合理的股權激勵有效期,以減少企業的盈余管理行為;加速地區市場化進程,抑制企業盈余管理。
[1]樊綱、王小魯、朱恒鵬:《中國市場化指數——各地區市場化相對進程2009年報告》,經濟科學出版社2010年版。
[2]何凡:《股權激勵制度與盈余管理程度》,《中南財經政法大學學報》2010年第2期。
[3]李彬、張俊瑞、郭慧婷:《會計彈性與真實活動操控的盈余管理關系研究》,《管理評論》2009年第6期。
[4]林永堅、王志強、李茂良:《高管變更與盈余管理——基于應計項目操控與真實活動操控的實證研究》,《南開管理評論》2013年第1期。
[5]李增福、黃華林、連玉君:《股票定向增發、盈余管理與公司業績滑坡——基于應計項目操控與真實活動操控方式下的研究》,《數理統計與管理》2012年第9期。
[6]沈紅波:《銀行貸款的監督效應與盈余穩健性——來自中國上市公司的經驗證據》,《金融研究》2010年第2期。
[7]宋文閣、榮華旭:《股權激勵、制度環境與盈余管理——基于上市公司數據的實證分析》,《經濟經緯》2012年第3期。
[8]王亞平、吳聯生、白云霞:《中國上市公司盈余管理的頻率與幅度》,《經濟研究》2005年第12期。
[9]Armstrong C.S.,A.D.Jagolinzer and D.F.Larcker.Chief Executive Officer Equity incentives and accounting irregularities.Journal of Accounting Research,2010.
[10]Baker.T,D.Collins and A.Reitenga.Stock Option Compensation and Earnings Management Incentives.Journal of Accounting,Auditing and Finance,2003.
[11]Bergstresser.D and Thomas Philippon.CEO Incentive and Earnings Management.Journal of Financial Economics,2006.
[12]Cohen D A and Zarowin P.Accrual—based and Real Earnings Management Activities around Seasoned Equity Offerings.Journal of Accounting and Economics,2010.
[13]Roychowdhury.Earnings Management through Real Activities Manipulation.Journal of Accounting and Economics,2006.
[14]Schipper K.Commentary on Earnings Management.Accounting Horizons,1989.
張崗(1988-),男,山東煙臺人,石河子大學經濟與管理學院碩士研究生
陳旭東(1965-),男,江蘇泰興人,石河子大學經濟與管理學院教授
(編輯 虹云)