預算考核會導致預算松弛嗎？

韓芳+高嚴

【摘 要】 在文獻綜述的基礎上，以權變理論為視角，對基于預算參與、信息不對稱、個人因素的預算考核與預算松弛之間的關系展開研究。在提出需要檢驗的命題后，通過樣本企業的問卷調查數據進行統計檢驗。研究發現，基于信息不對稱、個人因素和預算參與的預算考核，與預算松弛具有顯著的正相關關系。

【關鍵詞】 預算考核； 預算松弛； 實證研究

一、引言

預算在管理控制中居于主導型的地位，但由于預算松弛的存在，限制了預算作用的發揮，已經構成了預算控制中尚未解決的一個主要問題（Horngren，1982）。導致預算松弛的現實原因多種多樣，但預算功能失調是一個重要方面。Hansen&Van der Stede（2004）歸納了一個預算功能清單：綜合計劃功能、業績評價功能、目標溝通功能和戰略細化功能。我國在《內部控制指引——全面預算》部分也總結了計劃、協調、控制、激勵、評價五項綜合管理功能。其中預算業績評價不僅是對一個預算期的總結，還是下個預算期的起點，在預算功能發揮中具有關鍵意義。但是如果在發揮預算業績評價功能方面過度地關注預算指標完成情況，則會帶來負面效應，如數據操縱（Hopwood，1972）、短期化行為（Merchant，1990）和員工抵觸情緒（Argyris，1952）等。馬新智等（2007）的經驗證據發現，業績評價功能是顯著影響預算業績的重要功能之一，鄧傳洲等（2008）也進一步指出，嚴格地基于預算的考核會帶來預算副作用。但是，迄今我們并沒有發現預算考核是否必然導致副作用，以及出現這些副作用的根本原因是什么。基于這一考慮，筆者擬以預算參與、管理者個人因素和信息不對稱為控制變量，深入探究基于這些條件的預算考核到底會不會導致預算松弛，又是如何導致預算松弛的。

二、理論建構和研究命題

（一）理論建構

1.預算考核與預算松弛的關系

本文所定義的預算考核，是在評價下級的經營績效時，以是否實現了事先設定的預算目標、實現數量和質量的多寡，來作為評價及考核的唯一或重要基礎（Govindarajan，1998）。也就是說，預算目標完成與否、完成高低，直接決定了對下級業績的評價結果，而這種評價結果又與他們的獎懲緊密掛鉤。預算執行結果是一種典型的企業組織業績參考標準，并且由于下級經常參與這一標準的制定，所以他們就會努力使這種標準變成為他們覺得可以實現的預算目標（Schiff&Lewin，1970）。由于下級的薪酬經常取決于與標準相比較的業績，因而極有可能在雙方討價還價后制定的預算中就包含了預算松弛。Merchant&Manzoni（1989）甚至認為，實現了的目標和預算松弛的目標是等同的。所以，以預算約束模式來考評經理人，與其他考評方式一樣，都會陷入困境（Hopwood，1972）。

2.預算參與和預算松弛

預算參與是預算考核的前提，有關預算參與是否會導致預算松弛，有大量研究文獻，但結論迥異。由于預算松弛產生于分層預算管理，在預算目標設定過程中，如果上級允許下級有較高的參與程度，那么下級就很有可能利用自己的私有信息影響預算的制定（Chow et al.，1994；Young，1985等）。如果下級意識到他們的薪酬依賴于預算，他們就會將預算參與看成是一種利好（Schiff &Lewin，1970）。然而也有很多研究認為，預算參與并不會導致預算松弛，甚至還會減少預算松弛。例如，Cammann（1976）等就認為經理人通過預算參與，會減少預算松弛；Onsi（1973）也認為，預算參與會使得經理人幾乎沒有必要去制造預算松弛等。兩種完全不同的結果也揭示出預算參與和預算松弛之間的關系并不是簡單的直接關系，這種關系可能還依賴于許多其他相關因素。

3.預算考核和相關因素的結合

預算考核及其結果是下級制造預算松弛的主觀動因，如果不具備客觀條件的互動，也很難達成目的。這種客觀條件可能有許多種，除了預算參與之外，首當其沖的就應當是基于分層代理關系的信息不對稱水平。可以講，正是由于分層管理中的信息不對稱，才有可能使下級根據自己直接掌握的有利信息，虛報或低報預算目標，給自己留下空間，就會出現預算松弛。有研究顯示，當預算考核和信息不對稱程度都比較高時，預算參與會導致預算松弛；然而當前兩個因素水平都比較低時，預算參與給下級幾乎提供不了什么機會去導致預算松弛（Dunk，1993）。此外，Dunk A. S.和Perera H.（1997）的實證研究還發現，由于包括道德、倫理和生涯等未來考慮，被考核的經理人并不一定會制造預算松弛。這些生涯相關性的考慮，包含了證明自己作為一個職業經理的責任感、自律性和職責清晰化等能力。即個人因素是影響經理執業行為的一項重要決定性的因素。這與Macintosh（1985）提出的個人因素具有緩和預算松弛的預期相一致。

上述分析表明，預算參與、信息不對稱和個人因素，都會在預算考核和預算松弛之間發生作用。基于上述分析，本文的研究框架如圖1。

（二）研究命題

文獻回顧和理論分析已經表明，預算考核和預算松弛是相關聯的，并且預算參與、信息不對稱和個人因素對它們之間的這種關聯有影響。然而至今我們并不清楚這些因素內部相互影響的本質。本文試圖解釋文獻資料中提出的相互沖突的那些觀點，并詳細觀察預算參與、信息不對稱和個人因素對上述關系的影響。

筆者提出的研究假設為：基于預算參與、信息不對稱和個人因素的預算考核與預算松弛具有正相關關系。

三、研究設計

（一）變量設計

按照研究要求，筆者共設計了5類變量，它們分別是：預算松弛變量、預算參與變量、預算考核變量、信息不對稱變量和個人因素變量。分別說明如下：

根據研究需要，預算松弛采用Dunk（1993）的6個變量7級Likert度量，以及Onsi（1973）的4個變量7級Likert度量。兩項加總10個變量7級Likert度量，并以此為基礎設計調查問卷；預算考核采用Stede（2001）的10個變量7級Likert度量的計量方法；預算參與采用Kren（1992）的3個變量及Onsi，M.（1973）的4個變量，均為7級Likert度量的計量方法，并以此為基礎設計調查問卷；信息不對稱采用Dunk（1993）的6個變量7級Likert度量的計量方法，并以此為基礎設計調查問卷；個人因素則采用Rokeach（1960）關于個人特點的4個變量以及Collins（1978）關于個人對預算所持態度的8個變量，均為7級Likert度量，兩項加總12個變量7級Likert度量，并以此為基礎設計李克特量表（Likert Scales）調查問卷。

（二）數據收集

調查問卷的被調查者是國內12所高校的EMBA班學員及MBA在職學員。他們主要為部分在崗企業經理人，其工作單位分布于主要行業之中。調查問卷回收率和有效率都在滿意水平之內。應該說，這些調查問卷的代表性是比較充分的，調查問卷的發放、回收過程完全體現了客觀性的要求。

在正式發放問卷之前，筆者就近抽查了3個被調查企業和相關填寫人，進行了問卷測試，在得到對問卷項目無異議以后，才正式發放調查問卷。最終發放了750份調查問卷，總回收問卷468份，其中總有效問卷369份。總的問卷回收率為62.40%，總的發放問卷有效率為49.20%，總的回收問卷有效率為78.85%。

（三）研究模型

用于實證檢驗的多元回歸方程為：Y=b0 + b1BE

+b2BP+b3IA+b4PF+b5BP PF+b6BE IA+b7BP BE IA

式中變量的含義分別為：BE代表預算考核（budget emphasis）；BP代表預算參與（budget participation）；IA 代表信息不對稱（information asymmetry）；PF代表個人因素（personal factors）；BP PF代表預算參與和個人因素的交叉；BE IA代表預算考核和信息不對稱的交叉；BP BE IA代表預算參與、預算考核和信息不對稱的交叉。

四、統計分析

（一）樣本的信度檢驗

調查樣本數據的檢驗結果，在表1中予以列示。樣本數據可信度檢驗采用Cornbachs的Alpha系數進行檢驗，即：

=1-

其中k為所探討問卷項目個數。

五個變量（Y、BE、BP、IA與PF）的一致性檢驗的Alpha系數分別是0.886、0.812、0.891、0.947和0.893，其中最小值都在0.812，這說明樣本通過了內部一致性檢驗。

（二）變量的描述性統計分析

運用SPSS14.0對數據進行統計檢驗，所用數據均經過中心化處理。在對數據進行具體的統計分析時，對異常值（15個樣本）進行了剔除，最終還剩354個樣本。在表1的描述性統計分析中，給出了個變量的均值及標準差。

（三）回歸模型的統計檢驗

在表2的模型摘要中列示了運用向后回歸法（Backward）后所得到的回歸模型的具體信息。可以看出，在選定顯著性水平？琢=0.05的前提下，在回歸模型共引入7個解釋標量，它們分別是BE、BP、IA、PF、BP PF、BE IA和BP BE IA。其校正過的R2（Adjusted R Square）為0.814，這就說明，上述7個解釋變量聯合起來能共同解釋被解釋變量Y的81.4%的變動，模型的擬合度較為理想。此外也可以發現，模型的DW值為1.822，這說明研究模型中不存在自相關 現象。

從表3模型的方差分析中可以看出，對于選定的回歸模型而言，整個模型的F檢驗值為221.894，與其對應的p值明顯小于所選定的顯著性水平（？琢=0.05），因此可以判斷，整個模型是統計顯著的。

（四）模型的參數檢驗

表4回歸系數表中顯示了在回歸分析后各解釋變量的回歸系數估計值的具體信息，從表中可以直觀地看出除了BP PF所計算出來T檢驗的p值（0.059）在10%的水平顯著，大于所選定的顯著性水平（？琢=0.05）以外，其他的解釋變量的T檢驗的p值分別為0.000、0.039、0.000、0.000、0.005和0.049，它們的顯著性水平都在5%。這就說明所計算出來的回歸系數估計值具有統計顯著性。另外，各解釋變量的方差膨脹因子（VIF）的值（分別為3.482、1.942、3.188、1.745、1.479、1.524和1.908）均小于經驗值10，因此說明各解釋變量之間不存在多重共線性。

因此，最終得到的回歸模型如下所示：Y=0.015

+0.348BE-0.055BP+ 0.491IA + 0.279PF+0.102BP PF

+0.056BE IA+0.025BP BE IA

最后，根據統計分析結果，本文列示了圖2，以便于清楚地看出依存變量和解釋變量之間的擬合性。回歸模型的擬合程度較好，預算松弛和預算考核顯著正相關，本文所提的假設即當聯合考慮預算參與、信息不對稱和個人因素時，預算考核和預算松弛之間具有正相關關系，得到了統計支持。

（五）假設檢驗結果

從樣本數據的統計檢驗結果來看，BE的標準化回歸系數估計值為0.348，其顯著性p值為0.000。說明同時考慮預算考核、信息不對稱和個人因素時，預算考核和預算松弛之間的確是顯著的正相關關系，而且其顯著性水平非常高。這也說明樣本企業高程度的預算考核會導致較高水平的預算松弛；降低預算考核的程度，會有效減少預算松弛發生的幾率。本文的研究假設即在同時考慮預算考核、信息不對稱和個人因素時，預算參與和預算松弛之間為正相關的關系，獲得了統計支持，通過了假設檢驗。而BP的標準化系數估計值為 -0.066，其顯著性p值為0.039，盡管高于設定的a =0.05，但是仍然揭示了預算參與跟預算松弛的正相關關系，說明有效的預算參與會降低預算松弛。

BP PF的回歸系數估計值為0.102，其顯著性p值為0.059。這說明樣本企業的預算參與和個人因素的結合與組織的預算松弛之間存在著較低水平的正相關，不過其顯著性程度也不高，只是表現在10%的水平上。

BE IA的回歸系數估計值為0.056，其顯著性p值為0.005。說明預算考核和信息不對稱的結合與預算松弛之間的確是顯著的正相關關系，而且其顯著性水平非常高。這也說明，樣本企業的高程度的預算考核與信息不對稱的結合作用，會導致較高水平的預算松弛；而降低預算考核與信息不對稱結合作用的程度，會有效減少預算松弛發生的幾率。

最后，BP BE IA的回歸系數估計值為0.025，其顯著性p值為0.049。說明樣本企業的預算參與、預算考核和信息不對稱三者的結合，與組織的預算松弛之間，也存在著顯著水平的正相關，其顯著性程度表現在5%的水平上，也證明了預算考核、信息不對稱和預算參與的結合，會導致預算松弛。

五、結論及局限

本文以權變理論為基礎，對基于預算參與、信息不對稱和個人因素的預算考核與預算松弛之間的關系進行了研究。圍繞這個問題，本文提出了需要檢驗的命題并通過樣本企業的數據進行統計檢驗。通過對研究命題的統計檢驗，本文發現，基于預算參與、信息不對稱和個人因素的預算考核與預算松弛之間，具有顯著的正相關關系，即基于預算參與、信息不對稱和個人因素的預算考核的程度越高，預算松弛發生的可能性越大，而且預算考核和預算參與、信息不對稱這一經典組合的共同作用，會導致較高水平的預算松弛。本文的研究結論與Lukka（1988）、Schiff和Lewin（1968）等先前的研究結論一致，而與Dunk（1993）的大部分研究結論恰恰相反。本文的研究結果也表明，預算考核、預算參與、信息不對稱及個人因素這些相關因素與預算松弛之間的本質關系，與我們前面的預期是相同的。

需要特別說明的是，本文的統計調查樣本并不是具體的預算企業，多元回歸也不能完全解釋社會經濟生活的多因多果及其對應關系。雖然可以滿足研究設計的各項基本要求，以此為依據的分析也具有解釋力，但或多或少地影響了數據質量，并導致研究存在一定局限。正如Dunk A. S.和Perera H.（1997）所說的，考慮到預算松弛與相關變量之間的復雜關系，未來需要有更多的進一步的相關研究，以使我們了解這一重要的管理會計現象。

【主要參考文獻】

[1] 鄭石橋，王建軍.信息不對稱和報酬方案對預算松弛的影響研究[J].會計研究，2008（5）：61-69.

[2] 高嚴，徐瑩.預算卸責：基于TCE 理論的預算機會主義新視角[J].會計之友，2011（9）：15-17.

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[5] Dunk A. S. Perera H. The incidence of budgetary slack：a field study exploration，Accounting，Auditing & Accountability Journal，Vol.10 No. 5，1997：649-664.

[6] Onsi， M.Factor analysis of behavioral variables affecting budgetary slack，The Accounting Review，July，1973：535-48.

最后，BP BE IA的回歸系數估計值為0.025，其顯著性p值為0.049。說明樣本企業的預算參與、預算考核和信息不對稱三者的結合，與組織的預算松弛之間，也存在著顯著水平的正相關，其顯著性程度表現在5%的水平上，也證明了預算考核、信息不對稱和預算參與的結合，會導致預算松弛。

五、結論及局限

本文以權變理論為基礎，對基于預算參與、信息不對稱和個人因素的預算考核與預算松弛之間的關系進行了研究。圍繞這個問題，本文提出了需要檢驗的命題并通過樣本企業的數據進行統計檢驗。通過對研究命題的統計檢驗，本文發現，基于預算參與、信息不對稱和個人因素的預算考核與預算松弛之間，具有顯著的正相關關系，即基于預算參與、信息不對稱和個人因素的預算考核的程度越高，預算松弛發生的可能性越大，而且預算考核和預算參與、信息不對稱這一經典組合的共同作用，會導致較高水平的預算松弛。本文的研究結論與Lukka（1988）、Schiff和Lewin（1968）等先前的研究結論一致，而與Dunk（1993）的大部分研究結論恰恰相反。本文的研究結果也表明，預算考核、預算參與、信息不對稱及個人因素這些相關因素與預算松弛之間的本質關系，與我們前面的預期是相同的。

需要特別說明的是，本文的統計調查樣本并不是具體的預算企業，多元回歸也不能完全解釋社會經濟生活的多因多果及其對應關系。雖然可以滿足研究設計的各項基本要求，以此為依據的分析也具有解釋力，但或多或少地影響了數據質量，并導致研究存在一定局限。正如Dunk A. S.和Perera H.（1997）所說的，考慮到預算松弛與相關變量之間的復雜關系，未來需要有更多的進一步的相關研究，以使我們了解這一重要的管理會計現象。

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[6] Onsi， M.Factor analysis of behavioral variables affecting budgetary slack，The Accounting Review，July，1973：535-48.

最后，BP BE IA的回歸系數估計值為0.025，其顯著性p值為0.049。說明樣本企業的預算參與、預算考核和信息不對稱三者的結合，與組織的預算松弛之間，也存在著顯著水平的正相關，其顯著性程度表現在5%的水平上，也證明了預算考核、信息不對稱和預算參與的結合，會導致預算松弛。

五、結論及局限

本文以權變理論為基礎，對基于預算參與、信息不對稱和個人因素的預算考核與預算松弛之間的關系進行了研究。圍繞這個問題，本文提出了需要檢驗的命題并通過樣本企業的數據進行統計檢驗。通過對研究命題的統計檢驗，本文發現，基于預算參與、信息不對稱和個人因素的預算考核與預算松弛之間，具有顯著的正相關關系，即基于預算參與、信息不對稱和個人因素的預算考核的程度越高，預算松弛發生的可能性越大，而且預算考核和預算參與、信息不對稱這一經典組合的共同作用，會導致較高水平的預算松弛。本文的研究結論與Lukka（1988）、Schiff和Lewin（1968）等先前的研究結論一致，而與Dunk（1993）的大部分研究結論恰恰相反。本文的研究結果也表明，預算考核、預算參與、信息不對稱及個人因素這些相關因素與預算松弛之間的本質關系，與我們前面的預期是相同的。

需要特別說明的是，本文的統計調查樣本并不是具體的預算企業，多元回歸也不能完全解釋社會經濟生活的多因多果及其對應關系。雖然可以滿足研究設計的各項基本要求，以此為依據的分析也具有解釋力，但或多或少地影響了數據質量，并導致研究存在一定局限。正如Dunk A. S.和Perera H.（1997）所說的，考慮到預算松弛與相關變量之間的復雜關系，未來需要有更多的進一步的相關研究，以使我們了解這一重要的管理會計現象。

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