公司治理、盈余管理方式選擇與投資價值

吳正杰，吳莉昀

(1.安徽財經大學 會計學院，安徽 蚌埠 233030；2.上海財經大學 公共經濟與管理學院，上海 200433)

公司治理、盈余管理方式選擇與投資價值

吳正杰1，吳莉昀2

(1.安徽財經大學 會計學院，安徽 蚌埠 233030；2.上海財經大學 公共經濟與管理學院，上海 200433)

以2007-2013年我國A股公司為對象，考察了公司治理與投資價值關系。研究發現，公司治理越完善，其投資價值越高；反之，公司治理越差，投資價值越低。更進一步，公司治理的完善降低了實際盈余管理；隨著其程度下降投資價值上升。研究表明，盈余管理方式在公司治理與投資價值之間起到了顯著中介作用。發揮公司內部治理機制的作用，加強公司內部權力之間的制衡關系，可以減輕實際盈余管理行為，從而提高投資價值。

公司治理 ； 投資價值 ； 實際盈余管理 ；應計盈余管理

公司治理是一種降低代理成本的制度安排，公司治理越完善，越會抑制實際盈余管理出現。[1]恰當盈余管理作為普遍存在的決策現象，[2]也是公司戰略管理的需要。實際盈余管理根據決策層的意圖改變投資、籌資、經營等業務的時點及結構，遠離最優決策，[3]極大增加代理成本，對企業未來的價值造成巨大損失。應計盈余管理只變動公司盈余在各會計年度分布，對長期績效影響甚微，代理成本更小。決策層會更多地采取實際盈余管理，[2]對于企業長期發展會產生更為嚴重的損害，引起國內外學者的關注[4]。應計盈余管理與實際盈余管理行為對企業投資價值產生重要影響，因此不能忽視盈余管理方式選擇在公司治理與投資價值之間的中介作用?，F有文獻對這個問題論述不多。為此，我們以2007-2013年A股公司為考察樣本，對上述理論進行檢驗。

一、文獻回顧與研究假設

1.公司治理與投資價值。會計透明度取決于公司治理狀況。股價信息含量增多，可以更好引導投資，即信息含量與投資顯現正向關系，這會向投資者傳達公司經營良好的信息，降低信息不對稱狀況和投資者的預期風險，引導投資者進行價值判斷和理性決策，[5]從而吸引資源流向該企業，提升公司投資價值。基于此，提出假設：

假設1 公司治理越完善，其投資價值越高；反之，公司治理越差，企業投資價值越低。

2.公司治理與盈余管理。國有控股、較高的股權集中度等內部約束有利于減輕實際盈余管理。[4]為了滿足市場預期，在機構投資者擁有較多股份的情況下決策層顯著增加應計盈余管理，但是，決策者并不會因為市場壓力而采取實際盈余管理，機構投資者持股比例較高的情況下顯著減少實際盈余管理。[6]因此，提出假設2：

假設2 公司治理與應計盈余管理呈現同向關系；其與實際盈余管理呈現反向關系。

3.盈余管理與投資價值。實際盈余管理可能給企業帶來更大價值損失。[7]可見，實際盈余管理行為負向影響著投資價值，結合假設2，公司治理負向影響實際盈余管理程度，可以得出實際盈余管理對公司治理與投資價值具有顯著的中介作用。應計盈余管理可能只是改變其盈利的區間分布，引導投資隨著企業戰略的需要配置到最有效率的區間，因此應計盈余管理正向影響著企業投資價值。[1]綜合假設2，可以得出應計盈余管理在公司治理與投資價值之間有中介作用。兩種盈余管理方式存在“共謀”的特征[8]。因此，提出假設：

假設3 公司治理和投資價值之間，盈余管理具有中介性。

假設3.1 公司治理與實際盈余管理呈現反向關系；而實際盈余管理負向影響投資價值。

假設3.2 公司治理同應計盈余管理呈現同向關系；而應計盈余管理正向影響投資價值。

二、研究設計

1.變量設計。

(1)公司治理(Corporate Governance，CG)。公司治理功能主要受內部治理機制影響；外部治理機制對其功能的影響不顯著。[9]因此本文選取變量：1)獨立董事比率(DDB)。用獨董成員數與股東人數之比表示。2)董事會規模(LNA)，用其成員數的自然對數衡量。3)高管薪酬(LNGX)，用高管薪酬取對數來度量。4)高管持股比例(GGGB)，用高管持股數與總股本數比率來衡量。5)股權制衡度(Z)，用前兩大股東擁有股票數之比度量。6)領導權結構(JR)，兩職合一，JR取數值1，其它取數值0。

(2)投資價值。投資價值(IV)。股票價格上漲作用于公司投資，股票市值同公司重置成本比率是度量新投資的標準。如果Q小于1，買原有公司更劃算，因此不必新增投資；Q大于1則會有新的投資(James Tobin，1969)。采用托賓Q代表投資價值。

(3)盈余管理方式(EM)。

1)實際盈余管理。參考Cohen and Zarowin[10]，采用模型(1)反映實際盈余管理情況。

RMit=(-1)×ECFOit+1×EPRODit+(-1)×EEXPit

(1)

其中，ECFO表征非正常經營現金凈流量，其與銷售操控度呈現反向關系。EPROD表示非正常生產費用，它和生產操控程度表現同向關系。EEXP表示非正?？刹倏刭M用，其與費用操控度反向。RM表征實際盈余管理總體狀況，與之同向。借鑒Roychowdhury[3]，分行業分年度估測下述模型的殘差，計算ECFO、EPROD以及EEXP，依次度量銷售、生產和費用操控程度。

銷售操控度(CFO)估測模型：

(a)

生產操控(PROD)估測模型：

(b)

費用操控(EXP)估測模型：

(c)

其中CFO表征經營凈現金流量；A表示資產總額；S表示營業收入凈額；△S表示營業收入變動數額；PROD表示生產成本，用存貨增減數加營業成本代表；EXP表示自定性費用，用管理與營業費用之和表示。α表示回歸系數；μit表示殘差；下標i表示公司，t表示年度。

2)應計項目盈余管理。用模型(2)測算應計盈余管理[11]，如下：

(2)

分行業分年度估測模型(2)殘差，運算ETA(應計盈余管理度)。其中TA代表應計總額，是凈利潤減去預期經營活動現金凈流量。預期經營活動凈現金流量根據模型(a)計算回歸預期值來度量。A表示資產總額；AREV表示營業收入變動額；AREC表示應收賬款變動額；FA表示固定資產原值；IA代表無形資產同其他長期資產之和；β表示回歸系數，φit表征殘差；下標i、t分別表征樣本公司及年度。

(4)控制變量。用下列變量限定公司特征和外部環境：1)成長狀況(GRO)，本文用總資產增減率度量。2)公司規模(LNA)，用總資產取自然對數表示。3)償債能力，用ROA表示。4)審計意見類型(AT)，標準無保留意見，取數值1，其它取0。5)產權性質(CQ)，控制人是國有背景時，取數值1，其它取0。

2.研究模型建立。本文構建模型(3)-(5)。

模型(3)用于檢驗假設1；

IVit=λ0+λ1DDBit+λ2LNDSit+λ3LNGXit+λ4GGGBit+λ5Zit+λ6JRit+λ7GROit+λ8LNAit+λ9ROAit+λ10ATit+λ11CQit+ωit

(3)

模型(4)中，EM代表盈余管理方式，包含實際盈余變量(ECFO、EPROD、EEXP、RM)以及應計盈余變量(ETA)，用來驗證假設2。

EMit=λ0+λ1DDBit+λ2LNDSit+λ3LNGXit+λ4GGGBit+λ5Zit+λ6JRit+λ7GROit+λ8LNAit+λ9ROAit+λ10ATit+λ11CQit+ωit

(4)

模型(5)引入變量(EM)，檢驗盈余管理方式在公司治理與投資價值之間是否具有中介作用。λ和ω分別表示回歸系數和殘差。

IVit=λ0+λ1EMit+λ2DDBit+λ3LNDSit+λ4LNGXit+λ5GGGBit+λ6Zit+λ7JRit+λ8GROit+λ9LNAit+λ10ROAit+λ11ATit+λ12CQit+ωit

(5)

3.樣本與數據。為規避會計準則變遷的影響，以2007-2013年A股公司為樣本。采用證監會的分類辦法對樣本按行業分類；剔除金融保險業公司、營業收入數額為負、所有者權益為負的公司、相關數據缺失的公司、資產負債率大于1的公司、同時發行B股或者H股的公司。數據來源于CSMAR數據庫，并進行上下1%縮尾(winsorize )，最終得到9239個樣本觀測值。

三、實證結果與分析

1.描述性統計。股權制衡度(Z)的均值為13.220，其值在2.13-3.09之間時制衡效果最好，顯然我國上市公司中普遍存在著“一股獨大”的現象。RM和ETA的均值分別為0.148、0.008，表明盈余管理存在性。投資價值(IV)的均值為1.876，明顯大于動態均衡時的托賓Q值1，意味著中國資本市場的高產業投資回報率。

2.相關性分析。在Pearson系數中，LNGX與ECFO、EEXP的系數分別為0.019、0.019(顯著水平10%)，說明LNGX與銷售操控、費用操控呈現較顯著的正向關系。LNDS 、LNGX、GGGB與ETA的相關系數分別為0.021、0.136、-0.059(顯著水平5%)，表明LNDS 、LNGX與應計盈余管理顯著正相關，而與GGGB顯著負相關。LNDS、GGGB、Z、JR與IV的系數分別 -0.072、-0.077、-0.07、0.042(顯著水平1%)，表明LNDS、GGGB、Z與投資價值呈現顯著負向關系，JR與投資價值呈現顯著正向關系。Spearman檢驗中，上述關系同樣存在。在Pearson系數中，系數-0.988(ECFO與EPROD)，-0.991(ECFO與 RM)絕對值較大，且上述變量不會出現在同一個模型中，不存在多重共線性，況且方差膨脹因子處于1-2之間。

3.盈余管理方式受公司治理影響的回歸?；谀Ｐ?4)，LNDS、LNGX與GGGB的回歸系數分別為-0.148、0.0484(顯著水平1%)與0.0578(顯著水平10%)，表明LNDS會顯著減少實際盈余管理，LNGX、GGGB會顯著增加實際活動盈余管理。LNGX的回歸系數為0.00723(顯著水平1%)，GGGB、JR的系數分別為-0.0377，-0.00384(顯著水平分別是1%，10%)，而其他指標均不具有顯著性，表明LNGX會顯著增加應計盈余管理，GGGB、JR會顯著減少應計盈余管理。驗證了假設2，表明盈余管理方式有“共謀”特征。

4.公司治理與投資價值關系檢驗及盈余管理中介性。基于模型(3)和模型(5)探尋公司治理與投資價值的關系以及盈余管理方式的中介效應。模型(3)選取的六個公司治理指標中，LNGX，GGGB的回歸系數分別為0.158，-1.580(顯著水平1%)表明LNGX會顯著提高投資價值，而GGGB會顯著地降低投資價值。而DDB、LNDS的回歸系數分別為0.805，0.234(顯著水平均5%)說明DDB、LNDS也能提高投資價值。研究假設1得到驗證。

在驗證假設1和假設2的基礎上，用模型(5)驗證盈余管理方式對公司治理與公司價值關系的中介效應。借鑒Baron and Kenny所采用的方法[12]：首先，完善的公司治理顯著降低了實際盈余管理水平(顯著水平1%)；而其顯著提高應計盈余管理的水平(顯著水平1%)。其次，公司治理對投資價值有顯著的正向影響(變量DDB、LNDS、LNGX的回歸系數大于0，顯著水平均為5%)；引入RM之后，公司治理對投資價值的正向影響依然較為顯著，此時，實際盈余管理整體程度對投資價值的影響是顯著的(RM的回歸系數為-0.173，顯著水平1%)。實際盈余管理負向影響著公司投資價值，表明實際盈余管理在公司治理與公司投資價值關系中具有較強的中介效應；公司治理負向影響實際盈余管理，而實際盈余管理負向影響投資價值，假設3.1得到驗證；引入ETA之后，公司治理對公司價值的正向影響依然顯著，應計盈余管理對投資價值的影響不再是顯著的(變量ETA的回歸系數為1.175,但不具有顯著性)，說明公司投資價值隨著應計盈余管理程度的增加而增加；在公司治理與投資價值之間，應計盈余管理存在較強的中介性。假設3.2得到驗證；最后，sobel(1)-sobel(6)分別表示盈余管理對于各個公司治理指標與投資價值的中介效應，其中的sobel值對應的顯著水平是5%，表明應計盈余管理中介效應明顯。假設3得到驗證。

5.穩健性測試。投資價值(IV)的度量替換為以“(股權市值+凈債務市值)/期末總資產”為基礎計算的托賓Q值；GRO度量，用營業收入變動率代替；公司規模(LNA)的度量，以公司市值對數替代資產總額對數；償債能力的度量，用流動比率(CR)替代；公司領導權結構(JR)、審計意見類型(AT)、產權性質(CQ)是虛擬變量保持不變。回歸方程(3)-(5)變量相應替代，并上下1%縮尾。公司治理對盈余管理方式選擇影響的穩健性分析結果基本結論一致，假設2再次得到驗證；公司治理與投資價值的關系以及盈余管理方式中介效應的穩健性檢驗分析結果基本結論-致，假設1和假設3再次得到驗證。

四、結論與啟示

本文研究發現，在公司治理與公司投資價值之間的正向關系中，實際盈余管理和應計盈余管理具有顯著的中介作用。公司治理完善程度顯著減少了實際盈余管理水平；而其同應計盈余管理水平同向。公司治理有利于降低信息不對稱程度，緩解委托代理帶來的利益沖突，更有利于抑制企業管理者的機會主義傾向。公司內部治理機制的完善，能減少盈余管理行為，提升公司投資價值。外部監督不能成功約束管理者的盈余管理活動，因此設計內部治理機制更具理論和現實意義。總之，我們應該強化股東大會、董事會、監事會、經營者和基層員工之間的制衡關系，發揮公司內部治理機制的作用，防范上市公司的盈余管理行為，從而提高投資價值。

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(責任編輯：胡先硯)

2015-04-06

吳正杰(1975- )，男，安徽淮南人，安徽財經大學會計學院副教授，碩士。

吳莉昀(1977- )，女，江西南昌人，上海財經大學公共經濟與管理學院博士研究生。

F830.91

A

2095-4824(2015)04-0081-04