李梅 張雪英

一、引言

會計信息質(zhì)量一直以來是會計實務(wù)界和理論界關(guān)注的焦點。近年來，更是爆發(fā)了數(shù)量眾多會計信息披露造假舞弊丑聞。Jensen和Meckling(1976)認(rèn)為，兩權(quán)分離背景下，公司存在嚴(yán)重的委托代理問題，導(dǎo)致管理層產(chǎn)生道德風(fēng)險和逆向選擇行為，具體表現(xiàn)為通過盈余管理等方式提供虛假會計信息。那么，公司業(yè)績與會計信息質(zhì)量之間的關(guān)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(zhì)量負(fù)責(zé)。自2006年我國證監(jiān)會發(fā)布《上市公司股權(quán)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(quán)激勵計劃。那么，與高管利益直接掛鉤的股權(quán)激勵對會計信息質(zhì)量有何影響？高管股權(quán)激勵對公司經(jīng)營業(yè)績與會計信息質(zhì)量之間的關(guān)系有何作用？

本文采用規(guī)范研究和實證研究相結(jié)合的方法對上述問題進(jìn)行深入解答，即在總結(jié)國內(nèi)外學(xué)者相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，實證檢驗我國制造業(yè)A股上市公司經(jīng)營業(yè)績與會計信息質(zhì)量的關(guān)系，并分析高管股權(quán)激勵對兩者及其關(guān)系的影響，以期完善我國上市公司股權(quán)激勵、會計信息質(zhì)量的相關(guān)理論，并為實務(wù)中充分發(fā)揮高管股權(quán)激勵機(jī)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(zhì)量，提高公司經(jīng)營業(yè)績提供借鑒和依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述、理論分析與研究假設(shè)

近年來，國內(nèi)外學(xué)者圍繞高管股權(quán)激勵對會計信息質(zhì)量的影響展開了廣泛研究，但對于公司業(yè)績對會計信息質(zhì)量影響的研究較少，對高管股權(quán)激勵、公司經(jīng)營業(yè)績及會計信息質(zhì)量三者關(guān)系的研究更是匱乏。

（一）高管股權(quán)激勵對會計信息質(zhì)量的影響

高管股權(quán)激勵就是授予高管（包括董事、監(jiān)事及高級管理人員，下同）一定的公司股票或期權(quán)等，使高管能以所有者的身份參與公司決策、共擔(dān)風(fēng)險以及分享利潤，屬于長期激勵方式范疇。目前國內(nèi)外學(xué)者從盈余管理角度對高管股權(quán)激勵對會計信息質(zhì)量的影響展開了廣泛研究，但研究結(jié)論存在較大差異。有的研究認(rèn)為高管股權(quán)激勵有助于改善會計信息質(zhì)量，這是因為，足夠充分的高管股權(quán)激勵能夠?qū)崿F(xiàn)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(guī)現(xiàn)象（Christopher等，2010），從而提高會計信息質(zhì)量（周曉蘇等，2016）。但是Fama和Jensen(1983)認(rèn)為過高的高管持股比例會引起機(jī)會主義的增加，導(dǎo)致公司治理水平的下降，從而可能會為了維護(hù)自身利益而刻意地進(jìn)行會計信息造假。而Yeo等(2002)認(rèn)為管理者持股與會計信息質(zhì)量呈倒U型關(guān)系；路軍偉等（2015）認(rèn)為股權(quán)激勵與盈余管理兩者之間的關(guān)系受高管持股比例的影響。此外，還有少數(shù)學(xué)者認(rèn)為高管股權(quán)激勵與會計信息質(zhì)量無關(guān)，如Erickson et al. (2006)、朱賀(2010)等的研究。

本文認(rèn)為，在我國上市公司中，高管股權(quán)激勵有助于改善會計信息質(zhì)量。根據(jù)委托代理理論，兩權(quán)分離之下，股東和管理者利益目標(biāo)的背離導(dǎo)致了兩者之間的委托代理問題。而根據(jù)信息不對稱理論，高管人員具有絕對信息優(yōu)勢，不可避免地產(chǎn)生道德風(fēng)險和逆向選擇問題。這都不利于股東利益的保護(hù)和公司的長遠(yuǎn)發(fā)展。高管股權(quán)激勵使高管人員成為公司所有者，實現(xiàn)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(fēng)險和損失加大，從而降低委托代理成本，緩解道德風(fēng)險和逆向選擇問題。近年來，隨著我國改革股權(quán)分置政策、會計準(zhǔn)則的國際趨同、資本市場的不斷完善，我國上市公司的股權(quán)激勵成效顯著。2006年1月中國證監(jiān)會出臺了《中國上市公司股權(quán)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(nèi))股權(quán)激勵試行辦法》。為了進(jìn)一步規(guī)范我國上市公司股權(quán)激勵制度，2008年5月，證監(jiān)會頒布了《股權(quán)激勵有關(guān)事項備忘錄1號》和《股權(quán)激勵有關(guān)事項備忘錄2號》，于2008年9月16日發(fā)布了《股權(quán)激勵有關(guān)事項備忘錄 3號》，使我國的股權(quán)激勵制度進(jìn)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(yán)格限制，促使高管人員更加注重公司可持續(xù)發(fā)展，努力改善會計信息質(zhì)量。

因此，提出假設(shè)H1：公司高管股權(quán)激勵水平越高，公司應(yīng)計盈余管理程度越低，會計信息質(zhì)量越好。

（二）公司業(yè)績對會計信息質(zhì)量的影響

表1 變量名稱及定義

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計分析

目前國內(nèi)外學(xué)者主要用盈余管理衡量會計信息質(zhì)量，研究公司業(yè)績對會計信息質(zhì)量的影響，且研究結(jié)論存在較大差異。有的研究認(rèn)為公司業(yè)績與會計信息質(zhì)量顯著正相關(guān)，這是因為，當(dāng)企業(yè)陷入經(jīng)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(hù)自身利益。但是Defond和Park (1997 )認(rèn)為經(jīng)理人傾向于采用平滑盈余的政策；Kothari等（2016）認(rèn)為盈余管理的程度受公司當(dāng)前績效與目標(biāo)盈余的差距的影響；徐向藝和盧剛（2017）認(rèn)為我國A股上市公司盈余管理程度與企業(yè)期望績效差距呈正U型的關(guān)系。

大部分研究認(rèn)為公司業(yè)績與會計信息質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)。本文認(rèn)同該觀點。這是因為：一是為了平滑利潤，維護(hù)公司良好形象，營造公司持續(xù)平穩(wěn)發(fā)展的假象，業(yè)績好的公司的高管人員會采用盈余管理方式將利潤轉(zhuǎn)移至未來，降低未來的業(yè)績負(fù)擔(dān)和壓力（Healy，1985），并且由于很多高管的薪酬與公司業(yè)績掛鉤，當(dāng)公司業(yè)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(yè)績”轉(zhuǎn)移至未來，可實現(xiàn)自身的業(yè)績回報最大化。這說明業(yè)績水平高的公司高管人員有盈余管理的動機(jī)。二是當(dāng)公司經(jīng)營業(yè)績良好時，高管面臨的內(nèi)外部監(jiān)管和約束會隨之弱化，如債務(wù)契約條款會相對寬松（Sweeney，1994），大股東會放松對高管人員的監(jiān)督約束（王克敏和王志超，2007），媒體關(guān)注、機(jī)構(gòu)投資者與分析師的考察會減少，社會輿論監(jiān)督力度減弱（于忠泊等，2011），此時高管人員更有能力和條件進(jìn)行盈余管理（吳育輝和吳世農(nóng)，2010）。

因此，提出假設(shè)H2：公司經(jīng)營業(yè)績水平越高，應(yīng)計盈余管理程度越大，會計信息質(zhì)量越差。

根據(jù)前文，高管股權(quán)激勵有助于緩解高管人員與股東的委托代理問題，實現(xiàn)兩者利益協(xié)調(diào)和趨同，促使高管放棄利益尋租，盡職盡責(zé)，改善會計信息質(zhì)量，因此，提出假設(shè)H3：高管股權(quán)激勵可以弱化公司經(jīng)營業(yè)績與會計信息質(zhì)量之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

在我國A股市場上，制造業(yè)上市公司數(shù)量遠(yuǎn)超其他行業(yè)，所以本文以我國制造業(yè)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(wù)數(shù)據(jù)缺失或財務(wù)數(shù)據(jù)異常的上市公司，最終得到4039組公司的樣本數(shù)據(jù)，其中包括2014年的1312家上市公司數(shù)據(jù)，2015年的1311家上市公司數(shù)據(jù)，2016年的1416家上市公司數(shù)據(jù)。研究數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，采用Excel和Stata14.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理分析。

（二）變量定義

被解釋變量是公司經(jīng)營業(yè)績，解釋變量是高管股權(quán)激勵和會計信息質(zhì)量。

1.公司經(jīng)營業(yè)績

權(quán)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(quán)益凈利率ROE指標(biāo)衡量公司經(jīng)營業(yè)績水平。

2.高管股權(quán)激勵

在我國，股權(quán)激勵的主要授予標(biāo)的是股票，主要授予對象是公司高管，所以，股權(quán)激勵結(jié)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(quán)激勵情況，用MSR表示。

表3 變量間的PEARSON相關(guān)系數(shù)及Sig值

3.會計信息質(zhì)量

會計信息質(zhì)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(jīng)營和財務(wù)狀況的“應(yīng)計盈余管理絕對值”衡量會計信息質(zhì)量。應(yīng)計盈余管理絕對值與會計信息質(zhì)量水平呈負(fù)相關(guān)。國外學(xué)者普遍認(rèn)為，基于行業(yè)分類的橫截面Jones模型能有效計量應(yīng)計盈余管理，國內(nèi)學(xué)者也證實修正的Jones模型適合我國制度背景下應(yīng)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(chǎn)報酬率來計算應(yīng)計盈余管理?；貧w模型如下：

首先根據(jù)模型（1），分年度回歸，得到回歸系數(shù)，然后將（1）中的回歸系數(shù)代入模型（2），將樣本數(shù)據(jù)代入模型（2），計算得到每家公司非操縱性應(yīng)計利潤，然后根據(jù)模型（3），計算得到操縱性應(yīng)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(yè)績產(chǎn)生影響的公司特征和公司治理方面的指標(biāo)作為控制變量。

變量定義具體內(nèi)容見表1。

（三）模型構(gòu)建

為了驗證假設(shè)H1，構(gòu)建如下回歸模型（4）：

表4 高管持股比例MSR與應(yīng)計盈余管理絕對值|DA|的多元回歸分析

表5 公司經(jīng)營業(yè)績ROE與應(yīng)計盈余管理絕對值|DA|的多元回歸分析

為了驗證假設(shè)H2，構(gòu)建如下回歸模型（5）：

為了驗證假設(shè)H3，研究高管股權(quán)激勵對公司經(jīng)營業(yè)績與會計信息質(zhì)量間關(guān)系的影響，在模型（5）的基礎(chǔ)上加入高管持股比例與權(quán)益凈利率的交乘項，構(gòu)建如下回歸模型（6）：

四、實證檢驗與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

對4039組觀察值進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析結(jié)果如表2所示。

從表2可以看出，應(yīng)計盈余管理絕對值|DA|的均值為0.0561，說明制造業(yè)上市公司普遍存在應(yīng)計盈余管理行為，最大值和最小值差距較大，標(biāo)準(zhǔn)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(shù)、中位數(shù)和75%分位數(shù)均為5，說明大部分上市公司的審計意見類型為標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)差為0.1468，最小值為0，最大值為0.8100，說明我國制造業(yè)上市公司高管持股比例差異較大。公司經(jīng)營業(yè)績指標(biāo)ROE和ROA的最大值和最小值的差異明顯，且標(biāo)準(zhǔn)差較大，說明我國制造業(yè)上市公司經(jīng)營業(yè)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(yè)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(shù)量居多。資產(chǎn)負(fù)債率LEV的均值為0.4012，說明我國制造業(yè)A股上市公司偏好股權(quán)融資。股權(quán)集中度SHOLD1的均值為0.3459，說明我國制造業(yè)A股上市公司股權(quán)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(jīng)理兩職合一，大多數(shù)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(biāo)準(zhǔn)差也較大，說明我國制造業(yè)上市公司在公司規(guī)模、公司成長性、獨董比例、監(jiān)事會規(guī)模、委員會個數(shù)、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(jīng)營業(yè)績ROE與應(yīng)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(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果。解釋變量和控制變量間最大的Pearson相關(guān)系數(shù)是兩職合一LZHY與高管持股比例MSR之間的相關(guān)系數(shù)0.4647，且大部分變量間的相關(guān)系數(shù)的絕對值都很小，并且大部分變量間的相關(guān)系數(shù)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(shè)，多元回歸分析時，首先對全樣本進(jìn)行回歸，然后根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同進(jìn)行分組回歸。

1.高管股權(quán)激勵與會計信息質(zhì)量的多元回歸分析

從表4可以看出，在全樣本回歸結(jié)果中，高管持股比例MSR與應(yīng)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(yīng)計盈余管理絕對值|DA|之間的關(guān)系。高管持股比例MSR的回歸系數(shù)為-0.0213，且其p值為0.0270，說明高管持股比例MSR與應(yīng)計盈余管理絕對值|DA|在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，而應(yīng)計盈余管理絕對值|DA|與會計信息質(zhì)量是負(fù)相關(guān)關(guān)系，所以高管股權(quán)激勵與會計信息質(zhì)量顯著正相關(guān)，即高管股權(quán)激勵可以有效抑制公司應(yīng)計盈余管理行為，改善會計信息質(zhì)量，驗證假設(shè)H1。

全樣本回歸結(jié)果的控制變量中，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)NATURE、公司規(guī)模SIZE、公司成長性GROW、資產(chǎn)負(fù)債率LEV和前三名高管薪酬水平GGXC均能顯著影響公司的應(yīng)計盈余管理絕對值|DA|。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)NATURE與|DA|的回歸系數(shù)為-0.0075，且在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，即在我國制造業(yè)A股市場上，與民營公司相比，國有控股公司的會計信息質(zhì)量更好。公司規(guī)模SIZE與|DA|的回歸系數(shù)為-0.0094，且在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，即公司規(guī)模越大，應(yīng)計盈余管理水平越低，會計信息質(zhì)量越高。公司成長性GROW與|DA|的回歸系數(shù)為0.0129，且在1%的水平上顯著正相關(guān)，即公司增長潛力越大，應(yīng)計盈余管理程度越大，會計信息質(zhì)量越差。資產(chǎn)負(fù)債率LEV與|DA|的回歸系數(shù)為0.0660，且在1%的水平上顯著正相關(guān)，即公司債務(wù)融資水平越高，應(yīng)計盈余管理程度越大，會計信息質(zhì)量越差。前三名高管薪酬水平GGXC與|DA|的回歸系數(shù)為0.0038，且在10%的水平上顯著正相關(guān)，即公司前三名高管薪酬水平越高，應(yīng)計盈余管理程度越大，會計信息質(zhì)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(jìn)行回歸分析的結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果基本一致，進(jìn)一步驗證假設(shè)H1。

2.公司經(jīng)營業(yè)績與會計信息質(zhì)量的多元回歸分析

從表5可以看出，在全樣本回歸結(jié)果中，公司經(jīng)營業(yè)績ROE與應(yīng)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(yōu)度好，能較好反映公司經(jīng)營業(yè)績ROE與應(yīng)計盈余管理絕對值|DA|之間的關(guān)系。公司經(jīng)營業(yè)績ROE的回歸系數(shù)為0.0453，且其p值為0.0000，說明公司經(jīng)營業(yè)績ROE與應(yīng)計盈余管理絕對值|DA|在1%的水平上顯著正相關(guān)，因此公司經(jīng)營業(yè)績與會計信息質(zhì)量顯著負(fù)相關(guān)，即公司經(jīng)營業(yè)績水平越高，應(yīng)計盈余管理程度越大，會計信息質(zhì)量越差，驗證本文假設(shè)H2。

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

3.高管股權(quán)激勵、公司經(jīng)營業(yè)績與會計信息質(zhì)量的多元回歸分析

從表6可以看出，全樣本回歸結(jié)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(yōu)度好，模型解釋力可以接受。公司經(jīng)營業(yè)績ROE的回歸系數(shù)為0.0468，且其p值為0.0000，高管持股比例MSR與公司經(jīng)營業(yè)績ROE的交乘項的回歸系數(shù)為-0.1829，且其p值為0.0080，兩者回歸系數(shù)的符號相反，說明高管股權(quán)激勵弱化了公司經(jīng)營業(yè)績與應(yīng)計盈余管理絕對值（會計信息質(zhì)量）之間的正（負(fù)）相關(guān)關(guān)系，驗證假設(shè)H3。

此外，分別針對民營控股公司和國有控股公司樣本進(jìn)行回歸分析的結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果并無實質(zhì)差異，進(jìn)一步驗證假設(shè)H3。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了提高研究的科學(xué)性和可靠性，本文通過變量替換法對假設(shè)H1、假設(shè)H2、假設(shè)H3進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。首先，用高管權(quán)益薪酬比例GQB指標(biāo)來衡量高管股權(quán)激勵強度，即高管權(quán)益薪酬比例GQB=高管年末持股數(shù)×年末收盤價/(高管年末持股數(shù)×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(chǎn)報酬率ROA衡量公司經(jīng)營業(yè)績，即ROA=息稅前利潤÷期末資產(chǎn)總額×100%。第三，用審計意見類型AUDIT衡量會計信息質(zhì)量，審計意見類型具體分為標(biāo)準(zhǔn)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(zhì)量越好。第四，對部分控制變量進(jìn)行替換，用總資產(chǎn)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(quán)集中度。變量替換后，得到的回歸結(jié)果與上述結(jié)論基本一致，并無實質(zhì)差異，從而進(jìn)一步驗證上述實證回歸結(jié)論。由于篇幅原因，不在此列出穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。

五、實證結(jié)論

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