肖新棠

（南京審計大學，江蘇 南京 211815）

一、引言

股權激勵制度最早興起于20世紀六七十年代的美國，初始目的是為了解決因所有權與經營權分離產生的代理問題，激勵管理層努力工作，將管理層的目標與企業(yè)目標合二為一，從而促進企業(yè)長遠發(fā)展。同時，人才是企業(yè)的重要資源，股權激勵設計的初衷也是為了能夠留住企業(yè)發(fā)展所需要的人才。在我國20世紀九十年代，隨著改革開放的深入和國企改革的深化，上市公司開始引入股權激勵制度，二十多年以來，越來越多的上市公司實施了股權激勵計劃。很多實施股權激勵的企業(yè)留住了人才，促進了企業(yè)發(fā)展，管理層的短視行為減少了。

但我們也看到了一些“怪現象”，很多實施股權激勵的企業(yè)在計劃結束后和激勵計劃開始前會出現業(yè)績“變臉”的現象，股民成為了“韭菜”，管理層充分利用自己的內部人角色，操縱業(yè)績成果，進行所謂的“盈余管理”來使自身滿足股權激勵計劃的行權或者解鎖條件，將股權激勵計劃的“激勵作用”變成了管理層的“福利”。例如中聯重科在股權激勵計劃公告的前一年即2017年進行財務 “大洗澡”，大量計提減值損失或壞賬損失，“一次虧個夠”，存在為未來幾年順利實現行權條件而進行盈余管理的嫌疑。甚至有些企業(yè)進行所謂的真實盈余管理，包括提前確認收入，利用寬松的賒銷政策擴大收入，減少必要的研發(fā)費用。這些行為都很可能對企業(yè)的未來產生重大影響，特別是研發(fā)費用，對科技型企業(yè)來說，必要的研發(fā)費用的減少將對其未來的競爭能力產生致命影響。然而管理層這么做的目的很可能僅僅是為了實現股權激勵的行權或者解鎖條件，為自己謀取私利。股權激勵計劃是“激勵”，還是管理層的“福利”呢？

二、理論綜述

實施股權激勵計劃的最基礎理論是兩權分離下所有者與經營者之間信息的不對稱造成的代理成本理論，Jensen和Meckling(1976)通過實證提出了著名的“利益趨同假說”，認為股權激勵能有效降低代理成本，從而使經營者利益與所有者利益正相關，經營者擁有剩余財產索取權使得股東與經營者的目標函數趨于一致。陳斌（2008）發(fā)現高管的持股比例和權益增長率呈顯著的正相關關系，高管持股比例的增加，凈資產總額也跟著提升，說明股權激勵與公司績效之間存在正相關性。眾多研究和理論都認為實施股權激勵能夠激勵管理者，提升企業(yè)價值，實現管理者與股東的雙贏。

但也有研究認為，實施股權激勵的企業(yè)存在盈余管理的動機，管理層利用信息優(yōu)勢，在股權激勵計劃實施前后進行利潤操縱，有目的地調整有關目標以滿足行權或者解鎖條件，借機將股權激勵變成自己的“福利”。王兵等(2009)根據2001—2004年上市公司數據，采用修正的模型衡量盈余管理，分析從管理層持股比例、高管薪酬等指標衡量股權激勵程度，研究結果發(fā)現股權激勵水平與盈余管理負相關?，F有研究表明真實盈余管理對上市公司長期負面影響更大。Dechow和Skinner認為真實盈余管理不僅影響公司當期的現金流量，同時也會影響公司以后的經營業(yè)績。綜上所述，股權激勵計劃初衷是實現所有者與經營者利益一致，促進公司長遠發(fā)展或者留住企業(yè)發(fā)展所需的核心、關鍵人才，但因為管理層與股東信息的不一致等原因，管理層可能出于私利進行盈余管理，變“激勵”為“福利”，從而可能對公司造成損害。因此，本文將重點關注于股權激勵計劃與真實盈余管理的關系研究分析，試圖為公司提供有參考意義的解決之道。

三、假設和研究設計

（一）研究假設

基于以上理論和研究，本文對股權激勵計劃的激勵方式、有效期、行權條件、激勵程度等具體的因素與真實盈余管理的關系進行實證研究。本文提出以下幾個假設：

假設1：限制性股票與期權激勵相比，真實盈余管理水平更高。

限制性股票需要事先付出資金，減少管理層自身的流動資金，存在更大的資金成本。所以有更大動機進行盈余管理，以便在解鎖期能夠順利解鎖，實現自身利益。

假設2：激勵程度越高，真實盈余管理水平更高。

激勵程度高，所獲得的利益越多，成本效益比相對激勵程度低的企業(yè)成本效益高，更可能進行盈余管理，盈余管理水平更高。

假設3：行權條件越難，真實盈余管理水平更高。

行權條件越簡單，管理層靠自身正常經營管理有很高概率實現目標，相對來說，盈余管理的可能性和盈余管理水平更高。

假設4：行權期限（解鎖期）越長，真實盈余管理水平更低。

行權期（解鎖期）長，管理層有更多的時間通為過自己的經營管理調整目標大小，進行盈余管理的可能性相對較低，盈余管理水平更低。

（二）研究設計

本文采用2009—2018年制造業(yè)上市公司的數據分析真實盈余管理水平與股權激勵計劃有關變量之間的關系。為什么采用真實盈余管理而不采用應計盈余管理？。

采用Roychowdhury推薦的公式計算的異常量總和代表真實盈余管理水平。Roychowdhury的研究表明，公司利用多種真實盈余管理方式來對盈利情況進行控制，主要方式有生成性成本控制，比如盡可能多地生產產品，平攤固定成本，降低單位成本，提高銷售利潤率。銷售控制，比如采取寬松的賒銷政策,擴大當前的銷售。酌量性費用控制，比如對研發(fā)支出進行控制，推遲研發(fā)支出以減少管理費用等。其原理是首先根據公式進行回歸得到參數估計值，然后估計一個正常水平，將實際值與正常值相比較，得出一個異常值：異常生產成本（abProCo）、異常現金流量(abNCFO)、異常酌量性費用（abDisCo），公式分別為：

其中，ProCot代表生產成本，為t期的營業(yè)成本與期末庫存成本之和，TAt-1是t-1期期末的總資產；BusiIncot表示t期的銷售收入；ΔBusiIncot表示t期的銷售收入與t-1期銷售收入之差；ΔBusiIncot-1表示t-1期銷售收入與t-2期銷售收入之差；NCFOt表示t期經營活動凈現金流量；DisCot表示t期的酌量性費用，考慮到國內上市公司對廣告費用、研發(fā)費用等酌量性費用單獨披露的較少，在此處采用管理費用和銷售費用之和來代替；?t表示隨機誤差，在三個公式中分別代表異常生產成本、異?，F金流量、異常酌量性費用。

用各年上市公司財務數據代入上面三個公式，回歸得到各個參數的估計值，代回公式計算得到正常的生產成本水平、正常凈現金流量水平、正常酌量性費用水平。之后再把實際值與估計的正常水平值相減，分別得到異常生產成本（abProCot）、異?，F金流量(abNCFOt)、異常酌量性費用（abDisCot）。 綜合計量真實盈余水平的指標為：

（三）建模

將應計盈余管理水平和真實盈余管理水平作為因變量，股權激勵方式、股權激勵程度、行權條件難度、行權期限（有效期）作為自變量，同時代表盈利能力的資產報酬率、代表內部狀況的獨董比例、第一大股東與第二大股東的持股比例、董事長和總經理兼任情況、是否有實控人、實控人是否過去的國有單位、代表負債水平的資產負債率、代表外部因素的審計單位是否作為控制變量，盡可能控制不是主要討論目標因素的影響。根據這些考量的變量建立模型，分析因變量和自變量之間的關系。建立如下模型：

因為大部分公司的業(yè)績考核條件是凈利潤增長率（NPdiff）、營收增長率(BIdiff)、凈資產收益率(ROEdiff)三者中的一種，較少采用兩種或兩種以上。如果將以上三種或者兩種考核條件都納入模型中，則樣本數據將較少，回歸結果偏差較大。所以，這里分別把凈利潤增長率、營收增長率、凈資產收益率單獨納入模型中，分別做回歸分析。

其 中 ，asbsTtlRE 是 因 變 量 ，Incetype、InceS-trength、FirstExtime、NPdiff是自變量，ROA、ROLA、BIG4、ROID、DM、CNTYPE、FS 為控制變量， 分別代表盈利能力、償債能力、內外部的治理結構等。具體含義見表1。

其中表示股權激勵程度的自變量InceStrength采用蘇東蔚、林大龐2010年文章所用公式計算，即股價上漲1%，權益價值增量占總貨幣薪酬與股權薪酬的比例用下列公式來衡量：

pricet是指t年最后一個交易日股票收盤價，sharest表示t年董事擁有的股權和股票期權或者限制性股票之和，casht表示t年董事的貨幣性薪酬總和。

四、數據收集和實證分析

建立模型進行分析，所需數據主要來自2009—2018年制造業(yè)上市公司，剔除了ST、*ST處理的公司數據。同時對一些缺少對應年份數據和無法取得或者計算出有關變量的記錄予以刪除，除去激勵計劃只針對核心技術人員的企業(yè)數據，最后獲得739條數據，這些數據都是實施股權激勵計劃的制造業(yè)上市公司數據。 同時對 NPdiff、BIdiff、ROEdiff用winsorize 1%進行去尾處理。計算真實盈余管理水平的數據為2009—2018年制造業(yè)上市公司剔除了ST、*ST處理后的數據，包括未實施股權激勵的數據，各年的記錄條數不一樣，共有16213條記錄。原始數據來源于國泰安金融研究數據庫（CSMAR）、同花順、色諾芬數據庫。數據處理和實證分析使用Excel 2007和 Stata12。

（一）描述性統計

描述性統計主要包括平均值、標準差、最大值、最小值四個方面，其結果如表2所示。從表2的主要變量描述性統計分析結果上看，真實盈余管理水平的絕對值（absTtlRE）的平均值為0.243，表明樣本企業(yè)存在較大的真實盈余管理水平。最小的為0.003，而最大的卻達到1.935，說明企業(yè)的真實盈余管理水平程度不同。激勵類型（Incetype）的均值為1.356，說明較大的企業(yè)選擇限制性股票這種激勵模式，公司更傾向于將管理層與公司的共同利益事先綁定，并先讓管理層付出一定的成本，增強管理層的經營管理動力，促進公司的發(fā)展。激勵強度（Incestrength）平均值為0.558，股權激勵占總薪酬比例超過一半，總體上樣本公司的激勵強度比較大。行權（FirstExtime）期平均值為3.101，行權時間相對來說比較寬松。行權 （解鎖）難度（NPdiff、BIdiff、ROEdiff）平均值分別為 2.745、1.795、0.272，除了凈資產報酬率差異值（ROEDiff）較小外，其他的都是往期的1倍以上，行權（解鎖）難度比較大（表2）。

表1 模型各變量的含義

表2 變量的描述性統計

在控制變量上，控制人類型（CNTYPE）的均值為2.099,樣本中實施股權激勵的公司的控制人民營企業(yè)居多，這大概是因為民營企業(yè)實施股權激勵的條件相對于國企等其他企業(yè)來說要寬松些。資產負債率（ROLA）的均值為 0.329，最大值為 0.948，說明樣本中資產負債率水平相對較低，償債能力較強。獨立董事比例（ROID）均值為0.38，處于法律規(guī)定水平。在董事長與總經理的同一性（DM）上，樣本公司的大部分都是兩個職位分離的，兼職比例相對較低。

（二）相關性分析

對相關變量進行相關性分析，其分析結果如表3所示。從該表的主要變量相關性分析結果來看，所有變量之間的相關系數都小于0.5，表明變量之間并不存在多重共線性，變量的選取是合理的。股權激勵類型(Incetype)與真實盈余管理水平的相關系數為-0.076，表明在限制性股票和股票期權相比，限制性股票因為管理層初始資金付出更多，更可能因為壓力大而加大盈余管理水平以使解鎖條件達標實現解鎖，初步驗證假設1成立。真實盈余管理水平與行權 （解鎖）條件的凈資產收益率差異值（ROEDiff）的相關系數為0.161，在10%的顯著性水平下顯著正相關，表明公司在對凈資產收益這個考核指標上要求越高，真實盈余管理水平也越高，初步驗證假設3成立（表3）。

在控制變量方面，資產報酬率（ROA）和真實盈余管理水平顯著正相關，表明盈利能力越好的企業(yè)，人為成本費用控制更加隱蔽、被外部發(fā)現的可能性更低，進行真實盈余管理水平更高，而是否四大審計所審計（BIG4）是顯著負相關,似乎與我們的直觀理解不符合，這有待于進一步進行研究分析。

（三）回歸分析

1.分別對行權（解鎖）難度的三個指標（NPdiff、ROEDiff、BIdiff）進行回歸分析，回歸結果如表 4所示。從三個模型的可決系數R方值看，含有凈利潤增長率差異（NPdiff）的模型R方較小，只有0.091，其他兩個較大，分別為0.2和0.127，說明模型變異部分由模型變量解釋的程度不是很大。但我們知道真實盈余管理水平可能不僅受模型中這幾個因素影響，還可能有其他不在模型內的因素的影響，考慮到此，我們認為模型擬合度還是可接受的。從模型的F檢驗顯著性來看，其顯著性值都低于顯著性水平，模型整體是顯著的（表4）。

對本文的主要研究因素進行分析：從model1看，股權激勵類型（Incetype）與真實盈余管理水平顯著負相關，股票期權激勵類型與限制性股票激勵類型相比，實施限制性股票激勵的公司的真實盈余管理水平更高，假設1得到驗證。激勵程度（InceS-trength）與真實盈余管理水平顯著負相關，激勵程度越高，真實盈余管理水平越低，這一結果與假設2相矛盾，但卻與王兵等的研究結論一致。而凈利潤增長率差異（NPdiff）與真實盈余管理水平不相關。從Model2來看，凈資產報酬率差異（ROEDiff）與真實盈余管理水平顯著正相關，差異越大，行權（解鎖）難度越高，公司管理層為了實現股權激勵以獲得利益進行真實盈余管理的水平越高，假設3得到一定程度的驗證。從Model3來看，再次得到激勵程度(InceStrength)與真實盈余管理水平顯著負相關，激勵程度越高，真實盈余管理水平越低，同樣地，這一結果與假設2相矛盾，但卻與王兵等的研究結論一致，需要后續(xù)進一步研究分析。營收增長率差異（BIdiff）與真實盈余管理水平統計意義不相關。

不管從哪個模型來看，行權（解鎖）期長短都不會影響公司的真實盈余管理水平，假設4沒有得到驗證。公司股權激勵實現主要是在考核期，通?？己似诘臈l件達成，高管就可以行權或者解鎖從而實現收益。至于行權后的可行權時間長短并不會對能否實現收益產生影響，只是對收益大小可能有影響，高管很可能會繼續(xù)進行盈余管理以實現更大收益，也可能就此罷手，取得當前收益即可。行權（解鎖）期與真實盈余管理水平不相關。

表3 變量的相關關系

表4 模型回歸分析結果

2.多重共性線檢驗和異方差性檢驗及處理。多重共線性主要通過VIF值來檢驗，通常情況下VIF值小于10可以認為變量之間不存在多重共線性。三個模型的VIF值結果如表5所示，從結果上看，所有變量的VIF值都小于10，變量不存在多重共線性（表5）。

表5 多重共線性檢驗結果（VIF）

對模型進行BP異方差檢驗，發(fā)現三個模型都不是同方差，存在異方差情形。對此，使用回歸+robust(穩(wěn)健標準誤）進行回歸分析來解決異方差問題，估計結果是漸進有效的，仍然能得到可信的估計結果。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了使研究得到進一步驗證，我們進行了穩(wěn)健性檢驗，將總的真實盈余管理分拆為異常經營現金流量（absabNFCO）、異常生產成本（absabProCo）、異常酌量性費用（absabDisCo），采用上述模型分別進行回歸分析，檢驗結果能得到與上述回歸分析一致的結果（限于篇幅，不再列出）。因此，本文的分析結果相對來說是可靠的。

五、結論及不足與建議

（一）結論和不足

通過以上的實證研究檢驗，本文主要得出以下結論：其一，股權激勵模式會影響管理層的真實盈余管理水平。限制性股票因管理層初始要付出資金成本，存在更大的壓力，進行真實盈余管理的動力也更大，更可能為了實現私人利益而進行更高水平盈余管理。其二，行權（解鎖）難度越高，真實盈余管理水平越高。條件越低，實現難度越小，盈余管理的必要性相對就降低。其三，股權激勵程度與真實盈余管理水平負相關。通常我們直觀理解是激勵程度越高，管理層盈余管理動機更大，管理水平應該更大，而本文得出的結論卻與之相反，有可能是股權激勵程度與真實盈余管理水平負相關，但與應計盈余管理水平是正相關且相關性程度超過真實盈余管理水平，綜合的總盈余管理水平就更高，是否如此有待后續(xù)進一步研究分析。其四，行權（解鎖）期與真實盈余管理水平無關。真實盈余管理水平在考核期滿足條件后并不因為行權期長短而發(fā)生變化，即管理層目標實現后，通常無須進行盈余管理而操縱收益水平大小。

本文只對股權激勵計劃與真實盈余管理關系進行分析，沒有對盈余管理的另一手段應計盈余管理水平進行分析，而管理層除了可以進行真實盈余管理，也可能進行應計盈余管理，這可能會影響決策者股權激勵計劃的正確合理制定。此外，以上結論是基于制造業(yè)數據得出的，適用范圍存在局限性，不一定能擴及其他行業(yè)。未來研究應在此基礎上，對股權激勵計劃與應計盈余管理水平進行分析，充分分析股權激勵計劃和綜合盈余管理的關系，同時對不同行業(yè)分別進行分析驗證，為決策者提供更為精準的信息。

（二）建議

實施股權激勵本意是為了將管理層與公司利益一致化，促進公司的長遠發(fā)展，從本文的分析結果可以看出，管理層可能出于私人利益進行盈余管理，將股權激勵計劃的“激勵”作用轉化成了管理層的“福利”待遇。不同股權激勵模式會影響盈余管理水平，這提醒公司在制定股權激勵計劃時要綜合平衡股權激勵方式、考核期、行權（解鎖）條件、激勵程度等，既要有財務要求，也要有非財務要求，注重長遠指標的運用，盡量減少數字量化的要求。