馮莉

【摘 要】 文章以2007—2012年平衡面板數(shù)據(jù)為研究對象，探討了不同所有權(quán)結(jié)構(gòu)、公司治理與盈余管理三者之間的關(guān)系。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，管理層持股比例和機構(gòu)持股比例與盈余管理之間呈現(xiàn)顯著的非線性關(guān)系（倒U型關(guān)系）。對于他們而言，出于謀求短期利益時，他們的持股動機與盈余管理呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，具有強烈的盈余管理動機;而作為長期持股者時，他們的持股動機與盈余管理呈現(xiàn)出顯著的負相關(guān)關(guān)系，為了企業(yè)的長遠發(fā)展會抑制盈余管理。從公司治理角度來看，獨立董事的比例與盈余管理行為呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系，其比例越高越有助于抑制盈余管理行為。

【關(guān)鍵詞】 所有權(quán)結(jié)構(gòu); 公司治理; 盈余管理

中圖分類號：F275 ?文獻標(biāo)識碼：A ?文章編號：1004-5937（2014）34-0045-05

一、引言

上市公司的治理機制有效地制約著盈余管理行為，而外部獨立董事代表著公司的外部監(jiān)管力量，他們與公司的內(nèi)部高管共同管理和履行著公司的監(jiān)管任務(wù)。以往的研究均證明了公司治理與盈余管理之間的種種關(guān)系。然而，本文認為，企業(yè)中不同的所有權(quán)結(jié)構(gòu)代表著不同的所有者，將會左右公司的決策，亦會影響公司的盈余管理行為，將其混淆會導(dǎo)致結(jié)論有失偏頗。而從樣本數(shù)據(jù)角度來看，無論是采用時序數(shù)據(jù)還是截面數(shù)據(jù)都無法回避數(shù)據(jù)本身的異方差、共線性等問題，有可能會導(dǎo)致統(tǒng)計結(jié)論的誤差。此外，現(xiàn)有對盈余管理的衡量多采用Jones模型，殊不知其線性的模型方式會導(dǎo)致方程解釋能力的下降。因此本文基于以上分析進行如下研究論證：第一，探討不同所有權(quán)結(jié)構(gòu)和公司治理變量對盈余管理的影響程度，使其能夠更加具有指導(dǎo)意義;第二，采用平衡面板數(shù)據(jù)，更加準(zhǔn)確地進行分析;第三，采用B-S模型非線性方程能夠?qū)⒂喙芾碇笜?biāo)的解釋能力提高3倍以上，所以能最有效地揭示盈余管理。

二、文獻綜述與假設(shè)

（一）所有權(quán)結(jié)構(gòu)

機構(gòu)投資者會更加在乎短期內(nèi)上市公司能夠帶給他們巨大的收益（Bushee，1998;Koh，2003）。然而，這種短期行為主要是旨在縮短代理成本（Porter，1992）或者降低長期投資收益與快速投資收益之間的差異（Black & Coffee，1994;Stapledon，1996）?，F(xiàn)有證據(jù)充分證明了機構(gòu)投資者的這種行為會增加管理者進行盈余管理的動機（Graves & Waddock，1990;Porter，1992;Koh，2003）。相反，也有人認為大型的機構(gòu)投資者更有能力抑制上市公司的盈余管理行為。考慮到大型投資者相比普通投資者會得到更多的企業(yè)信息，因此也會實施更多的控制權(quán)管理企業(yè)的業(yè)績（Pound，1992;Koh，2003）。Bushee（1998）也發(fā)現(xiàn)大型機構(gòu)的所有權(quán)將會降低管理層通過提高R&D進行盈余管理的行為。同樣的，外部的大股東也會積極參與到抑制盈余管理的行為中（Park & Shin，2004）。由此，本文得出以下假設(shè)：

H1a：機構(gòu)持股比例與盈余管理呈正相關(guān)關(guān)系（短期行為）;

H1b：機構(gòu)持股比例與盈余管理呈負相關(guān)關(guān)系（長期行為①）。

管理層處于兩層次委托代理關(guān)系中的基層地位，作為盈余管理的主體，管理層對盈余管理有著直接但又隱蔽的影響。關(guān)于管理層持股的問題學(xué)術(shù)上存在兩種不同的觀點。一些學(xué)者認為高的內(nèi)部持股人將有助于協(xié)調(diào)與管理人之間的利益關(guān)系（Fama & Jensen，1983），從而降低股東盈余管理的動機，Warfield et al.（1995）也發(fā)現(xiàn)管理者持股與異象盈余的絕對值之間存在負相關(guān)關(guān)系。相對的觀點認為，內(nèi)部持股可能會導(dǎo)致股東和管理者之間出現(xiàn)壕溝效應(yīng)，而這種管理層的壕溝效應(yīng)將會導(dǎo)致機會主義行為侵害其他股東的利益（Cornett et al.，2008）。但是，也有研究發(fā)現(xiàn)董事會持股會影響到盈余管理的幅度（Corneet et al.，2008）。由此，本文得出以下假設(shè)：

H2a：管理層持股比例與盈余管理呈正相關(guān)關(guān)系（短期行為）;

H2b：管理層持股比例與盈余管理呈負相關(guān)關(guān)系（長期行為）。

（二）公司治理

大部分研究都提到了獨立董事在公司治理中的作用，外部董事通過實施對企業(yè)的監(jiān)督權(quán)從而抑制盈余管理（Fama & Jensen，1983），也有部分學(xué)者在美國和英國的上市公司中發(fā)現(xiàn)獨立董事占董事會的比例越高，就越有可能抑制盈余管理，降低舞弊的可能性（Cornett et al.，2008）。通常認為董事的有效監(jiān)管主要取決于其相對于管理層的獨立程度，而這種獨立性通常取決于董事會中獨立董事所占比重（Beasley，1996）。獨立董事出于保護聲譽和避免訴訟的動機，將會減少財務(wù)舞弊的可能性（Beasley，1996;劉立國等，2003），改善公司治理并提高盈余管理。進一步研究也表明外部（獨立）董事的比例越高，財務(wù)報告的質(zhì)量就越高，尤其當(dāng)獨立董事是由財務(wù)方面的專家擔(dān)任時，這種關(guān)系更加明顯（Xie et al.，2003）。由此，本文得出如下假設(shè)：

H3：獨立董事比例與盈余管理呈負相關(guān)關(guān)系。

CEO的二元性顯示著控制權(quán)和決策權(quán)的獨立程度（Fama & Jensen，1983）。獨立性可以使得CEO有效地進行控制，從而給董事會的其他成員提供有效的信息，并發(fā)現(xiàn)那些CEO兼職董事會主席的企業(yè)更有可能操縱盈余。由此，本文得出以下假設(shè)：

H4：CEO兼職與盈余管理存在正相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計

（一）盈余管理的計量

通常的文獻對于盈余的衡量一般均采用瓊斯模型，但是瓊斯的線性模型忽略了變量之間的相互性，從而會造成盈余管理的誤差。而檢驗證明，Ball & Shivakumar（2006）采用交叉乘積項目的非線性方程對盈余管理進行的解釋，可以將解釋能力提高3倍以上，故本文采用該方程的殘差絕對值衡量盈余管理。

EM1=方程（1）殘差的絕對值。

■= ？琢0+？琢1*（■） + ？琢2*■+ ？琢3*■+

？琢4*DCFit+？琢5*DCFit*■+？著it ?（1）

其中，TAit代表第i個企業(yè)第t年的總盈余;？駐REVit代表第i個企業(yè)第t年至t-1年的主營業(yè)務(wù)變化;GPPEit代表第i個企業(yè)第t年的固定資產(chǎn)原值;Ait-1代表第i個企業(yè)第t-1年的總資產(chǎn);CFit代表第i個企業(yè)第t年的經(jīng)營現(xiàn)金流;DCFit為啞變量，如果CFit小于0則賦值為1，否則為0。

EM2=方程（2）殘差的絕對值。

■= ？琢0 + ？琢1*（■） + ？琢2*■+

？琢3*■+？琢4*DCFit+？琢5*DCFit*■+？著it ?（2）

其中，？駐RECit代表第i個企業(yè)第t年至t-1年應(yīng)收賬款的變化;其他相同變量說明同上。

（二）面板檢驗?zāi)Ｐ偷脑O(shè)定

為確定適合的模型，面板數(shù)據(jù)模型需要經(jīng)過三次檢驗，分別是混合數(shù)據(jù)模型與固定效應(yīng)模型的F檢驗、混合數(shù)據(jù)模型與隨機效應(yīng)模型的Breusch-Pagan檢驗以及固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的Hausman檢驗，如表1所示。

面板模型的最終確定需要混合數(shù)據(jù)模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的兩兩對比，方可確定出最后適合的模型，所以一共需要進行三次對比。由表1結(jié)果可知，在第一組假設(shè)混合數(shù)據(jù)模型和固定效應(yīng)模型的檢測中，兩類盈余管理變量的F值均顯著拒絕原假設(shè)，結(jié)果表明本文應(yīng)該采取固定效應(yīng)模型。在第二組假設(shè)混合數(shù)據(jù)模型和隨機效應(yīng)模型的檢測中，兩類盈余管理變量的Chi值均顯著拒絕原假設(shè)，結(jié)果表明本文應(yīng)該采用隨機效應(yīng)模型。在最后一組假設(shè)隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型的檢測中，兩類盈余管理的Chi值均沒有拒絕原假設(shè)，最終結(jié)果表明本文最適合的模型應(yīng)該采用隨機效應(yīng)模型。

（三）檢驗?zāi)Ｐ团c變量說明

本文研究的目的在于不同所有權(quán)結(jié)構(gòu)和公司治理對盈余管理的影響，將模型（1）和（2）的殘差作為度量盈余管理的主要指標(biāo)，以機構(gòu)持股比例、機構(gòu)持股比例平方和、管理層持股比例、管理層持股比例平方和、國有持股比例、獨立董事比例和CEO兼職為自變量，以ROA和規(guī)模為控制變量。相關(guān)變量及其定義如表2所示。

EM1it = ？琢0 + ？琢1InShareit + ？琢2DirShareit +

？琢3GovShareit + ？琢4InvShare_sqit +？琢5DirShare_sqit +

？琢6Pctindbqit+？琢7Dualit +？琢8Roait+？琢9Sizeit+？著it

（3）

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（4）

（四）樣本和數(shù)據(jù)來源

本文以2007—2012年在上交所和深交所上市的A股公司為研究樣本，其樣本選擇遵循以下程序。首先，由于ST樣本、金融行業(yè)和保險行業(yè)的特殊性與一般企業(yè)存在差異，因此予以剔除。其次，由于數(shù)據(jù)是采用平衡面板數(shù)據(jù)，故存在缺失值的樣本予以剔除。為了避免極端值波動的影響，對所有數(shù)據(jù)樣本進行Winsorize處理。最后確定滿足上述條件的樣本共426家上市公司，所采用的數(shù)據(jù)均來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。

四、統(tǒng)計分析

（一）描述性統(tǒng)計

表3結(jié)果顯示，在不同的所有權(quán)結(jié)構(gòu)中，管理層持股比例最高（均值=0.3762），國有持股比例次之（均值=0.1858），機構(gòu)持股比例最?。ň?0.1013）。

（二）殘差自相關(guān)性檢驗

通過表4的方程殘差自相關(guān)性檢驗，可以看出模型（3）和（4）均在1%的水平下呈現(xiàn)出顯著的自相關(guān)關(guān)系。如果模型繼續(xù)使用GLS（最小二乘）將無法得出最優(yōu)的、無偏的統(tǒng)計量，所以本文模型采用FGLS（廣義最小二乘）。因為，F(xiàn)GLS可以在模型出現(xiàn)自相關(guān)和異方差的情況下也能得出最有效的估計。

（三）隨機效應(yīng)分析

通過表5可以看出機構(gòu)持股比例（Inshare）變量在模型3（Z模型3=3.09）和模型4（Z模型4=1.98）中均顯示出與盈余管理顯著的正相關(guān)關(guān)系，但機構(gòu)持股比例的平方項（Inshare_sq）與盈余管理變量在兩個模型上均顯示出顯著的負相關(guān)關(guān)系（Z模型3=-4.13，Z模型4=-1.89）。以上結(jié)果表明，機構(gòu)持股者為了短期的利益，有可能促使企業(yè)進行盈余管理;而機構(gòu)持股者作為長期持股者，會更重視企業(yè)以后的長遠發(fā)展，從而抑制盈余管理。由此，表明機構(gòu)持股比例與盈余管理之間呈現(xiàn)出倒U型關(guān)系，假設(shè)H1a，H1b得到驗證。管理層持股比例（Dirshare）與盈余管理變量呈現(xiàn)出與機構(gòu)持股變量相同的倒U型關(guān)系。其中管理層持股比例（Dirshare）在模型3（Z模型3=2.04）和模型 ?4（Z模型4=2.13）均與盈余管理呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，而管理層持股比例平方項（Dirshare_sq）則在兩個模型上均呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系（Z模型3=-2.03，Z模型4= -1.79），假設(shè)H2a，H2b得到驗證。以上結(jié)果表明，管理層持股會由于不同的目的而作出不同的選擇，如果是為了短期獲利進行盈余管理的動機較大，如果為了企業(yè)的長遠發(fā)展則會避免通過盈余管理來粉飾上市公司利潤。獨立董事比例（Pctindbd）與盈余管理之間均在5%的顯著性水平上呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系（Z模型3=-3.42， Z模型4=-2.71），假設(shè)H3通過檢驗，表明獨立董事越多越能夠有效抑制公司的盈余管理行為。CEO兼職（Dual）未檢驗出與盈余管理存在什么關(guān)系，假設(shè)H4未通過檢驗。在控制變量方面上，資產(chǎn)收益率（Roa）和企業(yè)規(guī)模（Size）都與盈余管理呈現(xiàn)出顯著的負相關(guān)關(guān)系，表明資產(chǎn)收益率越高和規(guī)模越大的上市公司越不愿意通過盈余管理來操縱企業(yè)利潤。

（四）敏感性分析

為了進一步考察本文結(jié)論的穩(wěn)健性，將盈余管理的測量采用Han & Wang（1998）的方法，重新加入相關(guān)的所有權(quán)變量和公司治理變量進行回歸。為了避免殘差的自相關(guān)性和異方差的問題，方程還是采用FGLS方法進行估計。

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？琢15Y2012+？著it ?（6）

從表6的敏感性分析可以看出，結(jié)論與表5基本一致，因此可以證明結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論

本文以2007—2012年平衡面板數(shù)據(jù)為樣本，分析后得出如下結(jié)論：首先，證明了所有權(quán)變量和公司治理對盈余管理的影響，在短期利益面前，機構(gòu)持股和管理層持股均對企業(yè)的盈余管理推波助瀾，希望能夠得到最大的自身利益，但當(dāng)兩者作為長期持股者，為了企業(yè)的長久良性發(fā)展，他們將成為企業(yè)利潤的把關(guān)者，抑制盈余管理。其次，董事會中獨立董事比例越高，越能夠有效提高其監(jiān)督力，從而有效地降低上市公司進行盈余管理的可能性。另外，相比較而言，上市公司規(guī)模越大、資產(chǎn)收益率越高，為了長遠發(fā)展和樹立良好的形象，他們更加重視盈余的質(zhì)量，從而進一步降低了上市公司進行盈余管理的行為。

針對以上分析，本文提出如下建議和對策：一是所有權(quán)結(jié)構(gòu)對上市公司的盈余管理行為起到了一定的影響，只有有效地解決機構(gòu)持股和管理層持股者的短期行為，才能夠有效地遏制上市公司的盈余管理行為。二是適度提高獨立董事的比例也有助于獨立董事作為外部力量很好的起到監(jiān)督上市公司的作用，從上市公司內(nèi)部有效地阻礙盈余管理的行為。三是鼓勵上市公司做強做大也能夠有效應(yīng)對企業(yè)的盈余管理問題?！?/p>

【參考文獻】

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（四）敏感性分析

為了進一步考察本文結(jié)論的穩(wěn)健性，將盈余管理的測量采用Han & Wang（1998）的方法，重新加入相關(guān)的所有權(quán)變量和公司治理變量進行回歸。為了避免殘差的自相關(guān)性和異方差的問題，方程還是采用FGLS方法進行估計。

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從表6的敏感性分析可以看出，結(jié)論與表5基本一致，因此可以證明結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論

本文以2007—2012年平衡面板數(shù)據(jù)為樣本，分析后得出如下結(jié)論：首先，證明了所有權(quán)變量和公司治理對盈余管理的影響，在短期利益面前，機構(gòu)持股和管理層持股均對企業(yè)的盈余管理推波助瀾，希望能夠得到最大的自身利益，但當(dāng)兩者作為長期持股者，為了企業(yè)的長久良性發(fā)展，他們將成為企業(yè)利潤的把關(guān)者，抑制盈余管理。其次，董事會中獨立董事比例越高，越能夠有效提高其監(jiān)督力，從而有效地降低上市公司進行盈余管理的可能性。另外，相比較而言，上市公司規(guī)模越大、資產(chǎn)收益率越高，為了長遠發(fā)展和樹立良好的形象，他們更加重視盈余的質(zhì)量，從而進一步降低了上市公司進行盈余管理的行為。

針對以上分析，本文提出如下建議和對策：一是所有權(quán)結(jié)構(gòu)對上市公司的盈余管理行為起到了一定的影響，只有有效地解決機構(gòu)持股和管理層持股者的短期行為，才能夠有效地遏制上市公司的盈余管理行為。二是適度提高獨立董事的比例也有助于獨立董事作為外部力量很好的起到監(jiān)督上市公司的作用，從上市公司內(nèi)部有效地阻礙盈余管理的行為。三是鼓勵上市公司做強做大也能夠有效應(yīng)對企業(yè)的盈余管理問題?！?/p>

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（四）敏感性分析

為了進一步考察本文結(jié)論的穩(wěn)健性，將盈余管理的測量采用Han & Wang（1998）的方法，重新加入相關(guān)的所有權(quán)變量和公司治理變量進行回歸。為了避免殘差的自相關(guān)性和異方差的問題，方程還是采用FGLS方法進行估計。

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從表6的敏感性分析可以看出，結(jié)論與表5基本一致，因此可以證明結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論

本文以2007—2012年平衡面板數(shù)據(jù)為樣本，分析后得出如下結(jié)論：首先，證明了所有權(quán)變量和公司治理對盈余管理的影響，在短期利益面前，機構(gòu)持股和管理層持股均對企業(yè)的盈余管理推波助瀾，希望能夠得到最大的自身利益，但當(dāng)兩者作為長期持股者，為了企業(yè)的長久良性發(fā)展，他們將成為企業(yè)利潤的把關(guān)者，抑制盈余管理。其次，董事會中獨立董事比例越高，越能夠有效提高其監(jiān)督力，從而有效地降低上市公司進行盈余管理的可能性。另外，相比較而言，上市公司規(guī)模越大、資產(chǎn)收益率越高，為了長遠發(fā)展和樹立良好的形象，他們更加重視盈余的質(zhì)量，從而進一步降低了上市公司進行盈余管理的行為。

針對以上分析，本文提出如下建議和對策：一是所有權(quán)結(jié)構(gòu)對上市公司的盈余管理行為起到了一定的影響，只有有效地解決機構(gòu)持股和管理層持股者的短期行為，才能夠有效地遏制上市公司的盈余管理行為。二是適度提高獨立董事的比例也有助于獨立董事作為外部力量很好的起到監(jiān)督上市公司的作用，從上市公司內(nèi)部有效地阻礙盈余管理的行為。三是鼓勵上市公司做強做大也能夠有效應(yīng)對企業(yè)的盈余管理問題?！?/p>

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