所有權結構、公司治理與盈余管理的關系探討

馮莉

【摘 要】 文章以2007—2012年平衡面板數據為研究對象，探討了不同所有權結構、公司治理與盈余管理三者之間的關系。實證結果發現，管理層持股比例和機構持股比例與盈余管理之間呈現顯著的非線性關系（倒U型關系）。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顯著的正相關關系，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出顯著的負相關關系，為了企業的長遠發展會抑制盈余管理。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顯著的負相關關系，其比例越高越有助于抑制盈余管理行為。

【關鍵詞】 所有權結構; 公司治理; 盈余管理

中圖分類號：F275 ?文獻標識碼：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管力量，他們與公司的內部高管共同管理和履行著公司的監管任務。以往的研究均證明了公司治理與盈余管理之間的種種關系。然而，本文認為，企業中不同的所有權結構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，將其混淆會導致結論有失偏頗。而從樣本數據角度來看，無論是采用時序數據還是截面數據都無法回避數據本身的異方差、共線性等問題，有可能會導致統計結論的誤差。此外，現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，探討不同所有權結構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意義;第二，采用平衡面板數據，更加準確地進行分析;第三，采用B-S模型非線性方程能夠將盈余管理指標的解釋能力提高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

（一）所有權結構

機構投資者會更加在乎短期內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）。現有證據充分證明了機構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信息，因此也會實施更多的控制權管理企業的業績（Pound，1992;Koh，2003）。Bushee（1998）也發現大型機構的所有權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：

H1a：機構持股比例與盈余管理呈正相關關系（短期行為）;

H1b：機構持股比例與盈余管理呈負相關關系（長期行為①）。

管理層處于兩層次委托代理關系中的基層地位，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。關于管理層持股的問題學術上存在兩種不同的觀點。一些學者認為高的內部持股人將有助于協調與管理人之間的利益關系（Fama & Jensen，1983），從而降低股東盈余管理的動機，Warfield et al.（1995）也發現管理者持股與異象盈余的絕對值之間存在負相關關系。相對的觀點認為，內部持股可能會導致股東和管理者之間出現壕溝效應，而這種管理層的壕溝效應將會導致機會主義行為侵害其他股東的利益（Cornett et al.，2008）。但是，也有研究發現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：

H2a：管理層持股比例與盈余管理呈正相關關系（短期行為）;

H2b：管理層持股比例與盈余管理呈負相關關系（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的監督權從而抑制盈余管理（Fama & Jensen，1983），也有部分學者在美國和英國的上市公司中發現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，財務報告的質量就越高，尤其當獨立董事是由財務方面的專家擔任時，這種關系更加明顯（Xie et al.，2003）。由此，本文得出如下假設：

H3：獨立董事比例與盈余管理呈負相關關系。

CEO的二元性顯示著控制權和決策權的獨立程度（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，并發現那些CEO兼職董事會主席的企業更有可能操縱盈余。由此，本文得出以下假設：

H4：CEO兼職與盈余管理存在正相關關系。

三、研究設計

（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個企業第t年的總盈余;？駐REVit代表第i個企業第t年至t-1年的主營業務變化;GPPEit代表第i個企業第t年的固定資產原值;Ait-1代表第i個企業第t-1年的總資產;CFit代表第i個企業第t年的經營現金流;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個企業第t年至t-1年應收賬款的變化;其他相同變量說明同上。

（二）面板檢驗模型的設定

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

面板模型的最終確定需要混合數據模型、固定效應模型和隨機效應模型的兩兩對比，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結果可知，在第一組假設混合數據模型和固定效應模型的檢測中，兩類盈余管理變量的F值均顯著拒絕原假設，結果表明本文應該采取固定效應模型。在第二組假設混合數據模型和隨機效應模型的檢測中，兩類盈余管理變量的Chi值均顯著拒絕原假設，結果表明本文應該采用隨機效應模型。在最后一組假設隨機效應模型和固定效應模型的檢測中，兩類盈余管理的Chi值均沒有拒絕原假設，最終結果表明本文最適合的模型應該采用隨機效應模型。

（三）檢驗模型與變量說明

本文研究的目的在于不同所有權結構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，以機構持股比例、機構持股比例平方和、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和規模為控制變量。相關變量及其定義如表2所示。

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？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）樣本和數據來源

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、金融行業和保險行業的特殊性與一般企業存在差異，因此予以剔除。其次，由于數據是采用平衡面板數據，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，對所有數據樣本進行Winsorize處理。最后確定滿足上述條件的樣本共426家上市公司，所采用的數據均來自國泰安（CSMAR）數據庫。

四、統計分析

（一）描述性統計

表3結果顯示，在不同的所有權結構中，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），機構持股比例最小（均值=0.1013）。

（二）殘差自相關性檢驗

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

（三）隨機效應分析

通過表5可以看出機構持股比例（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關系，但機構持股比例的平方項（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關系（Z模型3=-4.13，Z模型4=-1.89）。以上結果表明，機構持股者為了短期的利益，有可能促使企業進行盈余管理;而機構持股者作為長期持股者，會更重視企業以后的長遠發展，從而抑制盈余管理。由此，表明機構持股比例與盈余管理之間呈現出倒U型關系，假設H1a，H1b得到驗證。管理層持股比例（Dirshare）與盈余管理變量呈現出與機構持股變量相同的倒U型關系。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）均與盈余管理呈現出顯著的正相關關系，而管理層持股比例平方項（Dirshare_sq）則在兩個模型上均呈現顯著的負相關關系（Z模型3=-2.03，Z模型4= -1.79），假設H2a，H2b得到驗證。以上結果表明，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，如果為了企業的長遠發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負相關關系（Z模型3=-3.42， Z模型4=-2.71），假設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系，假設H4未通過檢驗。在控制變量方面上，資產收益率（Roa）和企業規模（Size）都與盈余管理呈現出顯著的負相關關系，表明資產收益率越高和規模越大的上市公司越不愿意通過盈余管理來操縱企業利潤。

（四）敏感性分析

為了進一步考察本文結論的穩健性，將盈余管理的測量采用Han & Wang（1998）的方法，重新加入相關的所有權變量和公司治理變量進行回歸。為了避免殘差的自相關性和異方差的問題，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，結論與表5基本一致，因此可以證明結論的穩健性。

五、結論

本文以2007—2012年平衡面板數據為樣本，分析后得出如下結論：首先，證明了所有權變量和公司治理對盈余管理的影響，在短期利益面前，機構持股和管理層持股均對企業的盈余管理推波助瀾，希望能夠得到最大的自身利益，但當兩者作為長期持股者，為了企業的長久良性發展，他們將成為企業利潤的把關者，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，上市公司規模越大、資產收益率越高，為了長遠發展和樹立良好的形象，他們更加重視盈余的質量，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：一是所有權結構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督上市公司的作用，從上市公司內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對企業的盈余管理問題。●

【參考文獻】

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[14] Xie B， ?Davidslon W N， ?DaDalt P ?J.. Earnings management and corporate governance：The role of the board and the audit committee[J].Journal of Corporate Finance，2003（9）：295-316.

（四）敏感性分析

為了進一步考察本文結論的穩健性，將盈余管理的測量采用Han & Wang（1998）的方法，重新加入相關的所有權變量和公司治理變量進行回歸。為了避免殘差的自相關性和異方差的問題，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，結論與表5基本一致，因此可以證明結論的穩健性。

五、結論

本文以2007—2012年平衡面板數據為樣本，分析后得出如下結論：首先，證明了所有權變量和公司治理對盈余管理的影響，在短期利益面前，機構持股和管理層持股均對企業的盈余管理推波助瀾，希望能夠得到最大的自身利益，但當兩者作為長期持股者，為了企業的長久良性發展，他們將成為企業利潤的把關者，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，上市公司規模越大、資產收益率越高，為了長遠發展和樹立良好的形象，他們更加重視盈余的質量，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：一是所有權結構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督上市公司的作用，從上市公司內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對企業的盈余管理問題。●

【參考文獻】

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[14] Xie B， ?Davidslon W N， ?DaDalt P ?J.. Earnings management and corporate governance：The role of the board and the audit committee[J].Journal of Corporate Finance，2003（9）：295-316.

（四）敏感性分析

為了進一步考察本文結論的穩健性，將盈余管理的測量采用Han & Wang（1998）的方法，重新加入相關的所有權變量和公司治理變量進行回歸。為了避免殘差的自相關性和異方差的問題，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，結論與表5基本一致，因此可以證明結論的穩健性。

五、結論

本文以2007—2012年平衡面板數據為樣本，分析后得出如下結論：首先，證明了所有權變量和公司治理對盈余管理的影響，在短期利益面前，機構持股和管理層持股均對企業的盈余管理推波助瀾，希望能夠得到最大的自身利益，但當兩者作為長期持股者，為了企業的長久良性發展，他們將成為企業利潤的把關者，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，上市公司規模越大、資產收益率越高，為了長遠發展和樹立良好的形象，他們更加重視盈余的質量，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：一是所有權結構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督上市公司的作用，從上市公司內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對企業的盈余管理問題。●

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