一、引言
會計舞弊是一種以獲取不正當(dāng)利益為目的，采用欺詐性手段故意謊報財務(wù)事實的行為，包括金額或披露內(nèi)容的漏報。近年來國內(nèi)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(quán)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(jī)制的缺陷受到了一些研究者的關(guān)注，代理理論認(rèn)為管理層的股權(quán)激勵是一種使得管理者道德風(fēng)險最小的有效治理機(jī)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?qū)?，然而股?quán)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(jī)。股權(quán)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(quán)激勵與會計舞弊是否具有相關(guān)性進(jìn)行討論。
二、文獻(xiàn)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(quán)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(quán)靈敏度（前五名高管人員的可行使股票期權(quán)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(quán)激勵變量，通過對1996年1月至2003年11月被SEC確認(rèn)為會計舞弊公司進(jìn)行Logistic回歸，實證檢驗表明高管股權(quán)激勵與會計舞弊之間不存在顯著的相關(guān)性。Joseph P. O’Connor， Jr. Richard L. Priem， K. Matthew Gilley（2006）關(guān)于CEO股票期權(quán)是通過減小道德風(fēng)險有利于公司治理還是不利于公司治理兩種觀點(diǎn)，對1996年至1999年65家被發(fā)現(xiàn)進(jìn)行財務(wù)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(jìn)行實證研究，結(jié)果表明CEO股票期權(quán)既有可能增加財務(wù)報告舞弊，又有可能減少財務(wù)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(quán)。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(dǎo)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(quán)激勵計劃。
國內(nèi)對股權(quán)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(quán)激勵的滬市上市公司的凈資產(chǎn)收益率作為公司業(yè)績的度量指標(biāo)進(jìn)行實證分析得出股權(quán)激勵與業(yè)績提升之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，不同行業(yè)和不同激勵模式具有不同的激勵效應(yīng)。張俊瑞、趙進(jìn)文和張建（2003）通過對127家上市公司2001年的年報數(shù)據(jù)運(yùn)用經(jīng)典回歸分析技術(shù)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(guān)性進(jìn)行了建模實證分析，結(jié)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(guān)關(guān)系，但表現(xiàn)出不穩(wěn)定性。魏剛（2000）運(yùn)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(guān)系，研究結(jié)果表明高級管理人員的持股沒有達(dá)到預(yù)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(yùn)用回歸模型進(jìn)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(guān)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(yīng)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(jìn)行股權(quán)激勵的上市公司為樣本，運(yùn)用實證檢驗考察公司治理特征、經(jīng)營者股權(quán)激勵與公司經(jīng)營業(yè)績提高的關(guān)系，研究結(jié)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(quán)激勵增加的持股數(shù)顯著正相關(guān)；對于那些內(nèi)部治理機(jī)制弱化的公司，經(jīng)營者存在利用股權(quán)激勵機(jī)制為自己謀利掠奪股東利益的行為。
國內(nèi)也有關(guān)于股權(quán)激勵與盈余管理、財務(wù)重述等的關(guān)系的研究，如胡國強(qiáng)、彭家生（2009）通過實證研究表明股權(quán)激勵與財務(wù)重述顯著正相關(guān)，實施基于股價的股權(quán)激勵公司發(fā)生財務(wù)重述的可能性要高于實施基于業(yè)績的股權(quán)激勵公司。余穎（2001）從博弈的角度認(rèn)為重復(fù)博弈的存在使得經(jīng)營者操縱市場的動機(jī)被大大弱化了，對持有股票期權(quán)的經(jīng)營者操縱股價的擔(dān)心并不是完全必要。
綜上所述，學(xué)術(shù)界多從實證的角度研究高管股權(quán)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(guān)性展開，目前研究高管股權(quán)激勵與會計舞弊的文獻(xiàn)較少，且沒有一致的結(jié)論。雖然盈余管理、財務(wù)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(quán)激勵與會計舞弊作進(jìn)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(quán)激勵的代理變量，對我國滬深兩市上市公司高管股權(quán)激勵與會計舞弊的相關(guān)問題進(jìn)行實證檢驗、分析與評價。
三、研究假設(shè)
關(guān)于股權(quán)激勵與會計舞弊的關(guān)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(rèn)為， 當(dāng)沒有對管理層實施股權(quán)激勵時，經(jīng)理人可能有較大的動機(jī)去采取在職消費(fèi)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(dá)到自己利益最大的目的，而實施股權(quán)激勵之后，隨著管理層持股的增加， 擁有剩余所有權(quán)的管理者和股東的利益趨近一致， 會計舞弊的動機(jī)隨之減弱。掘壕自守假說認(rèn)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(jìn)股價上漲。 由此假設(shè)：股權(quán)激勵與會計舞弊存在相關(guān)關(guān)系。
四、研究設(shè)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(biāo)準(zhǔn)，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(guān)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(gòu)利潤、虛列資產(chǎn)、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(dān)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(fù)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(biāo)準(zhǔn)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(nèi)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(xì)分標(biāo)準(zhǔn)，選擇與其細(xì)分行業(yè)相同的公司）；3.相關(guān)數(shù)據(jù)與會計舞弊公司的相關(guān)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(chǎn)）相當(dāng)。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(zé)、批評或處罰，當(dāng)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(jìn)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(quán)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(dá)到了事先規(guī)定的業(yè)績指標(biāo)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(jìn)行實證可能會影響結(jié)果的準(zhǔn)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(quán)激勵的代理變量，因為管理層中董事長和CEO具有絕對權(quán)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(quán)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(jìn)行運(yùn)算。高管薪酬作為一種顯性的激勵機(jī)制，對高管人員具有重要的影響力，由此預(yù)期進(jìn)行會計舞弊的動機(jī)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(chǎn)的自然對數(shù)來衡量，對于舞弊公司總資產(chǎn)取其開始舞弊的前一年的數(shù)據(jù)。COSO （1999） 報告《財務(wù)報告舞弊：1987-1997》指出， 舞弊公司的規(guī)模相對較小，由此預(yù)期進(jìn)行會計舞弊的動機(jī)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(dú)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(qiáng)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(nèi)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(yīng)。因此假設(shè)董事會會議次數(shù)與會計舞弊相關(guān)，但是具體方向有待檢驗。
（5）資產(chǎn)回報率（ROA）， 公司凈利潤與年末資產(chǎn)之比，對于舞弊公司資產(chǎn)回報率取其開始舞弊的前一年的數(shù)據(jù)。資產(chǎn)回報率用來控制公司的財務(wù)業(yè)績，財務(wù)業(yè)績不佳的公司可能會進(jìn)行會計舞弊以掩蓋他們差的業(yè)績。
（6）資產(chǎn)負(fù)債率（DAP）等于總負(fù)債除以總資產(chǎn)。對于舞弊公司資產(chǎn)負(fù)債率取其開始舞弊的前一年的數(shù)據(jù)。資產(chǎn)負(fù)債率用來控制財務(wù)風(fēng)險，財務(wù)困難的公司會比沒有財務(wù)困難的公司有更大的可能性進(jìn)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(jìn)行統(tǒng)計分析說明， 統(tǒng)計結(jié)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(jìn)行會計舞弊的動機(jī)不應(yīng)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(shè)計所以會計舞弊公司與非舞弊公司兩組樣本的資產(chǎn)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(chǎn)回報率方面，會計舞弊公司的資產(chǎn)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(chǎn)負(fù)債率方面，會計舞弊公司的資產(chǎn)負(fù)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(chǎn)負(fù)債率的最大值要遠(yuǎn)遠(yuǎn)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(biāo)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(chǎn)負(fù)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(chǎn)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(chǎn)負(fù)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(chǎn)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(shè)是合理的， 進(jìn)一步的證實需要在T 值和Z值檢驗中得到。統(tǒng)計結(jié)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(chǎn)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(chǎn)負(fù)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(chǎn)回報率、資產(chǎn)負(fù)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(jī)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(quán)激勵和上市公司會計舞弊之間是否存在關(guān)系， 本文構(gòu)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(quán)激勵與上市公司會計舞弊之間的關(guān)系進(jìn)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(jìn)行Logistic回歸前，本文對各解釋變量、控制變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，結(jié)果表明各變量不存在共線性問題。
將變量引入Logistic模型，結(jié)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(fù)相關(guān)關(guān)系，而加入控制變量之后二者之間的相關(guān)關(guān)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(guān)性，這意味著我國上市公司高管股權(quán)激勵并沒有起到抑制會計舞弊的作用也不是導(dǎo)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(chǎn)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(zhì)，并不能起到多大的激勵作用?？刂谱兞恐校聲h次數(shù)和資產(chǎn)回報率很重要，董事會會議次數(shù)與會計舞弊顯著正相關(guān)，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(chǎn)回報率與會計舞弊顯著負(fù)相關(guān)，與研究假設(shè)一致，財務(wù)業(yè)績越差的公司進(jìn)行會計舞弊的可能性越大。而其他控制變量的回歸結(jié)果與研究假設(shè)不完全相符，與會計舞弊之間不存在顯著的相關(guān)性。這些結(jié)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(qiáng)度和監(jiān)督效率以及資產(chǎn)回報率代表的公司業(yè)績是顯著的舞弊預(yù)測指標(biāo)，而高管持股增加代表的高管股權(quán)激勵與會計舞弊之間并不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。
六、研究結(jié)論與啟示
本文通過對我國上市公司高管股權(quán)激勵與會計舞弊的相關(guān)性實證研究，形成的研究結(jié)論主要有：并沒有發(fā)現(xiàn)證據(jù)表明高管股權(quán)激勵與會計舞弊之間具有顯著的相關(guān)關(guān)系；董事會會議次數(shù)與會計舞弊顯著正相關(guān)；資產(chǎn)回報率與會計舞弊顯著負(fù)相關(guān)。
高管股權(quán)激勵與會計舞弊之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系說明實施高管股權(quán)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(jié)為高管股權(quán)激勵。這可能與我國高管股權(quán)激勵現(xiàn)狀有關(guān)，從1999年部分公司采用現(xiàn)代意義股權(quán)激勵制度開始，直到2006 年頒布的《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》正式實施，以股票期權(quán)及現(xiàn)股方式進(jìn)行激勵的企業(yè)才越來越多，股權(quán)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(quán)激勵制度，對處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時期的中國經(jīng)濟(jì)而言，產(chǎn)權(quán)制度尚不完善，經(jīng)理人市場等公司治理機(jī)制沒有真正形成，股權(quán)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(quán)激勵而獲得的，因此高管持股沒有起到實施股權(quán)激勵應(yīng)有的效果及影響。
所以，上市公司在實施高管股權(quán)激勵時需要改良其實施方法，根據(jù)實際情況選擇恰當(dāng)?shù)墓蓹?quán)激勵模式，以使高管股權(quán)激勵方案能夠發(fā)揮其應(yīng)有的作用；另外監(jiān)管機(jī)構(gòu)需要加強(qiáng)監(jiān)管， 要求上市公司對相關(guān)股權(quán)激勵方案進(jìn)行更多的信息披露，以充分發(fā)揮高管股權(quán)激勵的積極作用。
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