一、引言
會計舞弊是一種以獲取不正當利益為目的，采用欺詐性手段故意謊報財務事實的行為，包括金額或披露內容的漏報。近年來國內外資本市場頻繁發(fā)生上市公司會計舞弊案件，極大地侵害了投資者的權益且阻礙了資本市場的健康發(fā)展，正因為如此，使得我們不得不反思會計舞弊的原因以抑制會計舞弊的發(fā)生。影響和抑制公司會計舞弊的因素有很多，公司治理機制的缺陷受到了一些研究者的關注，代理理論認為管理層的股權激勵是一種使得管理者道德風險最小的有效治理機制，它將管理者利益和股東利益聯(lián)系起來形成共同的利益取向和行為向導，然而股權激勵在對提高公司業(yè)績的發(fā)揮著重要作用的同時，也加大了經(jīng)營者舞弊的動機。股權激勵作為解決代理問題的一種有效長期激勵方式，其實施的合理與否直接影響公司高管人員的行為，本文就我國上市公司管理層股權激勵與會計舞弊是否具有相關性進行討論。
二、文獻回顧
Merle Erickson，Michelle Hanlon和Edward L. Maydew（2006）以靈敏度（前五名高管人員的股票、限制性股票和股票期權投資組合的價值在股票價格變化1％的情況下的變化）和即得股票與期權靈敏度（前五名高管人員的可行使股票期權和無限制股票投資組合的價值在股票價格變化1％的情況下的變化）作為股權激勵變量，通過對1996年1月至2003年11月被SEC確認為會計舞弊公司進行Logistic回歸，實證檢驗表明高管股權激勵與會計舞弊之間不存在顯著的相關性。Joseph P. O’Connor， Jr. Richard L. Priem， K. Matthew Gilley（2006）關于CEO股票期權是通過減小道德風險有利于公司治理還是不利于公司治理兩種觀點，對1996年至1999年65家被發(fā)現(xiàn)進行財務業(yè)績錯報及65家沒有被發(fā)現(xiàn)有錯誤的美國上市公司進行實證研究，結果表明CEO股票期權既有可能增加財務報告舞弊，又有可能減少財務報告舞弊，取決于CEO是否兼任董事會主席以及董事是否持有股票期權。而Bar-Gill和Bebchuk（2003）以及Goldman 和Slezak （2006）的研究表明，實施基于業(yè)績的薪酬計劃會誘導管理者虛報業(yè)績。Dechow， Sloan和Sweeney（1996）通過對舞弊公司的研究表明，舞弊公司的高管并沒有基于業(yè)績的股權激勵計劃。
國內對股權激勵的影響的研究主要集中在其對公司業(yè)績的影響上，如顧斌、周立燁（2007）通過對56家2002年以前實施股權激勵的滬市上市公司的凈資產收益率作為公司業(yè)績的度量指標進行實證分析得出股權激勵與業(yè)績提升之間不存在顯著的相關關系，不同行業(yè)和不同激勵模式具有不同的激勵效應。張俊瑞、趙進文和張建（2003）通過對127家上市公司2001年的年報數(shù)據(jù)運用經(jīng)典回歸分析技術對我國上市公司高級管理人員的薪酬、持股等激勵手段與企業(yè)經(jīng)營績效之間的相關性進行了建模實證分析，結果表明高級管理人員的薪酬的對數(shù)與高管持股比例呈現(xiàn)正相關關系，但表現(xiàn)出不穩(wěn)定性。魏剛（2000）運用我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)來考察高級管理層激勵與公司經(jīng)營績效的關系，研究結果表明高級管理人員的持股沒有達到預期的激勵效果，它僅僅是一種福利制度安排。李增泉（2000）以1999 年年報披露的848 家上市公司中的799 家和748 家公司為樣本，運用回歸模型進行了分組檢驗發(fā)現(xiàn)中國上市公司經(jīng)理人員的年度報酬并不與公司績效相關聯(lián)，大部分公司經(jīng)理人員的持股比例都比較低，不能發(fā)揮其應有的激勵作用。周建波、孫菊生（2003）以34家已經(jīng)對經(jīng)營者進行股權激勵的上市公司為樣本，運用實證檢驗考察公司治理特征、經(jīng)營者股權激勵與公司經(jīng)營業(yè)績提高的關系，研究結果表明：成長性較高的公司，公司經(jīng)營業(yè)績的提高與經(jīng)營者因股權激勵增加的持股數(shù)顯著正相關；對于那些內部治理機制弱化的公司，經(jīng)營者存在利用股權激勵機制為自己謀利掠奪股東利益的行為。
國內也有關于股權激勵與盈余管理、財務重述等的關系的研究，如胡國強、彭家生（2009）通過實證研究表明股權激勵與財務重述顯著正相關，實施基于股價的股權激勵公司發(fā)生財務重述的可能性要高于實施基于業(yè)績的股權激勵公司。余穎（2001）從博弈的角度認為重復博弈的存在使得經(jīng)營者操縱市場的動機被大大弱化了，對持有股票期權的經(jīng)營者操縱股價的擔心并不是完全必要。
綜上所述，學術界多從實證的角度研究高管股權激勵的效果，而實證研究主要從持股比例與公司業(yè)績等的相關性展開，目前研究高管股權激勵與會計舞弊的文獻較少，且沒有一致的結論。雖然盈余管理、財務重述與會計舞弊有相同之處，但還是有很大的區(qū)別的， 因此有必要對高管股權激勵與會計舞弊作進一步的研究，以為抑制會計舞弊提供合理的經(jīng)驗證據(jù)和政策建議。本文基于2005年至2009年的樣本數(shù)據(jù)，采用高管持股是否增加作為股權激勵的代理變量，對我國滬深兩市上市公司高管股權激勵與會計舞弊的相關問題進行實證檢驗、分析與評價。
三、研究假設
關于股權激勵與會計舞弊的關系， 理論上存在兩種不同的假說，即利益趨同假說和掘壕自守假說。利益趨同假說認為， 當沒有對管理層實施股權激勵時，經(jīng)理人可能有較大的動機去采取在職消費等損害股東利益的行動， 以較小的激勵去最大化其工作績效， 而為了讓股東看到驕人的賬面盈利， 管理層就有可能利用自己的信息優(yōu)勢， 通過各種手段來影響會計信息以達到自己利益最大的目的，而實施股權激勵之后，隨著管理層持股的增加， 擁有剩余所有權的管理者和股東的利益趨近一致， 會計舞弊的動機隨之減弱。掘壕自守假說認為， 管理者持股增加， 其收益多少直接與公司股價高低掛鉤， 管理者為了獲取巨額利潤不惜操縱會計報表， 增加會計盈余； 促進股價上漲。 由此假設：股權激勵與會計舞弊存在相關關系。
四、研究設計
（一）樣本選取
本文以2005—2009年滬深兩市非金融類上市公司為研究樣本，并分為會計舞弊公司和非會計舞弊配對公司兩組。
為避免對會計舞弊界定的偏差，本文以中國證監(jiān)會的處罰公告作為對上市公司是否舞弊的判斷標準，即本文所指的會計舞弊行為是指公司違反《公司法》、《證券法》、證監(jiān)會的有關規(guī)定、滬深兩交易所的交易規(guī)則等并受到中國證監(jiān)會公開處罰的行為，具體包括：虛構利潤、虛列資產、擅自改變資金用途、推遲披露、虛假陳述、出資違規(guī)、重大遺漏（未披露）、操縱股價、欺詐上市、違規(guī)擔保、違規(guī)炒作等。根據(jù)2005年至2009年中國證監(jiān)會的處罰公告，剔除了重復及資料不全的上市公司本文共選取了77家非金融業(yè)舞弊A股上市公司作為會計舞弊樣本。
對非會計舞弊配對公司，本文參考Merle Erickson，Michelle Hanlon和Edward L. Maydew（2006）的選擇方法，按照下列標準為每一家舞弊公司按照1∶1的比例選擇配對公司：1.研究期內從未被中國證監(jiān)會處罰的上市公司；2.與會計舞弊公司屬于同一個行業(yè)（按照證監(jiān)會行業(yè)細分標準，選擇與其細分行業(yè)相同的公司）；3.相關數(shù)據(jù)與會計舞弊公司的相關數(shù)據(jù)為同一會計年度；4.與會計舞弊公司的規(guī)模（總資產）相當。經(jīng)過篩選得到77家非會計舞弊配對公司，最終獲得154個總樣本數(shù)。
本文會計舞弊公司的信息來源于證監(jiān)會網(wǎng)站，樣本公司的其他數(shù)據(jù)由國泰安數(shù)據(jù)庫及金融界數(shù)據(jù)庫整理而得。
（二）變量選取
1.被解釋變量：會計舞弊
本文以虛擬變量FRAUD（0，1）作為度量上市公司會計舞弊的因變量，即是否因會計舞弊被證監(jiān)會公開譴責、批評或處罰，當某一公司在某一年度發(fā)生舞弊時FRAUD取1，否則取0。
2.解釋變量
由于對上市公司舞弊行為的發(fā)現(xiàn)具有時間上的滯后性，本文選取的樣本公司進行舞弊的時間絕大部分都分布在2006年之前。而在2006年以前， 我國上市公司采取的股權激勵模式主要是業(yè)績股票模式（占56 %）（周建波、孫菊生，2003），即如果公司經(jīng)營者達到了事先規(guī)定的業(yè)績指標就支付給經(jīng)營者一定的普通股作為長期激勵性報酬。我國高管持股數(shù)量較少，持股比例偏低，從統(tǒng)計效果看，用該數(shù)據(jù)進行實證可能會影響結果的準確性。因此本文采用虛擬變量管理層持股是否增加（MSCH）作為高管股權激勵的代理變量，因為管理層中董事長和CEO具有絕對權威地位， 所以本文以董事長和CEO作為公司高管的代表即以董事長和CEO所持公司股份是否增加來考察高管股權激勵情況，如果董事長和CEO所持公司股份增加則MSCH取1， 否則取0。
3.控制變量
為更好地測試解釋變量對被解釋變量的影響， 本文著重考慮了以下幾個控制變量：
（1）高管前三名薪酬總額（PAYMENT），對于會計舞弊公司高管前三名薪酬取其開始舞弊前一年的數(shù)據(jù)。為保證變量的正態(tài)性，對高管前三名薪酬總額取對數(shù)進行運算。高管薪酬作為一種顯性的激勵機制，對高管人員具有重要的影響力，由此預期進行會計舞弊的動機隨管理層薪酬的上升而下降。
（2）公司規(guī)模（SIZE）， 以公司賬面總資產的自然對數(shù)來衡量，對于舞弊公司總資產取其開始舞弊的前一年的數(shù)據(jù)。COSO （1999） 報告《財務報告舞弊：1987-1997》指出， 舞弊公司的規(guī)模相對較小，由此預期進行會計舞弊的動機與公司規(guī)模反向變動。
（3）兩職兼任 （CEO=CHAIR），如果董事長同時又是CEO，則CEO=CHAIR取1，否則為0。影響董事會成效的最大因素是它相對于CEO的獨立性。董事長同時也是CEO時增加了會計舞弊的可能性。
（4）董事會會議次數(shù)（Nummtgs），即一個會計年度期間舉行的董事會會議次數(shù)。董事會會議是衡量董事會行為強度和董事會監(jiān)督效率的重要因素之一，董事會會議次數(shù)對會計舞弊有較大的影響。而董事會會議次數(shù)多可能表明董事會內部溝通有效對經(jīng)理人的會計舞弊行為有較大的威懾力；也可能是對會計舞弊等公司隱患的一種被動反應。因此假設董事會會議次數(shù)與會計舞弊相關，但是具體方向有待檢驗。
（5）資產回報率（ROA）， 公司凈利潤與年末資產之比，對于舞弊公司資產回報率取其開始舞弊的前一年的數(shù)據(jù)。資產回報率用來控制公司的財務業(yè)績，財務業(yè)績不佳的公司可能會進行會計舞弊以掩蓋他們差的業(yè)績。
（6）資產負債率（DAP）等于總負債除以總資產。對于舞弊公司資產負債率取其開始舞弊的前一年的數(shù)據(jù)。資產負債率用來控制財務風險，財務困難的公司會比沒有財務困難的公司有更大的可能性進行會計舞弊。
五、實證分析
（一） 描述性統(tǒng)計
本文首先對舞弊公司與其配對公司在CEO 持股增量情況、高管前三名薪酬、兩職兼任、董事會會議次數(shù)等上述各變量進行統(tǒng)計分析說明， 統(tǒng)計結果如表1所示：
從表1可以看出，1.從均值來看會計舞弊公司的高管持股增量情況要略低于非會計舞弊公司的高管持股增量情況，但無論中位數(shù)還是最大值與最小值都沒有很大的差異。2.會計舞弊公司與非會計舞弊公司之間的高管前三名薪酬均值與中值略低于非會計舞弊公司，但無論是均值、中位數(shù)還是最大值與最小值都沒有很大的差異。這表明高管進行會計舞弊的動機不應該是為了增加其公開性的薪酬。3.從均值看，會計舞弊公司的規(guī)模要小于非會計舞弊公司的規(guī)模，由于樣本選取的設計所以會計舞弊公司與非舞弊公司兩組樣本的資產規(guī)模之間差異很小。4.兩組樣本公司的兩職兼任情況從均值上看會計舞弊公司的兩職兼任情況明顯要多于非會計舞弊公司的兩職兼任情況。5.董事會會議次數(shù)方面，會計舞弊公司的會議次數(shù)均值和中值都高于非會計舞弊公司。6.資產回報率方面，會計舞弊公司的資產回報率無論是均值還是中值都低于非會計舞弊公司，且其最小值和最大值也都小于非會計舞弊公司。7.資產負債率方面，會計舞弊公司的資產負債率的均值及中值都要高于非會計舞弊公司，且會計舞弊公司的資產負債率的最大值要遠遠高于非會計舞弊公司的最大值。
由上述分析可知，對于兩組公司的指標均值來說， 發(fā)生會計舞弊公司的兩職兼任情況、董事會會議次數(shù)和資產負債率要高于非會計舞弊配對樣本公司；高管持股增量情況、高管前三名薪酬、資產回報率低于非會計舞弊配對樣本公司的情況。從中位數(shù)的比較來看，董事會會議次數(shù)和資產負債率要高于配對樣本公司， 舞弊公司高管前三名的薪酬和資產回報率要低于配對樣本公司；這些描述性統(tǒng)計基本上說明筆者的假設是合理的， 進一步的證實需要在T 值和Z值檢驗中得到。統(tǒng)計結果見表2。
如表2所示，對會計舞弊樣本與非舞弊配對樣本而言， 不管是T 檢驗還是Z 檢驗（Wilcoxon 符號秩檢驗）， 公司規(guī)模、董事會會議次數(shù)、資產回報率在會計舞弊公司與非會計舞弊配對公司之間存在95%以上顯著性差異，資產負債率通過Z檢驗并存在95%顯著性差異，但高管持股增量情況、高管前三名薪酬、兩職兼任沒有通過顯著性檢驗。這說明在上市公司會計舞弊被發(fā)現(xiàn)之前， 舞弊公司在公司規(guī)模、資產回報率、資產負債率等上與非會計舞弊配對樣本存在顯著的差異，而管理層激勵機制與非會計舞弊配對樣本卻不存在顯著的差異。
（二）Logistic 回歸分析
為了更有效地判斷管理層股權激勵和上市公司會計舞弊之間是否存在關系， 本文構建了Logistic 回歸模型。
筆者建立如下二元Logistic 回歸模型來對管理層股權激勵與上市公司會計舞弊之間的關系進行實證分析，
模型中因變量為會計舞弊的概率， 各自變量的定義與前面一致。
在進行Logistic回歸前，本文對各解釋變量、控制變量進行了相關性分析，結果表明各變量不存在共線性問題。
將變量引入Logistic模型，結果如表3。
由表3可見，在沒有控制變量的情況下，高管持股增加與會計舞弊之間是負相關關系，而加入控制變量之后二者之間的相關關系變?yōu)檎?，但不論是在有控制變量的回歸中還是在沒有控制變量的回歸中高管持股增加與會計舞弊都不存在顯著的相關性，這意味著我國上市公司高管股權激勵并沒有起到抑制會計舞弊的作用也不是導致會計舞弊的重要動因。其原因可能有：第一，高級管理人員的持股比例偏低，不能產生有效的激勵作用，無法把高管人員的利益與股東的利益捆綁在一起；第二，激勵制度尚不完善，很多高管持股存在很大的福利性質，并不能起到多大的激勵作用?？刂谱兞恐?，董事會會議次數(shù)和資產回報率很重要，董事會會議次數(shù)與會計舞弊顯著正相關，即董事會會議開得次數(shù)越多表明上市公司會計舞弊的可能性越大，資產回報率與會計舞弊顯著負相關，與研究假設一致，財務業(yè)績越差的公司進行會計舞弊的可能性越大。而其他控制變量的回歸結果與研究假設不完全相符，與會計舞弊之間不存在顯著的相關性。這些結果表明，一旦行業(yè)和規(guī)模通過匹配得到了控制，如董事會會議次數(shù)代表的董事會行為強度和監(jiān)督效率以及資產回報率代表的公司業(yè)績是顯著的舞弊預測指標，而高管持股增加代表的高管股權激勵與會計舞弊之間并不存在顯著的相關關系。
六、研究結論與啟示
本文通過對我國上市公司高管股權激勵與會計舞弊的相關性實證研究，形成的研究結論主要有：并沒有發(fā)現(xiàn)證據(jù)表明高管股權激勵與會計舞弊之間具有顯著的相關關系；董事會會議次數(shù)與會計舞弊顯著正相關；資產回報率與會計舞弊顯著負相關。
高管股權激勵與會計舞弊之間不存在顯著的相關關系說明實施高管股權激勵并有顯著的減少發(fā)生會計舞弊的可能性，也沒有顯著的增加發(fā)生會計舞弊的可能性，因此也不能將我國上市公司會計舞弊的原因歸結為高管股權激勵。這可能與我國高管股權激勵現(xiàn)狀有關，從1999年部分公司采用現(xiàn)代意義股權激勵制度開始，直到2006 年頒布的《上市公司股權激勵管理辦法》正式實施，以股票期權及現(xiàn)股方式進行激勵的企業(yè)才越來越多，股權激勵才越來越受到企業(yè)的重視，相對于西方相對成熟的市場環(huán)境與股權激勵制度，對處于經(jīng)濟轉軌時期的中國經(jīng)濟而言，產權制度尚不完善，經(jīng)理人市場等公司治理機制沒有真正形成，股權激勵還處于摸索階段。另外我國的上市公司高管持股可能大多并非源于實施股權激勵而獲得的，因此高管持股沒有起到實施股權激勵應有的效果及影響。
所以，上市公司在實施高管股權激勵時需要改良其實施方法，根據(jù)實際情況選擇恰當?shù)墓蓹嗉钅Ｊ?，以使高管股權激勵方案能夠發(fā)揮其應有的作用；另外監(jiān)管機構需要加強監(jiān)管， 要求上市公司對相關股權激勵方案進行更多的信息披露，以充分發(fā)揮高管股權激勵的積極作用。
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