高管减持股票是好是坏【高管增减持过程中的盈余管理行为研究】

来源:职场知识 发布时间:2019-08-09 04:53:21 点击:

  【摘 要】 文章以2006—2011年高管持股变动的上市公司为样本,研究高管增减持股票过程中的盈余管理行为。研究发现:高管增持上市公司股票在增持公告日前的累计超常收益率为负数,而高管减持上市公司股票在减持公告日前有显著的正累计超常收益率;高管增持上市公司倾向于提前披露坏消息,或延迟披露好消息,而高管减持上市公司则相反;高管在增持股票过程中存在负向盈余管理行为,而在减持股票过程中存在正向盈余管理行为。希望本研究结果能够为证券监管机构加强对上市公司高管行为的监督和如何保护其他利益相关者提供参考依据。
  【关键词】 高管增减持; 市场反应; 盈余管理
  2005年,我国资本市场实施了股权分置改革,使得非流通股的股东和持股高管能够通过“减持”股票的方式实现其产权收益。2007年前后,股市暴涨使得高管们减持股票的现象非常普遍。2008年,股票价格的持续下跌,许多股票的投资价值凸显,作为上市公司内部控制人的高管们又纷纷买入自己公司的股票。高管可以在二级市场上买卖本公司股票,在二级市场利益的驱使下,高管具有很强的通过盈余管理来操纵股价的冲动,从而使自己在二级市场增减持股票过程中获得最大化利益。随着我国资本市场体制的改革,上市公司高管持股的现象越来越普遍,高管买卖股票的行为也越来越频繁。那么,高管在买卖本公司股票过程中是否真的存在通过盈余管理行为来影响股票价格从而达到谋取自身利益最大化的目的?本文拟以高管持股变动的上市公司为样本,检验高管增减持过程中是否存在着盈余管理行为,从而为规范上市公司高管持股机制、完善中国资本市场的监管制度提供一些思路。
  一、文献综述
  高管持股与盈余管理问题一直是公司治理中的关键,国外学者对于高管持股与盈余管理的研究成果比较丰富。Fama(1980)认为,如果高管人员在公司持股比例较大,高管人员与控股股东结盟的可能性就增加。高管人员的持股比例越高,他们就越有动机去“粉饰”上市公司的财务报表,并期望分享更多的私人收益,因此管理层持股比例和可操纵性应计利润之间存在正相关关系。Loebeecke等(1989)指出管理层持股对于公司的财务报告欺诈是个很重要的诱因。Warfield et al(1995)基于所有权与控制权分离理论,研究了美国1989—1991年间3 871个上市公司年度数据,结果发现,随着管理股权增加,可控应计项目调整幅度减小,即可操纵性应计利润与管理层持股比例之间具有负相关关系,说明管理层持股比例或机构投资者持股比例的提高会降低代理成本、减小盈余管理的可能性。但是Warfield et al(2005)的研究又得出了相反的研究结论,发现管理者持股可以影响盈余管理,且持股比例与盈余管理正相关。Gabrielsen等(2002)采用Warfield et al(1995)的方法对丹麦上市公司的数据进行了实证检验,得出管理股权与盈余管理正相关的结论。Yeo et al(2002)研究了新加坡上市公司管理股权和外部投资者对盈余信息质量的影响,发现管理股权与盈余信息质量存在非线性关系,当管理股权比例较低时盈余信息质量随管理股权比例增加而增加,当管理股权比例较高时,由于存在防御效应使得盈余信息质量与管理股权呈负相关关系。Wang(2003)通过对台湾上市公司数据的检验,认为异常盈余随着管理股权的增加而增加,盈余管理程度与管理股权正相关,盈余质量与管理股权负相关。Sam Han(2005)为了检验股权结构对财务信息质量的影响,使用了可控应计项目和Dechow & Dichev(2002)的检验结果,发现管理股权与盈余质量负相关,与机构投资者正相关。Teshima & Shuto(2008)的研究结果验证了高管持股比例与操控性应计利润呈三次非线性关系的研究结论。Sawicki & Shuto & Takada(2009)首次运用日本的企业数据,研究发现了高管持股对盈余稳健性的协同效应和堑壕效应。
  我国学者对高管持股与盈余管理关系的研究起始于股权分置改革之后,如李远勤和刘艳萍(2006)以深市国有上市公司为研究样本,对上市公司高管持股比例与自愿性信息披露水平之间的关系进行了实证研究,研究表明上市公司高管持股比例越高,自愿性披露水平也就越高,这表明持股比例越高,上市公司的盈余质量也就越高。黄谦(2006)以2002—2003年间的746家上市公司为样本,运用截面的Jones模型研究上市公司经理人持股与盈余管理的关系,研究发现总经理持股比例与公司的盈余管理没有显著的相关关系。王克敏等(2007)对2001到2004年间的1 914个公司样本进行研究,发现总经理持股额与盈余管理不存在显著相关关系。毛洪安(2008)研究了高管持股与盈余质量之间的关系,实证研究发现,高管持股比例与盈余管理之间呈U型分布,相对集中的股权有利于提高盈余质量。当高管持股比例较低时,随着高管持股比例的增加,高管与股东之间存在着利益趋同效应,此时高管持股与盈余质量之间呈现正相关关系,当高管持股比例达到36%时,此时高管对公司的控制能力大大增加,高管能够运用控制力进行盈余操纵,高管层为了获得私人收益,会通过调整会计盈余的方式来扭曲公司的业绩,达到最大化自身利益的目的,这样会损害其他股东的利益。王兵等(2009)对2001—2004年间的4 498个公司样本进行研究,发现管理层持股比例与公司的盈余管理存在显著的正相关关系。张兆国等(2009)的研究认为,管理者持股比例与盈余管理程度无显著相关关系。戴新民等(2010)以2008年沪市1 486家上市公司为样本,研究了流通股股东和高管持股对盈余管理的影响,实证研究结果表明,管理层持股比例和流通股股东持股比例与盈余管理都呈显著的负相关关系。黄文伴和李延喜(2010)的研究发现,高管持股比例与公司的盈余管理程度不相关。于卫国(2010)以2005—2008年中国上市公司数据为研究对象,使用面板数据固定效应模型,实证检验了高管持股与盈余管理程度的关系,研究发现:高管持股市值与操纵性应计利润正相关,并在1%的水平上显著;高管持股市值与线下项目不存在显著的相关关系。李伟、周林洁和吴联生(2011)研究了高管持股与盈余稳健性的协同效应与堑壕效应,研究发现,上市公司对盈余稳健性的需求与高管持股呈非线性的关系。在高管持股水平较低和较高的区间,高管持股具有协同效应,高管持股与盈余稳健性呈负相关关系;在高管持股的中间水平,高管持股具有堑壕效应,高管持股与盈余稳健性呈正相关关系。   通过文献回顾发现,现有文献对高管持股问题的研究主要集中在高管持股与盈余管理之间的关系问题上,因此,本文欲从高管持股比例变动过程中的盈余管理角度进行研究,检验这一过程中高管是否存在盈余管理行为。公司高管在增减持股票过程中,高层管理人员作为上市公司真实信息的控制人,其增持或减持公司股票行为是否侵害了股东和其他利益相关者的利益,将成为理论界和实务界关注的重点。本文围绕高管增减持公司股票过程中是否存在盈余管理行为这个关键问题展开研究,通过考察高管增减持股票过程中的短期市场反应、高管增减持与上市公司重大信息披露时机选择、高管增减持与操控性应计利润之间的关系,探讨高管在增减持公司股票过程中是否存在通过盈余管理来侵害其他利益相关者的行为。
  二、研究背景与假设提出
  2005年5月中国证监会发布了《关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知》,标志着我国资本市场股权分置改革的开始,8月中国证监会等五部委联合发出《关于上市公司股权分置改革的指导意见》,高管股权激励等股权分置相关政策的出台,股改开始大规模推进,上市公司的持股高管更加关心二级市场股价的变化。在股权分置改革之前,我国的高管股权激励受到当时法律法规的限制,并没有得到实质性推行,绝大部分上市公司管理层的持股计划实质上是一种福利形式而不是激励制度安排。2006年中国证监会发布了《上市公司股权激励管理办法》,表明我国正式建立起股权激励和约束机制。2007年3月证监会发布了《关于开展加强上市公司治理专项活动有关事项的通知(证监会公司字[2007]28号),对上市公司进行股权激励进行了条件限制,即必须完成公司治理整改才能实施股权激励。从股权激励的实施情况来看,我国上市公司高管股权激励主要有以下特征:一是高管股权激励以股票期权为主。截至2009年,我国上市公司中有114家实行了股票期权,比例达到78.6%;二是高管股权激励方案所涉及行业分布较广。从统计情况来看,股权激励方案涉及制造业、信息技术行业、房地产行业以及批发和零售贸易等行业;三是大部分上市公司制定高管薪酬激励考核指标过于倚重会计业绩,这容易导致经理人行为的短期化;四是高管薪酬制定程序及奖惩措施等信息披露不透明,严重影响了对高管薪酬的监督。
  我国资本市场股权分置改革政策的陆续出台和上市公司高管股权激励具有的这些特征为本文对高管增减持行为的研究提供了契机。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。Prior(2008年)认为,高管为了影响短期价格完全有动机进行盈余管理。Philippon(2006)发现,当管理层的未来薪酬与股价及期权激励密切相关时,管理层更有可能通过主观应计来操控利润。Shrestha(2008)以美国上市公司为样本,对公司内部人购买本公司股票是否存在盈余管理行为进行了实证检验,研究结果发现,内部控制人在购买本公司股票时倾向于调低盈余的盈余管理,而当他们卖出本公司股票时则倾向于调高盈余的盈余管理。现有文献说明高管可能会利用信息优势操纵股价,为增持或减持股票做好准备,实现从中赚取利润的目的:在高管增持股票前,高管会进行盈余管理使得股票价格被低估,从而达到降低购买成本的目的;在高管减持股票前,高管会进行盈余管理,使股价上升,为出售股票创造条件。由此提出第一个假设:
  假设1:高管增持上市公司股票在增持公告日前的累计超常收益率为负,而高管减持上市公司股票在减持公告日前有显著的正累计超常收益率。
  信息在资本市场价格形成过程中发挥着举足轻重的作用,资本市场上股价的形成过程就是投资者不断收集信息进行决策分析和决策修正的过程。上市公司重大信息的公布会引起股价的波动,这种波动可能会持续一段时间。国内外大量文献研究了信息公布对股价产生的效应,如Brown and Han(1992)实证检验了盈余信息的有用性,验证了会计盈余信息对股价的作用。Kyriacou et al.(2009)的研究发现,公司高管在获得股票期权时有操控公司信息的行为,即提前披露坏消息或延迟披露好消息,从而压低行权价格,提高股票期权收益。Berkman等(2009)也认为如果会计盈余信息是有用的,那么它必然会影响股票的收益。由于上市公司的管理层处于信息优势地位,比外部信息使用者了解更多关于企业经营活动的信息,因此,高管层有条件也有动力通过选择信息披露的时机来影响股价。具体地,如果高管层准备增持股票,那么在增持前会提前披露一些坏消息或延迟披露好消息,从而使股价处于较低的水平上,降低增持成本;如果高管层准备减持股票,那么会提前披露好消息或推迟披露坏消息,使得股价维持在较高的水平上,有利于创造机会出售股票,以获得最大的减持收益。因此,本文提出第二个假设:
  假设2:高管增持上市公司股票会提前披露坏消息,或延迟披露好消息,而高管减持上市公司股票则相反。
  三、数据搜集与样本说明
  2003年7月11日,“天通股份”董事长(同时也是第一大股东)通过现金交易方式减持公司股票600万股,成为第一家高管减持股票的上市公司。由于股权分置改革之前,高管往往也是具有控制权的股东,高管并不是两权分离意义上的高管,并且高管(同时也是股东)减持的股票往往由其他高管(股东)增持,所以无法分清样本应该算作是增持还是减持,因此本文选择2005年股权分置改革之后的样本作为研究对象。从2006年2月28日,宏达股份高管减持公司股票后,陆续有很多公司高管通过竞价交易或二级市场买卖等方式增持或减持公司股票。本文搜集了2006年1月1日至2011年12月31日期间高管增持或减持公司股票的上市公司作为研究样本,并对样本按照下列条件进行了初步筛选:一是由于金融业上市公司与其他行业上市公司的财务数据不具有可比性,所以剔除金融业上市公司;二是剔除ST、PT类上市公司和退市公司;三是剔除数据缺失和因分母为零导致数据异常以及无法找到相关资料的上市公司;四是剔除高管身份兼为董事、监事或证券事务代表的样本;五是由于样本中有部分持股变动比例大于100%的上市公司,笔者认为持股变动比例大于100%的样本是不合理的,因此予以剔除;六是剔除高管离职以后持股变动的样本。经过初步筛选后,笔者进一步对样本数据进行了如下处理:一是在同一交易日内同一高管发生的多次增持或减持行为合并视为同一事件;二是在同一交易日内多个高管发生增持或减持行为,则将数据进行合并,视为一个样本数;三是对于前后相隔30天以内的增持或减持事件,以第一次增持或减持行为为研究样本,而短时间内的第二次或更多次增持或减持行为,由于股价容易受到第一次增持或减持事件的影响,因此没有将短期后续增持或减持事件作为研究样本。经过上述处理,共得到1 424个高管增减持股票的公司样本,另外选取了同行业同时期高管持股未变动的1 424家规模相似的上市公司作为对比样本组。本文的数据来源如下:高管增减持数据取自CCER数据库提供的“上市公司内部人交易数据库”,财务数据取自CCER数据库提供的“上市公司财务数据库”,上市公司的重大信息披露资料主要通过上海证券交易所、深圳证券交易所、新浪财经网站和巨潮资讯网站手工搜集和整理而得,使用Eviews6.0对数据进行处理。   四、实证研究结果及分析
  (一)高管增减持上市公司的短期市场反应
  笔者运用事项研究法,以高管增持或减持公告日为基准日,研究高管增持或减持公司在基准日前后各30个交易日市场反应。参考了Dodd & Warner(1983)、Yermack(1997)和吴育辉、吴世农(2010)的研究方法,以各家公司在公告日前第31天到第181天的历史股价数据估计市场模型,即:Rit=αi+βiRmt+εit,
  其中,Rit为股票i在第t日的实际收益率,Rmt为市场指数在t日收益率;β为回归系数;εit则代表随机误差项。根据公告日之前的第31至第181个交易日作为估计窗口,得到每一家样本公司的估计参数和市场模型,并计算高管增持或减持公告日前后30天内每个交易日的超常收益率。笔者将超常收益率和累计超常收益率定义为:
  ARit=Rit-E(Rit)=Rit-(■i+■iRmt)
  CARi=■ARit
  根据计算得到的市场模型估计参数,笔者计算了高管增持或减持公告日发布前后30个交易日共61天的平均超额收益率(AR)值,如表1所示。
  通过表1可以看出,对于增持样本来说,高管增持上市公司的AR值在公告发布日前1至5个交易日为负数,但是在公告日和公告日后20个交易日的AR值为正数。具体来看,AR值从高管增持前5天开始显著为负,并且绝对值逐渐变大,在增持前一天AR值为-2.05%。从公告日开始,AR值开始转为正数,公告日后第二天AR值为3%,达到最大,此后逐渐回落,公告日20天后,AR值逐渐变为负值,且不再显著。而对于减持样本来说,上市公司的AR值在公告发布日及公告日前1至5个交易日为正数,但是在公告日后30个交易日的AR值为负数。AR值在高管减持公告日前20天逐渐增加,到减持公告日前一天达到最大,为5.47%;之后,AR值开始逐渐减小,到减持公告日后的第20个交易日,变为显著的-3.42%,一直到减持公告日20天后AR值虽然仍然为负数,但统计上变得不再显著。
  研究发现,不管是增持样本组还是减持样本组,两组样本公告日的市场反应都是积极的,而且公告日市场反应也可以归结为事项的事后反应,因此,笔者将窗口划分为(-30,-1)、(-20,-1)、(-10,-1)、(-5,-1)、(0,5)、(0,10)、(0,20)和(0,30),以进一步对比研究两组样本的ACAR值表现(如表2所示)。笔者发现,从高管增持样本来看,高管增持公告日前20天开始ACAR值就显著为负数,直到公告日开始ACAR值才开始转为正数,公告日前ACAR(-5,-1)值达到-5.22%,而ACAR(0,5)达到7.15%,此后逐渐回落。从高管减持样本来看,高管减持前30天开始ACAR值就开始转为正数,到减持公告消息发布ACAR仍然为正数,公告日前ACAR(-5,-1)值达到5.79%,公告日第二天开始才逐渐转为负数,ACAR(0,5)达到-3.78%,之后逐渐回升。
  通过对比不同时间窗口的ACAR值表现,发现,无论选择哪个时间窗口,高管增持上市公司的ACAR值在增持公告前均显著小于0,而在增持公告日和公告日后均显著大于0,说明高管在增持过程中获得了超常收益。而高管减持上市公司的ACAR值在减持公告日前均显著大于0,而在减持公告日和公告日后均显著小于0,说明高管在减持过程中也获得了超常收益。
  通过上述研究,笔者发现:一是高管增持上市公司在增持前20个交易日内的平均累计超额收益(ACAR值)显著为负,在高管增持后30个交易日内的平均累计超额收益(ACAR值)显著为正;二是高管减持上市公司在减持前30个交易日内的平均累计超额收益(ACAR值)显著为正,在减持后30个交易日内的平均累计超额收益(ACAR值)显著为负。假设1得到验证。
  (二)高管增减持上市公司的操控性应计利润
  Healy和Wahlen(1999)认为“盈余管理发生在管理人员运用职业判断编制财务报告和通过规划交易以变更财务报告时,旨在误导那些以公司的经营业绩为基础的利益关系人的决策或者影响那些以会计报告数字为基础的契约的后果。”对于盈余管理的衡量方法有很多,主要有:应计利润总额法、应计利润分离法、盈余分布法和具体项目应计法,比较常用的方法是应计利润分离法。应计利润分离法的模型主要有:Jones模型;修正的Jones模型;行业模型;截面Jones模型;截面修正的Jones模型。Guay、Kothari和Watts(1996)分别运用上述模型检验盈余管理与审计意见之间的关系,检验结果表明只有Jones模型和截面修正的Jones模型能更好地揭示非操控性应计利润,从而有效地识别盈余管理行为。借鉴Guay、Kothari和Watts(1996)等学者的研究,采用截面修正的Jones模型作为检验高管在增、减持过程中是否存在盈余管理行为。截面修正的Jones模型如下:
  TAijp/Aij,p-1=α(1/Aij,p-1)+β1jp(ΔREVijp/Aij,p-1)+β2jp
  (PPEijp/Aij,p-1)+εijp
  其中,Aij,p-1为公司i第t年初的总资产的账面价值;TAijp为公司i第t年末的总应计,即净利润与经营现金流量的差;ΔREVijp为公司i第t年相对于上年的营业收入的增量;PPEijp为公司i第t年末固定资产的原值;εijp为随机扰动项。
  将样本数据代入到模型中进行回归,得到模型参数的估计值α、β1jp、β2jp,将估计参数带入模型后,得到实际总应计利润与预期总应计利润之间的差额作为操控性应计利润的衡量指标。
  本文共建立了三个计量模型来检验高管在增减持股票过程中是否存在盈余管理行为。模型(1)和(2)用来检验高管持股变动的短期市场反应,被解释变量分别为CAR(-30,-1)值和CAR(0,30)值,模型(3)的被解释变量为操控性应计利润(DA),用来检验高管增持或减持股票过程中是否存在盈余管理。建立模型①如下:   CAR(-30,-1)=α+β1X1+β2X2+β3Lev+β4LnSize+β5ROE+β6IND+β7YEAR+ε (1)
  CAR(0,30)=α+β1X1+β2X2+β3Lev+β4LnSize
  +β5ROE+β6IND+β7YEAR+ε (2)
  DA=α+β1X1+β2X2+β3Lev+β4LnSize+β5ROE
  +β6IND+β7YEAR+ε (3)
  模型中变量定义如下:ACAR(-30,-1)为高管增、减持上市公司从公告日前第30个交易日到前一日的累计超额报酬率;X1为虚拟变量,当高管增持时为1,否则为0;X2为虚拟变量,当高管减持时为1,否则为0;Lev为控制变量,资产负债率=上市公司的负债总额/资产总额;LnSize为控制变量,表示公司规模,以资产总额的自然对数计量;ROE为控制变量,净资产收益率=净利润/股东权益;IND为虚拟变量,表示样本公司所属的WIND二级行业;YEAR表示高管持股变动年份;CAR(0,30)为高管增、减持上市公司从公告日起到第30个交易日止的累计超额报酬率。笔者将借鉴截面修正的Jones模型计算的操控性应计利润作为因变量,用DA表示操控性应计利润。
  对全部样本的主要变量进行描述性统计,其结果如表3所示。
  从表3可以看出:我国高管持股变动上市公司在持股变动前30个交易日的累计报酬率平均值为0.0997,标准偏差为0.1754,最小值为-0.4987,最大值为0.6875;持股变动公告日及后30个交易日的累计报酬率平均值为-0.1601,标准偏差为0.2349,最小值为-0.6142,最大值为0.5489,累计报酬率水平总体上差异较大,反映上市公司盈余操纵程度的指标DA的均值为0.018,并且在1%水平下具有显著性,说明我国上市公司高管在持股变动过程中普遍存在盈余管理的现象。X1的均值为0.3054,X2的均值为0.6946,两者都在1%水平下具有显著性。
  在对模型进行多元回归分析之前,对变量之间是否存在多重共线性进行了检验,发现各变量之间不存在严重多重共线性问题,各变量可以同时放进模型进行回归。运用OLS回归方法对模型(1)、(2)和(3)进行估计的结果如表4所示。
  模型(1)的回归结果显示,在控制了其他变量的条件下,X1的系数为-0.060,X2的系数为0.312,两者均在1%的水平下显著,说明高管在增持前有负向的盈余管理行为,在减持前有正向的盈余管理行为,其他控制变量与被解释变量之间的关系不具有统计上的显著性。模型(2)的回归结果显示,在控制了其他变量的条件下,X1的系数为0.469,X2的系数为-0.043,两者均在1%的水平下显著,说明高管在增持后有正向的盈余管理行为,在减持后有负向的盈余管理行为,其他控制变量与被解释变量之间的相关关系不显著。模型(3)检验了高管增持或减持过程中是否真的进行盈余管理,X1的系数为-0.041,X2的系数为0.061,两者均在1%的水平下显著。这一方面说明高管在增持股票过程中,会通过对会计政策的选择进行负向的盈余管理,从而降低其增持成本,提高增持收益;另一方面说明高管为了减持公司股票会进行正向的盈余管理,从而获得更高的减持收益,假设1进一步得到验证。控制变量中企业规模与操控性应计利润显著负相关,净资产收益率与操控性应计利润显著正相关,这与现有文献的研究结果相同。为了进一步验证上述研究结论的可靠性,我们控制了行业变量,将因变量替换为不同窗口的CAR值进行了多次回归,发现上述研究结论仍然成立,又增加了高管持股变动的年度变量,上述结论依然成立。
  (三)高管增减持上市公司的重大信息披露
  由于高管在增、减持过程中均获得了较高的超常收益,有理由怀疑,高管在持股变动过程中存在某些影响上市公司股价波动的盈余管理行为。众所周知,高管是上市公司信息的内部控制人和知情人,他们有动机也有能力对公司的重要信息披露施加影响甚至直接操纵公司的信息披露。比如,高管欲增持上市公司股票时可提前披露坏消息,以此压低股价,或延迟披露好消息,从而最大限度地获得增持后股价上升给其带来的超额收益;减持则相反。通过手工搜集数据的方式搜集了高管增减持前后30个交易日的重大信息披露内容,并对信息进行了整理和分类。笔者将信息主要划分为以下几类:一是并购重组类:主要涉及高管持股变动公司的资产重组和资产转让等;二是财务报告类:主要涉及高管持股变动公司相关财务报告的信息;三是盈余预告类:主要涉及高管持股变动公司业绩快报和业绩预告的信息;四是其他类:主要涉及高管持股变动公司的高管变更、生产经营方面的重大事项、关联交易、再融资、担保事项、违规事项和诉讼事项等信息。从表5可以看出,在高管持股变动前后的30个交易日内,被高管增、减持股份的上市公司总共披露了897条重大信息,其中:并购重组类信息193条,财务报告类信息238条,盈余预告类信息212条,其他信息254条。
  进一步将重大信息披露分为好消息与坏消息,目前学术界对于上市公司信息披露的好坏消息的判断标准尚未统一。我们对于不同类型信息好坏的分类标准如下:一是并购重组类:如果是发布重大重组意向、重组最新进展或重组成功的消息为好消息,反之为坏消息;二是财务报告类:如果财务业绩同比或环比增长的消息为好消息,反之为坏消息;三是盈余预告类:盈余预告同比或环比增长的消息为好消息,反之为坏消息;四是其他类:由于其他类信息种类较多,难以一一区分消息的好坏,笔者参考了Givoly & Palmon(1985)和吴育辉、吴世农(2010)的研究,用信息披露当日公司股票价格的市场反应作为消息好坏的判断标准。将高管持股变动公告日前后30日内(除并购重组、财务报告和盈余预告类信息之外)信息披露当日上市公司的股票价格涨跌幅度与市场指数涨跌幅度进行比较,如果上市公司的股票价格涨幅大于市场指数涨幅2%以上或上市公司的股票价格跌幅小于市场指数跌幅2%,就称之为好消息;反之,如果上市公司的股票价格涨幅小于市场指数涨幅2%以上或上市公司的股票价格跌幅大于市场指数跌幅2%以上,称之为坏消息。   从表5还可以看出,总体而言,坏消息数量比好消息数量多,好消息为310个,坏消息为587个,占比分别为35%和65%。主要是由于高管减持样本数多于增持样本数,而对于减持的样本而言,涉及到公司业绩的财务报告信息、盈余预告信息以及公司融资和担保等方面的坏消息数量明显多于好消息的数量,而高管减持的动因又恰恰与这些坏消息有关。
  笔者进一步将高管持股变动上市公司增、减持公告日前后30个交易日内的信息披露情况(主要指好消息和坏消息)与增、减持公告时间进行对比分析,发现:第一,对于高管增持样本而言,好消息为243个,坏消息为67个,好消息占增持样本的78%,说明310家高管增持的公司样本中,绝大部分是伴随着好消息的,只是在披露的好消息中又有57%(138个样本)是在增持公告日后公布的,43%(105个样本)是在增持公告日前披露的;而在披露的坏消息中有63%(42个样本)是在增持公告日前披露的,37%(25个样本)是增持公告日后披露的。第二,对于高管减持样本而言,好消息为207个,坏消息为380个,坏消息占减持样本的65%,说明1 088家高管减持的公司样本中,绝大部分是伴随着坏消息的。不过在披露的坏消息中又有53%(200个样本)是在减持公告日后公布的,47%(180个样本)是在减持公告日前披露的;而在披露的好消息中有54%(112个样本)是在减持公告日前披露的,46%(95个样本)是在减持公告日后披露的。这一结果初步表明,高管在增、减持股票过程中存在盈余管理行为,即高管在增持上市公司股票过程中,倾向于在增持前发布坏消息,以阻止股价上升,而在增持后发布好消息,以刺激股价上涨,从而最大限度地获得增持收益。反之,高管在减持股票过程中,倾向于在减持前发布好消息,刺激股价上扬,以便以较高的价格减持手中股票,而将坏消息延迟到减持后发布,从而最大限度地获得减持收益。故假设2得到验证。
  五、研究结论
  本文利用2006—2011年高管持股变动的上市公司为样本,研究高管增减持股票过程中是否存在盈余管理行为。研究发现:第一,高管增持上市公司股票在增持公告日存在显著的负累计超常收益率,而高管减持上市公司股票在减持公告日前存在显著的正累计超常收益率;第二,高管增持上市公司倾向于提前披露坏消息,或延迟披露好消息,而高管减持上市公司则倾向于提前披露好消息,或延迟披露坏消息;第三,高管在增持股票过程中存在显著的正操控性应计利润,而在减持股票过程中存在显著的负操控性应计利润。本文的研究结果证实了在高管增减持股票过程中,确实存在高管通过操纵上市公司信息披露和会计政策而进行盈余管理的行为,从而侵害了其他利益相关者的利益。这一研究结论能够为证券监管部门制定高管政策提供有益的思路和经验证据。●
  【主要参考文献】
  [1] 蔡宁,魏明海.“大小非”减持中的盈余管理[J].审计研究,2009(2).
  [2] 李远勤,刘艳萍.股权结构与自愿性信息披露——来自深市国有上市公司的经验证据[J].统计与决策,2006(20).
  [3] 吴育辉,吴世农.股票减持过程中的大股东掏空行为研究[J].中国工业经济,2010(5).
  [4] 于海林.高管增减持、盈余管理及其经济后果[D].安徽工业大学硕士学位论文,2011.

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