盈余管理程度的决定因素：公司治理抑或经营绩效，本文主要内容关键词为：盈余论文,公司治理论文,绩效论文,程度论文,因素论文，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、问题的提出
我国上市公司均存在不同程度的盈余管理行为(陆建桥，1999；[1](25-35)Joseph、Lee和Wong，2000[2](103-126)等)。可以说，盈余管理已经成为许多上市公司迎合或逃避监管的一种常用手段。无疑，过度的盈余管理将损害资本市场的资源配置效率进而扰乱市场经济的秩序。因此，如何抑制上市公司的盈余管理行为已经成为投资者利益保护的一项重要内容。大量研究表明，一方面，我国上市公司普遍具有基于IPO、保牌及配股动机的盈余管理行为(林舒、魏明海，2000[3](87-130)等)；另一方面，优良的公司治理结构可以在一定程度上抑制公司的盈余管理行为，进而带来更高质量的财务会计报告(刘立国、杜莹，2003[4](28-36)等)。基于此，似乎可以认为经营绩效的激励和公司治理的制约共同影响着公司盈余管理的程度。
但是，之前的研究大多忽视了不同所有权性质下公司行为的异质性。而大量国有控股上市公司与民营控股上市公司并存是我国现阶段市场经济的鲜明特征之一。显然，不同的所有权性质会对公司治理机制、经营目标及决策产生深刻影响，并最终影响公司的盈利能力、市场表现和行为导向。刘风委、汪辉、孙铮(2005)[5](96-106)就发现，不同所有权性质的公司盈余管理程度有显著差异，法人控股的上市公司比国家控股的上市公司存在更多的盈余管理。因此，我们感兴趣的是，如果国有上市公司与民营上市公司之间盈余管理程度的系统性差异存在，那它由什么因素所决定?公司治理还是经营绩效，抑或是二者的协同作用?
二、理论分析与假设建立
(一)公司治理与盈余管理
自从Berle和Means(1932)[6]提出所有权和经营权分离的话题以来，如何解决委托代理问题和提高公司运作效率就成为公司治理研究的核心。理论上说，公司治理可以通过一整套的制度安排来保证会计信息的质量，其完善程度制约着公司的盈余管理程度。国外的大量实证研究也证实了上述结论(La Porta，1998[7](1113-1153)等)。
现有研究成果表明，我国民营上市公司与国有上市公司治理结构之间存在系统性的差别。那么，值得思考的是，两类公司治理结构间的差别是否构成其盈余管理程度差异的决定性因素?换言之，给定相同的治理结构，其盈余管理程度间的显著性差异是否会消失?我们认为不然。其一，在我国上市公司治理结构安排强制性变迁的背景下，制度的执行程度和执行力度无疑都会大打折扣。以独立董事的强制引入为例，证监会的本意是要发挥独立董事对大股东的监督作用，从而解决监事会形同虚设的问题。但在实际执行过程中，大部分独立董事却反而受制于大股东，独立性无从谈起。其二，处于公司治理结构链条中的内部成员在公司盈余管理问题上的利益是趋同的，从而难以产生监督的动力。毫无疑问，公司所有内部成员在保牌或配股等重大问题上的利益是一荣俱荣或一损俱损的。因此，指望公司内部成员对盈余管理行为提供有效的制约是不现实的。其三，我国较弱的法律风险大大降低了相关责任人的违规成本，不发表不利于公司或大股东的意见成为外部监督者的理性行为。基于此，我们得到本文的假设1：缺乏相应制度背景支持的公司治理机制并不构成对民营上市公司与国有上市公司之间盈余管理程度差异的决定性影响。
(二)经营绩效与盈余管理
在我国的证券市场上，多数上市公司面临着再融资的诉求和保牌的压力。陆建桥(1999)发现，为避免公司出现连续三年亏损而受到证券监管部门的管制，亏损上市公司在亏损及其前后年度普遍采取了相应的能调减或调增收益的盈余管理行为。林舒、魏明海(2000)发现，A股发行公司的报告收益在IPO前2年和前1年处于最高水平，IPO当年显著下降而非继续上升或略微下降，也不呈倒V形。在早期监管政策的诱导下，我国上市公司的净资产收益率甚至出现过令人惊诧的10％现象和6％现象。由此可见，达到预定经营绩效的目标对公司的盈余管理行为有着巨大的推动作用。
近期的研究表明，我国民营上市公司的经营绩效普遍劣于国有控股的上市公司。可以预期，在整体经营绩效不佳的背景下，民营上市公司必然将更多的希望寄托在会计盈余的管理上。此外，与国有上市公司相比较，我国民营上市公司大多规模较小，难以实现在规模上的竞争优势。因此，其再融资的需求也就更为迫切。换言之，面对再融资的诱惑，民营上市公司较国有上市公司而言，存在更为强烈的盈余管理动因。基于此，我们得到本文的假设2：经营业绩的差别对民营上市公司与国有上市公司之间盈余管理程度的差异存在决定性的影响。
三、研究设计
(一)研究的基本思路
根据所研究的问题，实证检验分为两个部分。第一部分是对于盈余管理程度差异的显著性检验。我们将利用单变量回归模型对样本间的均值差异做出检验。以此为基础，实证检验的第二部分将致力于找到民营上市公司与国有上市公司之间盈余管理程度差异的决定性因素。为此，我们将引入表征所有权性质的哑变量ID，并以其分别与代表公司治理和经营绩效的控制变量一道对表征盈余管理程度的因变量进行回归。根据多元回归的基本思想，ID代表着所有被控制的因素相同时不同所有权性质的公司间盈余管理程度的差别。在我们对公司治理因素进行控制时，如果ID统计检验显著，则表明即便在公司治理相同的情况下，样本组间盈余管理程度的差异仍然存在，换言之，公司治理不是这种差异的决定性因素。反之，如果ID统计检验不再显著，则意味着在公司治理相同的情况下样本组之间盈余管理程度的差异将不复存在，亦即公司治理就是这种差异的决定性因素。同样的，在我们对经营绩效因素进行控制时，如果ID统计检验显著，经营绩效不是这种差异的决定性因素。反之，如果ID统计检验不再显著，则表明经营绩效就是这种差异的决定性因素。
(二)样本选择和数据来源
我们选取了2002年1月1日前在上海证券交易所和深圳证券交易所上市交易的所有民营公司作为初始样本。为了达到研究目的，我们首先执行了以下筛选程序：(1)剔除了金融行业上市公司，因为这些公司存在行业特殊性；(2)为了使样本更好地体现总体的特征，我们剔除了那些由国有企业经过股权变更而形成的民营公司，仅保留了自上市之日起即为民营控股的样本；(3)剔除了2003—2005年间资料不全的公司。然后，我们为初始样本的每家公司确定了一家配对的控制样本。控制样本的确定原则如下：(1)自上市之日起至今均为国有控股；(2)与初始样本公司所处的行业相同；(3)与初始样本的总资产规模最为接近且处于同一数量级；①(4)2003—2005年间不存在缺失数据。最后，我们获得了来自我国证券市场的306家公司3年的面板数据(样本数合计为918个)。
根据色诺芬公司提供的公司治理数据库，获得了关于控股股东及其股权性质的相关资料。我们使用的上市公司财务数据和治理结构数据全部取自香港理工大学与深圳国泰安信息技术有限公司联合开发的CSMAR数据库查询系统。对于可疑的控股股东数据，我们将来自CCER的信息和来自CSMAR的信息进行了核对。本文的数据处理全部采用EVIEWS3.1计量分析软件进行。
(三)盈余管理程度的表征变量和计量方法
刘峰、王兵(2006)[8]认为，被广为采用的分行业估计并采用线下项目前总应计额作为因变量估计特征参数的基本Jones模型可能存在着对于任意应计额的计算偏差。同时，他们发现，在我国证券市场中，修正的Jones现金流模型能最有效地揭示盈余管理。并且，采用综合样本估计特征系数所获得的结论要优于采用分行业样本估计的结果。鉴于此，本文采用这一模型估计公司操控性应计利润，并用其绝对值来衡量公司盈余管理的程度。
具体来说，我们用|DA[,i,t]|表示经过上年末总资产调整后的公司i当年操控性应计利润的绝对值，代表公司盈余管理的程度。则有：DA[,i,t]=TA[,i,t]/A[,i,t-1]-NDA[,i,t]。其中，TA[,i,t]为公司i当年包含线下项目的总应计利润，即TA[,i,t]=NI[,i,t]-CFO[,i,t]，其中NI[,i,t]为公司i当年净利润，CFO[,i,t]为公司i当年经营活动现金流量净额；A[,i,t-1]为公司i上年年末总资产；NDA[,i,t-1]为经过上年年末总资产调整后的公司i当年非操纵性应计利润。NDA[,i,t-1]根据以下方程(1)计算而得：
NDA[,i,t-1]=α[,1]+α[,2](REV[,i,t]-REC[,i,t])/A[,i,t-1]+α[,3](PPE[,i,t]/A[,i,t-1])+α[,4](CFO[,i,t]/A[,i,t-1])(1)
其中，REV[,i,t]是公司i当年主营业务收入和上年主营业务收入的差额，△REC[,it]是公司i在t年度年末应收账款和上年末应收账款的差额，PPE[,i,t]是公司i当年末厂场、设备等固定资产原值，A[,i,t-1]为公司i上年末总资产。系数α[,1]、α[,2]、α[,3]、α[,4]的估计值是采用方程(2)回归而得：
TA[,i,t-1]=a[,1]+a[,2](REV[,i,t]-REC[,i,t]/A[,i,t-1])+a[,3](PPE[,i,t]/A[,i,t-1])+a[,4](CFO[,i,t]/A[,i,t-1])+ε[,i,t](2)
其中，a[,1]、a[,2]、a[,3]、a[,4]是系数α[,1]、α[,2]、α[,3]、α[,4]的OLS估计值。
(四)公司治理和经营绩效变量的定义
我们对公司治理及经营绩效的表征变量定义和估计方法如表1所示。
表1变量说明
变量名称变量符号 变量说明
解释变量公司的所有权性质
ID如果是民营上市公司，ID=1，否则为0
董事会独立性 DI 独立董事人数/董事会总人数
董事会会议次数DM 年度内董事会会议总次数的自然对数值，表征董事会的勤勉性
董事会规模 DS 董事会总人数的自然对数值
监事会会议次数JM 年度内监事会会议总次数的自然对数值，表征监事会的勤勉性
控制变量1：
监事会规模 JS 监事会总人数的自然对数值
公司治理变量
机构投资者 JG如果前十大流通股东中存在机构投资者，JG=1，否则为0
股份流通性 LIUT
流通股股数/总股数
股权集中度 JZH
第一大股东持股比例
股权制衡度 ZHH 第二、三大股东持股比例和/第一大股东持股比例
资产负债率 LEV年末负债总额/年末资产总额
控制变量2：
主营业务回报率 adjROA
当年营业利润/年末资产总额
配股公司 ROEhigh
如果当年净资产收益率大于6％，ROEhigh=1，否则为0
经营绩效变量
大额亏损公司
ROElow如果当年净资产收益率小于-6％，ROElow=1，否则为0
控制变量3
公司规模
LNA 年末资产总额的自然对数
四、盈余管理程度差异的显著性检验
我们引入表征所有权性质的哑变量ID，并以其为解释变量对因变量|DA|做单变量回归分析，以此检验从2003年到2005年民营与国有上市公司之间盈余管理程度的均值差异。结果如表2所示。
表2一元回归检验结果
Equation：|DA|=C+A0*ID+ε
2003年 2004年2005年
面板数据
变量系数
T值系数 T值 系数 T值 系数 T值
ID0.006972 1.2332060.0253031.777537*0.0241482.247691**0.0188082.993734***
Costant 0.0317237.987527*** 0.048622
4.862460***
0.0498616.606703***
0.0434029.834666***
N 306 306
306
918
F
1.520797
3.159638* 5.052114**8.962443***
ADJ-R2 0.001705
0.007031
0.013111 0.008608
注：*表示在10％的水平上显著；**表示在5％的水平上显著；***表示在1％的水平上显著。
从检验结果可知，除2003年以外，|DA|与ID均存在显著的正相关关系。这个结果进一步说明，民营上市公司的盈余管理程度显著高于国有上市公司。更具体的，根据面板资料回归的结果可知，由于所有样本公司平均资产为1，602，743，900.37元，因此，每家民营公司的操控性应计利润比国有公司平均高出约1，602，743，900.37×0.018808=30，144，407.28元。
五、决定盈余管理程度差异的原因：多元回归分析
(一)样本选择和模型设定
我们仍以上面的数据为样本，并根据上文的分析和变量定义构建如下线性回归模型并使用OLS回归分析方法检验上文所提出的假设：
|DA[,i]|=A[,0]+A[,1]*ID[,i]+B[,1]*DI[,i]+B[,2]*DM[,i]+B[,3]*DS[,i]+B[,4]*JM+B[,5]*JSi+B[,6]*JG[,i]+B[,7]*LIUT[,i]+B[,8]*JZH[,i]+B[,9]*ZHH[,i]+C[,1]*LNA[,i]+ε (3)
|DA[,i]|=α[,0]+α[,1]*ID[,i]+β[,1]*LEV[,i]+β[,2]*adjROA[,i]+β[,3]*ROEh[,i]gh[,i]+β[,4]*ROElow[,i]+γ[,1]*LNA[,i]+ε(4)
其中，模型(3)用以检验假设1，我们预期哑变量ID的系数A[,1]为正且统计显著。模型(4)用以检验假设2，根据上文的分析，我们预期哑变量ID的系数α[,1]的统计检验不显著，即α[,1]在统计上并不显著地异于零。
(二)多元回归分析
表3多元回归结果
模型3模型4
变量 系数T值 系数T值
ID 0.013282.16299** 0.003230.8460
LEV 0.016891.4755
ROA -0.20075
-3.0906***
ROEHIGH0.019644.1001***
ROELOW 0.022532.1978**
DI 0.045271.34694
DM -0.00798
-1.01547
DS -0.01593
-1.02594
JG 0.010221.83084*
JM 0.008791.62689
JS 0.004960.49733
JZH-0.01318
-0.25554
LIUT0.019500.44283
ZHH 0.003810.21366
LNA-0.03817 -4.02304***-0.01076-2.4641**
Constant 0.85720
4.00354*** 0.25671 2.8063***
N 918918
F 10.8066 131.5733
ADJ-R2 0.1053
0.4607
注：*表示在10％的水平上显著；**表示在5％的水平上显著；***表示在1％的水平上显著。模型中各变量的VIF值均小于3，表明不存在严重的共线性问题。但模型1和2都存在不同程度的异方差，因此我们采用White修正方差对t统计量进行了修正，表内报告的T值即为修正后的结果。
回归结果如表3所示。在模型3中，表征所有权性质的哑变量ID在5％的水平上统计显著，表明即使民营上市与国有上市公司的公司治理安排相同，两类公司之间盈余管理程度的显著差别依然会存在。这与我们的假设1相符，公司治理结构对两类公司盈余管理程度的差别不具有决定性的影响。在模型4中，控制经营绩效后，表征所有权性质的哑变量不再显著，表明当民营上市与国有上市公司业绩水平相同时，它们的盈余管理程度不再存在显著的差别。这与我们的假设2相符，回归结果表明，经营绩效是两类公司盈余管理程度差别的决定因素。
我们发现，在表征经营绩效的变量中，分别代表配股和巨亏的变量ROEhigh和ROElow都与公司的盈余管理程度高度正相关，这再次印证了我国上市公司的盈余管理行为存在强烈的基于监管动机的结论。主营业务回报率指标与盈余管理程度负相关，表明当公司的主营业务不能带来充足的利润时，公司的盈余管理程度会显著增加。在表征公司治理的变量中，只有代表机构投资者持股的哑变量与盈余管理程度相关。并且，我们的研究发现，拥有机构投资者的公司盈余管理程度更高。联系到我国证券市场上多宗利用内幕信息操纵股价的案例，我们有理由怀疑机构投资者持有上市公司股份的真实意图。这也表明，对于我国机构投资者行为的研究亟待深化。
此外，我们还发现，公司规模与盈余管理程度负相关。这可能是因为大规模公司所受到的社会关注、监管关注更大的原因，也可能是大规模公司上下协调，共同粉饰财务报表的成本更高。而资产负债率与公司的盈余管理程度并不相关，这表明西方的债务契约假设在我国特殊的银行体制下未必适用。
六、研究结论与启示
作为财务揭示的热点问题，盈余管理一直受到中外学者的广泛关注。但以往的研究大多忽视了不同所有权性质下公司盈余管理行为的异质性。刘凤委、汪辉、孙铮(2005)的研究明确提出了不同所有权性质下公司盈余管理程度的差异问题，但他们并没有对这种差异的原因做出考察。为弥补这一不足，我们使用2003-2005年来自我国证券市场的数据再次考察了民营上市公司与国有上市公司间盈余管理程度的差别。我们的经验证据证实了民营上市公司的盈余管理程度显著高于国有上市公司。更进一步的是，我们发现经营绩效决定着两类公司之间盈余管理程度的差异。
我们的结论具有一定的政策含义。首先，尽管自亚洲金融危机及安然事件之后，公司治理俨然已成学术界的显学，但在我国转型经济的特殊制度背景下，夸大公司治理的实际功效是不可取的。本文的研究也再次表明我国上市公司治理结构中监督作用的弱化。我们认为，要真正的发挥治理结构的作用，就必须着力完善相应的外部环境，如证券诉讼和保障制度，经理人市场以及外部接管市场等等。其次，既然拙劣的经营业绩是导致民营上市公司与国有上市公司盈余管理程度差别的决定性因素，并且，由此引致的过度盈余管理行为已经损害了中小投资者的利益，那么，监管者就应当从源头上遏止我国上市公司这种良莠不齐的状况。我们认为，适当的提高上市的门槛有益于培育健康良性的资本市场，而出于种种目的降低上市门槛的做法在现阶段是不可行的。
注释：
①我们参照刘峰、周福源(2007)的做法，以亿元为单位将总资产规模分为若干数量级。具体来说，若两个公司资产规模同处于0-1亿、1-10亿、10亿-20亿，我们就认为它们处在同一数量级上。