董事會特征對資產處置行為影響的實證研究

■ 牛 朦 姚慶國 教授（山東科技大學經濟管理學院山東青島 266590）

引言

1990年上海證券交易所和1991年深圳證券交易所的成立，標志著我國證券市場的建立，同時也為我國的資源配置提供了新的渠道。我國證券交易市場要求上市公司定期披露其會計信息，其中盈余信息尤為重要，是投資者用來判斷企業投資潛力與利益相關者做出相關決策的重要依據。由于其重要性，部分企業股東和管理者選擇了盈余管理行為。這嚴重影響了會計信息的質量，干擾了其他利益相關者做出正確投資等決策的判斷力。上市公司常采用的盈余管理手段大致可以分應計項目盈余管理和真實活動盈余管理兩類。由于會計準則的不斷完善，應計項目盈余管理的操作范圍在縮小，實施的成本也在上升，而真實活動盈余管理一般在會計準則的允許范圍內設置真實的交易，具有一定的隱蔽性。因此，如何抑制真實活動盈余管理行為是急需研究的問題。真實盈余管理行為包括多種，本文選擇涉及損益額較大的資產處置行為為研究對象，并通過這一真實活動產生的盈余對盈余管理行為進行計量。并探究這一特定的行為是否有扭虧、防止盈余下降的盈余管理動機。盈余管理行為主要是基于委托代理和信息不對稱理論而產生的，而公司治理的作用正是調節這一關系，因此公司治理結構與資產處置這一真實盈余管理行為之間必然有一定聯系。而由于近年來我國上市公司高管頻頻出現問題，使我們不得不思考我國現階段雙重監督模式下的董事會與監事會是否完善。因此本文意在通過研究公司治理結構因素中的董事會、監事會特征對不同盈余管理動機下資產處置行為的影響，為今后針對抑制不同真實活動盈余管理行為而建立的公司治理結構而提供思路。

盈余管理與公司治理結構的研究現狀

盈余管理的計量問題是在開始盈余管理實證研究時首要確定的問題，但學術界對于盈余管理的計量仍然存在較多的爭議。目前針對兩類盈余管理手段，學者們也提出了不同的計量方法，主要有：總體應計利潤法、具體應計利潤法、盈余分布法和真實盈余管理計量。這四類計量方法中，總體應計利潤法使用的最為廣泛，具代表性的研究有：Healy模型 (1985)、DeAnglo 模型(1986)、Jones模型(1991)等。這一方法可以較綜合的反映企業的各種應計操縱行為，但由于這類模型無法全面的考慮到非操控性應計利潤的影響因素，因此導致其存在一定的估計誤差。而具體應計利潤法能夠有針對性的提出具體應計項目的影響因素，從而減少估計的噪音。其中有代冰彬等(2007)研究了上市公司資產減值的計提動機。羅進輝（2010）發現上市公司長期資產和流動資產減值準備行為中都存在扭虧等盈余管理動機。綜合看應計利潤法的應用多局限在利用會計方法而進行的盈余管理行為上。關于真實盈余管理計量，目前的文獻多采用Roychowdhury（2006）的計量方法，而具體真實盈余管理的計量方法卻少有應用，目前有白云霞（2005）的關于業績低于閾值公司在控制權轉移后，資產處置的盈余管理行為的研究。

表1 變量定義

盈余管理的分類一般分為：應計項目盈余管理和真實活動盈余管理。關于真實盈余管理所運用的手段中利用資產處置手段進行盈余管理方面的文獻有：Herrmann等（2003）驗證了公司經理利用長期資產的處置損益進行管理盈余，從而縮小與預測盈余的差距。王福勝（2013）主要驗證了企業存在通過資產處置對盈余進行操縱的行為及其動機。目前針對資產處置的盈余管理行為的研究多為規范性的，多是描述資產處置行為是盈余管理方式的一種，而較少有涉及到這一特定真實盈余管理行為的相關實證性研究。

在現有的研究中關于對盈余管理的制約因素主要有：公司治理、外部審計和會計準則。關于公司治理結構對盈余管理影響的研究較多，如Beatriz等（2008）研究發現企業獨立董事人數比例與企業所進行的真實盈余管理的強度呈負相關。金玉娜（2013）發現董事會規模、會議次數和薪酬激勵都能對公司真實盈余管理行為產生顯著影響?，F有的文獻雖然分別探究了董事會特征變量與真實活動盈余管理行為的關系，但大部分運用的是Roychowdhury的真實盈余管理計量法，并沒有深入的將真實盈余管理行為具體到某一特定項上研究兩者的關系。因此，本文將從董事會與監事會特征變量出發，研究其與特定的資產處置盈余管理行為的關系，從而為今后對公司治理結構進行有針對性的改善提供思路。

研究假設

中國證監會2001年規定：連續虧損兩年的上市公司退市風險警示處理，連續三年虧損暫停上市。2014年11月16日在之前制度的基礎上又推出了更加嚴格的退市制度。企業一旦被ST，融資的難度和成本也隨之加大。由于企業籌集資本的方式中，上市籌資是最為有效風險較低的方式，因此為了避免退市，上市公司有著強烈的扭虧動機。除了退市有關規定外，還有來自債權人和其他投資者的壓力，例如為了控制契約成本以及債務違約風險、為了傳遞企業良好發展的信息等。因此，在上市公司處于虧損狀態時，極有可能處置一項大宗資產，使企業扭虧為盈，達到其盈余管理目的。因此提出假設：

Ha1：有扭虧動機的上市公司會對應一項比例較高的資產處置行為。

若企業利潤連續增長，必定會傳遞給各利益相關者企業成長性較高的信號，這樣可增強投資者與債權人的信心，不僅有利于吸引投資，也有利于降低契約成本。因此提出假設：

Ha2：有防止盈余下降動機的上市公司會對應一項比例較高的資產處置行為。

表2 描述性統計

董事會由股東選舉產生，代表了不同股東的權利，對企業有決策、管理和監督的權利，是協調管理層與股東的一個重要組成，并能夠有效的降低由于兩權分離所帶來的代理成本。理論上董事會的規模與其效率應存在關系，因為容納越多代表不同股東的董事會能更全面的保障利益相關者的權益。因此較大的董事會規模能更有效的抑制管理層進行扭虧和防止盈余下降動機的盈余管理行為。本文提出假設：

Hb1：基于扭虧動機的上市公司，其董事會規模與資產處置的比例負相關。

Hb2：基于防止盈余下降動機的上市公司，其董事會規模與資產處置的比例負相關。

獨立董事不在企業任職，與企業無重要業務的往來，能更加客觀的監督企業事務。獨立董事多具有相應領域較高的專業水平，同時處于維護自身的聲譽的角度考慮，能相對獨立客觀的對決策等問題做出判斷，并能提高對公司管理的監督效率。且基于我國企業“一股獨大”的國情，獨立董事能緩解“內部人控制”的現象。因此，從獨立董事的職能可推斷其對扭虧和防止盈余下降動機的盈余管理行為有著較好的抑制作用。本文提出假設：

表3 模型一回歸結果

Hc1：基于扭虧動機的上市公司，其獨董比例與資產處置的比例負相關。

Hc2：基于防止盈余下降動機的上市公司，其獨董比例與資產處置的比例呈負相關。

監事會有檢查企業財務并對董事會與管理層的違法、違規行為進行監督。與獨立董事不同的是監事會不能對公司決策做出表決，并且成員不來自董事會，這就決定了監事會的特殊職能，代表股東對董事會和管理層進行監督，防止有損于股東利益的行為發生。但監事會與獨立董事的目的是一致的，即維護投資者的利益。監事會規模越大其對公司的監督力度與范圍必定也越大，對各種動機的盈余管理行為的抑制性也會越好。本文提出假設：

Hd1：基于扭虧動機的上市公司，其監事會規模與資產處置的比例負相關。

Hd2：基于防止盈余下降動機的上市公司，其監事會規模與資產處置的比例呈負相關。

資產處置盈余管理與公司治理結構模型構建

本文選擇滬深兩市2011-2013年的樣本，并剔除了金融保險行業和數據缺失的樣本，共得到三年5421個樣本。本文樣本數據來源于CSMAR 數據庫，以及從巨潮資訊網所登企業的年度財務報告中整理得出。

（一）模型構建

為了檢驗假設Ha1、Ha2，考察不同動機資產處置行為是否存在明顯差異，需要做以本期過渡資產處置損益（EPLDA）為被解釋變量，虛擬變量扭虧動機（SP1）、防止盈余下降（SP2）為解釋變量，并且增加控制變量與年度虛擬變量的面板數據回歸分析。首先建立模型一，并且會對模型一的混合回歸，固定效應，隨機效應分別考察，具體建立模型一如下：

混合回歸模型：

固定效應回歸模型：

隨機效應回歸模型：

為了檢驗假設Hb1、Hb2、Hc1、Hc2、Hd1、Hd2考察不同動機下，董事會規模，獨立董事比例以及監視規模對資產處置的影響是否存在差異，本文建立了模型二：

混合回歸模型：

固定效應回歸模型：

隨機效應回歸模型：

（二）變量定義

由于年末的資產總額會受到本期非流動資產處置的影響，因此選擇年初資產總額來計算本期資產處置損益的比例（PLDA）。本期過渡資產處置損益（EPLDA）是將本期行業資產處置損益的中位數剔除，使得樣本指標不受行業因素的影響。為了控制其他盈余管理行為對盈余的貢獻，本文直接將真實盈余定義為扣除了非流動資產處置損益的凈利潤（見表1）。

表4 模型二回歸結果

模型應用及結論分析

（一）描述性統計分析

表2對模型中的主要變量進行了描述性統計。從本期過度資產處置損益（EPLDA）均值0.001與標準差0.01可以看出這三年我國上市公司資產處置多為正的，且資產處置行為比例較低。扭虧動機變量（SP1）平均值為0.5%，說明有扭虧動機的企業只占少數。防止盈余下滑變量(SP2)的均值為1.3%，說明有防止盈余下滑動機的企業比例也較少，但高于扭虧動機的企業。董事會規模（CGS1）人數設置較為適當。獨立董事比例（CGS2）平均37%基本都能達到證監會要求。監事會規模（CGS3）平均4人，基本符合《公司法》規定。

在有關特朗普宣布退出巴黎協定的報道(共987字)中，共出現7種架構，總計32次；其中，出現次數最多的分別是人類架構(11次，34.3%)，其次是旅程架構(6次，18.6%)、方位架構(5次，15.6%)

（二）回歸分析與模型篩選

采用stata12.0對第三部分中兩個模型的三種面板數據回歸模型分別進行回歸分析，結果如表3、表4所示。

現在對兩個模型中的三種回歸模型進行選擇，以確定正確的回歸模型。首先通過構建F統計量對混合回歸模型與固定效應模型進行篩選得到結果，如表5、表6所示。

從表5與表6看出對于模型一與模型二來說，顯著性概率均小于0.05，在5%水平拒絕原假設，認為兩個模型的結果中，均應該剔除普通最小二乘法，保留固定效應。

采用stata12.0進行Hausman檢驗，得到檢驗結果，如表7、表8所示。

從檢驗結果中看出，模型一與模型二的卡方檢驗的顯著性概率均小于0.05，在5%水平能夠拒絕原假設，得到最終篩選結果：模型一與模型二的面板數據回歸模型均應該選擇固定效應模型。

（三）結論分析

基于表3對模型一采用固定效應得到的面板數據回歸結果可以看出，SP1變量的估計系數顯著且為0.023654，說明企業在扭虧的動機下，資產處置會有較高的期望值，假設Ha1成立；SP2變量的估計系數顯著且為0.005435，說明在企業防止盈余下降的動機下，資產處置同樣會有較高的期望值，假設Ha2成立。不過，顯然扭虧動機下帶來的資產處置的差異更大，即企業更傾向在扭虧為動機下進行資產處置。

表5 模型一F檢驗

表6 模型二F檢驗

表7 模型一Hausman檢驗結果

表8 模型二Hausman檢驗結果

董事會規模（BOD1）、監事會規模（BOD3）的估計系數不顯著，說明當SP1=0，SP2=0時候，BOD1、BOD3變量與EPLDA相關性不顯著，即不存在動機的時候董事會、監事會規模與資產處置行為無顯著相關性。而SP1*BOD3變量的估計系數顯著且為-0.00531，說明當SP1=1時，BOD3變量與EPLDA變量呈負相關，即在扭虧的動機下，監事會規模越大，對資產處置行為的監管效果越好，假設Hd1成立。其他解釋變量SP1*BOD1，SP2*BOD1，SP2*BOD2，SP2*BOD3變量的估計系數均不顯著，說明在扭虧動機下時，董事會規模與資產處置行為相關性不顯著，在防止盈余下降的動機下，三類公司治理結構特征與資產處置行為相關性均不顯著。因此假設Hb1、Hb2、Hc2、Hd2均不成立。

結論與啟示

通過上述的實證研究，本文證實了上市公司資產處置行為在不同盈余管理動機下的存在性。并在此基礎上，探究了董事會特征與監事會特征基于不同的動機對資產處置行為的約束性。從研究結論發現，在扭虧和防止盈余下降的盈余管理動機下，是顯著存在資產處置行為的，并且，扭虧動機要比防止盈余下降動機下進行的資產處置行為更顯著，這也提示今后對于真實盈余虧損的企業應格外注意其是否存在盈余管理行為，以及其所帶來的影響。其次，我國雖然引進了獨立董事的概念，但并沒有使得其保持完全的獨立性，在企業有重大盈余管理動機時，獨立董事缺乏監管力度，因此，今后應規范獨立董事的聘任制度，使獨立董事真正能發揮專業性與獨立性，并在此基礎上推行連帶責任制度，增強對獨立董事的約束，從而使得其在企業真正存在盈余管理動機的時候能有效抑制資產處置等行為。相比之下，監事會對企業基于扭虧動機下的資產處置行為的監管靈敏度要高，因此應繼續大力發展監事會的監管作用。最后，基于防止盈余下降的動機下的董事會、監事會特征變量都不顯著，說明，董事會與監事會針對這一動機并沒能發揮有效的監管作用，因此今后可以從增加董事會與監事會組成成員的多元化角度來提高其對細微的盈余管理動機的覺察度。

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