股权激励制度与盈余管理程度
——基于中国上市公司的经验证据

何 凡

(四川教育学院 经济贸易管理系，四川 成都 610041)

一、引言

近年来学者们对我国上市公司盈余管理行为的研究表明，盈余管理是上市公司管理过程中广泛存在的行为。陆建桥认为我国上市公司均存在不同程度的盈余管理行为[1]；王化成发现了控制性大股东是造成盈余管理行为普遍存在的事实[2]；雷光勇也发现了配股盈余管理广泛存在的证据[3]。而且现有研究还认为实施股权激励制度的上市公司也存在盈余管理行为。耿照源认为实施股权激励的上市公司比未实施股权激励的上市公司在业绩目标处拥有更强的盈余管理动机，并且在企业的对外报表中也确实实施了盈余管理，使得报告盈余在业绩目标处出现反常现象[4]。胡国强认为有股权激励尤其是有基于股价的股权激励模式的上市公司经营者可能有短期盈余操纵行为[5]。肖淑芳发现股权激励计划公告日前三个季度，经理人通过操纵“操纵性应计利润”进行了向下的盈余管理，公告日后盈余存在反转现象[6]。上述研究对实施股权激励的公司是否存在盈余管理进行了分析，并且都给出了肯定的回答。但在实施股权激励过程中盈余管理的程度如何？股权激励的具体安排是否会影响盈余管理的程度？如果存在影响，其表现究竟如何？已有的研究显然还无法回答这些疑问，而这也成为本文要解答的问题。

二、文献回顾及研究假设

从股权激励制度的具体内容来看，激励股权的数量、激励模式、激励对象的范围、行权时长是影响激励对象股权激励收益大小的关键因素①。因此要回答上文提出的疑问，应逐一分析这些关键因素与盈余管理程度的关系。

1.激励股权数量与盈余管理

从激励对象的角度看，所获激励股权数量一般情况下是越大越好，因为获得的激励股权数量越大，在其它条件相同的情况下，将来获得的收益就越大，而产生的损失却是一定的。周建波指出我国实行股权激励的上市公司，在实行股权激励前的业绩普遍较高，存在选择性偏见[7]。这说明公司绩效越高，实施股权激励的可能性就较大，因此可以推断，实施股权激励前公司的绩效越高，获得的激励股权数量也越大。为了实现这样的目标，高管通过盈余管理使公司绩效提升的动机也就越强。另外，由于我国股权激励基本上是通过业绩指标来对高管人员进行考核的[8]，所以在实施股权激励之后，高管有可能首先通过盈余管理以达到获得约定数量的激励股权的条件。在其它条件相同的情况下，公司的绩效越高，在资本市场上其股票价格也应该越高，从而有较高的股票市场回报率，这为通过行权获得更高的收益打下基础。而且高管获得的激励股权数量越大，这种动机就越强烈。据此提出如下待检验的研究假设：

H1：实施股权激励前的盈余管理程度与激励股权数量存在正相关关系；

H2：实施股权激励后的盈余管理程度与实施股权激励后的公司股票市场回报率存在正相关关系。

2.股权激励模式与盈余管理

我国上市公司股权激励模式可以2006年为节点分为两段。在2006年以前，严格的说并不存在真正意义上的股权激励模式，有学者将其称为“创新模式”[8]。在这期间，我国上市公司采取了业绩股票、业绩单位、虚拟股票、股票增值权、延期支付等股权激励模式，其中“主要采用的股权激励模式是业绩股票模式(占56%)”[7]。在2006年以后，股权激励模式因为有了可以依照的规范而发生了较大的改变，也逐渐实现了真正意义上的股权激励。2006年在沪、深两市公布实施股权激励的46家上市公司中②，实施限制性股票的共9家、业绩股票1家、混合模式2家③、股票期权共34家。可见2006年前后股权激励模式差异很大，实施股票期权模式的公司数量大大增加，而实施业绩股票模式的公司数量快速减少。在上述模式中，限制性股票和业绩股票模式(后文统称为业绩模式)在实施过程中更多依赖的是公司的会计业绩指标，而混合模式和股票期权模式(后文统称为非业绩模式)则更多地依赖证券市场上公司股票的回报率指标。在会计指标和市场指标之间，就高管影响能力的大小来看，影响会计指标的能力更大；就影响上述指标的风险来看，影响会计指标的风险更小，所以可以合理的预期，在实施股权激励后，采用业绩模式的公司高管通过盈余管理达到行权条件并获得更高的行权收益的动机和能力更强。因此提出如下待检验的假设：

H3：股权激励模式的差异导致实施股权激励后的盈余管理程度产生显著差异，实施业绩股票模式的公司的盈余管理程度高于实施非业绩股票模式的公司的盈余管理程度。

3.行权时长与盈余管理

行权时长是影响激励对象的收益和风险的一个制度设计，在证监会发布的《上市公司股权激励管理办法》中对此进行了明确的规定，但仔细分析可以发现，公司选择行权时长的自由度是很大的。很明显，行权时长越长，高管进行盈余管理的难度越高而且风险越大；而行权时长越短，高管进行盈余管理的难度越低且风险相对较小。据此提出待检验的假设：

H4：实施股权激励后的盈余管理程度与行权时长存在负相关关系。

4.激励对象范围与盈余管理

激励对象范围的确定是股权激励制度另一个重要的方面，周建波等指出激励对象的范围影响实施股权激励后公司的业绩[7]。从盈余管理的角度来看，激励对象的范围的意义不在于是否存在盈余管理的动机，而在于其影响盈余管理的能力。当激励对象包含了本来应该对盈余管理行为进行监督的管理者时，高管进行盈余管理的能力将大大增强。可以预见，当激励对象包含监事时，监事出于自利动机对高管盈余管理进行监督的意愿和能力将可能降低。据此提出待检验的假设：

H5：与不包含监事时相比，激励对象包含监事时，公司实施股权激励前、后的盈余管理程度较高。

5.第一大股东特点与盈余管理

虽然第一大股东的特点不是股权激励制度具体内容的组成部分，但是鉴于以下两方面的原因，本文认为在研究股权激励制度与盈余管理程度的关系时有必要对此予以关注：一是有关研究都表明第一大股东对公司盈余管理存在重要的影响；二是在实施股权激励的上市公司中，第一大股东的影响依然明显。吴娓发现公司的第一大股东持股比例每增加一个百分点，股改公司同时推出股权激励方案的可能性也随之增大[11]。可以认为在实施股权激励的过程中，第一大股东对盈余管理依然能产生直接的影响，第一大股东的持股比例越高，其进行盈余管理的能力越强。从第一大股东的身份来看，国有股股东由于“所有者缺位”问题的存在，对盈余管理的监督能力可能较非国有股股东更差。据此提出如下待检验的假设：

H6：公司第一大股东的持股比例与实施股权激励前、后的盈余管理程度存在正相关关系；

H7：公司第一大股东身份的差异引起盈余管理程度的显著差异，当公司第一大股东为国有股股东时，公司实施股权激励前、后的盈余管理程度高于公司第一大股东为非国有股股东时的公司盈余管理程度。

三、研究方法

(一)样本选择及数据来源

2006年证监会发布了《上市公司股权激励管理办法》，我国上市公司在此之后的股权激励有了参照标准，真正意义上的股权激励模式得以广泛采用。因此本文选取的样本来自于最晚在2005年1月1日前上市，并且于2006年宣布已实施股权激励的沪、深两市的A股上市公司。之所以要求最晚在2005年1月1日前上市，是因为本文拟采用实施股权激励前1年的盈余管理数据衡量实施股权激励前的盈余管理程度。之所以不再将样本选取时间向后推移至2007和2008年，是因为为了对实施股权激励后的盈余管理有较准确的认识，本文拟采用实施股权激励后三年各年盈余管理程度的算术平均数对其进行衡量，因此2006年成为目前比较合适的时间窗口。

我们从上海证券交易所和深圳证券交易所网站得到了最晚在2005年1月1日前上市的所有上市公司2006年的年度报告，逐一进行分析，得到了在2006年实施股权激励的公司共46家，其中沪市24家，深市22家。然后在上述网站收集了这46家公司自2005年到2008年的年度报告，样本公司的年度报告不存在缺失，所以这46家公司成为了本文的研究样本。

(二)研究变量

1.被解释变量：盈余管理程度。本文借鉴王克敏等的线下项目模型计算相应年份的盈余管理程度[12]，具体模型为：线下项目指标=线下项目合计数÷总资产

2.解释变量。根据研究的需要，本文设置了激励股权占总股本的比例、市场回报率、行权时长、股权激励模式、第一大股东持股比例、第一大股东性质、激励对象是否包括监事等解释变量。

3.控制变量。根据现有研究的结论，公司规模、财务杠杆大小、股权制衡度等都可能影响公司的盈余管理。鉴于此，本文设置了公司规模、资产负债率、独立董事比例、股权制衡度等控制变量。各变量的具体定义见表1。

(三)回归模型

为了验证本文提出的研究假设，本文构建了如下的回归模型：

BJ=C+α1JS+α2Ln(size)+α3Frk+α4Z5+μ

其中，BJ代表被解释变量，JS代表解释变量，C代表截距项，αi为待估计的参数，μ为随机误差项。在运用SPSS13.0软件对上述模型进行处理的过程中，根据所检验的研究假设的需要，将适当的解释变量和被解释变量引入到回归模型，从而形成了10个回归模型。待验证的研究假设与各模型的对应关系、各个模型的被解释变量与解释变量的组成，以及预测的回归系数符号见表2。

表1 变量的选择与定义

表2 研究假设的验证模型

四、描述性统计和回归分析结果

(一)变量的描述性统计结果

从股权激励实施前后的盈余管理来看，正向和负向的盈余管理都存在，但平均值都是正数(分别为0.0673和0.0789)，表明正向盈余管理的程度高于负向盈余管理的程度。另外，将股权激励前后的盈余管理程度的统计指标进行对比可以发现，实施股权激励后的盈余管理无论是最大值、最小值还是均值，都比实施股权激励前的相应的统计值要大，可见在实施股权激励后，盈余管理程度有增大的趋势。

从激励股权占总股本的比例来看，上市公司之间存在较大的差异，最小值为1%，最大值为10%。实施股权激励后公司股票的市场回报率均值为7.82%，最高为79.31%，这一方面可能反映了股权激励的效果得以显现，另一方面与样本年度也存在一定的关系，在样本的时间窗口内，股市大幅上涨也是回报率较高的重要原因。从行权时长看，均值为34.3个月，最长的为72个月，最短为12个月，各公司差异较大。从股权激励前后公司第一大股东持股比例来看，均值都在30%以上，最大值为70%，这表明在实施股权激励的样本公司中，第一大股东的持股比例较高，这对公司的盈余管理行为可能会产生较大的影响(限于篇幅，描述性统计结果未以表格形式报告)。

(二)回归结果分析

表3是模型回归的结果。整体上看，各模型的解释变量的回归系数都与预测的符号相吻合，几乎所有模型的F值均通过了显著性检验；模型中调整的R2最低为0.094，最高为0.254，表明模型的拟合度较高。具体观察各模型的结果，发现除模型(2)、(5)和(6)中解释变量的回归系数未能通过显著性检验外，其余模型的解释变量的回归系数均通过了显著性检验。

模型(1)中Zls的回归系数为0.102，在5%的水平上显著，证实了H1，表明实施股权激励前的盈余管理程度与激励股权数量存在正相关关系；模型(2)中Ret的回归系数为0.007，但不显著，因此回归结果不支持H2。两者间的差异可以理解为：我国上市公司高管在股权激励实施前为了获得更多的激励股权而进行的盈余管理，与在实施股权激励后为了获得更大的行权收益而进行的盈余管理相比，更加倾向于前者。产生这一结果的原因可能是，我国上市公司在实施股权激励后，根据环境变化改变行权条件比较常见，与实施盈余管理行为相比，这能更加方便地对激励对象的行权收益提供保护。

模型(3)中Iem的回归系数为0.024，在1%的水平上显著，支持了H3。这表明股权激励模式显著地影响了公司的盈余管理行为，实行业绩股票模式时公司的盈余管理程度比实行非业绩股票模式时的盈余管理程度更加严重。模型(4)中Dot的回归系数为-0.029，在5%的水平上显著，证实了H4。这证明了行权时长与实施股权激励后的盈余管理程度之间存在显著的负相关关系。行权时长越长，在实施股权激励后进行盈余管理的难度越大，所以盈余管理程度较低，被激励的高管为了获得更大的行权收益，主要依靠公司绩效的真正提升而实现；而行权时长越短，在实施股权激励后进行盈余管理的难度越小，盈余管理程度会增加，被激励的高管为了获得更大的行权收益，会通过盈余管理的手段使公司绩效得以提升。

模型(5)和(6)的结果显示，Iop的回归系数为正，但都未能通过显著性检验，因此不支持H5。这表明激励对象是否包含监事，对公司实施股权激励前后的盈余管理程度都不产生影响。产生这样的结果，可能的原因是我国上市公司监事会的效率低下，对公司盈余管理的监督能力有限，因此激励对象是否包含监事，对监督其余激励对象的力度影响有限。

模型(7)和(8)分别检验公司第一大股东持股比例与股权激励实施前、后的盈余管理程度之间的关系，回归结果支持H6。这表明公司第一大股东持股比例较高时，被激励的管理者为了获得较高的股权激励收益，进行了较大程度的盈余管理，这样的结果也表明了公司股东对激励对象的监督不会随第一大股东持股比例的提高而提高，反而可能因为激励对象是第一大股东的利益代言人而降低对其进行监督的力度。将回归系数的值进行对比可以发现，模型(8)中ACr1的系数大于模型(7)中BCr1的系数，说明实施股权激励后，公司第一大股东对公司盈余管理的影响比实施股权激励前产生的影响更加明显。

表3 模型回归结果

模型(9)和(10)分别验证公司第一大股东性质与股权激励实施前、后盈余管理程度之间的关系。Idt的系数都为正数，并且都在5%的水平上显著，从而证实了H7，表明在实施股权激励之前或之后，公司第一大股东为国有股股东的公司的盈余管理都要比公司第一大股东为非国有股股东的公司更加严重。

(三)敏感性测试

为了测试上述结果对相关因素的敏感性，本文进行了如下的敏感性测试：首先测试模型对控制变量的敏感性，将各模型的控制变量剔除后进行了回归。新的结果除了显著性水平有所降低外，解释变量的回归结果与上述结果基本一致。然后检验了异常值对模型结果的影响，剔除残差为3个以上标准差的样本后进行回归，新的结果也未改变上述分析结果，从而证实了本文研究结论的稳健性。

五、结论及启示

通过对上市公司实施股权激励与盈余管理之间关系的研究，本文发现：(1)激励股权占总股本的比例与实施股权激励前的盈余管理程度呈显著的正相关关系，激励对象为了获得更多的激励股权，可能诱发股权激励实施前更严重的盈余管理；(2)股权激励模式能对实施股权激励后的公司盈余管理产生显著影响，实行业绩股票模式时，公司的盈余管理程度比实行非业绩股票模式时的盈余管理程度更加严重；(3)行权时长与实施股权激励后的盈余管理程度之间存在显著的负相关关系，在公司实施股权激励后，行权时长越长，公司盈余管理程度越低，而较短的行权时长可能会导致更严重的盈余管理；(4)公司第一大股东对股权激励实施前、后的盈余管理都能产生影响。从持股比例来看，持股比例越高，股权激励前后的盈余管理越严重；从第一大股东的股东性质来看，第一大股东为国有股股东时，盈余管理更加严重。

上述发现表明，为了对实施股权激励制度的公司的盈余管理进行有效监督，实施股权激励制度时应注意：(1)对实施股权激励前的公司绩效进行严格审计，并合理增加激励股权的数量；(2)尽可能选择非业绩股票模式作为股权激励的模式，股票期权和各种以风险抵押为前提的股权激励模式由于对激励对象存在硬约束，可能降低其通过盈余管理来提高股权激励收益的能力；(3)应合理地确定激励对象的行权时长，股权激励的行权时长不宜过短，否则可能导致比较严重的盈余管理。

注释：

①本文所指的行权时长是指首次授予的激励股权从授权日至可行权日之间的时间间隔。

②这46家样本公司获取的过程见第三部分中样本选取及数据来源部分。

③广州国光(证券代码为002045)实施了股票期权和股权增值权的混合模式，永新股份(证券代码为002014)实施了股票期权和业绩股票回购的混合模式。

④绝大多数样本公司首批授予的激励股权行权时长都在3年及3年以上，但也存在短于3年的少数样本。因此，在计算该指标时，对于前一类样本按照定义的计算方法计算，对于后一类样本，则根据其行权时长(1年或2年)分别确定均值，计算时间权数。

⑤样本公司中存在对监事进行选择性激励的现象，因此，对激励对象为监事会主席的情况，本文将其界定为激励对象包含了监事，对激励的监事小于等于监事总数的1/3，并且其中还不包括监事会主席的情况，本文将其界定为激励对象不包含监事。

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