高管参与员工持股计划、外部董事治理与盈余管理

高管参与员工持股计划、外部董事治理与盈余管理12

张江凯1，宋常（博士生导师），王玉龙

【摘要】以理性经济人假说和管理者权力理论为基础，选取我国2014~2017年实施员工持股计划的上市公司为样本，考察高管参与员工持股计划与上市公司盈余管理之间的关系，以及外部董事在员工持股计划实施中对盈余管理的监督作用。研究发现：相比于没有高管参与员工持股计划的公司，有高管参与员工持股计划的公司在员工持股计划公告前会进行负向的应计和真实盈余管理，且管理层权力越大，盈余管理越显著；在区分高管类型后发现，相比于其他高管参与员工持股计划的公司，只有CFO参与员工持股计划的公司应计盈余管理更为显著；外部董事的治理效应结果显示，相比于权力较小的外部董事，权力较大的外部董事对员工持股计划中的盈余管理抑制效果更好。

【关键词】员工持股计划；外部董事治理；盈余管理；高管；CFO【中图分类号】F275

【文献标识码】A

【文章编号】1004-0994（2020）01-0019-8

之手。那么，公司高管作为具有管理权力的理性经济人，是否会利用员工持股计划的设计和实施来进行寻租，其寻租的手段又是什么？这是本文所要研究的第一个问题。

员工持股计划的授权价格是决定其激励效果和参与员工持股计划员工的利益的关键因素，而员工持股计划的授权价格往往是以公告员工持股计划方案时公司二级市场的股票价格为基础制定的，其在很大程度上受到公司业绩的影响。那么，在公告员工持股计划方案前公司高管是否会通过盈余管理寻租，公司高管在公司管理中权力的大小是否会影响公司盈余管理的程度和方法？这是本文所要研究的第二个问题。

公司董事会作为公司治理机制的重要手段负有监督公司高管的职责，尤其是公司的独立董事、非关联方执行董事等外部董事，是上市公司重要的监督力量。那么，独立董事、关联非执行董事能否对CEO、CFO等高管在员工持股计划中的盈余管理行为加以抑制？这是本文所要研究的第三个问题。

本文在以下几方面拓展了前人的研究：①完善了员工持股计划情景中高管行为的研究。现有关于员工持股计划的研究大多集中于讨论不同情景下员

一、引言

自中国证监会2014年6月颁布《关于上市公司实施员工持股计划试点的指导意见》后，我国上市公司掀起了员工持股计划的热潮。员工持股计划是员工所有权的一种实现形式，员工可通过购买公司的股票或股权而获得公司的部分产权，是一种新型的股权激励形式。上市公司实施员工持股计划不仅有利于奠定公司民主管理的基础，巩固员工与公司的凝结关系，还有助于改善公司治理水平，提高员工的工作积极性和公司整体的竞争力。已有研究表明，上市公司实施员工持股计划，可以使员工在取得劳动收入的同时，也获得资本所得[1]；在分享企业利润的同时，也承担企业的经营风险[2]。此外，还有利于减少员工的道德风险、降低代理成本[3]、留住人才，以

及用权益报酬代替货币薪酬从而节约现金支出[4]。但也有研究表明，上市公司实施员工持股计划后管理层可能对员工过于友好，从而导致盘踞现象[5]。

我国上市公司在实施员工持股计划时，除了将普通员工作为员工持股计划的授予对象，往往还包含公司的董事会成员以及CFO、CEO等高管，而员工持股计划方案的设计和实施又恰好出自公司高管

【基金项目】国家社会科学基金重点项目（项目编号：14AGL008）

【作者单位】1.中国人民大学商学院，北京100872；2.江西财经大学会计学院，南昌330013

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工持股计划的有效性，少有学者对高管参与员工持股计划的行为进行研究。本文利用理性经济人假说解释了高管在员工持股计划中的寻租行为，实证检验了高管参与员工持股计划与公司盈余管理的关系，并运用管理者权力理论解释了公司高管权力与盈余管理的关系。②为高管异质性与盈余管理的关系寻找到新的情景。高管异质性差异导致的经济后果一直是学术界研究的重点内容，然而少有研究区分不同高管对公司盈余管理的影响。本文不仅区分了CFO与其他管理层在应计利润盈余管理与真实活动盈余管理上的区别，而且将此结论拓展到员工持股计划的情景中，在丰富高管异质性研究的基础上，③是公司缓解代理问题的重要手段，丰富了外部董事治理的研究。为员工持股计划的不同经济后果做出了补充。外部董事治理机制本文在已有研究

的基础上，将外部董事的治理机制扩充到员工持股计划中实施的盈余管理上，对我国上市公司员工持股计划的实施及治理具有一定的参考价值。

二、研究假设

股东与管理层之间的代理问题一直是公司治理研究中的重点问题。公司员工持股计划能够通过授予核心员工股份使得员工与股东的利益趋同，[缓解上市公司的代理问题6]。然而，随着控制权与管理权的分离，管理层对公司行为的控制力度进一步加大，作为理性经济人的公司高管和股东之间的利益矛盾可能诱使高管牺牲股东利益换取自身利益。公司高管既是员工持股计划方案的制定者又是具体执行者，其在参与员工持股计划时有动机也有能力实施机会主义行为，从而达到寻租的目的[7]。

员工持股计划的授权价格是关乎其激励效果和员工利益的关键因素，而员工持股计划授权的价格往往是以公告员工持股计划方案时公司二级市场股票价格为基础确定的，公司二级市场的股票价格又受到员工持股计划方案公告前公司业绩的影响。当公司高管参与员工持股计划并被授予股票时，其希望以较低的股票价格认购员工持股计划授予的股票，这就有可能诱发其盈余管理的动机。由于代理问题及信息不对称的存在，当员工持股计划给予高管更高认购比例时，一方面可以提高员工持股计划对高管的激励效果，但另一方面，高管可能通过操纵员工持股计划方案等形式使员工持股计划达不到应有的激励效果。同时，公司会计核算和会计信息披露的

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财会月刊2020.01权力也由公司高管所掌控，高管还可以通过会计政策的选择权以及关联交易、并购等手段操纵公司的盈余来影响员工持股计划授权、行权前二级市场的股票价格，使其能够以较低的价格认购员工持股计划授予的股票，并在股票解锁时以较高的价格出售。

此外，我国市场经济起步较晚，法律制度相对不完善，监管力度较小，加剧了高管的自利行为。公司高管凭借其在经营管理和会计核算中的权力实施应计利润和真实活动盈余管理，从而操纵员工持股计划公告前的股票价格，以较低价格认购员工持股计划授予的股票。基于上述分析，提出以下假设：

假设1：与没有高管参与的员工持股计划相比，有高管人员参与的员工持股计划在员工持股计划方案公告前公司的负向应计利润盈余管理和真实活动盈余管理更加显著。

公司高管操纵公司盈余的程度取决于其在公司管理中权力的大小。信息不对称是上市公司进行盈余管理的根源[7]，根据管理者权力理论，在信息不对称的情况下，随着高管权力的增大及地位的提升，他们可能会为了自身利益而非上市公司股东利益，对企业的交易事项或盈余信息进行调整，因此管理层权力的增大势必影响公司盈余管理的程度。[林芳、冯丽丽8]发现，管理层权力越大的企业，越容易进行盈余管理，且相比于民营企业，管理层在国有企业中更倾向使用真实活动盈余管理。在此基础上，杨志强、王华[9]认为，管理层集权显著加大了盈余管理的幅度。与之类似，肖露璐等[10]研究发现，管理层权力越大，企业投资效率越低，且管理层权力越大、盈余管理程度越高的企业越容易进行过度投资。

在有管理层参与的员工持股计划中，管理层为实现自身利益，会通过盈余管理操纵股价以达到“低买高卖”的目的，而盈余管理实施的范围及效果在很大程度上取决于高管对公司的控制程度。管理层权力越大，其对于企业行为的控制能力越强，在与其他利益相关者博弈时就拥有越大的话语权与控制权。因而，管理层权力越大，管理层对公司会计政策的选择权越大，其利用会计政策进行应计利润盈余管理，以及利用关联交易、并购等手段进行真实活动盈余管理以操纵公司盈余的概率也越大。在高管具有盈余管理动机的情况下，其不仅能够利用信息不对称对公司进行真实活动或应计利润盈余管理以掩盖公司的实际情况，而且能够通过控制权优势，降低对企业进行操控的成本，进而促进盈余管理行为的增加。

基于上述分析，提出以下假设：

假设2：当高管参与员工持股计划时，管理层的权力越大，其在员工持股计划公告前进行的负向应计利润盈余管理和真实活动盈余管理越显著。

自从高阶梯队理论诞生以来[11]，学者们普遍认

为管理团队的特征会间接影响公司的决策。随着现代企业管理理念的不断进步，管理团队市场化程度的逐渐提高，以CEO、CFO为首的高管团队在企业经营中的影响力日益提升。依据传统的职能划分，CEO作为权力高管，主要负责公司经营、战略发展等宏观层面的决策，CFO则主要负责会计核算及财务预算等与公司财务有关的微观层面的决策。[Fuller、Jensen12]的研究表明，当高管薪酬中的股权薪酬增加时，无论是CEO还是CFO，都有动机以牺牲公司长期价值为代价，来提升公司短期的股票价格。

已有学者从[CEO权力[13]、CEO与CFO的交流

程度14]和高管凝聚力[15]等方面研究了CEO与

CFO在盈余管理中的行为与选择。Jiang等[16]研究发现，CFO参与股权激励对盈余管理的影响显著大于CEO参与股权激励。但与美国不同的是，我国上市公司CEO一般由董事会聘任，而CFO则由CEO提名，再经董事会审议通过。我国上市公司的CFO一般由CEO挑选并对CEO负责，其法定性权力一般比CEO小，并且CFO与其他高管在公司治理中所发挥的作用及其在企业管理中的职能也不完全相同。就公司整体行为而言，CEO、董事长等管理层的决策更具有整体特征，其有动机也有能力从公司财务及生产两方面对公司行为进行控制。

因此，CEO参与员工持股计划时，公司在员工持股计划公告前会进行负的真实盈余管理。相比之下，[CFO的影响更趋向于公司财务方面的改善或操纵17]，这是由于：一方面，CFO没有对公司生产经营行为的调控权；另一方面，CFO对公司的财务情况较为熟悉，其进行财务改善或操纵的成本相对更低。相比于应计利润盈余管理，真实活动盈余管理需要通过从整体层面调配公司各部门的活动及资源分配来实施。相比于其他高管，CFO难以从整体层面对公司经营活动加以干预，而只能通过调整公司财务数据的方式操纵公司盈余。由此可以推断，对于只有CFO参与而没有其他高管参与的员工持股计划，公司在公告前只能进行负的应计利润盈余管理，而真实活动盈余管理行为不显著。基于上述分析，提出以下假设：

假设3：相对于不包含CFO在内的其他高管参与的员工持股计划，只有CFO参与员工持股计划的公司在公告前进行的负向应计利润盈余管理更显著，真实活动盈余管理不显著。

外部董事（包括独立董事及非关联方执行董事）

作为上市公司重要的监管角色[13]，在公司治理及内

部控制方面发挥着重要作用[18，19]

。董事会是由股东

大会推选出的董事们所组成的，董事会受托于股东大会对公司管理层进行监督，因此董事会的独立性和公允性是决定其监督职能能否发挥作用的重要因素[20]。董事会的主要作用在于提供决策支持资源，

包括专业知识、行业经验等人力资源，以及银企关系、政治关系等关系资本等[21]。一方面，外部董事与上市公司的利益保持着较高的独立性，其经济利益与企业行为关联度较低，根据相关规定，在员工持股计划中，外部董事不能参与认购本公司员工持股计划的股份，因此外部董事与员工持股计划的结果并无直接的利益关系。而出于外部投资者压力以及自身声誉成本的考虑，外部董事有动机监督并抑制公司管理层的机会主义行为[22]。另一方面，上市公司的外部董事来源较为广泛，其具有的专业及行业背景较为丰富，在监督公司行为的基础上，能够以更低的成本获取公司生产经营的私有信息，并对信息的真伪进行识别，这为外部董事治理提供了途径及保障。然而，外部董事对公司的治理效果取决于其与公司大股东及管理层的博弈。王跃堂等[19]发现，独

立董事的比例越高，公司绩效就越好，但是进一步研究发现，大股东的权力越大，独立董事比例对公司绩效的促进作用会越低。与之类似，杨有红、黄志雄[23]指出，外部董事的履职效果受企业重视程度和沟通程度的影响较大。相比于权力较小或更不受重视的外部董事，拥有话语权的外部董事对公司行为及公司决策参与的力度更大，更有能力抑制大股东或高管的机会主义行为，进而降低上市公司的盈余管理程度。基于上述分析，提出以下假设：

假设4：相对于权力较小的外部董事，权力较大的外部董事对有高管参与的员工持股计划的公司盈余管理行为的抑制作用更显著。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

由于我国员工持股计划于2014年重新启动，且外部董事中非关联方执行董事的数据目前只披露到

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2017年，因此本文将以我国2014~2017年实施了员工持股计划的A股上市公司作为研究对象。本文员工持股计划数据来源于wind数据库，参与员工持股计划的具体高管类别均从公司员工持股计划公告中手工收集得到，外部董事人数以及相应的财务数据来源于CSMAR数据库。同时，按以下标准筛选样

本：①剔除金融类上市公司；②剔除ST、

∗ST的上市公司的数据；③剔除财务数据缺失、相关数据异常的上市公司样本；④剔除没有高管参与的员工持股计划样本。通过上述方法筛选后，得到872个员工持股计划数据，经过PSM匹配之后一共得到2496个观测值。数据处理采用的软件是stata15.0。

（二）PSM样本选择

为了研究上市公司在实施员工持股计划之前的盈余管理问题，本文通过PSM倾向得分匹配的方法得到控制组样本之后与实验组进行对比。在匹配之前进行了1%和99%的缩尾处理，并且剔除了缺失值。本文将实施员工持股计划的上市公司按照年度、季度进行划分，分别以盈余管理活动是否处于员工持股计划公告前一季度为标识变量，以资产负债率、公司规模、董事会规模、管理层权力作为匹配变量。PSM模型采用Logit回归，对二元被解释变量Treat）进行回归，再以每个匹配变量的回归系数作为权重，拟合出每一个样本的倾向得分值。然后根据倾向得分值对实验组和控制组进行有放回的1∶3最邻近匹配，最终得到与实验组匹配的控制组。

（三）模型与变量度量

为验证假设1~假设4，本文构建了模型1：βDA/REM=β0+β1Treat+β2Ocf+β3Roa+

β4Top+β5Balance+β6Lev+β7Cost+β8Size+9Board+β10Bodhold+β11Mgnhold+Year+Industry+ε

（1）

其中主要变量定义如下：

1.应计利润盈余管理（DA）的估计。本文采用修正的Jones模型估计的可操纵性应计利润（DA）来衡量上市公司员工持股计划公告前一季度（t季度）的盈余管理程度。用总应计利润（TA）减去非可操纵性应计利润（NDA），可得到代表盈余管理程度的可操纵性应计利润（DA）。

2.真实活动盈余管理（REM）的估计。参考

Roychowdhury[24]、Cohen等[25]以及李增福等[26]的做法，本文采用异常经营活动现金流量、异常产品成

本和可操控性费用来计量真实活动盈余管理。

□·22·

财会月刊2020.013.管理层权力的定义。参考卢锐等[27]、权小锋

等[28]以及王新等[29]对于管理层权力的定义，本文

从代理成本的视角出发，认为大股东与中小股东之间的持股差距越大，意味着大股东的持股比例更高，股权更加集中，对于盈余管理导致的股权收益波动更加敏感，对于公司的控制力、管理能力更强，从而管理层的实际权力更小。

4.控制变量的定义。本文控制了股权集中度、股权制衡度、董事会规模等公司治理因素指标，经营活动现金流量、资产负债率、公司规模、盈利能力、资本性支出等财务特征指标，还控制了董事会持股水平与管理层持股水平。此外，控制了年度与行业特征对员工持股计划公告前盈余管理行为的影响。本研究所涉及变量的具体定义如表1所示。

表1变量定义变量类型变量含义变量符号变量定义应计利润被解盈余管理DA采用修正的Jones模型估计的季度可操纵性应计利润释变量真实活动由异常经营活动现金流量、盈余管理REM异常产品成本和异常费用组成是否处于公告前Treat盈余管理活动处于员工持股计划公告前一季度为1，否则为0解释外部董事变量监督Depend外部董事人数/董事会总人数高于均值为1，否则为0管理层权力Power第一大股东持股比例/第二至十大股东持股比例之和高于均值为1，否则为0经营活动现金流量Ocf经营活动现金流量/总资产盈利能力Roa净资产收益率股权集中度Top第一大股东持股比例股权制衡度Balance第二至十大股东持股比例之和/第一大股东持股比例资产负债率Lev负债总额/总资产控制购建固定资产等长期资产变量资本性支出Cost的支出/总资产公司规模Size总资产的自然对数董事会规模Board董事会总人数董事会持股董事会成员持股数量/水平Bodhold总股本管理层持股水平Mgnhold管理层持股总数量/总股本年度Year控制年度差异的影响行业Industry控制行业差异的影响（四、实证分析（一）描述性统计

表2列示了员工持股计划公告前的盈余管理及相关变量的描述性统计结果。从表2可见：在大样本中，应计利润盈余管理的均值为0.009，真实活动盈余管理的均值为-0.005，说明上市公司在员工持股计划公告前的样本中存在一定程度的盈余管理；外部董事监督的均值为0.524，说明样本中平均有52.4%的公司具有较高的外部董事治理水平；管理层权力（Power）的均值为0.262，说明样本中有26.2%的公司管理层权力相对较小。另外，从财务数据中可以发现：股权集中度的均值为0.333，说明样本中的公司存在一定程度的股权集中现象；董事会规模的极值相差较大，标准差也相对较大，说明样本公司的董事会人数分布存在一定的差异，可能董事会治理效果也存在一定程度的区别。

表2描述性统计

变量样本均值

方差最小值中位数最大值

DA24960.0090.087-1.6580.0052.047REM2468-0.0050.186-1.717-0.007

4.362Treat24960.2720.4450.0000.0001.000Depend2496

0.5240.5000.0001.0001.000Power24960.2620.440

0.000

0.0001.000Ocf24960.0080.106-4.2700.0080.331Roa24960.0250.040-0.3280.0180.532Top24960.3330.1410.0410.310.852Lev24960.3970.2070.0160.3881.118Cost24960.0290.0360.0000.016

0.358

Size249622.1691.25217.77922.00527.616

Board

2496

8.2141.5075.0009.00017.000Bodhold24960.1460.1930.0000.0200.741Mgnhold2496

0.1530.199

0.000

0.024

0.750

（二）多元回归分析

1.假设1的实证回归结果。为验证假设1，本文在控制了盈余管理的相关影响因素后，通过解释变量是否处于公告前（Treat）进行回归，表3检验了员工持股计划公告前一季度盈余管理的存在性及其方向。

如表3所示，当被解释变量为应计利润盈余管理（DA）时，Treat的系数为-0.008，并且在5%的统计水平上显著，说明相对于没有高管参与员工持股计划的公司，有高管参与员工持股计划的公司在公告前一季度进行了负向的应计利润盈余管理；当被解

释变量为真实活动盈余管理（REM）时，Treat的系数为-0.013，并且在10%的统计水平上显著。因此，假设1得以验证。

表3高管参与员工持股计划与盈余管理

DA

REM

Treat-0.008∗∗-0.013∗（-2.09）（-1.89）Ocf-0.450∗∗∗-0.522∗∗∗（-12.08）（-2.67）Roa0.344∗∗∗-0.111（7.10）

（-0.28）Top-0.0000.012（-0.92）（0.45）Lev-0.0010.103∗∗∗（-0.10）（2.99）Cost0.0520.152（0.89）（1.02）Size0.0020.005（1.11）（1.00）Board-0.000-0.003（-0.25）（-1.50）Bodhold0.060-0.531（0.88）（-1.13）Mgnhold-0.0670.507（-0.98）（1.13）_cons-0.049-0.015（-1.34）（-0.11）行业控制控制年度控制控制N24962468R20.3290.066adj.R20.321

0.055注：∗、∗∗、∗∗∗分别表示10%、5%、1%水平下双尾检验显著，并且使用稳健标准误，下同。

2.假设2的实证回归结果。将样本按照管理层权力大小进行分组，分别以应计利润盈余管理（DA）和真实活动盈余管理（REM）为被解释变量进行回归，结果如表4所示。

从表4中可以发现，应计利润盈余管理（DA）和真实活动盈余管理（REM）在管理层权力大的情况下，Treat的系数分别为-0.009和-0.02，并且均在5%的统计水平上显著；而在管理层权力小的情况下，Treat的系数均不显著。因此，假设2得以验证。

3.假设3的实证回归结果。为了验证假设3，本文分别将只有CFO参与认购的样本和只有其他高管参与认购的样本进行匹配，解释变量为是否处于公告前（Treat），回归结果如表5所示。

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表4管理层权力与盈余管理管理层权力大管理层权力小变量（Power=0）（Power=1）DA

REM

DA

REMTreat-0.009∗∗-0.020∗∗-0.0050.002（-2.07）（-2.21）（-0.88）

（0.20）

Ocf-0.452∗∗∗-0.483∗∗-0.455∗∗∗-0.652∗∗∗（-11.52）（-2.01）（-8.87）（-4.07）Roa0.324∗∗∗0.2240.408∗∗∗-0.852∗（5.68）

（0.51）（5.78）（-1.95）Top-0.0250.0640.029∗-0.048（-1.09）（1.22）（1.76）（-1.17）Lev-0.0130.132∗∗∗0.040∗∗∗0.004（-0.94）（3.25）（2.80）（0.10）Cost0.0610.0630.0490.489∗∗（0.73）（0.41）（1.03）

（2.57）Size0.0040.003-0.0020.007（1.27）

（0.46）

（-1.18）（1.63）Board-0.001-0.0020.002∗-0.003（-0.67）（-0.82）（1.72）（-1.29）Bodhold

0.063-0.5460.405-1.510∗（0.88）

（-1.12）（0.59）（-1.71）Mgnhold

-0.073

0.516-0.4061.484*（-1.04）（1.12）（-0.60）（1.69）_cons-0.0620.0250.014-0.105（-1.26）（0.12）（0.35）（-1.04）行业控制控制控制控制年度控制控制控制控制N18421830654638R20.3480.0590.2660.328adj.R20.337

0.044

0.231

0.295

从表5中可以发现，只有CFO参与的员工持股计划匹配出的样本中，Treat的系数为-0.007，并且在10%的统计水平上显著，而只有其他高管参与的员工持股计划匹配出的样本中，Treat的系数为-0.034，但是不具有统计显著性，说明相对于只有其他高管参与员工持股计划，只有CFO参与员工持股计划的公司会在公告前进行负向的应计利润盈余管理。从表5的结果中还可以发现，不论是只有CFO参与还是只有其他高管参与员工持股计划，公司的真实盈余管理都没有显著的差异。因此，假设3得以验证。

4.假设4的实证回归结果。为了验证假设4，本文在前三个假设的基础上加入了外部董事权力的分组，分为权力小和权力大两组，研究外部董事权力的不同是否会对高管的盈余管理行为产生影响，回归结果如表6所示。

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财会月刊2020.01表5高管类别与盈余管理变量只有CFO只有其他高管DA

REM

DA

REM

Treat-0.007∗-0.016-0.034-0.144（-1.88）（-1.25）（-1.50）（-1.09）Ocf-0.824∗∗∗-0.862***-1.026∗∗-2.144∗（-3.02）（-4.58）（-2.24）（-1.74）Roa1.145∗∗∗0.0910.088∗∗∗0.001（2.59）

（0.32）

（4.36）

（0.02）

Top-0.000-0.000-0.000-0.002（-1.52）（-0.37）（-0.61）（-0.93）Lev0.029∗∗0.061*0.050-0.152（2.46）（1.75）（0.59）（-0.67）Cost-0.0970.1830.0790.173（-1.34）（1.54）（1.18）（0.67）Size0.0020.0030.0120.117（1.17）

（0.60）

（1.23）（1.09）Board-0.003-0.0040.0130.113（-1.17）（-1.13）（1.27）（1.01）Bodhold-0.024-0.1450.2680.378（-0.19）（-0.62）（0.81）

（0.59）

Mgnhold0.0140.127-0.176-0.154（0.11）

（0.58）

（-0.66）（-0.30）

_cons-0.030-0.051-0.367-3.305（-0.52）（-0.49）（-1.35）（-1.08）行业控制控制控制控制年度控制控制控制控制N71668612921250R20.4830.2060.0750.041adj.R20.461

0.169

0.053

0.017

从表6中可以发现，当被解释变量为应计利润盈余管理（DA）时，在外部董事权力小和大的情况下，Treat的系数分别为-0.009（在5%的统计水平上显著）和-0.005（不具有统计显著性）；当被解释变量为真实活动盈余管理（REM）时，在外部董事权力小和大的情况下，Treat的系数分别为-0.016（在5%的统计水平上显著）和-0.003（不具有统计显著性），说明外部董事能够对员工持股计划中高管的盈余管理行为起到抑制作用。

此外，利用只有CFO参与员工持股计划所匹配出的样本中，在外部董事权力小的组别中，Treat的系数为-0.013并且在10%的统计水平上显著，而外部董事权力大的组别中Treat的系数为-0.006并且不具有统计显著性，说明外部董事能够对员工持股计划中CFO的盈余管理行为起到抑制作用。因此，假设4得以验证。

表6高管参与员工持股计划、外部董事与盈余管理

外部董事权力小（Depend=0）外部董事权力大（Depend=1）变量高管只有CFO高管只有CFODAREMDADAREMDATreat-0.009∗∗-0.016∗∗-0.013∗-0.005-0.003-0.006（-2.11）（-2.02）（-1.84）（-0.94）（-0.19）（-1.20）Ocf-0.607∗∗∗-0.418∗-1.214∗∗∗-0.424∗∗∗-1.075∗∗∗-0.424∗∗∗（-8.58）（-1.95）（-3.58）（-17.82）（-5.81）（-3.74）Roa0.506∗∗∗-0.1381.685∗∗∗0.339∗∗∗0.0200.496∗∗∗（5.71）（-0.31）（3.09）（6.19）（0.12）（4.44）Top-0.0000.003-0.0000.0000.069-0.000（-1.16）（0.12）（-1.06）（0.09）（1.03）（-1.54）Lev0.0140.123∗∗∗0.024-0.0060.0440.024∗（1.15）（2.99）（1.00）（-0.38）（1.58）（1.81）Cost0.0460.150-0.0920.0530.052-0.059（0.80）（0.92）（-1.08）（0.57）（0.29）（-1.04）Size0.006∗0.001-0.001-0.0010.017∗0.005∗（1.83）（0.14）（-0.24）（-0.45）（1.75）（1.94）Board-0.003-0.001-0.0060.002∗-0.0040.000（-1.11）（-0.40）（-1.53）（1.65）（-1.13）（0.08）Bodhold0.080-0.5860.1070.047-0.456∗-0.012（0.74）（-1.08）（0.40）（0.60）（-1.65）（-0.13）Mgnhold-0.0770.563-0.104-0.0680.4380.023（-0.77）（1.07）（-0.39）（-0.79）（1.63）（0.25）_cons-0.109∗∗0.0860.0390.012-0.344-0.131∗∗（-2.06）（0.50）（0.46）（0.22）（-1.61）（-2.53）行业控制控制控制控制控制控制年度控制控制控制控制控制控制N118720873111309381405R20.1910.0590.6570.4610.3600.373adj.R20.1700.0450.6210.4480.3060.323五、稳健性检验（一）小样本偏差问题

为了进一步验证员工持股计划中CFO的参与能够提高公告前的盈余管理程度，在原有“只有CFO参与”的样本基础上，加入“CFO和其他高管共同参与”的样本来解决样本容量过小导致的实证结果偏差问题，重新进行回归。结果显示，Treat的系数为-0.011，并且在10%的统计水平上显著，假设3依旧得到验证。

（二）CFO影响员工持股计划公告前盈余管理水平的进一步检验

本文在主回归中采用PSM方法来研究CFO在员工持股计划公告前的盈余管理行为，为了进一步验证CFO能够显著影响员工持股计划公告前的盈余管理行为，本文剔除了CFO和其他高管共同参与

的样本，并构建了模型（2）对CFO的作用进行验证：βDA=β0+β1Post+β2CFO+β3Post×CFO+β4Ocf+

β5Roa+β6Top+β7Balance+β8Lev+β9Cost+β10Size+11Board+β12Bodhold+β13Mgnhold+Year+Industry+ε

（2）

其中：若盈余管理处于员工持股计划前一季度则Post为1，处于当季及后一季度则Post为0；只有CFO参与员工持股计划时CFO取1，其他情况为0。结果显示，交互项Post×CFO的系数为-0.009，并且在10%的统计水平上显著，说明CFO参与员工持股计划能够显著影响盈余管理水平，假设3得到了进一步的验证。

（三）替换解释变量

本文在主回归中使用第一大股东持股比例/第二至十大股东持股比例之和来衡量管理层权力的大小，考虑到在实际中上市公司董事长或者CEO在管理层权力中具有较高的地位，因此在稳健性检验中将管理层权力（Power）的衡量指标替换为Power2，即第一大股东持股与第二至十大股东持股的比值+两职合一（Dual，董事长与总经理为同一人取1，否则取0），高于均值为1，否则为0。重新对模型（1）进行回归，发现当管理层权力大的时候，Treat的系数依然显著为负，结果仍支持原有假设。

（四）竞争性假设

高管如果提高了上市公司某一季度或者某一段时期的盈余管理水平，将会对公司年末财务数据的整理以及年报的编制产生影响，若员工持股计划公告的时间正好接近会计师事务所的审计时间，那么审计质量的高低也会对公告前的盈余管理水平产生很大的影响。因此，本文在控制了审计质量（Aud，是否由国际四大会计师事务所进行审计，是取1，否则为0）之后重新对模型（1）进行回归，结果显示，在审计质量低的情况下，公司在员工持股计划公告前的负向盈余管理行为更为显著。

六、结论

本文以我国2014年恢复实施上市公司员工持股计划为制度背景，以我国2014~2017年间实施了员工持股计划的上市公司为研究对象，从高管参与员工持股计划的角度出发，研究了上市公司高管在员工持股计划公告前的盈余管理行为及差异。研究发现，与高管未参与员工持股计划相比，当高管参与员工持股计划时，其会在员工持股计划方案公告前

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进行负向的应计利润盈余管理和真实活动盈余管理，且管理层权力越大，盈余管理越显著。而相对于只有其他高管参与员工持股计划，当只有CFO参与员工持股计划时，其在员工持股计划方案公告前进行的负向应计利润盈余管理更显著。此外，相对于外部董事权力较小的公司，权力较大的外部董事对有高管参与的员工持股计划的公司盈余管理行为的抑制效果更好。

本文的研究阐释了高管参与员工持股计划对上市公司盈余管理水平的影响，并进一步证明了外部董事权力对上市公司盈余管理的抑制作用。此研究进一步拓宽了高管对上市公司盈余管理影响的研究，为我国进一步推行上市公司员工持股计划、更好地发挥外部董事的治理效应提供了经验借鉴，也有助于为上市公司实施员工持股计划时对高管行为的规范与监督提供参考。

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