盈余管理对地方政府资源配置的影响研究，本文主要内容关键词为：盈余论文,资源配置论文,地方政府论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、研究假设
在我国经济体制的转轨过程中，政府管制渗透于资本市场发展的整个过程中，证券监管部门对公司上市后的配股权、增发权等资格条件作出了规定，除了产业政策等软约束外，主要采取了以净资产收益率为标准的硬性指标要求。在这种特定制度安排下，争取上市、避免退市或受到特别处理，或达到配股要求，构成了公司上市前或之后比较重要的盈余管理动机。我国1994年实行的分税制①财政体制扩大了地方收入范围，进一步调动了地方政府组织收入的积极性。地方财政实力的增强、经济的发展，以至于地方政府官员的升迁都在一定程度上取决于地方大中型企业的发展状况，因此，地方政府在自身利益的驱动下，为了帮助本地区上市公司取得上市资格和配股、增发权，常常通过减免税赋、提供税收返还、财政补贴等方式帮助其提高业绩，满足监管部门的硬性指标要求(陈晓、李静，2001)。地方政府在决定是否给予以及给予多少财政补贴的时候，由于信息不对称，可能存在的官员腐败、行贿受贿等寻租行为，以及技术方法上的限制，无法真正识别上市公司的真实业绩。笔者认为，地方政府有动机并有能力认识上市公司的盈余操纵行为，并在此基础上确定资源配置的方向。其一，地方资源的稀缺性和有限性决定了地方政府不能滥用资源，进而导致地方政府进行财政补贴时需进行慎重选择。其二，财政补贴对于上市公司、甚至于地方经济往往产生至关重要的影响，选择效益良好、有发展前途的上市公司对地方经济会产生很强的带动作用，反之，则有可能侵蚀地方的财政收入。其三，上市公司盈余操纵行为不仅为市场监管者和投资者所关注，而且成为媒体和证券分析师关注的焦点。另外随着我国资本市场日益完善，利益相关者辨别上市公司是否存在盈余操纵行为的能力日益增强，技术日臻完善，这必然会提高地方政府判断公司的发展潜力和真实业绩的能力。由此提出本文的假设：地方政府给予财政补贴的决定与上市公司盈余操纵的程度呈负相关关系。
二、变量选取与样本描述
(一)变量选取 在本文的模型中，因变量y是一个0-1变量(二分变量)，用来表示地方政府是否向上市公司提供补贴。当地方政府向公司提供补贴时，y取1；反之，地方政府未向公司提供补贴时，y取0
国外的研究多将非正常应计项目作为衡量盈余管理的指标，但是，采用非正常应计项目来衡量上市公司的盈余操纵行为常常存在一定的偏差(陈信元、原红旗，1998；陈晓、戴翠玉，2004；Herrmann et al.，2003)。因此，在本文的基本检验中，笔者选择了另一个盈余操纵计量指标；非经营活动损益(NOT)。非经营活动损益的构成项目，如处置固定资产和投资收益的损益已成为上市公司进行盈余管理的重要手段(Herrmann at al.，2003)。而在我国，投资收益在一定程度上成为上市公司进行盈余操纵的手段(Kevin Chen and Hongqi Yuan，2004)。根据本文的研究对象，非经营活动损益为扣除补贴收入后的余额除以净资产。另外，本文选择了能够反映上市公司财务状况和经营成果的一些财务指标作为控制变量：公司规模、流动比率、资产负债率和净资产收益率。我国于1994年进行了一次大规模的财税制度改革，此次改革对企业的税种、税负以及中央和地方的收入分配关系都产生了很大的影响。因此，本文剔除1994年前的数据，将1994～2003年作为研究窗口。按照这一标准，本文共得到8183个研究样本(panel)，其中，深圳证券交易所样本为3627个，上海证券交易所样本为4556个。有关数据来源于色诺芬公司数据库。
(二)样本描述 表1列示了本文使用的主要变量的描述性统计指标
表1自变量描述统计结果
变量最大值 最小值
均值 中位数 标准差
补贴收入(万元) 45000
-13653620.00
1452
补贴率 125.71 -9.640.11
0.00
1.66
NOI 10.62 -139.93 -0.0033 0.0053 1.54
流动比率85.670.001.86
1.44
2.07
公司规模26.69
16.88
20.81
20.76 0.92
资产负债率 23.800.010.47
0.44
0.48
ROE 81.70 -366.66 -0.03
0.08
4.77
有效样本8183个，其中有3687个公司收到了财政补贴，占总体样本的45.07％，无论是享受补贴的上市公司数目，还是享受补贴的上市公司占上市公司总数的比例，都有不断增长的趋势，1994年只有8.48％上市公司收到补贴，而在2003年有56.79％上市公司享受财政补贴。补贴收入的金额也由1994年的20807万元上升为2003年593730万元(数据未列示)，这些数据说明财政补贴范围的扩大和金额的提高。另外，有三家公司的补贴收入为负数，可能是上市公司退回以前年度多收的补贴收入。
非经营活动损益NOI，是本文盈余操纵指标，其数据为利润总额扣除营业利润和补贴收入后的金额除以净资产后而得到的。非经营活动损益的上四分位数为0.0247，下四分位数为-0.0012(未报告)，说明有25％的上市公司扣除了补贴收入后的非经营损益大于0.0247，平均上市公司的非经营损益为-0.0033。
注：补贴率=补贴收入÷利润总额；NOI，非经营活动损益=(利润总额-营业利润-补贴收入)÷净资产=(投资收益+营业外收入-营业外支出)÷净资产；流动比率=流动资产÷流动负债；公司规模=In(资产总额)；资产负债率=负债总额÷资产总额；ROE，净资产收益率=净利润÷净资产。
三、实证分析
(一)分组检验
注：***单尾t检验在0.01的水平上显著，零假设为均值等于样本总体均值-0.0033，或单尾Wilcoxont符号秩检验在0.01的水平上显著，零假设为中位数等于样本总体中位数0.0053；#单尾t检验在0.1的水平上显著，零假设为两组样本均值相等，或单尾Wilcoxon秩和检验在0.1的水平上显著，零假设为两组样本中位数相等。
表2列示了按是否收到补贴将上市公司分组后的有关数据，统计分析结果在一定程度上支持了本文提出的假设。获得补贴后上市公司的非经营活动损益中位数显著低于样本总体的中位数，但均值的统计检验并不显著，在未获得补贴组中，非经营活动损益的均值和中位数同样本总体都存在显著差异。就两组之间非经营活动损益的比较看，无论是均值的t检验还是中位数的Wilcoxon秩和检验都在10%的水平上显著。在这组检验显著的基础上，表3列示了另一种分组检验的结果。
表3按BSROE进行分组情况
区间
1994年
1995-1998年 1999-2003年
重亏区间-∞～10％同左 同左
亏损边缘
-10％～0％同左 同左
一般区间0%～+∞0%～8％ 0%～4％
配股边缘
8％～10％4％～6%
绩优区间
10%～+∞ 6％～+∞
净资产收益率是上市公司取得配股资格及保持上市资格的关键指标，因此本文决定考察在不同的补贴前净资产收益率区间内，地方政府支持与上市公司盈余管理的关系。本文遵循了陈晓、李静(2001)的方法，将补贴前净资产收益率(BSROE)分为五个区间，分别是重亏区间、亏损边缘、一般区间、配股边缘和绩优区间。1994～2003年间证监会对上市公司的配股资格规定发生了较大的变化，因此，与之相对应，本文区间的划分根据年度的不同也发生了一定的变化，区间划分情况如表3所示。各区间内是否收到补贴的上市公司NOI的参数及非参数检验结果见表4。
表4各区间内NOI的参数及非参数检验结果
重亏区间 亏损边缘 一般区间 配股边缘 绩优区间
样本数 588
302
2098 868
4335
获得补贴的公司 269
184
929
538
1767
占百分比(％)
45.75 60.93 44.28 61.98 40.76
t检验值0.827-1.464*
4.74***
-0.7253.171***
wilcoxon z检验值 -0.242-1.47* -0.4074*** -0.876-1.322*
注：***(*)单尾t检验在0.01(0.1)的水平上显著，零假设获得补贴上市公司NOI的总体均值等于未获得补贴的上市公司NOI均值，或wilcoxon秩和检验在0.01(0.1)的水平上显著，零假设为获得补贴上市公司NOI的总体中位数等于未获得补贴上市公司的总体中位数。
在一般区间和绩优区间，上市公司的非经营活动损益与政府是否支持之间存在一定的相关性，未获得补贴的上市公司的非经营活动损益明显高于获得补贴的上市公司。在处于亏损边缘的上市公司中，获得补贴和未获补贴的两组上市公司间的非经营活动损益也存在统计上较为显著的差异，但在重亏区和配股边缘区中，两组间非经营活动损益的差异并不明显。这反映了政府财政支持的选择性，当上市公司处于亏损和配股边缘时，地方政府更倾向于进行财政补贴，但当处于一般和绩优区时，地方政府会采取较为严格的程序考虑上市公司取得财政补贴的资格，并能够判断上市公司的盈余管理行为。
(二)Logit回归分析
表5 Pearson相关系数(右上角)和Spearman相关系数(左下角)
NOI 流动比率公司规模 资产负债率 ROE
NOI0.005
0.007 -0.004 0.860***
流动比率0.029*** -0.112*** -0.222*** 0.012
公司规模
-0.124*** -0.132*** -0.053*** 0.017
资产负债率 -0.001-0.717***
0.173***-0.014
ROE 0.303*** 0.102***
-0.044*** -0.105***
注：***在0.01的水平上显著(双尾)
表5提供了回归模型中各自变量的Pearson相关系数(右上角)和Spearman秩相关系数分别为0.860和0.303，资产负债率和流动比率也呈现出相对较高的相关性，与Spearman秩相关系数为-0.717。
为检验研究假设：地方政府给予上市公司财政补贴时是否会考虑公司的盈余管理行为，本文建立了Logit回归模型，其表达式如下：
变量定义：
EM：盈余管理指标，具体指NOI，即非经营活动损益=(利润总额-营业利润-补贴收入)÷净资产=(投资收益+营业外收入-营业外支出)÷净资产
CR：流动比率=流动资产÷流动负债
SIZE：公司规模=In(资产总额)
TLTA：资产负债率=负债总额÷资产总额
ROE：净资产收益率=净利润÷净资产
利用上述模型，本文对1994～2003年的全部样本数据进行了回归分析，同时，也进行了分区间的Logit回归，分析结果详见表6。
表6 Logit模型回归结果
常量 NOI
CRSIZETLTA ROE
预测符号 ? -- +++
全部数据 -6.869*** -0.0210* -0.059*** 0.325*** 0.037 0.001
重亏区间 -9.032*** -0.0480.149 0.397*** 0.876 0.008
亏损边缘 -9.312*** -1.2680.065 0.534*** -0.486* 39.259***
一般区间 -8.438** -3.291** -0.061**
0.403*** 0.412* -4.821***
配股边缘 -5.210**
-1.1510.044 0.156*1.058* 29.597***
绩优区间 -5.741*** -0.706* -0.095*** 0.267*** 0.008-0.033
注：*，**，***分别在01、0.05和0.01的水平上显著。
在对所有数据进行Logit回归的模型中，非经营活动损益显著为负，流动比率、公司规模、总资产负债率和ROE也都与预测符号相符，但只有流动比率和公司规模在1％的水平上显著。因此，从总体上看，地方政府进行财政补贴时，并没有完全依赖于证监会规定的净资产收益率指标，而是在考虑上市公司规模和流动比率的同时．考察了上市公司是否存在以非经营活动损益为指标的盈余管理行为。
按照补贴前净资产收益率将上市公司划分为五个区间重新进行Logit回归后，我们得到了与总体检验结果略有不同但却十分有趣的结果。在一般区间和绩优区间，地方政府的财政支持显得更为理性，非经营活动损益显著为负，表明上市公司的盈余管理行为会影响地方政府的资源配置。但在重亏、亏损边缘和配股边缘这一指标却不显著。从其他控制变量看，公司规模在所有的回归检验中都较为显著，说明规模大的上市公司更容易获得财政补贴。在亏损边缘和配股边缘的回归检验中，上市公司的盈余管理程度对地方政府资源配置的影响较弱，但ROE显著为正。显然，当补贴前净资产收益率处于这两个敏感区间时，上市公司的净资产收益率越高，越接近域值，就越容易获得地方政府的财政支持。这一发现从另一角度反映了地方政府选择上市公司进行财政补贴的倾向性。同样在这两个区间中，资产负债率(TLTA)对地方政府资源配置的影响方向是相反的。在亏损边缘，资产负债率越低的公司越容易得到地方政府的支持，而在配股边缘，资产负债率越高的公司越容易得到支持。可能的原因在于，处于亏损边缘的上市公司获利能力不强，而较高的资产负债率无疑增加了公司所面临的风险，但在配股边缘，上市公司的高资产负债率可能正表示其运用财务杠杆的能力较强。在这两个区间中，流动比率也显著为负，这样看来，地方政府更倾向于支持那些缺少流动资金的上市公司。
总的来看，当采用非经营活动损益作为盈余管理的衡量指标时，回归检验结果在一定程度上证实了本文提出的假设，即上市公司盈余管理行为与其是否获得财政补贴呈负相关关系，换言之，地方政府似乎能够识别上市公司的盈余管理行为。另外，当上市公司补贴前净资产收益率处于不同区域时，地方政府会有不同的选择倾向，如当补贴前净资产收益率处于亏损边缘和配股边缘时，地方政府更关注上市公司的净资产收益率，而不能有效识别其盈余管理行为，但在一般区间和绩优区间，地方政府似乎能够识破上市公司采用非经营活动进行盈余管理的行为。
(三)敏感性分析
国内的研究者(陈小悦、肖星、过晓艳，2000)也发现，净资产收益率(ROE)在10％到11%之间的上市公司的操控性应计项目额较高，这表明在我国资本市场中，操控性应计项目可能是衡量盈余管理的一项指标，因此，在本文的敏感性分析中，笔者选择了以滞后总资产衡量的第t年操控性应计划利润变量，作为上市公司利润操纵程度指标。操控性应计利润是利用基本的和修正后的横截面Jones模型估计得到的，计算过程和运用模型可用公式表达如下：
在计算非操控性应计利润的过程中，需要注意的是，
估计值，即是从基本的Jones模型中得到的，而不是从修正模型中得到。这与国内一些文献有所不同，“主营业务收入变动与应计利润具有相关关系”比“现金流量与应计利润具有相关关系”更为合理，因此，在进行参数估计时未将应收账款变动额计算入内。但当收入受到操纵时，利润基本的Jones模型，即公式(1)估计非操控性应计利润会存在误差，故主营业务利润变化量经过了当期应收账款变化量的调整。操控性应计利润为线下项目前应计利润总额扣除非操控性应计利润后的余额，这一项目作为盈余管理指标中的Logit回归分析模型后，得到检验结果如表7所示：
表7考虚操控性应计项目的Logit模型回归结果
样本量常量DA CR SIZE TLTA ROE
预测符号？ - - + ++
全年数据 5815 -4.899***
-0.585*** -0.053*** 0.245*** -0.0560.004
重亏区间 519
-10.376***
-0.860 0.154 0.467 0.751-0.003
亏损边缘 256-8.746**-1.368 0.061 0.509-0.480* 36.518***
一般区间 1379 -9.587***
-1.797*** -0.046***
0.4220.760** 26.695***
配段边缘 647
-10.133*** -3.112***
0.060***
0.307 0.844
65.066***
绩优区间 3014 -2.589***
-0.716**
-0.111***
0.135-0.122-0.236*
注：*，**，***分别在0.1、0.05和0.01的水平上显著。
由于在计算操控性应计利润时需要使用经营活动现金流量指标，而我国在1998年才开始正式要求上市公司编制现金流量表，因此，敏感性分析主要采用1998年后的数据进行回归，样本量合计为5815个。从表7可以看出，操控性应计利润(DA)作为新的盈余管理指标，与本文上一部分的检验结果基本相同，不同的是它在配股边缘区间也非常显著，通过了显著性水平为0.01的Wald检验，差异原因可能是地方政府主要通过操控性应计利润判断上市公司的盈余管理行为，1998年后即使上市公司处于配股边缘，地方政府在提供财政支持时也会考虑上市公司的盈余管理程度。控制变量中，公司规模的检验非常显著，并与前面的检验保持一致，其他变量则略有变化，但对我们的研究结论并没有产生重大影响。
四、结论
本文围绕盈余管理的经济后果问题展开讨论，重点研究了盈余管理对我国地方政府资源配置的影响。研究发现，如果上市公司的非经营活动损益作为衡量盈余管理的指标，则随着非经营活动损益的增加，地方政府进行财政支持的可能性降低。由此看来，地方政府在一定程度上能够识别上市公司的盈余管理行为，并因此影响其资源配置的方向。另外，当把上市公司补贴前净资产收益率依次分为重亏、亏损边缘、一般、配股边缘和绩优五个区间时，盈余管理对地方政府配置资源的影响又略有不同。在亏损边缘和配股边缘，净资产收益率指标对地方政府的资源配置影响更大，而在一般和绩优区间，盈余管理指标与上市公司是否获得财政补贴呈显著的负相关关系。
本文的不足之处首先在于，由于地方政府支持本地上市公司发展的方式很多，那些隐形的财政补贴是我们难以观察或难以进行量化研究的，因此，本文仅选择了上市公司的补贴收入项目作为地方政府资源配置的指标进行考察，难免遗漏了一些重要信息。另外，本文的研究前提是地方政府在进行稀缺资源的分配时，以取得更大的经济效益为目标，但是，这一前提可能与实际情况并不完全相符，并影响本文的研究结论。
虽然地方政府进行财政补贴时，在一定程度上考虑了上市公司可能存在的盈余管理行为，而且，从一项项补贴安排来分析，它们都可能有一定的合理性，但是作为一种非规范的政府调节手段，从累计起的总结果和长期的观点来看，财政补贴不仅不能用于弥补上市公司经营过程中的缺陷和不足，而且还降低了经济运行、尤其是资本市场运行的效率，阻碍了我国经济体制改革的进程，故而，重新检讨并构建我国地方政府与上市公司的关系必将成为多学科共同关注的研究课题。
注释：
①分税制，根据事权与财权相统一的原则，采取分税、分权、征收机构分设以及科学的转移支付制度的财政管理体制。分税，将全部税种在中央和地方之间作合理的划分，明确归属；分权，在明确税种归属的基础上，将税收权限在中央和地方之间作必要调整，明确各自拥有的立法权、调整权、减免权等；征收机构分设，分设国税机构和地税机构，各自征收；转移支付制度，中央以各种补助形式，将一部分财政收入返还给地方，以加强中央宏观调控力和协调地方经济的发展。
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