高管薪酬契約、債務契約與盈余管理

林智章

(廈門城市職業學院，福建廈門361001)

1 研究背景

風險投資為了快速建立自身聲譽以及提高投資收益率存在著影響公司盈余管理的潛在動機，這已被大多數學者研究所證實[1-3]。風險投資一般不參與公司的實際經營管理，但風險投資可以通過進入公司董事會、提供金融增值服務等方式來推動公司發展從而影響公司的經營決策。公司高管是公司盈余管理的實際操縱者，如果風險投資基于自身的利益出發來影響公司的盈余管理，那么公司高管的態度或者配合意愿則是一個重要影響因素。在公司所有權和經營權分離的現代企業制度下，由于公司股東和公司高管存在著利益沖突，公司股東和公司高管往往會簽訂以公司經營業績為基礎的薪酬契約[4]，雖然薪酬契約會受到諸如控制鏈長度等因素影響而影響其敏感性[5]，但薪酬契約對于降低委托代理成本仍具有積極作用。公司高管存在著為了達到薪酬契約的績效要求而進行盈余管理的動機[6-7]，這種動機隨著公司經營績效的表現狀態不同而發生變化，這也會導致公司高管對風險投資影響公司盈余管理的行為表現出不同的配合意愿。此外，債務契約也是影響公司盈余管理的另一個重要因素。當企業負債增加時，公司高管存在著操控企業盈余管理的動機[8-9]。資產負債比率越高，意味著債權人對公司的經營狀況關注度更高，忌憚于債權人對企業經營業績的高度關注，公司高管對企業實施盈余管理的程度或者方式會有所改變[10-11]。

雖然風險投資支持公司的盈余管理問題已被大多數學者所研究，但在研究風險投資影響公司盈余管理的影響因素方面，學者較少關注高管薪酬契約和債務契約對風險投資影響公司盈余管理發揮的作用方式，即兩者是否能夠發揮約束作用？基于此，本文將以風險投資支持公司為研究對象，首先研究風險投資在IPO當期這一關鍵時期是否會影響公司盈余管理，其逐名動機是否隨著其利益訴求的增加而增強，然后構建實證模型研究在IPO前后三個關鍵階段高管薪酬契約和債務契約對風險投資公司影響公司盈余管理發揮的作用方式。本文研究的主要創新點在于基于IPO前后階段，動態研究高管薪酬契約和債務契約是否對風險投資公司影響公司盈余管理發揮制約作用，而非研究高管薪酬契約和債務契約與公司盈余管理的關系，研究成果有利于豐富盈余管理的研究。

2 理論分析與研究假設

2.1 風險投資影響公司盈余管理研究

實現投資收益率最大化以及建立行業聲譽是風險投資的重要經營職能。雖然風險投資從某種程度上對企業發揮了一定的認證和監督作用[12]，但風險投資依然存在著侵害公司的機會主義行為，這種行為反映出風險投資的逐名動機[13]。寇祥河[14]的實證結果就指出，風險投資的認證效應及監督效應在我國資本市場上并沒有表現出來。風險投資為了企業能夠順利IPO會刻意美化企業財務報表，因為促使企業順利IPO，風險投資可以較方便收回投資并提高其投資收益率[3]。風險投資作為重要的機構投資者，在建立行業聲譽以及實現投資收益的雙重動機驅動下，通過各種方式包括影響公司盈余管理來確保公司順利IPO已成為風險投資侵害公司利益的主要行為。因此，在IPO這一關鍵階段，如果風險投資在公司的持股比例越高，其在公司的利益訴求越大，為了公司能夠實現順利IPO，風險投資具有更強烈的動機影響公司的盈余管理。因此，本文提出如下假設：

H1：在IPO當期，風險投資的持股比例與公司盈余管理程度存在正相關關系。

2.2 高管薪酬契約與公司盈余管理

高管薪酬契約大都建立在企業的會計信息基礎上，尤其會與企業經營績效的相關財務指標建立關聯。公司高管根據這些業績指標，按照薪酬契約約定的剩余索取權來獲得個人報酬。因此，在個人私利的驅動下，公司高管不可避免地存在操控企業會計信息調整公司盈余的潛在動機，這已在多數實證研究中被證實[6-7]。在公司經營績效表現優秀、成長性較高的時候，公司高管操控盈余的意愿相對較弱；而在公司經營績效表現一般、成長性較低的情況下，公司高管則存在強烈的動機進行盈余操控。MORSFIELD和TAN[15]研究指出，在公司的成長性階段，公司管理者和控股股東可能會采取一定策略來減少公司的盈余管理行為，以便在未來取得更大的收益。由于公司盈余操縱必須由公司高管操作，雖然風險投資可以通過各種方式來影響公司盈余管理，但公司高管的態度會對風險投資對盈余管理的作用效果產生影響。因此當公司處于經營績效表現優秀且成長性好的狀態，對于風險投資刺激盈余管理的侵害行為，公司高管配合風險投資的意愿可能不高，因為良好的公司績效已為其帶來豐厚的報酬，并且公司高管也會顧及自身的職業聲譽，在這種情況下，薪酬契約對風險投資的侵害行為反而會發揮約束作用。當然，如果公司處于經營績效表現不好的狀態，公司高管則難免更愿意配合風險投資刺激盈余管理的侵害行為。風險投資機構在IPO當期以及解鎖退出前具有強烈的動機進行盈余管理，因為在這兩個關鍵時期影響了風險投資的投資收益，兩者的負相關關系在這兩個階段應該更為顯著，因此，本文提出如下假設：

H2：企業經營績效水平與風險投資影響公司盈余管理的程度存在負相關關系。

2.3 債務契約與公司盈余管理

債務契約假設是影響公司盈余管理的一個重要因素。WATTS和ZIMMERMAN[16]提出實證會計著名的債務契約假說，企業負債增加時，公司經理人存在操控企業盈余的動機。債權人出借資金并獲得相對固定的利息回報，公司取得資金只有投資于回報率比利率更高的項目才有利可圖，因此公司會傾向于選擇更高風險的投資項目。債權人出于對債務人道德風險的考慮，往往會與公司簽訂一些附加的限制性條款，包括企業的資產負債率、利息保證倍數、營運資本等，通過這種方式限制或者降低股東的高風險行為以達到降低收回到期本息不確定性的目的。如果契約條款被違背，債權人可以實施加息或者提前收回本金的懲罰。企業的負債比率越高，限制性條款越嚴格，則企業違背契約條款的可能性就越大，因此，企業進行盈余管理的動機就越強烈，以避免被債權人實施處罰條款[17]。ROYCHOWDHRUY[18]的實證研究發現，對于美國上市公司，公司的資產負債率與真實盈余管理存在顯著正相關的關系。資產負債比率越高，也意味著債權人對公司的經營狀況關注度更高，出于對這種關注的忌憚，公司高管可能會降低其盈余管理水平。并且，嚴格的債務契約能在某種程度上改善公司的公司治理，也因此限制公司高管的盈余管理行為[10]。但另一方面，如果公司的債務比率越高，公司會面臨越嚴格的債務契約，公司高管為了避免這種嚴格約束以及由此觸發的處罰條款，也有可能對風險投資的機會主義行為表現出更“積極”的配合，甚至助長風險投資對公司盈余管理的影響程度。風險投資在財務分析水平與投資能力顯著高于普通的債權人，他們更有可能識別出公司的盈余管理操縱行為，如果風險投資刺激公司盈余管理則意味著他們會放任公司高管的盈余操縱行為或者降低其監督水平。因此，本文提出如下假設：

H3：公司資產負債水平與風險投資刺激公司盈余管理的程度存在正相關關系。

3 研究設計

3.1 樣本選取

本文選取我國滬深兩市在2002至2016年首次公開發行的A股上市公司作為研究樣本，剔除重要財務數據缺失以及期間被ST或退市的企業，然后按照前十大股東是否具有風險投資機構背景來區分風險投資支持公司與無風險投資支持公司兩種類型的上市公司，出于穩健性考慮，同時剔除所在行業在研究期間上市企業的總數量低于十位數的樣本，最終篩選出來自制造業的風險投資支持公司為278家。

3.2 模型構建與變量定義

3.2.1 計量模型一

為了檢驗H1的假設，本文構建如下計量模型一：

Em=β0+β1V+β2Gr+β3Pf+β4Ra+β5Le+β6S2+β7Au+β8Un+β9Db+β10Wb+β11Sb+β12S1+ε

(1)

相關變量如下：

①因變量Em。檢驗模型中的因變量Em表示上市公司在IPO當期的應計盈余管理和真實盈余管理程度。應計盈余管理(用Am表示)的計量采用修正瓊斯模型來計算。R1,R2,R3表示真實盈余管理的三種測度，真實盈余管理的計量采用ROYCHOWDHURY[18]、COHEN和ZAROWIN[19]等學者的計算方式。

②自變量。V表示風險投資的持股比例。模型中的控制變量包括公司經營狀況、外部審計監管水平以及公司治理水平等關鍵指標，公司的經營狀態采用主營業務收入增長率(Gr)、銷售現金比(Pf)、資產回報率(Ra)、資產負債比(Le)、公司規模(Sz)等變量；外部監督及審計方面采用審計機構聲譽(Au)、主承銷商聲譽(Un)這兩個變量；公司治理水平采用董事會規模(Db)、獨立董事比例(Wb)、監事會規模(Sb)、大股東持股比例(S1)。相關變量的名稱、符號及其計算方法如表1所示。

表1 變量的定義及其計算方法

3.2.2 計量模型二

為了驗證H2和H3的假設，本文建立計量模型二研究上市公司在IPO籌備期、IPO當期、解鎖退出前這3個時期高管薪酬契約、債務契約對風險投資影響公司盈余管理的作用方式。大部分研究認為，IPO籌備期和IPO當期是上市公司是否能夠順利上市的關鍵階段，而在股份解鎖退出前階段，提高投資收益率又成為風險投資影響盈余管理的重要內在動機，因此本文重點選擇這3個階段進行研究。關于IPO各階段的界定如下：IPO籌備期指IPO前兩年；IPO當期指IPO上市當年；解鎖退出前指股份解禁后風險投資繼續持有股份或者減持，直至完全退出前。計量模型二、模型三如式(2)(3)所示。：

Em=β0+β1V+β2V×Gr+β3V×Pf+β4V×Ra+β5Gr+β6Pf+β7Ra+β8Le+β9Sz+β10Au+β11Um+

β12Db+β13Wb+β14Sb+β15S1+ε

(2)

Em=β0+β1V+β2V×Le+β3Gr+β4Pf+β5Ra+β6Le+β7Sz+β8Au+β9Un+β10Db+β11Wb+β12Sb+

β13S1+ε

(3)

相關變量如下：

①因變量Em。計量模型中的因變量Em表示應計盈余管理(Am)和真實盈余管理的3種測度(R1,R2,R3)。

②自變量。自變量V表示風險投資的持股比例。本文將主營業務收入增長率(Gr)、銷售現金比(Pf)、資產回報率(Ra)作為公司高管薪酬契約的代理變量，以資產負債比(Le)作為債務契約的代理變量。風險投資持股比例與高管薪酬契約及債務契約代理變量的交叉項表示高管薪酬契約、債務契約對風險投資影響公司盈余管理施加的作用。計量模型二和模型三中控制變量的名稱、符號及其計算方法如表1所示。

4 實證結果與分析

4.1 相關性分析

由于篇幅問題，本文僅列出部分重要變量的相關性回歸結果，如表2所示。相關性分析結果顯示，風險投資持股比例與公司應計盈余管理和真實盈余管理均在1%或5%顯著水平上存在顯著的正相關關系，這表明風險投資在上市公司的利益越大，更有可能影響公司盈余管理。公司經營績效變量與盈余管理在1%、5%、10%顯著水平上也存在顯著負相關關系，公司資產負債率與盈余管理在1%、5%、10%顯著水平上存在一定的正相關關系，其他變量之間的相關性系數都不大。

表2 主要變量相關性分析結果匯總表

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

4.2 回歸分析結果

4.2.1風險投資影響公司盈余管理的研究

在IPO當期，應計盈余管理(Am)和真實盈余管理的3種測度(R1,R2,R3)關于風險投資持股比例的回歸結果如表3所示。回歸結果顯示：在IPO當期，應計盈余管理(Am)關于風險投資持股比例的回歸系數為0.001 5。進一步觀察真實盈余管理的3種測度(R1,R2,R3)的回歸結果，R1與風險投資持股比例回歸系數為0.003 4，在5%顯著水平上是顯著為正。R2,R3與風險投資持股比例的回歸系數分別0.001 3和0.004 2，雖然系數不顯著但符號為正。即，在IPO當期，風險投資持股比例越高，風險投資支持公司的盈余管理程度越高，風險投資持股比例與公司盈余管理存在顯著的正相關關系，假設H1得到驗證。在促進公司符合上市標準以便順利IPO動機的驅動下，風險投資對公司存在不同程度的侵害行為，風險投資會對公司盈余管理施加影響。風險投資在公司的持股比例越高，其在上市公司的利益訴求增加，風險投資存在更為顯著的逐名動機。

表3 應計盈余管理(Am)和真實盈余管理(R1,R2,R3)

注：[]中的數值為t值，()為t檢驗的p值。***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

4.2.2 高管薪酬契約對風險投資影響公司盈余管理作用方式的研究

應計盈余管理(Am)和真實盈余管理的3種測度(R1,R2,R3)關于資產回報率、銷售現金比率和公司成長性3個交叉項(V×Ra，V×Pf，V×Gr)在各個階段混合回歸的結果匯總如表4所示。

表4 應計盈余管理(Am)和真實盈余管理(R1,R2,R3)

注：[]中的數值為t值，()為t檢驗的p值。***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

結果顯示，在IPO當期，應計盈余管理(Am)關于資產回報率交叉項(V×Pf)、銷售現金比率交叉項(V×Pf)、公司成長性交叉項(V×Gr)的回歸系數在1%或5%的顯著水平上顯著為負，回歸系數分別為-0.056 8、-0.073 9、-0.017 3；真實盈余管理(R1,R2,R3)關于資產回報率(V×Ra)交叉項、銷售現金比率(V×Pf)交叉項的回歸系數在1%或5%的顯著水平上顯著為負，回歸系數分別為-0.169 2、-0.153 3、-0.151 8和-0.093 6、-0.204 5、-0.190 7。真實盈余管理關于成長性交叉項(V×Gr)不顯著，但符號為負。

在股份解鎖退出前，真實盈余管理關于資產回報率交叉項(V×Ra)、銷售現金比率交叉項(V×Pf)的回歸系數在1%或5%的顯著水平上顯著，回歸系數分別為-0.060 4、-0.056 2、-0.032 6、-0.035 7、-0.072 6、-0.057 2，這些回歸系數均為負值。真實盈余管理關于成長性交叉項(V×Gr)不顯著，但符號為負。應計盈余管理(Am)關于資產回報率交叉項(V×Ra)、銷售現金比率交叉項(V×Pf)、成長性交叉項(V×Gr)的回歸系數均在1%顯著水平上顯著為負。

IPO籌備期階段，應計盈余管理(Am)關于資產回報率交叉項(V×Ra)、銷售現金比率交叉項(V×Pf)的回歸系數顯著為負，回歸系數為-0.023 9、-0.032 8。真實盈余管理(R1,R2,R3)關于銷售現金比率交叉項(V×Pf)的回歸系數均在1%顯著水平上顯著為負。

從以上3個階段的實證結果來看，公司經營績效水平越好，風險投資刺激盈余管理的程度反而越低。即，公司經營績效越好,公司高管從薪酬契約中所獲得的薪酬回報已能滿足個人需求，公司高管并沒有在薪酬回報已滿足個人期望值的情況下，仍加強對公司盈余管理的影響或者配合風險投資的侵害行為，尤其在IPO當期和解鎖退出前階段較為明顯，雖然我國的職業經理人市場并未成熟，但個人聲譽仍對高管未來的職業發展具有很大的影響作用，公司高管忌憚于個人職業聲譽的影響，反而會抑制風險投資對盈余管理的刺激作用。

因此，假設H2成立，即企業的經營業績能在一定程度上抑制風險投資影響公司盈余管理的程度，在IPO當期及解鎖退出前階段較為顯著。

4.2.3 債務契約對風險投資影響公司盈余管理作用方式的研究

應計盈余管理(Am)和真實盈余管理的3種測度(R1,R2,R3)關于資產負債率交叉項(V×Le)在各個階段混合回歸的結果匯總如表5所示。

表5 應計盈余管理(Am)和真實盈余管理(R1,R2,R3)

注：[]中的數值為t值，()為t檢驗的p值。***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

實證結果顯示，對于應計盈余管理，債務契約假設在各個階段并不能得到一致的證據。在IPO當期，應計盈余管理(Am)關于資產負債率交乘項(V×Le)的回歸系數為-0.018 2，并且在1%顯著水平上顯著為負，但在解鎖退出前的回歸系數為0.001 3。綜合來看，對于應計盈余管理，債務契約對風險投資影響公司盈余操控的約束作用并不能得到一致結論。

對于真實盈余管理，結論是一致的。真實盈余管理(R1,R2,R3)關于資產負債率交叉項(V×Le)的回歸系數，在各個時期的符號都為正，但僅在解鎖退出前階段，真實盈余管理(R1,R2,R3)關于公司資產負債率交叉項的回歸系數在1%或5%的顯著水平上顯著，回歸系數分別為0.016 2、0.006 7、0.015 9。因此，公司負債水平越高，企業承受的債務契約壓力越大，或許為了避免觸發嚴格的債務契約約束條款或者債權人的經營監管，公司高管對于配合風險投資刺激公司盈余管理的意愿就越強，假設H3成立。嚴格的債務契約雖然能改善公司治理水平，但卻促使風險投資公司的高管為了規避懲罰性條款，反而刺激公司盈余管理水平甚至配合風險投資的逐名動機，從而正向增強了風險投資對公司盈余管理的侵害行為。

4.2.4 穩健性檢驗

本文做了如下穩健性檢驗以提高實證檢驗的可靠性：為提高公司盈余管理程度測量的有效性，本文將ROA加入修正JONES模型中并分年度進行回歸；按照公司規模自然對數的中位數將樣本數據分為兩組進行回歸檢驗。穩健性檢驗后的結論均與前文一致。

5 結論與啟示

本文以風險投資支持公司為研究對象，研究高管薪酬契約、債務契約對風險投資逐名動機的作用方式。研究結果表明：首先，在IPO當期，風險投資持股比例越高，公司盈余管理的程度越高。這表明風險投資并沒有發揮監督作用，反而出于建立行業聲譽以及提高投資收益率的多重考慮，對公司盈余管理施加影響，表現出顯著的逐名動機。其次，當企業的經營績效水平表現較好時，風險投資影響公司盈余管理的程度得到一定程度上的抑制甚至下降，在IPO當期及解鎖退出前尤為顯著，兩者存在負相關關系。公司業績水平優秀時，高管薪酬契約對風險投資影響公司盈余管理發揮了一定的約束作用，公司高管在公司經營績效較好的情況下，其配合風險投資影響公司盈余管理的意愿下降，因為從薪酬契約得到的回報已滿足個人需要，出于忌憚外部監管以及自身職業聲譽的考慮，公司高管反而會加強約束風險投資的侵害行為。最后，公司資產負債率與風險投資刺激公司盈余管理程度存在正相關關系，但僅在解鎖退出前階段較為明顯。公司負債比例越高，其債務契約壓力就越大，公司管理層配合風險投資刺激公司盈余管理的意愿反而越強。

本文的研究結論具有一定的政策啟示：第一，高管薪酬契約在解決公司股東與管理層之間因委托代理問題而導致的利益沖突發揮了積極作用。實證表明，高管薪酬契約能有效約束風險投資對公司盈余管理的影響。公司經營績效與高管薪酬建立直接的關系顯然有助于減少公司高管的機會主義行為。上市公司應建立完備的高管薪酬機制，尤其在公司經營績效與高管薪酬的關系設定以及推行高管持股計劃等方面，這些措施都有助于維護公司股東的整體利益及上市公司經營的健康發展。第二，嚴格的債務契約確實有利于維護債權人利益，防止債務人的不道德行為。但風險投資支持公司的債務契約中關于資產負債率高就加強對公司經營行為約束甚至實施懲罰的條款并沒有對公司盈余管理發揮監督作用，過于苛刻的條款使得公司高管更有可能放松對風險投資影響公司盈余管理的約束作用。因此債權人與風險投資支持公司建立的債務契約中有必要針對公司資產負債率約束條款進行優化，在不過多干涉公司業務行為情況下保持適度的反向約束機制。第三，風險投資依然是我國推進科技型公司成長的重要催化器，必須從多方面引導風險投資建立正確的投資理念，并健全針對機構投資者機會主義行為的處罰條例。