股权激励_盈余管理及公司治理

苏冬蔚、林大庞:股权激励、盈余管理与公司治理股权激励、盈余管理与公司治理*苏冬蔚林大庞内容提要:产权多元化、股权激励和公司治理是考察我国国有企业改革成效的一个重要课题。本文根据我国资本市场独特的 制度 关于办公室下班关闭电源制度矿山事故隐患举报和奖励制度制度下载人事管理制度doc盘点制度下载 变化,从盈余管理的角度对股权激励的公司治理效应进行研究并发现:股权分置改革后尚未提出股权激励的上市公司,其CEO股权和期权占总薪酬比率与盈余管理呈显著的负相关关系,而提出或通过激励预案的公司,其CEO股权和期权报酬与盈余管理的负相关关系大幅减弱并不再统计显著,盈余管理加大了CEO行权的概率,而且CEO行权后公司业绩大幅下降。本文的研究结果表明,正式的股权激励具有负面的公司治理效应,只有继续深化国有企业改革并加快现代公司制度建设,才能强化CEO与股东之间有效的制衡和监督机制,切实改善公司治理。关键词:股权激励盈余管理公司治理股权分置改革一、引言自Jensen&Meckling(1976)提出公司金融领域著名的产权结构、代理成本与企业价值理论以来,关于CEO股权激励是否有助于改善公司治理、降低代理成本并提高企业价值,学界一直不断研究和探讨。迄今,国外的学术成果已形成三种不同的观点:一种观点认为,股权激励强化了CEO与股东之间利益共享和风险共担的互利机制,降低了CEO道德风险和企业经营风险,因此有助于提高公司价值;另一种观点认为,股权激励成本与公司市场价值成正比,市值低或风险高的企业更可能推行股权激励 计划 项目进度计划表范例计划下载计划下载计划下载课程教学计划下载 ,因此CEO股权激励幅度与公司价值呈显著的负相关关系,而与企业经营风险则呈显著的正相关关系;还有一种观点认为,股价取决于投资者心态,与CEO业绩的相关性较小,股权激励导致CEO报酬存在不可控的资本市场因素,因此股权激励的治理效应也具有一定的随机性。Colesetal(2006)指出,产权结构、代理成本及公司价值之间具有复杂的相互作用和相互影响的内生关系,而且企业风险、代理成本及公司价值等变量均存在一定程度的度量误差,因此研究CEO股权激励的治理效应面临许多困难。2005年以前,我国上市公司高管能否持股一般由公司申请,地方政府和证券监管机构联合审批,而且高管所持股份属于限售股,无法在二级市场上自由流通,因此管理层持股的性质和功能有别于西方发达国家的股权激励。股权分置改革实施后,证监会于2005年12月31日颁布了上市公司股权激励计划管理办法(试行),国资委和财政部也于2006年9月下发了国有控股上市公司实施股权激励试行办法,许多上市公司除了积极进行股改,还提出了类似西方发达国家的CEO股权激励计划,包括可以在二级市场上流通的业绩股票和股票期权。截至2009年底,我国共有154家上市公司的董事会正式公布了CEO股权激励预案,其中58家公司的预案已得到股东大会投票*苏冬蔚,暨南大学经济学院和暨南大学金融研究所,邮政编码:510632,电子邮箱:tdsu@jnu.edu.cn;林大庞,暨南大学经济学院。作者感谢匿名审稿人对本文提出的宝贵意见,同时,感谢广东省高校高层次人才(珠江学者)项目、教育部新世纪优秀人才支持计划(NCET080614)、国家自然科学基金(70972081)、中央高校基本科研业务费专项资金(21609204)、教育部人文社科基金(09YJA790084)和广东省自然科学基金(9151063201000050)的研究资助。882010年第11期批准。在此大背景下,关于产权结构多元化和CEO股权激励能否产生积极的公司治理效应已成为一个亟待研究和探索的重要现实问题。目前,关于股权激励治理效应的研究,国内已有成果主要局限于考察2006年以前高管持股对公司业绩的影响,尚未对股改和股权激励正式实施前后高管持股的性质与功能加以区别,经常将含义较宽泛的高管持股(包括无法转让的发起人股和高管在二级市场上主动购入的股份)视为股权激励,而且衡量高管持股时忽略股票期权的作用,导致实证结果缺乏稳健性和可靠性。鉴于我国资本市场的制度变迁为研究产权结构多元化和股权激励的公司治理效应提供了一个较好的!控制实验∀平台,本文首次对股改后高管持股的性质与功能加以区别,研究股权激励和其它类型高管持股两种方式下CEO股权与期权报酬对公司盈余管理的不同影响。此外,使用倾向得分匹配法检验股权激励与盈余管理之间可能存在的内生关系,并研究盈余管理对CEO行权概率的影响以及盈余管理和CEO行权对公司业绩的影响,在此基础上探讨股权激励的公司治理效应并提出相应的对策建议。本文对解决!股权激励是否具有积极的公司治理效应∀这一传统的微观金融学问题提供了新视角和新证据,同时,有助于我国监管机构和上市公司不断完善高管激励机制,以维持企业的长期可持续发展。本文第二部分构建理论假设和计量模型;第三部分介绍变量和数据;第四部分提供实证结果;第五部分进行稳健性分析;最后部分对实证结果进行讨论和总结。二、理论假设和计量模型Healy(1985)认为,检验股权激励的公司治理效应,可以从CEO是否采取机会主义行为的视角,研究股权激励与盈余管理或会计政策变更的关系;如果股权激励有助于缓解委托代理问题、强化高管与股东之间利益共享和风险共担的机制并改善公司治理,那么CEO将更加注重企业的长期绩效,自觉减少有损企业价值的盈余管理行为;但是,如果股权激励增加了CEO薪酬的不确定性,CEO也可能采取盈余管理的手段操控利润,或适时调整会计政策,尽力将公司的短期股价维持在较高水平,以优化个人报酬。Morcketal(1988)和Hanlonetal(2003)均发现,高管持股有利于克服管理者的短视行为,降低盈余管理并提高公司的长期价值。但是,Beneish&Vargus(2002)却发现,CEO出售股份前,公司财务报表上应计收支项目的可信度下降,表明CEO为抬高股价而进行盈余管理。Cheng&Warfield(2005)发现,公司利润超出市场预期时,股权激励幅度大的CEO更可能向下进行盈余管理,如通过调整应计收支抑制盈利水平,以防止未来盈余大幅下跌。Burns&Kedia(2006)对美国1500家上市公司是否更正财务报表进行研究,发现期权占CEO薪酬的比重(即CEO薪酬对股价的敏感程度)与公司错报盈余的概率呈显著的正相关关系,而其它类型的薪酬对盈余错报概率则没有显著影响。Efendietal(2007)对出现财务重述的公司进行研究,也发现CEO期权报酬比例较高的公司更可能提出财务重述,即股权激励与盈余管理呈正相关关系。Peng&Rell(2008)收集了针对美国2507家上市公司前五名高管提出的1659宗诉讼案例,发现期权报酬越多,公司盈余管理程度就越高,高管遭到股东起诉的可能性也越大,而现金报酬对盈余管理和股东诉讼则没有影响。Cheng&Farber(2008)发现财务重述之后两年内,董事会降低CEO薪酬中的期权报酬,此后公司经营业绩提高且股价波动减小。上述研究表明,股权激励可能强化CEO与股东之间有效的制衡和监督机制,改善公司治理,但也可能促使CEO利用盈余管理操纵财务数据,从而削弱公司治理。Cheng&Warfield(2005)指出,股权激励下CEO进行盈余管理必须满足以下两个条件:一是盈利信息有助于投资者预测公司的未来经营状况并能影响股票的市场价格;二是公司股价上升后,CEO能在二级市场上出售所持股份。我国上市公司CEO持股的种类较多,包括公司成立时配送的发起89苏冬蔚、林大庞:股权激励、盈余管理与公司治理人股、管理层收购及CEO持有股票的分红或转送股等。公司正式实施股权激励计划前,CEO所持股份通常无法在二级市场上自由流转,因此股价变动与高管报酬之间的关系不大,CEO不可能仅仅因为持有公司股份就进行盈余管理。另外,丑建忠等(2008)发现,我国上市公司总经理持股有助于抑制大股东对上市公司的侵占。王华、黄之骏(2006)以及黄桂田、张悦(2008)发现,高管持股比例与TobinsQ值、企业成长性及每股收益在一定区间内呈显著的正相关关系。由此可见,我国尚未实行股权激励的上市公司,其高管所持股份短期内无法在二级市场上流通,CEO为了将来所持股份流通时可以获得较好的价格,可能更加注重企业的长远发展和长期绩效,主动减少有损企业价值的盈余管理。在上述分析的基础上,本文提出第一个假设:假设一:股改后尚未提出股权激励预案的上市公司,其CEO股权和期权占总薪酬比率与盈余管理呈负相关关系。但是,我国上市公司大部分为国家或国有法人控股,CEO仅需对控股股东负责,不必考虑公众投资者特别是中小股东的利益,因此公司内部人控制问题比较严重,内、外部治理机制均不完善。股权激励正式实施后,CEO可以大胆制订有利于自身利益的激励计划,也可能为行权而进行盈余管理。另外,大股东的代表和监管机构的工作人员一般为国家公务员,无法直接从公司收益增加或股价上涨中获益,导致有些股权激励 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缺乏长远战略和有效监督,如高管行权的等待期与股权的限售期过短、业绩考核指标过低、股权激励费用归入非经常性损益项目以及公司信息披露要求不够严格等,为CEO短期内行权并进行盈余管理提供了便利条件,因此正式的股权激励反而可能削弱公司治理。在上述分析的基础上,本文提出第二个假设:假设二:股改后提出或通过股权激励预案的上市公司,其CEO股权和期权占总薪酬比率与盈余管理的负相关关系显著变弱。假设一和二表明,正式的股权激励具有负面的公司治理效应,而其它类型的CEO持股则具有积极的公司治理效应。为检验上述假设,本文设置以下面板数据计量模型:DA(k)j,t=j+1PROPOSALj,t+1INCENTIVEj,t+2INCENTIVEj,t#PROPOSALj,t+2PASSj,t+3INCENTIVEj,t#PASSj,t+Xj,t!+Zj,t∀+Wj,t#+∃j,t(1)其中,DA(k)j,t为年度t公司j可操纵应计利润(Discretionaryaccrual)的绝对值(k=1,2,∃,6);INCENTIVEj,t为股权和期权报酬占CEO总薪酬的比率;如果年度t公司j的董事会正式提出股权激励计划,那么PROPOSALj,t在所有年度均取值为1,否则取值为0;如果年度t公司j的股东大会投票批准股权激励计划,那么PASSj,t在所有年度均取值为1,否则取值为0;Xj,t包括产权与控制权结构、董事会独立性、审计质量以及债权人和境外投资者监督等公司治理变量;Zj,t包括盈利能力、发展潜力、经营风险、规模及上市年数等公司层面控制变量;Wj,t为一组行业虚拟变量。假设一要求模型(1)的系数估计值^1显著为负,假设二要求^2或^3显著大于0。此外,大量研究表明,盈余管理有助于CEO在二级市场上出售股份或执行股票期权,而且CEO行权后公司业绩下降,因此股权激励具有负面的公司治理效应,如Johnsonetal(2003)通过规模和行业配对法,发现CEO执行期权的数量与公司出现财务欺诈的概率呈正比,而且财务欺诈曝光后公司业绩显著下降;Bartov&Mohanram(2004)发现,盈余管理程度与CEO售出股份后公司的业绩和股票收益率均呈显著的负相关关系;Bergstresser&Philippon(2006)也发现,盈余管理幅度越大,CEO执行期权的数量就越多,而且CEO行权后公司业绩显著下降;Kedia&Philippon(2009)对539家进行盈余重述的公司进行分析,发现CEO行权数占可执行期权总数的比重与公司错报盈余的概率呈正相关关系,而且盈余重述后公司业绩显著下降。在此基础上,本文提出第三个假设:假设三:盈余管理加大了CEO行权的概率,而且CEO行权后公司业绩大幅下降。902010年第11期鉴于股权限售期和行权等待期一般为1至3年,2005年4月股改后,CEO最快只能于2006年行权,因此本文以2006至2008年间提出或通过股权激励预案的119家上市公司为样本,设置以下Logit模型和面板数据回归模型,研究股权激励下盈余管理程度对CEO行权概率的影响以及盈余管理和CEO行权对公司业绩的影响:Pj,tln=%0+%1DA(k)j,t+Xj,t!+Zj,t∀+Wj,t#(2)1-Pj,tADJROAj,t+1=&0+&1DA(k)j,t+&2EXERCISEj,t+Xj,t!+Zj,t∀+∃j,t(3)其中,Pj,t为年度t公司jCEO行权的条件概率,ADJROAj,t+1为年度t+1公司j经行业均值调整后的资产收益率,EXERCISEj,t为高管行权状况虚拟变量(CEO行权取值1,不行权取值0,非CEO行权则取值-1)。假设三要求模型(2)的系数估计值^%1>0且模型(3)的系数估计值^&1和^&2<0。三、变量和数据1股权激励根据Bergstresser&Philippon(2006),本文通过以下公式计算股权与期权占CEO总薪酬比率:001#PRICEj,t#CSHARESj,t+OPTIONSj,tINCENTIVEj,t=(4)001#PRICEj,t#CSHARESj,t+OPTIONSj,t+CASHPAYj,t其中,PRICEj,t为t年末公司j股票的收盘价,CSHARESj,t和OPTIONSj,t分别为j公司CEO于t年持有股票和期权的数量,CASHPAYj,t为CEO当年的现金薪酬,包括年薪和各类津贴。2盈余管理的度量本文使用可操纵应计利润绝对值DA(k)j,t衡量盈余管理,并通过以下六种方法估计DA(k)j,t:(1)DA(1)j,t:根据横截面Jones(1991)模型,使用同年度同行业所有上市公司的数据,对年度t公司j的总应计利润(Totalaccrual,TAj,t)进行以下回归分析:TAj,t1(REVj,tPPEj,t1=∋1+∋2+∋3+)j,t(5)Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1其中,TAj,t=((CAj,t-(CASHj,t)-((CLj,t-(CLDj,t)-DEPj,t,(CAj,t为流动资产增加额,(CASHj,t为现金及现金等价物增加额,(CLj,t为流动负债增加额,(CLDj,t为一年内到期的长期负债增加额,DEPj,t为折旧和摊销成本;Aj,t-1为上年度总资产,(REVj,t为销售收入增加额,PPEj,t为固定1资产。回归方程(5)的残差^)j,t即为DA(1)j,t(2)DA(2)j,t:根据Dechowetal(1995)修正的横截面Jones模型,将回归方程(3)的系数估计值^∋1、^∋2及^∋3代入以下公式,得到可操纵应计利润DA(2)j,t:TAj,t1(REVj,t(RECj,tPPEj,tDA(2)j,t=-^∋1-^∋2--^∋3(6)Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1其中,(RECj,t为应收账款净值增加额。(3)DA(3)j,t:根据Kotharietal(2005)修正的横截面Jones模型,在方程(3)内加入截距项∋0和公司资产收益率ROAj,t,得到以下新的回归方程:TAj,t1(REVj,tPPEj,t3=∋0+∋1+∋2+∋3+∋4ROAj,t+)j,t(7)Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1将回归方程(7)的系数估计值^∋0、^∋1、^∋2及^∋3代入以下公式,得到可操纵应计利润DA(3)j,t:91苏冬蔚、林大庞:股权激励、盈余管理与公司治理TAj,t1(REVj,t(RECj,tPPEj,tDA(3)j,t=-^∋0-^∋1-^∋2--^∋3-^∋4ROAj,tAj,t-1Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1(8)(4)DA(4)j,t:根据Raman&Shahrur(2008)修正的横截面Jones模型,在回归方程(7)和等式(8)中再加入公司成长性指标BMj,t(年末流通市值、非流通股份占净资产的金额、长期负债及短期负债之和除以年末总资产),其余步骤与DA(3)j,t相似。TAj,t1(REVj,tPPEj,t4=∋0+∋1+∋2+∋3+∋4ROAj,t+∋5BMj,t+)j,t(9)Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1TAj,t1(REVj,t(RECj,tPPEj,tDA(4)j,t=-^∋0-^∋1-^∋2--^∋3Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1-^∋4ROAj,t-^∋5BMj,t(10)(5)DA(5)j,t:根据Louis(2004)提出的流动应计利润横截面Jones模型,使用同年度同行业所有上市公司的数据,对流动应计利润TCAj,t进行以下回归分析:TCAj,t1(REVj,t(RECj,t5=∋1+∋2-+)j,t(11)Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-15其中,TCAj,t=((CAj,t-(CASHj,t)-((CLj,t-(CLDj,t)。回归(11)的残差^)j,t即为DA(5)j,t。(6)DA(6)j,t:根据Louisetal(2008)修正的横截面Jones模型,前期的总应计利润可用于推测当期的总应计利润,因此方程(3)应改为TAj,t1(REVj,tPPEj,tTAj,t-16=∋o+∋1+∋2+∋3+∋4+)j,t(12)Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-1Aj,t-16回归方程(12)的残差^)j,t即为DA(6)j,t。3公司治理因素(Xj,t)(1)产权与控制权结构:朱茶芬和李志文(2008)发现,国有上市公司受内部人控制、债务软约束和政府干预等因素的影响,公司治理机制较弱且会计指标的稳健性偏低,而薄仙慧和吴联生(2009)却发现国有控股和机构投资者持股有助于降低盈余管理。因此,本文使用控股股东类别(STATE)和第一大股东持股比例(LARGEST)衡量产权与控制权结构。(2)董事会结构:根据Cornettetal(2008),本文使用独立董事占董事会人数的比例(INDIRECTOR)以及总经理是否兼任董事长(CEOBOARD)衡量董事会独立性。(3)审计质量:根据Caramanis&Lennox(2008),审计质量对公司可操纵应计利润具有显著影响,因此本文设置以下三个变量衡量审计质量:一是AUDITCOM,即公司是否成立内部审计委员会;二是TOP4AUDIT,即财务报表是否由四大国际会计师事务所审计;三是AUDITOPION,即审计结果是否为 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的无保留意见。(4)债权人治理:本文使用年末总负债与总资产帐面值的比率(即财务杠杆,LEVERAGE)衡量债权人治理。蔡宁和魏明海(2009)认为,债权人的外部监督有助于降低公司盈余管理,因此财务杠杆与可操纵应计利润成反比,但是,沈红波等(2009)却认为,财务杠杆越高,公司陷入财务困境的概率就越大,因此CEO进行盈余管理的动机也就越强。(5)境外投资者持股(BHLISTING):若公司发行B或H股,BHLISTING取值为1,否则取值为0。沈红波等(2009)发现,境外投资者持股有助于改善公司盈余质量。4公司层面变量(Zj,t)本文使用资产收益率(ROA)衡量盈利能力,市值和帐面值之比(BM)衡量成长能力,t-2至t年间销售收入增长率标准差(STDGROWTH)、经营活动净现金流标准差(STDCASH)及销售收入标准922010年第11期差(STDSALE)衡量经营风险,年末总资产的自然对数(LNSIZE)衡量公司规模,公司股票是否被特别处理(ST)衡量财务状况是否出现异常。此外,鉴于CEO为避免公司股票被特别处理或为获取IPO、配股或增发新股的资格,可能进行盈余管理,本文还选取公司是否首次发行股票(IPO)、是否配股(RIGHTS)以及是否增发新股(SEO)作为控制变量。5数据本文使用股改后的数据,以2005年至2008年间1336至1573家非金融类上市公司为样本。所有原始数据来自CSMAR中国上市公司财务指标数据库、CSMAR中国上市公司治理结构研究数据库、CCER上市公司财务数据库和CCER中国上市公司治理结构数据库。此外,本文根据金融界网站提供的上市公司财务报表,对样本内所有CEO的持股数量、持有期权数量及现金薪酬数据进行仔细核实与补遗,最后共取得5456条股权激励数据。表1提供了各变量的含义和基本统计量。表1变量含义和基本统计量(2005%2008)变量含义观测值数均值标准差最小值最大值|DA1|Jones(1991)可操纵应计利润557601190307000017238|DA2|Dechowetal(1995)可操纵应计利润557601240448000024398|DA3|Kotharietal(2005)可操纵应计利润557501240428000024394|DA4|Raman&Shahrur(2008)可操纵应计利润557401220423000024293|DA5|Louis(2004)流动应计利润557601210316000017402|DA6|Louisetal(2008)可操纵应计利润526401240284000014243INCENTIVE股权和期权占CEO总薪酬比率54560062020601PROPOSAL董事会是否提出股权激励预案58440075026301PASS股东大会是否批准股权激励58440033017801STATE公司是否国有控股49500674046901LARGEST第一大股东持股比例496936678155350828523INDIRECTOR独立董事占董事会人数比例4969035700540083075CEOBOARD董事长和总经理两职设置状况49690103030501AUDITCOM公司内部是否设立审计委员会49680613048701TOP4AUDIT是否由四大会计师事务所审计49690063024301AUDITOPION审计意见是否标准无保留49690899030201LEVERAGE财务杠杆496906381274055191BHLISTING是否发行B或H股49690092028901ST公司是否被特别处理58440118032201IPO公司是否首次发行股票58440046021001RIGHTS公司是否配股58440003005501SEO公司是否增发股票58440056023001ROA资产收益率4969-00010827-512986109BM市值与账面值比496915612358000070157STDGROWTH销售收入增长率标准差496905022999000389999STDCASH经营活动净现金流标准差496900570483000029526STDSALE销售收入标准差496901090284000016860LNSIZE年末总资产的自然对数49692140911771410827346LNAGE公司上市年数的自然对数4968223003740294493苏冬蔚、林大庞:股权激励、盈余管理与公司治理四、实证结果表2提供了2005年至2008年面板数据计量模型(1)的估计结果。根据表中的结果,INCENTIVE的系数估计值^1均显著为负,INCENTIVE#PROPOSAL的系数估计值^2均不显著,而INCENTIVE#PASS的系数估计值^3则大部分显著为正(仅在DA(5)回归中不显著)。在未提出股权激励的公司中,INCENTIVE与盈余管理之间呈显著的负相关关系,当股权和期权占CEO总薪酬比率增加1个百分点,盈余管理幅度就下降0046至013个百分点,表明其它类型的CEO持股具有积极的公司治理效应。但是,股东大会已批准实施股权激励的51家公司中,INCENTIVE与盈余管理之间的负相关关系显著变弱,而且Wald双尾检验均无法拒绝1+2+3=0的零假设,表明正式通过股权激励的公司,其CEO持股削弱了公司治理。由此可见,本文无法拒绝假设一和假设二,股改后尚未提出激励预案的上市公司,其CEO股权和期权报酬与盈余管理呈显著的负相关关系,而提出或通过股权激励预案的公司,其CEO股权和期权报酬与盈余管理的负相关关系大幅减弱且不再统计显著。因此,正式的股权激励具有负面的公司治理效应,而其它类型的CEO持股则有助于改善公司治理。关于公司治理因素对盈余管理的影响,STATE的系数估计值在1%水平上均显著为负而LARGEST的系数估计值则在10%水平上均显著为正,国有控股公司的盈余管理幅度平均低于非国有控股公司20至43个百分点,而且大股东控股比例每上升1个百分点,公司盈余管理幅度将上升01至02个百分点,表明国有控股有助于降低盈余管理,而第一大股东控股则导致盈余管理水平上升。INDIRECTOR和CEOBOARD的系数估计值均不显著,表明董事会独立性不影响盈余管理。AUDITCOM的系数估计值大部分在10%水平上均显著为负,若公司内部设有审计委员会,其盈余管理水平将平均降低08至16个百分点;但是,TOP4AUDIT和AUDITOPION的系数估计值大部分不显著,表明审计质量不影响盈余管理。LEVERAGE的系数估计值仅两次在10%水平上统计显著为正,其余三次为负且没有统计显著,因此财务杠杆与盈余管理不存在负相关关系,债权人的公司治理效应不显著。BHLISTING的系数估计值均不显著,表明境外投资者持股不影响公司盈余质量。关于公司层面控制变量对盈余管理的影响,经营业绩良好、发展潜力偏弱或经营风险偏大的公司具有较高的盈余管理;若公司股票曾被特别处理,其盈余管理水平将平均上升47至89个百分点;另外,增发新股可能导致盈余管理水平上升,但是否上市或配股不影响盈余管理。表3提供了Logit模型(2)系数的边际影响值(Marginaleffect)。根据表中的结果,DA(k)的系数估计值大部分在10%水平上显著为正,可操纵应计利润每增加1个百分点,CEO行权的概率即增加0114至018个百分点,表明盈余管理程度越高,CEO行权的概率就越大。AUDITOPION和BH的系数估计值分别在10%和5%水平以上显著为负,表明审计结果为标准的无保留意见和境外投资者持股均有助于降低CEO行权的概率。TOP4AUDIT的系数估计值均在5%水平以上显著为正,表明财务报表由四大国际会计师事务所审计的公司,其CEO行权的概率较高。表4提供了股权激励下盈余管理和CEO行权对公司业绩影响的回归估计结果。本期的可操纵应计利润每增加1个百分点,下一期经行业均值调整的ROA将下降0082至0121个百分点,表明盈余管理程度越高,公司未来的业绩就越差;^&2均在1%水平上统计显著为负,CEO行权后,经行业均值调整的ROA将下降84至88个百分点,表明CEO行权导致公司业绩大幅下滑。由此可见,本文无法拒绝假设三,股权激励下CEO可能为行权而进行盈余管理,而且行权后公司业绩显著下降。942010年第11期表2股权和期权占CEO总薪酬比率与公司盈余管理的面板数据回归估计结果(2005%2008)变量DA(1)DA(2)DA(3)DA(4)DA(5)DA(6)-0050***-0130*-0119*-0114*-0047**-0046**INCENTIVE(0019)(0070)(0070)(0070)(0019)(0019)INCENTIVE-0010-0038-0062-00540006-0039#PROPOSAL(0038)(0094)(0082)(0075)(0044)(0028)INCENTIVE0100**0230*0252**0217*00840122**#PASS(0050)(0130)(0123)(0117)(0056)(0048)-0023***-0043***-0041***-0041**-0025***-0020***STATE(0006)(0016)(0016)(0015)(0006)(0006)0001***0002*0002*0002*0001***0001***LARGEST(0000)(0001)(0001)(0001)(0000)(0000)-0010**-0016***-0012**-0012**-0008-0008*AUDITCOM(0005)(0006)(0006)(0006)(0005)(0005)-0008-0025*-0019-0022*-00080006TOP4AUDIT(0009)(0013)(0013)(0013)(0009)(0010)-0018-000200230027-0011-0014AUDITOPION(0012)(0021)(0019)(0020)(0013)(0012)0010*-0012-0014-00170012**0008LEVERAGE(0005)(0015)(0013)(0014)(0006)(0005)0047***0087**0088**0087**0050***0055***ST(0014)(0037)(0036)(0036)(0015)(0014)-0022-0026-0032-0033-0059***-0030*IPO(0017)(0021)(0021)(0021)(0020)(0019)-0026-0038*00210035-00140064RIGHTS(0020)(0023)(0069)(0071)(0016)(0072)0069***0015000500010083***0065***SEO(0016)(0042)(0041)(0041)(0018)(0014)0005***0010***0006**0006**0006***0004***ROA(0001)(0003)(0003)(0003)(0001)(0001)-0005***-0007***-0005***-0006***-0006***-0003***BM(0001)(0002)(0002)(0002)(0001)(0001)0103***0104***0067***0037**0112***0088***STDCASH(0030)(0021)(0016)(0016)(0030)(0026)0083***0115***0089**0091**0105***0048**STDSALE(0026)(0039)(0036)(0033)(0028)(0022)-0007*000300010003-0006-0009**LNSIZE(0003)(0006)(0006)(0005)(0004)(0004)样本个数456645664566456645664566R2021702260211021202100211WaldTest1320231025501260143008501+2+3=0[0250][0128][0110][0262][0232][0356]注:括号内的数值为异方差稳健标准差,中括号内的数值为∗2双尾检验量的p-值,***、**和*分别表示双尾t-检验值在1%、5%和10%水平上统计显著。由于版面有限,表中省略了时间、行业和一些不显著的变量。95苏冬蔚、林大庞:股权激励、盈余管理与公司治理表3股权激励下盈余管理与CEO行权概率的Logit模型估计结果(2006%2008)变量DA(1)DA(2)DA(3)DA(4)DA(5)DA(6)0180**0175*0117*0114*0154*0106DA(k)(0095)(0094)(0065)(0063)(0098)(0066)001900190018001800170026STATE(0040)(0040)(0040)(0040)(0040)(0044)-0002-0002-0001-0001-0002-0002LARGEST(0001)(0001)(0002)(0002)(0001)(0002)003600370051005000420049AUDITCOM(0066)(0065)(0062)(0062)(0064)(0072)-0410*-0411*-0402*-0397*-0408*-0421*AUDITOPION(0280)(0280)(0292)(0292)(0283)(0296)0427***0429***0456***0449***0444***0480***TOP4AUDIT(0175)(0175)(0176)(0175)(0175)(0186)-0097**-0098**-0102***-0102***-0100**-0119**BH(0027)(0027)(0028)(0028)(0027)(0031)样本个数188188188188188175PseudoR2018901880180018001820164注:表中的系数为边际影响值(Marginaleffect),括号内的数值为异方差稳健标准差,***、**和*分别表示双尾t-检验值在1%、5%和10%水平上统计显著。由于篇幅有限,表中省略了时间、行业和一些不显著的变量。表4股权激励下盈余管理和CEO行权对公司业绩影响的回归估计结果(2006%2008)变量DA(1)DA(2)DA(3)DA(4)DA(5)DA(6)-0121**-0117**00580041-0082*0067DA(k)(0051)(0051)(0064)(0068)(0044)(0061)-0084***-0084***-0088***-0088***-0086***-0087***EXERCISE(0031)(0031)(0032)(0032)(0031)(0031)-0004-0005-0004-0005-00040005STATE(0024)(0024)(0024)(0024)(0024)(0025)000100010001000100010001LARGEST(0001)(0001)(0001)(0001)(0001)(0001)-0332**-0331**-0385**-0379**-0337**-0356**INDIRETOR(0168)(0168)(0162)(0162)(0167)(0168)-0034-0034-0037-0038-0036-0020CEOBOARD(0030)(0030)(0030)(0030)(0030)(0030)-0025*-0025*-0030**-0029**-0025*-0030**LNSIZE(0013)(0013)(0012)(0012)(0013)(0012)样本个数205205205205205190R2015501540139013501440138注:括号内的数值为异方差稳健标准差,***、**和*分别表示双尾t-检验值在1%、5%和10%水平上统计显著。由于版面有限,表中省略了时间、行业和一些不显著的变量。962010年第11期五、稳健性分析1内生性问题股权激励与盈余管理之间可能存在一定的内生关系,即盈余管理程度较高的公司更可能于股改后提出或实施CEO股权激励计划,导致股权和期权报酬与盈余管理之间呈正相关关系。为了研究盈余管理对股权激励的影响,本文使用2000年至2005年间1048%1336家公司的数据,对119家提出股权激励的公司和其它公司股改前的盈余管理进行比较。表5提供了双样本t检验和倾向得分匹配检验的结果。由表中的结果可见,两类样本的盈余管理水平没有统计显著的差别,因此股改前的盈余管理对股改后公司是否正式提出股权激励计划没有影响,股权激励的负面效应仅出现在股改之后。表5CEO股权激励与公司盈余管理的双样本t检验和倾向得分匹配检验(2000%2005)双样本t检验倾向得分匹配(Propensityscorematching)检验盈余处理组平均值控制组平均值提出股权激励 方案 气瓶 现场处置方案 .pdf气瓶 现场处置方案 .doc见习基地管理方案.doc关于群访事件的化解方案建筑工地扬尘治理专项方案下载 未提出股权激励方案平均值之差平均值之差管理(提出股权(未提出股权(t值)(t值)平均值标准差平均值标准差激励方案)激励方案)|DA(1)|0096010000990125-0003(-0499)00950099-0003(-0518)|DA(2)|0097010000990125-0003(-0416)00960099-0003(-0502)|DA(3)|00940097009301130001(0099)00940095-0001(-0079)|DA(4)|00920096009201080000(0054)009300930000(0060)|DA(5)|0098010201000128-0002(-0255)00990100-0000(-0053)|DA(6)|0095009500960109-0001(-0140)009800970000(0046)注:括号内的数值为t-检验值,零假设为提出与未提出股权激励方案的公司盈余管理水平相等。2股权激励下盈余管理的动机:基于盈余管理残差的假设检验除了行权之外,CEO进行盈余管理的动机很多,如避免公司因业绩较差被ST或PT处理;获取IPO、配股或增发新股的资格;协助大股东!掏空∀企业等。为了进一步检验假设三,本文将可操纵应计利润作为因变量,将是否上市、配股或增发新股、是否曾被ST、股权结构和公司治理等因素作为自变量,进行以下面板数据回归:DA(k)j,t=j+Xj,t!+Zj,t∀+Wj,t#++(k)j,t(13)回归的残差^+(k)j,t即为剔除上市、配股、增发、ST、股权结构和公司治理等因素影响后的盈余管理。在此基础上,本文设置以下Logit模型,研究未被解释的盈余管理对CEO行权概率的影响:Pj,tln=%0+%1^+(k)j,t+Xj,t!+Zj,t∀+Wj,t#(14)1-Pj,t此外,本文设置以下回归模型,研究未被解释的盈余管理和CEO行权对公司业绩的影响:ADJROAj,t+1=&0+&1^+(k)j,t+&2EXERCISEj,t+Xj,t!+Zj,t∀+∃j,t(15)表6提供了Logit模型的估计结果,^+(k)的系数估计值大部分在10%水平上显著为正(仅^+(5)不显著),^+(k)每增加1个百分点,CEO行权的概率即增加0125至0172个百分点,表明未被解释的盈余管理程度越高,CEO行权的概率就越大。表7提供了回归模型(15)的估计结果,^&1有三次在10%水平以上显著为负,本期未被解释的可操纵应计利润每增加1个百分点,下一期经行业均值调整的ROA将下降约008至012个百分点。由此可见,本文无法拒绝假设三,股权激励下CEO可能为行权而进行盈余管理,而且行权后公司业绩大幅下降。97苏冬蔚、林大庞:股权激励、盈余管理与公司治理表6未被解释的盈余管理与CEO行权概率的Logit模型估计结果(2006%2008)变量^+(1)^+(2)^+(3)^+(4)^+(5)^+(6)0172*0166*0127*0127*01400125*^+(k)(0097)(0097)(0068)(0066)(0100)(0070)002000190023002500190029STATE(0040)(0040)(0041)(0041)(0040)(0044)-0002-0002-0001-0001-0002-0002LARGEST(0001)(0001)(0002)(0002)(0001)(0002)-0368*-0370*-0404*-0403*-0374*-0415*AUDITOPION(0281)(0282)(0295)(0295)(0285)(0296)0409***0410***0441***0437***0419***0462***TOP4AUDIT(0174)(0174)(0173)(0173)(0174)(0184)-0099**-0100**-0100**-0100**-0101**-0116**BH(0027)(0027)(0028)(0028)(0027)(0031)0072**0072**0072**0071*0074**0053LNAGE(0035)(0035)(0037)(0037)(0036)(0050)样本个数188188188188188175PseudoR2018501840181018201790167注:表中的系数为边际影响值(Marginaleffect),小括号内的数值为异方差稳健标准差,***、**和*分别表示双尾t-检验值在1%、5%和10%水平上统计显著。由于版面有限,表中省略了时间、行业和一些不显著的变量。表7未被解释的盈余管理和CEO行权对公司业绩影响的回归估计结果(2006%2008)变量^+(1)^+(2)^+(3)^+(4)^+(5)^+(6)-0118**-0115**00550035-0077*0063^+(k)(0052)(0052)(0064)(0068)(0045)(0062)-0083***-0084***-0089***-0089***-0086***-0088***EXERCISE(0031)(0031)(0032)(0032)(0031)(0031)-0006-0006-0002-0003-00060005STATE(0024)(0024)(0024)(0024)(0024)(0025)000100010001000100010001LARGEST(0001)(0001)(0001)(0001)(0001)(0001)-0357**-0358**-0364**-0363**-0357**-0328*INDIRETOR(0166)(0166)(0165)(0165)(0165)(0173)-0026**-0026**-0029**-0028**-0026**-0028**LNSIZE(0013)(0013)(0013)(0013)(0013)(0012)样本个数205205205205205190R2015301520138013401420135注:括号内的数值为异方差稳健标准差,***、**和*分别表示双尾t-检验值在1%、5%和10%水平上统计显著。由于版面有限,表中省略了时间、行业和一些不显著的变量。982010年第11期六、总结本文从盈余管理的角度,研究产权结构多元化和CEO股权激励能否产生积极的公司治理效应,发现股改后尚未提出激励预案的上市公司,其CEO股权和期权占总薪酬比率与盈余管理呈显著的负相关关系,而提出或通过激励预案的公司,其CEO股权和期权报酬与盈余管理的负相关关系大幅减弱并不再统计显著,盈余管理加大了CEO行权的概率,而且CEO行权后公司业绩大幅下降,表明股权激励具有负面的公司治理效应,而其它类型的CEO持股则有助于改善公司治理。针对上述实证结果,本文认为,在国有企业产权结构多元化和股权激励改革过程中,有些上市公司缺乏长远战略,股权的限售期和行权等待期过短,不利于发挥股权激励的正常功能;有些公司将股权激励视为高管奖励而不是激励,业绩指标设置偏低,高管容易行权套现;有些公司的股权激励缺乏约束机制和有效监督,导致高管过于重视股价的短期变动,较少关注公司的长远发展;还有些公司利用股权激励操纵价格,在公告前压低股价,然后突然停牌公布激励方案,使股价迅速上涨,制造所谓的!股权激励行情∀进行套利活动。因此,只有继续深化国有企业改革、不断优化公司内外部治理结构、培育成熟理性的资本市场并加大监管力度,才能强化CEO与股东之间有效的制衡和监督机制,切实改善公司治理。参考文献薄仙慧、吴联生,2009:国有控股与机构投资者的治理效应:盈余管理视角,经济研究第2期。蔡宁、魏明海,2009:大小非减持中的盈余管理,审计研究第2期。丑建忠、黄志忠、谢军,2008:股权激励能够抑制大股东掏空吗,经济管理第17期。黄桂田、张悦,2008:管理层激励效应:基于上市公司的样本分析,金融研究第12期。沈红波、廖冠民、廖理,2009:境外上市、投资者监督与盈余质量,世界经济第3期。王华、黄之骏,2006:经营者股权激励、董事会组成与企业价值%%%基于内生性视角的经验分析,管理世界第9期。吴联生、王亚平,2007:盈余管理程度的估计模型与经验证据:一个综述,经济研究第8期。朱茶芬、李志文,2008:国家控股对会计稳健性的影响研究,会计研究第5期。Bartov,E.andP.Mohanram,2004,!PrivateInformation,EarningsManipulations,andExecutiveStockOptionExercises∀,AccountingReview79:889%920.Beneish,M.andM.Vargus,2002,!InsiderTrading,EarningsQuality,andAccrualMispricing∀,AccountingReview77:755%791.Bergstresser,D.andT.Philippon,2006,!CEOIncentivesandEarningsManagement∀,JournalofFinancialEconomics80:511%529.Burns,N.andS.Kedia,2006,!TheImpactofPerformancebasedCompensationonMisreporting∀,JournalofFinancialEconomics79:35%67.Caramanis,C.andC.Lennox,2008,!AuditEffortandEarningsManagement∀,JournalofAccountingandEconomics45:116%138.Cheng,Q.andD.B.Farber,2008,!EarningsRestatements,ChangesinCEOCompensation,andFirmPerformance∀,AccountingReview83:1217%1250.Cheng,Q.andT.D.Warfield,2005,!EquityIncentivesandEarningsManagement∀,AccountingReview80:441%476.Coles,J.L.,Daniel,N.D.andL.Naveen,2006,!ManagerialIncentivesandRisktaking∀.JournalofFinancialEconomics79:431%468.Cornett,M.M.,Marcus,A.J.andH.Tehranian,2008,!CorporateGov