債券融資、關系型承銷與上市企業盈余質量

呂懷立

(上海大學管理學院，上海 200444)

債券融資、關系型承銷與上市企業盈余質量

呂懷立

(上海大學管理學院，上海 200444)

盈余信息的決策有用性不僅受到盈余信息本身的影響，而且受到決策環境的制約。本文將盈余信息納入到企業的融資環境，研究債券融資及其承銷行為對企業信息披露政策的影響。采用我國滬深A股市場的債券融資數據，實證研究發現：一方面，上市企業在債券發行中存在著強烈的盈余操縱動機，表現為債券融資增量越高的企業，其盈余質量越差；另一方面，債券具有一定程度的監督作用，債券融資存量越高的企業，其盈余質量越好。進一步研究發現，發債企業與主承銷商建立的關系型承銷行為能夠降低債券發行中的盈余操縱動機，并在一定程度上提升債券的監督作用。

債券融資；關系型承銷；盈余質量；監督作用；盈余操縱動機

一、引 言

會計信息的決策有用觀認為盈余信息具有價值相關性，投資者通過識別企業的盈余信息，從而做出投資決策。我們對盈余信息決策有用性的研究不僅要關注盈余信息本身，而且必須將其放在特定的決策環境中加以考量。Dechow等(2010)認為決策有用性不只受到盈余信息質量的影響，而且受決策環境的制約，由盈余信息和企業決策環境共同決定[1]。企業決策環境包括金融市場環境(“銀行主導型”還是“市場主導型”)、法律環境、會計準則環境和審計服務環境等。

近年來，隨著金融體系市場化改革的不斷推進，我國的債券市場呈迅猛發展態勢，先后出現多樣化的債務融資工具，有公司債、企業債、短期融資券和中期票據等。但是，迅猛發展的債券市場卻呈現出明顯的“中國式”特征——零違約性質的剛性兌付。一旦債券出現違約跡象，會有政府出面，并由主承銷商(一般為商業銀行)為企業解決兌付危機?？梢钥闯?，在中國的債券市場，本應由債券投資者所承擔的風險，卻轉移到主承銷商身上，即債券的剛性兌付增加了商業銀行等債券承銷機構的風險。那么，承銷機構為了降低風險，在債券承銷中是否會利用會計信息，篩選出“好”的企業？本文將盈余信息納入到我國企業的特殊融資和承銷環境，研究在我國“銀行主導型”的金融體系，企業發生的債券融資行為是否影響到其信息披露政策，以及主承銷商(包括商業銀行和投資銀行)與企業的承銷行為(我們稱之為關系型承銷)對盈余信息質量的影響。

二、理論分析與研究假設

債務契約的有效監督假說認為債權人具有監督作用，能夠通過事前的契約安排和事后的監督檢查來降低企業管理層的道德風險[1]。Gul(2001)考察了負債在企業存貨計價方法選擇中的監督角色，發現存在道德風險的管理者傾向于選擇先進先出法以增加報告盈余，而當企業的負債水平較高時，有利于遏制這種狀況的發生[2]。在監督作用的發揮中，公募債和私募債(例如銀行貸款)的債權人卻存在著差異，Diamond(1991)認為商業銀行擁有占優的財務信息處理和分析能力，在對企業的監督中具有明顯的規模經濟和比較成本優勢，例如他們可以通過附加條款或契約的重新設計來保障款項的到期收回，而公募債的債權人卻容易出現搭便車行為[3]。在我國債券市場，雖然企業發行的債券作為一種典型的公募債，但其持有者的構成卻具有特殊性，主要是以商業銀行為主的金融機構[4]。作為債權人，商業銀行有動機監督企業管理層的道德風險，例如商業銀行面臨著資本充足率和存貸比等方面的資本監管要求，需要企業提供高質量的會計信息，以防止債券違約使自己突破監管紅線。因此，債券水平越高的企業，其盈余操縱的幅度越低，即債券具有監督作用。

另外，企業的債券發行需要滿足兩個條件：其一，達到再融資門檻。與銀行貸款利率相比，企業的債券融資成本明顯較低，因此企業更為偏好發行債券的融資方式。但上市企業卻面臨著嚴格的再融資要求，嚴格的政策規定會增加企業融資過程中的機會主義動機。其二，滿足一定的信用評級。Cai等(2007)研究發現債券的信用評級水平越高的企業，越容易實現債券的順利發行，而且債券融資的成本也較低[5]。因此債券融資企業有可能會操縱盈余，以滿足債券發行的監管要求和信用評級標準。我們認為這一盈余操縱動機主要表現在年度內發行債務融資工具的企業，對于此類企業，債券融資需求越大，其盈余操縱的動機越強?；谏鲜龇治?，我們分別從債券融資存量和債券融資增量的角度提出監督假設H1a和盈余操縱假設H1b：

H1a：債券融資存量越高的企業，其會計盈余質量越高；

H1b：新增債券融資越高的企業，其會計盈余質量越低。

承銷關系是企業在債券發行中與金融機構建立的主要關系，屬于一種典型的業務合作關系。Burch等(2005)認為通過業務合作構建的關系將更為穩定：由于企業更換主承銷商將要付出巨大的轉換成本，而“忠誠”的關系可以給企業帶來持續穩固的收益。而且，業務合作關系更像是一種互惠共贏的關系[6]。Fernando等(2005)從投資銀行的證券承銷業務出發，研究發現在客戶合作中，證券主承銷商看中企業的質量，而企業認準主承銷商的承銷實力，是二者之間雙向選擇的結果[7]。Bharath等(2007)發現企業與商業銀行的關系型貸款，不僅為企業提供融資便利，而且有利于商業銀行的業務推廣，與非關系型信貸相比，關系型信貸所具有的信息優勢更有利于銀行向其借款人提供債券或股權承銷服務[8]。從商業銀行的貸款業務出發，Carey(1998)等研究認為商業銀行出于金融管制和聲譽機制的考慮，更愿意接受低風險企業的貸款申請[9]。一方面，嚴格的金融管制降低了銀行的風險承擔，導致他們更愿意將資金貸給低風險企業；另一方面，擔心聲譽受損的心理也會迫使商業銀行選擇低風險企業，因為企業一旦破產，將會給銀行帶來不小的聲譽損失。

在我國上市企業特殊的債券融資和承銷環境中，主承銷商具有與企業建立一種穩固的業務合作關系的動機和可能性。首先，公募債的剛性兌付導致商業銀行等主承銷商承擔了債券的違約風險，為了避免違約損失，主承銷商具有通過持久的業務合作來獲取企業私有信息的動機，從而解決信息不對稱。其次，由于許多上市企業的債券發行并非一次完成，而是由一家主承銷商連續多次承銷，于是主承銷商可以通過多次合作從而全面掌握企業財務信息的真實情況。基于Carey等(1998)的思路，我們認為穩固的業務合作關系有利于維護主承銷商的聲譽機制[9]。Lee和Masulis(2011)發現主承銷商出于自身聲譽的考慮，會更為關注所承銷企業的財務報告質量[10]。主承銷商的參與能夠降低企業IPO中的盈余管理動機，而且投資銀行的聲譽越高，這種現象越明顯。因此，主承銷商通過業務合作對企業真實信息的掌握，甚至信息變動和新消息的獲取，可以幫助主承銷商免受聲譽損失。在國內研究中，呂懷立等(2016)研究發現主承銷商與發債企業構建的關系型承銷行為能夠降低對發債企業會計穩健性的需求，即關系型承銷與會計穩健性形成替代作用[11]。基于此，我們認為主承銷商出于聲譽機制的考慮，會更加注重企業的盈余質量，即關系型承銷在債券發行中對企業盈余質量具有正向調節作用，據此分別提出假設H2a和假設H2b：

H2a：關系型承銷增強了債券融資的監督作用；

H2b：關系型承銷降低了債券發行中的盈余操縱動機。

三、樣本選擇、變量定義與模型構建

(一)樣本選擇

本文選擇2009年至2014年我國滬深A股資本市場非金融上市企業的新增債券融資數據。新增債券融資包括公司債、中期票據和短期融資券等融資工具，數據來源于Wind數據庫。我們在研究中還用到新增信貸融資數據、新增股權融資數據(包括增發配股和IPO數據)、債券信用評級數據、企業主體信用評級數據，以及主承銷商數據等，其中新增信貸融資數據取自CSMAR數據庫，新增股權融資數據、債券信用評級數據、企業主體信用評級數據和主承銷商數據取自Wind數據庫。除此之外，其余財務數據來源于CSMAR數據庫。通過數據的優化和篩選，我們獲得878個新增債券融資的非金融企業樣本，共計發生1246筆債券融資行為，其中2009年至2014年分別是69筆、83筆、120筆、179筆、319筆和476筆。

(二)主要變量定義

1.盈余質量(AQ)

根據McNichols(2002)提出的修正的Dechow和Dichev模型(DD模型)[12]，我們計算企業的應計質量，作為盈余質量的衡量指標。模型具體形式如下：

(1)

其中，CFO為經營活動產生的現金流量凈額；ΔSales為營業收入的變動；PPE為固定資產和在建工程合計數；Assets為年末總資產；ΔWC為營運資本的變動，等于應收賬款、存貨和其他流動資產的變動，減去應付賬款、應交稅金的變動和其他流動負債的變動。

對模型(1)按照年度、行業進行回歸，得出殘差的估計值*為了防止出現多重共線性問題，我們又采用總樣本回歸檢驗了變量系數的方差膨脹因子(VIF)。結果顯示CFOt-1、CFOt、CFOt+1、ΔSalest和PPEt的VIF分別是1.22、1.27、1.22、1.01和1.14，說明變量之間不存在多重共線性問題。關于DD模型的應用見馬忠等(2011)[13]。。借鑒前人的做法，我們采用第t-4年至第t年殘差估計值的絕對值的滑動平均值作為盈余質量的衡量指標AQ。AQ數值越大，表明營運資本中不可解釋部分的波動性越大，企業盈余的可預測性越低，盈余質量也越低。

2.關系型承銷(Rel)

企業與金融機構(包括商業銀行和投資銀行)具有多樣化的關系渠道，學術界主要從業務合作的角度考察二者之間的關系，例如信貸業務、承銷業務等。在信貸業務中，關注貸款的期限、規模、價格和擔保條款等；在承銷業務中，主要關注以前是否發生過承銷業務(包括IPO承銷或SEO承銷)，以及承銷規模、承銷費用等指標。借鑒已有的研究，我們將關系型承銷定義為：如果企業在債券融資行為發生的前五年(第t-5年至第t-1年)，與其主承銷商發生過借貸業務(主承銷商為商業銀行時)或發生過債券承銷業務(主承銷商為商業銀行或投資銀行時)，或發生過股權承銷業務(主承銷商為投資銀行時)，此類承銷為關系型承銷。關系型承銷的定義類別見表1。

表1 企業與金融機構的關系型承銷類別劃分

關系型承銷包含關系型承銷筆數RelNO和關系型承銷金額RelAM兩個子變量。當主承銷商為商業銀行時，RelNO(RelAM)等于第t-5至t-1年從主承銷商獲取的銀行貸款筆數(金額)與由主承銷商承銷的債券融資筆數(金額)之和，占企業融資總筆數(總金額)的比例；當主承銷商為投資銀行時，RelNO(RelAM)等于第t-5至t-1年由主承銷商承銷的債券融資筆數(金額)與股權融資筆數(金額)之和，占企業融資總筆數(總金額)的比例。如果上市企業在第t年同時發生多次由不同主承銷商承銷的債券融資行為，RelNO(RelAM)等于第t-5至t-1年獲取的與各主承銷商相關的借貸、債券或股權融資筆數(金額)之和，占企業融資總筆數(金額)的比例。

(三)回歸模型

我們構建回歸模型一，用于檢驗本文的四個研究假設，模型一的具體形式為：

AQt=β0+β1Bondt+β2Relt+β3Bondt*Relt+β4∑BondCharacterst+β5∑FirmCharacterst+εt

(2)

其中，AQ用于衡量盈余質量；Bond為債券融資；Rel為關系型承銷；Bond Characters為債券特征控制變量；Firm Characters為企業特征控制變量。詳細的變量定義和說明見表2。

表2 變量定義與說明

四、實證檢驗與結果分析

(一)描述性統計和相關性檢驗

表3列示了主要變量的描述性統計結果。樣本公司盈余質量AQ的均值和中位數分別為0.053和0.0471。債券融資存量Bond1的均值和中位數分別為0.0519和0.0324，低于債券融資增量Bond2的均值(0.0897)和中位數(0.0805)，主要是由于債券融資的償還特點和融資期限所致，大部分債券在年度內多次償還，甚至許多債券的融資期限小于等于1年。關系型承銷筆數RelNO的均值和中位數分別為0.2429和0.0732，關系型承銷金額RelAM的均值和中位數分別為0.2707和0.0836。銀行貸款Private的均值和中位數分別為0.2289和0.2199，遠大于債券融資存量Bond1的均值和中位數，說明即便在發行債券融資的上市企業，其負債來源仍然以銀行貸款為主，即我國的金融體系表現出明顯的“銀行主導型”特征。

表3 主要變量的描述性統計和相關性檢驗(N=878)

(二)盈余質量AQ的回歸結果

在回歸分析中，由于模型中同時引入交乘項Bond1*RelNO和Bond2*RelNO將會帶來嚴重的多重共線性(VIF檢驗顯示，Bond1*RelNO的方差膨脹因子大于10)，因此我們將Bond1*RelNO和Bond2*RelNO依次引入回歸模型。交乘項Bond1*RelAM和Bond2*RelAM的處理方法與之類似。盈余質量的OLS回歸結果見表4，回歸因變量為盈余質量AQ。

表4的回歸(1)至回歸(5)顯示，債券融資存量Bond1的系數顯著為負(0.1及以上顯著性水平)，即債券融資存量越高，AQ越低，盈余質量越高，說明債券具有一定的監督作用，從而驗證假設H1a。債券融資增量Bond2與因變量呈顯著正相關(0.05的顯著性水平)，即債券融資增量越高，AQ越高，即盈余質量越低，從而驗證假設H1b，說明債券融資具有盈余操縱動機。當引入關系型承銷筆數RelNO和關系型承銷金額RelAM，以及二者與債券融資存量Bond1的交乘項后，交乘項Bond1*RelNO和Bond1*RelAM的回歸系數并不顯著(見回歸(2)和回歸(3))，無法驗證關系型承銷對監督作用的正向調節作用。在回歸(4)和回歸(5)中，交乘項Bond2*RelNO和Bond2*RelAM的系數均顯著為負(0.05及以上顯著性水平)，說明關系型承銷對新增債券融資的盈余操縱動機具有正向調節作用，即關系型承銷降低了債券融資的盈余操縱動機，從而驗證假設H2b。上述結果表明主承銷商能夠防范企業的盈余操縱行為，但對監督作用的提升并不明顯。

表4 盈余質量AQ的OLS回歸結果(N=878)

注：* 、** 和*** 分別表示統計檢驗在0.10、0.05和0.01的水平下顯著。下同。

(三)操控性要素DisAQ的回歸結果

根據Francis等(2005)的研究，盈余質量AQ包含固有要素和操控性要素[14]。固有要素受企業固有的基本面信息的影響，例如商業模式、經營環境等；操控性要素受非基本面信息的影響，例如管理層的干預或操縱。以回歸殘差為依據計算的AQ存在著估計誤差，并不能精確衡量管理層的機會主義動機。AQ的估計誤差源于其包含的固有要素，例如企業自身的特征，或者所處的行業或經營環境特征等。因此，我們需要將AQ中的固有要素剔除，以得到一個更為“干凈”的，用來衡量管理層機會主義動機的應計指標。借鑒Francis等(2005)的研究[14]，我們構建回歸模型二：

AQt=φ0+φ1Sizet+φ2σ(CFO)t+φ3σ(Sales)t+φ4OperCyclet+φ5NegEarnt+εt

(3)

其中，AQ為盈余質量，等于根據修正的DD模型計算的回歸殘差絕對值的五年滑動平均；Size為企業規模，等于總資產的自然對數；σ(CFO)為現金流的波動性，等于t-4年至t年經營活動產生的現金流量凈額的滑動標準差；σ(Sales)為營業收入的波動性，等于t-4年至t年營業收入的滑動標準差；OperCycle為經營周期，等于應收賬款和存貨周轉天數之和；NegEarn為負向盈余出現的次數，等于t-4年至t年出現凈利潤為負值的次數。對模型二進行OLS估計，得到回歸殘差的估計值，即為盈余質量中的操控性要素DisAQ，用于衡量管理層的機會主義行為。DisAQ越大，表明AQ中受管理層操控性部分越大，盈余質量也越低。我們以操控性要素DisAQ作因變量，代入回歸模型一，回歸結果見表5。

表5為操控性要素的OLS回歸結果，回歸因變量均為DisAQ。結果顯示，債券融資存量Bond1的系數在回歸(1)、回歸(4)和回歸(5)中均顯著為負(0.05及以上顯著性水平)，進一步驗證假設H1a，揭示出債券所具有的監督作用?；貧w(1)至回歸(5)中，債券融資增量Bond2的系數均顯著為正(0.01的顯著性水平)，說明債券融資增量越高，盈余質量的操控性要素越大，即盈余質量越低，說明債券融資具有盈余操縱動機，從而進一步驗證假設H1b?；貧w(2)和回歸(3)的結果顯示，交乘項Bond1*RelNO和Bond1*RelAM的系數均顯著為負(0.1的顯著性水平)，一定程度上說明關系型承銷能夠增強監督作用，近似驗證假設H2a?；貧w(4)和回歸(5)的結果顯示，交乘項Bond2*RelNO和Bond2*RelAM的系數均顯著為負(0.05的顯著性水平)，說明關系型承銷能夠降低債券發行中的盈余操縱動機，即進一步驗證假設H2b。

表5 操控性要素DisAQ的OLS回歸結果(N=878)

綜合上述結果，我們認為一方面債券具有監督作用，而且主承銷商與企業的關系型承銷能夠在一定程度上增強債券的監督作用；另一方面，上市企業在債券發行中存在著強烈的盈余操縱動機，而且主承銷商與企業的關系型承銷能夠降低債券發行中的盈余操縱動機。盈余操縱動機表明管理層需要通過提高應計中的操控性要素來滿足證券發行條件，即存在所謂的“保發”現象。債券發行中的盈余操縱動機也許是我國當前金融環境下的特殊現象：在“銀行主導型”的金融體系，相比于銀行貸款，債券融資的成本明顯較低，因此對上市企業而言，滿足證券發行條件并獲取債券融資才是關鍵，從而避免了更高成本的銀行貸款。

(四)進一步的檢驗*限于篇幅，穩健性檢驗結果從略，作者備索。

為了進一步揭示債券發行中存在的“保發”現象，我們分別將滯后一期的ROE(ROE_Lag1)、滯后兩期的平均ROE(ROE_Lag2)和滯后三期的平均ROE(ROE_Lag3)五等分，計算不同分組的平均操控性要素DisAQ，并進行T檢驗。檢驗結果顯示，當ROE_Lag1=2、ROE_Lag2=2和ROE_Lag3=2時，雙尾T檢驗發現操控性要素DisAQ的均值顯著小于0(0.01及以上水平)，說明此時出現盈余操縱行為的可能性最大。因此，我們認為對于ROE_Lag1=2、ROE_Lag2=2和ROE_Lag3=2的樣本組，存在更為明顯的“保發”現象。另外，我們選取工具變量，并采用兩階段最小二乘估計方法(2SLS)進行穩健性檢驗，以控制債券融資的內生性對實證結果的影響。債券融資存量Bond1和債券融資增量Bond2的工具變量包括年末應付債券總額的自然對數、年度新增債券總額的自然對數、企業性質(民營企業為1、國有企業為0)和上市年限(上市年限的自然對數)。當控制變量的內生性后，回歸結果同樣驗證本文的研究假設。

五、結 論

本文采用我國滬深A股市場的經驗數據，實證研究發現：一方面，上市企業在債券發行中具有強烈的盈余操縱動機，而且企業與主承銷商的關系型承銷行為能夠降低盈余操縱動機；另一方面，我們的研究還發現債券具有一定的監督作用，而且關系型承銷行為能夠增強債券的監督作用。另外，我們還揭示出盈余操縱動機源于企業在債券發行中存在的“保發”現象。

本文的研究不僅從理論層面拓展了債券領域的相關文獻，而且為實務中的債券發行和政策監管提供決策依據。一方面，隨著我國金融改革的不斷深化，債券違約已不再是一個難以逾越的鴻溝，剛性兌付的神話被逐漸打破。我們的研究結論顯示上市企業在債券發行中具有強烈的盈余操縱動機，因此金融機構在進行債券承銷或者投資者在進行債券買賣時可以以此作為參考依據，從而降低債券的違約風險。另一方面，雖然2015年1月實施的《公司債券發行與交易管理辦法》要求發債企業建立公開透明的定價配售和信息披露機制，但投資者憑借公開信息仍然難以發現發債企業的盈余質量。因此，監管機構在政策制定時，需要制定更為完善的信息披露機制。后續研究可以進一步考察不同類型的債務融資工具所導致的負債結構對企業盈余質量的差異性影響，因為公司債、中期票據和短期融資券等不同類型債券的投資者在對企業信息的敏感性方面可能存在著異質性特征。

[1]Dechow，P.，W.Ge，C.Schrand. Understanding earnings quality：A review of the proxies，their determinants and their consequences[J].Journal of Accounting and Economics，2010，50(2-3)：344-401.

[2]Gul，F.A. Free cash flow，debt-monitoring and managers’ LIF or FIFO policy choice[J].Journal of Corporate Finance，2001，7：475-492.

[3]Diamond，D.W. The choice between bank loans and directly placed debt[J].Journal of Political Economy，1991，99(4)：689-721.

[4]王博森，施丹.市場特征下會計信息對債券定價的作用研究[J].會計研究，2014，(4)： 19-26.

[5]Cai，N.K.，J.Helwege，A.Warga. Underpricing in the corporate bond market[J].Review of Financial Studies，2007，20(6)：2021-2046.

[6]Burch，T.R.，V.Nanda，V.Warther. Does it pay to be loyal? An empirical analysis of underwriting relationships and fees[J].Journal of Financial Economics，2005，77(3)：673-699.

[7]Fernando，C.S.，V.A.Gatchev，P.A. Spindt. Wanna dance? How firms and underwriters choose each other[J].Journal of Finance，2005，60：2437-2469.

[8]Bharath，S.T.，S.Dahiya，A.Saunders and A.Srinivasan. So what do I get? The bank’s view of lending relationships[J]. Journal of Financial Economics，2007，85(2)：368-419.

[9]Carey，M.，M.Post and S.A.Sharpe. Does corporate lending by banks and finance companies differ? Evidence on specialization in private debt contracting[J].Journal of Finance，1998，53(3)：845-878.

[10]Lee，G.，R.W.Masulis. Do more reputable financial institutions reduce earnings management by IPO issuers?[J]. Journal of Corporate Finance，2011，17(4)：982-1000.

[11]呂懷立，鐘宇翔，林艷艷.公募債券融資、關系型承銷與會計穩健性[J].預測，2016，(2)：29-36.

[12]McNichols，M.F. The quality of accruals and earnings：The role of accrual estimation errors：Discussion[J].The Accounting Review，2002，77：61-69.

[13]馬忠，陳登彪，張紅艷.公司特征差異、內部治理與盈余質量[J].會計研究，2011，(3)：54-61.

[14]Francis，J.，R.LaFond，P.Olsson，K.Schipper.The market pricing of accruals quality[J].Journal of Accounting and Economics，2005，39(2)：295-327.

(責任編輯:趙 婧)

Bond Financing，Relationship Underwriting and Firm’s Earnings Quality

LV Huaili

(School of Management，Shanghai University，Shanghai 200444，China)

Decision usefulness of earnings is jointly determined by the decision context and the accounting information. This paper examines whether firm’s disclosure policy is influenced by public debt financing. Based on the data of bond financing in Shanghai and Shenzhen A-share capital market，the empirical research finds that public debt has active earnings management incentives and monitoring effects. The results also find relationship underwriting between firms with public debt offering and its underwriters can reduce the incentives of earnings management and improve the effects of monitoring.

bond financing；relationship underwriting；earnings quality；monitoring effects；earnings management incentives

2016-03-08

國家自然科學基金青年項目(71202043)；上海市哲學社會科學規劃項目(2016EGL003)

呂懷立(1983-)，男，山東梁山人，上海大學管理學院講師，博士。

F275；F832

A

1004-4892(2017)01-0077-08