股權(quán)激勵(lì)、盈余管理與公司業(yè)績

股權(quán)激勵(lì)、盈余管理與公司業(yè)績

jenen和meckshill（1976）首次從基于證券交易的角度研究了如何解決任命代理問題，并認(rèn)為引入罰款具有共同優(yōu)勢(shì)（分散效應(yīng)），有助于促進(jìn)高級(jí)管理人員和外部股東的利益協(xié)調(diào)，有效解決任命代理問題。之后,國外大量研究也表明,股權(quán)激勵(lì)可以通過協(xié)同效應(yīng)提高公司業(yè)績(Mehran,1995;Hall和Liebman,1998;Kato等,2005)。但是,股權(quán)激勵(lì)對(duì)盈余管理也存在顯著的影響(Cheng和Warfield,2005;Bergstresser和Philippon,2006;Peng和Ro?ll,2008),如股權(quán)激勵(lì)可以通過誘發(fā)盈余管理影響公司業(yè)績,因此,使用盈余管理調(diào)整公司業(yè)績后,股權(quán)激勵(lì)與公司業(yè)績之間的經(jīng)驗(yàn)關(guān)系可能發(fā)生顯著變化(Cornett等,2008)。國內(nèi)對(duì)于股權(quán)激勵(lì)與公司業(yè)績關(guān)系的研究結(jié)論尚存在較大分歧,而且尚未考慮盈余管理是否影響股權(quán)激勵(lì)與公司業(yè)績之間的關(guān)系。為此,本文以2005至2008年間1336～1573家非金融類上市公司為樣本,使用盈余管理調(diào)整總資產(chǎn)報(bào)酬率并通過CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率衡量股權(quán)激勵(lì),在此基礎(chǔ)上建立起一個(gè)Heckman兩階段計(jì)量模型,處理股權(quán)激勵(lì)與公司業(yè)績之間可能存在的內(nèi)生性問題,首次研究了使用盈余管理調(diào)整公司業(yè)績前后CEO股權(quán)激勵(lì)與公司業(yè)績之間的關(guān)系,以及不同產(chǎn)權(quán)背景下CEO股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司業(yè)績的影響。結(jié)果表明,非國有控股公司沒有明顯的盈余管理動(dòng)機(jī),其CEO股權(quán)激勵(lì)有助于提升公司業(yè)績,而國有控股公司具有強(qiáng)烈的盈余管理動(dòng)機(jī),其CEO股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司業(yè)績沒有顯著影響。本文其余部分的結(jié)構(gòu)如下:第二部分進(jìn)行理論分析并設(shè)置假設(shè);第三部分描述計(jì)量模型和數(shù)據(jù);第四部分提供實(shí)證結(jié)果;第五部分為穩(wěn)健性分析;最后部分對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行討論和總結(jié)。一、理論假設(shè)(一)ceo企業(yè)股東及關(guān)鍵業(yè)務(wù)效能分析Jensen和Meckling(1976)的理論模型表明,高管與外部股東之間的代理沖突源于高管向公司外部股東索取額外津貼,而股權(quán)激勵(lì)能降低高管索取額外津貼的意愿,有利于高管將精力集中在企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展,減輕代理沖突,提高高管的努力程度,強(qiáng)化高管和股東利益共享與風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)的互利機(jī)制,充分發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)。Haugen和Senbet(1981)、Bitler等(2005)、Mehran(1995)、Hall和Liebman(1998)、Ang等(2000)、Low(2009)、Morgan和Poulsen(2001)以及Kato等(2005)都發(fā)現(xiàn)了股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司治理的積極作用。此外,股權(quán)激勵(lì)可能導(dǎo)致CEO進(jìn)行盈余管理,如通過粉飾財(cái)務(wù)報(bào)表調(diào)整對(duì)自己有利的業(yè)績指標(biāo)。Cheng和Warfield(2005)發(fā)現(xiàn),如果公司利潤超出市場(chǎng)預(yù)期,而且股權(quán)激勵(lì)力度加大,CEO平滑盈余的概率就上升;Bergstresser和Philippon(2006)發(fā)現(xiàn),CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率與可操縱應(yīng)計(jì)利潤之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。由此可見,股權(quán)激勵(lì)可以通過協(xié)同效應(yīng)影響公司業(yè)績,也可以通過誘發(fā)盈余管理行為影響公司業(yè)績。根據(jù)Cornett等(2008),使用盈余管理調(diào)整公司業(yè)績后,CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率對(duì)公司業(yè)績的影響比調(diào)整前顯著下降,本文提出以下假設(shè):假設(shè)1:使用盈余管理調(diào)整公司業(yè)績前,CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率與公司業(yè)績呈正相關(guān)關(guān)系;而調(diào)整后,CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率對(duì)公司業(yè)績的影響顯著下降。(二)盈余管理對(duì)ceo行權(quán)的影響國外已有文獻(xiàn)表明,高管股權(quán)激勵(lì)有助于改善公司業(yè)績,如Morgan和Poulsen(2001)發(fā)現(xiàn),提出股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司,其一年后的資產(chǎn)收益率比尚未提出的更高,而其提出后的資產(chǎn)收益率比提出前的更高;Core和Larcker(2002)發(fā)現(xiàn),目標(biāo)持股計(jì)劃被采納后,公司經(jīng)營業(yè)績和股票收益率均顯著上升;Kato等(2005)發(fā)現(xiàn),股東大會(huì)通過股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃后,公司業(yè)績顯著上升。此外,已有文獻(xiàn)也表明,盈余管理有助于CEO行權(quán),如Safdar(2003)發(fā)現(xiàn),CEO所持股票期權(quán)到期時(shí),公司可操縱應(yīng)計(jì)利潤顯著上升;Bergstresser和Philippon(2006)發(fā)現(xiàn),盈余管理幅度越大,CEO執(zhí)行期權(quán)的數(shù)量就越多;蘇冬蔚和林大龐(2010)對(duì)2006年至2008年間提出或通過股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的119家上市公司進(jìn)行研究,發(fā)現(xiàn)盈余管理提高了CEO行權(quán)的概率。股權(quán)分置改革實(shí)施前,我國上市公司高管所持股票屬于限售股,無法在二級(jí)市場(chǎng)上自由流通,與西方發(fā)達(dá)國家的股權(quán)激勵(lì)存在本質(zhì)區(qū)別,而股權(quán)分置改革實(shí)施后,國家先后出臺(tái)《上市公司股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃管理辦法》(試行)以及《國有控股上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)試行辦法》,上市公司具備了實(shí)施類似西方發(fā)達(dá)國家股權(quán)激勵(lì)的條件。在此情況下,如果公司提出股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃,CEO就有機(jī)會(huì)執(zhí)行期權(quán),也就有可能為提高行權(quán)概率而進(jìn)行盈余管理。為此,本文提出以下假設(shè):假設(shè)2:使用盈余管理調(diào)整公司業(yè)績前,實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司,其平均業(yè)績顯著高于尚未實(shí)施的公司,而調(diào)整后,其平均業(yè)績的下降幅度比尚未實(shí)施的更大。(三)無監(jiān)督制衡的運(yùn)我國國有控股公司的內(nèi)部治理機(jī)制尚不完善,如所有權(quán)人缺位、內(nèi)部人控制現(xiàn)象比較嚴(yán)重、薪酬管制較嚴(yán)格且冗余雇員較多,而且外部治理機(jī)制也不健全,如職業(yè)經(jīng)理人市場(chǎng)、控制權(quán)市場(chǎng)、資本市場(chǎng)以及民間審計(jì)市場(chǎng)均缺乏完善的運(yùn)行體制,導(dǎo)致高管權(quán)力缺乏有效的監(jiān)督和制衡,在職消費(fèi)成為股權(quán)激勵(lì)的替代品(陳冬華等,2005;羅宏和黃文華,2008),從而弱化了股權(quán)激勵(lì)的積極治理作用。Boubakri和Cosset(1998)、Sun等(2003)、Gupta(2005)以及白重恩等(2006)均發(fā)現(xiàn),國有控股對(duì)公司業(yè)績具有消極影響,而私有化則可以顯著改善公司業(yè)績。在此基礎(chǔ)上,本文提出以下假設(shè):假設(shè)3:產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)影響股權(quán)激勵(lì)與公司業(yè)績之間的內(nèi)在關(guān)系,非國有控股公司股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司業(yè)績的正面影響顯著大于國有控股公司。二、測(cè)量模型和數(shù)據(jù)(一)資產(chǎn)報(bào)酬率t本文假設(shè)股權(quán)激勵(lì)影響公司業(yè)績,但CEO是否增持股票可能受業(yè)績影響,因此本文通過建立以下Heckman兩階段模型校正CEO股權(quán)激勵(lì)與公司業(yè)績之間可能存在的內(nèi)生關(guān)系,并檢驗(yàn)假設(shè)1-3:其中,ADJEBITi,t,為年度t公司i經(jīng)行業(yè)平均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率;①AUNMANE(k)i,t為先經(jīng)盈余管理調(diào)整、后經(jīng)行業(yè)平均值調(diào)整的年度t公司i總資產(chǎn)報(bào)酬率,衡量已剔除盈余管理的公司業(yè)績;INCENTIVEi,t為CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率;若年度t公司i的董事會(huì)正式提出股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃,PROPOSALi,t在所有年度均取值1,否則取值0;若INCENTIVEi,t大于0,INCENTDUMMYi,t取值1,否則取值0;若公司設(shè)置薪酬與考核委員會(huì),PAYCOMi,t取值1,否則取值0;Xi,t包括產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、董事會(huì)特征、審計(jì)質(zhì)量等公司治理變量;Zi,t包括規(guī)模、上市年數(shù)和CEO年齡等公司和CEO個(gè)人層面控制變量;Wi,t為一組行業(yè)和時(shí)間虛擬變量。本文先對(duì)方程(1)進(jìn)行Logit回歸,取得inverseMillsratio,然后將inverseMillsratio代入方程(2)、(3)進(jìn)行回歸,取得所有參數(shù)的估計(jì)值。如果使用全樣本,假設(shè)1要求模型(2)的系數(shù)估計(jì)值Φ1>0且模型(3)的系數(shù)估計(jì)值不顯著;假設(shè)2要求模型(2)的系數(shù)估計(jì)值且模型(3)的系數(shù)估計(jì)值不顯著。如果使用分樣本,假設(shè)3要求非國有控股公司INCENTIVEi,t的系數(shù)估計(jì)值和均顯著大于0,而國有控股公司INCENTIVEi,t的系數(shù)估計(jì)值和均不顯著或均顯著小于0。(二)變量配置1.ceo股權(quán)和人員股權(quán)本文沿用Bergstresser和Philippon(2006)的方法,通過以下公式計(jì)算CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率:其中,PRICEi,t為t年末公司i股票的收盤價(jià),CSHARESi,t和OPTIONSi,t分別為i公司CEO于t年持有股票和期權(quán)的數(shù)量,CASHPAYi,t為CEO當(dāng)年的現(xiàn)金薪酬,包括年薪、津貼等。2.財(cái)產(chǎn)增加額t回歸分析本文通過以下5種方法估計(jì)出可操縱應(yīng)計(jì)利潤(DA(k)i,t),并衡量盈余管理:(1)DA(l)i,t:由于流動(dòng)應(yīng)計(jì)利潤取決于流動(dòng)資產(chǎn)和流動(dòng)負(fù)債,能客觀反映總應(yīng)計(jì)利潤的波動(dòng),也容易被CEO掌控和操縱,因此本文沿用Louis(2004)提出的流動(dòng)應(yīng)計(jì)利潤橫截面Jones模型,使用同年度同行業(yè)所有上市公司的數(shù)據(jù),對(duì)流動(dòng)應(yīng)計(jì)利潤TCAi,t進(jìn)行以下回歸分析:②其中,TCAi,t=(Δ,CAi,t-ΔCASHi,t)-(ΔCLi,t-ΔCLDi,t),ΔCAi,t為流動(dòng)資產(chǎn)增加額,ΔCASHi,t為現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物增加額,ΔCLi,t為流動(dòng)負(fù)債增加額,ΔCLDi,t為一年內(nèi)到期的長期負(fù)債增加額,Ai,t-1為上年度總資產(chǎn),ΔREVi,t為銷售收入增加額,ΔRECi,t為應(yīng)收賬款凈值增加額?；貧w(5)的殘差即為DA(1)i,t。(2)DA(2)i,t:沿用橫截面Jones(1991)模型,使用同年度同行業(yè)所有上市公司的數(shù)據(jù),對(duì)年度t公司i的總應(yīng)計(jì)利潤(Totalaccrual,TAi,t)進(jìn)行以下回歸分析:其中,TAi,t=(ΔCAi,t-ΔCASHi,t)-(ΔCLi,t-ΔCLDi,t)-DEPi,t,DEPi,t為折舊和攤銷成本;Ai,t-1為上年度總資產(chǎn),PPEi,t為固定資產(chǎn)?；貧w方程(6)的殘差即為DA(2)i,t。(3)DA(3)i,t:沿用Dechow等(1995)修正的橫截面Jones模型,將回歸方程(6)的系數(shù)估計(jì)值β1、β2及β3代入以下公式,得到可操縱應(yīng)計(jì)利潤DA(3)i,t:(4)DA(4)i,t:沿用Kothari等(2005)修正的橫截面Jones模型,在方程(6)內(nèi)加入截距項(xiàng)β0和公司資產(chǎn)收益率ROAi,t,得到以下新的回歸方程:將回歸方程(8)的系數(shù)估計(jì)值代入以下公式,得到可操縱應(yīng)計(jì)利潤DA(4)i,t:(5)DA(5)i,t:根據(jù)Raman和Shahrur(2008)修正的橫截面Jones模型,在回歸方程(8)和等式(9)中再加入公司成長性指標(biāo)BMi,t(年末流通市值、非流通股份占凈資產(chǎn)的金額、長期負(fù)債及短期負(fù)債之和除以年末總資產(chǎn)),其余步驟與DA(4)i,t相似。3.公司業(yè)績adjeit本文根據(jù)Cornett等(2008),設(shè)置以下指標(biāo)衡量公司業(yè)績:(I)ADJEBIT為經(jīng)行業(yè)平均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率,衡量含有盈余管理成分的公司業(yè)績,ADJEBIT=EBIT-同行業(yè)EBIT的平均值,其中EBIT=(總利潤+財(cái)務(wù)費(fèi)用)/期初資產(chǎn)總額。(2)AUNMANE(k)為先經(jīng)盈余管理調(diào)整、后經(jīng)行業(yè)平均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率,衡量不含有盈余管理成分的公司業(yè)績,AUNMANE(k)=UNMANE(k)-同行業(yè)UNMANE(k)的平均值,其中,UNMANE(k)=EBIT-DA(k),k=1,2,3,4,5。4.董事會(huì)結(jié)構(gòu)狀況根據(jù)高雷和宋順林(2007),控股股東類別對(duì)公司業(yè)績存在顯著影響。本文使用控股股東類別(STATE)衡量產(chǎn)權(quán)性質(zhì),其中,若國家為控股股東,STATE取值1,否則取值0。根據(jù)Cornett等(2008),董事會(huì)結(jié)構(gòu)對(duì)公司業(yè)績有顯著影響。本文通過獨(dú)立董事占董事會(huì)人數(shù)的比例(INDIRECTOR)、董事會(huì)規(guī)模(LNBOARD:董事會(huì)人數(shù)的自然對(duì)數(shù))以及董事長和總經(jīng)理兩職設(shè)置狀況(CEOBOARD)反映董事會(huì)結(jié)構(gòu)狀況。其中,若總經(jīng)理兼任董事長,CEOBOARD取值1;若總經(jīng)理兼任副董事長或董事,CEOBOARD取值2;若總經(jīng)理與董事會(huì)的職責(zé)完全分離,CEOBOARD取值3。陳信元和夏立軍(2006)認(rèn)為審計(jì)質(zhì)量對(duì)公司可操縱應(yīng)計(jì)利潤具有顯著影響,同時(shí)張川等(2009)認(rèn)為審計(jì)師能通過正確評(píng)價(jià)內(nèi)部控制影響公司業(yè)績。因此本文設(shè)置以下三個(gè)變量衡量審計(jì)質(zhì)量:一是AUDITCOM,若公司成立內(nèi)部審計(jì)委員會(huì),取值1,否則取值0;二是TOP4AUDIT,若財(cái)務(wù)報(bào)表由四大國際會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì),TOP4AUDIT取值1,否則取值0;三是AUDITOPION,若審計(jì)結(jié)果為標(biāo)準(zhǔn)的無保留意見,AUDITOPION取值1,否則取值0。5.高管對(duì)公司業(yè)績的影響(1)CEO年齡(CEOAGE)。根據(jù)王華和黃之駿(2006)、Cornett等(2008),高管的年齡對(duì)公司業(yè)績存在顯著影響。(2)公司規(guī)模(LNSIZE):年末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)。根據(jù)Mehran(1995)、袁萍等(2006),公司規(guī)模對(duì)公司業(yè)績存在顯著影響。(3)公司上市年數(shù)的自然對(duì)數(shù)(LNAGE)。根據(jù)劉鳳委等(2005),公司上市年數(shù)對(duì)公司業(yè)績存在顯著影響。6.行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)(1)行業(yè)虛擬變量(Hi,t):為了控制住行業(yè)特征對(duì)公司業(yè)績的影響,本文根據(jù)證監(jiān)會(huì)于1998年制訂的分類標(biāo)準(zhǔn),將上市公司劃分為13個(gè)行業(yè)并分別設(shè)置相應(yīng)的虛擬變量。(2)時(shí)間虛擬變量(Yi,t)。(三)ccer公司治理結(jié)構(gòu)研究本文選取2005年至2008年間上證和深證1336～1573家非金融類上市公司為樣本,從深圳國泰安公司開發(fā)的《CSMAR中國上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)庫》和《CSMAR中國上市公司治理結(jié)構(gòu)研究數(shù)據(jù)庫》以及北京大學(xué)中國經(jīng)濟(jì)研究中心和色諾芬公司聯(lián)合開發(fā)的《CCER上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)庫》和《CCER上市公司治理結(jié)構(gòu)研究數(shù)據(jù)庫》中提取出總經(jīng)理的現(xiàn)金薪酬、持股數(shù)量與各類公司治理、財(cái)務(wù)變量。此外,本文根據(jù)金融界網(wǎng)站提供的上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表,對(duì)樣本內(nèi)所有CEO的持股數(shù)量、持有期權(quán)數(shù)量及現(xiàn)金薪酬數(shù)據(jù)進(jìn)行仔細(xì)核實(shí)與補(bǔ)遺。表1提供了各變量的含義和基本統(tǒng)計(jì)量。三、使用盈余管理調(diào)整總報(bào)酬率,總資為了檢驗(yàn)盈余管理是否影響股權(quán)激勵(lì)與公司業(yè)績之間的關(guān)系(假設(shè)1和2),表2提供了全樣本下股權(quán)激勵(lì)與公司業(yè)績的Heckman兩階段模型回歸估計(jì)結(jié)果。由表2的結(jié)果可見,模型(2)的系數(shù)估計(jì)值在1%水平上顯著為正,即采用盈余管理修正總資產(chǎn)報(bào)酬率前,INCENTIVEVE與經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率呈顯著的正相關(guān)關(guān)系,CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率每增加1個(gè)百分點(diǎn),經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率就上升0.0501個(gè)百分點(diǎn);模型(3)的系數(shù)估計(jì)值在10%水平以上顯著為正,即采用盈余管理修正總資產(chǎn)報(bào)酬率后,INCENTIVE與經(jīng)盈余管理和行業(yè)均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率也呈顯著的正相關(guān)關(guān)系,CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率每增加1個(gè)百分點(diǎn),經(jīng)盈余管理和行業(yè)均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率就上升0.0353至0.0486個(gè)百分點(diǎn)。因此,,表明采用盈余管理修正總資產(chǎn)報(bào)酬率后,CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率與經(jīng)盈余管理和行業(yè)均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率之間的正相關(guān)關(guān)系變?nèi)?。?的結(jié)果還顯示,模型(2)的系數(shù)估計(jì)值在1%水平上顯著為正,即采用盈余管理修正總資產(chǎn)報(bào)酬率前,提出股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司,其平均業(yè)績比尚未提出的公司高出2.52個(gè)百分點(diǎn);模型(3)的系數(shù)估計(jì)值為正,但均不顯著,即采用盈余管理修正總資產(chǎn)報(bào)酬率后,提出股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司,其平均業(yè)績與尚未提出的公司無顯著差異。以上實(shí)證結(jié)果表明,使用盈余管理調(diào)整總資產(chǎn)報(bào)酬率前,CEO股權(quán)激勵(lì)與經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率呈顯著的正相關(guān)關(guān)系,而調(diào)整后,與經(jīng)盈余管理和行業(yè)均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率之間的正相關(guān)關(guān)系變?nèi)?使用盈余管理調(diào)整總資產(chǎn)報(bào)酬率前,實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司,其平均業(yè)績顯著高于尚未實(shí)施的公司,而調(diào)整后,其平均業(yè)績與尚未實(shí)施的并無顯著差異?？梢?本文無法拒絕假設(shè)2,但也無法完全接受假設(shè)1。此外,根據(jù)表2的結(jié)果,無論是否使用盈余管理調(diào)整總資產(chǎn)報(bào)酬率,AUDITOPION系數(shù)估計(jì)值均在1%水平上顯著為正,表明被出具標(biāo)準(zhǔn)無保留審計(jì)意見的公司,其業(yè)績平均高出其他公司13.83至17.28個(gè)百分點(diǎn)。使用盈余管理調(diào)整總資產(chǎn)報(bào)酬率前,LNSIZE系數(shù)估計(jì)值在10%水平上顯著為正,而使用盈余管理調(diào)整公司業(yè)績后,LNSIZE系數(shù)估計(jì)值有三次在5%水平以上顯著為正,僅有兩次(在AUNMANE4和AUNMANE5回歸中)不顯著,表明公司規(guī)模越大,公司業(yè)績?cè)胶?。為了檢驗(yàn)不同產(chǎn)權(quán)背景下股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司業(yè)績可能存在的不同影響(假設(shè)3),本文將全樣本分成兩組:國有控股公司組和非國有控股公司組,進(jìn)行分樣本回歸。表3和表4分別報(bào)告了估計(jì)結(jié)果。由表3可見,模型(2)的系數(shù)估計(jì)值在5%水平上顯著為正,模型(3)的系數(shù)估計(jì)值有三次在10%水平以上顯著,僅有兩次(在AUNMANE4和AUN-MANE5回歸中)不顯著,即無論是否使用盈余管理調(diào)整總資產(chǎn)報(bào)酬率,非國有控股公司CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率與經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率均呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。由表4可見,模型(2)和(3)的系數(shù)估計(jì)值均不顯著,即無論是否使用盈余管理調(diào)整公司業(yè)績,國有控股公司CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率與經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率均不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。由此可見,本文無法拒絕假設(shè)3,即非國有控股公司的股權(quán)激勵(lì)提升總資產(chǎn)報(bào)酬率的幅度顯著大于國有控股公司。另外,本文發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)虛擬變量(PROPOSAI)對(duì)公司業(yè)績的影響取決于產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)。表3中PROPOSAL的系數(shù)估計(jì)值均不顯著,即無論是否使用盈余管理調(diào)整總資產(chǎn)報(bào)酬率,提出股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的非國有控股公司,其平均業(yè)績與尚未提出的均不存在顯著差異。表4中PROPOSAL的系數(shù)估計(jì)值在1%水平上顯著為正,并且均不顯著,即采用盈余管理修正總資產(chǎn)報(bào)酬率前,提出股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的國有控股公司,其平均業(yè)績顯著高于尚未提出的國有控股公司;而采用盈余管理修正總資產(chǎn)報(bào)酬率后,提出股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的國有控股公司,其平均業(yè)績與尚未提出的并不存在顯著差異。因此,在實(shí)施股權(quán)激勵(lì)過程中,國有控股公司存在利用盈余管理調(diào)高業(yè)績的現(xiàn)象。另外,本文發(fā)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)也顯著影響董事會(huì)規(guī)模(LNBOARD)與公司業(yè)績之間的關(guān)系。使用盈余管理調(diào)整總資產(chǎn)報(bào)酬率后,表3中LNBOARD的系數(shù)估計(jì)值有三次在10%水平上顯著為正,僅有兩次不顯著(在AUNMANE4和AUNMANE5回歸中),表明非國有控股公司的董事會(huì)規(guī)模越大,經(jīng)盈余管理和行業(yè)均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率就越高;表4中LNBOARD的系數(shù)估計(jì)值則均不顯著,即無論是否使用盈余管理調(diào)整總資產(chǎn)報(bào)酬率,國有控股公司的董事會(huì)規(guī)模對(duì)經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率都不存在顯著影響。因此,非國有控股公司的董事會(huì)比國有控股公司具有更好的治理效應(yīng)。四、不同類型企業(yè)的系數(shù)估計(jì)值為了對(duì)第四部分的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性分析,本文使用PASS(是否通過股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃)代替PROPOSAL(是否提出股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃),重新檢驗(yàn)假設(shè)1～3。表5～表7分別提供了全樣本和分樣本回歸結(jié)果。由表5可見,全樣本回歸中INCENTIVE系數(shù)估計(jì)值在1%水平上顯著為正,均在10%水平上顯著為正,PASS系數(shù)估計(jì)值在1%水平上顯著為正,2則均不顯著。由表6和表7可見,分樣本回歸中非國有控股公司INCENTIVE的系數(shù)估計(jì)值在5%水平上顯著為正,有三次在10%水平以上顯著為正,僅有兩次不顯著(在AUNMANE4和AUNMANE5回歸中),且PASS的系數(shù)估計(jì)值均不顯著;而國有控股公司INCENTTVE的系數(shù)估計(jì)值均不顯著,PASS系數(shù)估計(jì)值Φ2在1%水平上顯著為正,則有四次不顯著,僅有一次在10%水平上顯著(在AUNMANE5回歸中)。上述實(shí)證結(jié)果與表2～表4基本一致,表明本文實(shí)證結(jié)果具有較高的穩(wěn)健性。五、我國企業(yè)股權(quán)激勵(lì)與公司業(yè)績的關(guān)系設(shè)計(jì)。在充分討論根據(jù)國內(nèi)外已有的文獻(xiàn),股權(quán)激勵(lì)具有協(xié)同效應(yīng),有助于強(qiáng)化公司治理并提高公司業(yè)績,但股權(quán)激勵(lì)也可能誘發(fā)盈余管理,破壞經(jīng)理人與股東之間利益共享和風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)的良性機(jī)制,因此研究股權(quán)激勵(lì)與公司業(yè)績之間的關(guān)系,必須考慮盈余管理對(duì)業(yè)績的影響。本文以2005年至2008年間1336～1573家非金融類上市公司為樣本,通過Heckman兩階段估計(jì)方法校正模型可能存在的內(nèi)生性,研究盈余管理對(duì)CEO股權(quán)激勵(lì)與公司業(yè)績之間內(nèi)在關(guān)系的影響,發(fā)現(xiàn):未使用盈余管理修正業(yè)績前,CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率與經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系,同時(shí),實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司,其平均業(yè)績顯著高于尚未實(shí)施的公司;而通過盈余管理調(diào)整業(yè)績后,CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率與總資產(chǎn)報(bào)酬率之間的正相關(guān)關(guān)系變?nèi)?同時(shí),實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司,其平均業(yè)績與尚未實(shí)施的公司并不存在顯著差異。上述實(shí)證結(jié)果表明,股權(quán)激勵(lì)總體上有助于加強(qiáng)股東與經(jīng)理人之間的協(xié)同效應(yīng)并提高公司業(yè)績,但也引發(fā)了高管的盈余管理行為。此外,本文將全樣本分成兩個(gè)子樣本:國有控股公司組和非國有控股公司組,進(jìn)一步探討產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)股權(quán)激勵(lì)與公司業(yè)績之間關(guān)系的影響,發(fā)現(xiàn)以下五方面結(jié)果:第一,無論是否使用盈余管理修正總資產(chǎn)報(bào)酬率,國有控股公司CEO股權(quán)和期權(quán)占總薪酬比率與經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整的總資產(chǎn)報(bào)酬率均不存在顯著的相關(guān)關(guān)系,表明股權(quán)激勵(lì)不影響國有控股公司的業(yè)績;第二,未使用盈余管理修正總資產(chǎn)報(bào)酬率前,實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的國有控股公司,其平均業(yè)績顯著高于尚未實(shí)施的國有控股公司,而通過盈余管理修正總資產(chǎn)報(bào)酬率后,實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的國有控股公司,其平均業(yè)績與尚未實(shí)施的沒有顯著差別,表明股權(quán)激勵(lì)導(dǎo)致