陳舒羽

摘要：本文以2009年至2013年A股市場(chǎng)計(jì)算機(jī)行業(yè)板塊中實(shí)施了股權(quán)激勵(lì)的上市公司為研究樣本，采用雙樣本T檢驗(yàn)，相關(guān)性分析以及多元回歸分析等方法，考察股權(quán)激勵(lì)方案的實(shí)施對(duì)會(huì)計(jì)信息可靠性是否有顯著影響。

關(guān)鍵詞：股權(quán)激勵(lì) 會(huì)計(jì)信息可靠性一、研究背景

在計(jì)算機(jī)行業(yè)這樣一個(gè)對(duì)人力資源高度依賴的知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)中，股權(quán)激勵(lì)制度被廣泛采用。但由于股權(quán)激勵(lì)的行權(quán)條件與公司的業(yè)績(jī)指標(biāo)息息相關(guān)，因此公司管理層存在動(dòng)機(jī)進(jìn)行盈余管理。盡管現(xiàn)已有不少針對(duì)股權(quán)激勵(lì)和會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的研究，但分行業(yè)研究的文獻(xiàn)較少，針對(duì)計(jì)算機(jī)行業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)方案的研究則更少。故本文從盈余管理的角度，對(duì)計(jì)算機(jī)行業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對(duì)會(huì)計(jì)信息可靠性的影響進(jìn)行研究。

二、理論分析與研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè)

本文提出以下假設(shè)：在實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的計(jì)算機(jī)公司中，隨著股權(quán)激勵(lì)比例的增大，盈余管理的程度也隨之增大，會(huì)計(jì)信息可靠性降低。

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

筆者選取了2009年至2013年A股市場(chǎng)計(jì)算機(jī)行業(yè)板塊中實(shí)施了股權(quán)激勵(lì)的上市公司，并按以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選：1、行權(quán)有效期超過2015年；2、剔除ST等和數(shù)據(jù)不全的上市公司。篩選后得到35個(gè)樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來自wind數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理主要采用eviews8.0軟件進(jìn)行。

（三）變量定義

1、被解釋變量。被解釋變量為盈余管理程度（DA）。本文擬采用國(guó)內(nèi)學(xué)者陸建橋（1999）提出的修正的截面瓊斯模型來計(jì)量盈余管理程度。具體模型如下：

（1）根據(jù)公式2-1對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸，從而得到β1，β2，β3，β4的參數(shù)估計(jì)值。

其中，TA=凈利潤(rùn)-經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量?jī)纛~；ΔREVj，t代表第t年和第t-1年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入之間的差額；ΔRECj，t第t年和第t-1年應(yīng)收賬款之間的差額；FA代表第t年的固定資產(chǎn)原值；IA為第t年的無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)之和。

（2）將β1，β2，β3，β4的參數(shù)估計(jì)值代入公式2-2中，計(jì)算出非操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)NDAA。

（3）根據(jù)DAA=TAA-NDAA計(jì)算出操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，取其絕對(duì)值表示盈余管理的程度。

表1變量定義符號(hào)變量類型變量名定義DA被解釋變量盈余管理程度操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的絕對(duì)值G解釋變量股權(quán)激勵(lì)程度股權(quán)激勵(lì)份額占公告當(dāng)年公司總股本的比例（%）REVROESIZEGROWTHRATEYEAR控制變量?jī)攤芰矩?fù)債除以總資產(chǎn)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)凈資產(chǎn)收益率公司規(guī)模總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)成長(zhǎng)能力營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率獨(dú)立董事比例獨(dú)立董事的人數(shù)除以董事會(huì)總?cè)藬?shù)年度因素設(shè)置年度虛擬變量（四）模型構(gòu)建

為研究股權(quán)激勵(lì)比例與會(huì)計(jì)信息可靠性的關(guān)系，通過以下模型進(jìn)行多元回歸：

以上各變量的定義見表1。

三、實(shí)證分析

在相關(guān)性檢驗(yàn)初步證實(shí)所提模型的合理性之后，本文進(jìn)一步進(jìn)行多元回歸分析：

將樣本數(shù)據(jù)代入模型2進(jìn)行回歸分析，Adjusted R-squared為30.07%，表明回歸方程對(duì)盈余管理程度的解釋程度可接受，F(xiàn)值為30.52，通過a=0.01的顯著性檢驗(yàn)，說明回歸方程擬合度較好，滿足回歸方程的線性假設(shè)。其中，股權(quán)激勵(lì)比例（G）與操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)（DA）在5%的置信水平下顯著正相關(guān)，由此可見股權(quán)激勵(lì)比例與盈余管理程度之間顯著正相關(guān)，股權(quán)激勵(lì)比例對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量可靠性有顯著影響，假設(shè)成立。

四、研究結(jié)論

本文通過研究發(fā)現(xiàn)，在計(jì)算機(jī)行業(yè)中，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的公司股權(quán)激勵(lì)比例越大，盈余管理程度越大，會(huì)計(jì)信息可靠性越低。

參考文獻(xiàn)：

[1]陸建橋.中國(guó)虧損上市公司盈余管理實(shí)證研究[J].會(huì)計(jì)研究1999， 9：25-35.