高管股权激励与会计舞弊

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1、高管股权激励与会计舞弊【摘要】 文章以 20052009 年间被中国证监会认定为会计舞弊的 77 家 A 股上市公司及按年、行业、规模 选择配对的 77 家没有被证监会认定为会计舞弊的上市公司为样本， 考察了高管股权激励与会计舞弊的关系。 通过建立 Logistic 回归分析模型进行实证检验，结果表明高管股权激励与会计舞弊之间不存在显著的相关关 系。 【关键词】 股权激励；会计舞弊；相关性 一、引言 会计舞弊是一种以获取不正当利益为目的，采用欺诈性手段故意谎报财务事实的行为，包括金额或披露内容 的漏报。近年来国内外资本市场频繁发生上市公司会计舞弊案件，极大地侵害了投资者的权益且阻碍了资本 市场

2、的健康发展，正因为如此，使得我们不得不反思会计舞弊的原因以抑制会计舞弊的发生。影响和抑制公 司会计舞弊的因素有很多，公司治理机制的缺陷受到了一些研究者的关注，代理理论认为管理层的股权激励 是一种使得管理者道德风险最小的有效治理机制，它将管理者利益和股东利益联系起来形成共同的利益取向 和行为向导，然而股权激励在对提高公司业绩的发挥着重要作用的同时，也加大了经营者舞弊的动机。股权 激励作为解决代理问题的一种有效长期激励方式，其实施的合理与否直接影响公司高管人员的行为，本文就 我国上市公司管理层股权激励与会计舞弊是否具有相关性进行讨论。 二、文献回顾 Merle Erickson，Michelle

3、Hanlon 和 Edward L. Maydew（2006）以灵敏度（前五名高管人员的股票、限制 性股票和股票期权投资组合的价值在股票价格变化 1的情况下的变化）和即得股票与期权灵敏度（前五名 高管人员的可行使股票期权和无限制股票投资组合的价值在股票价格变化 1的情况下的变化）作为股权激 励变量，通过对 1996 年 1 月至 2003 年 11 月被 SEC 确认为会计舞弊公司进行 Logistic 回归，实证检验表明高 管股权激励与会计舞弊之间不存在显著的相关性。Joseph P. OConnor， Jr. Richard L. Priem， K. Matthew Gilley（2006

4、）关于 CEO 股票期权是通过减小道德风险有利于公司治理还是不利于公司治理两种观点，对 1996 年至 1999 年 65 家被发现进行财务业绩错报及 65 家没有被发现有错误的美国上市公司进行实证研究， 结果表明 CEO 股票期权既有可能增加财务报告舞弊，又有可能减少财务报告舞弊，取决于 CEO 是否兼任董 事会主席以及董事是否持有股票期权。而 Bar-Gill 和 Bebchuk（2003）以及 Goldman 和 Slezak （2006）的研 究表明，实施基于业绩的薪酬计划会诱导管理者虚报业绩。Dechow， Sloan 和 Sweeney（1996）通过对舞弊 公司的研究表明，舞弊公

5、司的高管并没有基于业绩的股权激励计划。 国内对股权激励的影响的研究主要集中在其对公司业绩的影响上，如顾斌、周立烨（2007）通过对 56 家 2002 年以前实施股权激励的沪市上市公司的净资产收益率作为公司业绩的度量指标进行实证分析得出股 权激励与业绩提升之间不存在显著的相关关系，不同行业和不同激励模式具有不同的激励效应。张俊瑞、赵 进文和张建（2003）通过对 127 家上市公司 2001 年的年报数据运用经典回归分析技术对我国上市公司高级 管理人员的薪酬、持股等激励手段与企业经营绩效之间的相关性进行了建模实证分析，结果表明高级管理人 员的薪酬的对数与高管持股比例呈现正相关关系，但表现出不稳

6、定性。魏刚（2000）运用我国上市公司的经 验证据来考察高级管理层激励与公司经营绩效的关系，研究结果表明高级管理人员的持股没有达到预期的激 励效果，它仅仅是一种福利制度安排。李增泉（2000）以 1999 年年报披露的 848 家上市公司中的 799 家 和 748 家公司为样本，运用回归模型进行了分组检验发现中国上市公司经理人员的年度报酬并不与公司绩 效相关联，大部分公司经理人员的持股比例都比较低，不能发挥其应有的激励作用。周建波、孙菊生 （2003）以 34 家已经对经营者进行股权激励的上市公司为样本，运用实证检验考察公司治理特征、经营者 股权激励与公司经营业绩提高的关系，研究结果表明：成

7、长性较高的公司，公司经营业绩的提高与经营者因 股权激励增加的持股数显著正相关；对于那些内部治理机制弱化的公司，经营者存在利用股权激励机制为自 己谋利掠夺股东利益的行为。 国内也有关于股权激励与盈余管理、财务重述等的关系的研究，如胡国强、彭家生（2009）通过实证研 究表明股权激励与财务重述显著正相关，实施基于股价的股权激励公司发生财务重述的可能性要高于实施基于业绩的股权激励公司。余颖（2001）从博弈的角度认为重复博弈的存在使得经营者操纵市场的动机被大大 弱化了，对持有股票期权的经营者操纵股价的担心并不是完全必要。 综上所述，学术界多从实证的角度研究高管股权激励的效果，而实证研究主要从持股比例

8、与公司业绩等的相 关性展开，目前研究高管股权激励与会计舞弊的文献较少，且没有一致的结论。虽然盈余管理、财务重述与 会计舞弊有相同之处，但还是有很大的区别的， 因此有必要对高管股权激励与会计舞弊作进一步的研究， 以为抑制会计舞弊提供合理的经验证据和政策建议。本文基于 2005 年至 2009 年的样本数据，采用高管持股 是否增加作为股权激励的代理变量，对我国沪深两市上市公司高管股权激励与会计舞弊的相关问题进行实证 检验、分析与评价。 三、研究假设关于股权激励与会计舞弊的关系， 理论上存在两种不同的假说，即利益趋同假说和掘壕自守假说。利益趋 同假说认为， 当没有对管理层实施股权激励时，经理人可能有

9、较大的动机去采取在职消费等损害股东利益 的行动， 以较小的激励去最大化其工作绩效， 而为了让股东看到骄人的账面盈利， 管理层就有可能利用 自己的信息优势， 通过各种手段来影响会计信息以达到自己利益最大的目的，而实施股权激励之后，随着 管理层持股的增加， 拥有剩余所有权的管理者和股东的利益趋近一致， 会计舞弊的动机随之减弱。掘壕自 守假说认为， 管理者持股增加， 其收益多少直接与公司股价高低挂钩， 管理者为了获取巨额利润不惜操 纵会计报表， 增加会计盈余； 促进股价上涨。 由此假设：股权激励与会计舞弊存在相关关系。四、研究设计（一）样本选取本文以 20052009 年沪深两市非金融类上市公司为研

10、究样本，并分为会计舞弊公司和非会计舞弊配对公司 两组。为避免对会计舞弊界定的偏差，本文以中国证监会的处罚公告作为对上市公司是否舞弊的判断标准，即本文 所指的会计舞弊行为是指公司违反公司法 、 证券法 、证监会的有关规定、沪深两交易所的交易规则等 并受到中国证监会公开处罚的行为，具体包括：虚构利润、虚列资产、擅自改变资金用途、推迟披露、虚假 陈述、出资违规、重大遗漏（未披露） 、操纵股价、欺诈上市、违规担保、违规炒作等。根据 2005 年至 2009 年中国证监会的处罚公告，剔除了重复及资料不全的上市公司本文共选取了 77 家非金融业舞弊 A 股上 市公司作为会计舞弊样本。对非会计舞弊配对公司，

11、本文参考 Merle Erickson，Michelle Hanlon 和 Edward L. Maydew（2006）的选择方法， 按照下列标准为每一家舞弊公司按照 11 的比例选择配对公司：1.研究期内从未被中国证监会处罚的上市 公司；2.与会计舞弊公司属于同一个行业（按照证监会行业细分标准，选择与其细分行业相同的公司） ；3.相 关数据与会计舞弊公司的相关数据为同一会计年度；4.与会计舞弊公司的规模（总资产）相当。经过筛选得 到 77 家非会计舞弊配对公司，最终获得 154 个总样本数。本文会计舞弊公司的信息来源于证监会网站，样本公司的其他数据由国泰安数据库及金融界数据库整理而得。（二）

12、变量选取1.被解释变量：会计舞弊本文以虚拟变量 FRAUD（0，1）作为度量上市公司会计舞弊的因变量，即是否因会计舞弊被证监会公开谴责、 批评或处罚，当某一公司在某一年度发生舞弊时 FRAUD 取 1，否则取 0。2.解释变量由于对上市公司舞弊行为的发现具有时间上的滞后性，本文选取的样本公司进行舞弊的时间绝大部分都分布 在 2006 年之前。而在 2006 年以前， 我国上市公司采取的股权激励模式主要是业绩股票模式（占 56 %） （周建波、孙菊生，2003） ，即如果公司经营者达到了事先规定的业绩指标就支付给经营者一定的普通股作 为长期激励性报酬。我国高管持股数量较少，持股比例偏低，从统计效

13、果看，用该数据进行实证可能会影响 结果的准确性。因此本文采用虚拟变量管理层持股是否增加（MSCH）作为高管股权激励的代理变量，因为 管理层中董事长和 CEO 具有绝对权威地位， 所以本文以董事长和 CEO 作为公司高管的代表即以董事长和 CEO 所持公司股份是否增加来考察高管股权激励情况，如果董事长和 CEO 所持公司股份增加则 MSCH 取 1， 否则取 0。3.控制变量为更好地测试解释变量对被解释变量的影响， 本文着重考虑了以下几个控制变量： （1）高管前三名薪酬总额（PAYMENT） ，对于会计舞弊公司高管前三名薪酬取其开始舞弊前一年的数据。为 保证变量的正态性，对高管前三名薪酬总额取对

14、数进行运算。高管薪酬作为一种显性的激励机制，对高管人 员具有重要的影响力，由此预期进行会计舞弊的动机随管理层薪酬的上升而下降。 （2）公司规模（SIZE） ， 以公司账面总资产的自然对数来衡量，对于舞弊公司总资产取其开始舞弊的前一年 的数据。COSO （1999） 报告财务报告舞弊：1987-1997指出， 舞弊公司的规模相对较小，由此预期进 行会计舞弊的动机与公司规模反向变动。 （3）两职兼任 （CEO=CHAIR） ，如果董事长同时又是 CEO，则 CEO=CHAIR 取 1，否则为 0。影响董事会成效 的最大因素是它相对于 CEO 的独立性。董事长同时也是 CEO 时增加了会计舞弊的可能

15、性。 （4）董事会会议次数（Nummtgs） ，即一个会计年度期间举行的董事会会议次数。董事会会议是衡量董事会 行为强度和董事会监督效率的重要因素之一，董事会会议次数对会计舞弊有较大的影响。而董事会会议次数 多可能表明董事会内部沟通有效对经理人的会计舞弊行为有较大的威慑力；也可能是对会计舞弊等公司隐患 的一种被动反应。因此假设董事会会议次数与会计舞弊相关，但是具体方向有待检验。（5）资产回报率（ROA） ， 公司净利润与年末资产之比，对于舞弊公司资产回报率取其开始舞弊的前一年 的数据。资产回报率用来控制公司的财务业绩，财务业绩不佳的公司可能会进行会计舞弊以掩盖他们差的业 绩。 （6）资产负债率

16、（DAP）等于总负债除以总资产。对于舞弊公司资产负债率取其开始舞弊的前一年的数据。 资产负债率用来控制财务风险，财务困难的公司会比没有财务困难的公司有更大的可能性进行会计舞弊。五、实证分析（一） 描述性统计本文首先对舞弊公司与其配对公司在 CEO 持股增量情况、高管前三名薪酬、两职兼任、董事会会议次数等 上述各变量进行统计分析说明， 统计结果如表 1 所示：从表 1 可以看出，1.从均值来看会计舞弊公司的高管持股增量情况要略低于非会计舞弊公司的高管持股增量 情况，但无论中位数还是最大值与最小值都没有很大的差异。2.会计舞弊公司与非会计舞弊公司之间的高管 前三名薪酬均值与中值略低于非会计舞弊公司，但无论是均值、中位数还是最大值与最小值都没有很大的差 异。这表明高管进行会计舞弊的动机不应该是为了增加其公开性的薪酬。3.从均值看，会计舞弊公司的规模 要小于非会计舞弊公司的规模，由于样本选取的设计所以会计舞弊公司与非舞弊公司两组样本的资产规模之 间差异很小。4.两组样本公司的两职兼任情况从均值上看会计舞弊公司的两职兼任情况明显要多于非会计舞 弊公司的两职兼任情况。5