管理层激励对企业应计与真实盈余管理
行为影响的实证研究
袁知柱郝文瀚王泽燊
（东北大学工商管理学院，沈阳110004）
摘要：现有研究管理层激励与盈余管理关系的文献基本都以应计盈余管理为对象，本文将研究
范围扩展到另外一种重要的盈余管理方式――真实盈余管理，以2002－2011年的中国上市公
司为研究样本，考察了管理层激励对应计与真实盈余管理行为的影响。研究结果发现：管理层
持股比例与货币薪酬总额均与应计盈余管理显著正相关，与真实盈余管理显著负相关，因此尽
管股权或货币薪酬激励会诱发管理层进行应计盈余管理，但在真实盈余管理行为上管理层激励
的利益趋同效应占据主导地位，其作用超过了机会主义行为效应。对管理层类别的明细检验结
果发现这种关系只存在于董事或高管人员，对监事的激励效果则不显著。按照终极控制人性
质、股权激励改革及投资者保护程度的分组检验结果表明，这种关系在不同的内外部治理环境
均存在。最后检验发现管理层持股比例对整体盈余管理的影响不显著，但管理层货币薪酬激励能
显著减少整体盈余管理行为，即此时真实盈余管理下降幅度显著高于应计盈余管理上升幅度。
关键词：管理层持股比例；管理层货币薪酬；真实盈余管理；应计盈余管理
DOI:10.14120/https://www.doczj.com/doc/888169694.html,11-5057/f.2014.10.017
引言
管理层①激励机制是现代公司治理结构的重要组成部分，管理层激励机制效果问题一直受到理论界和实务界的广泛关注，与之相关的一个重要内容就是管理层激励与盈余管理行为的关系。一方面，有效的管理层激励机制能使管理层与股东的利益趋于一致，此时企业委托代理成本较低，盈余管理行为较少，最终实现增加股东财富的目标［1］，即产生利益趋同效应；另一方面，管理层激励机制会产生负面作用，因为它可能会诱发管理层通过盈余操纵来改变会计盈余与股票价格，从而增加自身的报酬水平，即产生机会主义行为效应。实务中管理层激励与盈余管理呈现何种关系是这两种效应的综合作用结果。
从国内外现有文献结果来看，Cheng和Warfield［2］，Bergstresser和Phillippon［3］，李延喜等［4］，傅颀和邓
收稿日期：2013－09－30
基金项目：国家自然科学基金青年科学基金项目（71202153）；中央高校基本科研业务费专项资金项目（N110406010；
N130406010）；教育部人文社会科学研究青年基金项目（10YJC630364）；中国博士后科学基金面上项目（20110491501）；中国博士后科学基金特别资助项目（2013T60297）；国家级大学生创新创业训练计划项目（201310145008）。
作者简介：袁知柱，东北大学工商管理学院讲师，博士，博士后；郝文瀚，东北大学工商管理学院本科生；王泽燊，东北大学工商管理学院本科生。
①本文所述的管理层是广义层面的管理层概念，包括董事会、监事会及高级管理人员，高级管理人员指公司总经理、总裁、CEO、副总经理、副总裁、董秘等。
川［5］等绝大多数文献发现机会主义行为效应对盈余管理的作用超过了利益趋同效应，管理层激励与盈余管理程度呈现正相关关系，即管理层激励并未能发挥治理作用，有效抑制盈余管理行为，相反却成为管理层调节利润，增加自身薪酬水平的重要手段。Watts和Zimmerman［6］更是将薪酬契约作为盈余管理的三大动机之一。
上述文献的研究结果使得对管理层激励机制治理作用的评价大打折扣，那为什么国内外上市公司对管理层的薪酬及股权激励水平却高居不下，甚至逐年增加呢？这似乎是矛盾的。究其原因，主要是由于这些文献把研究对象界定为应计盈余管理，而忽略了另外一种盈余管理方式———真实盈余管理。实际上，盈余管理主要有两种方式，一是通过会计手段（会计估计或会计政策变更）来操纵盈余，如减少坏账准备的计提或变更资产折旧方法等，由于这一操作会体现在应计项目变动上，因此也称为应计盈余管理，它一般只改变各期盈余的分配，不会影响企业盈余总额，也不会影响现金流量；二是通过安排真实经济交易来操纵盈余，如出售资产、缩小投资、削减研发支出、加速生产、折扣销售等，因此被称为真实盈余管理，它不仅改变各期盈余分配，也影响整体盈余水平与现金流量［7－9］。如果孤立地研究一种盈余管理行为将可能导致结果是有偏和不全面的，必需将两种盈余管理行为结合起来一起研究，才能了解盈余管理全貌。
本文同时以应计盈余管理与真实盈余管理为研究对象，以2002－2011年的中国上市公司为研究样本，全面考察了管理层激励对企业盈余管理行为的影响。相对于国内外已有文献，本文拓展了盈余管理的研究视角，将管理层激励与盈余管理的关系进一步扩展到真实盈余管理类别，有一定的理论创新性，虽然李增福等［10］最早也做了这方面的探讨，并得出了有价值的研究结论，但与该文献相比较，本文有如下显著不同：首先，李增福等［10］以2007年所得税改革为背景研究企业盈余管理行为选择问题，因此样本局限于2008年底A 股的680家公司，而本文样本是2002－2011年共计10年的上市公司；其次，李增福等［10］在提出管理层激励与盈余管理关系的假设时并未区分应计与真实盈余管理给出不同假设，而本文在分析不同类别盈余管理行为操纵成本差异的基础上，基于利益趋同行为及机会主义行为两种效应，深入探讨了这两种不同的效应对应计与真实盈余管理行为选择的影响机理（分别针对两种类别盈余管理行为提出不同假设），并同时考察了管理层激励对整体盈余管理（即应计与真实盈余管理之和）的净影响程度，本文在这方面有一定的理论贡献，从而为实证会计领域的重要假说之一———“管理层分红计划假说”的研究提供了一定的理论借鉴；最后，由于管理层中的董事、监事及高管人员的职责、权力不同，激励效果可能有差异，本文还分类考察了董事、监事及高管人员激励与盈余管理的关系。此外还需要指出的是，尽管有部分国外文献从公司治理机制的其它方面考察了企业真实与应计盈余管理行为选择的影响因素问题，如投资者保护［11］、审计质量［12］、并购保护［13］、CEO财务经历［14］、风险投资者外部监督［7］、证券分析师跟进［15］、家族企业治理［16］及IFＲS强制执行［17］等等，但很少有文献从管理层激励视角做这方面的探讨，本文弥补了这方面不足，对国外这方面文献做了非常有益的补充。论文其余部分结构安排如下：第二部分为理论分析及研究假设提出；第三部分为实证研究设计；第四、第五部分为实证分析过程及结果；第六部分为研究结论及建议。
理论分析及研究假设提出
1、利益趋同效应
在现代企业制度下，所有权与经营权分离造成了股东与管理层的代理冲突，而管理层激励机制是减少委托代理成本、解决股东与管理层代理冲突的有效方法。良好的管理层激励机制将管理层利益与企业经营业绩联系起来，使得管理层与股东的利益趋于一致，提高委托代理效率，增加公司价值，最终实现股东财富最大化［1］。薪酬激励和股权激励是管理层激励的两种主要方式，薪酬激励主要指货币报酬激励，而股权激励则以公司股票为标的，其目的是通过激励管理层与企业利润共享、风险共担，使管理层有动力按照股东利益最大化原则经营公司，减少或消除管理层的道德风险和逆向选择［18］。以货币为主的短期激励和以股权为主的长期激励相互结合，才是设计完好的薪酬激励体系。
国外大量文献也证明了利益趋同效应确实存在。Datta等［19］研究发现，对高管人员进行股票期权激励可以使其利益与公司价值趋于一致，从而有助于抑制其在并购决策中进行过度投资。Barker和Mueller［20］研究发现研发投资与经理持股之间呈显著正相关性，因此股权激励将促使经理进行更多研发投入，减少经理由于
外部激励这两方面实证估计了管理层激励对技术效率的影响，发现货币薪酬激励强度越大，企业技术效率水平越高。
从我国的实际情况来看，经过二十多年的改革，资本市场基本建立，经理人才市场也逐步建立和完善，虽然经理人才市场特别是国有企业的经理人才市场以及相应的管理层薪酬制度在一定程度上受到管制，但总的来说管理层薪酬待遇已经有了很大程度的提高，股权激励与货币性薪酬收入与世界主要发达国家的差距也在逐年降低。自从2005年中国证监会发布《关于上市公司股权分置改革的指导意见》后，管理层股权激励制度也受到了上市公司的逐渐重视。2005年底至2006年初，中国证监会和国资委先后出台了三项股权激励管理办法，即《上市公司股权激励管理办法（试行）》、《国有控股上市公司（境外）实施股权激励试行办法》和《国有控股上市公司（境内）实施股权激励试行办法》，明确指出上市公司可以采取限制性股票、股票期权和股票增值权等方式对管理层进行长期性的激励，这为中国上市公司股权激励提供了法律制度上的准绳。截至2011年底，我国A股已有近300家上市公司公布了股权激励草案。从近年来我国上市公司管理层股权激励及货币薪酬激励情况来看，股权激励方面，1999年管理层持股比例均值仅为0.072%，2005年增加到1.302%，到2012年快速增加到12.961%，是1999年持股比例的170倍，上涨幅度非常大；货币薪酬方面，1999年管理层货币薪酬总额为39.714万元，2005年增加到163.365万元，到2012年进一步上涨到459.982万元，是1999年的11.6倍。
在这一背景下，我国上市公司管理层激励的利益趋同效应也逐渐得到体现。王燕妮［22］发现高管长期股权激励及短期货币报酬激励均与研发投入呈正相关关系。辛清泉等［23］发现在国有资产管理机构和地方国企控制的两类公司中存在着经理薪酬过低而引发的投资过度现象，因此提高薪酬是减少这种投资过度现象的有效途径。杨兴全等［18］的检验也证明了股权激励和货币薪酬激励都能促使管理层减少过度投资行为。王燕鸣和蒋运冰［24］发现薪酬激励会刺激年中绩效输家提高下半年的资产组合风险水平。周嘉南和雷霆［25］研究发现股权激励实施过程中自愿披露内部控制鉴证报告的公司，其权益资本成本相对较低。
如前所述，盈余管理可以分为应计与真实盈余管理两种方式，应计盈余管理通过会计手段来操纵，一般只改变各期盈余的分配，不会影响企业盈余总额，也不会影响现金流量。而真实盈余管理通过实际经营活动进行操控，它会导致企业偏离最优的经营活动，长期下来会减弱企业的竞争能力，更损害投资者的长远利益［7，26－28］。管理层属于企业的高级管理人员，他们多数具有丰富的工作经验，对企业的经营状况及发展规划有比较好的了解，因此清楚真实盈余管理行为将对企业发展造成多大程度的伤害。而且基于他们的经营及分析能力，也能判断出真实盈余管理比应计盈余管理的代价更高。如果管理层激励水平越高，管理层与股东的利益越趋于一致，此时他们将不愿意从事真实盈余管理行为，而是会更好的考虑企业的投资、筹资及各种经营规划，使企业的经营活动处于最优的经营规划中。李凯和邹怿［29］认为，当管理层持股比例较高时，管理层的利益与股东利益逐渐趋于一致，具有积极治理公司、提升公司效率的积极性。这时他们更多地从提升公司产出效率的目的出发，倾向于选择有利于提升公司全要素生产率的经营措施，通过加大研发投入、专注于主营业务等方式来有效配置公司资源，获取更多的产出与收益。这在客观上改变了公司资源投入的方式与配置效率，从而提升了其全要素生产率，其实证检验结果也支持了这一观点。
基于上述分析，当管理层激励水平较高时，其与股东的利益趋于一致，管理层激励的利益趋同效应在真实盈余管理上将能产生较重要的作用，真实盈余管理行为会受到显著限制。而应计盈余管理对企业价值的损害程度明显弱于真实盈余管理，因此利益趋同效应的作用有限。
2、机会主义行为效应
在管理层薪酬契约中，股东拥有薪酬契约的制定权，但由于信息不对称和监督成本的存在，股东不可能掌握与薪酬契约相关的全部信息，因此薪酬契约通常是以公司业绩水平为基础设计的，公司的业绩水平好坏直
②技术效率是一个与生产性可能边界紧密联系在一起的经济学概念，主要用来衡量一个企业在等量要素投入条件下，其产出与最大产出的距离；距离越大，则技术效率越低。
接影响管理层薪酬的高低。由于管理层能否领取报酬以及报酬的多少，或者股权激励是否满足行权条件（或解锁条件）取决于公司年末利润水平及股票价格，这就不可避免地使管理层产生了通过盈余操纵来获取最大报酬的机会主义行为动机，从而使得契约执行向着有利于自己的方向发展。Watts等［30］的早期研究表明，在采用会计盈余为基础的报酬契约的企业中，由于管理层薪酬与会计业绩挂钩，管理层有动机采取使其薪酬最大化的盈余管理行为。Bergstresser和Phillippon［3］研究发现股权激励程度与应计盈余管理显著正相关，当股票价格被人为夸大时，股权激励会诱使高管人员操纵盈余以及兑换以权益为基础的薪酬。Cheng和Warf-ield［2］也得到了类似的结论，Watts和Zimmerman［6］则更是将薪酬契约作为盈余管理的三大动机之一。就中国上市公司来说，李延喜等［4］研究发现管理层薪酬水平与调高的操控性应计利润高度正相关，这表明薪酬激励构成了中国上市公司盈余管理的一个基本诱因。陈胜蓝和卢锐［31］研究发现管理层通过盈余管理显著提高了货币薪酬水平。傅颀和邓川［5］研究发现在全流通时代公司完全有可能诱使管理层为满足激励合约而操纵会计盈余，以实现股票期权收益。
既然薪酬激励成为了上市公司盈余管理的基本诱因，那么管理层在应计盈余管理与真实管理行为之间如何进行选择呢？这需要管理层在操作成本之间进行权衡③。一方面，从操作的难易程度来看，应计盈余管理只需通过会计手段即可实现（会计估计或会计政策变更），不需要构建真实经济交易，操作成本较低，而真实盈余管理需要构建真实经济交易，一般都会直接涉及到企业的投资、筹资及各种经营活动，甚至可能需要外部关联方的配合，因此操作较复杂。另一方面，从盈余操纵被惩罚的可能性来看，应计盈余管理涉及应计项目操纵，容易被审计师发现，因此诉讼风险较高，而真实盈余管理通过改变经济活动实质，并对改变后的经济活动按照会计准则进行确认、计量和列报，因此没有违反公认会计准则［33］，而且真实活动操控行为和正常的生产经营活动通常很难区分开，相比应计项目操纵行为，真实活动操控行为具有更强的隐蔽性。外部监管者对于真实活动操控行为通常缺乏检查的依据和标准，很难有效发挥遏制作用，而且这些操控不会引起审计师和外部监管者的关注，也不会有法律的风险［34］。更进一步，由于管理层与股东存在较严重的信息不对称，即使管理层进行了真实活动业务操纵，他们也可能通过隐瞒相关重要信息使其不被发现（或者直接隐藏于其管理战略决策活动中），甚至可能利用其专有知识来说服股东其经营活动是最优的［35］。
从上述分析来看，尽管操纵复杂性使得真实盈余管理不是最佳选择，但真实盈余管理不易被发现，诉讼风险低，因此很难判断管理层会选择哪种盈余管理方式。此外，还需要考虑的一个重要问题是，与国外成熟的资本市场相比较，中国上市公司投资者保护制度仍然不完善，对公司盈余管理行为的监管及处罚水平较低，诉讼风险较低，导致很多上市公司经常通过盈余管理手段来调整企业利润［36］。在此背景下，中国上市公司管理层进行应计盈余管理的诉讼风险不高，很难导致公司管理层为了避免诉讼风险而转而采用操作更为麻烦的真实盈余管理手段来实现盈余目标；或者说目前的诉讼风险没有增加到会迫使管理层转而采用真实盈余管理手段的程度，基于操作的简便性，管理层仍然会较多的采用应计项目操纵手段来进行盈余管理。
3、研究假设的提出
从前文分析可以看到，基于对企业的损害程度差异，管理层激励的利益趋同效应在真实盈余管理上会起到较重要的作用，但在应计盈余管理上的作用较小；另一方面，管理层激励是中国上市公司盈余管理行为的基本诱因，尽管真实经济业务操纵比应计项目操纵要复杂一些，但其诉讼风险比较低，而中国证券市场不完善的投资者保护制度还未能导致管理层为了避免诉讼风险而转而采用真实盈余管理手段，因此综合来说管理层激励的机会主义行为效应在应计与真实盈余管理上的作用均重要，中国上市公司的管理层为了提高自身薪酬水平，在权衡操作成本及风险后，可能会同时采用应计及真实盈余管理手段来进行盈余操纵，总结如表1所示。
表1管理层激励强度较大时利益趋同效应与机会主义行为效应的作用机制
盈余管理类别利益趋同效应机会主义行为效应两种效应的综合作用
真实盈余管理较大较大无法确定
应计盈余管理较小较大增加应计盈余管理程度
③这里不再考虑两种盈余管理行为对企业价值的损害差异，这部分内容已经在利益趋同效益中进行了分析。
般为1年至3年，经理最快行权也才从2006年开始。因此借鉴国内文献研究股权激励的通用做法，使用管理层持股比例（即管理层持股数量占总股本的比例）作为股权激励程度的度量方法。此外，本文后续实证研究样本是2002－2011年，因此从数据可获取性角度来说本文也只适合于使用管理层持股比例作为股权激励程度的度量指标。但由于我国上市公司管理层持股的原因是多方面形成的，有些并不是管理层激励导致的，如无法转让的发起人股和高管在二级市场上主动购入的股份，因此用该指标来度量管理层激励也存在一定的偏差，基于此，本文同时采用管理层持股比例和管理层货币薪酬总额来表示激励程度。
对于真实盈余管理，由于管理层激励的利益趋同效应及机会主义行为效应均能起到较重要的作用，综合效应无法确定，如果管理层激励的利益趋同效应占据主导地位，则管理层激励与真实盈余管理显著负相关，如果机会主义行为效应占据主导地位，则两者显著正相关，因此提出如下两组相对立的假说。
假设1a：管理层持股比例与真实盈余管理程度显著负相关（利益趋同效应居于主导地位）；
假设1b：管理层持股比例与真实盈余管理程度显著正相关（备择假设，机会主义行为效应居于主导地位）。
假设2a：管理层货币薪酬与真实盈余管理程度显著负相关（利益趋同效应居于主导地位）；
假设2b：管理层货币薪酬与真实盈余管理程度显著正相关（备择假设，机会主义行为效应居于主导地位）。
对于应计盈余管理，其与管理层激励的关系容易判断，由于管理层激励的机会主义行为效应较大，而利益趋同效应较小，因此推断机会主义行为效应占据主导地位，提出假设3及假设4。
假设3：管理层持股比例与应计盈余管理程度显著正相关。
假设4：管理层货币薪酬与应计盈余管理程度显著正相关。
研究设计
1、应计盈余管理及真实盈余管理的度量指标
（1）应计盈余管理的度量指标本文采用修正的Jones［37］截面模型来度量应计盈余管理。该模型是先计算出应计项目中不可操控的部分，然后用应计项目总额减去不可操控部分，即可得到操控性应计项目额（该值表示应计盈余管理程度）。计算模型如下：
TA
t /A
t－1
=α
+α
1
（1/A
t－1
）+α
2
（ΔSALES
t
－ΔAＲ
t
/A
t－1
）+α
3
（PPE
t
/A
t－1
）+ε
t
（1）
其中TA
t 表示第t年的经营性应计项目总额，用营业利润NI
t
与经营活动现金流量净额CFO
t
的差值表示，
A t－1为公司第t－1年的年末总资产，ΔSALES
t
为第t年营业收入的变化额，ΔAＲ
t
为第t年的应收账款变化额，
PPE
t
为第t年的固定资产原值。分年度分行业对方程（1）进行截面回归，得到回归系数，然后采用下式计算得到正常的经营性应计项目额。
NDA
t =α^
+α^
1
（1/A
t－1
）+α^
2
（ΔSALES
t
－ΔAＲ
t
/A
t－1
）+α^
3
（PPE
t
/A
t－1
）（2）
这样，操控性应计项目DA
t
表示如下：
DA
t =TA
t
/A
t－1
－NDA
t
（3）
这样可用DA
t
来代表应计盈余管理，表示为AM，其值越大表示应计盈余管理程度越严重。
（2）真实盈余管理的度量指标Ｒoychowdhury［38］以修正的Jones［37］截面模型为基础，设计出能有效测度销售操控、生产操控和费用操控这三种常见真实盈余管理行为的模型。其中销售操控是指适时性的加大价格折扣或放宽信用条件以扩大销售，促进利润的提高；生产操控是指企业通过扩大生产量来降低单位固定成本，从而增加单位产品的销售利润；费用操控是指企业通过调整Ｒ＆D支出、广告费用、销售费用和管理费用来调整利润（这里要指出的是，由于中国上市公司不单独披露Ｒ＆D支出及广告费用，而是将其包含于管理费用及销售费用中，因此这里的费用操控包含管理费用及销售费用两个项目）。具体计算过程列示如下。
首先，Ｒoychowdhury［38］将正常CFO表示为如（4）式所示的销售收入及销售收入变化额的线性函数，将
（4）式分年度分行业回归后计算出正常水平的CFO，然后用实际CFO减去正常CFO，即可得到异常CFO，也即销售操控额。
CFO
t /A
t－1
=α
+α
1
（1/A
t－1
）+α
2
（SALES
t
/A
t－1
）+α
3
（ΔSALES
t
/A
t－1
）+ε
t
（4）
企业生产成本PＲOD等于销售成本COGS与年度内存货变动额ΔINV之和。销售成本COGS可以表示为销售收入SALES的线性函数。
COGS
t /A
t－1
=α
+α
1
（1/A
t－1
）+α
2
（SALES
t
/A
t－1
）+ε
t
（5）
年度内存货变动额ΔINV可以为：
ΔINV t/A t－1=α0+α1（1/A t－1）+α2（ΔSALES t/A t－1）+α3（ΔSALES t－1/A t－1）+εt（6）将（5）式与（6）式相加，得到如（7）式表示的生产成本估计函数，计算出正常水平下的生产成本，然后用实际生产成本减去正常生产成本，即可得到异常生产成本值，即生产操控额。
PＲOD
t /A
t－1
=α
+α
1
（1/A
t－1
）+α
2
（SALES
t
/A
t－1
）+α
3
（ΔSALES
t
/A
t－1
）+α
4
（ΔSALES
t－1
/A
t－1
）+ε
t
（7）
正常可操控性费用与销售收入存在如式（8）所示的函数关系，同样可计算出费用操控额。
DISEXP
t /A
t－1
=α
+α
1
（1/A
t－1
）+α
2
（S
t－1
/A
t－1
）+ε
t
（8）
上述销售操控、生产操控和费用操控可分别表示为ＲM_CFO、ＲM_PＲOD和ＲM_DISEXP，由于企业经常同时存在这三种真实盈余管理行为，可将这3个异常值相加，得到综合测度指标ＲM。当公司采用真实盈余管理向上做大利润时，将呈现出更低经营现金净流量、更高生产成本和更低操控性费用［39］，因此ＲM=ＲM_PＲOD-ＲM_CFO-ＲM_DISEXP。
2、回归模型设计
本文借鉴Cohen等［11］、Achleitner等［16］及Doukakis［17］的方法，构建如下的2个多元线性回归方程来检验管理层激励对应计及真实盈余管理行为的影响。
DEP=α
0+α
1
COMP+α
2
TOP5+α
3
BHSHAＲE+α
4
NOA+α
5
SIZE
+α
6MB+α
7
LEV+α
8
LTA+α
9
TUＲNOVEＲ+α
10
SUSPECT
+α
11MAＲKET_SHAＲE+α
12
AM+α
iΣ
23
i=13
INDUSTＲY+α
jΣ
32
j=24
YEAＲ+ε（9）
AM=α
0+α
1
COMP+α
2
TOP5+α
3
BHSHAＲE+α
4
NOA+α
5
SIZE
+α
6MB+α
7
LEV+α
8
LTA+α
9
TUＲNOVEＲ+α
10
SUSPECT
+α
11MAＲKET_SHAＲE+α
12
ＲM+α
iΣ
23
i=13
INDUSTＲY+α
jΣ
32
j=24
YEAＲ+ε（10）
其中α
i
（i=1，2，…，32）表示回归系数，DEP代表真实盈余管理，分别用ＲM_CFO、ＲM_PＲOD、ＲM_DIS-EXP和综合性指标ＲM来表示，AM代表应计盈余管理，COMP表示自变量管理层激励程度，分别用管理层持股比例OWNEＲSHIP和货币薪酬总额SALAＲY来表示。
控制变量选择参考已有文献研究成果。参考Cohen等［11］、Achleitner等［16］、Doukakis［17］、Zang［32］、李彬等［40］等文献，加入了前5大股东持股比例TOP5、双重上市变量BHSHAＲE、会计弹性NOA、企业规模SIZE、权益市场账面价值比MB、保盈动机SUSPECT、企业市场地位MAＲKET_SHAＲE等控制变量；参考李增福等［39］，加入长期负债率LEV、资产支出比重LTA、资产周转率TUＲNOVEＲ等控制变量；为控制行业或宏观经济因素的影响，方程还加入了行业虚拟变量INDUSTＲY及年度虚拟变量YEAＲ。
所有变量的定义及计算方法见表2。
3、样本选择及数据来源
选择2002－2011年在上海、深圳证券交易所上市的A股公司作为研究样本。剔除金融、保险类上市公司；剔除被ST、PT的上市公司；剔除极端或异常值数据；剔除数据信息不全的公司；为减少IPO对公司当年数据的影响，从IPO后第二年开始选取样本，最后共选择10768个样本观测值。投资者保护程度数据来源于樊纲等［41］编制的《中国市场化指数———各地区市场化相对进程2011年报告》，其它数据来源于万得数据库和CSMAＲ数据库。
变量类型变量名称变量说明
AM异常应计，依据Jones［37］的方法计算得出
ＲM真实盈余管理程度，ＲM=ＲM_PＲOD－ＲM_CFO－ＲM_DISEXP
因变量ＲM_CFO销售操纵（异常CFO值），依据Ｒoychowdhury［38］的方法计算得到ＲM_PＲOD生产操纵（异常生产成本），依据Ｒoychowdhury［38］的方法计算得到
ＲM_DISEXP费用操纵（异常费用），依据Ｒoychowdhury［38］的方法计算得到
自变量OWNEＲSHIP管理层持股比例，等于管理层持股数量与股份总额的比值
SALAＲY管理层货币薪酬总额，用货币薪酬总额的自然对数来表示
TOP5股权集中度，等于前5大股东持股数量与股份总额的比值
BHSHAＲE双重上市，当公司同时在B股或H股上市时取值为1，否则为0
NOA
会计弹性，其值等于上年末净营运资产与上年营业收入的比值，其值越大表
示应计盈余操纵空间越小
SIZE企业规模，用总资产自然对数来表示
控制变量MB 权益市场账面价值比，其中所有者权益市价=流通股股数?每股股价+非流通股股数?每股净资产
LEV长期负债率，等于长期负债/总资产
LTA资产支出比重，等于（固定资产+无形资产+其他非流动资产）/资产总额
TUＲNOVEＲ资产周转率，等于主营业务收入与年初、年末平均总资产的比值
SUSPECT保盈动机，总资产收益率属于（0，0.005］时取值为1，否则取值为0
MAＲKET_SHAＲE企业市场地位，用公司收入占行业收入总额的比例来表示
INDUSTＲY行业虚拟变量，用来控制行业差异对回归结果的影响
YEAＲ年度虚拟变量，共4个，用来控制宏观经济影响
实证过程及结果
1、管理层激励与应计及真实盈余管理关系的回归检验结果
先考察管理层激励与真实盈余管理行为的关系，方程（9）的检验结果如表3所示。
表3管理层激励对真实盈余管理行为的影响分析
自变量模型（Ⅰ）模型（Ⅱ）模型（Ⅲ）模型（Ⅳ）模型（Ⅴ）模型（Ⅵ）模型（Ⅶ）模型（Ⅷ）ＲMＲM_CFOＲM_PＲODＲM_DISEXPＲMＲM_CFOＲM_PＲODＲM_DISEXP
常数项0.295＊＊＊
（5.568）
－0.252＊＊＊
（－14.791）
0.042
（1.318）
－0.001
（－0.043）
0.837＊＊＊
（15.423）
－0.372＊＊＊
（－20.937）
0.310＊＊＊
（9.306）
－0.155＊＊＊
（－8.301）
OWNEＲSHIP －0.072＊＊＊
（－4.307）
0.020＊＊＊
（3.784）
－0.030＊＊＊
（－3.014）
0.021＊＊＊
（3.704）
SALAＲY
－0.073＊＊＊
（－27.976）
0.016＊＊＊
（19.320）
－0.035＊＊＊
（－22.247）
0.021＊＊＊
（23.220）
TOP5－0.111＊＊＊
（－8.472）
0.059＊＊＊
（14.164）
－0.046＊＊＊
（－5.867）
0.005
（1.069）
－0.124＊＊＊
（－9.952）
0.063＊＊＊
（15.409）
－0.053＊＊＊
（－6.863）
0.009＊＊
（2.028）
BHSHAＲE －0.020＊＊＊
（－2.918）
－0.007＊＊＊
（－3.109）
－0.014＊＊＊
（－3.250）
0.014＊＊＊
（5.709）
－0.003
（－0.468）
－0.011＊＊＊
（－4.940）
－0.005
（－1.309）
0.009＊＊＊
（3.715）
NOA 0.011＊＊＊
（6.397）
－0.005＊＊＊
（－9.256）
0.006＊＊＊
（5.234）
0.000
（－0.735）
0.008＊＊＊
（4.867）
－0.005＊＊＊
（－8.217）
0.004＊＊＊
（3.941）
0.000
（0.692）
SIZE －0.010＊＊＊
（－4.232）
0.010＊＊＊
（13.308）
0.000
（－0.250）
0.000
（－0.579）
0.015＊＊＊
（6.397）
0.004＊＊＊
（5.504）
0.012＊＊＊
（8.090）
－0.008＊＊＊
（－9.383）
MB
－0.023＊＊＊
（－19.011）
0.007＊＊＊
（17.424）
－0.011＊＊＊
（－14.505）
0.006＊＊＊
（13.542）
－0.021＊＊＊
（－18.045）
0.006＊＊＊
（16.525）
－0.010＊＊＊
（－13.578）
0.005＊＊＊
（12.495）
LEV 0.263＊＊＊
（11.832）
－0.068＊＊＊
（－9.578）
0.136＊＊＊
（10.128）
－0.058＊＊＊
（－7.666）
0.258＊＊＊
（12.034）
－0.067＊＊＊
（－9.624）
0.134＊＊＊
（10.167）
－0.057＊＊＊
（－7.678）
（续表）
自变量模型（Ⅰ）模型（Ⅱ）模型（Ⅲ）模型（Ⅳ）模型（Ⅴ）模型（Ⅵ）模型（Ⅶ）模型（Ⅷ）ＲMＲM_CFOＲM_PＲODＲM_DISEXPＲMＲM_CFOＲM_PＲODＲM_DISEXP
LTA
－0.142＊＊＊
（－11.809）
0.085＊＊＊
（22.043）
－0.067＊＊＊
（－9.219）
－0.010＊＊
（－2.526）
－0.169＊＊＊
（－14.498）
0.091＊＊＊
（23.903）
－0.081＊＊＊
（－11.258）
－0.003
（－0.664）
TUＲNOVEＲ0.031＊＊＊
（5.546）
－0.017＊＊＊
（－9.506）
0.014＊＊＊
（4.117）
0.000
（0.014）
0.044＊＊＊
（8.156）
－0.020＊＊＊
（－11.379）
0.020＊＊＊
（6.101）
－0.004＊＊
（－2.002）
SUSPECT 0.091＊＊＊
（11.070）
－0.030＊＊＊
（－11.334）
0.041＊＊＊
（8.224）
－0.020＊＊＊
（－7.163）
0.073＊＊＊
（9.248）
－0.026＊＊＊
（－10.015）
0.032＊＊＊
（6.635）
－0.015＊＊＊
（－5.512）
MAＲKET_ SHAＲE
－0.141＊＊
（－2.034）
－0.111＊＊＊
（－5.010）
－0.103＊＊
（－2.467）
0.149＊＊＊
（6.299）
－0.123*
（－1.840）
－0.114＊＊＊
（－5.235）
－0.093＊＊
（－2.277）
0.144＊＊＊
（6.252）
AM 0.898＊＊＊
（43.140）
－0.702＊＊＊
（－104.935）
0.150＊＊＊
（11.930）
－0.045＊＊＊
（－6.394）
0.939＊＊＊
（46.621）
－0.711＊＊＊
（－107.882）
0.171＊＊＊
（13.829）
－0.057＊＊＊
（－8.223）
年度效应控制控制控制控制控制控制控制控制
行业效应控制控制控制控制控制控制控制控制
调整后Ｒ20.2020.5350.0590.0420.2550.5500.1000.087
F值86.235＊＊＊388.115＊＊＊22.199＊＊＊15.871＊＊＊116.199＊＊＊412.277＊＊＊38.373＊＊＊33.046＊＊＊
观测值1076810768107681076810768107681076810768
注：＊＊＊，＊＊，*分别表示双尾检验在1%，5%，10%水平上显著，表中（．）内为t统计量。
从表3可以看到，当以真实盈余管理整体指标ＲM为因变量时（模型（Ⅰ）及模型（Ⅴ）），管理层持股比例OWNEＲ及管理层薪酬总额SALAＲY的回归系数均在1%水平上显著为负，因此管理层激励强度越大（无论是股权激励还是货币薪酬激励），真实盈余管理行为越少。当以生产操控ＲM_PＲOD为因变量时（模型（Ⅲ）及模型（Ⅶ）），OWNEＲ及SALAＲY的系数均显著为负，而当以销售操控ＲM_CFO及费用操控ＲM_DISEXP为因变量时（模型（Ⅱ）、模型（Ⅳ）、模型（Ⅵ）及模型（Ⅷ）），OWNEＲ及SALAＲY的系数均显著为正，由于公司采用真实盈余管理向上做高利润时，将呈现出更低的经营现金净流量、更高的生产成本和更低的操控性费用［39］，因此管理层激励强度越大，生产操控、销售操控及费用操控行为均能得到显著抑制。综上结果，假设1a及假设2a得到了验证，管理层激励的利益趋同效应占据主导地位，其作用超过了机会主义行为效应，真实盈余管理行为得到抑制。多数控制变量的回归结果与相关文献基本一致，限于篇幅，不再赘述。
再来考察管理层激励与应计盈余管理的关系，方程（10）的检验结果如表4所示。
表4管理层激励对应计盈余管理行为的影响分析
变量名
模型（Ⅰ）模型（Ⅱ）
回归系数t检验值回归系数t检验值
常数项－0.153＊＊＊－6.760－0.294＊＊＊－12.341 OWNEＲSHIP0.056＊＊＊7.836
SALAＲY0.022＊＊＊18.968 TOP50.052＊＊＊9.2290.060＊＊＊11.038 BHSHAＲE－0.007＊＊－2.438－0.012＊＊＊－4.223 NOA－0.007＊＊＊－9.461－0.006＊＊＊－8.572 SIZE0.007＊＊＊ 6.580－0.002*－1.884 MB0.004＊＊＊7.6350.004＊＊＊ 6.755 LEV－0.002－0.163－0.007－0.745 LTA－0.018＊＊＊－3.451－0.008－1.491 TUＲNOVEＲ－0.015＊＊＊－6.391－0.020＊＊＊－8.539 SUSPECT－0.022＊＊＊－6.325－0.019＊＊＊－5.416 MAＲKET_SHAＲE－0.095＊＊＊－3.209－0.084＊＊＊－2.889ＲM0.165＊＊＊43.1400.179＊＊＊46.621年度效应控制控制
行业效应控制控制
调整后Ｒ20.1720.194 F值70.659＊＊＊81.883＊＊＊
观测值1076810768
注：＊＊＊，＊＊，*分别表示双尾检验在1%，5%，10%水平上显著。
（Ⅱ）中管理层货币报酬总额SALAＲY的回归系数0.022在1%水平上显著为正，管理层激励强度较高的公司应计盈余管理行为较多，假设3和假设4得到了验证，因此中国上市公司管理层存在通过应计盈余操纵来提高报酬的强烈动机。这与Cheng和Warfield［2］，李延喜等［4］，傅颀和邓川［5］等的研究结果是一致的。但与这些文献相比较，本文将真实盈余管理作为控制变量，研究结果准确性更高，因为这两种盈余管理行为可能存在替代关系，如果不将其作为控制变量，研究结果可能是有偏的［11］。
本文结果与李增福等［10］的研究结果不同，他们没有发现管理层持股比例与应计盈余管理或真实盈余管理存在显著关系，但发现管理层年薪水平对负向的应计操控有负效应、对正向的应计操控和真实活动操控具有显著的正效应。这主要是由于两文的研究样本存在较大的差别导致的，本文样本是2002－2011年10年共计10768个观测值，而李增福等［10］以2007年所得税改革为背景研究企业盈余管理行为选择问题，因此样本局限于2008年底A股的680家公司。此外，两文的模型设计及变量选择也存在一定差异，这可能也是结果不同的原因。
2、基于董事、监事及高管人员的明细分类检验结果
管理层由董事、监事及高管人员组成，这三类人员的职责、权力不同，如董事会由股东大会选举产生，负责对公司的重大经营事项进行战略决策，是公司内部治理结构的核心，高管人员则在董事会的领导下对公司具体经营活动进行管理，而监事会是对董事和高管人员的经营管理行为及公司财务进行监督的常设机构。由此可见，董事、高管人员均为企业的经营管理机构成员，董事会做出决策，高管人员执行其决策，二者的利益目标一致性高，背离股东利益目标的可能性更高；而监事会职责重在监督，较董事及高管人员而言，与股东利益目标趋同性更强，由此可见，董事、高管人员及监事的代理成本不同，股权或货币薪酬激励对三类管理人员的作用也不同，相比之下，对董事及高管人员的激励作用更加明显［42］。
将管理层持股比例分为董事持股比例（OWNEＲSHIP_DONG）、监事持股比例（OWNEＲSHIP_JIAN）及高管持股比例（OWNEＲSHIP_GAO），管理层薪酬总额分为董事前3名薪酬总额（SALAＲY_DONG3）及高管前3名薪酬总额（SALAＲY_GAO3）（限于数据可获取性，这里没有董事或高管全部成员的薪酬数据，而且因为缺少监事货币薪酬相关数据，导致货币薪酬激励效果检验时没有监事薪酬指标），对方程（9）及方程（10）的回归结果见表5及表6（由于董事与高管成员存在重合，因此表5没有将董事持股比例及高管持股比例同时放到一个方程中）。
表5董事、高管及监事持股对应计与真实盈余管理行为选择的影响分析
变量名
ＲM为因变量AM为因变量模型（Ⅰ）模型（Ⅱ）模型（Ⅲ）模型（Ⅳ）
回归系数t检验值回归系数t检验值回归系数t检验值回归系数t检验值
常数项0.293＊＊＊ 5.5250.297＊＊＊ 5.628－0.151＊＊＊－6.671－0.145＊＊＊－6.399 OWNEＲSHIP_DONG－0.067＊＊＊－3.5400.058＊＊＊7.138
OWNEＲSHIP_GAO－0.124＊＊＊－4.5560.075＊＊＊ 6.411 OWNEＲSHIP_JIAN－0.141－0.713－0.169－0.891－0.008－0.0950.0750.922
控制变量同表3同表3同表4同表4
年度效应控制控制控制控制
行业效应控制控制控制控制
调整后Ｒ20.2020.2030.1710.170
F值83.562＊＊＊83.875＊＊＊68.397＊＊＊68.052＊＊＊
观测值10768107681076810768
注：＊＊＊，＊＊，*分别表示双尾检验在1%，5%，10%水平上显著。
从表5可以看到，当以ＲM为因变量时，董事持股比例及高管持股比例的回归系数仍然在1%水平上显著为负，而监事持股比例的回归系数则不显著，即对董事及高管人员进行股权激励时利益趋同效应能起到主导作用，最终抑制真实盈余管理行为，但对监事会成员进行激励则效果有限。而当以AM为因变量时，董事持股比例及高管持股比例的回归系数在1%水平上显著为正，而监事持股比例的回归系数仍然不显著，这可能主要是由于董事及高管人员参与公司的战略与经营决策，因此能通过盈余操纵来提高自身报酬水平，而监事人
员不能直接参与经营决策，无法直接操纵会计盈余来提高报酬。表6的结果与表5类似，无论是董事薪酬还是高管薪酬，均与ＲM显著负相关，与AM显著正相关。控制变量的回归结果与表3、表4基本一致。
表6董事、高管薪酬激励对应计与真实盈余管理行为选择的影响分析
变量名
ＲM为因变量AM为因变量模型（Ⅰ）模型（Ⅱ）模型（Ⅲ）模型（Ⅳ）
回归系数t检验值回归系数t检验值回归系数t检验值回归系数t检验值
常数项0.774＊＊＊13.9380.877＊＊＊15.933－0.266＊＊＊－10.988－0.301＊＊＊－12.455 SALAＲY_DONG3－0.061＊＊＊－26.1320.018＊＊＊17.722
SALAＲY_GAO3－0.073＊＊＊－27.7250.021＊＊＊18.305
控制变量同表3同表3同表4同表4
年度效应控制控制控制控制
行业效应控制控制控制控制
调整后Ｒ20.2490.2540.1890.192
F值108.146＊＊＊115.146＊＊＊75.978＊＊＊80.535＊＊＊
观测值10318107141031810714
注：＊＊＊，＊＊，*分别表示双尾检验在1%，5%，10%水平上显著。
综合表5及表6的结果来看，股权或货币薪酬激励对三类管理人员的作用不同，相比之下，对董事及高管人员的激励作用比较显著，而对监事会成员的激励效果则不显著。
3、稳健性检验
（1）样本分组检验为了考察前述结果是否在不同的内外部治理环境中仍然显著存在，这里按照终极控制人性质、是否实施股权激励改革及投资者保护程度将样本进行分组检验，回归结果见表7。其中Panel A按照终极控制人性质将样本分为国有控股公司样本及非国有控股公司样本，Panel B按照是否实施了股权激励改革将样本分为改革前样本（2002－2005）及改革后样本（2006－2011），Panel C按照樊纲等［41］的《中国市场化指数———各地区市场化相对进程报告（2011）》中的市场化整体指数④大小将样本均分为强投资者保护程度样本及弱投资者保护程度样本。
从表7可以看到，在三种不同的样本分类方法下，当以ＲM为因变量时，自变量OWNEＲSHIP及SALAＲY 的回归系数始终显著为负，而当以AM为因变量时，自变量OWNEＲSHIP及SALAＲY的回归系数始终显著为正，因此在三种不同的内外部治理环境下，管理层持股比例及货币薪酬仍然与真实盈余管理显著负相关，与应计盈余管理显著正相关，前述研究结果是稳健的。关于国有控股企业管理层激励到底能否起到激励作用，一直没有得到一致的结论。由于我国政府对国有企业实施薪酬管制，导致国有企业中管理层激励不足，激励与业绩的敏感性很低［43］。但另一方面，也有一些文献发现国有控股企业中管理层激励能起到治理作用，如周仁俊等［44］研究发现国有控股上市公司中管理层持股比例与货币薪酬均与经营业绩呈现显著正相关关系，本文研究则发现在国有控股上市公司中管理层激励能显著抑制公司的真实经济业务操纵行为，但同时也会导致出现较多的应计项目操纵行为，从而为这方面的文献做了有效的补充。就股权激励改革来看，研究发现即使在股权激励改革之前，对管理层进行股权激励也能显著抑制公司的真实盈余管理行为，因此改革前中国上市公司的股权激励也起到了治理效果。就投资者保护治理来看，即使在弱投资者保护地区，管理层股权及货币薪酬激励也能抑制真实盈余管理行为，但同样会导致出现较多的应计项目操纵行为。
同时需要指出的是，本部分稳健性分析中按照终极控制人性质、是否股权激励改革及投资者保护程度进行分组检验的目的是为了看本文前述研究结果是否在不同的内外部治理环境中仍然存在，即研究结果是否稳健。限于篇幅，本文并没有考察管理层持股比例及货币薪酬与盈余管理的关系在这些不同的内外部治理环境中是否存在显著差异，如投资者保护作为重要的外部治理机制，对内部治理效果能产生重要影响，因此相对于投资者保护程度较弱的地区，在投资者保护程度较强的地区管理层持股比例及货币薪酬与真实盈余管理程度的负相关性是否更强，与应计盈余管理程度的正相关性是否更弱，未来可考虑构建计量模型专门撰文分析。
④根据该指数的构建方法，市场化整体指数越大表示对投资者的保护程度越强。
Panel A：根据终极控制人性质分组
自变量
终极控制人为地方或中央政府（国有控股）终极控制人为自然人或家族（非国有控股）ＲM为因变量AM为因变量ＲM为因变量AM为因变量
模型（Ⅰ）模型（Ⅱ）模型（Ⅲ）模型（Ⅳ）模型（Ⅴ）模型（Ⅵ）模型（Ⅶ）模型（Ⅷ）
常数项0.234＊＊＊
（3.745）
0.732＊＊＊
（10.988）
－0.135＊＊＊
（－4.901）
－0.312＊＊＊
（－10.560）
0.540＊＊＊
（5.226）
1.072＊＊＊
（10.617）
－0.262＊＊＊
（－6.110）
－0.356＊＊＊
（－8.128）
OWNEＲSHIP －1.128＊＊＊
（－7.701）
0.257＊＊＊
（3.977）
－0.044＊＊
（－2.118）
0.042＊＊＊
（4.908）
SALAＲY
－0.062＊＊＊
（－19.916）
0.021＊＊＊
（15.474）
－0.091＊＊＊
（－19.209）
0.021＊＊＊
（9.981）
控制变量同表3同表3同表4同表4同表3同表3同表4同表4调整后Ｒ20.2070.2440.1610.1880.2200.2870.1970.212 F值57.175＊＊＊70.415＊＊＊42.469＊＊＊50.823＊＊＊35.069＊＊＊49.769＊＊＊30.712＊＊＊33.658＊＊＊观测值68926892689268923876387638763876 Panel B：根据是否实施股权激励改革分组
自变量
股权激励改革前股权激励改革后ＲM为因变量AM为因变量ＲM为因变量AM为因变量
模型（Ⅰ）模型（Ⅱ）模型（Ⅲ）模型（Ⅳ）模型（Ⅴ）模型（Ⅵ）模型（Ⅶ）模型（Ⅷ）
常数项0.172*
（1.909）
0.597＊＊＊
（6.482）
－0.091＊＊
（－2.172）
－0.240＊＊＊
（－5.548）
0.331＊＊＊
（5.056）
0.918＊＊＊
（13.688）
－0.166＊＊＊
（－6.119）
－0.303＊＊＊
（－10.570）
OWNEＲSHIP －0.268＊＊＊
（－4.609）
0.127＊＊＊
（4.716）
－0.058＊＊＊
（－3.132）
0.049＊＊＊
（6.376）
SALAＲY
－0.061＊＊＊
（－15.516）
0.022＊＊＊
（11.801）
－0.079＊＊＊
（－23.395）
0.022＊＊＊
（14.889）
控制变量同表3同表3同表4同表4同表3同表3同表4同表4调整后Ｒ20.2160.2620.2000.2250.2010.2560.1650.186 F值38.400＊＊＊49.181＊＊＊34.920＊＊＊40.550＊＊＊65.835＊＊＊89.911＊＊＊52.151＊＊＊59.883＊＊＊观测值35343534353435347234723472347234 Panel C：根据投资者保护程度分组
自变量
强投资者保护程度弱投资者保护程度ＲM为因变量AM为因变量ＲM为因变量AM为因变量
模型（Ⅰ）模型（Ⅱ）模型（Ⅲ）模型（Ⅳ）模型（Ⅴ）模型（Ⅵ）模型（Ⅶ）模型（Ⅷ）
常数项0.337＊＊＊
（4.474）
0.911＊＊＊
（11.925）
－0.166＊＊＊
（－5.226）
－0.296＊＊＊
（－8.888）
0.225＊＊＊
（2.926）
0.768＊＊＊
（9.703）
－0.134＊＊＊
（－4.003）
－0.296＊＊＊
（－8.405）
OWNEＲSHIP －0.062＊＊＊
（－3.032）
0.056＊＊＊
（6.501）
－0.097＊＊＊
（－2.981）
0.059＊＊＊
（4.143）
SALAＲY
－0.082＊＊＊
（－20.897）
0.023＊＊＊
（13.419）
－0.069＊＊＊
（－19.330）
0.022＊＊＊
（13.653）
控制变量同表3同表3同表4同表4同表3同表3同表4同表4
调整后Ｒ20.2220.2790.1930.2130.1860.2380.1540.179
F值48.753＊＊＊65.989＊＊＊40.998＊＊＊46.321＊＊＊39.531＊＊＊53.592＊＊＊31.617＊＊＊37.883＊＊＊观测值53675367536753675401540154015401
注：＊＊＊，＊＊，*分别表示双尾检验在1%，5%，10%水平上显著，表中（．）内为t统计量。
（2）因果关系检验论文前述研究结果可能存在一种反向因果关系的解释，即是真实盈余管理行为较少（或应计盈余管理行为较多）的上市公司给了管理层较多的股权或货币薪酬激励，而不是管理层激励对盈余管理行为产生了影响。对于这种反向因果关系导致的内生性问题，可以通过建立联立方程模型的方法来解决。这里以管理层持股比例与真实盈余管理为例建立联立方程模型来考察因果关系是否对前述结果产生影响，方程如下：
OWNEＲSHIP =α0+α1ＲM +α2GUOＲATIO +α3DSNUM +α4DUAL +α5SIZE +α6LEV +α7SALESGＲOW
+α8ＲOA +α9STDＲET +αi Σ20
i =10
INDUSTＲY +αj Σ29
j =21
YEAＲ+ε
ＲM =α0+α1OWNEＲSHIP +α2TOP 5+α3BHSHAＲE +α4NOA +α5SIZE +α6MB +α7LEV +α8LTA
+α9TUＲNOVEＲ+α10SUSPECT +α11MAＲKET _SHAＲE +α12AM +αi Σ23
i =13
INDUSTＲY +αj Σ32
j =24
YEAＲ+ε
（11）
在上述联立方程中，加入了国有股比例GUOＲATIO 、董事会规模DSNUM 、两职合一DUAL 、企业规模SIZE 、长期负债率LEV 、主营业务收入增长率SALESGＲOW 、资产净利率ＲOA 及股票收益波动性STDＲET 等变量作为管理层持股比例的影响因素。其中国有股比例等于国家股及国有法人股股数与股本总数的比值，董事会规模
用董事会总人数来表示，当董事长与总经理两职不合一时，DUAL 取值为1，否则取值为0。股票收益波动性用一年内各月股票收益率的标准差来表示。根据这一方法，同样构建了其它3个联立方程。表8列示了管理层
持股比例与应计及真实盈余管理行为的因果关系检验结果。
表8
管理层持股比例与应计及真实盈余管理行为的因果关系检验
变量名联立方程组（Ⅰ）
联立方程组（Ⅱ）
OWNEＲSHIP ＲM
OWNEＲSHIP AM
回归系数
z 检验值回归系数
z 检验值回归系数
z 检验值回归系数
z 检验值常数项
0.595＊
＊＊
23.78 1.235＊
＊＊
13.860.591＊
＊＊
23.84－0.535＊
＊＊
－14.13OWNEＲSHIP －1.715
＊
＊＊－19.60
0.795
＊
＊＊21.29
GUOＲATIO －0.037＊
＊＊－7.84－0.029＊
＊＊－6.51DSNUM －0.0002
－0.56－0.0002
－0.73DUAL －0.026＊＊＊
－9.93－0.019＊＊＊
－8.17SALESGＲOW －0.002－0.73－0.001－0.60ＲOA 0.519＊＊＊
26.750.421＊＊＊
21.51STDＲET －0.104＊
＊＊
－4.89
－0.036＊
＊
－2.00
TOP 5－0.059＊＊＊
－3.400.030＊＊＊
4.25BHSHAＲE －0.032＊＊＊
－4.26－0.001－0.38NOA 0.008＊
＊＊
4.29－0.004＊
＊＊
－6.13SIZE －0.023＊
＊＊
－20.41－0.047＊＊＊
－12.34－0.023＊
＊＊
－20.800.021＊＊＊
13.15MB －0.023＊
＊＊
－15.380.003＊＊＊
4.54LEV －0.019－1.52
0.167＊
＊＊
5.90－0.035＊＊＊
－2.86
0.037＊＊＊
2.94LTA －0.169＊
＊＊－12.970.003
0.57TUＲNOVEＲ0.032
＊＊＊ 5.20－0.015＊＊＊－6.28SUSPECT 0.065＊
＊＊7.43－0.010
＊
＊＊－3.15MAＲKET _SHAＲE －0.036
－0.47－0.062＊
＊
－2.12AM 1.076＊
＊＊
40.17
0.293＊＊＊
13.04
ＲM 0.001
0.09
0.159＊
＊＊
31.90年度效应控制控制控制控制行业效应控制
控制
控制
控制
Chi 23311.49＊
＊＊
2343.59＊
＊＊
4122.69＊
＊＊
2507.81＊
＊＊
观测值
1076810768
10768
10768
注：＊＊＊，＊
＊，*分别表示双尾检验在1%，
5%，10%水平上显著。从表8的联立方程组（Ⅰ）的回归结果可以看到，管理层持股比例为因变量时，ＲM 的回归系数不显著，变
量GUOＲATIO 、DUAL 、STDＲET 及SIZE 的回归系数显著为负，因此国有股比例越高、董事长与总经理两职分离、市场收益波动性越高或企业规模越大时，管理层股权激励程度越低；变量ＲOA 的回归系数显著为正，因此
当公司盈利能力较强时，管理层也能得到更多的股权激励。当以ＲM 为因变量时，管理层持股比例的回归系数仍然显著为负，这与表3的回归结果是一致的，即管理层持股比例较高时，利益趋同效应居主导地位，真实
与表4的结果是一致的，因此管理层持股比例较高时，管理层会使用较多的应计项目操纵手段来实现盈余目标，从而提高自身薪酬水平。限于篇幅，这里没有列示管理层货币薪酬总额与应计及真实盈余管理行为的因果关系检验结果，实际上，其回归结果与表3、表4是基本一致的，即货币薪酬激励虽然抑制了真实盈余管理行为，但同样促使管理层进行了应计项目操纵。因此总的来说，反向因果关系导致的内生性问题并不影响前述研究结果。
（3）非线性关系检验前述方程（9）及方程（10）在考察管理层持股比例（或货币薪酬）对盈余管理行为的影响时建立的是线性回归方程，只能检验因变量与自变量之间是否存在线性关系。这里在方程（9）及方程（10）中增加管理层持股比例（或货币薪酬）变量的平方项，以检验管理层持股比例（或货币薪酬）与应计及真实盈余管理是否存在非线性关系，检验结果发现不存在显著的非线性关系，因此前述研究结果是稳健的。限于篇幅，这一检验结果不再汇报。
进一步分析：管理层激励对整体盈余管理行为影响的实证检验
从前文分析可知，对管理层进行激励一方面能抑制中国上市公司的真实盈余管理行为，表现为管理层持股比例及货币薪酬均与真实经济业务操纵程度显著负相关（利益趋同效应），但另一方面也会导致出现较多的应计盈余管理行为，表现为管理层持股比例及货币薪酬均与应计项目操纵程度显著正相关（机会主义行为效应）。那么整体来说中国上市公司管理层激励到底是表现为利益趋同效应还是机会主义行为效应呢？即对管理层进行股权或货币薪酬激励后，到底是真实盈余管理减少多一些，还是应计盈余管理增加多一些？也就是说，管理层激励制度对中国上市公司整体盈余管理程度是产生了正向影响还是负向影响？如果是正向影响，管理层激励效果整体上就表现为机会主义行为效应，如果是负向影响，整体上就表现为利益趋同效应。这里参考Badertscher［45］的度量方法，将应计盈余管理值与真实盈余管理值相加，得到整体盈余管理程度（EM）度量指标，即EM=AM+ＲM=AM+ＲM_PＲOD-ＲM_CFO-ＲM_DISEXP，然后建立如下的回归方程考察管理层激励对整体盈余管理行为的影响。
EM=α
0+α
1
COMP+α
2
TOP5+α
3
BHSHAＲE+α
4
NOA+α
5
SIZE+α
6
MB+α
7
LEV+α
8
LTA
+α
9TUＲNOVEＲ+α
10
SUSPECT+α
11
MAＲKET_SHAＲE+α
iΣ
22
i=12
INDUSTＲY+α
jΣ
31
j=23
YEAＲ+ε（12）
上述方程中因变量EM表示整体盈余管理程度，其它变量定义同方程（10），方程（12）的回归结果如表9所示。
表9管理层激励对整体盈余管理行为的影响分析
变量名
模型（Ⅰ）模型（Ⅱ）
回归系数t检验值回归系数t检验值
常数项0.0620.8780.502＊＊＊ 6.787 OWNEＲSHIP0.026 1.182
SALAＲY－0.052＊＊＊－14.687 TOP5－0.036＊＊－2.094－0.036＊＊－2.113 BHSHAＲE－0.044＊＊＊－4.472－0.034＊＊＊－3.640 NOA0.000－0.194－0.003－1.331 SIZE0.0010.3640.017＊＊＊ 5.237 MB－0.023＊＊＊－13.961－0.022＊＊＊－13.639 LEV0.355＊＊＊12.0320.349＊＊＊11.953 LTA－0.234＊＊＊－14.650－0.258＊＊＊－16.236 TUＲNOVEＲ0.008 1.1180.015＊＊ 2.104 SUSPECT0.074＊＊＊ 6.8140.060＊＊＊ 5.555 MAＲKET_SHAＲE－0.404＊＊＊－4.387－0.370＊＊＊－4.071
（续表）
变量名
模型（Ⅰ）模型（Ⅱ）
回归系数t检验值回归系数t检验值
年度效应控制控制
行业效应控制控制
调整后Ｒ20.0510.070
F值19.739＊＊＊27.046＊＊＊
观测值1076810768
注：＊＊＊，＊＊，*分别表示双尾检验在1%，5%，10%水平上显著。
从表9可以看到，模型（Ⅰ）中管理层持股比例变量OWNEＲSHIP的回归系数0.026的t检验值仅为1.182，在10%水平上不显著，而模型（Ⅱ）中管理层货币薪酬变量SALAＲY的回归系数－0.052在1%水平上显著为负，因此管理层持股对整体盈余管理的影响不显著，此时真实盈余管理下降幅度与应计盈余管理上升幅度没有显著差异，即管理层股权激励效果不佳，难以降低整体盈余管理操纵程度；而管理层货币薪酬激励能显著降低整体盈余管理行为，此时真实盈余管理下降幅度显著高于应计盈余管理上升幅度，即管理层货币薪酬激励整体上表现为利益趋同效应。从这一点来说，对管理层进行货币薪酬激励比股权激励的效果更好，因为它会降低整体盈余管理行为，产生利益趋同效应，对公司价值提升产生显著促进作用。此外，还需要指出的是，尽管管理层股权激励下真实盈余管理下降幅度与应计盈余管理上升幅度没有显著差异，但由于真实盈余管理比应计盈余管理对企业造成的伤害程度更大，因此总的来说，实行股权激励对企业整体也是有益的，能提升企业价值，只是其激励效果弱于货币薪酬激励。
研究结论及政策建议
尽管目前已经有较多文献考察了管理层持股及货币薪酬激励对盈余管理行为的影响，但这些研究基本都以应计盈余管理为对象，缺少以真实盈余管理为对象的成果。本文以2002－2011年的中国上市公司为研究样本，考察了管理层激励对应计与真实盈余管理行为的影响，研究结果表明：管理层持股比例与货币薪酬总额均与真实盈余管理显著负相关，与应计盈余管理显著正相关，因此尽管管理层激励能有效抑制真实盈余管理行为，但机会主义效应会导致管理层进行较多的应计项目操纵。由于董事、高管人员及监事的代理成本不同，股权或货币薪酬激励对三类管理人员的作用也不同，相比之下，对董事及高管人员的激励作用更加明显，而对监事的激励效果则不显著。为了考察前述结果是否在不同的内外部治理环境中仍然显著存在，按照终极控制人性质、股权激励改革及投资者保护程度对整体样本进行了分组检验，发现前述关系在不同的内外部治理环境中均存在。此外，盈余管理对管理层激励影响的反向因果关系导致的内生性问题也通过了稳健性检验。最后检验发现管理层持股对整体盈余管理的影响不显著，此时真实盈余管理下降幅度与应计盈余管理上升幅度的差异不显著；但管理层货币薪酬总额能显著减少整体盈余管理行为，即此时真实盈余管理下降幅度显著高于应计盈余管理上升幅度，因此综合来说管理层货币薪酬激励表现为利益趋同效应，提升了上市公司价值。
由于我国上市公司管理层激励水平与国外有较大差距，依据本文研究结论，可以提出如下对策建议：第一，本文发现管理层持股能抑制真实盈余管理行为，提高公司整体治理效果，因此应该进一步在上市公司中推进股权激励改革，虽然2006年中国证监会就颁布了《上市公司股权激励管理办法（试行）》，但截止到目前真正实行股权激励改革的上市公司并不多，需要加快进度。第二，本文发现除了股权激励外，货币薪酬激励的治理效果也比较好，因此对于目前实行股权激励改革有一定难度的上市公司来说，加大货币薪酬激励力度，将会是一种不错的激励手段。第三，本文发现对不同类型的管理层进行激励时效果有显著差异，因此上市公司股东可以根据董事、高管人员及监事的不同治理特点采用不同的激励方案，从而充分发挥各自的治理作用，减少盈余管理行为，增加会计信息透明度，最终提升企业价值。
参考文献：
［1］Jensen M．C．，Meckling W．H．Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency Costs and Ownership Structure［J］．Journal of
［2］Cheng Q．，Warfield T．Equity Incentives and Earnings Management［J］．The AccountingＲeview，2005，80（2）：441-476
［3］Bergstresser D．，Phillippon T．CEO Incentives and Earnings Management［J］．Journal of Financial Economics，2006，80（3）：511-529
［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［J］．南开管理评论，2007，10（6）：55-61
［5］傅颀，邓川．高管控制权、薪酬与盈余管理［J］．财经论丛，2013，171（7）：66-72
［6］WattsＲ．，Zimmerman J．Positive Accounting Theory［M］．Englewood Cliff：Prentice Hall，1986
［7］Wongsunwai W．The Effect of External Monitoring on Accrual-Based andＲeal Earnings Management：Evidence from Venture-Backed Initial Public Offerings［J］．Contemporary AccountingＲesearch，2013，30（1）：296-324
［8］李彬，张俊瑞．实际活动盈余管理的经济后果研究：来自销售操控的证据［J］．管理评论，2010，22（9）：84-92
［9］李彬，张俊瑞，曾振．实际活动操控、应计项目操控与会计弹性［J］．管理评论，2011，23（11）：160-168
［10］李增福，董志强，连玉君．应计项目盈余管理还是真实活动盈余管理？———基于我国2007年所得税改革的研究［J］．管理世界，2011，（1）：121-134
［11］Cohen D．A．，Dey A．，Lys T．Z．Ｒeal and Accrual-Based Earnings Management in the Pre-and Post-Sarbanes-Oxley Periods ［J］．T he AccountingＲeview，2008，83（3）：757-787
［12］Chi Wuchun．，Ling L．，Mikhail P．Is Enhanced Audit Quality Associated with GreaterＲeal Earnings Management？［J］．Ac-counting Horizons，2011，25（2）：315-335
［13］Zhao Y．J．，Chen K．H．，Zhang Y．Q．，et al．Takeover Protection and Managerial Myopia：Evidence fromＲeal Earnings Man-agement［J］．Journal of Accounting and Public Policy，2012，31（1）：109-135
［14］Jiang Fuxiu．，Zhu Bing．，Huang Jicheng．CEO’s Financial Experience and Earnings Management［J］．Journal of Multinational Financial Management．2013，23（3）：134-145
［15］Hong Y．T．，Huseynov F．，Zhang W．Earnings Management and Analyst Following：A Simultaneous Equations Analysis［J］．Financial Management，2014，forthcoming
［16］Achleitner A．K．，Guenther N．，Kaserer C．，et al．Ｒeal Earnings Management and Accrual-Based Earnings Management in Family Firms［J］．European AccountingＲeview，2014，forthcoming
［17］Doukakis L．C．The Effect of Mandatory IFＲS Adoption onＲeal and Accrual-Based Earnings Management Activities［J］．Journal of Accounting and Public Policy，2014，forthcoming
［18］杨兴全，张丽平，吴昊旻．控股股东控制、管理层激励与公司过度投资［J］．商业经济与管理，2012，22（10）：28-39
［19］Datta S．，Iskandar-Datta M．，Ｒaman K．Executive Compensation and Corporate Acquisition Decisions［J］．Journal of Finance，2001，56（6）：2299-2336
［20］Barker V．L．，Mueller G．C．CEO Characteristics and FirmＲ＆D Spending［J］．Management Science，2002，48（6）：782-801［21］Habib M．A．，Ljungqvist A．P．Firm Value and Managerial Incentives：A Stochastic Frontier Approach［J］．Journal of Busi-ness，2005，78（6）：2053-2093
［22］王燕妮．高管激励对研发投入的影响研究———基于我国制造业上市公司的实证检验［J］．科学学研究，2011，29（7）：1071-1078
［23］辛清泉，林斌，王彦超．政府控制、经理薪酬与资本投资［J］．经济研究，2007，（8）：110-122
［24］王燕鸣，蒋运冰．薪酬激励、雇佣风险和预期偏差对我国开放式基金风险调整行为的影响［J］．管理评论，2013，25（11）：12-22
［25］周嘉南，雷霆．股权激励影响上市公司权益资本成本了吗？［J］．管理评论，2014，26（3）：39-52
［26］Cohen D．，Zarowin P．Accrual-based andＲeal Earnings Management Activities around Seasoned Equity Offerings［J］．Journal of Accounting and Economics，2010，50（1）：2-19
［27］Kim J．B．，Sohn B．C．Ｒeal Earnings Management and Cost of Capital［J］．Journal of Accounting and Public Policy，2013，32（6）：518-543
［28］Cohen D．，Zarowin P．Earnings Management and Excess Investment：Accrual-Based versusＲeal Activities［Ｒ］．New York Uni-versity Working Paper，2009
［29］李凯，邹怿．金字塔控制、管理层持股与公司全要素生产率———来自中国制造业国有上市公司的经验证据［J］．预测，2010，29（2）：13-20
［30］WattsＲ．L．，Jerold L．Zimmerman．Towards a Positive Theory of the Determination of Accounting Standards［J］．The Account-ingＲeview，1978，53（1）：112-134
［31］陈胜蓝，卢锐．新股发行、盈余管理与高管薪酬激励［J］．管理评论，2011，23（7）：155-162
［32］Zang A．Y．Evidence on the Trade-Off betweenＲeal Activities Manipulation and Accrual-Based Earnings Management［J］．The AccountingＲeview，2012，87（2）：675-703
［33］谢柳芳，朱荣，何苦．退市制度对创业板上市公司盈余管理行为的影响———基于应计与真实盈余管理的分析［J］．审计研究，2013，（1）：95-102
［34］李增福，林盛天，连玉君．国有控股、机构投资者与真实活动的盈余管理［J］．管理工程学报，2013，27（3）：35-44
［35］Osma B．G．Board Independence andＲeal Earnings Management：The Case ofＲ＆D Expenditure［J］．Corporate Governance：An InternationalＲeview，2008，16（2）：116-131
［36］高雷，张杰．公司治理、机构投资者与盈余管理［J］．会计研究，2008，（9）：64-72
［37］Jones J．Earnings Management during ImportＲelief Investigations［J］．Journal of AccountingＲesearch，1991，29（2）：193-228［38］Ｒoychowdhury S．Earnings Management throughＲeal Activities Manipulation［J］．Journal of Accounting and Economics，2006，42（3）：335-370
［39］李增福，曾庆意，魏下海．债务契约、控制人性质与盈余管理［J］．经济评论，2011，172（6）：88-96
［40］李彬，张俊瑞，郭慧婷．会计弹性与真实活动操控的盈余管理关系研究［J］．管理评论，2009，21（6）：99-107
［41］樊纲，王小鲁，朱恒鹏．中国市场化指数———各地区市场化相对进程2011年报告［M］．北京：经济科学出版社，2011［42］宋建波，田悦．管理层持股的利益趋同效应研究———基于中国A股上市公司盈余持续性的检验［J］．经济理论与经济管理，2012，（12）：99-109
［43］陈冬华，陈信元，万华林．国有企业中的薪酬管制与在职消费［J］．经济研究，2005，（2）：92-101
［44］周仁俊，杨战兵，李礼．管理层激励与企业经营业绩的相关性———国有与非国有控股上市公司的比较［J］．会计研究，2010，（12）：69-75
［45］Badertscher B．Overvaluation and the Choice of Alternative Earnings Management Mechanisms［J］．The AccountingＲeview，2011，86（5）：1491-1518
EmpiricalＲesearch about the Influence of Management Incentives on the
Accrual Earnings Management andＲeal Earnings Management
Yuan Zhizhu，Hao Wenhan and Wang Zeshen
（School of Business Administration，Northeastern University，Shenyang110004）
Abstract：Existing literature examining the relationship between management incentives and earnings management basically focus on ac-crual earnings management；the paper extends the study range to another important alternative earnings management type，namely real earnings management．Using Chinese listed companies from2002to2011as samples，it examines the influence of management incen-tives on the accrual earnings management and real earnings management．The empirical results show that：managerial ownership and total remuneration are significantly negatively correlated with real earnings management and positively correlated with accrual earnings manage-ment．Thus although management equity incentives and monetary compensation could induce the accrual earnings management，the inter-est convergence effect of real activities manipulation dominate its opportunistic behavior effects．The test results in detail according to the management class find that the significant substitution relationship exists when the management is board of directors or senior executives，but not for the board of supervisors．The sub－sample test results according to the classification of ultimate controller，equity incentive reforms and investor protection level find that the above relationship exists in different internal and external governance environments．Fi-nal inspection shows that the effect of managerial ownership on overall earnings management is not significant，but management total re-muneration can significantly reduce overall earnings management behavior，namely that the decline of real earnings management is signif-icantly higher than the rise of accrual earnings management．
Key words：managerial ownership，management total remuneration，real earnings management，accrual earnings management