包亞榕 李鼎曌

(四川工業(yè)科技學(xué)院 四川德陽 618500)

1 文獻綜述與研究假設(shè)

已有的國內(nèi)外研究結(jié)果表明，“高管激勵”能夠有效緩解委托代理問題，促進經(jīng)營者和所有者實現(xiàn)利益趨同，最終正向影響企業(yè)績效。但對于不同激勵方式的激勵效果尚無定論。本文將圍繞高管薪酬激勵、高管股權(quán)激勵、高管在職消費和真實盈余管理之間的關(guān)系展開研究。

周雪梅(2018)指出在合理的激勵機制下，如高管薪酬激勵，可以促進所有者與經(jīng)營高管的利益趨同，發(fā)揮高管的盈余管理抑制作用，提升企業(yè)盈余質(zhì)量[1]。付曉彤，王桂蘭(2019)指出高管薪酬激勵與真實盈余管理存在顯著負相關(guān)關(guān)系[2]，在高管薪酬激勵水平提升的情況下可以有效抑制盈余管理?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)H1。

H1：高管薪酬與盈余管理呈負相關(guān)。

陸軍偉等(2015)以制造業(yè)上市公司為樣本實證分析發(fā)現(xiàn)，出于對盈余管理帶來的高管個人收益與因享受公司股份而造成的損失之間進行權(quán)衡，高管股權(quán)激勵能有效抑制高管的盈余管理程度，尤其是真實活動盈余管理[3]；張蓬勃(2021)發(fā)現(xiàn)高管股權(quán)激勵與真實盈余管理呈負向調(diào)節(jié)作用[4]?；诖?，本文提出假設(shè)H2。

H2：高管股權(quán)水平與盈余管理呈負相關(guān)。

張原和龍瀚(2019)通過實證研究發(fā)現(xiàn)，高管在職消費水平與真實盈余管理存在U型關(guān)系，即在一定范圍內(nèi)，增加高管的在職消費，可能會提升真實盈余管理的機會主義效應(yīng)[5]。石博(2021)研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)高管在職消費處在合理范圍時，可以有效抑制高管真實盈余行為，但因高管在職消費的隱蔽性會隨權(quán)利的增大而更加強烈，對其監(jiān)管難度也會增大，所以高管在職消費超過一定水平后反而會為高管獲取私利提供方便渠道，即高管在職消費與盈余管理間呈現(xiàn)出先抑制后刺激提升的關(guān)系?；诖?，本文提出假設(shè)H3[6]。

H3：高管在職消費與盈余管理存在U型關(guān)系。

3月1日起，福建省人民政府印發(fā)的《福建省食品安全信息追溯管理辦法》正式施行?！掇k法》規(guī)定，在福建省行政區(qū)域內(nèi)生產(chǎn)銷售的食品和食用農(nóng)產(chǎn)品實行“一品一碼”食品安全信息追溯制度。追溯食品未按照規(guī)定賦碼并銷售的，由相關(guān)行政主管部門按照各自職責(zé)責(zé)令改正，可以并處5000元以上1萬元以下罰款。追溯食品生產(chǎn)經(jīng)營者上傳虛假信息的，由相關(guān)行政主管部門按照各自職責(zé)責(zé)令改正，并處5000元以上2萬元以下罰款。未提供銷售票據(jù)或電子記錄卡、貨票（卡）不符或票（卡）賬不一致的，由相關(guān)行政主管部門按照各自職責(zé)，責(zé)令改正，給予警告；拒不改正的，處2000元以上5000元以下罰款。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取我國制造業(yè)上市公司2017—2021年的財務(wù)數(shù)據(jù)作為初始研究對象，在此基礎(chǔ)上剔除了ST、*ST公司以及相關(guān)數(shù)據(jù)未披露的空值，最終選擇1141家上市公司，合計樣本5705個。本文數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

本文的被解釋變量為真實盈余管理(rem)，參考Dechow(1998)，Sugata Roychowdhury (2006)所出模型來測量企業(yè)的真實盈余管理水平。

2.2.2 解釋變量

本文的三個解釋變量分別為：高管薪酬(m1)、高管股權(quán)水平(m2)、高管在職消費(m3)。

2.2.3 控制變量

本文控制變量選取包括：公司規(guī)模(size)、總資產(chǎn)凈利率(roa)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(tat)、股權(quán)集中度(top1)和資產(chǎn)負債率(lev)，具體如表1所示。

表1 主要變量說明

2.3 模型構(gòu)建

本文根據(jù)假設(shè)H1，構(gòu)建模型(1)，以研究高管薪酬(m1)和真實盈余管理(rem)之間的相關(guān)性。

本文根據(jù)假設(shè)H2，構(gòu)建模型(2)，研究高管股權(quán)水平(m2)與真實盈余管理(rem)之間的相關(guān)性。

根據(jù)假設(shè)H3，構(gòu)建模型(3)，研究高管在職消費(m3)與真實盈余管理(rem)之間的關(guān)系。其中m3*m3為m3的二次項。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

本文通過軟件Stata對以上模型中的指標(biāo)進行統(tǒng)計分析，結(jié)果如表2所示。

從表2看出，盈余管理rem均值為-0.004，最小值-6.796，最大值2.855，說明在樣本企業(yè)中同時存在正向和負向的盈余管理行為，且盈余管理水平存在一定程度的差異；解釋變量高管薪酬m1已經(jīng)過對數(shù)化處理，其最大、最小值分別為18.197、12.612，顯示出樣本企業(yè)整體上采取的薪酬激勵程度較高且高管薪酬差異較大；高管股權(quán)水平m2最大、最小值分別為77.993、0，標(biāo)準(zhǔn)差達到16.869，表明存在企業(yè)高管未持股情況，持股高管間持股比例差異較大。高管在職消費m3最大值3.282，最小值-0.117，表明不同企業(yè)為高管提供的在職消費水平也存在較大差距。企業(yè)規(guī)模Size經(jīng)對數(shù)化處理，最大值27.547，最小值17.954，表明上市公司企業(yè)規(guī)模具有一定差距。總資產(chǎn)收益率ROA均值0.032，表明樣本企業(yè)盈利能力受疫情等不可抗因素沖擊與影響，存在著較大的差距，最小值為-3.164，最大值為0.786；總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率tat最小值為0.023，最大值為6.969，均值為0.638,即樣本企業(yè)整體周轉(zhuǎn)較好，但其中各樣本間差異仍存在；股權(quán)集中度top1均值為30.803，說明樣本企業(yè)股權(quán)較為集中，第一大股東能對公司生產(chǎn)經(jīng)營決策產(chǎn)生重大影響。資產(chǎn)負債率Lev的均值和中位數(shù)都為0.425，低于國際公認最佳0.5，表明樣本公司內(nèi)普遍存在一定程度的融資約束，同時，最大值為0.993，表明樣本中個別企業(yè)在現(xiàn)行資本結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀下財務(wù)風(fēng)險較大。

3.2 相關(guān)性分析

相關(guān)性分析可對文章研究假設(shè)進行初步檢驗，結(jié)果如表3所示。高管薪酬m1與真實盈余管理rem在99%置信程度上顯著負相關(guān)，說明相應(yīng)提升高管薪酬激勵水平可以降低盈余管理水平，由此假設(shè)1初步成立；高管股權(quán)水平m2與真實盈余管理rem在99%的置信程度上呈顯著負相關(guān)，由此發(fā)現(xiàn)高管與企業(yè)利益一致，即企業(yè)利益與高管持有股份后目標(biāo)一致，為了獲得自身利益，高管會抑制盈余管理對企業(yè)利益造成的損害，初步發(fā)現(xiàn)本文假設(shè)2成立的可能性；而高管在職消費與盈余管理負相關(guān)，但顯著性未通過檢驗。

表3 主要變量相關(guān)性分析結(jié)果

3.3 回歸分析

本文經(jīng)white檢驗后發(fā)現(xiàn)樣本數(shù)據(jù)存在異方差，因此所有樣本回歸均采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤處理；多重共線性檢驗發(fā)現(xiàn)樣本vif的均值為1.72，因此不存在多重共線性問題。本文樣本經(jīng)雙重固定效應(yīng)個體加年份控制后發(fā)現(xiàn)，樣本數(shù)據(jù)與模型都符合雙重固定效應(yīng)。F檢驗，LM檢驗與豪斯曼檢驗后，樣本模型和數(shù)據(jù)更適合固定效應(yīng)。經(jīng)過前文的文獻研究，本文采用LDSV法控制行業(yè)和年份進行固定效應(yīng)回歸。

為進一步驗證假設(shè)并保證模型的合理性，本文對被解釋變量盈余管理和三個細分解釋變量間關(guān)系進行了回歸分析，結(jié)果如表4所示。

表4 回歸分析結(jié)果

從模型(1)回歸結(jié)果可知，高管薪酬m1與真實盈余管理rem在99%的置信程度上顯著負相關(guān)，即薪酬增加的同時經(jīng)營管理行為得到了有效約束，盈余管理程度隨之變?nèi)?，驗證了本文假設(shè)1。

從模型(2)回歸結(jié)果可看出，高管股權(quán)水平m2與盈余管理rem顯著負相關(guān)，因股權(quán)激勵不會在短時間內(nèi)變現(xiàn)，需要高管在企業(yè)視角立足長遠以獲得可觀收益，所以盈余管理行為會隨著高管在企業(yè)持股水平的增加而降低，驗證了假設(shè)2。

從模型(3)回歸結(jié)果可看出，高管在職消費水平m3與盈余管理rem顯著負相關(guān)，但m3*m3與rem存在顯著正相關(guān)關(guān)系，由此可見在職消費m3和盈余管理rem有著U型關(guān)系，并檢驗發(fā)現(xiàn)極值點為1.835，支持假設(shè)H3。由于高管在職消費具有隱蔽性，監(jiān)管難度會隨著高管權(quán)力的增大而增加，在一定范圍內(nèi)，在職消費可對高管利己行為進行一定程度的約束，一旦超過臨界點，在職消費水平的持續(xù)增加，反而成為高管獲取個人利益的途徑。因此，當(dāng)隱性的激勵超出范圍無法有效衡量時，激勵將難以達到預(yù)期效果。

模型(4)結(jié)果表明將高管薪酬、高管股權(quán)水平和高管在職消費度納入同一個模型后，制造業(yè)上市公司rem與高管薪酬顯著負相關(guān)，高管股權(quán)水平顯著負相關(guān)，高管在職消費呈U型關(guān)系，支持假設(shè)H1、H2和H3。在控制變量中，盈余管理rem與公司規(guī)模size、資產(chǎn)負債率lev顯著正相關(guān)，與roa、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率tat顯著負相關(guān)。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用回歸模型和隨機效應(yīng)模型替代的方法。由表5穩(wěn)健性檢驗結(jié)果可看出，制造業(yè)上市公司盈余管理rem與高管薪酬m1顯著負相關(guān)，與高管股權(quán)水平m2顯著負相關(guān)，支持假設(shè)H1和H2；高管在職消費m3與盈余管理rem顯著負相關(guān)，但m3*m3顯著正相關(guān)，說明高管在職消費和盈余管理存在U型關(guān)系，并檢驗發(fā)現(xiàn)極值點為1.813，支持假設(shè)H3。

4 結(jié)語

本文通過整理借鑒已有研究成果，基于相關(guān)理論，選取2017—2021年我國制造業(yè)上市公司基礎(chǔ)財務(wù)數(shù)據(jù)，將高管激勵細分為三個方面，并就各自對企業(yè)盈余管理的影響展開分析。結(jié)論表明：第一，高管薪酬水平提升滿足高管預(yù)期收益的同時能顯著抑制企業(yè)的盈余管理程度；第二，高管持股水平的提升有利于抑制盈余管理程度，股權(quán)激勵的長期性使得高管考慮到自身利益，所以盈余管理行為會隨著高管在企業(yè)持股水平的增加而降低；第三，高管在職消費在一定水平下能夠抑制盈余管理，但因高管在職消費的隱蔽性及監(jiān)管難度，當(dāng)其超過一定水平時反而刺激盈余管理，即高管在職消費水平與盈余管理存在U型關(guān)系。綜上，高管薪酬和高管股權(quán)因有委托合同條款中的報酬契約存在等原因，能夠有效抑制盈余管理行為，而未有明確契約約束的高管在職消費僅在適度消費的情況下能夠有效抑制盈余管理行為?；诖?，高管和企業(yè)利益趨同的重要性不言而喻，企業(yè)要根據(jù)自身具體情況權(quán)衡激勵帶來的利與弊選擇適宜的激勵方式，如把握好高管在職消費的量，在合理的水平上實現(xiàn)激勵高管抑制盈余管理進而提升公司業(yè)績水平的目的。