吳 娟，俞 靜

(河海大學(xué) 商學(xué)院， 南京 211100)

上市公司在定向增發(fā)新股過程中的盈余管理行為一直被當(dāng)今學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注。關(guān)于承銷商聲譽(yù)對企業(yè)定向增發(fā)盈余管理的影響，國外學(xué)者已經(jīng)取得了不少的研究成果，并得出了較為一致的結(jié)論，即上市公司在定向增發(fā)新股的過程中普遍存在著盈余管理現(xiàn)象。國內(nèi)學(xué)者的研究也表明：在首次公開發(fā)行(IPO)、公開增發(fā)新股、配股等過程中，我國上市公司為滿足上述行為活動在業(yè)績方面的規(guī)定，均在首次公開發(fā)行(IPO)、公開增發(fā)新股及配股前進(jìn)行了一定程度的盈余管理。

隨著新《證券法》的正式實(shí)施和股權(quán)分置改革后股份的全流通，我國上市公司再融資形式已經(jīng)發(fā)生了很大的轉(zhuǎn)變，即由定向增發(fā)逐漸取代公開增發(fā)新股及配股。同時，為上市公司提供承銷和保薦服務(wù)的承銷商信譽(yù)也面臨著更大的考驗(yàn)。作為定向增發(fā)企業(yè)和投資者之間的橋梁，證券承銷商具有顧問、購買、分銷及保護(hù)等功能，可協(xié)助企業(yè)于發(fā)行市場籌募所需資金，扮演資金供給者與需求者間之橋梁。但是，承銷商聲譽(yù)的機(jī)制作用能否有效發(fā)揮還有待進(jìn)一步研究。同時，定向增發(fā)企業(yè)的盈余管理程度、信息披露質(zhì)量與承銷商的聲譽(yù)水平之間的關(guān)系也有待進(jìn)一步的驗(yàn)證。

針對上述問題，本文將研究背景置身于我國能源行業(yè)(石油燃?xì)狻⒚禾繕I(yè)、電力及供水供氣)各公司定向增發(fā)的市場中。首先，從理論角度闡述承銷商聲譽(yù)與上市公司定向增發(fā)盈余管理之間的關(guān)系；其次，通過實(shí)證分析研究，檢驗(yàn)盈余管理在能源行業(yè)定向增發(fā)中的存在性及承銷商聲譽(yù)對其盈余管理行為抑制作用的有效性，從而豐富承銷商聲譽(yù)水平與盈余管理關(guān)系領(lǐng)域的研究，為我國承銷商聲譽(yù)體系的構(gòu)建奠定理論基礎(chǔ)。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 承銷商在定向增發(fā)中的作用

外部投資者及定向增發(fā)企業(yè)是定向增發(fā)市場的兩個行為主體。作為承接外部投資者與新股發(fā)行企業(yè)的橋梁，承銷商在定向增發(fā)過程中扮演的角色至關(guān)重要。承銷商在定向增發(fā)發(fā)行市場中扮演的不僅是新股發(fā)行企業(yè)的質(zhì)量認(rèn)證者，同時還是重要的信息生產(chǎn)者。作為信息獲取弱勢方的投資者與定向增發(fā)企業(yè)之間存在著明顯的信息不對稱。定向增發(fā)企業(yè)及投資者為獲取相互之間的信任，需要第三方中介(即承銷商)的幫助。承銷商在定向增發(fā)市場中為很多不同的上市公司進(jìn)行服務(wù)，為確保其不被市場淘汰，承銷商必須及時、準(zhǔn)確、有效地向投資者傳遞可靠的定向增發(fā)企業(yè)的內(nèi)部信息。由于承銷商的這種角色作用，定向增發(fā)企業(yè)與其投資者之間的信息不對稱程度可以得到有效緩解。更重要的是，在定向增發(fā)市場中，承銷商還可以幫助定向增發(fā)企業(yè)降低其交易成本。對處于定向增發(fā)市場中的承銷商而言，承銷商作為專業(yè)的證券分配、發(fā)行機(jī)構(gòu)，其擁有大批的專業(yè)技術(shù)人才，可以更加準(zhǔn)確、全面地對行業(yè)市場的現(xiàn)狀及經(jīng)濟(jì)走向作出判斷，并能減少定向增發(fā)企業(yè)可能存在的各種潛在損失，從而在很大程度上降低定向增發(fā)企業(yè)的交易費(fèi)用，即在重復(fù)的證券交易過程中承銷商積累了大量的經(jīng)驗(yàn)，更加具有專業(yè)性，并形成了規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

1.2 承銷商聲譽(yù)與定向增發(fā)企業(yè)盈余管理關(guān)系的理論分析

對于定向增發(fā)企業(yè)來說，在定向增發(fā)過程中為了獲得投資者的投資，會雇傭聲譽(yù)較高的承銷商來凸顯自身的價值性；對于承銷商來說，高聲譽(yù)的承銷商為自身的聲譽(yù)和利益考慮，也會選擇高質(zhì)量的定向增發(fā)企業(yè)。

除此之外，從本文描述的承銷商的職能可以推斷出：相對聲譽(yù)水平較低的承銷商而言，高聲譽(yù)的承銷商才更有可能降低發(fā)行公司的各種風(fēng)險，并降低發(fā)行公司的各類交易費(fèi)用，以準(zhǔn)確披露發(fā)行公司的各項(xiàng)信息；而從定向增發(fā)企業(yè)的角度來說，質(zhì)量較低的定向增發(fā)企業(yè)為進(jìn)行高程度的盈余管理需要，且為了避免承銷商發(fā)現(xiàn)其內(nèi)部存在的各類問題，會選擇低聲譽(yù)的承銷商為其承銷，以達(dá)到欺騙投資者的目的。因此，可以推斷：在定向增發(fā)市場中，高聲譽(yù)的承銷商會選擇業(yè)績較好的發(fā)行公司；同時，盈余管理動機(jī)較低的企業(yè)會選擇聲譽(yù)較高的承銷商，從而保證投資者的投資。

由此可知：高聲譽(yù)承銷商與高質(zhì)量的發(fā)行公司之間的相互選擇是必然的。

1.3 假設(shè)

1.3.1 能源行業(yè)中各上市公司定向增發(fā)盈余管理行為的存在性

由以上分析可知：定向增發(fā)企業(yè)出于擴(kuò)大融資規(guī)模等目的，在定向增發(fā)前具有盈余管理的動機(jī)。由此，提出假設(shè)1。

假設(shè)1 定向增發(fā)前一年,定向增發(fā)企業(yè)存在盈余管理行為。

同樣根據(jù)以上分析可知：在定向增發(fā)的過程中，即當(dāng)年，上市公司仍然具有操縱股價等盈余管理動機(jī)。由此，提出假設(shè)2。

假設(shè)2 定向增發(fā)過程中，即當(dāng)年，定向增發(fā)企業(yè)也存在盈余管理行為。

1.3.2 承銷商聲譽(yù)與能源行業(yè)各上市公司定向增發(fā)盈余管理之間的關(guān)系

根據(jù)本文的研究分析可知：在定向增發(fā)市場中，高聲譽(yù)的承銷商會選擇業(yè)績較好的發(fā)行公司；同時，盈余管理動機(jī)較低的投資者會選擇聲譽(yù)較高的承銷商，從而保證投資者的投資。由此，本文提出假設(shè)3和假設(shè)4。

假設(shè)3 在定向增發(fā)前一年，承銷商聲譽(yù)越高，其所承銷公司的盈余管理程度越低,即高聲譽(yù)承銷商對其所承銷的公司在定向增發(fā)前一年的盈余管理行為具有抑制作用。

假設(shè)4 在定向增發(fā)當(dāng)年，承銷商聲譽(yù)越高，其所承銷公司的盈余管理程度也越低,即高聲譽(yù)承銷商對其所承銷的公司在定向增發(fā)當(dāng)年的盈余管理行為具有抑制作用。

2 實(shí)證分析

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

從2010年1月—2013年12月，整個股票市場共進(jìn)行了1 388次定向增發(fā)。由于考慮到數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性、全面性及可獲取性。本文選取2010年1月—2013年12月定向增發(fā)的能源領(lǐng)域內(nèi)的各行業(yè)(包括石油燃?xì)?、煤炭業(yè)、電力及供水供氣)數(shù)據(jù)為研究樣本，剔除部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失的樣本，最終得到56個樣本。本文各企業(yè)定向增發(fā)的數(shù)據(jù)均來源于CCER經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫。由于本文涉及的樣本量較小，不便減少樣本，所以對缺乏的數(shù)據(jù)通過各公司公布的定期報(bào)告中的財(cái)務(wù)報(bào)表進(jìn)行補(bǔ)足。

本文承銷商聲譽(yù)評估數(shù)據(jù)來源于中國證券業(yè)協(xié)會網(wǎng)站(http://www.sac.net.cn/)，以主承銷商進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。

本文使用的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析軟件為IBM SPSS Statistics 20和Microsoft Office Excel 2010。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量：盈余管理變量(DA)

本文擬采用DA，即可操縱性應(yīng)計(jì)利潤來衡量定向增發(fā)企業(yè)的盈余管理程度。

本文采用Jones模型對DA進(jìn)行計(jì)算，具體計(jì)算過程如下：

1) 計(jì)算總體應(yīng)計(jì)利潤(TA):

TAt=NIt-CFOt

(1)

其中：CFO為經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額；NI為凈利潤。

2) 計(jì)算非可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(NDA)：

(2)

其中:A為上年末總資產(chǎn)；ΔREV為營業(yè)收入變動值；PPE為固定資產(chǎn)原值；ε為回歸殘差。通過回歸將式(2)中的各個系數(shù)代入式(3)，即可計(jì)算出NDA。

(3)

3) 計(jì)算可操縱性應(yīng)計(jì)利潤(DA)

DAt=TAt-NDAt

(4)

DAt即為經(jīng)上一年總資產(chǎn)調(diào)整過的可操縱性應(yīng)計(jì)利潤。

2.2.2 解釋變量：承銷商聲譽(yù)變量(UW)

由于我國證券市場的發(fā)展和起步比較緩慢，我國還未形成比較完整的承銷商排名體系。現(xiàn)在我國主要有2種承銷商聲譽(yù)的排名方法：一是中國證券業(yè)協(xié)會、證監(jiān)會等相關(guān)行業(yè)每年發(fā)布的承銷商排名結(jié)果；二是借鑒以前文獻(xiàn)中運(yùn)用到的各種分析方法(市場份額法、主成分分析法等)。本文擬采用后者方法中的市場份額法(即M-W法)對承銷商的聲譽(yù)進(jìn)行綜合評估。市場份額法在國內(nèi)外的學(xué)術(shù)研究中運(yùn)用廣泛，因此具有一定的權(quán)威性，同時，市場份額法用數(shù)據(jù)說話，具有很大程度的客觀性，不會被人為操縱，因此也更加真實(shí)。

由于承銷商的聲譽(yù)的形成具有一段時間的積累期(本文把該期間設(shè)為3年)，因此本文在對承銷商的聲譽(yù)進(jìn)行計(jì)算時，2010年的聲譽(yù)需采用2007—2009年的數(shù)據(jù)，之后年份以此類推。計(jì)算公式如下：

承銷商聲譽(yù)得分=50%×累計(jì)承銷家數(shù)占總樣本比例+50%×累計(jì)承銷額占總樣本比例

本文將各年排名前10名的承銷商定義為高聲譽(yù)承銷商，賦值為1；10名之后的承銷商賦值為0，定義為低聲譽(yù)承銷商。

2.2.3 控制變量

1) 企業(yè)成立年限變量(AGE)

成立年限之于上市公司的影響表現(xiàn)在：公司的成立時間越長，其盈余管理的動機(jī)相對也會越弱，因?yàn)槌闪r間越長的公司其財(cái)務(wù)、管理體系也更加完善。本文對該變量擬采用各公司定向增發(fā)發(fā)行起始日期與成立日期之間的差額進(jìn)行衡量。

2) 企業(yè)規(guī)模變量(SIZE)

隨著公司規(guī)模的擴(kuò)大，它的子公司以及各種業(yè)務(wù)也會逐漸增多，相應(yīng)的，它的財(cái)務(wù)報(bào)表也會更加復(fù)雜，因而企業(yè)進(jìn)行盈余管理的空間也會更大；另一方面，隨著公司規(guī)模的擴(kuò)大，公司內(nèi)部的治理機(jī)制也會更加健全，進(jìn)而對企業(yè)的盈余管理行為有很大程度的抑制作用。本文擬采用各公司年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量此變量。

3) 企業(yè)業(yè)績變量(ROA)

Leone、Kothari和Wasley在2005年的研究顯示，可操縱性應(yīng)計(jì)利潤可能會被應(yīng)計(jì)利潤與企業(yè)業(yè)績之間相關(guān)性所影響。本文擬采用資產(chǎn)收益率(ROA)來衡量該指標(biāo)。

2.3 模型建構(gòu)

本文將定向增發(fā)前一年設(shè)為第T-1年，定向增發(fā)當(dāng)年設(shè)為第T年，為檢驗(yàn)假設(shè)3、4，初步設(shè)立以下兩個多元回歸模型：

∣DAT∣=α1UW +α2AGET+α3SIZET+α4ROAT+ε

∣DAT-1∣=α1UW +α2AGET-1+α3SIZET-1+α4ROAT-1+ε

2.4 實(shí)證結(jié)果分析

2.4.1 能源行業(yè)上市公司定向增發(fā)盈余管理存在性的實(shí)證檢驗(yàn)

1) Jones模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

由表1可知：利用Jones模型對能源行業(yè)中各公司定向增發(fā)前一年及當(dāng)年的盈余管理水平進(jìn)行分行業(yè)(石油燃?xì)狻⒚禾繕I(yè)、電力和供水供氣)的計(jì)量，發(fā)現(xiàn)調(diào)整后的R2都大于0.5，各個模型均總體顯著。這說明各個行業(yè)的擬合度均較好，同時說明各行業(yè)的各公司在定向增發(fā)前一年與當(dāng)年的盈余管理程度與固定資產(chǎn)原值、營業(yè)收入變動值之間存在著顯著的關(guān)系。

2) Jones模型回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)

回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)T檢驗(yàn)，即要檢驗(yàn)自變量(解釋變量)對因變量的影響是否顯著。檢驗(yàn)結(jié)果(表2)顯示：除了定向增發(fā)前一年石油燃?xì)庑袠I(yè)的ΔREV回歸系數(shù)未通過T檢驗(yàn)(Sig.值為0.514)、定向增發(fā)當(dāng)年供水供氣行業(yè)的ΔREV回歸系數(shù)未通過T檢驗(yàn)(Sig.值為0.187)之外，其他行業(yè)及模型的回歸系數(shù)都通過了顯著性為5%的T檢驗(yàn)。

由此可以看出：利用Jones模型可以有效衡量能源行業(yè)的盈余管理水平。

3) 盈余管理程度的T檢驗(yàn)

由表3和表4可知：在定向增發(fā)的前一年與當(dāng)年，能源行業(yè)研究樣本的DA(即盈余管理水平)都顯著不為0，因此各公司存在盈余管理行為。同時，由表3、4可知：定向增發(fā)前一年與當(dāng)年的盈余管理程度DA均值均大于0，說明能源行業(yè)各公司在定向增發(fā)前一年、當(dāng)年存在著正向的盈余管理行為。

表1 Jones模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

表2 Jones模型回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)

表3 盈余管理程度的T檢驗(yàn)(T年)

表4 盈余管理程度的T檢驗(yàn)(T-1年)

上述對能源行業(yè)上市公司定向增發(fā)盈余管理存在性的研究充分表明：各公司在定向增發(fā)前一年與當(dāng)年均存在著正向，即調(diào)增應(yīng)計(jì)利潤的盈余管理行為，此研究結(jié)論驗(yàn)證了本文的假設(shè)1和假設(shè)2。

2.4.2 承銷商聲譽(yù)與上市公司定向增發(fā)盈余管理關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

1) 單變量檢驗(yàn)

本文根據(jù)上述對承銷商聲譽(yù)的排名，將研究樣本劃分為兩組，即高聲譽(yù)承銷商與低聲譽(yù)承銷商(高聲譽(yù)承銷商賦值為1，低聲譽(yù)承銷商賦值為0)，并據(jù)此對其進(jìn)行獨(dú)立樣本的T檢驗(yàn)。由表5、6可知：定向增發(fā)的前一年及當(dāng)年，F(xiàn)的顯著性概率均為0.000，因此通過了F的顯著性檢驗(yàn)。同時，由表5、6也可以看出：T值的顯著性概率分別為0.002和0.003，都通過了T值的顯著性檢驗(yàn)。說明不同聲譽(yù)的承銷商所承銷的企業(yè)的盈余管理程度具有顯著性的差異。

從兩組變量的均值來看，無論是定向增發(fā)前一年還是定向增發(fā)當(dāng)年，低聲譽(yù)承銷商所承銷的各公司盈余管理程度DA均值都明顯高于高聲譽(yù)承銷商所承銷的各公司盈余管理程度，且P值都小于0.01，在1%的水平上顯著，從而說明承銷商聲譽(yù)與盈余管理水平存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，正好驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)3和4，即聲譽(yù)高的承銷商所承銷公司在定向增發(fā)前一年和當(dāng)年的盈余管理程度相對較低，高聲譽(yù)承銷商對定向增發(fā)前一年以及當(dāng)年的盈余管理具有抑制作用。

表5 不同承銷商聲譽(yù)與DA比較(T-1年)

表6 不同承銷商聲譽(yù)與DA比較(T年)

2) 回歸分析

本文擬定的能源行業(yè)定向增發(fā)盈余管理與承銷商聲譽(yù)關(guān)系的多元回歸模型如下：

∣DAT∣=α1UW +α2AGET+α3SIZET+α4ROAT+ε

(5)

∣DAT-1∣=α1UW +α2AGET-1+α3SIZET-1+α4ROAT-1+ε

(6)

由表7可見：定向增發(fā)的前一年(T-1年)，模型(6)調(diào)整的R2值為0.529，F(xiàn)值為16.426，在1%的水平下顯著，模型大體通過了顯著性檢驗(yàn)。承銷商聲譽(yù)變量(UW)的P值為0.042，說明UW與盈余管理程度(DA)之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，從而證實(shí)了假設(shè)3。

同樣，由表7可見：定向增發(fā)的當(dāng)年(T年)，模型(5)調(diào)整的R2值為0.476，F(xiàn)值為13.510，在1%的水平下顯著，模型大體通過了顯著性檢驗(yàn)，且承銷商聲譽(yù)變量(UW)的Sig.值為0.032，說明UW與盈余管理程度(DA)之間也存在顯著的相關(guān)關(guān)系，從而證實(shí)了假設(shè)4。

表7 回歸分析結(jié)果

注：括號里為P值

綜上所述，通過獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)和多元回歸分析可以得出以下結(jié)論：在我國能源行業(yè)定向增發(fā)市場中，在定向增發(fā)的前一年與當(dāng)年，承銷商聲譽(yù)對上市公司定向增發(fā)盈余管理水平的影響顯著，因此假設(shè)3和假設(shè)4均不成立。

3 結(jié)論與展望

3.1 研究結(jié)論

1) 能源行業(yè)中各公司在定向增發(fā)過程中普遍存在著盈余管理行為。本文運(yùn)用Jones模型對能源行業(yè)中進(jìn)行了定向增發(fā)的各公司的盈余管理程度進(jìn)行了計(jì)量，并對其進(jìn)行了相應(yīng)的分析。通過研究發(fā)現(xiàn)：在定向增發(fā)的前一年及當(dāng)年，能源行業(yè)進(jìn)行定向增發(fā)的各公司均存在著調(diào)增應(yīng)計(jì)利潤即正向的盈余管理行為。

2) 基于“信息不對稱性”及“交易費(fèi)用存在性”的理論，可以推斷出聲譽(yù)較高的承銷商更能抑制定向增發(fā)企業(yè)的盈余管理行為，即聲譽(yù)水平越高的承銷商所承銷的定向增發(fā)的企業(yè)的盈余管理水平也越低。本文中以能源行業(yè)各定向增發(fā)公司為樣本的研究中得到證實(shí)。本文建立承銷商聲譽(yù)與上市公司定向增發(fā)盈余管理程度關(guān)系的回歸模型，研究發(fā)現(xiàn)：能源行業(yè)上市公司定向增發(fā)前一年及當(dāng)年的承銷商聲譽(yù)水平與盈余管理程度均呈負(fù)相關(guān)，相關(guān)性顯著，說明在能源行業(yè)中，承銷商聲譽(yù)對各公司定向增發(fā)盈余管理的程度具有抑制作用。

上述結(jié)論也從側(cè)面反映出在我國定向增發(fā)市場中，承銷商的“第三方”作用效果得到發(fā)揮，同時也說明了我國承銷商聲譽(yù)機(jī)制在我國已逐步完善，中國的承銷商聲譽(yù)體系還有待進(jìn)一步完善。

3.2 展望

由于研究能力和時間有限，本文僅僅選取了2010年度至2013年度能源行業(yè)中進(jìn)行定向增發(fā)的56家上市公司作為研究樣本進(jìn)行研究，樣本量較少，而且只是以能源行業(yè)這個單獨(dú)的行業(yè)為主體進(jìn)行研究，沒有對整個市場中進(jìn)行定向增發(fā)的各公司進(jìn)行深入透徹的分析，因此得出的結(jié)論可能并不全面。

與發(fā)達(dá)國家相比，我國的證券市場還過于年輕，發(fā)展的時間較為短暫，市場化程度也比較低，承銷商的聲譽(yù)對上市公司定向增發(fā)盈余管理的作用程度雖然顯著，但是這只是針對能源行業(yè)的研究結(jié)果，且樣本有限，所以對整個證券市場的作用還有待檢驗(yàn)；另一方面，我國對承銷商或者保薦方的監(jiān)督管理制度也并不完善，缺乏對承銷商聲譽(yù)的有效判定標(biāo)準(zhǔn)，以致無法激勵、促使承銷商聲譽(yù)機(jī)制的有效形成。因此，我國相關(guān)部門亟需從我國證券業(yè)市場的基本國情出發(fā)，積極有效地制定承銷或保薦方面的管理機(jī)制，統(tǒng)一對承銷商聲譽(yù)的衡量標(biāo)準(zhǔn)，從而提升承銷商聲譽(yù)在定向增發(fā)市場中的作用。

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