盈余管理對信用評級水平的影響研究

摘要：本文以2006-2012年間存在主體信用評級的非金融上市公司為樣本，以應計項目操控和真實活動操控水平來衡量發債主體的盈余管理程度，采用Order Logit模型研究盈余管理對于信用評級水平的影響。研究發現，發債主體的應計項目盈余管理和真實活動盈余管理水平越高，獲得的信用評級水平越低。研究結果表明，國內的信用評級機構已經開始發揮其作為信息中介的監督作用，信用評級市場正在逐漸發展和完善。

關鍵詞：應計項目操控 真實活動操控 信用評級

在國內大力發展債券市場的背景下，信用評級行業發揮著重要的作用。信用評級水平的高低，既關系到債券能否順利發行，又會對債券的票面利率和發行成本造成影響。因此，研究信用評級的影響因素就顯得尤為重要。目前國內這方面的定量研究相對較少，有學者分別研究了財務風險、流動性預期和審計對于信用評級水平的影響。本文則從盈余管理的視角，研究了盈余管理對于信用評級水平的影響。一般而言，盈余管理是企業管理者在遵循會計準則的基礎上，通過對企業對外報告的會計收益信息進行控制或調整，以達到主體自身利益最大化的行為。信用評級機構作為債券市場中重要的信息中介，在評級過程中，能否識別評級對象的盈余管理行為，從而發揮出應有的監督作用，是一個重要的現實問題。

理論分析與研究假設

債券融資作為重要的外部融資手段，上市公司在公開發行公司債券之前需要進行信用評級。從債券發行方的角度來看，信用評級既關系到債券能否順利發行，同時也會影響到債券的票面利率和發行成本。因此，發債企業有強烈的動機獲得較高的信用評級水平。信用評級機構會根據上市公司現實條件的變化，定期地對已經做出的評級進行修正。然而，信用評級機構既看重評級的準確性又看重評級的穩定性，往往不會對信用評級水平進行連續的調整。對于上市公司來說，獲得有利的初始主體信用評級水平是非常重要的，因為主體信用評級是今后上市公司債券評級的參考基準，并且信用評級往往具有“粘性”。因此，發債企業有強烈的動機獲得較高的信用評級水平。

主體信用評級衡量的是發債主體的違約風險。信用評級機構作為專業的第三方信息中介，是發債主體與投資者之間的橋梁和紐帶，根據發債主體的財務會計信息對其進行評級。盈利能力是信用評級機構重點關注的內容。缺少盈利增長潛力的公司，即使能夠產生現金流，其在財務上也是缺乏穩健性的。因此，我們有理由相信，信用評級機構會重點關注發債主體為了改善盈利能力而進行的盈余管理行為。一旦評級機構識別出盈余管理行為，很可能會根據盈余管理的程度對評級結果進行調整，反之，信用評級機構可能將企業的盈余管理行為誤認為是一種正面的信號。信用評級機構在評級的過程中依賴發行方所提供的會計信息，其能否充分理解會計盈余的產生過程，是一個有待驗證的實證問題。另外，評級費用是由發行方支付的，由于潛在的利益沖突，評級機構可能并不會戳穿發行方的盈余管理行為。基于以上分析，我們提出以下兩個假設：

假設a：信用評級水平與盈余管理程度負相關。

假設b：信用評級水平與盈余管理程度正相關。

研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

我國債券市場從2005年進入快速發展階段，銀行間債券市場相繼推出了短期融資券、中期票據等債務融資工具，交易所債券市場也大力發展公司債券，因此本文的研究區間為2006-2012年，考慮到數據的可得性問題，樣本為上市公司。本文的研究對象為發債主體的初始信用評級水平，從信用債數據庫中識別出所有存在初始信用評級的上市公司，同一家上市公司的初始信用評級是相同的，所以對于同一年度存在多次發行信用債券的上市公司來說，僅將其作為一個樣本。

與此同時，為了保證研究結論的可靠性和準確性，我們對樣本執行以下篩選程序：（1）刪除同時發行B股和H股的上市公司；（2）刪除金融行業的上市公司；（3）刪除發行債券當年同時進行IPO、配股及增發的上市公司；（4）刪除發行債券當年屬于ST或者凈利潤為負的上市公司；（5）刪除相關財務數據缺失的上市公司。由此最后得到380家有發債主體初始信用等級的樣本上市公司。本文所使用的信用債券市場信用評級數據和財務數據均來自Wind咨訊。

（二）變量定義

1. 應計項目盈余管理程度的估計

基于行業分類的橫截面修正Jones模型是衡量應計項目盈余管理的理想方法。總應計利潤包括非可操縱性應計利潤和可操縱性應計利潤，前者是企業在正常的生產經營過程中所產生的應計利潤，而后者則是由于企業處于某種動機進行盈余管理而產生的應計利潤。該模型具體的計算過程如下：

首先，計算總應計利潤（Total accruals， TA）。

（1）其中，i表示上市公司，t表示年度，NI表示上市公司某一會計年度的凈利潤水平，CFO表示上市公司某一會計年度經營活動產生的現金凈流量水平。為了盡可能減小上市公司規模差異給研究結論所造成的影響，上述模型中的所有變量都除以上一年度的年末總資產。

其次，計算非可操控性應計利潤（Non-discretionary accruals， NDA）。

（2）

其中，NDA表示經上一年度總資產標準化的非可操控性應計利潤；表示營業收入的增加額，因為隨著公司經營業績的變化，總應計利潤也會相應的變化；表示應收賬款的增加額；PPE代表上市公司的固定資產總額；A代表上市公司的總資產。

為了估計公式（2）中的各個參數，我們采用分行業分年度的方法對下列模型進行回歸，從而得到各個參數的估計值：

（3）

其中，TA為總應計利潤水平，、、、為參數的估計值，為隨機誤差項。

再次，計算可操控性應計利潤（Discretionary accruals， DA）。

由于總應計利潤由可操控性應計利潤和非可操控性應計利潤兩部分構成，所以可操控性應計利潤的計算方法如下：

（4）

在計算的過程中，使用發債主體所在行業上市公司的截面數據對公式（3）進行估計，并且按照年度每年估計一次。

2.真實活動盈余管理程度的估計

真實活動盈余管理指標的具體計算過程如下：

首先，建立經營現金凈流量模型。使用模型（5）估計公司當期正常的經營現金凈流量，用公司實際的現金凈流量減去估計出來的現金凈流量，便得到操控性經營現金凈流量。

（5）

其中，CFO表示企業當年經營活動產生的現金凈流量，SALES表示當年的主營業務收入， SALES表示當年的主營業務收入的變化情況，A表示去年年末的總資產。

其次，建立生產成本模型。使用模型（6）估計企業當期正常的生產成本，用企業本年度實際的生產成本減去估計出來的生產成本，便得到操控性生產成本。

（6）

其中，PROD表示企業當年總的生產成本。

再次，建立酌量性費用模型。使用模型（7）估計企業當期正常的酌量性費用，用企業本年度實際的酌量性費用減去估計出來的酌量性費用，便得到操控性酌量性費用。

（7）

其中，DISEXP表示企業當年的酌量性費用。

最后，建立真實盈余管理總量模型。為了衡量真實盈余管理的總體效應，將上述三個衡量指標結合為一個綜合指標，見模型（8）。

（8）

其中，DREM表示真實盈余管理總量，DPROD、DCFO、DDISEXP分別表示操控性的生產成本、經營現金凈流量以及酌量性費用。

（三）回歸模型設定

為了檢驗本文提出的研究假說，構建以下回歸模型。

（9）

其中，|EM|代表發債主體進行初始信用評級前一年的盈余管理水平的絕對值，用于檢驗盈余管理對于信用評級的影響。分別用應計項目盈余管理水平DA和真實活動盈余管理水平DCFO、DPROD、DDISEXP和DREM來衡量。Controls代表除盈余管理以外影響信用評級水平的控制變量，包括公司規模、資產負債率等。回歸模型中其他變量的定義和計算方法見表1。

表1 變量定義及計算方法

變量性質變量名稱變量符號變量說明

被解釋

變量主體信用評級水平CR若主體信用評級為AAA和AAA-，則CR=3；若為AA+、AA和AA-，則CR=2；否則CR=1。

解釋變量應計項目盈余管理水平DA應計項目操控程度

操控性經營現金凈流量DCFO銷售操控程度

操控性生產成本DPROD生產操控程度

操控性酌量性費用DDISEXP費用操控程度

真實盈余管理水平DREM真實盈余管理總體程度

控制變量公司規模Ln（size）年末資產總額的自然對數

資產負債率Leverage年末負債總額/年末資產總額

長期負債占比Ld長期負債/負債總額

資產凈利率Roa凈利潤/期初和期末平均資產總額

產權性質虛擬變量Con若第一大股東為國家，Con=1；否則，Con=0

公司成長性Growth主營業務收入變化的百分比

資產周轉率Turn主營業務收入/期初和期末平均資產總額

已獲利息倍數Intercover息稅前利潤/財務費用

現金流量利息保障倍數Cintercover經營活動現金凈流量/財務費用

實證結果及分析

（一）描述性統計

表2報告了描述性統計的結果。可以看出，信用評級水平的均值為2.416，即介于AA-和AA之間，發債主體的整體信用評級水平較高，這說明了只有信用評級水平較高的上市公司才能夠通過發行信用債券融資。應計項目盈余管理水平的均值為0.044，操控性現金流的均值為0.065，操控性生產成本的均值為0.815，操控性費用的均值為0.1，真實盈余管理總量的均值為0.662，可見，無論是從應計項目盈余管理來看，還是從真實活動盈余管理來看，評級對象的盈余管理水平都顯著異于零。那么，信用評級機構在評級的過程中，是否識別出了評級對象的盈余管理行為，進而調整其給出的信用評級水平，需要我們進一步來檢驗。

評級對象總資產凈利率的均值為6.191%，主營業務收入增長率的均值為23.929%，總資產周轉率的均值為0.805，產權性質的均值為0.513，說明在評級對象中，國有上市公司與非國有上市公司的數量相差不大，公司規模的均值為13.099，利息保障倍數的均值為17.156，現金流利息保障倍數的均值為4.137，長期債務比率的均值為14.704%。

表2 變量的描述性統計結果

變量觀測值均值標準差最小值最大值

CR3802.4161.10715

DA3800.0440.0400.00030.274

DCFO3800.0650.0570.00010.707

DPROD3800.8150.6520.0274.225

DDISEXP3800.1000.0540.0160.320

DREM3800.6620.6150.00013.758

Leverage38047.723%16.539%5.022%90.552%

Roa3806.191%3.946%-0.834%21.105%

Growth38023.929%30.905%-75.887%191.114%

Turn3800.8050.5380.0613.695

Con3800.5130.50001

Ln（size）38013.0990.88911.01316.307

Intercover38017.15637.3820.554448.225

Cintercover3804.13722.227-160.741103.319

Ld38014.704%15.775%071.254%

（二）多元回歸結果及分析

表3報告了Order Logit多元回歸結果。在回歸模型（1）中，解釋變量的符號符合我們的預期，應計項目盈余管理水平的系數為負，且在10%的顯著性水平下顯著，說明應計項目盈余管理水平越高的上市公司，其獲得的信用評級水平越低，信用評級機構識別出了評級對象的應計項目盈余管理行為，驗證了本文的假設a。在回歸模型（2）和（4）中，解釋變量的符號符合我們的預期，然而其在統計意義上也不顯著，操控性現金流和操控性酌量性費用都是負向指標，二者降低了評級對象的信用評級水平。在回歸模型（3）中，操控性生產成本的系數在10%的顯著性水平下顯著，說明其對信用評級水平產生了顯著性的影響，評級機構降低了操控性生產成本較高的評級對象的信用評級水平，這無論在統計意義上還是經濟意義上都是顯著的，驗證了本文的假設a。在回歸模型（5）中，真實盈余管理總量的系數在5%的顯著性水平下顯著，評級機構降低了真實活動盈余管理水平較高的評級對象的信用評級水平，驗證了本文的假設a。總體來看，信用評級機構識別出了發債主體的應計項目盈余管理和操控性生產成本盈余管理，以及真實活動盈余管理的總量，盈余管理程度與信用評級水平負相關，本文的研究假設a得到驗證。

在控制變量方面，產權性質的系數并不顯著，說明評級機構在對國有企業和非國有企業進行評級時，并沒有體現出顯著性的差異。評級對象的總資產凈利率、總資產周轉率、現金流量利息保障倍數及總資產規模都會對信用評級水平產生顯著的正向影響，這與施丹和姜國華（2013）以及陳超和李鎔伊（2013）的發現相一致，施丹和姜國華（2013）發現發債主體的盈利能力、營運能力和現金流量能夠顯著影響信用評級水平的變化，會計信息在公司債券市場中具有價值相關性。

表3 Order Logit回歸結果

應計項目盈余管理真實活動盈余管理

（1）（2）（3）（4）（5）

DA-0.892*

（-1.88）

DCFO 1.927

（1.14）

DPROD -0.803**

（-2.33）

DDISEXP 3.736

（1.44）

DREM -0.957***

（-2.74）

Leverage-0.016

（-1.77）-0.015*

（-1.68）-0.014

（-1.54）-0.158*

（-1.73）-0.014

（-1.51）

Roa0.161***

（4.51）0.162***

（4.49）0.185***

（5.04）0.159***

（4.45）0.184***

（5.04）

Growth-0.006

（-1.62）-0.006

（-1.52）-0.004

（-1.15）-0.004

（-1.18）-0.004

（-1.17）

Turn0.271

（1.23）0.214

（0.97）1.11**

（2.61）0.055

（0.21）1.225***

（3.03）

Con0.072

（0.29）-0.045

（-0.18）-0.044

（-0.34）0.001

（0.00）0.042

（0.12）

Ld-0.005

（-0.56）-0.009

（-1.05）-0.007

（-0.84）-0.006

（-0.71）-0.007

（-0.88）

Intercover-0.000

（-0.03）0.001

（0.26）0.001

（0.22）0.001

（0.23）0.001

（0.24）

Cintercover0.023***

（3.36）0.018***

（2.64）0.019***

（2.81）0.019***

（2.97）0.017**

（2.49）

Lnsize1.891***

（10.10）1.869***

（10.05）1.939***

（10.14）1.907***

（10.05）1.989***

（10.23）

LR-sta192.69***190.38***194.64***191.16***196.86***

Pseudo-0.2160.2130.2180.2140.220

注：1.括號中為z值。

2.***表示在1%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，*表示在10%水平上顯著。

結論

在國內債券市場迅速發展的背景下，信用評級的作用日益突出。本文以2006-2012年間存在主體信用評級的非金融上市公司為樣本，采用應計項目操控和真實活動操控兩類模型，研究了盈余管理程度對于信用評級水平的影響。研究發現，以操控性應計利潤衡量的應計項目操控水平越高，信用評級水平越低；以操控性生產成本和真實活動盈余管理總量衡量的真實活動盈余管理水平越高，信用評級水平越低。由此看出，信用評級機構識別出了發債主體的盈余管理行為，并且據此對評級結果進行一定的調整，說明信用評級機構已經開始發揮其作為信息中介的鑒證和監督作用，國內的信用評級行業正在逐漸發展和完善。

本文的研究結論具有重要的現實價值。對于債券投資者來說，信用評級機構識別出了發債主體的盈余管理行為，投資者在進行債券投資價值分析時，應該結合發債主體的盈余管理水平來進行判斷，從而做出相對合理的價值評估。對于發債主體來說，盈余管理對于信用評級產生了負向影響，這無疑會提高發債企業的融資成本，因此發債主體需要規范其債券融資行為，加強和完善公司治理。對于監管者來說，如何促進公司債券市場的健康發展是一項重要的議題，監管部門要加強對上市公司債券融資行為的監管，尤其是融資過程中的盈余管理行為監管。

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