民營上市企業家族控制與盈余質量研究

黃碧紅

(閩南理工學院財務與會計學院，福建 石獅 362700)

1 家族控制企業及盈余質量的概念界定

家族控制企業是指由具有宗親關系即血緣、親緣、姻緣等關系的家族持有，且家族(或家庭)成員掌握了部分或全部控制權(包括所有權和經營權)的企業.家族控制企業的顯著特征之一是政治關聯.所謂政治關聯是指企業高管即實際控制人、董事長、總經理或者董事的就職經歷中有人大背景或政協委員資格[1].下文通過構建政治關聯指數以度量其關聯程度.我們根據高管的政治關聯程度進行不同級別的劃分并賦值.全國、省、市、縣及以下的政治關聯層級分別賦予4、3、2、1分，沒有政治關聯則為0.

盈余質量最早產生于20世紀30年代的美國，但是至今仍沒有統一的定義.國內外的研究認為盈余質量主要是為決策提供可信的財務信息.一般認為盈余質量高的企業具備如下特征：首先收益是由經常性發生的與公司基本業務相關的交易所帶來的；凈收益的水平和成長不依賴于稅法的變動；持續穩健的會計政策；會計上反映的銷售能迅速轉化為現金；企業債務水平是適當的，并且企業沒有使用它的資本結構來進行盈余操縱；穩定的、可預測的能夠反映未來收益水平的趨勢等，此外財務活動和經營活動特征會對收益質量排列的高低順序產生影響.

對于盈余質量的衡量人們一般會根據修正JONES模型來計算出可操縱性應計利潤來判定盈余質量.下文中盈余質量[2]是通過分離出各種不同會計應計項從而識別出可操縱和不可操縱的會計應計量產生的會計盈余，來判定其盈余的質量，且本文中擬選用可操縱性應計利潤指標來衡量，而可操縱性應計利潤可根據修正JONES模型來算出.具體如下：首先分年度采集樣本企業的數據并對方程(1)進行回歸取得這些樣本企業的特征參數β1、β2、β3的OLS估計值，然后將β1、β2、β3代入方程(3)計算出樣本企業的非操控性應計利潤.最后，根據方程(4)計算出樣本企業的操控性應計利潤.

(1)

GAi=OIi-CFOi

(2)

(3)

(4)

TAi=NIi-CFOi

(5)

其中，各變量含義如下：

變量含義GAi企業i年的總應計利潤OIi,1企業i年的營業利潤CFOi企業i年的經營活動現金流量凈額ΔREVi企業i年的主營業務收入和上年的主營業務收入的差額PPEi企業i年末固定資產價值Ai企業i上年末的總資產εi殘差項TAi企業i年的總應計利潤NIi企業i年的凈利潤

2 實證研究

針對兩者的關系本文提出“有政治關聯高管的家族企業的盈余質量更高”這一假設.進而分別選取在上海交易所、深圳交易所上市的250家企業作為研究對象，其中100家為《福布斯》2017年評選出的我國家族控制企業前100強企業即樣本2，另外150家為非百強企業即樣本1，通過兩組樣本的對比來檢驗企業的發展競爭力是否與政治關聯有關；而兩組樣本容量不同則是基于競爭力較差的企業在所有的家族企業中占比較大.在篩選樣本時已對初始樣本進行如下篩選：①剔除了金融行業企業；②剔除了ST樣本企業；③剔除了高管背景難以判定的企業；④剔除了相關研究變量數據無法獲取的企業.

本文主要的財務數據主要通過CSMAR(國庫安)數據庫和銳思數據庫進行采集，而政治關聯主要通過下載樣本企業的年報，并查閱年報中批露的高管背景或者是通過百度搜索來查找高管簡歷，以求得其是否具有政治關聯.另外，本文選用可操縱性應計利潤來評價盈余質量.該指標無法直接從相關數據庫中取得，于是本文通過修正JONES模型并且借助SPSS軟件手工算出.同時針對樣本一、樣本二進行政治關聯頻率，及對相關變量進行描述性統計與回歸分析.

2.1 描述性統計

表1 政治關聯頻率表

根據表1即對樣本1中的政治關聯頻率進行描述性統計可發現，不具有政治關聯即分值為0的企業為69家，在總樣本中占比為46%，而具有政治關聯的企業在總樣本中占比為54%,說明政治關聯在企業中具有普遍性.另外，從其層級分布來看，政治關聯在各個層級都有分布，不過市一級的政治關聯較多，占比為24.7%；其次為省一級的，占比為17.3%；縣一級的政治關聯最少，占比為4%.整體來看，政治關聯主要分布在省、市級這兩個層級中.

表2 樣本1變量描述性統計

根據表2即對樣本1的相關變量進行描述性統計時發現，各變量極大與極小值間的差距大，這說明了所選取的樣本較具代表性，對于不同發展階段的企業都有所涵蓋.同時從標準差這個值來看，我們發現各變量間的標準差普遍較大，說明所選取的樣本離散程度較大，也說明樣本企業的發展狀況，經營水平各不相同.此外，政治關聯的標準差為1.420，說明樣本企業的政治關聯程度相對較離散，并不是集中在某一層級；而其均值為1.36，說明它的政治關聯可能普遍處于一個較低的層級水平，而這正好驗證了本文界定層級的實際情況.從可操控性應計利潤這個變量來看，最大值為0.04503，最小值為-0.050269，說明企業對盈余的管理可能從兩個方向來進行粉飾，符合正常企業對于財務報表粉飾的雙向動機.

在對樣本二《福布斯》榜單上的百強家族控制企業的描述性統計中，首先必須明確一點，在以可操控利潤衡量的盈余質量中，盈余質量數值越大，可操控利潤越大，企業進行盈余管理的可能性越大，企業真實的盈余質量越低.在對《福布斯》榜單上的百強家族控制企業進行分析時，具體情況如下：政治關聯的平均數為0.711，說明百強家族企業中政治關聯的層級普遍不高；中位數為0，而0代表無政治關聯說明百強企業中一半以上的企業沒有政治關聯.

2.2 樣本1及樣本2的回歸分析

將樣本1進行回歸分析得到各變量間的相關系數，見表3.

表3 樣本1盈余質量影響因素回歸分析

我們知道回歸分析中常量對應的B值是截距，其他變量對應B值就是變量的影響系數.標準系數中數值最高的就是影響力度最大的因素.表3中標準系數這一列政治關聯、ROA資產凈利率分別為0.666,0.424,數值較大說明這兩者是對可操縱性應計利潤影響較大的因素.另外探討自變量與因變量的關系主要是看B值，B值越高，該自變量對因變量的影響越大.從表3中B值的數據這一列可以看出政治關聯、貝塔系數、ROA資產凈利率分別是對因變量可操縱性應計利潤影響較大的因素.此外，我們從sig的角度來分析，sig表示各個自變量的顯著性P值，當sig即P值小于0.05時，可以認為在0.05的顯著性水平下，各自變量是顯著的，說明回歸方程有效.根據這個標準，我們再次回到表3中.從表3的sig這一列，我們可以看到政治關聯的P值為0.01,小于0.05,說明在0.05的顯著性水平下，政治關聯是顯著的.而其他變量大于0.05，說明不相關.這個變量所構成的回歸方程是有效的,這說明政治關聯與盈余質量關系很大.綜合以上分析，我們認為家族企業盈余質量與政治關聯顯著相關.

表4 樣本2盈余質量影響因素回歸分析

另外在對樣本二(即表4)進行分析時發現：政治關聯的系數為負，說明家族控制企業的盈余質量與政治關聯的關系為同向關系，對于其他則為反向關系(前文已提過本文樣本二表格中的盈余質量的數值與實際盈余質量是個反向的關系).另外由Prob.這一列看出，政治關聯的值為0.945遠遠大于0.05，說明政治關聯與盈余質量的相關性并不顯著，并且結合它們的系數來看，數值較小，也可說明這一點.其他變量的相關性也不顯著.只有ROA資產凈利率值為0，說明相關性較顯著.

2.3 研究結論：有政治關聯盈余質量更高

根據表3樣本1回歸結果顯示政治關聯與盈余質量(可操縱性應計利潤)的回歸系數為0.666，通過了顯著性檢驗；但是其系數為正，只能說明政治關聯與盈余質量有關.而在對樣本2的回歸分析中政治關聯為負數，說明政治關聯與企業真實的盈余質量是一個正相關的作用，即有政治關聯盈余質量更高的假設得到了支持.針對兩個樣本組得出的相關性上的差異，我們猜想可能是政治關聯對于發展較好的企業的作用弱化了.

3 結語

本文通過采集上海交易所、深圳交易所的一百家企業數據進行民營企業家族控制與盈余質量關系的相關研究.通過相關數據分析，本文得出家族控制中政治關聯與企業盈余質量有關.通過本次研究說明外部監督對我國經濟市場盈余管理起著相當重要的作用，此外，本文的研究對于家族企業的發展變革與傳承有著一定的指導意義.