【作　　者】
侯剑平（博士） 惠荣荣

【作者单位】
（西安工业大学经济管理学院 西安 710032）

【摘　　要】

【摘要】 本文选取2007 ~ 2011年中国制造业上市公司面板数据，基于动态内生性视角，采用广义矩GMM估计模型，对高管激励与盈余管理的相关性进行实证研究，结果发现：①当期高管激励与当期盈余管理之间并无显著相关关系；②前期盈余管理与当期高管激励之间存在显著的正相关关系；③前期高管激励对当期盈余管理的影响只体现在高管薪酬激励方面，高管股权激励方面并不显著；④高管激励存在跨期影响，即前期的高管激励水平与当期高管激励水平之间存在显著的正相关关系，而盈余管理不存在这种现象。
【关键词】 薪酬激励   股权激励   盈余管理   动态内生性

一、文献综述
高管激励一般以薪酬激励和股权激励为主。关于高管薪酬激励与盈余管理的研究，主要集中于两方面：
一方面是高管薪酬作为盈余管理的动机研究。Healy（1985）最早对管理者报酬与盈余管理的关系进行了研究，他指出实际中企业的激励计划包括目标盈余、盈余上限等条款，管理者为了迎合薪酬契约，会通过增加或减少操控性应计利润来改变企业收益水平。Watts等（1986）的研究认为，设有红利计划的公司管理层为扩大个人效用，倾向采用将未来盈余转移至本期的会计方法，从而提高其报酬的现值。国内学者对二者关系也进行了相关研究，李延喜等（2007）通过对中国上市公司的数据研究发现，管理者会通过调高应计利润，增加当期盈余来实现自身利益最大化。王克敏等（2007）应用LISREL模型研究发现，高管报酬与盈余管理正相关，引入高管控制权影响后，高管控制权的增加提高了高管报酬水平，但却降低了高管报酬诱发盈余管理的程度，即高管控制权增加使高管报酬与盈余管理相关性减弱。刘长才（2009）使用我国上市公司面板数据对盈余管理与高管薪酬的关系进行了实证研究，发现二者之间存在显著的负相关关系。
另一方面是盈余管理提高高管薪酬的效果研究。Balsam（1998）通过把公司盈余分解为现金流量、可操控性应计项目和非操控性应计项目三部分，并使用可操控性应计项目来反映公司的盈余管理状况。研究发现，可操控性应计项目与管理层薪酬显著正相关，且可操控性应计项目能够显著增加管理层薪酬，能够对提高管理层薪酬水平有正向的效果。Shuto（2007）通过研究可操控性应计项目对日本公司管理层薪酬的影响，发现两者显著正相关，管理层会使用可操控性应计来增加薪酬。从国内研究来看，严玉康（2008）研究发现无论是向上调高报告收益，还是向下调低报告收益，可操控性应计项目都能显著影响管理层薪酬的激励效果，而且向下调低的可操控性应计利润对管理层薪酬的影响更大。
此外，部分学者对高管实行股权激励是否能够促使高管利益与股东利益趋于一致，从而减轻盈余管理行为进行了研究。Warfield等（1995）通过实证研究发现管理者持股数增多会降低代理成本，管理层持股数量与操控性应计利润的绝对值的大小呈负相关关系。Bergstresser等（2006）研究证明，公司中CEO潜在的总薪酬与持有股票期权的价值之间联系越紧密，利用操控性应计利润操纵报告盈余的现象就越显著。国内对股权激励与盈余管理关系的研究相对较少，周晖等（2010）通过研究发现在调高操控性应计利润情况下， 盈余管理程度与管理者的股权激励呈正相关关系。
如前所述，高管激励与盈余管理的关系一直是国内外学者们研究的重点，但至今尚无一致结论，究其原因有两个方面：一是未考虑内生性，其实除了解释变量对被解释变量产生作用外，被解释变量对解释变量也存在反馈效应——联立性；还有由于遗漏变量的存在而产生的伪相关，主要表现为某些不可观测的外生变量同时对解释变量和被解释变量产生影响，使解释变量与被解释变量之间出现高度相关性，但这种相关性在经济意义上不存在——不可观测异质性。二是未考虑动态性，即由于时滞性的存在，解释变量和被解释变量之间可能存在跨期影响。因此，研究高管激励与盈余管理之间的关系，有必要将时间因素考虑在内，若不考虑二者之间相互作用的动态性，研究结论可能会出现偏差。综上所述，本文将从动态内生性视角出发，对高管激励与盈余管理之间的关系进行进一步的探究。
二、研究设计
（一）动态内生关系的理论分析
“动态内生性”最早由Davidsona、Rowe（2004）在研究董事会结构与公司绩效关系时提出，随之Wintoki、Linck、Netter（2010）运用GMM估计方法控制动态内生性进行了实证分析。国内对此领域研究较少，李刚（2004）最早使用“动态内生性”从理论上证明了经理补偿和公司绩效之间存在动态的内生影响。周翼翔、郝云宏（2009、2011）基于“动态内生性”视角从理论到实证分析了董事会结构与公司绩效之间存在跨期作用的影响。邹新月、李茂卿（2012）运用动态内生性对高管激励与公司绩效之间的关系进行了实证研究，发现货币薪酬和高管持股与公司绩效具有很强的动态内生性，控制动态内生性后货币薪酬和高管持股与公司绩效之间并不存在显著关系。
（二）GMM估计介绍
1. GMM估计的概念。GMM是基于模型实际参数满足一定矩条件而形成的一种参数估计方法，是矩估计方法的一般化。GMM不需要知道随机误差项的准备分布信息，允许随机误差项存在异方差和序列相关，因此所得到的参数估计量比其他参数估计方法更有效。
2. 动态面板GMM估计。在动态面板数据模型中，由于因变量滞后项作为解释变量，从而有可能导致解释变量与随机扰动项相关，为了获得一致且无偏的估计，在计量中我们采用动态面板GMM估计。本文以下列形式的动态面板数据模型为例简要说明GMM估计的基本原理。
 （1）  
其中：Y为因变量；X为自变量；Z为控制变量；η i为个体效应；εit为随机误差项。
该估计过程包括两个基本步骤，首先，我们写出公式（1）动态模型的一阶差分形式：
 （2）  
一阶差分可消除由不可观测异质性所带来潜在估计误差，GMM估计中使用因变量的滞后值作为当前解释变量的工具。对式（1）和式（2）进行估计时我们使用的工具变量为因变量或自变量的滞后值，如Yt-k、Xt-k、Zt-k（k>p）。为使此方法估计有效，工具变量必须满足两个标准：一是它们能够解释当前的自变量，即本文所选工具变量必须与高管激励相关，可表示为：Xt=f（yt-k，Xt-k，Zt-k）；二是工具变量的滞后值必须外生于当前自变量的变化，即与式（1）的误差项无关。式（1）中共设定了p阶滞后期，这就意味着所有的滞后效应都已被包括，任何超过t-p阶滞后期的值都是外生于其他变量的。若滞后值的外生假设得到满足，我们就可得出以下正交条件：
（3）  
接下来我们用GMM方法对式（2）中的系数进行估计，但它在计量上有三个缺点：第一，Beck等（2000）认为若原模型在水平状态是概念型的，那么差分形式可能会削弱GMM估计的效果；第二，Arellano等（1995）认为水平状态的变量对一阶差分方程来说可能是弱工具变量；第三，Griliches等（1986）认为一次差分可能会加剧测量误差对因变量的影响。针对这些问题，Arellano等（1995）、Blundell等（1998）认为最好的解决方式是进行联合估计，组建水平形式和差分形式的方式组，这就产生了一个系统的GMM估计方程，即：
 （4）  
在此系统GMM估计中，我们可以用一阶差分变量作为水平状态方程的工具变量，但水平形式的方程包括不可观测的异质性，为解决这一问题，我们假设变量间不可观测异质性相关关系随时间变化保持恒定。这应是一个合理的假设，如公司高管激励政策的变动就符合这个特征，此假设导致另外一个正交条件：
  （5）  
通过以上构建的系统GMM估计，我们便可获得一个控制了联立性、不可观测异质性和动态内生性影响后的有效估计。
（三）研究假设
1. 高管薪酬激励与盈余管理。现代企业所有权与控制权的分离，使所有者与经营者之间形成了委托—代理关系。信息不对称的存在，可能使经营者为追求自身利益最大化或规避风险而产生损害企业所有者利益的行为，即占有信息优势的高管具有对会计指标进行盈余控制和操纵的动机，使自身利益最大化。所有者为减少代理成本，通常对经营者建立有效的激励机制，而激励政策通常会与企业绩效挂钩，企业绩效反映的是公司过去一段时间的运营状况，依据绩效确定高管薪酬激励存在时滞性，即高管薪酬通常与前期企业绩效相关，由于信息不对称及报酬契约的不完备，高管可能为了增加当期自身薪酬水平而对前期的绩效指标进行盈余管理。同理，高管薪酬对盈余管理的影响也存在延迟性，我们认为随着前期高管薪酬水平的提高，高管为提高自身报酬而进行当期盈余管理的动机就越强烈。据此，本文提出如下假设：假设1：前期盈余管理程度与当期高管薪酬激励水平呈正相关关系；假设2：前期高管薪酬激励水平与当期盈余管理程度呈正相关关系。
2. 高管股权激励与盈余管理。要避免委托代理关系下基于盈余信息的报酬契约带来的“报酬尴尬”，关键是要在委托代理双方建立一种利益分享、风险共担的激励约束机制，如高管股权激励等，高管在持有一定股份的情况下，高管行为会在自身利益最大化与公司价值最大化之间权衡，从而使股权激励有效弥补了以会计利润为基础的报酬契约带来的报酬体系的不足，将高管个人利益与企业价值相关联，使高管更加关注企业长期价值，避免短视行为，从而在一定程度上抑制高管出于个人利益最大化动机而损害企业价值的盈余管理行为。据此，本文提出如下假设：假设3：前期盈余管理程度与当期高管股权激励水平呈正相关关系；假设4：前期高管股权激励水平与当期盈余管理程度呈负相关关系。
（四）样本数据及数据来源
本文以2007 ~ 2011年中国制造业上市公司数据为样本，数据来源于锐思数据库。在研究过程中，剔除了新上市公司及财务数据与公司治理数据缺失的样本公司，最终得到407家制造业上市公司的动态面板数据，共2 035个观测样本。
（五）盈余管理的度量
本文首先采用非预期应计利润模型估计单个公司的盈余管理程度，即将总应计利润区分为预期的应计利润和非预期的应计利润，然后从整体上确定有多少公司进行了盈余管理以及盈余管理幅度的大小。对非预期应计利润的估计，本文采用修正的Jones模型，它估计得到的操控性应计利润即为非预期应计利润。估计过程如下：
1. 计算总应计利润（ TAi，t）。
TAi，t=NIi，t-CFOi，t （6）  
其中：TAi，t是i公司第t年的总应计利润；NIi，t是i公司第t年的净利润；CFOi，t是i公司第t年经营活动中产生的现金流量净额。
2. 计算非操控性应计利润（NDA）。根据修正的Jones模型，非操控性应计利润是主营业务收入变动额、应收账款变动额和固定资产的函数，即：

 （7）  
其中：NDAi，t表示i公司第t年的非操控性应计利润；△REVi，t表示i公司第t年的主营业务收入增加额；△RECi，t表示i公司第t年的应收账款增加额；PPEi，t表示i公司第t年的固定资产；Ai，t-1表示i公司第t-1年末的总资产。
式（7）中的β1、β2、β3可使用面板数据通过下式进行估计获得：

 （8）  
3. 计算操控性应计利润（DA）。
 （9）  
操控性应计利润（DA）中存在正向（DA>0）和负向（DA<0）两种情况，分别表示调高和调低操控性应计利润，即管理者利用操控性应计利润调高或平滑会计收益，表明管理者进行盈余管理的目的不同。表1是采用Excel2007、Stata12.0对样本数据进行处理后所得的操控性应计利润描述性统计结果。

由表1的统计结果我们可以发现，2007 ~ 2011年的2 035个样本值中，有1 210个样本值（约占总量的60%）选择调高可操控性总应计利润，有825个样本值（约占总量的40%）选择调低可操控性应计利润，说明制造业上市公司更倾向于选择调高可操控性应计利润。另外，结果显示调高、调低操控性应计利润的标准差分别为0.206、0.115，说明我国制造业上市公司调高、调低可操控性总应计利润的程度无显著差异。
（六）变量定义列表

（七）模型的构建
根据假设1、2及盈余管理与高管薪酬激励之间动态内生性关系分析，构建如下动态模型Ⅰ式（10）和动态模型Ⅱ式（11）：
[Payit=α1+pλpPayit-1+ϕ1DAit+ϕ2DAit-1+]      （10）  
[DAit=α2+sksDAit-1+β1Payit+β2Payit-1+]
 （11）  
根据假设3、4及盈余管理与高管股权激励之间动态内生性关系分析，构建如下动态模型Ⅲ式（12）和动态模型Ⅳ式（13）：
[Stockit=α1+pλpStockit-1+ϕ1DAit+ϕ2DAit-1+] （12）  
[DAit=α2+sksDAit-1+β1Stockit+β2Stockit-1+] （13）  
其中：DA、Pay和Stock分别代表盈余管理程度、高管薪酬激励水平和股权激励水平；Z代表控制变量，包括公司规模、资产负债率、公司业绩等。
三、实验检验
（一）变量的描述性统计
本文选取的制造业上市公司盈余管理指标、高管激励指标以及公司规模、资产负债率、资产净利率等相关控制变量指标的描述性统计结果见表3。

从表3的描述性统计可以发现：我国制造业上市公司高管薪酬水平存在显著差异，其中高管薪酬均值为314.751万元，最小值为9.36万元，最大值为365.637万元。其原因可能是与上市公司的薪酬激励政策、公司资产规模、公司盈利能力等因素有关。总体而言，制造业上市公司对高管薪酬激励水平较高。
本文共对407家制造业上市公司中的2 035个样本值进行了观测，其中有987个样本（约占样本总数的48.5%）对高管进行了股权激励，高管持股比例标准差为6.686%，均值为6.106%，说明除个别上市公司外，大部分制造业上市公司并未对高管实施股权激励，高管持股比例均值较低，且无显著差异，这可能与我国上市公司高管持股比例和对其所有的本公司股票的买卖进行限制的规定有关。
（二）多重共线性检验
本文采用Stata12.0计算变量的“方差膨胀因子VIF”，输出结果如表4。VIF越大，则多重共线性问题越严重。一个经验规则是，最大的VIF即max{VIF1，…，VIFK}不超过10。根据表4，两个模型中最大的VIF分别为1.47、1.52，远小于10，故不存在多重共线性问题。

（三）模型处理及回归分析
在模型估计前，首先要确定滞后期的长度，根据以往研究，国内外认为两年的滞后期即可反映过去大部分信息，本文借鉴Wintoki等对滞后期的确定方法，认为滞后2期解释变量和被解释变量就可以满足工具变量的外生性假设。
本文使用Stata12.0软件和GMM方法对模型进行估计分析，所得结果如表5、表6所示：

根据前文的分析，盈余管理对高管激励的影响受到动态内生性的影响。由模型I和模型Ⅲ的实证结果来看，在考虑动态内生性的情况下：①本期盈余管理对本期高管激励（含薪酬激励和股权激励）并无显著影响。②前一期的盈余管理与当期高管薪酬激励、当期高管股权激励之间均为正相关，分别在1%和5%的水平上显著，这就证明了假设1和假设3，即前一期的盈余管理程度越高，当期高管薪酬水平和当期高管股权水平就越高。由估计的数值我们可以得知，前期盈余管理程度提高一个单位，当期高管薪酬激励水平会提高5.93个单位，当期高管股权激励水平会提高9.356个单位。③高管激励存在显著的跨期作用，即前一期的高管激励与本期高管激励之间为正相关关系，薪酬激励与股权激励均在1%的水平上显著，系数分别为0.653和0.978。
关于高管激励对盈余管理的动态内生性影响，我们可以从模型Ⅱ和模型Ⅳ的实证结果中得出：①当期高管激励（含薪酬激励和股权激励）对当期盈余管理并无显著影响。②前一期和前两期的高管薪酬激励水平与当期盈余管理程度存在显著的正相关关系，且在1%的水平上显著，这与假设2相符。但是前期的高管股权激励水平与当期盈余管理程度之间呈现并不显著的正相关关系，这与假设4相左，一方面可能是高管面对股权激励的诱惑，为满足行权条件而进行盈余管理，另一方面可能是内部股东存在放松监管使公司业绩虚高以抬高股价，进而盈余管理程度提高。③盈余管理并不存在跨期作用，即前期的盈余管理与当期的盈余管理并不存在相关关系。
（四）稳健性检验
本文用AR（1）、AR（2）来检验广义矩估计中是否存在一阶和二阶序列相关，Hansen Test和Difference-in-Hansen Test来检验广义矩估计中水平和差分形式的工具变量是否选择合适，结果显示通过检验。
四、结论与研究展望
本文从理论上分析了高管激励与盈余管理之间的动态内生性关系，并运用我国制造业上市公司的动态面板数据和GMM估计方法进行了实证检验。结果显示，当期盈余管理与当期高管激励之间并无显著的相互关系，这可能是引入动态内生性关系的结果；前期盈余管理与当期高管激励之间存在显著的正相关关系；前期高管激励对当期盈余管理的影响只体现在高管薪酬激励方面，高管股权激励方面并不显著；高管激励存在跨期作用。
基于以上分析，本文提出相关建议：首先公司治理中的内生性问题决定了上市公司应根据实际情况多考虑关联因素的影响；其次，高管激励与盈余管理之间的动态性跨期影响决定了公司在实施激励政策时应着眼于长期激励效果；再次，目前我国激励形式还较单一，股权激励不足，以后可以发展多种形式的高管激励。
本文研究也存在一些不足和局限，即在变量的选择上过于单一，对高管激励和盈余管理之间动态内生性关系的论证可能不够充分，这将是后续研究的重点。
【注】 本文得到国家自然科学基金 “基于PSVM模型和风险视角的商业银行公司治理研究”（项目编号：70673054）、陕西省教育厅科研基金“陕西省上市公司高管激励机制与绩效的内生性关系研究”（项目编号：12JK0131）及西安工业大学校长基金项目（项目编号：XAGDXJJ0823）的资助。
主要参考文献
1. 钟舒凌，方宇晖.浅谈高管激励与盈余管理的关系与对策.时代金融，2012；6
2. Hagerman R. L.， Zmijewski M. E.. Some Economic Determinants of Accounting Policy Choice. Journal of Accounting and Economics，1979；1
3. Healy P. M.. The Effect of Bonus Schemes on Accounting Decisions. Journal Of Accounting and Economics，1985；7
4. 李延喜，包世泽，高锐等.薪酬激励、董事会监管与上市公司盈余管理.公司治理，2007；10
5. 王克敏，王志超.高管控制权、报酬与盈余管理.管理世界，2007；7