高管股權激勵、盈余管理與審計定價的思考

肖何

摘要：本文圍繞盈余管理異質性視角、使用2012-2016我國中小板和創業板上市公司數據開展了高管股權激勵與審計定價關系的研究，希望研究得出的結果能夠為相關業內人士帶來一定啟發。

關鍵詞：高管股權激勵；審計定價；盈余管理

為滿足股權激勵要求高管達到的業績指標，高管開展盈余管理情況極為常見，在這種情況較為突出的中小板和創業板公司，盈余管理情況往往會直接威脅中小股東利益，而受限于高新技術產業商業機密性較強因素，圍繞盈余管理的審計向來存在較高難度，而為了真正解決股權激勵引發的盈余管理問題，正是本文基于盈余管理異質性視角開展高管股權激勵、盈余管理與審計定價研究的原因所在。

一、研究假設、設計

（一）研究假設

結合國內外相關研究，如利益趨同假說、壕溝假說、委托代理理論，本文得出了如下研究假設：（1） H1高管股權激勵與審計定價正相關。（2） H2高管股權激勵與盈余管理正相關。（3） H3盈余管理對高管股權激勵與審計定價關系起到中介作用。

（二）研究設計

1.樣本選擇及數據來源

本文選擇了2012-2016我國中小板和創業板上市公司數據作為研究對象，而為了提升研究對象的代表性，則采用了如下方式進行樣本處理：（1）剔除2011及之后上市的中小板和創業板上市公司，這是由于盈余管理需要一定時間且研究也需要應用上一年度財務指標。（2）剔除金融保險行業上市公司，剔除ST、*ST、PT上市公司。（3）剔除數據不全樣本。經過處理，最終得到了1712個數據用于研究，研究用主要數據來自國泰安數據庫，使用Spss20.0軟件用于實證分析[1]。

2.研究模型

結合研究假設，需建立以下計量模型：（1）操縱性應計盈余管理計量模型。結合擴展瓊斯模型，確定了如下預期模型：

（2）真實盈余管理計量模型。結合Roychowdhury 等人的研究經驗，建立了真實盈余管理總額模型，即：

（3）高管股權激勵與盈余管理計量模型。結合我國中小板和創業板上市公司實際情況，本文確定了如下多元線性回歸模型：

EM=β0+β1INCENTIVERATIO+β2H1+β3POST+β4STRUCTURE+β5BOARD+β6LEV+ β7SIZE+β8ROA+μ

以及模型：

DREM=β0+β1INCENTIVERATIO+β2H1 + β3POST+β4STRUCTURE+β5BOARD+β6LEV+β7SIZE+β8ROA+μ

（4）盈余管理與審計定價計量模型。結合國內外研究不難發現，審計定價的提高與盈余管理聯系緊密，而結合Simunic經典審計定價模型，本文構建了如下模型：

LnFEE=β1+β2LEV+β3SIZE+β4ROA+β5INV+β6REV+β7FIRM+β8FORGN+β9LOCAL+β10EM+INDUSTRY+YEAR+ε

LnFEE=β1+β2LEV+β3SIZE+β4ROA+β5INV+β6REV+β7FIRM+β8FORGN+β9LOCAL

+β10DREM+INDUSTRY+YEAR+ε

（5）高管股權激勵與審計定價計量模型。結合上述模型基礎，得出了如下模型構建：

LnFEE=α+β1INCENTIVERATIO+β2LEV+β3SIZE+β4ROA+β5INV+β6REV+β7FIRM+β8FORGN+β9LOCAL+INDUSTRY+YEAR+ξ

（6）高管股權激勵、盈余管理與審計定價綜合計量模型。結合上述模型基礎，可最終得出如下模型：

LnFE=β0+β1INCENTIVERATIO+β2EM+β3LEV+β4SIZE+β5ROA+β6INV+β7REV+β8FIRM+β9FORGN+β10LOCAL+INDUSTRY+YEAR+ξ

LnFEE=β0+β1INCENTIVERATIO+β2DREM+β3LEV+β4SIZE+β5ROA+β6INV+β7REV+β8FIRM+β9FORGN+β10LOCAL+INDUSTRY+YEAR+ξ

3.變量定義

結合《上市公司分類指引》，本文確定了如表1所示的變量定義。

二、實證結果分析

（一）描述性統計及相關系數矩陣

結合全樣本研究變量的描述性統計，可發現真實盈余管理均值為負值且標準差相對較大，操縱性應計盈余管理均值為正值且標準差較小，而圍繞主要變量Pearson相關系數檢驗，可得出表2，表2明確展示了DREM與INCENTIVE顯著正相關等結果，結合該表可發現其他控制變量并不存在嚴重多重共線性問題[2]。

（二）盈余管理計量結果

可得出擴展J0nes模型回歸結果，即變量1/A系數為15305847.694***（6.161）、變量（?REV-?REC）系數為-0.000（-0.043）、變量PPE/A系數為-0.077***（-8.173）、變量IA/A系數為-0.036（-1.085）、變量Adj.R2系數為0.042、變量F-statistic系數為37.743、變量Durbin-Watson系數為1.682，由此可得出真實盈余管理估計模型回歸結果，由此即可應用真實盈余管理總額模型DREMi，t=DRPODi，t–DCFOi，t–DOISEXPi，t求得真實盈余管理估計結果。

（三）多元回歸分析

按照“高管股權激勵和審計定價→高管股權激勵和盈余管理→盈余管理和審計定價→高管股權激勵與盈余管理及審計定價→中介效應檢驗”流程開展分析，可發現上市公司股權激勵存在較大差別，而第一大股東持股比例越高，經理人越有可能開展調增方向的真實盈余管理，在實際情況中，高管更多開展調減方向的盈余管理，而通過中介效應檢驗，可確定股權激勵與調減DREM顯著正相關，最終可確定假設H1不成立，H2得到部分驗證（在1%顯著水平下）、H3成立。

三、結論

結合研究，可較為直觀了解高管股權激勵、盈余管理與審計定價直接的關系，而為了在這種情況下緩解委托代理問題，監管部門必須高度關注上市公司真實盈余管理及調減方向的盈余管理行為。

參考文獻：

[1]張東旭，張姍姍，董小紅.管理者權力、股權激勵與盈余管理——基于傾向評分匹配法和雙重差分法的分析[J].山西財經大學學報，2016，3804：114-124.

[2]劉寶華，羅宏，周微.股權激勵行權限制與盈余管理優序選擇[J].管理世界，2016，11：141-155.