高管股權激勵、公司經營業績與會計信息質量
——以我國制造業A股上市公司2014-2016年數據為例

李梅 張雪英

一、引言

會計信息質量一直以來是會計實務界和理論界關注的焦點。近年來，更是爆發了數量眾多會計信息披露造假舞弊丑聞。Jensen和Meckling(1976)認為，兩權分離背景下，公司存在嚴重的委托代理問題，導致管理層產生道德風險和逆向選擇行為，具體表現為通過盈余管理等方式提供虛假會計信息。那么，公司業績與會計信息質量之間的關系如何？會計信息由公司高管編制和提供，因此，公司高管人員對會計信息質量負責。自2006年我國證監會發布《上市公司股權激勵管理辦法（試行）》以來，越來越多的上市公司推出了高管股權激勵計劃。那么，與高管利益直接掛鉤的股權激勵對會計信息質量有何影響？高管股權激勵對公司經營業績與會計信息質量之間的關系有何作用？

本文采用規范研究和實證研究相結合的方法對上述問題進行深入解答，即在總結國內外學者相關研究的基礎上，實證檢驗我國制造業A股上市公司經營業績與會計信息質量的關系，并分析高管股權激勵對兩者及其關系的影響，以期完善我國上市公司股權激勵、會計信息質量的相關理論，并為實務中充分發揮高管股權激勵機制作用，及時揭露并有效抑制上市公司盈余管理行為，改善上市公司會計信息質量，提高公司經營業績提供借鑒和依據。

二、文獻綜述、理論分析與研究假設

近年來，國內外學者圍繞高管股權激勵對會計信息質量的影響展開了廣泛研究，但對于公司業績對會計信息質量影響的研究較少，對高管股權激勵、公司經營業績及會計信息質量三者關系的研究更是匱乏。

（一）高管股權激勵對會計信息質量的影響

高管股權激勵就是授予高管（包括董事、監事及高級管理人員，下同）一定的公司股票或期權等，使高管能以所有者的身份參與公司決策、共擔風險以及分享利潤，屬于長期激勵方式范疇。目前國內外學者從盈余管理角度對高管股權激勵對會計信息質量的影響展開了廣泛研究，但研究結論存在較大差異。有的研究認為高管股權激勵有助于改善會計信息質量，這是因為，足夠充分的高管股權激勵能夠實現利益趨同，降低股東和高管的委托代理成本（Jensen和Meckling，1976），減少上市公司會計違規現象（Christopher等，2010），從而提高會計信息質量（周曉蘇等，2016）。但是Fama和Jensen(1983)認為過高的高管持股比例會引起機會主義的增加，導致公司治理水平的下降，從而可能會為了維護自身利益而刻意地進行會計信息造假。而Yeo等(2002)認為管理者持股與會計信息質量呈倒U型關系；路軍偉等（2015）認為股權激勵與盈余管理兩者之間的關系受高管持股比例的影響。此外，還有少數學者認為高管股權激勵與會計信息質量無關，如Erickson et al. (2006)、朱賀(2010)等的研究。

本文認為，在我國上市公司中，高管股權激勵有助于改善會計信息質量。根據委托代理理論，兩權分離之下，股東和管理者利益目標的背離導致了兩者之間的委托代理問題。而根據信息不對稱理論，高管人員具有絕對信息優勢，不可避免地產生道德風險和逆向選擇問題。這都不利于股東利益的保護和公司的長遠發展。高管股權激勵使高管人員成為公司所有者，實現高管與股東的利益趨同，高管人員更愿意站在股東的角度處理問題，且其提供虛假會計信息的風險和損失加大，從而降低委托代理成本，緩解道德風險和逆向選擇問題。近年來，隨著我國改革股權分置政策、會計準則的國際趨同、資本市場的不斷完善，我國上市公司的股權激勵成效顯著。2006年1月中國證監會出臺了《中國上市公司股權激勵管理辦法(試行)》，同年9月，國資委出臺《國有控股上市公司(境內)股權激勵試行辦法》。為了進一步規范我國上市公司股權激勵制度，2008年5月，證監會頒布了《股權激勵有關事項備忘錄1號》和《股權激勵有關事項備忘錄2號》，于2008年9月16日發布了《股權激勵有關事項備忘錄 3號》，使我國的股權激勵制度進一步完善。同時，我國《公司法》和《證券法》對管理層買賣股票行為有嚴格限制，促使高管人員更加注重公司可持續發展，努力改善會計信息質量。

因此，提出假設H1：公司高管股權激勵水平越高，公司應計盈余管理程度越低，會計信息質量越好。

（二）公司業績對會計信息質量的影響

表1 變量名稱及定義

表2 主要變量的描述性統計分析

目前國內外學者主要用盈余管理衡量會計信息質量，研究公司業績對會計信息質量的影響，且研究結論存在較大差異。有的研究認為公司業績與會計信息質量顯著正相關，這是因為，當企業陷入經營困境時，管理層的職位和聲譽受到威脅（吳娓等，2006），管理層就會利用盈余管理避免虧損行為（張昕和楊再惠，2007），以維護自身利益。但是Defond和Park (1997 )認為經理人傾向于采用平滑盈余的政策；Kothari等（2016）認為盈余管理的程度受公司當前績效與目標盈余的差距的影響；徐向藝和盧剛（2017）認為我國A股上市公司盈余管理程度與企業期望績效差距呈正U型的關系。

大部分研究認為公司業績與會計信息質量顯著負相關。本文認同該觀點。這是因為：一是為了平滑利潤，維護公司良好形象，營造公司持續平穩發展的假象，業績好的公司的高管人員會采用盈余管理方式將利潤轉移至未來，降低未來的業績負擔和壓力（Healy，1985），并且由于很多高管的薪酬與公司業績掛鉤，當公司業績超過最高值，超出部分將不能帶來超額收益，通過盈余管理將“超額業績”轉移至未來，可實現自身的業績回報最大化。這說明業績水平高的公司高管人員有盈余管理的動機。二是當公司經營業績良好時，高管面臨的內外部監管和約束會隨之弱化，如債務契約條款會相對寬松（Sweeney，1994），大股東會放松對高管人員的監督約束（王克敏和王志超，2007），媒體關注、機構投資者與分析師的考察會減少，社會輿論監督力度減弱（于忠泊等，2011），此時高管人員更有能力和條件進行盈余管理（吳育輝和吳世農，2010）。

因此，提出假設H2：公司經營業績水平越高，應計盈余管理程度越大，會計信息質量越差。

根據前文，高管股權激勵有助于緩解高管人員與股東的委托代理問題，實現兩者利益協調和趨同，促使高管放棄利益尋租，盡職盡責，改善會計信息質量，因此，提出假設H3：高管股權激勵可以弱化公司經營業績與會計信息質量之間的負相關關系。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

在我國A股市場上，制造業上市公司數量遠超其他行業，所以本文以我國制造業A股上市公司為研究對象，選擇2014年至2016年近三年的上市公司為樣本，剔除金融保險類上市公司和ST、PT公司，以及財務數據缺失或財務數據異常的上市公司，最終得到4039組公司的樣本數據，其中包括2014年的1312家上市公司數據，2015年的1311家上市公司數據，2016年的1416家上市公司數據。研究數據來源于國泰安數據庫，采用Excel和Stata14.0軟件對數據進行處理分析。

（二）變量定義

被解釋變量是公司經營業績，解釋變量是高管股權激勵和會計信息質量。

1.公司經營業績

權益凈利率具有較強的綜合性，反映股東投資資金的獲利水平。因此，使用權益凈利率ROE指標衡量公司經營業績水平。

2.高管股權激勵

在我國，股權激勵的主要授予標的是股票，主要授予對象是公司高管，所以，股權激勵結果最終反映為上市公司高管持股情況。本文用高管持股比例來衡量上市公司高管股權激勵情況，用MSR表示。

表3 變量間的PEARSON相關系數及Sig值

3.會計信息質量

會計信息質量是會計信息滿足明確和隱含需要能力的特征總和。本文選擇被廣泛使用的基于公司經營和財務狀況的“應計盈余管理絕對值”衡量會計信息質量。應計盈余管理絕對值與會計信息質量水平呈負相關。國外學者普遍認為，基于行業分類的橫截面Jones模型能有效計量應計盈余管理，國內學者也證實修正的Jones模型適合我國制度背景下應計盈余管理的衡量。因此，本文借鑒Kothari等（2005）的做法，在修正的Jones模型中加入總資產報酬率來計算應計盈余管理。回歸模型如下：

首先根據模型（1），分年度回歸，得到回歸系數，然后將（1）中的回歸系數代入模型（2），將樣本數據代入模型（2），計算得到每家公司非操縱性應計利潤，然后根據模型（3），計算得到操縱性應計盈余管理水平。

4.控制變量

本文選擇比較常用的對公司業績產生影響的公司特征和公司治理方面的指標作為控制變量。

變量定義具體內容見表1。

（三）模型構建

為了驗證假設H1，構建如下回歸模型（4）：

表4 高管持股比例MSR與應計盈余管理絕對值|DA|的多元回歸分析

表5 公司經營業績ROE與應計盈余管理絕對值|DA|的多元回歸分析

為了驗證假設H2，構建如下回歸模型（5）：

為了驗證假設H3，研究高管股權激勵對公司經營業績與會計信息質量間關系的影響，在模型（5）的基礎上加入高管持股比例與權益凈利率的交乘項，構建如下回歸模型（6）：

四、實證檢驗與分析

（一）描述性統計分析

對4039組觀察值進行描述性統計分析結果如表2所示。

從表2可以看出，應計盈余管理絕對值|DA|的均值為0.0561，說明制造業上市公司普遍存在應計盈余管理行為，最大值和最小值差距較大，標準差也較大，說明上市公司盈余管理程度存在明顯差異。審計意見類型AUDIT的均值為4.9614，且25%分位數、中位數和75%分位數均為5，說明大部分上市公司的審計意見類型為標準無保留意見。高管持股比例MSR均值為0.0776，說明我國上市公司高管持股比例普遍偏低，標準差為0.1468，最小值為0，最大值為0.8100，說明我國制造業上市公司高管持股比例差異較大。公司經營業績指標ROE和ROA的最大值和最小值的差異明顯，且標準差較大，說明我國制造業上市公司經營業績存在較大差異。

控制變量中，公司屬性NATURE虛擬變量的均值為0.3229，說明近三年我國制造業A股上市公司中有32.29%的公司屬于國有控股公司，非國有控股公司數量居多。資產負債率LEV的均值為0.4012，說明我國制造業A股上市公司偏好股權融資。股權集中度SHOLD1的均值為0.3459，說明我國制造業A股上市公司股權集中度較高。兩職合一LZHY虛擬變量的均值為0.2766，說明有27.66%的公司董事長與總經理兩職合一，大多數公司兩職分離。此外，其他控制變量的最大值和最小值差異大，標準差也較大，說明我國制造業上市公司在公司規模、公司成長性、獨董比例、監事會規模、委員會個數、前三名高管薪酬等方面存在明顯差異。

表6 高管持股比例MSR、公司經營業績ROE與應計盈余管理絕對值|DA|的多元回歸分析

（二）多重共線性檢驗

表3列出了各變量間的PEARSON相關系數檢驗結果。解釋變量和控制變量間最大的Pearson相關系數是兩職合一LZHY與高管持股比例MSR之間的相關系數0.4647，且大部分變量間的相關系數的絕對值都很小，并且大部分變量間的相關系數均在1%、5%或10%的水平上顯著。因此，解釋變量和控制變量之間不存在多重共線性問題。

（三）多元回歸分析

為了全面驗證本文研究假設，多元回歸分析時，首先對全樣本進行回歸，然后根據產權性質不同進行分組回歸。

1.高管股權激勵與會計信息質量的多元回歸分析

從表4可以看出，在全樣本回歸結果中，高管持股比例MSR與應計盈余管理絕對值|DA|的回歸模型的F值為30.47，p值為0.0000，說明模型整體回歸效果較好；Adj-R2為0.0867，說明模型解釋力可以接受，模型擬合程度好，能較好反映高管持股比例MSR與應計盈余管理絕對值|DA|之間的關系。高管持股比例MSR的回歸系數為-0.0213，且其p值為0.0270，說明高管持股比例MSR與應計盈余管理絕對值|DA|在5%的水平上顯著負相關，而應計盈余管理絕對值|DA|與會計信息質量是負相關關系，所以高管股權激勵與會計信息質量顯著正相關，即高管股權激勵可以有效抑制公司應計盈余管理行為，改善會計信息質量，驗證假設H1。

全樣本回歸結果的控制變量中，產權性質NATURE、公司規模SIZE、公司成長性GROW、資產負債率LEV和前三名高管薪酬水平GGXC均能顯著影響公司的應計盈余管理絕對值|DA|。產權性質NATURE與|DA|的回歸系數為-0.0075，且在5%的水平上顯著負相關，即在我國制造業A股市場上，與民營公司相比，國有控股公司的會計信息質量更好。公司規模SIZE與|DA|的回歸系數為-0.0094，且在1%的水平上顯著負相關，即公司規模越大，應計盈余管理水平越低，會計信息質量越高。公司成長性GROW與|DA|的回歸系數為0.0129，且在1%的水平上顯著正相關，即公司增長潛力越大，應計盈余管理程度越大，會計信息質量越差。資產負債率LEV與|DA|的回歸系數為0.0660，且在1%的水平上顯著正相關，即公司債務融資水平越高，應計盈余管理程度越大，會計信息質量越差。前三名高管薪酬水平GGXC與|DA|的回歸系數為0.0038，且在10%的水平上顯著正相關，即公司前三名高管薪酬水平越高，應計盈余管理程度越大，會計信息質量越差。

此外，分別針對民營控股公司和國有控股公司樣本進行回歸分析的結果與全樣本回歸結果基本一致，進一步驗證假設H1。

2.公司經營業績與會計信息質量的多元回歸分析

從表5可以看出，在全樣本回歸結果中，公司經營業績ROE與應計盈余管理絕對值|DA|的回歸模型的F值為39.94，p值為0.0000，說明模型整體回歸效果較好；Adj-R2為0.1114，說明模型擬合優度好，能較好反映公司經營業績ROE與應計盈余管理絕對值|DA|之間的關系。公司經營業績ROE的回歸系數為0.0453，且其p值為0.0000，說明公司經營業績ROE與應計盈余管理絕對值|DA|在1%的水平上顯著正相關，因此公司經營業績與會計信息質量顯著負相關，即公司經營業績水平越高，應計盈余管理程度越大，會計信息質量越差，驗證本文假設H2。

此外，分別針對民營控股公司和國有控股公司樣本進行回歸分析的結果與全樣本回歸結果基本一致，進一步驗證假設H2。

3.高管股權激勵、公司經營業績與會計信息質量的多元回歸分析

從表6可以看出，全樣本回歸結果中，回歸模型的F值為37.64，p值為0.0000，說明模型整體回歸效果較好；Adj-R2為0.1127，說明模型擬合優度好，模型解釋力可以接受。公司經營業績ROE的回歸系數為0.0468，且其p值為0.0000，高管持股比例MSR與公司經營業績ROE的交乘項的回歸系數為-0.1829，且其p值為0.0080，兩者回歸系數的符號相反，說明高管股權激勵弱化了公司經營業績與應計盈余管理絕對值（會計信息質量）之間的正（負）相關關系，驗證假設H3。

此外，分別針對民營控股公司和國有控股公司樣本進行回歸分析的結果與全樣本回歸結果并無實質差異，進一步驗證假設H3。

（四）穩健性檢驗

為了提高研究的科學性和可靠性，本文通過變量替換法對假設H1、假設H2、假設H3進行穩健性檢驗。首先，用高管權益薪酬比例GQB指標來衡量高管股權激勵強度，即高管權益薪酬比例GQB=高管年末持股數×年末收盤價/(高管年末持股數×年末收盤價+高管報告期薪酬)。其中，高管報告期薪酬水平為上市公司年報中披露的前三名高管薪酬之和。其次，用總資產報酬率ROA衡量公司經營業績，即ROA=息稅前利潤÷期末資產總額×100%。第三，用審計意見類型AUDIT衡量會計信息質量，審計意見類型具體分為標準無保留意見、無保留意見加事項段、保留意見、否定意見、無法表示意見5種，依次賦值為5 ,4, 3, 2, 1，即審計意見類型取值越高，會計信息質量越好。第四，對部分控制變量進行替換，用總資產增長率衡量公司成長性，用前十大股東持股比例合計衡量股權集中度。變量替換后，得到的回歸結果與上述結論基本一致，并無實質差異，從而進一步驗證上述實證回歸結論。由于篇幅原因，不在此列出穩健性檢驗結果。

五、實證結論

本文以2014年到2016年我國制造業A股上市公司為研究對象，研究高管股權激勵、公司經營業績對會計信息質量的影響。研究結論包括：（1）我國制造業A股上市公司高管持股比例與應計盈余管理水平顯著負相關；（2）公司經營業績和應計盈余管理水平顯著正相關；（3）高管股權激勵弱化了公司經營業績和應計盈余管理水平之間的正相關關系。這說明我國制造業A股上市公司高管為了獲取私人收益，或為了粉飾業績實現上市或融資等目標，有利用應計盈余管理操縱短期經營業績的傾向，短期經營業績在很大程度上源自應計盈余管理行為，而高管股權激勵有助于高管和股東的利益協調，可以克服高管短視行為，并抑制高管應計盈余管理行為，改善會計信息質量，提高公司經營業績信息含量。因此，我國上市公司應該根據自身特點設計科學的高管股權激勵方案，推動高管股權激勵制度的有效實施。此外，注冊會計師應該加強對公司短期經營業績的審計，充分考察是否存在粉飾業績的應計盈余管理行為，以提高上市公司會計信息質量。