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股权激励行权限制与盈余管理优序选择
来源:一起赢论文网     日期:2017-12-15     浏览数:1130     【 字体:

 《管理世界》( 月刊)2016年第11期摘要:基于中国上市公司股权激励行权时间限制和行权业绩考核的特殊制度背景,本文考察股权激励公司的盈余管理优序决策问题。研究发现分类转移、应计和真实活动盈余管理的优序因高管所持权益类型的不同存在显著差异。持有处于行权限制期限内的期权和限制性股票的高管最偏好分类转移,其次应计盈余管理,最后选择真实活动盈余管理;而持有可行权期权和非限制性股票的高管最偏好应计盈余管理,其次分类转移,最后选择真实活动盈余管理。实证结果表明,在股权激励情境下,分类转移的主要功能是帮助高管达到股权激励行权考核业绩条件和抬高股价,应计盈余管理则主要用于抬高股价,真实活动盈余管理由于损害公司长期业绩,成为最后的选择。三类盈余管理收益和成本的差异决定了高管对其偏好的优序。关键词:股权激励 盈余管理优序 分类转移 应计盈余管理 真实活动盈余管理一、引言所有权和控制权分离使要素集聚和风险分散成为可能,同时也成为现代公司代理问题的根源。上市公司的高管拥有较少或不拥有股权,不能和股东利益趋同。股权激励使高管获得上市公司部分权益,被视为协调高管—股东利益、降低代理成本的主要制度设计之一(Jensen & Meckling1976)。 但Bebchuk Fried2004)以及Bebchuk Fried2005)却指出股权激励脱离了公司业绩,成为代理问题的一种重要体现,而非缓解代理问题的治理机制。考察股权激励和盈余管理的关系可以检验股权激励是否具有公司治理作用,如果股权激励能够缓解代理问题,那么获得股权激励的高管将更加注重企业长期价值,减少盈余管理行为;如果股权激励成为代理问题的一部分,那么获得股权激励的高管将管理盈余增加短期收益(Healy1985;苏冬蔚、林大庞,2010)。 进一步考察行权限制如何影响股权激励和盈余管理的关系,可以检验行权限制是否能够抑制股权激励的负面经济后果或促进股权激励的公司治理作用。尽管已有学者对股权激励和盈余管理的关系进行了广泛讨论,发现股权激励可能诱使高管为了提升短期股价操纵盈余(Armstronget al. 2013Bergstresser & Philippon 2006Cheng & Warfield2005Cornett et al. 2008),但中国上市公司强制实施基于业绩考核的股权激励,并加以行权期限限制,使得高管在操纵盈余时需要平衡达到行权条件和提升短期股价双重目的。因此中国上市公司中股权激励和盈余管理的关系可能和西方国家有所不同,并且受到权益类型的影响。高管用以操纵盈余的最主要方式包括应计盈余管理(Healy1985)、真实活动盈余管理(Roychowdhury 2006)和分类转移(McVay 2006)三类。已有研究发现应计和真实活动盈余管理成本的不同会导致两类盈余管理的互相替代股权激励行权限制与盈余管理优序选择*□刘宝华 罗 宏 周 微* 本文得到2014年度教育部人文社会科学研究西部和边疆地区项目(14XJA 630002)、西南财经大学中央高校基本科研业务费专项资金(JBK 1407087)的资助,谨表谢忱。文责自负。- - 141股权激励行权限制与盈余管理优序选择中国上市公司研究(Cohen & Zarowin2010Zang 2012;龚启辉等,2015),李晓溪等(2015)基于应计盈余管理和分类转移的研究也有类似发现。授予高管股权激励会导致3 种盈余管理方式收益和成本的相对改变,因而会影响3 种盈余管理方式的选择优序①。我国强制实施基于业绩考核的股权激励,要求业绩达到或超过规定条件,高管才能获授和/ 或行使股权激励(肖淑芳等,2013)。 权益类型不同,高管管理盈余的动机随之产生差异,持有长期权益②的高管管理盈余的主要动机是达到股权激励行权业绩考核条件,以使其持有的长期权益获得流通之权利,持有短期权益③的高管管理盈余的主要动机是提高短期股价,以扩大其行权和交易股票之收益。《股权激励有关事项备忘录2 号》规定绩效考核指标如涉及会计利润,应采用扣除非经常性损益后的净利润(即核心盈余)。 分类转移、应计和真实活动盈余管理帮助高管达到行权业绩考核条件、提升短期股价的作用以及盈余管理成本各有差异,因而权益类型会影响高管对三类盈余管理方式的偏好顺序。使用2006~ 2014年中国A 股非金融行业上市公司为样本,本文实证研究发现:高管持有的长期权益越多,使用分类转移夸大的核心盈余程度越高,使用真实活动盈余管理夸大的净利润程度越低,并且长期权益不会影响应计盈余管理;高管持有的短期权益越多,分类转移和应计盈余管理程度越高,真实活动盈余管理程度越低。也即持有长期权益的高管最偏好分类转移,应计盈余管理次之,真实活动盈余管理再次之;持有短期权益的高管最偏好应计盈余管理,分类转移次之,真实活动盈余管理再次之。以上证据说明高管持有权益的公司进行应计盈余管理主要是为了提升短期股价,提高高管持有的短期权益之行权和股票交易收益;进行分类转移主要是为了达到长期权益行权考核条件,并提高短期股价;在其他盈余管理方式能够达到行权考核条件、提升短期股价时,放弃会对公司长期价值产生不良影响的真实活动盈余管理。本文进一步的研究发现分类转移和真实活动盈余管理有助于高管达到股权激励行权条件,应计盈余管理则对达到行权条件没有帮助;应计和真实活动盈余管理会恶化企业未来经营业绩,分类转移反而能提高企业未来经营业绩;此外分类转移能够显著提高下期行权业绩考核达标概率,相反真实活动盈余管理会降低下期行权业绩考核达标概率,应计盈余管理对企业下期行权业绩考核达标的概率没有显著影响。本文的研究贡献主要体现在以下几点:(1)理论分析和实证检验发现,股权激励以及行权限制会影响高管对分类转移、应计和真实活动盈余管理方式的偏好顺序,从盈余管理选择优序的视角提出了股权激励与盈余管理关系的新观点,丰富了股权激励经济后果和盈余管理动因方面的研究;(2)已有研究考察了成本差异导致的两类盈余管理之间的互相替代问题,本文将两类盈余管理的替代问题拓展到三类盈余管理的偏好顺序问题,并且将成本比较拓展到收益—成本权衡,丰富了盈余管理领域的文献;(3)众多国内学者发现正式的股权激励并不会导致应计盈余管理,本文的证据首次为该发现提供了合理解释,股权激励业绩考核基于核心盈余,和应计盈余管理相比,分类转移更能提高行权业绩考核达标概率,因此在股权激励情境下,分类转移替代了应计盈余管理。本文余下部分结构如下:第二部分回顾相关研究;第三部分在理论分析的基础上发展研究假设;第四部分介绍研究设计;第五部分报告主要实证分析结果;第六部分进行稳健性检验;最后,在第七部分陈述研究结论。二、相关文献回顾本文对两个领域的文献有所贡献。首先,本文与考察股权激励影响盈余管理的文献相关。股权激励和盈余管理的关系事关股权激励是否有效的学术争鸣,因而吸引了众多学者辛苦耕耘。国外学者主要关注与财务报告相关的盈余管理行为,但研究结论尚未达成一致。有的学者发现股权激励引发了各种盈余管理,比如盈余达到或刚好超过分析师预期(Cheng & Warfield2005)、应计盈余管理(Armstrong et al. 2013Bergstresser & Philippon 2006Cornett et al. 2008)以及财务报告重述(Arm strong et al. 2013Burns & Kedia2006Cheng &Farber 2008Efendi et al. 2007)。 也有学者发现股权激励和盈余管理无关或存在显著的负相关关系(Armstronget al. 2010Erickson et al. 2006Jayara man & Milbourn2015)。- - 142《管理世界》( 月刊)2016年第11期国内研究方面,苏冬蔚和林大庞(2010)发现股权分置改革后未正式提出股权激励计划的上市公司,其CEO 持股能抑制应计盈余管理;正式提出股权激励计划的上市公司,其CEO 持有的股权和期权与应计盈余管理没有显著关系。肖淑芳等(2009)发现在股权激励计划公告前,高管没有通过应计盈余管理调低利润,肖淑芳等(2013)进一步发现在股权激励实施前,为了降低考核基期业绩,高管进行了向下的真实活动盈余管理,但没有进行向下的应计盈余管理。在中国的制度背景下,高管股权激励为什么不会诱发应计盈余管理是中国资本市场上的一个“谜题”。中国实施的是基于业绩考核的股权激励,与国外股权激励制度有所差异,因此中国上市公司高管获授股权激励之后操纵盈余的动机也有区别。本文的研究说明持有处于行权限制期限内的期权和限制性股票的高管主要通过分类转移达到行权考核条件;持有可行权期权、已解锁限制性股票和非限制性股票的高管主要使用分类转移和应计盈余管理提升短期股价。其次,本文与考察不同盈余管理方式互相替代的文献相关。不同的盈余管理方式具有不同经济后果,因此不同盈余管理方式之间的互相替代吸引了众多学者的关注。Cohen 等(2008)说明萨班斯法案通过后,美国上市公司进行应计盈余管理的审查和诉讼成本提高,因而上市公司高管使用真实活动盈余管理替代了应计盈余管理。刘启亮等(2011)发现中国趋同国际会计准则并没有起到像萨班斯法案那样的治理效果。具体而言,我国实施趋同国际会计准则后,上市公司应计盈余管理有所提高,而真实活动盈余管理没有变化。Cohen Zarowin2010)发现上市公司再融资当年同时使用应计和真实活动盈余管理夸大净利润。盈余管理公司存在再融资后的业绩“变脸”现象,并且进行真实活动盈余管理的再融资公司在之后3 年业绩表现低于进行应计盈余管理的再融资公司。说明再融资后业绩下降不仅源于应计盈余管理导致的盈余反转现象,而且因为真实活动盈余管理对企业业绩造成了实质损害。此外,当审计质量较高、诉讼成本较高或会计柔性较差时,再融资公司会使用真实活动盈余管理替代应计盈余管理。李晓溪等(2015)发现中国公开增发业绩门槛由考察净利润转变为考察核心盈余后,上市公司在公开增发前使用分类转移替代了应计盈余管理。很多公司采用薪酬追回政策——授权董事会追回基于错报财务报告支付的高管薪酬,以期限制股权激励导致的盈余管理行为。Chan等(2015)说明薪酬追回政策提高了应计盈余管理的成本,因而有助于降低应计盈余管理程度,但意外诱发了真实活动盈余管理。Irani Oesch2016)借助券商合并的准自然实验发现跟踪上市公司的分析师减少使高管降低了真实活动盈余管理程度,同时提高了应计盈余管理。Zang2012)基于一般化的场景,考察了应计盈余管理和真实活动盈余管理的替代问题,也发现应计盈余管理成本的提高会诱使高管使用真实活动盈余管理替代应计盈余管理。虽然众多学者考察了两类盈余管理的替代,但是在模型化方面尚无建树,并且未能说明一类盈余管理成本的变化如何影响总的盈余管理程度。龚启辉等(2015)弥补了这一缺憾。他们的理论和实证结果都表明两类盈余管理之间存在部分替代关系,即一种盈余管理成本的上升会导致该种盈余管理程度的下降,另一种盈余管理程度的上升,总盈余管理程度下降。相对于上述文献,本文的贡献在于:首先,已有文献考察了应计和真实活动盈余管理的互相替代问题,上市公司常用的盈余管理方式还包括一类不影响净利润但影响盈余分布的分类转移。本文考察了股权激励情境下的盈余管理选择优序问题。正如Fields 等(2001)提到的那样,考察某一时点的个别盈余管理方式不能解释盈余管理的整体效果,尤其是不同盈余管理方式存在优序并互相替代时,独立地考察任何一种或多种盈余管理方式都很难得到明确的结论。其次,已有文献考察了相对成本差异驱动的盈余管理替代,本文则探讨了不同盈余管理方式收益—成本权衡导致的盈余管理选择优序问题,本文证实不仅盈余管理成本会影响盈余管理方式的选择,盈余管理收益也是影响盈余管理方式选择的重要因素。三、理论分析与研究假设基于股权激励行权限制制度安排,以行权限制- - 143股权激励行权限制与盈余管理优序选择中国上市公司研究为准绳可以将高管持有的期权和股权分类为长期权益和短期权益。处于行权限制期限内的期权和限制性股票需要等到行权限制期满并满足行权业绩考核条件才能转化为可行权期权和已解锁限制性股票,预期持有时间较长,因而可以分类为长期权益。可行权期权、已解锁限制性股票和非限制性股票在满足《证券法》和《公司法》相关规定的前提下可以快速变现,预期持有时间较短,可以分类为短期权益。盈余管理是指企业高管运用会计方法或安排真实交易改变财务报告结果的行为,盈余管理的主要目的是误导利益相关者对公司业绩的理解或影响以报告盈余为基础的契约(Healy & Wahlen1999)。 主要的盈余管理有三类:(1)应计盈余管理:通过调整会计政策或会计估计影响净利润(Healy1985);( 2)真实活动盈余管理:通过安排真实交易影响净利润(Roychowdhury 2006);( 3)分类转移:通过故意对核心盈余④和非经常性损益进行错误分类影响核心盈余(McVay 2006)。 通过将经常性成本或费用分类为非经常性费用,以及将非经常性收益分类为经常性收入可夸大核心盈余,反之亦然。从概念上看,分类转移属于一种特殊的应计盈余管理,主要通过选择会计科目而非会计估计操纵核心盈余。已有研究主要关注应计和真实活动盈余管理,直到McVay2006),分类转移才逐渐引起相关学者的注意。分类转移不影响净利润,只影响净利润中核心盈余和非经常性损益的分布。如果投资者只关注净利润或契约仅基于净利润,分类转移将无法影响财务报告使用者。但核心盈余连续性更高,更能预测企业未来盈余(Fairfield et al. 1996),因而投资者和分析师通常对核心盈余估值更高(Bradshaw & Sloan2002)。 管制者也更加关注核心盈余,比如我国公开增发业绩门槛和股权激励业绩考核都要求在会计业绩中剔除非经常性损益的影响。本文理论分析的步骤如下:第一,结合高管所持权益类型比较分类转移、应计和真实活动盈余管理的成本;第二,结合高管所持权益类型比较分类转移、应计和真实活动盈余管理的收益;最后结合成本—收益分析提出本文的研究假设。盈余管理的成本主要来自监管处罚和恶化企业未来业绩两个方面。应计盈余管理通过加速确认收入或延迟确认费用提高当期利润,本质是在不同的会计期间腾挪利润。增加本期利润意味着未来期间利润的降低。此外,管理应计盈余可能违反会计准则,监管处罚成本较高。真实活动盈余管理通过打折销售、加速生产和降低酌量性费用等手段提高销售收入和利润。真实活动盈余管理安排经营活动偏离正常商业规范,会对未来业绩产生不利影响。但真实活动盈余管理并未违反会计准则,因此监管处罚成本较小(Cohen et al. 2008Grahametal. 2005Zang 2012)。 Cohen Zarowin2010)发现再融资时进行的应计和真实活动盈余管理会对企业未来业绩产生不利影响,并且真实活动盈余管理的负面作用显著更大。王福胜等(2014)发现中国上市公司进行应计和真实盈余管理会恶化未来业绩,并且应计盈余对短期业绩影响更大,而真实活动盈余管理对长期业绩影响显著更大。相比于应计和真实活动盈余管理,分类转移有以下两点不同:第一,应计和真实盈余管理虽然能提高当期净利润,但会降低未来期间的利润。分类转移只是调整净利润中核心盈余和非经常性损益的分布,并没有额外操纵净利润,因此不会对未来期间利润产生影响;第二,分类转移不影响净利润,因而受到管制者和审计师的审查力度较小。此外核心盈余和非经常性损益的划分标准更为模糊,也增加了管制者和审计师的审查难度。因此就盈余管理成本的两个主要方面“恶化企业真实业绩和监管处罚成本”而言,分类转移的成本都显著更小(Haw et al. 2011McVay 2006),根据以上分析本文推论分类转移的成本小于应计和真实活动盈余管理。Graham等(2005)的调查以及Cohen 等(2008)的实证研究都发现随着诉讼风险的提高以及投资者日益成熟,高管越来越倾向于使用真实活动盈余管理替代应计盈余管理。说明一般情况下,真实活动盈余管理对于高管的私人成本小于应计盈余管理的成本。但真实活动盈余管理改变了公司实际经营活动,因而将对公司未来现金流、经营业绩以及长期价值产生负面影响(王福胜等,2014)。 这种负面影响通过高管持有的权益被加强。高管持有的长期权益需要等到行权限制期满并满足行权限制条件才能转化为短期权益或变现。真实活动盈- - 144《管理世界》( 月刊)2016年第11期余管理损害公司长期业绩会对长期权益价值产生负面影响,甚至使得长期权益因行权业绩考核条件不能满足而被取消。相反,持有短期权益的高管却可能通过提前变现避免长期业绩下降的事后清算。因此本文推论对于持有长期权益的高管而言,真实活动盈余管理的成本最高,应计盈余管理次之,分类转移最小。对于持有短期权益的高管而言,应计盈余管理的成本最高,真实活动盈余管理次之,分类转移最小。股权激励并未改变股东和高管利益取向的不同,股东希望最大化股东财富,高管希望低成本获得股权激励并达到行权条件,最终以高于股权激励获取成本的价格出售股权(杨慧辉等,2012)。 对于持有未到期期权和限制性股票的高管而言,最大化收益的关键在于企业业绩满足行权条件从而避免股权激励变成一纸空文。就达成行权条件而言,高管可能通过盈余管理夸大业绩。《股权激励有关事项备忘录1 号》规定股权激励计划实施后到每个可行权期都必须进行绩效考核。《股权激励有关事项备忘录2 号》进一步规定绩效考核指标应包含财务指标和非财务指标。绩效考核指标如涉及会计利润,应剔除非经常性损益的影响,采用核心盈余。吴育辉和吴世农(2010)发现我国上市公司实施的股权激励计划中使用净利润增长率和净资产收益率作为业绩考核指标的公司超过80% ,绝大部分公司甚至仅基于会计利润设置考核指标⑤。因此,就达成行权业绩考核条件而言,分类转移通过故意错误分类直接夸大核心盈余,应计盈余管理和真实活动盈余管理则主要夸大净利润,因而分类转移能够更大程度达到夸大核心盈余的目的。根据上文分析,分类转移只是将经常性成本或费用故意错误分类为非经常性损失,将非经常性收益故意错误分类为经常性收入,既不会影响企业未来收益,也不会引起管制者和审计师的过度审查。是收益最高而成本最低的盈余管理方式。应计盈余管理夸大净利润,帮助高管达到股权激励行权业绩条件的能力不如分类转移直接和有效,并且应计盈余管理的成本高于分类转移。持有长期权益的高管可能使用分类转移替代应计盈余管理。真实活动盈余管理因为安排经营活动偏离正常商业政策,影响未来现金流、经营业绩以及长期价值。虽然真实活动盈余管理能够帮助高管满足当期业绩考核,但却不利于剩余长期权益的价值,也会对未来期间的业绩考核产生负面影响。因而持有长期权益激励的高管在分类转移能够达成当期业绩考核的情况下,可能降低真实活动盈余管理。根据以上推论,本文提出假设1 。假设1 :高管持有的长期权益激励越多,使用分类转移夸大核心盈余的程度越大;使用真实活动盈余管理夸大净利润的程度越小;并且长期权益激励不会影响应计盈余管理。对于持有可行权期权、已解锁限制性股票和非限制性股票的高管而言,最大化收益的方法主要是通过向上的盈余管理拉升股价,以便在股价高企时出售股票。3 种盈余管理方式都能达到此目的。核心盈余连续性更高,更能预测企业未来盈余(Fair field et al. 1996),因而投资者和分析师通常对核心盈余估值更高(Bradshaw & Sloan2002)。 分类转移夸大核心盈余,对当期股价的正面拉升作用最为明显,而且成本最低,因而持有短期权益的高管进行分类转移夸大核心盈余的动机最大。应计和真实活动盈余管理都能夸大净利润,提升股价。应计盈余管理本质上只是将净利润在不同会计期间进行转移,不会对公司价值产生实质损害,主要成本来源于审计师审查和诉讼成本,但是中国的投资者保护薄弱,信息不对称较为严重,投资者不够成熟等特征使得审计师审查力度不大且诉讼风险不高,降低了应计盈余管理的成本。因而持有短期权益的高管可能会采用应计盈余管理夸大净利润。真实活动盈余管理会实质损害公司长期价值,对于预期会在上市公司长期工作的高管而言,会损害其未来期间的经济利益和声誉。当分类转移和应计盈余管理能够满足短期利益时,高管可能放弃损害长期价值的真实盈余管理。根据以上推论,本文提出假设2 。假设2 :高管持有的短期权益激励越多,使用分类转移夸大核心盈余的程度越大;使用应计盈余管理夸大净利润的程度越大;使用真实活动盈余管理夸大净利润的程度越小。假设1 和假设2 预测盈余管理选择优序因股权激励类型而异。本文进一步分析盈余管理动机强烈程度对股权激励和盈余管理选择优序的关系。- - 145股权激励行权限制与盈余管理优序选择中国上市公司研究《股权激励有关事项备忘录1 号》规定上市公司实施股权激励后的业绩不能低于历史水平,即上市公司历史业绩越好,股权激励行权业绩考核条件的设置将更为严格。在行权业绩考核指标的设定上存在着类似“鞭打快牛”的现象。超过80% 的上市公司使用净利润增长率以及净资产收益率作为行权业绩考核条件(吴育辉、吴世农,2010)。 上期净利润增长率和净资产收益率越高,上市公司对行权业绩考核指标的设定会基于历史业绩“水涨船高”,当期达到行权条件所需业绩更为严苛⑥。因此其他因素不变的情况下,高管更难达到行权业绩考核条件,从而操纵盈余的动机更强。此外,SkinnerSloan2002)证实,如果高增长企业未能达到盈余预期,将会遭致更负面的股市反应。而且高增长企业可能授予高管更多的股权激励(吕长江等,2011),因而高增长企业的高管操纵盈余达到投资者预期的动机更强。根据以上推论,本文提出假设3 。假设3 :在高增长和高盈余企业中,持有股权激励的高管操纵盈余管理的程度整体更高。四、研究设计(一)样本选择和数据来源20051231日,中国证监会发布《上市公司股权激励管理办法(试行)》,20069 30日,国资委和财政部又联合下发《国有控股上市公司(境内)实施股权激励试行办法》指引国有和民营上市公司进行股权激励,完善公司治理。因此,本文选择2006~ 2014年中国非金融行业A 股上市公司作为初始样本,并剔除了相关变量缺失的样本。本文对所有的连续变量进行了上下1 % 的缩尾(winsorize )处理。高管持有的期权和限制性股票数据根据上市公司年度财务报告、股权激励计划和股权激励公告手工收集,原始数据来自WIND金融终端和巨潮资讯网。高管持有的非限制性股票、财务数据、公司治理数据和企业产权性质的数据来自WIND金融终端、CSMAR数据库和CCER 数据库。(二)主要变量说明1 . 分类转移参照McVay2006),使用非预期的核心盈余水平(UE_CE)以及非预期的核心盈余变化(UE_ CE)衡量分类转移。根据模型(1)分行业—年度回归拟合预期核心盈余,取其残差为非预期核心盈余水平。并根据模型(2)分行业—年度回归拟合预期核心盈余变化,取其残差为非预期核心盈余变化。(1)(2)其中,CE为经期初总资产标准化的核心盈余,核心盈余等于剔除非经常性损益后的净利润;△CE等于CE的变化值;ATO 为总资产周转率;△ATO ATO 的变化值;Acc 为经期初总资产标准化的核心应计盈余,核心应计盈余等于核心盈余减经营现金净流量;△% Sales为主营业务收入增长率;当△%Sales为负时,Neg_ %Sales等于△% Sales,否则Neg_ % Sales等于0 2 . 应计盈余管理参照Dechow等(1995)计算应计盈余管理程度,首先运用分行业—年度数据对模型(3)进行回归,拟合系数,然后将其带入模型(4)计算可操控性应计利润。(3)(4)其中,TAC 为总应计利润,等于净利润减去经营活动现金流量;TA为总资产;△Sales为销售收入变化量;PPE 为固定资产原值;△AR为应收账款变化量。3 . 真实活动盈余管理参照Roychowdhury2006),使用异常经营活动现金流、异常生产成本和异常酌量费用衡量真实活动盈余管理。首先分行业—年度数据对模型(5)、(6)和(7)进行回归,并在其残差的基础上计算真实活动盈余管理程度。(5CE t = β0 + β1 CE t - 1 + β2 A TO t + β3 A cct + β4 A cct - 1+ β5 Δ % S al e st + β6 N e g_Δ % S al e st + εtΔ CE t = ϕ0 + ϕ1 CE t - 1 + ϕ2 Δ CE t - 1 + ϕ3 Δ A TO t+ ϕ4 A cct + ϕ5 A cct - 1 + ϕ6 Δ % S al e st+ ϕ7 N e g_Δ % S al e st + μtTA C tTA t - 1= α0æèçöø÷1TA t - 1+ α1æèçöø÷Δ S al e stTA t - 1+ α2æèçöø÷P P E tTA t - 1+ εtDA t =TA C tTA t - 1- α̂0æèçöø÷1TA t - 1- α̂1æèçöø÷Δ S al e st - Δ A R tTA t - 1- α̂2æèçöø÷P P E tTA t - 1CF O tTA t - 1= α0 + α1æèçöø÷1TA t - 1+ α2æèçöø÷S al e stTA t - 1+ α3æèçöø÷Δ S al e stTA t - 1+ εt- - 146《管理世界》( 月刊)2016年第11期(6)(7)其中,CFO 为经营现金净流量;Sales为销售收入;PROD 为生产成本,等于销售成本加存货的变化量;DISEXP为酌量性费用,等于管理费用加销售费用⑦。参 照Roychowdhury 2006)和 刘 启 亮 等(2011),使用(- 1)× 异常现金流(R_CFO)、异常生产成本(R_PROD)、( - 1)× 异常酌量费用(R_DISEXP)分别衡量现金流操控、生产操控和费用操控,并用以上三项之和(REM=R_CFO+R_PROD+R_DISEXP)作为真实活动盈余管理程度的替代变量。4 . 股权激励参照Bergstresser Philippon 2006)以及苏冬蔚和林大庞(2010)使用股价上涨1 % ,权益价值增量占总薪酬的比例衡量股权激励强度。长期权益激励强度PPSunvested等于股价上涨1 % 时,未到期期权和未解锁限制性股票价值增量占总薪酬的比例。短期权益激励强度PPSvested等于股价上涨1 %时,可行权期权、已解锁限制性股票和非限制性股票价值增量占总薪酬的比例,股权激励强度PPS 等于PPSunvested加上PPSvested⑧。(8)(9)(10)其中,price 代表股票年末收盘价;OPTunvestedOPTvested分别代表高管持有的处于行权限制期限内的期权和可行权期权,RSTK代表未解锁限制性股票,STK 代表已解锁限制性股票和非限制性股票,Cashpay代表高管货币薪酬。(三)回归模型本文主要考察股权激励对三类盈余管理的影响,参照CohenZarowin2010)以及Zang 2012)在考察一种盈余管理的影响因素时控制另一种盈余管理方式。具体模型如(11)和(12):(11)(12)控制变量包括企业产权性质(SOEs),当上市公司实际控制人产权性质为国有企业时取1 ,否则取0 ;审计质量(Big4),当上市公司年报审计师为四大会计师事务所时取1 ,否则取0 ;公司规模(Size),等于总资产加1 然后取自然对数;财务杠杆(Lever),等于资产负债比率;增长(Growth ),等于主营业务收入增长率;两职合一(Dual ),当董事长兼任总经理时取1 ,否则取0 ;董事会规模(Boardsize ),等于董事会总人数加1 然后取自然对数;董事会独立性(Indedir ),等于独立董事占董事会总人数的比例;行业(Ind)和年度(Year )固定效应。本文理论分析是否正确依赖于对分类转移、应计和真实活动盈余管理成本和收益分析的正确性,因此本文在进一步分析中考察3 种盈余管理方式对达到股权激励行权业绩条件的影响,以考察3 种盈余管理的收益,回归模型如二元选择模型(13),在回归中使用probit 方法估计系数。(13)本文考察3 种盈余管理方式对企业下期业绩以及下一年达到行权业绩考核条件的影响以考察3 种盈余管理方式的成本。盈余管理对企业下期业绩的影响模型如(14),参照王福胜等(2014)的研究,使用经总资产标准化的营业利润(Profit)和经主营业务收入标准化的经营现金净流量(CFO )作为经营业绩的衡量。盈余管理对企业下一年达到行权业绩考核条件概率的影响如模型(15),在回归中使用probit 方法估计系数。P RO D tTA t - 1= α0 + α1æèçöø÷1TA t - 1+ α2æèçöø÷S al e stTA t - 1+ α3æèçöø÷Δ S al e stTA t - 1+ α4æèçöø÷Δ S al e st - 1TA t - 1+ εtDIS E X PtTA t - 1= α0 + α1æèçöø÷1TA t - 1+ α2æèçöø÷S al e st - 1TA t - 1+ εtP P S unv e s t e d = [0. 01 × p r i ce × (O P Tunv e s t e d+ RS TK ) ]/[0. 01 × p r i ce × (O P Tunv e s t e d + RS TK+ O P Tv e s t e d + S TK ) + Ca s h pay ]P P S v e s t e d = [0. 01 × p r i ce × (O P Tv e s t e d + S TK ) ]/[0. 01 × p r i ce × (O P Tunv e s t e d + RS TK+ O P v e s t e d + S TK ) + Ca s h pay ]P P S = P P S unv e s t e d + P P S v e s t e dU E _CE (U E _Δ CE ) = α0 + α1P P S unv e s t e d+ α2P P S v e s t e d + β1 DA + β2S O E s + β3 Bi g4+ β4S i ze + β5Le v e r + β6Growth + β7 Dual+ β8 Boar d s i ze + β9Ind e d i r + Ind + Ye ar + εDA( RE M ) = α0 + α1P P S unv e s t e d + α2P P S v e s t e d+ β1U E _CE + β2S O E s + β3 Bi g4 + β4S i ze + β5Le v e r+ β6Growth + β7 Dual + β8 Boar d s i ze + β9Ind e d i r+ Ind + Ye ar + εPr ob ( E x e r ci s e = 1) = α0 + α1 E M + α2 N E M+ β1S O E s + β2 Bi g4 + β3S i ze + β4Le v e r+ β5Growth + β6 Dual + β7 Boar d s i ze+ β8Ind e d i r + Ind + Ye ar + εPr ofitt + 1( ) CF O t + 1 = α0 + α1 E M + β1S O E s+ β2 Bi g4 + β3S i ze + β4Le v e r + β5Growth- - 147股权激励行权限制与盈余管理优序选择中国上市公司研究(14)(15)其中,下标t + 1 t - 1 分别代表未来一期和上一期的指标,没有下标则默认为第t 期。当上市公司业绩达到股权激励行权条件时,Exercise1 ,否则取0 EM代表3 种盈余管理程度,NEM代表对应的非操控性利润。具体而言分类转移(UE_CEUE_CE)分别对应预期核心盈余水平(EX_CE )或变化(EX_ CE);应计盈余管理(DA)对应非操控应计利润(NDA );真实盈余管理(REM)对应剔除真实盈余管理影响的净利润(NREM=ROA-REM)。 因为3 种盈余管理之间存在较强的相关性,为避免多重共线问题,在回归时每次仅考察一种盈余管理,而非将3种盈余管理程度的替代变量全部放入回归模型。变量定义情况见表1 。五、实证结果分析(一)描述性统计结果为避免数据极端值的影响,对连续变量进行了上下1 % winsorize 处理,PPSunvested仅对非零部分进行了99%-1 winsorize 处理。变量的描述性统计结果如表2 所示。在三类盈余管理中真实活动盈余管理(REM)标准差最大,应计盈余管理(DA)次之,分类转移(UE_CEUE_ CE)最小。股权激励(PPS)均值为0 . 145 ,标准差为0 . 293 ,短期权益激励的分布和股权激励(PPSvested)较为类似,说明中国上市公司高管持有的权益主要是短期权益,长期权益激励(PPSunvested)的均值仅为0 . 003 ,标准差为0 . 023 p 750 ,说明我国上市公司正式实施股权激励计划处于起步探索阶段。其他变量的取值都在比较正常的范围内⑨。(二)相关系数分析表3 中报告了主要变量之间的相关性分析结果,下三角矩阵报告的是皮尔森相关系数;上三角矩阵中报告的是斯皮尔曼秩相关系数。表3 的结果说明:(1)分类转移的两个替代变量UE_CEUE_ CE相关性系数高达0 . 850 ,并在1 % 的水平上显著正相关,说明分类转移的衡量方式存在内在一致性。(2)以UE_CE为例,分类转移与应计盈余管理(DA)以及真实活动盈余管理(REM)的相关系数分别为- 0 . 071p<0 . 000)和- 0 . 374p<0 . 000),说明分类转移替代了成本较高的应计和真实活动盈余管理,分类转移对真实活动盈余管理的替代更为明显。(3)长期权益激励(PPSun vested)与分类转移显著正相关(p<0 . 000);与应计盈余管理不相关;与真实活动盈余+ β6 Dual + β7 Boar d s i ze + β8Ind e d i r+ Ind + Ye ar + εP r ob( E x e r ci s e = 1) = α0 + α1 E M t - 1 + β1S O E s+ β2 Bi g4 + β3S i ze + β4Le v e r + β5Growth+ β6 Dual + β7 Boar d s i ze + β8Ind e d i r+ Ind + Ye ar + ε表1 变量定义变量符号UE_CEEX_CEUE_ CEEX_ CEDANDAREMNREMPPSPPSunvestedPPSvestedExerciseProfitCFOSOEsBig4SizeLeverGrowthDualBoardsizeIndedir变量名称为度量方法非预期核心盈余衡量的分类转移程度,算法见正文和模型(1);预期核心盈余,算法见正文和模型(1);非预期核心盈余变化衡量的分类转移程度,算法见正文和模型(2);预期核心盈余变化,算法见正文和模型(2);可操控性应计利润衡量的应计盈余管理程度,算法见正文和模型(4);非操控性应计利润,算法见正文和模型(3);真实活动盈余管理程度,算法见正文和模型(5)、( 6)、( 7);剔除真实活动盈余管理后的业绩;股权激励强度,算法见正文和模型(10);长期权益激励强度,算法见正文和模型(8);短期权益激励强度,算法见正文和模型(9);行权,当企业业绩达到股权激励行权业绩考核条件时,取1 ,否则取0 ;营业利润率,等于营业利润除以总资产;经营现金流量,等于经营现金净流量除以主营业务收入;企业产权性质,当上市公司实际控制人产权性质为国有企业时取1 ,否则取0 ;审计质量,当上市公司年报审计师为四大会计师事务所时取1 ,否则取0 ;公司规模,等于总资产加1 然后取自然对数;财务杠杆,等于资产负债比率;增长,等于主营业务收入增长率;两职合一,当董事长兼任总经理时取1 ,否则取0 ;董事会规模,等于董事会总人数加1 然后取自然对数;董事会独立性,等于独立董事占董事会总人数的比例。表2 描述性统计分析变量UE_CEUE_ CEDAREMPPSPPSunvestedPPSvestedExerciseProfitt+ 1CFO t+ 1SOEsBig4SizeLeverGrowthDualBoardsizeIndedir样本量120751207512075120757651619312075120751207512075均值0.001- 0.0010.004- 0.0040.1450.0030.1420.6460.0300.0730.5500.10221.8890.4920.5760.1722.2900.367标准差0.0360.0380.0860.2280.2930.0230.2910.4790.0700.2500.4980.3031.2440.2032.1450.3770.1800.051最小值- 0.119- 0.115- 0.270- 0.8220.0000.0000.0000.000- 0.259- 1.2510.0000.00019.2370.064- 0.7830.0001.7920.286p25- 0.016- 0.018- 0.040- 0.1030.0000.0000.0000.0000.0060.0050.0000.00021.0110.341- 0.0580.0002.1970.333中位数0.001- 0.0020.0030.0200.0010.0000.0011.0000.0290.0701.0000.00021.7540.5010.1070.0002.3030.333p750.0180.0150.0460.1280.0410.0000.0331.0000.0620.1631.0000.00022.6190.6460.3930.0002.3030.400最大值0.1190.1380.2930.5940.9570.4670.9641.0000.2240.8551.0001.00025.6000.91617.2291.0002.7730.571- - 148《管理世界》( 月刊)2016年第11期管理显著负相关(p<0 . 000);该结果与假设1 一致。(4)短期权益激励(PPSvested)与分类转移以及应计盈余管理显著正相关(p<0 . 000);与真实活动盈余管理显著负相关(p<0 . 000);该结果与假设2 一致。(三)单变量比较分析表4 报告了分类转移、应计和真实活动盈余管理程度的单变量差异分析结果。Panel A 按照高管是否持有长期权益分组,结果显示,和控制组公司相比,高管持有长期权益的公司分类转移夸大的核心盈余程度更高,应计和真实活动盈余管理夸大的净利润程度更高。并且在两组公司中,三类盈余管理的差异都在1 % 的统计水平上显著。Panel B 按照高管是否持有短期权益分组,结果显示,和控制组公司相比,高管持有短期权益的公司分类转移夸大的核心盈余程度更高,应计和真实活动盈余管理夸大的净利润程度更高。并且在两组公司中,三类盈余管理的差异都在1 % 的统计水平上显著。此外,就差异程度而言,长期权益激励对盈余管理程度的影响更大。(四)多元回归分析本文首先以股权激励(PPS )为解释变量,分析股权激励对分类转移、应计和真实活动盈余管理的影响,进一步地,将股权激励分解为长期权益激励(PPSunvested)和短期权益激励(PPSvested),考察长期权益和短期权益对三类盈余管理的影响并比较其差异。具体结果如表5 所示。从表5 的实证结果看,当被解释变量为UE_CE时,PPS 的系数为0 . 005 ,且在1 % 的水平上显著,说明股权激励公司的分类转移显著更高。进一步,将股权激励分解为长期权益激励和短期权益激励,PPSunvested的系数为0 . 040 ,在5 % 的水平上显著;PPSvested的系数为0 . 005 ,在1 % 的水平上显著;并且PPSunvested的系数在10% 的水平上显著大于PPSvested的系数。当被解释变量为UE_ CE时,回归结果显示,PPS 的系数为0 . 006 ,且在1 % 的水平上表3 相关性分析 表4 单变量差异比较UE_CEUE_ CEDAREMPPSunvestedPPSvestedUE_CE1.0000.850***[ 0.000]- 0.071***[ 0.000]- 0.374***[ 0.000]0.036***[ 0.001]0.071***[ 0.000]UE_ CE0.833***[ 0.000]1.000- 0.031***[ 0.001]- 0.340***[ 0.000]0.052***[ 0.000]0.069***[ 0.000]DA- 0.113***[ 0.000]- 0.081***[ 0.000]1.0000.385***[ 0.000]0.002[ 0.788]0.068***[ 0.000]REM- 0.382***[ 0.000]- 0.345***[ 0.000]0.374***[ 0.000]1.000- 0.073***[ 0.000]- 0.081***[ 0.000]PPSunvested0.073***[ 0.000]0.086***[ 0.000]0.040***[ 0.000]- 0.095***[ 0.000]1.0000.025***[ 0.006]PPSvested0.078***[ 0.000]0.067***[ 0.000]0.060***[ 0.000]- 0.072***[ 0.000]0.268***[ 0.000]1.000注:中括号中报告的是伴随概率p 值;* ***** 分别代表在10% 5% 1% 的统计水平上显著。PanelA 长期权益激励比较分析UE_CEUE_ CEDAREMPanelB 短期权益激励比较分析UE_CEUE_ CEDAREM1PPSunvested = 0 样本样本量11286112861PPSvested = 0 样本样本量38583858均值0.000- 0.0010.0030.003均值- 0.001- 0.002- 0.0000.0102PPSunvested > 0 样本样本量7897892PPSvested > 0 样本样本量82178217均值0.0090.0090.015- 0.101均值0.002- 0.0000.006- 0.0101-2)均值差异- 0.009***- 0.011***- 0.012***0.104***1-2)均值差异- 0.003***- 0.002**- 0.006***0.019***注:* ***** 分别代表在10% 5% 1% 的统计水平上显著。表5 股权激励与盈余管理PPSPPSunvestedPPSvestedDAUE_CESOEsBig4SizeLeverGrowthDualBoardsizeIndedir截距项行业年度Nadj. R2H 0 :β PPSunvested = β PPSvesedF UE_CE( 1)0.005***( 3.39)- 0.042***(- 7.73)- 0.003***(- 4.14)0.001( 0.90)0.003***( 8.80)- 0.043***(- 20.04)0.000( 1.49)- 0.000(- 0.26)0.001( 0.24)- 0.003(- 0.47)- 0.043***(- 5.00)控制控制120750.056( 2)0.040**( 2.01)0.005***( 3.29)- 0.042***(- 7.71)- 0.003***(- 3.90)0.001( 0.94)0.003***( 8.60)- 0.043***(- 20.02)0.000( 1.51)- 0.000(- 0.20)0.001( 0.25)- 0.003(- 0.43)- 0.043***(- 4.89)控制控制120750.0573.16*UE_ CE( 3)0.006***( 3.72)- 0.024***(- 4.15)- 0.003***(- 4.00)0.001( 0.41)0.003***( 7.64)- 0.031***(- 13.08)0.001*( 1.76)0.000( 0.24)- 0.000(- 0.10)0.002( 0.19)- 0.048***(- 5.11)控制控制120750.029( 4)0.069***( 2.98)0.005***( 3.52)- 0.024***(- 4.13)- 0.003***(- 3.62)0.001( 0.48)0.003***( 7.36)- 0.031***(- 13.05)0.001*( 1.80)0.000( 0.34)- 0.000(- 0.09)0.002( 0.26)- 0.046***(- 4.93)控制控制120750.0307.62***DA( 5)0.019***( 5.91)- 0.246***(- 7.60)- 0.000(- 0.17)- 0.010***(- 4.07)0.009***( 11.20)- 0.062***(- 12.59)0.002***( 2.86)- 0.000(- 0.07)0.005( 1.01)0.002( 0.10)- 0.187***(- 9.14)控制控制120750.037( 6)- 0.009(- 0.20)0.020***( 5.96)- 0.245***(- 7.58)- 0.001(- 0.23)- 0.010***(- 4.08)0.009***( 11.27)- 0.062***(- 12.59)0.002***( 2.85)- 0.000(- 0.09)0.005( 1.01)0.001( 0.08)- 0.188***(- 9.17)控制控制120750.0370.42REM( 7)- 0.027***(- 3.16)- 2.131***(- 30.69)0.008*( 1.69)- 0.047***(- 6.61)- 0.003*(- 1.72)0.205***( 18.24)0.001( 0.43)- 0.007(- 1.28)- 0.051***(- 4.15)- 0.008(- 0.19)0.084*( 1.73)控制控制120750.173( 8)- 0.565***(- 4.42)- 0.023***(- 2.75)- 2.122***(- 30.61)0.006( 1.20)- 0.047***(- 6.72)- 0.003(- 1.32)0.205***( 18.25)0.001( 0.37)- 0.008(- 1.45)- 0.051***(- 4.18)- 0.013(- 0.30)0.071( 1.47)控制控制120750.17617.97***注:括号中报告的是经异方差调整的t 值;* ***** 分别代表在10% 5% 1% 的统计水平上显著。- - 149股权激励行权限制与盈余管理优序选择中国上市公司研究显著。将股权激励分解为长期和短期权益激励,PPSunvestedPPSvested都与UE_ CE显著正相关,并且PPSunvested的系数在1 % 的水平上显著大于PPSvested的系数。以上结果说明高管拥有公司权益时,将使用分类转移夸大核心盈余以达到股权激励绩效考核条件,以及抬升股价出售股权获利,其中最核心的动机是持有长期权益的高管通过分类转移达到股权激励绩效考核条件。当被解释变量为应计盈余管理DA时,PPS 的系数为0 . 019 ,且在1 % 的水平上显著,说明股权激励公司的应计盈余管理程度显著更高。PPSunvested的系数不显著,PPSvested的系数为0 . 020 ,在1 % 的水平上显著。UE_CE的系数为- 0 . 245 ,且在1 % 的水平上显著。以上结果说明应计盈余管理无助于高管达到股权激励绩效考核条件,高管进行应计盈余管理的动机主要是抬升股价以提高短期权益收益,并且分类转移会强烈替代应计盈余管理。当被解释变量为真实活动盈余管理REM时,PPS 的系数为- 0 . 027 PPSunvested的系数为- 0 . 565 PPSvested的系数为-0 . 023 ,且都在1 % 的水平上显著,PPSunvested的系数在1 % 的水平上显著小于PPSvested的系数。说明股权激励公司的真实活动盈余管理程度显著更低,并且长期权益激励的抑制作用尤其强烈。UE_CE的系数为- 2 . 122 ,且在1 % 的水平上显著,说明分类转移会替代成本高昂的真实活动盈余管理。表5 的结果说明持有长期权益的高管最偏好分类转移,其次是应计盈余管理,最后选择真实活动盈余管理;持有短期权益的高管最偏好应计盈余管理,其次分类转移,最后选择真实活动盈余管理。上文的分析指出高管出于达到股权激励行权业绩考核的目的进行盈余管理,那么一个自然的推论是当股权激励行权业绩更难达到时,高管更倾向于进行盈余管理;如果盈余未达到投资者预期,股价的负面反应越大,高管更倾向于进行盈余管理。按照上年核心盈余高低分组的回归结果在表6 Panel A 中报告,当经总资产平减的核心盈余大于等于中位数时归为高盈余组,反之,归为低盈余组。从Panel A 的实证结果中可以看出,在高盈余组,高管持有的长期权益越多,分类转移夸大的核心盈余程度越高,真实活动盈余管理夸大的净利润程度越低,并且长期权益激励与应计盈余管理不存在显著的相关关系。在低盈余组,高管持有的长期权益与三类盈余管理都不存在显著的相关关系。此外,在高盈余组,高管持有的短期权益越多,三类盈余管理夸大的净利润和核心盈余程度越高。在低盈余组,高管持有的短期权益越多,真实活动盈余管理程度越低,高管短期权益与分类转移、应计盈余管理没有显著关系。按照上年核心盈余增长高低分组的回归结果在表6 Panel B 中报告,当核心盈余增长大于等于中位数时归为高增长组,反之,归为低增长组。从Panel B 的实证结果中可以看出,在高增长组,高管持有的长期权益越多,分类转移夸大的核心盈余程度越高,真实活动盈余管理夸大的净利润程度越低,并且长期权益激励与应计盈余管理不存在显著的相关关系。在低增长组,高管持有的长期权益对分类转移和真实活动盈余管理都不会产生显著影响,但高管持有的长期权益越高,应计盈余管理程度越高。此外,在高增长组,短期权益不会影响真表6 股权激励与盈余管理PanelA 股权激励与盈余管理:核心盈余水平的调节效应PPSunvestedPPSvested控制变量Nadj. R2H 0 :β PPSvesing= β PPSvesedF PanelB 股权激励与盈余管理:核心盈余增长的调节效应PPSunvestedPPSvested控制变量Nadj. R2H 0 :β PPSunvested = β PPSvesedF UE_CE高盈余( 1)0.047**( 2.28)0.005***( 2.84)控制59520.0974.17**UE_CE高增长( 1)0.038*( 1.84)0.006***( 3.41)控制59520.0722.37低盈余( 2)- 0.024(- 0.51)0.001( 0.32)控制59520.0280.28低增长( 2)- 0.004(- 0.09)0.001( 0.60)控制59520.0390.01UE_ CE高盈余( 3)0.080***( 3.22)0.007***( 4.01)控制59520.0618.65***UE_ CE高增长( 3)0.068***( 2.71)0.007***( 3.28)控制59520.0365.95**低盈余( 4)- 0.048(- 1.11)0.000( 0.13)控制59520.0171.24低增长( 4)0.019( 0.40)0.003( 1.33)控制59520.0280.11DA高盈余( 5)- 0.029(- 0.57)0.021***( 5.21)控制59520.0620.98DA高增长( 5)- 0.059(- 1.19)0.025***( 5.57)控制59520.0482.92*低盈余( 6)0.004( 0.04)0.009( 1.48)控制59520.0220.00低增长( 6)0.155**( 2.03)0.013***( 2.73)控制59520.0313.47**REM高盈余( 7)- 0.543***(- 3.73)0.045***( 3.86)控制59520.21616.37***REM高增长( 7)- 0.652***(- 4.43)- 0.009(- 0.70)控制59520.20119.09***低盈余( 8)0.074( 0.46)- 0.028**(- 2.24)控制59520.1260.39低增长( 8)0.053( 0.28)- 0.022**(- 2.03)控制59520.1380.16注:括号中报告的是经异方差调整的t 值;* ***** 分别代表在10% 5% 1% 的统计水平上显著。- - 150《管理世界》( 月刊)2016年第11期实活动盈余管理,但高管持有的短期权益越多,分类转移和应计盈余管理程度越高。在低增长组,高管短期权益不会影响分类转移,但高管持有的短期权益越多,应计盈余管理程度越高,真实活动盈余管理程度越低。表6 的实证结果说明,当股权激励业绩考核条件较难完成时或达不到业绩考核条件股市反应较负面时,持有权益的高管操纵盈余的动机更强,股权激励导致的盈余管理程度更高。本文在假设中提及分类转移可能是达到股权激励行权条件最有效的盈余管理方式,应计盈余管理无助于达到股权激励行权条件。但事实是否如此还有待检验。表7 报告了分类转移、应计和真实活动盈余管理水平对达到股权激励行权条件概率的影响。表7 的结果显示,分类转移(UE_CEUE_ CE)和真实活动盈余管理程度(REM)越高,达到股权激励行权绩效考核条件的概率越高,并且分类转移的作用比真实活动盈余管理更为明显。此外,应计盈余管理(DA)对达到股权激励行权条件没有帮助。本文理论分析还提出三类盈余管理对企业未来经营业绩会产生不同影响,真实活动盈余管理的负面作用最大,应计盈余管理次之,分类转移最小。表8 报告了三类盈余管理对企业t +1 期经营业绩的影响。列(1)到列(4)的被解释变量为营业利润,列(5)到列(8)的被解释变量的经营现金净流量。实证结果显示应计和真实活动盈余管理会显著地降低营业利润和经营现金净流量,分类转移并未对未来经营业绩产生负面影响。应计和真实活动盈余管理会恶化企业未来经营业绩,分类转移能够提升企业未来经营业绩,一个自然的推论是应计和真实活动盈余管理可能会降低企业未来业绩达到或超过行权业绩考核条件的概率,相反分类转移可能提高企业未来业绩达到或超表7 盈余管理与行权表8 盈余管理与企业未来业绩注:括号中报告的是经异方差调整的t 值;* ***** 分别代表在10% 5% 1% 的统计水平上显著。注:括号中报告的是经异方差调整的t 值;* ***** 分别代表在10% 5% 1% 的统计水平上显著。EMNEMSOEsBig4SizeLeverGrowthDualBoardsizeIndedir截距项行业年度Npseudo R2EM=UE_CENEM=EX_CE( 1)26.749***( 11.36)14.851***( 8.28)0.124( 0.58)- 0.114(- 0.71)0.045( 0.59)1.419***( 3.20)0.072( 0.80)- 0.080(- 0.63)0.033( 0.08)- 0.703(- 0.56)- 3.874*(- 1.89)控制控制7230.293EM= UE_ CENEM=EX_CE( 2)24.081***( 11.34)19.807***( 7.02)0.163( 0.78)- 0.126(- 0.81)0.286***( 3.93)- 1.009**(- 2.56)0.037( 0.41)0.018( 0.15)- 0.064(- 0.16)- 0.818(- 0.67)- 8.292***(- 4.00)控制控制7230.268EM=DANEM=NDA( 3)0.565( 0.80)11.830***( 4.53)0.072( 0.38)- 0.034(- 0.24)0.301***( 4.56)- 1.092***(- 3.13)0.025( 0.31)- 0.041(- 0.36)0.213( 0.57)- 0.425(- 0.38)- 6.178***(- 3.36)控制控制7230.088EM=REMNEM=NREM( 4)16.594***( 8.27)16.837***( 8.94)0.054( 0.26)- 0.150(- 0.99)0.026( 0.36)1.217***( 2.86)0.022( 0.26)- 0.073(- 0.61)- 0.029(- 0.07)- 0.436(- 0.37)- 2.689(- 1.37)控制控制7230.207EM=EMSOEsBig4SizeLeverGrowthDualBoardsizeIndedir截距项行业年度Nadj. R2被解释变量=Profit t+ 1UE_CE( 1)0.533***( 29.23)- 0.009***(- 8.28)- 0.000(- 0.13)0.013***( 23.42)- 0.110***(- 33.12)0.001***( 3.49)- 0.001(- 0.84)0.002( 0.70)- 0.018*(- 1.69)- 0.224***(- 16.71)控制控制161930.233UE_ CE( 2)0.504***( 28.34)- 0.010***(- 8.34)0.000( 0.06)0.013***( 23.38)- 0.115***(- 34.74)0.001***( 3.08)- 0.002(- 1.05)0.002( 0.77)- 0.012*(- 1.86)- 0.221***(- 16.51)控制控制161930.235DA( 3)- 0.013*(- 1.84)- 0.011***(- 9.42)0.000( 0.09)0.015***( 25.90)- 0.133***(- 38.82)0.001***( 3.97)- 0.001(- 0.62)0.003( 0.81)- 0.020*(- 1.76)- 0.248***(- 18.01)控制控制161930.161REM( 4)- 0.099***(- 40.46)- 0.009***(- 8.21)- 0.004**(- 2.38)0.014***( 25.05)- 0.105***(- 31.61)0.001***( 3.52)- 0.002(- 1.55)- 0.003(- 0.61)- 0.018*(- 1.76)- 0.230***(- 17.46)控制控制161930.250被解释变量=CFOt+ 1UE_CE( 5)0.428***( 6.76)- 0.010**(- 2.25)0.006( 0.88)0.018***( 7.99)- 0.092***(- 7.26)- 0.002(- 0.96)0.004( 0.80)0.001( 0.05)- 0.023(- 0.57)- 0.233***(- 4.52)控制控制161930.107UE_ CE( 6)0.238***( 4.00)- 0.011**(- 2.38)0.006( 0.92)0.018***( 8.22)- 0.102***(- 8.16)- 0.002(- 0.96)0.004( 0.79)0.001( 0.06)- 0.024(- 0.60)- 0.239***(- 4.63)控制控制161930.105DA( 7)- 0.340***(- 10.57)- 0.012***(- 2.85)0.003( 0.48)0.022***( 9.80)- 0.128***(- 10.39)- 0.002(- 0.70)0.005( 0.90)0.002( 0.20)- 0.019(- 0.49)- 0.303***(- 5.90)控制控制161930.117REM( 8)- 0.183***(- 18.59)- 0.008*(- 1.77)- 0.002(- 0.26)0.017***( 7.84)- 0.059***(- 4.65)- 0.002(- 0.97)0.002( 0.40)- 0.007(- 0.63)- 0.022(- 0.54)- 0.222***(- 4.35)控制控制161930.128- - 151股权激励行权限制与盈余管理优序选择中国上市公司研究过行权业绩考核条件的概率。表9 报告了三类盈余管理对t + 1 期企业业绩达到或超过行权业绩考核条件概率的影响。实证结果表明分类转移能够提高下期企业业绩达到或超过行权业绩考核条件的概率,真实活动盈余管理会降低下期企业业绩达到或超过行权业绩考核条件的概率,应计盈余管理对下期企业业绩达到或超过行权业绩考核条件的概率没有显著影响。表8 和表9 的研究结果说明分类转移是一种收益最高、成本最低的盈余管理方式,因而受到持有权益的高管的青睐。真实活动盈余管理既会恶化未来经营业绩,也会降低未来行权业绩考核达标的概率,因而持有权益的高管倾向于降低真实活动盈余管理。应计盈余管理会恶化未来经营业绩,但不会影响未来行权业绩考核达标的概率,因而持有长期权益的高管没有动机操纵应计盈余,持有短期权益的高管为了获得短期收益进行了正向的应计盈余管理。六、稳健性检验(一)盈余管理决策的内生性表5 的结果说明股权激励导致分类转移替代真实活动盈余管理。但公司进行盈余管理的决策并非外生,公司可能先做出盈余管理总量的决策,然后分配不同方式盈余管理的具体程度。为此,参考Cohen Zarowin2010)、Zang 2012)以及Chan等(2015)使用Heckman 两步法处理盈余管理决策的自选择(self-selection )问题。第一阶段Probit 模型的被解释变量Suspect_EM为盈余管理虚拟变量,当分类转移、应计盈余管理或真实活动盈余管理大于行业—年度中位数时取1 ,否则取0 。避免亏损、达到分析师预期和再融资是盈余管理的3 个重要动机(Burgstahler & Dichev 1997Cohen & Zarowin2010Grahamet al. 2005),因此本文将微利、分析师跟进和再融资作为盈余管理决策模型的外生变量。参照刘启亮等(2011),将ROA介于[ 0 0 . 015 ] 界定为微利区间,当ROA介于该区间时JBMt1 ,否则为0 。分析师跟进Analyst为跟踪上市公司分析师人数加1 ,然后取自然对数。再融资包括增发股票、配股、发行公司债和增加长期银行借款,当上市公司t + 1 年进行了上述任何一种融资行为时,则界定为t 年有再融资动机,ReFi nance 1 ,否则为0 。回归结果如表10所示。表10的实证结果说明控制盈余管理决策内生性后,长期权益激励会诱导高管进行分类转移夸大核心盈余,能抑制真实活动盈余管理,但与应计盈余管理没有显著关系。短期权益会诱导高管进行分类转移和应计盈余管理,但不会影响真实活动盈余管理。(二)股权激励决策的内生性企业是否授予高管股权激励并非外生事件,盈余管理可能影响股权激励授予决定。本文分别使用Heckman 两阶段回归以及倾向得分匹配法(PSM )表9 盈余管理与t+ 1 期行权概率表10 股权激励与盈余管理:两步法回归控制盈余管理政策自选择EM=EMt- 1SOEsBig4SizeLeverGrowthDualBoardsizeIndedir截距项行业年度Npseudo R2UE_CE( 1)4.130**( 2.28)0.144( 0.69)- 0.078(- 0.49)0.287***( 4.15)- 1.124***(- 2.69)0.011( 0.12)- 0.079(- 0.61)- 0.043(- 0.10)- 2.009(- 1.47)- 5.768***(- 2.89)控制控制5380.108UE_ CE( 2)3.588**( 2.01)0.153( 0.73)- 0.071(- 0.44)0.274***( 3.95)- 1.187***(- 2.87)0.008( 0.09)- 0.068(- 0.52)- 0.042(- 0.10)- 2.165(- 1.58)- 5.518***(- 2.78)控制控制5380.106DA( 3)- 0.960(- 1.40)0.162( 0.79)- 0.055(- 0.34)0.305***( 4.46)- 1.398***(- 3.51)0.017( 0.18)- 0.062(- 0.48)- 0.041(- 0.10)- 2.044(- 1.53)- 5.982***(- 3.04)控制控制5380.103REM( 4)- 0.735***(- 3.23)0.166( 0.82)- 0.136(- 0.83)0.234***( 3.33)- 0.876**(- 2.09)0.020( 0.21)- 0.090(- 0.69)0.039( 0.09)- 2.207(- 1.62)- 4.913**(- 2.48)控制控制5380.118注:括号中报告的是经异方差调整的t 值;* ***** 分别代表在10% 5% 1% 的统计水平上显著。PPSunvestedPPSvestedJBMtAnalystReFinanceIMR控制变量Nadj. R2Pseudo R2H 0 :β PPSunvested = β PPSvesedF Suspect_EM( 1)- 0.095*(- 1.89)- 0.052***(- 4.15)- 0.032(- 1.04)控制100600.009UE_CE( 2)0.040*( 1.78)0.004**( 2.55)- 0.023(- 1.60)控制100600.0582.51UE_ CE( 3)0.069**( 2.57)0.004**( 2.45)0.014( 0.92)控制100600.0305.78**DA( 4)- 0.004(- 0.08)0.022***( 5.55)- 0.166***(- 4.86)控制100600.0380.28REM( 5)- 0.452***(- 3.32)0.014( 1.37)- 2.024***(- 24.90)控制100600.22611.70***注:括号中报告的是经异方差调整的t 值;* ***** 分别代表在10% 5% 1% 的统计水平上显著。- - 152《管理世界》( 月刊)2016年第11期解决股权激励政策的自选择(self-selection )问题。第一阶段Probit 模型的被解释变量为Incentive ,当高管持有长期权益时,Incentive = 1 ,否则In centive = 0 。市场化水平高的地区,公司运作更多地按照市场规则进行,公司政策更多体现高管决策,较少受到政府的干预,因此企业价值和经营业绩更多地依赖于高管努力,增加了对高管进行激励的必要。处于管制行业的公司其经营自主权受损,高管决策和努力对企业的贡献较小,降低了对高管进行股权激励的必要。高科技行业处在激烈的行业竞争中,而且股东和高管之间的信息不对称更为严重,无论激励高管对瞬息万变的竞争状态及时反映,还是促使高管约束自身行为,都要求对高科技行业高管进行更多的股权激励。因此使用市场化指数(MktIndex)、是否管制行业(REGind)和是否高科技行业(HTind)作为股权激励决策模型的外生变量。市场化指数取自樊纲等(2011)的市场化报告,2010年及以后的数据缺失,使用2009年的数据代替。管制行业的定义参照罗党论和唐清泉(2009),高科技行业的选取参照《2013年中国高技术产业统计年鉴》对高科技行业的界定。Heckman 两阶段回归结果如表11所示。基于PSM 样本的回归结果如表12所示。表11和表12的实证结果说明控制股权激励决策内生性后,长期权益激励会诱导高管进行分类转移夸大核心盈余,能抑制真实活动盈余管理,但与应计盈余管理没有显著关系。(三)其他稳健性检验参照Ball Shivakumar 2006)使用分段线性模型计算应计盈余管理程度(DA_Ball)以及Kothari 等(2005)使用业绩匹配盈余管理(Match_Acc)作为应计盈余管理的替代变量。其回归结果无本质差异。参照Cohen Zarowin2010)使用REM1 REM2作为真实活动盈余管理程度的替代进行稳健性检验,REM1 等于异常生产成本减去异常酌量费用,REM2 等于- 1 × 异常经营现金净流量减去异常酌量费用。使用REM1 REM2 作为真实活动盈余管理的替代变量,其回归结果无本质差异。《股权激励有关事项备忘录1 - 3 号》的发布时间为2008年,因此截取2008~ 2014年的样本重做了回归,其回归结果无本质差异⑩。七、研究结论股权激励以及盈余管理都是会计学和公司治理研究中的核心问题。股权激励是否会诱使高管进行盈余管理吸引了众多学者的讨论,但研究结论尚不一致。西方学者大都发现股权激励会导致应计盈余管理,我国学者却多发现股权激励与应计盈余管理没有显著关系。什么原因造成了中西方实证结果的系统性差异?本文认为中国股权激励制度规定股权激励计划如果使用净利润作为业绩考核指标需要剔除非经常性损益的影响是回答上述问题的关键。已有考察股权激励与盈余管理的相关研究都关注应计和真实活动盈余管理,本文认为在中国的股权激励规制制度下,股权激励公司通过分类转移操纵核心盈余的动机最为强烈,而且分类转移很可能会替代其他盈余管理方式。使用2006~ 2014年中国非金融行业A 股上市公司为样本,实证考察股权激励对三类盈余管理的影响,并比较长期权益和短期权益激励的异同。结果表11 股权激励与盈余管理:Heckman两阶段回归控制股权激励自选择表12 股权激励与盈余管理:基于PSM 样本的回归注:括号中报告的是经异方差调整的t 值;* ***** 分别代表在10% 5% 1% 的统计水平上显著。注:括号中报告的是经异方差调整的t 值;* ***** 分别代表在10% 5% 1% 的统计水平上显著。PPSunvestedPPSvestedMktIndexHTindREGindIMR控制变量Nadj. R2Pseudo R2H 0 :β PPSunvested = β PPSvesedF Incentive( 1)0.048***( 4.76)0.210***( 3.64)- 0.440***(- 3.42)控制108320.211UE_CE( 2)0.041*( 1.89)0.003**( 2.33)- 0.005**(- 2.10)控制108320.0603.02*UE_ CE( 3)0.070***( 2.80)0.004***( 2.62)- 0.002(- 0.80)控制108320.0327.00***DA( 4)- 0.019(- 0.43)0.018***( 5.39)- 0.010*(- 1.68)控制108320.0340.69REM( 5)- 0.600***(- 4.57)- 0.015*(- 1.73)0.093***( 6.81)控制108320.19819.88***PPSunvestedPPSvested控制变量Nadj. R2H 0 :β PPSunvested = β PPSvesedF UE_CE( 1)0.025( 1.24)0.009***( 3.56)控制15780.1110.63UE_ CE( 2)0.058**( 2.43)0.012***( 4.51)控制15780.0663.80*DA( 3)- 0.026(- 0.53)0.026***( 4.25)控制15780.0691.16REM( 4)- 0.490***(- 3.60)- 0.020(- 1.21)控制15780.27412.22***- - 153股权激励行权限制与盈余管理优序选择中国上市公司研究发现高管持有的长期权益激励会诱发分类转移,抑制真实活动盈余管理,但与应计盈余管理没有显著关系;高管持有的短期权益会诱发分类转移和应计盈余管理,抑制真实活动盈余管理。本文的实证结果说明高管使用分类转移达到股权激励行权业绩考核条件,同时使用分类转移和应计盈余管理操纵股价。此外,使用分类转移能达到股权激励行权业绩考核条件以及操纵股价时,高管会放弃损害企业长期价值的真实活动盈余管理。由于真实活动盈余管理对企业价值的影响最为负面,应计盈余管理次之,分类转移最小,这种权益类型和盈余管理的对应方式意味着行权限制抑制了部分股权激励的不良经济后果,提升了股权激励的公司治理效应。本文的研究揭示了中国上市公司股权激励不会导致应计盈余管理的原因,回答了已有研究遗留下的“谜题”。更重要的是,本文从盈余管理优序选择的视角提出了股权激励与盈余管理关系的新观点,并将两类盈余管理替代的研究拓展到三类盈余管理方式的优序,丰富了股权激励经济后果和盈余管理动因方面的研究。此外,本文的实证结果说明行权限制能够抑制股权激励诱发的部分机会主义行为,提升股权激励的公司治理效应。本文的研究结果提供了中国上市公司股权激励管理制度合理性的证据,对股权激励实践以及进一步完善股权激励管理制度提供了一定的借鉴意义。(作者单位:刘宝华,西南交通大学经济管理学院;罗宏、周微,西南财经大学会计学院;责任编辑:尚增健)注释①本文借鉴融资优序的提法,使用盈余管理选择优序表示高管在操纵盈余时对不同盈余管理方式的偏好顺序。②长期权益包括未到期期权和未解锁限制性股票。③短期权益包括可行权期权、已解锁限制性股票以及非限制性股票。④经非经常性损益调整后的利润、主营业务利润和营业利润均可视为核心盈余。股权激励管理制度规定绩效考核指标如涉及会计利润,应采用扣除非经常性损益后的净利润,因此本文的核心盈余特指经非经常性损益调整后的净利润。⑤本文作者对上市公司股权激励计划的调查也证实,大部分上市公司使用基于会计利润的指标作为行权业绩考核条件。⑥未列表报告的回归结果显示,在控制企业特征和公司治理指标后,上市公司提出股权激励计划前一年的净资产收益率(ROE )和净利润增长率(NI_Growth)越高,股权激励计划设计的行权业绩条件(净资产收益率ROE_target )越高。⑦酌量性费用包括研发、广告、销售、一般和管理费用,由于在我国研发和广告费用在管理费用和销售费用中报告,且没有一般费用科目,本文使用销售费用加管理费用之和替代酌量性费用。⑧举例说明,某上市公司2011年提出的股票期权计划授予激励对象11000 万份股票期权,有效期为5 年,经过一年的等待期,在之后的3 个行权期,第一、第二和第三个行权期分别有40% 30% 30% 的期权在满足业绩条件前提下获得可行权的权利。2011年所有股票期权都处于行权限制期,因此长期权益份额为11000 万份;2012年有40% 的股票期权到期,如果满足行权条件,则这部分股票期权转化为短期权益(到期可执行期权),如果未满足行权条件,这部分股票期权作废,2012年的长期权益份额为11000 ×(1 - 40%= 6600万份;依此类推,2013年的长期权益份额为11000 ×(1 - 40%-30%= 3300万份;2014年的长期权益份额为11000 ×(1 - 40%-30%-30%= 0 份。短期权益等于长期权益以前期和当期累计转化为的短期权益减去已经行权或变现的短期权益再加上持有的普通股票。在实际计算中需要综合考虑激励对象是否为管理层、股权激励计划执行中激励总额是否调整、是否有管理层离职、管理层持有的可行权期权是否行权等因素。⑨主营业务收入增长(Growth )的最大值高达17. 229 p 952 . 445 ;对Growth 进行95%-1 winsorize 处理并不会对结果产生实质影响。⑩限于篇幅,这部分回归结果未列表报告,如读者需要,可联系作者索取。参考文献(1)樊纲、王小鲁、朱恒鹏:《中国市场指数——各省区市场化相对进程2011年度报告》,经济科学出版社,2011年。(2)龚启辉、吴联生、王亚平:《两类盈余管理之间的部分替代》,《 经济研究》,2015年第6 期。(3)李晓溪、刘静、王克敏:《公开增发公司分类转移与核心盈余异象研究》,《 会计研究》,2015年第7 期。(4)刘启亮、何威风、罗乐:《IFRS 的强制采用,新法律实施与应计及真实盈余管理》,《 中国会计与财务研究》,2011年第1 期。(5)罗党论、唐清泉:《政治关系、社会资本与政策资源获取:来自中国民营上市公司的经验证据》,《 世界经济》,2009年第7 期。(6)吕长江、严明珠、郑慧莲、许静静:《为什么上市公司选择股权激励计划?》,《 会计研究》,2011年第1 期。(7)苏冬蔚、林大庞:《股权激励、盈余管理与公司治理》,《经济研究》,2010年第11期。(8)王福胜、吉姗姗、程富:《盈余管理对上市公司未来经营业绩的影响研究——基于应计盈余管理与真实盈余管理比较视角》,《 南开管理评论》,2014年第2 期。(9)吴育辉、吴世农:《企业高管自利行为及其影响因素研究——基于我国上市公司股权激励草案的证据》,《管理世界》,2010年第5 期。(10)肖淑芳、刘颖、刘洋:《股票期权实施中经理人盈余管理行为研究——行权业绩考核指标设置角度》,《 会计研究》,2013年第12期。(11)肖淑芳、张晨宇、张超、轩然:《股权激励计划公告前的盈余管理——来自中国上市公司的经验证据》,《 南开管理评论》,2009年第4 期。(12)杨慧辉、潘飞、赵媛:《后股权分置改革时代股权激励契约下的盈余管理研究》,《 中国会计评论》,2012年第4 期。- - 154《管理世界》( 月刊)2016年第11期(13ArmstrongC. S. Jagolinzer A. D. LarckerD. F. 2010,“ChiefExecutive Officer Equity Incentives and Accounting Irreg ularities”,Journal of Accounting ResearchVol. 482),pp.225 ~271 .14Armstrong C. S. Larcker D. F. Ormazabal G. TaylorD. J. 2013,“The Relation between Equity Incentives and Misreporting The Role of Risk-TakingIncentives”,Journal of Financial EconomicsVol. 1092),pp.327 ~ 350 .15Ball R. & Shivakumar L. 2006,“The Role of Accrualsin Asymmetrically Timely Gain and Loss Recognition ”,Journalof Accounting ResearchVol. 442),pp.207 ~ 242 .16Bebchuk L. A. & Fried J. M.2005,“Pay without Performance Overview of the Issues ”,Journal of Applied CorporateFinanceVol. 174),pp.8 ~ 23.17Bebchuk L. A. & Fried J. 2004Pay without PerformanceThe Unfulfilled Promise of Executive CompensationHarvard UniversityPressCambridge.18Bergstresser D. & Philippon T. 2006,“CEO Incentivesand Earnings Management”,Journal of Financial EconomicsVol. 803),pp.511 ~ 529 .19Bradshaw M.T. & Sloan R. G. 2002,“GAAP Versusthe StreetAnEmpirical Assessment of Two Alternative Definitions of Earnings ”,Journal of Accounting ResearchVol. 401),pp.41~ 66.20Burgstahler D. & Dichev I. 1997,“Earnings Management to Avoid Earnings Decreasesand Losses ”,Journal of Ac counting and EconomicsVol. 241),pp.99~ 126 .21Burns N. & Kedia S. 2006,“The Impact of Performance-Based Compensation on Misreporting”,Journal of Financial EconomicsVol. 791),pp.35~ 67.22Chan L. H. Chen K. C. Chen T. Y. Yu Y. 2015,“Substitution between Real and Accruals- Based Earnings Management after Voluntary Adoption of Compensation Clawback Provisions ”,The Accounting Review Vol. 901),pp.147 ~ 174 .23Cheng Q. & Farber D. B. 2008,“Earnings RestatementsChanges in CEO Compensation and Firm Performance”,The Accounting Review Vol. 835),pp.1217~ 1250.24Cheng Q. & Warfield T. D. 2005,“Equity Incentivesand Earnings Management”,The Accounting Review Vol. 802),pp.441 ~ 476 .25Cohen D. 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