高管增持、高管减持与盈余管理行为研究

高管增持、高管减持与盈余管理行为研究

一、高管持股的解决模式公司的两权分离促进了公司的发展，对公司也产生了不可忽视的负面影响。由于控制权和索取权的分离以及所有者和管理者之间的信息不对称衍生出了现代企业的委托代理问题,比如经营者通常会通过偷懒(斯密,1776)、投资不足或投资过度(Holmstrong和Weiss,1985;Jensen,1986;辛清泉等,2007)、并购(张鸣和郭思永,2007)等方式追求个人利益最大化,从而使所有者权益受损,为了解决这些问题,许多公司通过管理层持股方式来解决代理问题。然而,高管持股能否解决代理问题在理论上仍然存在着争论。管理层权力论认为公司治理结构不完善的情况下,高管持股可能加剧委托代理问题,只有完善的公司治理结构才能在根本上解决委托代理问题。随着我国市场经济体制的改革,我国上市公司借鉴国外的经验,在上市公司也实施了高管持股激励机制。国内现有文献对高管持股问题也进行了大量实证研究,但对高管增持或减持行为很少进行研究。近年来,许多上市公司的高管频繁地进行增持或减持,在这一过程中,高管是否存在通过盈余管理操控股价来获得自身利益最大化的行为?如果高管在增、减持过程中存在着盈余管理行为,市场能否识别这一行为并给予相应的市场反应?本文试图研究的内容包括:(1)上市公司高管增持或减持会带来何种市场反应,对上市公司股价会带来何种影响?(2)上市公司高管是否会出于增持或减持动机,进行盈余操纵?(3)当上市公司高管增持股份或减持股份企图通过盈余管理手段来误导市场定价时,市场能否识破这一行为并正确评估公司价值?这些问题的研究对于规范上市公司高管持股机制,保护上市公司投资者的利益,促进我国资本市场健康、可持续发展提供理论基础和借鉴意义。二、对公司高管持股行为的评估在委托代理关系下,委托人和代理人之间存在着信息不对称现象,在信息获取方面,高管层控制着企业经营活动的全过程,处于信息优势地位,通常比会计信息使用者了解更多关于企业生产经营活动的信息,即使对公开披露的会计信息,上市公司高层管理人员通常也比外部会计信息使用者有更深刻的理解。Jog(1999)的研究发现,信息不对称会导致企业价值被低估或高估。Leland和Pyle(1977)的研究结果表明通过高管持股可以降低信息不对称的严重程度。已有文献表明,上市公司的高管行为具有信号传递的功能,投资者能够以高管的决策为信号搜集更充分的信息并对过去的决策进行修正,市场能过正确识别高管的行为。研究发现,高管增持时会进行向下的盈余操纵,而高管减持时会进行向上的盈余操纵;市场对高管增持进行的盈余管理给予正面的反应,而对高管减持进行的盈余管理给予负面的反应。正是由于资本市场上存在着信息不对称现象,上市公司高层管理人员才有可能利用自身的信息优势来做出对高管有利的决策。我们根据信号传递理论及理性经济人假设,高管增持或减持都是出于自身利益最大化的考虑:一般来说,当公司价值被市场低估时,高管层会利用自身信息优势增持公司股数;而当公司价值被市场高估时,高管层利用内部信息优势减持公司股数。投资者可以根据高管增持或减持股票的信号重新对公司的价值作出评估,可以预期,市场对高管增持公司会做出正面反应,对高管减持公司会做出负面反应。由此,我们提出研究假设一:市场对高管增持公司会做出正面反应,对高管减持公司会做出负面反应。国内外学者对高管持股行为的研究主要从盈余管理的角度进行了考察,并取得了丰硕的研究成果。Jensen和Meckling(1976)认为,高管持有上市公司的股票可以使其与公司价值趋于一致,从而在一定程度上降低代理成本。Warfield(1995)的研究也表明当管理层持股数增多时,公司的代理成本有所下降,公司的盈余操纵程度也相应降低。这些文献表明上市公司高管持股的正面影响,相反,也有大量文献发现高管持股可能会通过公司高层管理人员的盈余管理来获取股票收益,谋求自身利益。Richardson(1998)认为投资者可以通过企业财务报告及其他公开信息对企业做出投资决策行为,外部充分的信息资源可以有效地监管公司高管的行为,但是信息不对称降低了监管的有效性,成为影响盈余管理的一个重要因素,实证研究发现,信息不对称与盈余管理水平有显著的正相关关系。Trueman和Titman(1988)研究发现,当管理层具有一些内部信息时,管理者更有可能进行盈余管理。我国大量学者也对上市公司高管持股问题进行了理论分析和实证研究,并形成了大量值得借鉴的研究成果。唐英凯(2008)实证研究表明,目前我国的薪酬激励具有显著的管理层激励效果,但是股权激励在我国的应用还十分有限,效果并不明显。毛洪安(2008)研究了高管持股与上市公司盈余质量关系,研究发现,高管持股相对集中在一定程度上有利于提高盈余质量。高管持股比例与盈余管理之间呈U型分布,在持股比例较低的上市公司,高管持股比例的增加会使其与股东利益趋于一致,盈余管理的程度较低,上市公司的盈余质量较高,这主要是由于高管对上市公司的控制能力较弱,进行盈余操纵的能力有限。当高管持股比例达到一定程度时,高管对上市公司的控制力不断增强,上市公司高管为了获取私人收益,会运用信息优势和各种不正当的手段进行盈余管理。上市公司高管进行盈余管理的最终目的是使其自身利益最大化,这必然会牺牲上市公司投资者的利益。胡继之(1999)和王松华(2007)对我国上市公司高管持股进行了研究,研究发现上市公司高管存在着短期行为及盈余管理的动机。国内外研究文献表明,高管层作为有限理性经济人,为了追求自身效用最大化,利用其实际控制优势,必定会选择使其效用最大化的会计政策:如果为了增持公司股份,高管会尽可能进行向下的盈余操纵,从而使得其增持股份的成本较低;如果为了减持公司股份,高管会进行向上的盈余管理,使得自身收益最大化。因此,我们提出假设二:高管增持或减持会产生盈余管理行为,即高管增持上市公司股份时会进行向下的盈余操纵,高管减持时会进行向上的盈余操纵。Grossman和Stiglitz(1980)认为,投资者会花费精力和成本搜集信息,掌握上市公司高管的行为产生的经济后果。当投资者意识到上市公司高管通过盈余操纵的手段来使公司价值偏离正常价值时,投资者会收集信息来缩小和上市公司高管之间的信息不对称。根据有效市场理论,投资者能够识别上市公司高管的盈余管理行为:如果高管通过盈余管理能够真实地增加上市公司的价值,投资者能够看穿公司的行为并作出无偏反应,应该给予积极的市场反应;反之,如果上市公司高管通过盈余管理的手段实现自身利益最大化而损害了投资者的利益,投资者能够通过“用脚投票”的方式对上市公司高管盈余操纵的行为进行惩罚。Biddle和Lindahl(1992)、Pincus(1997)研究发现样本公司通过后进先出进行避税的盈余管理行为得到了正面的市场反应,这种方式真实地增加了上市公司的价值。Shane和Stock(2006)以税率发生变化的上市公司为样本,对样本公司的盈余管理行为进行了研究,研究发现,资本市场能够及时地根据对公司避税动因盈余管理行为的识别而调整自己的盈利预期。在委托代理关系下,委托人和代理人之间存在着信息不对称现象,在信息获取方面,高管层控制着企业经营活动的全过程,处于信息优势地位,通常比会计信息使用者了解更多关于企业生产经营活动的信息,即使对公开披露的会计信息,上市公司高层管理人员通常也比外部会计信息使用者有更深刻的理解。在资本市场有效的前提下,如果上市公司高管通过盈余管理的手段来操纵上市公司的盈余而不是真正提升企业价值,那么投资者会通过出售该公司股票等方式惩罚高管的行为,即投资者对高管的行为做出负面的市场反应。上市公司高管增持或减持股份是基于市场高估或低估公司价值的情形下做出增减持决策的,公司高管通过增持公司股票使得高管与公司的利益趋于一致,有利于公司价值的提升,因此,高管出于增持的目的会将当期盈余向下期转移,如果投资者能够有效地识别高管的这种盈余管理行为,那么就应该对高管增持的盈余管理行为做出正面的市场反应。而高管减持出于自身利益的考虑,进行向上盈余管理的目的是为了获得更多的私人收益,这必然会损害其他投资者的利益,因此投资者会“惩罚”高管的这种行为,即投资者对其作出负面的市场反应。因此,我们提出研究假设三:市场对高管增持进行的盈余管理给予正面的反应,而对高管减持进行的盈余管理给予负面的反应。三、研究设计(一)样本数据的筛选本文选取沪深A股上市公司为研究对象,对高管增持或减持股票的市场反应、盈余管理及其经济后果进行了研究。高管增持或减持股票的数据通过内部交易数据库及上市公司公告与年报进行手工收集和判断,并对数据进行了如下筛选:(1)剔除金融类上市公司;(2)剔除股份变动不属于高管股份变动的上市公司;(3)考虑到样本数中存在同一上市公司在同一交易日多名高管增持或减持的情况,将增持或减持的数据进行合并,作为一个样本数;(4)由于样本中只有一家上市公司存在IPO行为,故将其剔除;(5)同一家上市公司一个月内发生多次增持或减持的行为,剔除既有增持又有减持的样本数,将剩余的样本进行合并。经过筛选后获得1212家样本数。另外选取了同行业同规模上市公司796家作为对比组。其他财务数据和股价数据来源于CSMAR数据库和CCER数据库。(二)盈余管理duysEaston和Harris(1991)认为盈余水平与盈余变动能更好解释股票的报酬率,因而他们建立了包含盈余水平和盈余变化在内的报酬模型。因此,本文借鉴报酬模型(Easton和Harris,1991)来检验高管增持或减持的经济后果。这里借鉴Teohetal.(1998a、1998b)、蔡宁和魏明海(2009)的研究方法确定高管增持或减持最可能进行盈余管理的财务期间,以高管增持或减持当月为第0月,RETt为高管增持(或减持)前10个月至增持(或减持)后1个月的累计报酬率;Dummy0为虚拟变量,当高管增持时为1,否则为0;Dummy1为虚拟变量,当高管减持时为1,否则为0;EPS-10/P-10上市公司第-10月所在年度股票的基本每股收益除以第-10月初股票的开盘价;ΔEPS-10/P-10上市公司第-10月所在年度股票的ΔEPS除以第-10月初股票的开盘价。本文预期,市场对高管增持公司会作出正面反应,对高管减持公司会作出负面反应,即Dummy0的系数显著为正,Dummy1的系数显著为负。国外的研究结果显示,公司的盈余管理行为主要基于契约安排(管理报酬契约、债务契约)动因、政治成本动因以及资本市场动因,这些动因都会不同程度地影响和制约公司基于避税动因的盈余管理。国内的实证研究成果表明,契约安排动因、政治成本动因总的来说不如资本市场动因明显(张菊香,2007),所以我们结合国内情况,加入了资本市场动因变量。国内基于资本市场动因的盈余管理研究涉及的变量主要包括IPO变量、扭亏变量和利润平滑变量。DA为操控性应计利润,由于截面的Jones模型能够更好地反映公司盈余管理行为,因此,本文采用此模型计算上市公司的盈余管理程度;Dummy0为虚拟变量,当高管增持时为1,否则为0;Dummy1为虚拟变量,当高管减持时为1,否则为0。本文预期当高管增持时,上市公司更可能进行向下的盈余操纵,因此Dummy0的系数显著为负;当高管减持上市公司股份时,上市公司高管会进行向上的盈余操纵,因此预期Dummy1的系数在统计上显著为正。Lev为资产负债率,根据实证会计理论三大假设,资产负债率越高,上市公司越有可能进行盈余管理,因此Lev系数预期为正;Size为公司规模变量,以资产总额的自然对数计量,控制公司规模引发的外部监管对盈余管理的影响(Dechow和Dichev,2003)。另外,国内已有研究表明,扭亏(陆建桥,1999;李增泉,2001;陆宇建,2003)、平滑利润使上市公司有动机进行盈余管理,因此Loss和ΔEPSt/Pt-1的系数预期显著为正。RETt为高管增持(或减持)前10个月至增持(或减持)后1个月的累计报酬率;Dummy2和Dummy3为虚拟变量,用来衡量上市公司高管增减持过程是否进行盈余管理。这里借鉴Guenther(1994)的方法,先将操控性应计利润标准化,即操控性应计利润/操控性应计利润的标准差,标准化后的值为V。如果高管增持时,会低报公司利润,此时V值小于1,Dummy2取1,否则为0;而公司高管减持时,会虚增公司利润,此时V值大于1,Dummy3取1,否则为0。如果上市公司在增持过程中进行盈余管理,那么市场会对高管增持动因的盈余管理做出正面的反应,即交互项的系数应该为正,并且统计上显著;反之,市场对高管减持公司会做出负面的反应,交互项的系数应该显著为负。EPS-10/P-10上市公司第-10月所在年度股票的基本每股收益除以第-10月初股票的开盘价;ΔEPS-10/P-10上市公司第-10月所在年度股票的ΔEPS除以第-10月初股票的开盘价。模型设计中主要变量及其定义见表1。四、上市公司高管增持或把小为了研究高管增持或减持行为所产生的经济后果,本文搜集了2006年至2009年共四年的数据(见表2),通过对上市公司高管增持或减持的样本数统计可以看出,2006年上市公司高管持股发生变动样本数是42家,2007年高管持股变动样本数为352家,至2009年上市公司高管持股变动数合计1212家。究其原因:(1)我国上市公司进行股权分置改革以来,直至2006年才有部分上市公司股票由非流通股变成流通股,这为上市公司高管增持或减持行为创造了条件;(2)上市公司高管在增持或减持过程中,才有可能利用其控制力谋求自身利益的最大化。因此,我们可以初步预计上市公司高管增持或减持都是出于自身利益最大化的考虑,投资者可以根据高管的增减持行为做出相应的决策,从而使资本市场能够正确评估上市公司的真实价值。从表2中我们还可以发现,除了2006年以外,在2007年至2009年期间,上市公司高管减持样本数要远远大于上市公司增持样本数。由于我国证券市场的不成熟以及我国上市公司治理机构不完善等多方面的原因,高管能够在增持或减持上市公司股票过程中进行盈余管理,使其利益最大化。Park(2004)对上市公司高管出售股权行为进行了研究,研究发现如果高管计划在后续期间出售股票,那么就可能通过调整操控性应计来操控利润,达到报告较高当期会计盈余的目的。Perry和Willianms(1999)发现高管为了降低收购股权的成本,在进行收购前,上市公司有可能报告较高的负的非预期应计。高管减持上市公司股份可以直接实现自我财富的增加,并能迅速将上市公司股票转化成货币形式,而高管增持后需要在较长一段时间内增加上市公司的市场价值,通过合适的机会将增持的股票出售获得收益。可以看出,上市公司高管减持股票可以比增持更为迅速地实现自身利益,这是上市公司减持样本数远远大于增持样本数的重要原因。(一)盈余分析结果本文对全部样本的主要变量进行了描述性统计,描述性统计结果如表3所示。从表3中可以看出:我国上市公司的累计报酬率平均值为0.797,标准偏差为1.167,最小值为-0.814,最大值为6.778,累计报酬率水平总体上差异较大。Dummy0的均值为0.525,Dummy1的均值为0.111。我国上市公司盈余水平总体上较低,平均仅为1.78%;盈余变动水平均值为-0.54%,说明我国上市公司的盈利水平不高。反映上市公司盈余操作程度的指标——是操控性应计利润变量的均值为-0.074,最小值为-2.416,最大值为2.958,说明我国上市公司盈余操纵现象普遍存在。(二)高管增持、把控效率作为检验结果表4和表5分别对模型一、模型二进行了相关性检验。从表4中看出,高管增持行为与上市公司累计报酬率具有显著的正相关关系,高管减持行为与累计报酬率呈负相关关系,并且在1%的水平下显著相关。这说明上市公司高管增持与累计报酬率存在显著的相关性,说明上市公司高管增持行为得到市场的正面反应;而高管减持行为得到市场的负面反应。从相关矩阵来看,模型中所涉及到的各自变量之间相关系数的绝对值最大的为EPS-10/P-10和ΔEPS-10/P-10的相关系数,其绝对值为0.233,小于0.3。因此,模型一中各自变量之间是一种弱相关关系,可以将这些自变量放入同一个模型中进行多元回归分析。从表5中可以看出:高管增持、减持与操控性应计利润的相关系数分别为-0.100和0.054,且在1%的显著性水平上显著相关,这表明高管增减持过程中会对上市公司进行盈余管理,达到操控当期会计盈余的目的,这一相关性检验结果进一步验证了现有文献(Park,2004;Perry和Willianms,1999)的研究结论。其他变量的相关性检验也与现有的研究文献相一致。(三)高管增持行为与盈余管理的回归分析这里对模型进行多元回归分析,进一步分析模型因变量与解释变量之间的相关关系。表6是多元回归分析的结果,通过表6中的回归结果可以对研究模型进行更详细的分析。在多元回归分析时,本文对多重共线性进行了检验,方差膨胀因子VIF值远低于10,容忍度Torlerance远大于0.1,这说明各变量之间不存在多重共线性问题,可以对模型中的变量进行多元回归分析。本文建立了三个计量模型来检验研究假设,模型一和模型三的被解释变量是RET,而模型二的被解释变量是DA。表6“全体样本多元回归结果”报告了回归结果。该表第一列报告了解释变量及计量模型的截距项,回归系数和T统计量在对应的一行中,第二列至第四列报告了这三个模型的回归结果,所有模型都通过了多重共线性检验,在文中未给出具体检验结果。我们首先来看对假设一的检验,模型一显示上市公司累计报酬率对高管增持行为具有正的回归系数0.103,T统计量为3.52,在1%的显著性水平上显著;而累积报酬率对高管减持行为具有负的系数-0.171,T统计量为-5.89,在1%的显著性水平上显著。这验证了本文的第一个假设,说明我国上市公司高管增持行为产生正面的市场反应,而高管减持行为产生负面的市场反应。这也说明了高管的增持或减持行为对投资者而言具有信号传递功能,投资者能够对高管持股变动行为做出相关反应。模型一中控制变量盈余水平与累计报酬率在1%的显著性水平上正相关,盈余变动在1%的显著性水平上显著负相关,这与前人研究的结论是一致的,说明上市公司的盈余水平越高,公司的价值也就越高;上市公司的盈余变动越不稳定,公司的价值也相应地降低。模型二检验了高管增持或减持过程中是否会进行盈余管理,Dummy0的系数为-0.042,并在1%的显著性水平上显著,这说明高管增持过程中,为了追求自身利益最大化,会通过对会计政策的选择进行向下的会计盈余管理,从而使其增持的成本降低;Dummy1的系数为0.068,T值为7.61,表明高管减持与盈余管理之间显著正相关,即高管为了减持公司股份,高管会进行向上的盈余管理,从而期望获得更高的收益。其他控制变量如盈余变动与操控性应计利润之间负相关,但是在统计上并不显著。Lev与因变量之间正相关,说明资产负债率越高,上市公司越有可能进行盈余管理,但是统计上不显著。Size与因变量之间呈现负相关关系,并且在1%的显著性水平上显著,已有文献也表明公司规模越大,越容易受到外在的监管,从而使其盈余操控的程度降低。Loss与因变量之间的相关系数为0.122,说明亏损公司存在盈余管理的动机,并通过盈余管理进行扭亏。这些控制性变量的回归结果与已有文献相一致。本文研究了高管增持或减持过程