一、引言
會(huì)計(jì)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(bào)財(cái)務(wù)事實(shí)的行為，包括金額或披露內(nèi)容的漏報(bào)。近年來國內(nèi)外資本市場頻繁發(fā)生上市公司會(huì)計(jì)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?yàn)槿绱?，使得我們不得不反思?huì)計(jì)舞弊的原因以抑制會(huì)計(jì)舞弊的發(fā)生。影響和抑制公司會(huì)計(jì)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(lì)是一種使得管理者道德風(fēng)險(xiǎn)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(lì)在對(duì)提高公司業(yè)績的發(fā)揮著重要作用的同時(shí)，也加大了經(jīng)營者舞弊的動(dòng)機(jī)。股權(quán)激勵(lì)作為解決代理問題的一種有效長期激勵(lì)方式，其實(shí)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(lì)與會(huì)計(jì)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(jià)值在股票價(jià)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(jià)值在股票價(jià)格變化1％的情況下的變化）作為股權(quán)激勵(lì)變量，通過對(duì)1996年1月至2003年11月被SEC確認(rèn)為會(huì)計(jì)舞弊公司進(jìn)行Logistic回歸，實(shí)證檢驗(yàn)表明高管股權(quán)激勵(lì)與會(huì)計(jì)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(xiǎn)有利于公司治理還是不利于公司治理兩種觀點(diǎn)，對(duì)1996年至1999年65家被發(fā)現(xiàn)進(jìn)行財(cái)務(wù)業(yè)績錯(cuò)報(bào)及65家沒有被發(fā)現(xiàn)有錯(cuò)誤的美國上市公司進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明CEO股票期權(quán)既有可能增加財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊，又有可能減少財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊，取決于CEO是否兼任董事會(huì)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(shí)施基于業(yè)績的薪酬計(jì)劃會(huì)誘導(dǎo)管理者虛報(bào)業(yè)績。Dechow， Sloan和Sweeney（1996）通過對(duì)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(lì)計(jì)劃。
國內(nèi)對(duì)股權(quán)激勵(lì)的影響的研究主要集中在其對(duì)公司業(yè)績的影響上，如顧斌、周立燁（2007）通過對(duì)56家2002年以前實(shí)施股權(quán)激勵(lì)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(shí)證分析得出股權(quán)激勵(lì)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(lì)模式具有不同的激勵(lì)效應(yīng)。張俊瑞、趙進(jìn)文和張建（2003）通過對(duì)127家上市公司2001年的年報(bào)數(shù)據(jù)運(yùn)用經(jīng)典回歸分析技術(shù)對(duì)我國上市公司高級(jí)管理人員的薪酬、持股等激勵(lì)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(shí)證分析，結(jié)果表明高級(jí)管理人員的薪酬的對(duì)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(yàn)證據(jù)來考察高級(jí)管理層激勵(lì)與公司經(jīng)營績效的關(guān)系，研究結(jié)果表明高級(jí)管理人員的持股沒有達(dá)到預(yù)期的激勵(lì)效果，它僅僅是一種福利制度安排。李增泉（2000）以1999 年年報(bào)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(yàn)發(fā)現(xiàn)中國上市公司經(jīng)理人員的年度報(bào)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(lì)作用。周建波、孫菊生（2003）以34家已經(jīng)對(duì)經(jīng)營者進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)的上市公司為樣本，運(yùn)用實(shí)證檢驗(yàn)考察公司治理特征、經(jīng)營者股權(quán)激勵(lì)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(lì)增加的持股數(shù)顯著正相關(guān)；對(duì)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(lì)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(lì)與盈余管理、財(cái)務(wù)重述等的關(guān)系的研究，如胡國強(qiáng)、彭家生（2009）通過實(shí)證研究表明股權(quán)激勵(lì)與財(cái)務(wù)重述顯著正相關(guān)，實(shí)施基于股價(jià)的股權(quán)激勵(lì)公司發(fā)生財(cái)務(wù)重述的可能性要高于實(shí)施基于業(yè)績的股權(quán)激勵(lì)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(dòng)機(jī)被大大弱化了，對(duì)持有股票期權(quán)的經(jīng)營者操縱股價(jià)的擔(dān)心并不是完全必要。
綜上所述，學(xué)術(shù)界多從實(shí)證的角度研究高管股權(quán)激勵(lì)的效果，而實(shí)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(lì)與會(huì)計(jì)舞弊的文獻(xiàn)較少，且沒有一致的結(jié)論。雖然盈余管理、財(cái)務(wù)重述與會(huì)計(jì)舞弊有相同之處，但還是有很大的區(qū)別的， 因此有必要對(duì)高管股權(quán)激勵(lì)與會(huì)計(jì)舞弊作進(jìn)一步的研究，以為抑制會(huì)計(jì)舞弊提供合理的經(jīng)驗(yàn)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(lì)的代理變量，對(duì)我國滬深兩市上市公司高管股權(quán)激勵(lì)與會(huì)計(jì)舞弊的相關(guān)問題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)、分析與評(píng)價(jià)。
三、研究假設(shè)
關(guān)于股權(quán)激勵(lì)與會(huì)計(jì)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(duì)管理層實(shí)施股權(quán)激勵(lì)時(shí)，經(jīng)理人可能有較大的動(dòng)機(jī)去采取在職消費(fèi)等損害股東利益的行動(dòng)， 以較小的激勵(lì)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(huì)計(jì)信息以達(dá)到自己利益最大的目的，而實(shí)施股權(quán)激勵(lì)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(huì)計(jì)舞弊的動(dòng)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(jià)高低掛鉤， 管理者為了獲取巨額利潤不惜操縱會(huì)計(jì)報(bào)表， 增加會(huì)計(jì)盈余； 促進(jìn)股價(jià)上漲。 由此假設(shè)：股權(quán)激勵(lì)與會(huì)計(jì)舞弊存在相關(guān)關(guān)系。
四、研究設(shè)計(jì)
（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(huì)計(jì)舞弊公司和非會(huì)計(jì)舞弊配對(duì)公司兩組。
為避免對(duì)會(huì)計(jì)舞弊界定的偏差，本文以中國證監(jiān)會(huì)的處罰公告作為對(duì)上市公司是否舞弊的判斷標(biāo)準(zhǔn)，即本文所指的會(huì)計(jì)舞弊行為是指公司違反《公司法》、《證券法》、證監(jiān)會(huì)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(huì)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(jià)、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(huì)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(huì)計(jì)舞弊樣本。
對(duì)非會(huì)計(jì)舞弊配對(duì)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(duì)公司：1.研究期內(nèi)從未被中國證監(jiān)會(huì)處罰的上市公司；2.與會(huì)計(jì)舞弊公司屬于同一個(gè)行業(yè)（按照證監(jiān)會(huì)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(huì)計(jì)舞弊公司的相關(guān)數(shù)據(jù)為同一會(huì)計(jì)年度；4.與會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)舞弊配對(duì)公司，最終獲得154個(gè)總樣本數(shù)。
本文會(huì)計(jì)舞弊公司的信息來源于證監(jiān)會(huì)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(huì)計(jì)舞弊
本文以虛擬變量FRAUD（0，1）作為度量上市公司會(huì)計(jì)舞弊的因變量，即是否因會(huì)計(jì)舞弊被證監(jiān)會(huì)公開譴責(zé)、批評(píng)或處罰，當(dāng)某一公司在某一年度發(fā)生舞弊時(shí)FRAUD取1，否則取0。
2.解釋變量
由于對(duì)上市公司舞弊行為的發(fā)現(xiàn)具有時(shí)間上的滯后性，本文選取的樣本公司進(jìn)行舞弊的時(shí)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(lì)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(lì)性報(bào)酬。我國高管持股數(shù)量較少，持股比例偏低，從統(tǒng)計(jì)效果看，用該數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證可能會(huì)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(lì)的代理變量，因?yàn)楣芾韺又卸麻L和CEO具有絕對(duì)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(lì)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(duì)被解釋變量的影響， 本文著重考慮了以下幾個(gè)控制變量：
（1）高管前三名薪酬總額（PAYMENT），對(duì)于會(huì)計(jì)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(duì)高管前三名薪酬總額取對(duì)數(shù)進(jìn)行運(yùn)算。高管薪酬作為一種顯性的激勵(lì)機(jī)制，對(duì)高管人員具有重要的影響力，由此預(yù)期進(jìn)行會(huì)計(jì)舞弊的動(dòng)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(duì)數(shù)來衡量，對(duì)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(bào)告《財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊：1987-1997》指出， 舞弊公司的規(guī)模相對(duì)較小，由此預(yù)期進(jìn)行會(huì)計(jì)舞弊的動(dòng)機(jī)與公司規(guī)模反向變動(dòng)。
（3）兩職兼任 （CEO=CHAIR），如果董事長同時(shí)又是CEO，則CEO=CHAIR取1，否則為0。影響董事會(huì)成效的最大因素是它相對(duì)于CEO的獨(dú)立性。董事長同時(shí)也是CEO時(shí)增加了會(huì)計(jì)舞弊的可能性。
（4）董事會(huì)會(huì)議次數(shù)（Nummtgs），即一個(gè)會(huì)計(jì)年度期間舉行的董事會(huì)會(huì)議次數(shù)。董事會(huì)會(huì)議是衡量董事會(huì)行為強(qiáng)度和董事會(huì)監(jiān)督效率的重要因素之一，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)對(duì)會(huì)計(jì)舞弊有較大的影響。而董事會(huì)會(huì)議次數(shù)多可能表明董事會(huì)內(nèi)部溝通有效對(duì)經(jīng)理人的會(huì)計(jì)舞弊行為有較大的威懾力；也可能是對(duì)會(huì)計(jì)舞弊等公司隱患的一種被動(dòng)反應(yīng)。因此假設(shè)董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與會(huì)計(jì)舞弊相關(guān)，但是具體方向有待檢驗(yàn)。
（5）資產(chǎn)回報(bào)率（ROA）， 公司凈利潤與年末資產(chǎn)之比，對(duì)于舞弊公司資產(chǎn)回報(bào)率取其開始舞弊的前一年的數(shù)據(jù)。資產(chǎn)回報(bào)率用來控制公司的財(cái)務(wù)業(yè)績，財(cái)務(wù)業(yè)績不佳的公司可能會(huì)進(jìn)行會(huì)計(jì)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(duì)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(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，財(cái)務(wù)困難的公司會(huì)比沒有財(cái)務(wù)困難的公司有更大的可能性進(jìn)行會(huì)計(jì)舞弊。
五、實(shí)證分析
（一） 描述性統(tǒng)計(jì)
本文首先對(duì)舞弊公司與其配對(duì)公司在CEO 持股增量情況、高管前三名薪酬、兩職兼任、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)等上述各變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析說明， 統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示：
從表1可以看出，1.從均值來看會(huì)計(jì)舞弊公司的高管持股增量情況要略低于非會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)舞弊公司與非會(huì)計(jì)舞弊公司之間的高管前三名薪酬均值與中值略低于非會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)舞弊的動(dòng)機(jī)不應(yīng)該是為了增加其公開性的薪酬。3.從均值看，會(huì)計(jì)舞弊公司的規(guī)模要小于非會(huì)計(jì)舞弊公司的規(guī)模，由于樣本選取的設(shè)計(jì)所以會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)舞弊公司的兩職兼任情況明顯要多于非會(huì)計(jì)舞弊公司的兩職兼任情況。5.董事會(huì)會(huì)議次數(shù)方面，會(huì)計(jì)舞弊公司的會(huì)議次數(shù)均值和中值都高于非會(huì)計(jì)舞弊公司。6.資產(chǎn)回報(bào)率方面，會(huì)計(jì)舞弊公司的資產(chǎn)回報(bào)率無論是均值還是中值都低于非會(huì)計(jì)舞弊公司，且其最小值和最大值也都小于非會(huì)計(jì)舞弊公司。7.資產(chǎn)負(fù)債率方面，會(huì)計(jì)舞弊公司的資產(chǎn)負(fù)債率的均值及中值都要高于非會(huì)計(jì)舞弊公司，且會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)舞弊公司的最大值。
由上述分析可知，對(duì)于兩組公司的指標(biāo)均值來說， 發(fā)生會(huì)計(jì)舞弊公司的兩職兼任情況、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)和資產(chǎn)負(fù)債率要高于非會(huì)計(jì)舞弊配對(duì)樣本公司；高管持股增量情況、高管前三名薪酬、資產(chǎn)回報(bào)率低于非會(huì)計(jì)舞弊配對(duì)樣本公司的情況。從中位數(shù)的比較來看，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)和資產(chǎn)負(fù)債率要高于配對(duì)樣本公司， 舞弊公司高管前三名的薪酬和資產(chǎn)回報(bào)率要低于配對(duì)樣本公司；這些描述性統(tǒng)計(jì)基本上說明筆者的假設(shè)是合理的， 進(jìn)一步的證實(shí)需要在T 值和Z值檢驗(yàn)中得到。統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。
如表2所示，對(duì)會(huì)計(jì)舞弊樣本與非舞弊配對(duì)樣本而言， 不管是T 檢驗(yàn)還是Z 檢驗(yàn)（Wilcoxon 符號(hào)秩檢驗(yàn)）， 公司規(guī)模、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、資產(chǎn)回報(bào)率在會(huì)計(jì)舞弊公司與非會(huì)計(jì)舞弊配對(duì)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(yàn)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(yàn)。這說明在上市公司會(huì)計(jì)舞弊被發(fā)現(xiàn)之前， 舞弊公司在公司規(guī)模、資產(chǎn)回報(bào)率、資產(chǎn)負(fù)債率等上與非會(huì)計(jì)舞弊配對(duì)樣本存在顯著的差異，而管理層激勵(lì)機(jī)制與非會(huì)計(jì)舞弊配對(duì)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(lì)和上市公司會(huì)計(jì)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(duì)管理層股權(quán)激勵(lì)與上市公司會(huì)計(jì)舞弊之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，
模型中因變量為會(huì)計(jì)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(duì)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(huì)計(jì)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)檎模徽撌窃谟锌刂谱兞康幕貧w中還是在沒有控制變量的回歸中高管持股增加與會(huì)計(jì)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(lì)并沒有起到抑制會(huì)計(jì)舞弊的作用也不是導(dǎo)致會(huì)計(jì)舞弊的重要?jiǎng)右?。其原因可能有：第一，高?jí)管理人員的持股比例偏低，不能產(chǎn)生有效的激勵(lì)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(lì)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(lì)作用?？刂谱兞恐?，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)和資產(chǎn)回報(bào)率很重要，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與會(huì)計(jì)舞弊顯著正相關(guān)，即董事會(huì)會(huì)議開得次數(shù)越多表明上市公司會(huì)計(jì)舞弊的可能性越大，資產(chǎn)回報(bào)率與會(huì)計(jì)舞弊顯著負(fù)相關(guān)，與研究假設(shè)一致，財(cái)務(wù)業(yè)績越差的公司進(jìn)行會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)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(huì)會(huì)議次數(shù)代表的董事會(huì)行為強(qiáng)度和監(jiān)督效率以及資產(chǎn)回報(bào)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(lì)與會(huì)計(jì)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(duì)我國上市公司高管股權(quán)激勵(lì)與會(huì)計(jì)舞弊的相關(guān)性實(shí)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(lì)與會(huì)計(jì)舞弊之間具有顯著的相關(guān)關(guān)系；董事會(huì)會(huì)議次數(shù)與會(huì)計(jì)舞弊顯著正相關(guān)；資產(chǎn)回報(bào)率與會(huì)計(jì)舞弊顯著負(fù)相關(guān)。
高管股權(quán)激勵(lì)與會(huì)計(jì)舞弊之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系說明實(shí)施高管股權(quán)激勵(lì)并有顯著的減少發(fā)生會(huì)計(jì)舞弊的可能性，也沒有顯著的增加發(fā)生會(huì)計(jì)舞弊的可能性，因此也不能將我國上市公司會(huì)計(jì)舞弊的原因歸結(jié)為高管股權(quán)激勵(lì)。這可能與我國高管股權(quán)激勵(lì)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(lì)制度開始，直到2006 年頒布的《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》正式實(shí)施，以股票期權(quán)及現(xiàn)股方式進(jìn)行激勵(lì)的企業(yè)才越來越多，股權(quán)激勵(lì)才越來越受到企業(yè)的重視，相對(duì)于西方相對(duì)成熟的市場環(huán)境與股權(quán)激勵(lì)制度，對(duì)處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時(shí)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(lì)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(shí)施股權(quán)激勵(lì)而獲得的，因此高管持股沒有起到實(shí)施股權(quán)激勵(lì)應(yīng)有的效果及影響。
所以，上市公司在實(shí)施高管股權(quán)激勵(lì)時(shí)需要改良其實(shí)施方法，根據(jù)實(shí)際情況選擇恰當(dāng)?shù)墓蓹?quán)激勵(lì)模式，以使高管股權(quán)激勵(lì)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(duì)相關(guān)股權(quán)激勵(lì)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(lì)的積極作用。
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