我國上市公司股權(quán)激勵(lì)與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系研究

劉振彪　謝嫻穎

【摘 要】 文章研究了我國上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響和上市公司高管持股比例與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系，并運(yùn)用2009年至2013年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性平均比未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的公司低；上市公司高管持股比例的三次項(xiàng)對(duì)其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性并不存在顯著的影響，而高管持股比例的二次項(xiàng)對(duì)其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性存在非常顯著的影響，且呈現(xiàn)出不穩(wěn)定的倒U型關(guān)系。因此，企業(yè)需要完善股權(quán)激勵(lì)方案，并結(jié)合公司自身情況，把握最佳的高管持股比例。

【關(guān)鍵詞】 股權(quán)激勵(lì)； 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性； 高管持股

中圖分類號(hào)：F230 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1004-5937（2015）18-0034-06

引 言

由于公司控制權(quán)與所有權(quán)的分離，股權(quán)激勵(lì)成為解決公司代理問題的基本途徑和方法。美國在實(shí)施股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃方面比我國要領(lǐng)先很多，各方面的規(guī)范也更趨于完善。美國早在20世紀(jì)50年代就開始對(duì)公司的高管進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)，到20世紀(jì)70年代，已有3 000多家大公司實(shí)施了高管持股計(jì)劃。我國關(guān)于股權(quán)激勵(lì)問題的研究起步較晚，于20世紀(jì)90年代才正式展開。隨著股權(quán)分置改革的進(jìn)行，2005年12月31日，我國證監(jiān)會(huì)頒布了《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法（試行）》，我國上市公司股權(quán)激勵(lì)得到了良好的發(fā)展。但是在股權(quán)激勵(lì)被廣泛應(yīng)用之后，它所帶來的一些負(fù)面影響也愈發(fā)明顯，像國內(nèi)外的財(cái)務(wù)丑聞都揭示了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的低下，降低了企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平。因此，本文采用理論與實(shí)證相結(jié)合的研究方法，分別分析我國上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響和上市公司高管持股比例與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）股權(quán)激勵(lì)與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

國內(nèi)外關(guān)于股權(quán)激勵(lì)與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的研究，一方面是研究在上市公司中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否普遍存在，另一方面是研究上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)是否會(huì)對(duì)公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平產(chǎn)生顯著的影響。研究會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否在上市公司中普遍存在，首先要明確會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的計(jì)量方法及其影響因素。Basu（1997）最早提出會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)會(huì)計(jì)實(shí)務(wù)操作有重要的影響，他還提出用反向回歸的分析方法來計(jì)量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，他的研究為后繼的實(shí)證檢驗(yàn)奠定了基礎(chǔ)。Holthausen和Watts（2001）在Basu研究方法的基礎(chǔ)上，對(duì)公司的會(huì)計(jì)盈余進(jìn)行分析，研究結(jié)果表明，企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是普遍存在的，他們還指出了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響因素：債務(wù)契約、法律訴訟、公司管制和稅收。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性影響因素的提出對(duì)更加全面地計(jì)算和分析穩(wěn)健性提供了良好的條件。李增泉和盧文彬（2003）對(duì)我國1995—2000年A股上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明相對(duì)于好消息，壞消息與會(huì)計(jì)盈余的相關(guān)性更強(qiáng)，說明會(huì)計(jì)盈余存在穩(wěn)健性。研究企業(yè)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否存在影響方面的文章目前還較少，得出的結(jié)論相差不多，大部分學(xué)者認(rèn)為公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)會(huì)降低企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平。Chenet（1999）從高管激勵(lì)的角度對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性進(jìn)行研究，得出了高管激勵(lì)會(huì)使其夸大會(huì)計(jì)收益，降低會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的結(jié)論。蔣佐斌和孫細(xì)燕（2014）對(duì)高管激勵(lì)與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析（根據(jù)深滬A股上市公司的數(shù)據(jù)），發(fā)現(xiàn)我國深滬A股上市公司整體存在著會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，并且隨著高管持股比例的增加，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平越低，但是二者負(fù)相關(guān)關(guān)系不顯著。盧雄鷹（2014）研究發(fā)現(xiàn)，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)與沒有實(shí)施股權(quán)激勵(lì)方案的公司相比，其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性有所降低，但證據(jù)比較微弱?？梢姡瑫?huì)計(jì)穩(wěn)健性在企業(yè)中是普遍存在的，企業(yè)是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的水平存在影響。

（二）高管持股比例與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

國內(nèi)外研究上市公司高管持股比例與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的文章較多，得出的結(jié)論也不盡相同：一部分學(xué)者認(rèn)為高管持股比例的變化對(duì)穩(wěn)健性水平產(chǎn)生的是線性關(guān)系的影響，即簡單的正相關(guān)或負(fù)相關(guān)；另一部分學(xué)者得出的研究結(jié)論是高管持股比例的變化對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平的影響是非線性的，高管持股激勵(lì)使得利益趨同效應(yīng)和防御戰(zhàn)壕效應(yīng)并存。Warfield（2002）指出，當(dāng)高管持股比例增加，代理成本降低的時(shí)候，高管對(duì)盈余操縱的動(dòng)機(jī)就會(huì)減弱，即表明隨著高管持股比例的增加會(huì)提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的水平，高管持股與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性呈線性的正相關(guān)關(guān)系。Bushman，Ehen，Engel和Smith（2006）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的所有權(quán)集中程度與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性呈負(fù)相關(guān)；高管持股激勵(lì)比例越高，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平就越低；獨(dú)立董事的聲譽(yù)也與穩(wěn)健性呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系。Holmstro（2009）等發(fā)現(xiàn)高管持股比例越大，高管與股東之間的利益趨同效益越顯著，利益趨同效應(yīng)表明高管會(huì)公正地披露會(huì)計(jì)信息，不會(huì)因?yàn)樽约旱乃嚼シ埏棔?huì)計(jì)信息。Holmstro認(rèn)為高管持股與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性呈線性正相關(guān)關(guān)系。陳佳俊（2003）就高管持股對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明，大股東持股比例與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系。溫章林（2010）運(yùn)用Basu模型，對(duì)高管持股比例與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系進(jìn)行研究，研究結(jié)果表明高管持股與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性呈顯著的線性負(fù)相關(guān)關(guān)系。呂先锫和王宏?。?011）利用Khan和Watts（2009）對(duì)Basu（1997）的拓展模型來分析高管持股對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響，結(jié)論表明，我國高管持股對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響是非線性的，二者呈倒U型關(guān)系，表明上市公司高管持股中同時(shí)存在利益趨同效應(yīng)和防御效應(yīng)。李世剛（2011）分析了高級(jí)管理層激勵(lì)與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)高管持股對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性產(chǎn)生了積極的作用，提高了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。從研究結(jié)果來看，大部分學(xué)者研究高管持股比例與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性關(guān)系得出的結(jié)論還是線性關(guān)系，即正相關(guān)或負(fù)相關(guān)；研究非線性關(guān)系的文獻(xiàn)較少，以后可以從這個(gè)角度去分析高管持股與穩(wěn)健性的關(guān)系。

二、理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況、經(jīng)營業(yè)績和現(xiàn)金流量等經(jīng)營狀況是通過會(huì)計(jì)信息反映出來的，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是企業(yè)會(huì)計(jì)核算中運(yùn)用的一項(xiàng)重要原則。Basu（1997）將會(huì)計(jì)穩(wěn)健性定義為：會(huì)計(jì)人員在財(cái)務(wù)報(bào)告中確認(rèn)好消息比確認(rèn)壞消息需要更多的證據(jù)。也就是說會(huì)計(jì)人員對(duì)好消息與壞消息的確認(rèn)具有不對(duì)稱性。我國2006年2月頒布的新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則指出：企業(yè)對(duì)交易或事項(xiàng)進(jìn)行會(huì)計(jì)確認(rèn)、計(jì)量和報(bào)告應(yīng)保持應(yīng)有的謹(jǐn)慎性，不應(yīng)高估資產(chǎn)或收益、低估負(fù)債或費(fèi)用。這就是新的企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則對(duì)穩(wěn)健性的要求。鑒于我國研究會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的時(shí)間還較短，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的存在是本文進(jìn)行深入研究的前提。因此，提出假設(shè)：

假設(shè)1：在財(cái)務(wù)報(bào)告中確認(rèn)壞消息比確認(rèn)好消息更及時(shí)，即我國上市公司整體存在會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。

股權(quán)激勵(lì)制度是指公司以股權(quán)的形式給予企業(yè)員工一定的剩余價(jià)值，其目的是使員工與企業(yè)利益盡可能的保持一致，為企業(yè)的長期發(fā)展服務(wù)。但這又不能防止企業(yè)管理層出于自身利益考慮而損害股東的利益，因此高管持股可能會(huì)出現(xiàn)利益趨同效應(yīng)和防御戰(zhàn)壕效應(yīng)同時(shí)存在。利益趨同效應(yīng)即高管持股比例增加的過程中，如果管理層和股東權(quán)益相關(guān)，那代理成本會(huì)降低，管理層和股東的利益會(huì)趨于一致；防御戰(zhàn)壕效應(yīng)即如果高管的持股比例過高，那他們的地位相對(duì)穩(wěn)定，這時(shí)可能會(huì)出現(xiàn)控制董事會(huì)，損害其他股東利益的現(xiàn)象，這時(shí)管理層和股東的利益相背離。由此看來，對(duì)高管實(shí)施股權(quán)激勵(lì)程度的不同會(huì)對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性產(chǎn)生不同的影響。目前我國關(guān)于上市公司股權(quán)激勵(lì)對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性影響的文章并不是很多，其中實(shí)證研究的結(jié)果分為兩種：有的認(rèn)為上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)會(huì)對(duì)企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性產(chǎn)生消極作用，呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系；有的則持相反觀點(diǎn)。研究管理層持股比例的不同對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性影響的文章較多，其中大部分認(rèn)為高管持股能達(dá)到管理層與股東利益一致的效果，并且能夠提高企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。根據(jù)以上研究提出假設(shè)：

假設(shè)2：中國上市公司是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)方案對(duì)其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性存在顯著影響。

假設(shè)3：高管持股比例不同與企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性存在非線性關(guān)系。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文研究樣本來自2009至2013年深滬交易所的A股上市公司，剔除金融、保險(xiǎn)類上市公司；由于上市公司IPO當(dāng)年的數(shù)據(jù)不具有代表性，因此剔除這類公司；剔除年度報(bào)告不規(guī)范及關(guān)鍵財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司；剔除ST及*ST公司，共整理了880份有效樣本數(shù)據(jù)。原始數(shù)據(jù)來自萬德wind金融數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)分析方法是EVIEWS6.0軟件，面板數(shù)據(jù)回歸分析方法。

（二）模型設(shè)計(jì)與變量定義

基于上文提出的三個(gè)研究假設(shè)，本文分四步來進(jìn)行驗(yàn)證。

將季度截面數(shù)據(jù)代入模型（4）進(jìn)行面板回歸得到各個(gè)參數(shù)值，從而計(jì)算得到AC值，作為各上市公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性程度。

2.利用求得的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)值A(chǔ)C，與上市公司是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)方案進(jìn)行分析，驗(yàn)證本文的第一個(gè)研究問題。本文將考慮是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)方案與公司資產(chǎn)負(fù)債率、凈資產(chǎn)收益率、流動(dòng)比率3個(gè)變量的交互作用，即考慮不同資產(chǎn)負(fù)債率、凈資產(chǎn)收益率、流動(dòng)比率的上市公司在股權(quán)激勵(lì)方案中對(duì)其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響作用會(huì)存在差異。通過股權(quán)激勵(lì)方案（實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司記為1，未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司記為0）虛擬變量的加法作用與乘法作用建立模型（5），實(shí)現(xiàn)上述思路的驗(yàn)證，模型如下：

4.在原始樣本數(shù)據(jù)中隨機(jī)抽樣三分之二的數(shù)據(jù)對(duì)模型（5）和（6）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)上述兩個(gè)模型結(jié)論的穩(wěn)健性。

基于上述分析，本文的研究變量共7個(gè)，被解釋變量為會(huì)計(jì)穩(wěn)健性AC，解釋變量為股權(quán)激勵(lì)GQ、高管持股比例CEO，控制變量包括資產(chǎn)負(fù)債率LEV、凈資產(chǎn)收益率ROE、流動(dòng)比率LIR和資產(chǎn)總額SIZE，詳見表1。

四、實(shí)證研究結(jié)果及分析

（一）會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的計(jì)算

將樣本數(shù)據(jù)代入模型（1）和（4）進(jìn)行擬合。首先進(jìn)行Hausman隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)，以判斷最終模型是采用隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。結(jié)果顯示，在1%的顯著水平下，都拒絕原假設(shè)，這表明兩個(gè)模型均采用固定效應(yīng)模型更為合適。

兩個(gè)模型結(jié)果顯示：在0.01顯著性水平下，DRi，t×Ri，t前的系數(shù)分別為0.027801和0.572128，且均通過統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)，說明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在樣本公司中是普遍存在的。然后再將模型（4）的系數(shù)代入到（3）中求得AC（會(huì)計(jì)穩(wěn)健性），結(jié)果如表2。

從表3的結(jié)果可以看出，樣本公司AC的均值為0.6028，說明在財(cái)務(wù)報(bào)告中確認(rèn)壞消息比確認(rèn)好消息更及時(shí)，即我國上市公司整體存在會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司在2009—2013年占30.68%，只有7.9%的樣本公司的高管持有股份，大多數(shù)上市公司高管未持有股份。

（二）實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響研究

為研究是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響，本文將會(huì)計(jì)穩(wěn)健性AC及其他變量值代入到模型（5）中，經(jīng)計(jì)算得到表4的結(jié)果。

從表4結(jié)果來看，在0.1顯著性水平下，是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)GQi，t前面的系數(shù)為-0.077522，并且通過顯著性檢驗(yàn)，即表明實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司與未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司在會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平上存在顯著差異。又因?yàn)橄禂?shù)為負(fù)，表示實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性平均比未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司低0.077522。另外，是否實(shí)施股權(quán)激勵(lì)與凈資產(chǎn)收益率存在顯著的交互作用（？茁=0.017320，p<0.001），可知在實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司中，其凈資產(chǎn)收益率對(duì)公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性有積極影響，凈資產(chǎn)收益率每增加1個(gè)單位，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性平均升高0.01732，這點(diǎn)在前人研究中較少提到。

（三）公司高管持股比例與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系研究

將會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、高管持股比例等數(shù)據(jù)代入模型（6），得到回歸分析結(jié)果如表5。

對(duì)模型（6）第一次計(jì)算發(fā)現(xiàn)，上市公司高管持股比例的三次項(xiàng)對(duì)其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性并不存在顯著影響作用（p>0.05），而高管持股比例的二次項(xiàng)對(duì)其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性存在非常顯著的影響（p<0.001），且系數(shù)為負(fù)，表明高管持股比例與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性可能呈現(xiàn)倒U型的關(guān)系，并不是先增長后降低再增長的三次非線性關(guān)系。模型（6）的結(jié)果還顯示，高管持股比例與凈資產(chǎn)收益率、流動(dòng)比率還存在較為顯著的交互作用（p<0.05），而與資產(chǎn)負(fù)債率不存在明顯的交互作用（p>0.05），因此在模型（6）的基礎(chǔ)上將不顯著的高管持股比例非線性變量刪除，再對(duì)改進(jìn)的模型進(jìn)行計(jì)算。

改進(jìn)后的模型結(jié)果顯示，高管持股比例、高管持股比例的二次項(xiàng)、高管持股比例與凈資產(chǎn)收益率、高管持股比例與流動(dòng)比率對(duì)上市公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性都存在明顯的影響作用，而且高管持股比例與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系并不存在穩(wěn)定的倒U型，這種關(guān)系隨不同的上市公司，拐點(diǎn)是會(huì)發(fā)生明顯變化的。從數(shù)據(jù)上來看，上市公司的凈資產(chǎn)收益率每增加1個(gè)單位，高管持股比例的拐點(diǎn)將會(huì)右移0.019008（增加）；流動(dòng)比率每增加1個(gè)單位，高管持股比例的拐點(diǎn)將會(huì)右移0.028435?？傮w來看，本次樣本公司的高管持股比例平均拐點(diǎn)為37.51%，即當(dāng)高管持股比例從0增加到37.51%時(shí)，上市公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性將會(huì)上升；當(dāng)高管持股比例超過37.51%時(shí)，上市公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性將會(huì)下降，但是對(duì)于不同凈資產(chǎn)收益率和流動(dòng)比率的公司，這種變化速率也不一樣。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

根據(jù)前文研究設(shè)計(jì)，從樣本數(shù)據(jù)中隨機(jī)抽取三分之二的數(shù)據(jù)對(duì)模型（5）和（6）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得到的結(jié)果顯示：兩個(gè)模型中的各變量系數(shù)變化幅度均不大，且顯著性均未改變，說明這兩個(gè)模型的結(jié)論都具備穩(wěn)定性，詳見表6。

五、結(jié)論與啟示

本文采用2009—2013年深滬兩市A股上市公司的數(shù)據(jù)，對(duì)我國上市公司股權(quán)激勵(lì)及上市公司高管持股比例對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響進(jìn)行實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)：（1）我國深滬A股上市公司整體存在會(huì)計(jì)穩(wěn)健性；（2）上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)與否對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響確實(shí)存在顯著差異，結(jié)果顯示實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平平均比未實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司低0.077522，并且發(fā)現(xiàn)在實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司中的凈資產(chǎn)收益率對(duì)其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性有積極的影響作用；（3）上市公司高管持股比例的三次項(xiàng)對(duì)其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性并不存在顯著的影響作用，而高管持股比例的二次項(xiàng)對(duì)其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性存在非常顯著的影響，且高管持股比例與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系并不是穩(wěn)定的倒U型關(guān)系，這種關(guān)系隨上市公司的不同，拐點(diǎn)是會(huì)發(fā)生明顯變化的。本次樣本公司的高管持股比例平均拐點(diǎn)為37.51%，即當(dāng)高管持股比例從0增加到37.51%時(shí)，上市公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性將上升；當(dāng)高管持股比例超過37.51%時(shí)，上市公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性將下降，此時(shí)企業(yè)高管可能會(huì)粉飾會(huì)計(jì)信息。這表明我國上市公司高管持股激勵(lì)使得利益趨同效應(yīng)和防御戰(zhàn)壕效應(yīng)并存。

研究還發(fā)現(xiàn)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司在2009—2013年占30.68%，只有7.9%的樣本公司高管持有股份，由此看來我國上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)與高管持股激勵(lì)并沒有得到廣泛推廣。因此，要在加強(qiáng)監(jiān)管力度、完善治理機(jī)制的基礎(chǔ)上，在我國上市公司中廣泛推廣股權(quán)激勵(lì)，并且完善股權(quán)激勵(lì)方案的設(shè)計(jì)；對(duì)高管既要鼓勵(lì)其持有公司股份，又要對(duì)其監(jiān)管；結(jié)合公司自身情況，把握最佳的高管持股比例來提升企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的水平。

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