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 , 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 。 Coles et al( 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 . 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( NCET-08 -0614) 、国家自然科学基 金( ) 、中 央高 校基 本科研 业务 费专 项资 金( ) 、教 育部人 文社 科基 金 ( 09YJA790084) 和广东省自然科学基金( 0050) 的研究资助 。882010 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 。 Morck et al( 1988) 和 Hanlon et al( 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 。 Efendi et al( 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 & R? ell( 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 Tobin ? sQ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 , 导致有些股权激励协议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) =α j, t j +ω 1 PROPOSAL j , t + 1 INCENTIVE j , t + 2 INCENTIVEj , t × PROPOSAL j , t +ω 2 PASS j , t +3INCENTIVEj , t × PASS j , t +X j , t λ+Z j , t δ+Wj , t γ+ε j,t( 1)其中 , DA( k) j , t 为年度 t 公司 j 可操纵应计利润( Discretionary accrual) 的绝对值( k= 1 , 2 , …, 6) ; INCENTIVE j , 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 PASS j , t 在所有年度均取值为 1 , 否则取值为 0 ; X j , 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 Johnson et al( 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 。 902010 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 : ln Pj , t =φ 0 +φ 1 DA( k) j , t +X j , t λ+ Z j , t δ+ Wj , t γ 1 - Pj , t ( 2) ( 3)ADJROAj , t +1 = θ k) +ε 0 +θ 1 DA( j , t +θ 2 EXERCISEj , t +X j , t λ+Z j , t δ j, t其中 , P j , 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 , EXERCISE j , 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 φ 1 & 0 且模型( 3) 的系数估计值 θ 1 和 θ 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 : INCENTIVEj , t = 0. 01 ×PRICE j , t × CSHARES j , t +OPTIONS j , t ( 4) 0. 01 × PRICEj , t × CSHARES j , t +OPTIONS j , t +CASHPAY j , t其中 , PRICE j , t 为 t 年末公司 j 股票的收盘价 , CSHARES j , t 和 OPTIONS j , t 分别为 j 公司 CEO 于 t 年持 有股票和期权的数量 , CASHPAY j , 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( Total accrual , TAj , t ) 进行以下回归分析 : TAj , t ΔREVj , t PPEj , t 1 1 j,t Aj , t -1 = β1 Aj , t -1 +β2 Aj , t -1 +β3 Aj , t -1 +ξ ( 5)　　其中 , TAj , t =( ΔCAj , t -ΔCASHj , t ) -( ΔCLj , t -ΔCLDj , t )-DEP j , t , ΔCAj , t 为流动资产增 加额 , ΔCASHj , t 为现金及现金等价物增加额 , ΔCLj , t 为流动负债增加额 , ΔCLD j , t 为一年内到期的长期负债 增加额 , DEP j , t 为折旧和摊销成本 ; Aj , t -1 为上年度总资产 , ΔREVj , t 为销售收入增加额 , PPE j , t 为固定 资产 。 回归方程( 5) 的残差 ξ 1) j , t 即为 DA( j,t ( 2) DA( 2) j, t : 根据 Dechow et al( 1995) 修正的横截面 Jones 模型 , 将回归方程( 3) 的系数估计值 β 1 、β2 及 β 3 代入以下公式 , 得到可操纵应计利润 DA( 2) j,t : TAj , t ΔREVj , t ΔRECj , t PPE j , t 1 DA( 2) j, t = - β1 - β2 -β 3 Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -1 其中 , ΔRECj , t 为应收账款净值增加额 。 ( 3) DA( 3) 根据 Kothari et al( 2005) 修正的横截面 Jones 模型 , 在方程( 3) 内加入截距项 β0 和 j, t : 公司资产收益率 ROAj , t , 得到以下新的回归方程 : TAj , t ΔREVj , t PPE j , t 3 1 j, t Aj , t -1 = β0 +β1 Aj , t -1 +β2 Aj , t -1 +β3 Aj , t -1 +β4 ROAj , t +ξ ( 7) ( 6)1将回归方程( 7) 的系数估计值 β0 、β1 、β2 及 β3 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DA( 3) j,t =TAj , t ΔREVj , t ΔRECj , t PPEj , t 1 -β 0 -β 1 - β2 -β3 -β 4 ROAj , t Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -1( 8) 　　 ( 4) DA( 4) 根据 Raman &Shahrur( 2008) 修正的横截面 Jones 模型 , 在回归方程( 7) 和等式( 8) j, t : 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 , t ΔREVj , t PPE j , t 4 =β0 +β1 1 +β2 +β3 +β4 ROAj , t +β5 BMj , t +ξ 9) j, t ( Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -1 TAj , t ΔREVj , t ΔRECj , t PPE j , t 1 DA( 4) - β0 -β1 -β 2 - β3 j, t = Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -1 -β 4 ROAj , t -β5 BMj , t 上市公司的数据 , 对流动应计利润 TCAj , t 进行以下回归分析 : ΔREVj , t ΔRECj , t TCAj , t 1 5 = β1 +β2 +ξ j,t Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -15( 10)　　 ( 5) DA( 5) 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 j, t :( 11)其中 , TCAj , t = ( ΔCAj , t -ΔCASH j , t ) ( ΔCLj , t -ΔCLD j , t ) 。 回归( 11) 的残差 ξ 5) j , t 即为 DA( j,t 。 ( 6) DA( 6) j, t : 根据 Louis et al( 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 , t ΔREVj , t PPE j , t TAj , t -1 1 6 = βo +β1 +β2 +β3 +β4 +ξ j,t Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -1 Aj , t -1 回归方程( 12) 的残差 ξ j , t 即为 DA( 6) j, t 。 3.公司治理因素( X j , 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 Cornett et al ( 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 A UDITCOM , 即公司是否成立内部审计委员会 ; 二 是 TOP 4 AUDIT , 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 否为标准的无保留意见 。 ( 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 926( 12)2010 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 DA 1 DA 2 DA 3 DA 4 DA 5 DA 6 INCENTIVE PROPOSAL PASS STATE LARGEST INDIRECTOR CEOBOARD AUDITCOM TOP 4 AUDIT AUDITOPION LEVERAGE BHLISTING ST IPO RIGHTS SEO ROA BM ST DGROWTH ST DCASH ST DSALE LNSIZE LNAGE变量含义和基本统计量( 2005 ―2008)含义 Jones( 1991) 可操纵应计利润 Dechow et al( 1995) 可操纵应计利润 Kothari et al( 2005) 可操纵应计利润 Raman & Shahrur( 2008) 可操纵应 计利润 Louis( 2004) 流动应 计利润 Louis et al( 2008) 可操纵应计利润 股权和 期权占 CEO 总薪酬比率 董事会 是否提出股权激励预案 股东大 会是否批准股权激励 公司是 否国有控股 第一大 股东持股比例 独立董 事占董事会人数比例 董事长 和总经理两职设置状况 公司内 部是否设立审计委员会 是否由 四大会计师事务所审计 审计意 见是否标准无保留 财务杠 杆 是否发 行 B 或 H 股 公司是 否被特别处理 公司是 否首次发行股票 公司是 否配股 公司是 否增发股票 资产收 益率 市值与 账面值比 销售收 入增长率标准差 经营活 动净现金流标准差 销售收 入标准差 年末总 资产的自然对数 公司上 市年数的自然对数 观测值数 75 64 44 69 69 69 44 69 69
均值 0. 119 0. 124 0. 124 0. 122 0. 121 0. 124 0. 062 0. 075 0. 033 0. 674 36. 678 0. 357 0. 103 0. 613 0. 063 0. 899 0. 638 0. 092 0. 118 0. 046 0. 003 0. 056 -0. 001 1. 561 0. 502 0. 057 0. 109 21. 409 2. 230 标准差 0. 307 0. 448 0. 428 0. 423 0. 316 0. 284 0. 206 0. 263 0. 178 0. 469 15. 535 0. 054 0. 305 0. 487 0. 243 0. 302 1. 274 0. 289 0. 322 0. 210 0. 055 0. 230 0. 827 2. 358 2. 999 0. 483 0. 284 1. 177 0. 374 最小值 0 . 000 0 . 000 0 . 000 0 . 000 0 . 000 0 . 000 0 0 0 0 0. 82 0 . 083 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 -51. 298 0 . 000 0 . 003 0 . 000 0 . 000 14. 108 0 最大值 17. 238 24. 398 24. 394 24. 293 17. 402 14. 243 1 1 1 1 85. 23 0. 75 1 1 1 1 55. 191 1 1 1 1 1 6. 109 70. 157 89. 999 29. 526 16. 860 27. 346 2. 94493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 0. 046 至 0. 13 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 2. 0 至 4. 3 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 0. 1 至 0. 2 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 0. 8 至 1. 6 个百分点 ; 但是 , TOP 4 A UDIT 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 4. 7 至 8. 9 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( Marginal effect) 。 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 0. 114 至 0. 18 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 。 TOP 4AUDIT 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 0. 082 至 0. 121 个百分点 , 表 明盈余管理程度越高 , 公司未来的业绩就越差 ; θ 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 8. 4 至 8. 8 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 。942010 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 INCENTIVE INCENTIVE ×PROPOSAL INCENTIVE ×PASS STATE LARGEST AUDITCOM TOP 4 AUDIT AUDITOPION LEVERAGE ST IPO RIGHTS SEO ROA BM ST DCASH ST DSALE LNSIZE 样本个数 R2DA( 1) -0. 050 ( 0. 019) -0 . 010 ( 0. 038)＊ 0. 100＊ ( 0. 050) ＊ ＊ -0. 023＊ ( 0. 006) ＊ ＊ 0. 001＊ ( 0. 000) ＊ -0. 010＊ ( 0. 005) ＊ ＊ ＊DA( 2) -0. 130 ( 0. 070) -0. 038 ( 0. 094) 0. 230＊ ( 0. 130)＊ ＊ -0. 043＊ ( 0. 016) ＊DA( 3) -0. 119 ( 0. 070) -0. 062 ( 0. 082)＊ 0. 252＊ ( 0. 123) ＊ ＊ -0. 041＊ ( 0. 016) ＊DA( 4) -0 . 114 ( 0. 070) -0. 054 ( 0. 075) 0. 217＊ ( 0. 117)＊ -0. 041＊ ( 0. 015) ＊DA( 5) -0. 047 ( 0. 019) 0. 006 ( 0. 044) 0. 084 ( 0. 056)＊ ＊ -0. 025＊ ( 0. 006) ＊ ＊ 0. 001＊ ( 0. 000) ＊ ＊DA( 6)＊ -0. 046＊ ( 0. 019)-0. 039 ( 0. 028)＊ 0. 122＊ ( 0. 048) ＊ ＊ -0. 020＊ ( 0. 006) ＊ ＊ 0 . 001＊ ( 0. 000)0. 002＊ ( 0. 001)＊ ＊ -0. 016＊ ( 0. 006)0. 002＊ ( 0. 001)＊ -0 . 012＊ ( 0. 006)0. 002＊ ( 0. 001)＊ -0. 012＊ ( 0. 006)-0. 008 ( 0. 005) -0. 008 ( 0. 009) -0. 011 ( 0. 013)＊ 0. 012＊ ( 0. 006) ＊ ＊ 0. 050＊ ( 0. 015) ＊ ＊ -0. 059＊ ( 0. 020)-0. 008＊ ( 0. 005) 0. 006 ( 0. 010) -0. 014 ( 0. 012) 0. 008 ( 0. 005)＊ ＊ 0 . 055＊ ( 0. 014)-0 . 008 ( 0. 009) -0 . 018 ( 0. 012) 0. 010＊ ( 0. 005)＊ ＊ 0. 047＊ ( 0. 014)-0. 025＊ ( 0. 013) -0. 002 ( 0. 021) -0. 012 ( 0. 015)＊ 0. 087＊ ( 0. 037)-0. 019 ( 0. 013) 0. 023 ( 0. 019) -0. 014 ( 0. 013)＊ 0. 088＊ ( 0. 036)-0 . 022＊ ( 0. 013) 0. 027 ( 0. 020) -0. 017 ( 0. 014)＊ 0. 087＊ ( 0. 036)-0 . 022 ( 0. 017) -0 . 026 ( 0. 020)＊ ＊ 0. 069＊ ( 0. 016) ＊ ＊ 0. 005＊ ( 0. 001) ＊ ＊ -0. 005＊ ( 0. 001) ＊ ＊ 0. 103＊ ( 0. 030) ＊ ＊ 0. 083＊ ( 0. 026)-0. 026 ( 0. 021) -0. 038＊ ( 0. 023) 0. 015 ( 0. 042)＊ ＊ 0. 010＊ ( 0. 003) ＊ ＊ -0. 007＊ ( 0. 002) ＊ ＊ 0. 104＊ ( 0. 021) ＊ ＊ 0. 115＊ ( 0. 039)-0. 032 ( 0. 021) 0. 021 ( 0. 069) 0. 005 ( 0. 041)＊ 0. 006＊ ( 0. 003) ＊ ＊ -0. 005＊ ( 0. 002) ＊ ＊ 0. 067＊ ( 0. 016) ＊ 0. 089＊ ( 0. 036)-0. 033 ( 0. 021) 0. 035 ( 0. 071) 0. 001 ( 0. 041)＊ 0. 006＊ ( 0. 003) ＊ ＊ -0. 006＊ ( 0. 002) ＊ 0. 037＊ ( 0. 016) ＊ 0. 091＊ ( 0. 033)-0. 030＊ ( 0. 019) 0. 064 ( 0. 072)＊ ＊ 0 . 065＊ ( 0. 014) ＊ ＊ 0 . 004＊ ( 0. 001) ＊ ＊ -0. 003＊ ( 0. 001) ＊ ＊ 0 . 088＊ ( 0. 026) ＊ 0. 048＊ ( 0. 022) ＊ -0. 009＊ ( 0. 004)-0. 014 ( 0. 016)＊ ＊ 0. 083＊ ( 0. 018) ＊ ＊ 0. 006＊ ( 0. 001) ＊ ＊ -0. 006＊ ( 0. 001) ＊ ＊ 0. 112＊ ( 0. 030) ＊ ＊ 0. 105＊ ( 0. 028)-0. 007＊ ( 0. 003) 7 =0 1. 320 [ 0. 250]0. 003 ( 0. 006) 6 2. 310 [ 0. 128]0. 001 ( 0. 006) 1 2. 550 [ 0. 110]0. 003 ( 0. 005) 2 1. 260 [ 0. 262]-0. 006 ( 0. 004) 0 1. 430 [ 0. 232]1 0. 850 [ 0. 356]Wald Test 1 + 2 +32 双尾 检验量的 p -值 , ＊ ＊ ＊、 ＊ ＊ 　　注 : 括号 内的数值 为异方差 稳健标准 差 , 中括号 内的数值 为 χ 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变量 DA( k)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)DA( 1)＊ 0. 180＊ ( 0. 095)DA( 2) 0 . 175＊ ( 0. 094) 0. 019 ( 0. 040) -0. 002 ( 0. 001) 0. 037 ( 0. 065) -0. 411＊ ( 0. 280)＊ ＊ 0. 429＊ ( 0. 175) ＊ -0. 098＊ ( 0. 027)DA( 3) 0. 117＊ ( 0 . 065) 0 . 018 ( 0 . 040) -0. 001 ( 0 . 002) 0 . 051 ( 0 . 062) -0. 402＊ ( 0 . 292)＊ ＊ 0. 456＊ ( 0 . 176) ＊ ＊ -0 . 102＊ ( 0 . 028)DA( 4) 0. 114＊ ( 0. 063) 0. 018 ( 0. 040) -0. 001 ( 0. 002) 0. 050 ( 0. 062) -0. 397＊ ( 0. 292)＊ ＊ 0. 449＊ ( 0. 175) ＊ ＊ -0. 102＊ ( 0. 028)DA( 5) 0. 154＊ ( 0. 098) 0. 017 ( 0. 040) -0. 002 ( 0. 001) 0. 042 ( 0. 064) -0 . 408＊ ( 0. 283)＊ ＊ 0. 444＊ ( 0. 175) ＊ -0. 100＊ ( 0. 027)DA( 6) 0. 106 ( 0. 066) 0. 026 ( 0. 044) -0. 002 ( 0. 002) 0. 049 ( 0. 072) -0. 421＊ ( 0. 296)＊ ＊ 0. 480＊ ( 0. 186) ＊ -0. 119＊ ( 0. 031)STATE0. 019 ( 0. 040) -0. 002 ( 0. 001) 0. 036 ( 0. 066) -0. 410＊ ( 0. 280)＊ ＊ 0. 427＊ ( 0. 175) ＊ -0. 097＊ ( 0. 027)LARGESTAUDITCOMAUDITOPIONTOP 4 AUDITBH 样本个数 Pseudo -R2188 0. 189188 0. 188188 0 . 180188 0. 180188 0. 182175 0. 164＊ ＊＊ 　　注 : 表中的系数为边际影响值( Marginal effect) , 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变量 DA( k)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)DA( 1)＊ -0. 121＊ ( 0. 051) ＊ ＊ -0. 084＊ ( 0. 031)DA( 2)＊ -0. 117＊ ( 0. 051) ＊ ＊ -0. 084＊ ( 0. 031)DA( 3) 0 . 058 ( 0 . 064)＊ ＊ -0 . 088＊ ( 0 . 032)DA( 4) 0. 041 ( 0. 068)＊ ＊ -0. 088＊ ( 0. 032)DA( 5) -0 . 082＊ ( 0. 044)＊ ＊ -0. 086＊ ( 0. 031)DA( 6) 0. 067 ( 0. 061)＊ ＊ -0. 087＊ ( 0. 031)EXERCISESTATE-0. 004 ( 0. 024) 0. 001 ( 0. 001)＊ -0. 332＊ ( 0. 168)-0. 005 ( 0. 024) 0. 001 ( 0. 001)＊ -0. 331＊ ( 0. 168)-0. 004 ( 0 . 024) 0 . 001 ( 0 . 001)＊ -0. 385＊ ( 0 . 162)-0. 005 ( 0. 024) 0. 001 ( 0. 001)＊ -0. 379＊ ( 0. 162)-0. 004 ( 0. 024) 0. 001 ( 0. 001)＊ -0. 337＊ ( 0. 167)0. 005 ( 0. 025) 0. 001 ( 0. 001)＊ -0. 356＊ ( 0. 168)LARGESTINDIRETORCEOBOARD-0. 034 ( 0. 030) -0. 025＊ ( 0. 013) 205 0. 155-0. 034 ( 0. 030) -0. 025＊ ( 0. 013) 205 0. 154-0. 037 ( 0 . 030)＊ -0. 030＊ ( 0 . 012)-0. 038 ( 0. 030)＊ -0. 029＊ ( 0. 012)-0. 036 ( 0. 030) -0 . 025＊ ( 0. 013) 205 0. 144-0. 020 ( 0. 030)＊ -0. 030＊ ( 0. 012)LNSIZE 样本个数 R2205 0 . 139205 0. 135190 0. 138＊ ＊ ＊ 　　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 。962010 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5盈余 管理CEO 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 提出股权激励方案 平均值 标准差 0 . 100 0 . 100 0 . 097 0 . 096 0 . 102 0 . 095 未提出股权激励方案 平均值 0 . 099 0 . 099 0 . 093 0 . 092 0 . 100 0 . 096 标准差 0. 125 0. 125 0. 113 0. 108 0. 128 0. 109 平均值之差 ( t 值) -0. 003( -0. 499) -0. 003( -0. 416) 0. 001( 0. 099) 0. 000( 0. 054) -0. 002( -0. 255) -0. 001( -0. 140) 倾向得分匹配( Propensity score matching) 检验 处理组平均值 ( 提出股权 激励方案) 0 . 095 0 . 096 0 . 094 0 . 093 0 . 099 0 . 098 控制组平均值 ( 未提出股权 激励方案) 0. 099 0. 099 0. 095 0. 093 0. 100 0. 097 平均值之差 ( t 值) 0. 003( -0. 518 ) 0. 003( -0. 502 ) 0. 001( -0. 079 ) 0. 000( 0. 060 ) 0. 000( -0. 053 ) 0. 000( 0. 046 )DA( 1 ) DA( 2 ) DA( 3 ) DA( 4 ) DA( 5 ) DA( 6 )0. 096 0. 097 0. 094 0. 092 0. 098 0. 095　　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 = α j +X j , t λ+Z j , t δ+Wj , t γ+υ ( k) j,t 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 , t ln =φ ( k) 0 +φ 1υ j , t +X j , t λ+ Z j , t δ+ Wj , t γ 1 - Pj , t ADJROAj , t +1 = θ 0 +θ 1υ ( k) j , t +θ 2 EXERCISEj , t + X j , t λ + Z j, t δ +ε j, t ( 13) 回归的残差 υ ( 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 。( 14)　　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 : ( 15) 　　表 6 提供了 Logit 模型的估计结果 , υ ( k) 的系数估计值大部分在 10 %水平上显著为正( 仅υ ( 5) 不显著) ,υ ( k) 每增加 1 个百分点 , CEO 行权的概率即增加 0. 125 至 0. 172 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 , θ 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 0. 08 至 0. 12 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变量 υ (k)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)υ ( 1) 0. 172＊ ( 0. 097) 0. 020 ( 0. 040) -0. 002 ( 0. 001) -0. 368＊ ( 0. 281)＊ ＊ 0. 409＊ ( 0. 174) ＊ -0. 099＊ ( 0. 027) ＊ 0. 072＊ ( 0. 035)υ ( 2) 0 . 166＊ ( 0. 097) 0. 019 ( 0. 040) -0. 002 ( 0. 001) -0. 370＊ ( 0. 282)＊ ＊ 0. 410＊ ( 0. 174) ＊ -0. 100＊ ( 0. 027) ＊ 0. 072＊ ( 0. 035)υ ( 3) 0. 127＊ ( 0 . 068) 0 . 023 ( 0 . 041) -0. 001 ( 0 . 002) -0. 404＊ ( 0 . 295)＊ ＊ 0. 441＊ ( 0 . 173) ＊ -0. 100＊ ( 0 . 028) ＊ 0. 072＊ ( 0 . 037)υ ( 4) 0. 127＊ ( 0. 066) 0. 025 ( 0. 041) -0. 001 ( 0. 002) -0. 403＊ ( 0. 295)＊ ＊ 0. 437＊ ( 0. 173) ＊ -0. 100＊ ( 0. 028)υ ( 5) 0. 140 ( 0. 100) 0. 019 ( 0. 040) -0. 002 ( 0. 001) -0 . 374＊ ( 0. 285)＊ ＊ 0. 419＊ ( 0. 174) ＊ -0. 101＊ ( 0. 027) ＊ 0. 074＊ ( 0. 036)υ ( 6) 0. 125＊ ( 0. 070) 0. 029 ( 0. 044) -0. 002 ( 0. 002) -0. 415＊ ( 0. 296)＊ ＊ 0. 462＊ ( 0. 184) ＊ -0. 116＊ ( 0. 031)STATELARGESTAUDITOPIONTOP 4 AUDITBHLNAGE 样本个数 Pseudo -R20. 071＊ ( 0. 037) 188 0. 1820. 053 ( 0. 050) 175 0. 167188 0. 185188 0. 184188 0 . 181188 0. 179＊ ＊ ＊ ＊ ＊ ＊　　注 : 表中的系数为边际影响 值( Marginal effect) , 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变量 υ ( k)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)υ ( 1)＊ -0. 118＊ ( 0. 052) ＊ ＊ -0. 083＊ ( 0. 031)υ ( 2)＊ -0. 115＊ ( 0. 052) ＊ ＊ -0. 084＊ ( 0. 031)υ ( 3) 0 . 055 ( 0 . 064)＊ ＊ -0 . 089＊ ( 0 . 032)υ ( 4) 0. 035 ( 0. 068)＊ ＊ -0. 089＊ ( 0. 032)υ ( 5) -0 . 077＊ ( 0. 045)＊ ＊ -0. 086＊ ( 0. 031)υ ( 6) 0. 063 ( 0. 062)＊ ＊ -0. 088＊ ( 0. 031)EXERCISESTATE-0. 006 ( 0. 024) 0. 001 ( 0. 001)＊ -0. 357＊ ( 0. 166) ＊ -0. 026＊ ( 0. 013)-0. 006 ( 0. 024) 0. 001 ( 0. 001)＊ -0. 358＊ ( 0. 166) ＊ -0. 026＊ ( 0. 013)-0. 002 ( 0 . 024) 0 . 001 ( 0 . 001)＊ -0. 364＊ ( 0 . 165) ＊ -0. 029＊ ( 0 . 013)-0. 003 ( 0. 024) 0. 001 ( 0. 001)＊ -0. 363＊ ( 0. 165) ＊ -0. 028＊ ( 0. 013)-0. 006 ( 0. 024) 0. 001 ( 0. 001)＊ -0. 357＊ ( 0. 165) ＊ -0. 026＊ ( 0. 013)0. 005 ( 0. 025) 0. 001 ( 0. 001) -0. 328＊ ( 0. 173)＊ -0. 028＊ ( 0. 012)LARGESTINDIRETORLNSIZE 样本个数 R2205 0. 153205 0. 152205 0 . 138205 0. 134205 0. 142190 0. 135＊ ＊ ＊ 　　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 。982010 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 . and P . M ohanram , 2004 , “ Private Information , Earni ngs Manipulations , and Executive Stock-Option Exercises” , Account ing Review 79 : 889 ― 920 . Beneish , M . and M . Vargus , 2002 , “ Insider Trading , Earnings Quality , and Accrual Mispricing” , Accounting Review 77 : 755 ―791. Bergstresser , D . and T . Philippon , 2006, “ CEO Incentives and Earnings Management” , Journal of Financial Economics 80: 511 ―529. Burns , N . and S . Kedia , 2006 , “ The Impact of Performance-based Compensation on Misreporting” , Journal of Financial Economics 79 : 35 ―67 . Caramanis , C . and C . Lennox , 2008 , “ Audit Effort and Earnings Management” , Journal of Accounting and Economics 45 : 116― 138 . Cheng , Q . and D . B. Farber , 2008, “ Earni ngs Restatements , Changes in CEO Compensation, and Fi rm Performance” , Accounting Review 83 : 1217 ―1250 . Cheng , Q . and T . D. Warfield , 2005 , “ Equity Incentives and Earnings Management” , Accounting Review 80 : 441 ― 476 . Coles , J . L. , Daniel , N . D. and L . Naveen , 2006, “ Managerial Incentives and Risk-taking” . Journal of Financial Economics 79 : 431 ― 468 . Cornett, M . M. , Marcus , A . J. and H .Tehranian , 2008 , “ Corporate Governance and Pay-for -performance : The Impact of Earnings Management” , Journal of Financial Economics 87 : 357― 373 . Dechow , P . , Sloan , R . and A . Sweeney , 1995 , “ Det ecting Earnings Management” , Accounting Review 70 : 193 ― 225 . Efendi , J . , Srivastava , A . , and E . Swanson , 2007, “ Why Do Corporate Managers Misstate Financial Statements ? The Role of Option Compensat ion and Other Factors” , Journal of Financial Economics 85 : 667― 708 . Hanlon , M . , Rajgopal , S . and T . Shevlin , 2003 , “ A re Executive Stock O ptions Associated with Future Earnings ? ” , Journal of Account ing99苏冬蔚 、林大庞 : 股权激励 、盈余管理与公司治理and Economics 36 : 3 ― 43 . Healy , P . , 1985 , “ The Ef fect of Bonus Schemes on Accounting Decisions” , Journal of Accounting and Economics 7: 85 ― 107 . Jensen , M . and W . Meckling , 1976 , “ Theory of the Firm : Managerial Behavior , Agency Costs , and Ownership Structure” , Journal of Financial Economics 3 : 305 ― 360 . Johnson , S . , Ryan , H . and Y . Tian , 2003 , “ Executive Compensation and Corporate Fraud” , Georgia State University Working Paper . Jones , J . , 1991, “ Earnings M anagement During Import Relief Investigations” , Journal of Accounting Research 29 : 193 ― 228 . Kedia , S . and T . Philippon , 2009 , “ The Economics of Fraudulent Accounting” , Review of Financial Studies 22 : 2169 ― 2199. Kothari , S . P. , Leone , A . J. and C . E. Wasley , 2005 , “ Performance Matched Discretionary Accrual Measures” , Journal of Accounting and Economics 39: 163 ―197. Louis , H . , 2004 , “ Earnings Management and the Market Performance of A cquiring Firms” , Journal of Financial Economics 74 : 121 ― 148 . Louis , H . , Dahlia , R . and A . Andrew , 2008 , “ An Integrated Analysi s of the Association Between Accrual Disclosure and the Abnormal Accrual A nomaly” , Review of Accounting Studies 13 : 23 ― 54 . Morck , R . , Shleifer , A . and R . W. Vishny , 1988 , “ Management Ownership and Market Valuation : An Empiri cal Analysis” , Journal of Financial Economics 20: 290 ― 315 . Peng , L . and A . R? ell , 2008 , “ Executive Pay and Shareholder Litigation” , Review of Finance 12 : 141 ―184. Raman, K . and H . Shahrur , 2008 , “ Relationship - specific Investments and Earni ngs Management : Evidence on Corporate Suppliers and Customers” , Accounting Review 83 : 1041 ― 1081.CEO Stock Incentives , Earnings Management and Corporate GovernanceSu Dongwei and Lin Dapang( College of Economics , Jinan University)Abstract : To assess the state enterprise reform in China , it is important to examine the relationship among ownership structure , CEO stock incentives and corporate governance . From the perspective of earnings management , this paper analyzes the corporate governance effect of CEO stock incentives after the reform of non -tradable shares . The paper finds that CEO stock incentives , as measured by the percentage of shares and options in total CEO compensations , are negatively related to earnings management for publicly listed firms which have not declare CEO stock incentive plans . This negative relationship becomes statistically insignificant for firms which have either formally announced or approved CEO stock incentives plans .In addition , there is strong evidence that earnings management is positively related to the probability of stock options exercises by the CEOs . Moreover , industry -adjusted ROA significantly declines after a CEO exercises his stock options . The findings of this paper indicate that CEO stock incentives have negative effect on corporate governance .Therefore , to strengthen the effectiveness of corporate governance , the Chinese government should continue to deepen state enterprise reforms and foster a more vibrant modern enterprise sy stem . Key Words : CEO Stock IEarnings M Corporate G Reform of Non-tradable Shares JEL Classification : G32 , G38 , M40( 责任编辑 : 晓 　喻) ( 校对 : 梅　 子)100
赞助商链接}