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[摘 要] 随着我国证券市场的发展,上市公司的盈余管理问题越来越受到债权人、股东、证券监管部门及其他利益相关者的关注。本文运用我国上市公司2002年～2005年的数据,实证检验了股权激励与盈余管理之间的关系。结果通过面板数据模型回归发现高管的股权激励与盈余管理之间存在不显著的正相关关系。
[关键词] 股权激励 盈余管理 面板数据模型
一、引言
股权分置改革实施之后,上市公司的各类股东的价值趋于一致,控股股东有充分的动机激励管理层将其市场价值最大化。2006年初中国证监会发布实施《上市公司股权激励管理方法(试行)》,证明实行股权激励的制度缺陷和政策障碍已经消除,市场人士和学术界对股权激励在解决代理问题上的作用给予很高的期待。然而,我国资本市场和上市公司的特殊性要求我们保持更谨慎的态度。首先,我国上市公司中大部分是国有控股企业,所有者缺位和内部人控制现象比较严重,市场监管环境和公司治理水平相对薄弱,上市公司存在普遍的盈余管理行为(孙铮、王跃堂,1999)。其次,市场投资者中个人投资者或散户的比重过大,信息收集、分析上的局限使他们难以理性预期到上市公司盈余操纵程度,这使管理层通过盈余管理来操纵股价成为可能。
本文以下结构为:第二部分为盈余管理程度的计量方法介绍,第三部分为进一步的实证研究,第四部分为结论及政策建议。
二、盈余管理程度的计量
本文采用修正的Jones模型按总体来估计总体特征参数。具体模型如下:
其中,是经过上期期末总资产调整后的公司i的正常应计利润,是公司i当期主营业务收入和上期主营业务收入的差额,是公司i当期期末应收账款余额与上期末应收账款余额的差额,是公司i当期固定资产价值,是公司i上期末总资产,以上指标均可以直接取自样本公司的年度报表或通过简单的数学运算取得。是总体特征参数,这些参数的估计值在本文是依据基本Jones模型,使用总体数据进行回归取得。
其中,分别表示总应计利润、营业利润与经营活动现金净流量。这样,公司i的操控性应计项目。
三、实证研究
1.样本选择及数据来源
本部分选择2002年年报披露已经实行高管人员股权激励的上市公司2002年～2005年的数据为样本。鉴于本部分的研究目的,对样本进行了如下筛选:(1)剔除了高管人员以自然人方式作为发起人持有公司股票的上市公司。(2)剔除了ST、PT公司。(3)剔除了B股公司。(4)剔除了数据不全的公司。最后得到89家样本公司,共356个样本。股权激励模式及高管人员持股数据来源于各年度上市公司年报,其余数据来源于国泰安公司的CSMAR数据库。本部分使用的统计软件为STATA9.0。
2.模型设计
运用面板数据方法,在综合已有研究文献并结合我国上市公司实际情况的基础上,设计回归模型如下:
模型的变量描述如表1所示:
3.变量的描述性统计
变量的描述性统计如表2所示:
从表2可知,盈余管理的均值(中值)为-0.002(0.003);股权激励的均值(中值)为0.067(0);资产负债率的均值(中值)为0.490(0.505);总资产自然对数的均值(中值)为21.761(21.648);管理费用自然对数的均值(中值)为18.523(18.410)。
4.实证结果及分析
表3给出了回归模型的混合ols估计、FE(固定效应模型)和RE(随机效应模型)估计结果及F检验、LM检验和Hausman检验结果。
注:表3中* * *表示在1%的水平上显著;* *表示在5%水平上显著;*表示在10%水平上显著;△SR的计量单位为千万元。括号内混合OLS及FE为t值。其中F值为多元回归总体显著性检验,而F检验值则为选择FE模型或混合OLS模型的检验值。
由于使用的是面板数据,首先需要对模型的设定形式进行判断,对于回归模型,在混合OLS与FE之间进行选择时,F检验值在1%水平下显著,应该选择FE模型;在混合OLS与RE之间进行选择时,通过LM检验,卡方值为74.02在1%显著水平下显著,应选择RE模型;在FE与RE间进行选择时,Hausman检验的卡方值为23.56,在1%水平下显著,所以应该选择FE模型。综合F检验,LM检验与Hausman检验的结果,回归模型应该选择FE模型。
从FE回归结果可以看出:股权激励与盈余管理程度存在不显著的正相关关系。一方面,当前我国的股权激励强度不大,不仅没有让管理层站在股东的角度思考问题,反而使管理层为谋取自身利益增加了损害股东利益的盈余管理行为,另一方面随着各项法律法规和会计准则的不断完善,盈余管理的空间已经受到了一定的限制;,,的系数高度显著,说明上市公司规模,管理费用,资产负债率,对于盈余管理具有重要影响。
四、结论及政策建议
本文采用面板数据模型研究了高管的股权激励与盈余管理之间的关系发现,高管股权激励与盈余管理之间存在不显著的正相关关系。
根据本文的研究结论,我们提出了以下政策建议:
1.当务之急是要加强高管股权激励制度的有效实施
一方面我们缺乏对管理层的有效激励,我国上市公司对管理层的股权激励总体程度不高,而且股权激励制度以绩效股为主,未能发挥其长效激励作用,致使管理层工作积极性不高,反而刺激了管理层的盈余管理行为。
另一方面上市公司依据短期业绩来制定管理层薪酬会导致管理层为了追求自身利益而进行盈余管理。因此我国上市公司设计的管理层激励制度要改变管理层报酬契约的结构,把以会计信息为基础的短期激励与以市场价值信息为基础的长期激励相结合。要健全管理层薪酬激励制度,对管理层经营业绩要进行公正客观地评价,考核指标体系不仅要包括利润总额、净资产收益率、销售收入增长率等指标,还要考虑市场占有率等指标,实行管理层报酬与公司价值增加程度挂钩的激励方式,从而使企业管理层的行为与企业价值最大化的目标相一致,以防止管理层的盈余管理行为。
2.可操控性应计利润的形成往往是由于会计准则未明确规定或规定不清而发生的,会计政策赋予企业的会计选择权和自主权过大,有关规定不具体明晰,缺乏可操作性,为我国上市公司的盈余管理提供了较大的空间。因此,在对已有会计准则不断修订的基础上,借鉴国外经验,结合我国实际情况,建立一套高质量的会计准则,并建立评估机制,定期加以改进,这对于抑制上市公司盈余管理行为有着重大意义。
参考文献:
[1]孙 铮 王跃堂:盈余操纵与资源配置之实证研究[J].财经研究,1999,(4):3～9
[2]夏立军:盈余管理计量模型在中国股票市场的应用研究[J].中国会计与财务究,2003,(2) ,94～122
[3]蒋义宏:证券市场会计问题实证研究[M].上海财经大学出版社,1998
[4]何问陶 倪全宏:中国上市公司MBO前一年盈余管理实证研究[J].会计研究,2005,(6),58～64
[关键词] 股权激励 盈余管理 面板数据模型
一、引言
股权分置改革实施之后,上市公司的各类股东的价值趋于一致,控股股东有充分的动机激励管理层将其市场价值最大化。2006年初中国证监会发布实施《上市公司股权激励管理方法(试行)》,证明实行股权激励的制度缺陷和政策障碍已经消除,市场人士和学术界对股权激励在解决代理问题上的作用给予很高的期待。然而,我国资本市场和上市公司的特殊性要求我们保持更谨慎的态度。首先,我国上市公司中大部分是国有控股企业,所有者缺位和内部人控制现象比较严重,市场监管环境和公司治理水平相对薄弱,上市公司存在普遍的盈余管理行为(孙铮、王跃堂,1999)。其次,市场投资者中个人投资者或散户的比重过大,信息收集、分析上的局限使他们难以理性预期到上市公司盈余操纵程度,这使管理层通过盈余管理来操纵股价成为可能。
本文以下结构为:第二部分为盈余管理程度的计量方法介绍,第三部分为进一步的实证研究,第四部分为结论及政策建议。
二、盈余管理程度的计量
本文采用修正的Jones模型按总体来估计总体特征参数。具体模型如下:
其中,是经过上期期末总资产调整后的公司i的正常应计利润,是公司i当期主营业务收入和上期主营业务收入的差额,是公司i当期期末应收账款余额与上期末应收账款余额的差额,是公司i当期固定资产价值,是公司i上期末总资产,以上指标均可以直接取自样本公司的年度报表或通过简单的数学运算取得。是总体特征参数,这些参数的估计值在本文是依据基本Jones模型,使用总体数据进行回归取得。
其中,分别表示总应计利润、营业利润与经营活动现金净流量。这样,公司i的操控性应计项目。
三、实证研究
1.样本选择及数据来源
本部分选择2002年年报披露已经实行高管人员股权激励的上市公司2002年～2005年的数据为样本。鉴于本部分的研究目的,对样本进行了如下筛选:(1)剔除了高管人员以自然人方式作为发起人持有公司股票的上市公司。(2)剔除了ST、PT公司。(3)剔除了B股公司。(4)剔除了数据不全的公司。最后得到89家样本公司,共356个样本。股权激励模式及高管人员持股数据来源于各年度上市公司年报,其余数据来源于国泰安公司的CSMAR数据库。本部分使用的统计软件为STATA9.0。
2.模型设计
运用面板数据方法,在综合已有研究文献并结合我国上市公司实际情况的基础上,设计回归模型如下:
模型的变量描述如表1所示:
3.变量的描述性统计
变量的描述性统计如表2所示:
从表2可知,盈余管理的均值(中值)为-0.002(0.003);股权激励的均值(中值)为0.067(0);资产负债率的均值(中值)为0.490(0.505);总资产自然对数的均值(中值)为21.761(21.648);管理费用自然对数的均值(中值)为18.523(18.410)。
4.实证结果及分析
表3给出了回归模型的混合ols估计、FE(固定效应模型)和RE(随机效应模型)估计结果及F检验、LM检验和Hausman检验结果。
注:表3中* * *表示在1%的水平上显著;* *表示在5%水平上显著;*表示在10%水平上显著;△SR的计量单位为千万元。括号内混合OLS及FE为t值。其中F值为多元回归总体显著性检验,而F检验值则为选择FE模型或混合OLS模型的检验值。
由于使用的是面板数据,首先需要对模型的设定形式进行判断,对于回归模型,在混合OLS与FE之间进行选择时,F检验值在1%水平下显著,应该选择FE模型;在混合OLS与RE之间进行选择时,通过LM检验,卡方值为74.02在1%显著水平下显著,应选择RE模型;在FE与RE间进行选择时,Hausman检验的卡方值为23.56,在1%水平下显著,所以应该选择FE模型。综合F检验,LM检验与Hausman检验的结果,回归模型应该选择FE模型。
从FE回归结果可以看出:股权激励与盈余管理程度存在不显著的正相关关系。一方面,当前我国的股权激励强度不大,不仅没有让管理层站在股东的角度思考问题,反而使管理层为谋取自身利益增加了损害股东利益的盈余管理行为,另一方面随着各项法律法规和会计准则的不断完善,盈余管理的空间已经受到了一定的限制;,,的系数高度显著,说明上市公司规模,管理费用,资产负债率,对于盈余管理具有重要影响。
四、结论及政策建议
本文采用面板数据模型研究了高管的股权激励与盈余管理之间的关系发现,高管股权激励与盈余管理之间存在不显著的正相关关系。
根据本文的研究结论,我们提出了以下政策建议:
1.当务之急是要加强高管股权激励制度的有效实施
一方面我们缺乏对管理层的有效激励,我国上市公司对管理层的股权激励总体程度不高,而且股权激励制度以绩效股为主,未能发挥其长效激励作用,致使管理层工作积极性不高,反而刺激了管理层的盈余管理行为。
另一方面上市公司依据短期业绩来制定管理层薪酬会导致管理层为了追求自身利益而进行盈余管理。因此我国上市公司设计的管理层激励制度要改变管理层报酬契约的结构,把以会计信息为基础的短期激励与以市场价值信息为基础的长期激励相结合。要健全管理层薪酬激励制度,对管理层经营业绩要进行公正客观地评价,考核指标体系不仅要包括利润总额、净资产收益率、销售收入增长率等指标,还要考虑市场占有率等指标,实行管理层报酬与公司价值增加程度挂钩的激励方式,从而使企业管理层的行为与企业价值最大化的目标相一致,以防止管理层的盈余管理行为。
2.可操控性应计利润的形成往往是由于会计准则未明确规定或规定不清而发生的,会计政策赋予企业的会计选择权和自主权过大,有关规定不具体明晰,缺乏可操作性,为我国上市公司的盈余管理提供了较大的空间。因此,在对已有会计准则不断修订的基础上,借鉴国外经验,结合我国实际情况,建立一套高质量的会计准则,并建立评估机制,定期加以改进,这对于抑制上市公司盈余管理行为有着重大意义。
参考文献:
[1]孙 铮 王跃堂:盈余操纵与资源配置之实证研究[J].财经研究,1999,(4):3～9
[2]夏立军:盈余管理计量模型在中国股票市场的应用研究[J].中国会计与财务究,2003,(2) ,94～122
[3]蒋义宏:证券市场会计问题实证研究[M].上海财经大学出版社,1998
[4]何问陶 倪全宏:中国上市公司MBO前一年盈余管理实证研究[J].会计研究,2005,(6),58～64