管理層預算披露可靠性影響因素的實證研究

毛慧敏

摘 ? ? ? ? ? 要：本文以2016-2018年間我國A股制造業上市公司為樣本，實證檢驗了公司成長性、代理成本、市場競爭激烈度、資本結構對管理層預算披露可靠性的影響。研究結果表明：公司成長性、第一類代理成本、資產負債率與預算誤差顯著正相關。進一步研究發現，資產負債率與國有企業預算誤差正相關關系較弱。本文豐富了關于預算可靠性的研究，也為企業加強預算管理水平、投資者評價預算信息質量提供了理論依據。

關鍵詞：預算;公司成長性;代理成本;資本結構;產權性質

一、引言

預算是一種在企業實踐中被廣泛運用的重要管理工具。隨著新的管理理論的運用和實踐技術的進步，預算現已發展為包括計劃、控制、激勵、績效管理等功能在內的綜合管理體系。雖然預算具有輔助企業協調各內部職能、配置資源、改善經營活動、實現戰略等作用，但其在實踐過程中依舊面臨眾多難題。通用公司前總裁杰克·韋爾奇指出，企業在進行預算管理時存在“預算死結”現象。“預算死結”現象是指，制定預算將導致員工討價還價、爭取最低標準，使企業被迫追求最低績效。針對杰克·韋爾奇等提出的“預算無用論”觀點，理論及實務界出現了“改進預算”與“超越預算”兩種不同的發展趨勢。對于企業而言，無論是參照“改進預算”的觀點，通過運用新的預算方法改進預算信息質量，還是參照“超越預算”的觀點設計新的管理模型，均需要耗費一定數量的人力、財力、物力。確定何種企業的預算可靠性較低可以幫助企業管理者基于成本效益原則分析是否應對當前的預算模式進行調整。此外，確定何種企業的預算可靠性較低還有利于現有投資者與潛在投資者準確評估企業實際狀況。

國內學者關于管理層預測性信息的實證研究主要集中于管理層盈利預測和預算松弛等領域，而關于預算可靠性的研究成果相對較少。在管理層盈利預測領域，我國學者主要就信息披露意愿和盈利預測可靠性展開研究。研究成果表明，公司規模、公司盈利能力、股權集中度（王惠芳，2005）、管理層過度自信（操巍等，2017）與信息披露意愿顯著相關，自愿披露規則（秦玉熙等，2005）、公司規模、公司預告期限、公司盈利波動、公司投資機會、公司盈余管理動機、機構投資者持股比例、分析師跟蹤數量（胡威，2011）、管理層過度自信（操巍等，2017）與盈利預測可靠性顯著相關。此外，趙慧等（2017）研究發現，盈利預測可靠性與投資質量顯著正相關，兩者之間的敏感性和環境不確定性、信息不對稱程度有關。在預算松弛領域，我國學者主要就預算松弛的影響因素和預算松弛對績效的影響展開研究。關于預算松弛影響因素的研究成果表明，產權性質、公司規模、股權結構、資本結構（潘飛等，2007）、盈余管理（潘飛等，2008）、信息不對稱程度、報酬方案設定、代理成本、組織松弛（鄭石橋等，2008）、內部控制（劉浩等，2015）與預算松弛顯著相關。關于預算松弛對績效的影響的研究成果存在一定分歧，潘飛等（2007）認為預算松弛與企業績效顯著負相關，鄭石橋等（2008）認為預算松弛對企業績效的影響與環境不確定性有關。

管理層盈利預測與年度預算在披露形式、披露時間、預測期間上存在顯著差異。管理層盈利預測通常以盈利預測審核報告的形式披露，披露時間較晚且預測期間較短。年度預算通常以預算報告的形式披露或在年報中直接披露，披露時間較早且預測期間較長。《新編經濟金融詞典》（楊明基，2015）對“預算松弛”的定義為“在預算管理過程中，由于各種客觀因素的作用，導致預算管理參與者受利己動機驅使而高估成本、低估收入，使實際數據和預算數據之間產生差異的管理行為”。徐宗宇（2000）對1993-1996年的管理層預測數據進行了統計分析，研究結果發現，1993年實際盈利高于預測盈利的企業占比82%，而在1994年信息披露政策變更后，在1994年、1995年、1996年該占比分別降至63%、50%、58%。劉浩等（2015）研究發現，僅53%的樣本數據出現預算收入低于實際營業收入的情況。本文針對樣本的初步統計結果也顯示，僅51%的樣本數據出現預算收入低于實際營業收入的情況。因此，本文認為，對于當前的中國制造業上市公司，從管理層預測可靠性角度評價企業年度預算較僅從預算松弛角度評價企業年度預算更為恰當。

由于國內學者對管理層預測性信息的實證研究在研究對象選擇與研究角度選擇上尚不全面，本文以2016-2018年A股制造業上市公司為樣本，研究公司成長性、代理成本、市場競爭激烈度、資本結構對管理層預算披露可靠性的影響，進而引入產權性質對此影響進行進一步分析，并在穩健性檢驗后得出本文的研究結論與啟示。

本文可能的貢獻在于：（1）搜集預算數據并從可靠性角度進行研究，豐富了關于預算披露可靠性影響因素的研究成果;（2）引入公司成長性變量，從企業生命周期角度衡量預算誤差，幫助處于不同生命周期的企業依據成本效益原則選擇是否實施“改良預算”或“超越預算”;（3）引入多變量，為投資者依據公司特征有效判別預算信息可靠性、準確決策提供幫助;（4）對不同產權性質下各變量對預算可靠性的影響進行考察，豐富了關于產權性質的研究結果。

二、理論分析與假設提出

（一）公司成長性與管理層預算披露可靠性

企業生命周期可劃分為孕育期、嬰兒期、學步期、青春期、盛年前期、盛年后期、貴族期、官僚初期、官僚期和死亡期。當企業處于初建期時，企業靈活性較強、行為可控性較差;當企業處于老化期時，企業靈活性較差、行為可控性較強（Adizes，1989）。與成熟期企業相比，成長期企業的內部環境不確定性更高，應對外部環境不確定性的能力更弱，管理層做出精準預測的難度更大。此外，成長期企業內部控制體系通常也更不完善，而良好的內部控制體系是預算管理有效實施的前提。基于上述分析，本文提出H1：

H1：公司成長性與管理層預算披露誤差顯著正相關。

（二）代理成本與管理層預算披露可靠性

良好的公司治理環境也是預算管理有效實施的前提。公司治理領域存在兩類代理問題。第一類代理問題是指股東和管理者間的代理問題，第二類代理問題是指大股東和中小股東間的代理問題。第一類代理問題和雙方信息不對稱問題有關，可能導致管理層出現道德風險問題和逆向選擇問題。具體而言，第一類代理問題可能導致管理層利用信息優勢低估收入預算以減輕壓力，也可能導致管理層高估收入預算以獲取更多的可控資源和管理層權力。第二類代理問題可能導致大股東利用信息優勢和控制權優勢操縱披露信息、謀取私利。鄭石橋等（2008）和袁振超等（2014）的研究結果都表明，代理成本與預算可靠性有顯著的相關性。基于上述分析，本文提出H2、H3：

H2：第一類代理成本與管理層預算披露誤差顯著正相關。

H3：第二類代理成本與管理層預算披露誤差顯著正相關。

（三）市場競爭激烈度與管理層預算披露可靠性

市場可以按照競爭狀況劃分為完全競爭市場、壟斷競爭市場、寡頭壟斷市場、完全壟斷市場，不同市場類型在廠商數目、廠商規模、產品差異度等方面存在顯著差異。市場競爭激烈度對管理層激勵存在兩方面影響。一方面，市場競爭激烈度越高，公司被清算的概率越大，該影響會減少管理層在工作中的松懈行為。另一方面，市場競爭激烈度越高，公司利潤率越低，該影響會減少高努力程度對管理層的吸引力（Schmidt等，1997）。本文認為，由于中國制造業上市公司被清算的概率極低，第二種影響的影響程度高于第一種影響。較高的市場競爭激烈度會抑制管理層參與預算管理的積極性，進而降低管理層預算披露可靠性。此外，市場競爭激烈度越大，企業發生業績波動的概率和幅度越大，管理層做出精準預測的難度也越大。基于上述分析，本文提出H4：

H4：市場競爭激烈度與管理層預算披露誤差顯著正相關。

（四）資本結構與管理層預算披露可靠性

依照信息觀理論，管理層披露信息是受行為動機驅使的。具體而言，資產負債率較高的企業更有動機進行信息操縱。高估企業預測收入可以在短期內提升投資者對企業發展前景的預期、提升企業股價，緩解企業融資約束。此外，現有研究成果表明，管理層過度自信與管理層預測可靠性顯著負相關（操巍等，2017），而過度自信的管理者也偏好更高的財務杠桿（閆永海等，2010）。基于上述分析，本文提出H5：

H5：資產負債率與管理層預算披露誤差顯著正相關。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本選取

本文的初始樣本為2016-2018年A股制造業上市公司數據。本文對初始樣本進行了如下篩選：（1）剔除ST公司與*ST公司;（2）剔除重要數據缺失的樣本;（3）剔除細分行業樣本數量合計小于10的樣本。此舉的目的是防止變量數較樣本量過多，導致F值異常。經過篩選，本文得到了1073個樣本。為消除極端值的影響，本文對連續變量在上下1%的水平上進行了縮尾處理。本文使用的數據來源于CSMAR數據庫和RESSET數據庫。本文使用的軟件為Stata/SE15.1。

（二）變量定義

本文的因變量為預算誤差（Error）。本文借鑒徐宗宇（2000）的方法，選取絕對百分預測誤差作為預算誤差（Error）的衡量標準。本文借鑒袁振超（2014）等的研究方法，采用管理費用率（Cost）衡量第一類代理成本、采用股權集中度（Square）衡量第二類代理成本。本文的自變量分別為公司成長性（Growth）、管理費用率（Cost）、股權集中度（Square）、市場競爭激烈度（Competition）、資產負債率（Lev）。本文選取公司營業收入3年復合增長率作為公司成長性（Growth）的衡量標準。本文參考相關文獻，選擇獨立董事比率（Ind_ratio）、監事會規模（Supervisor）、公司規模（Size）、兩職合一（Dual）等變量作為主要的控制變量，并對年度固定效應（Year）和行業固定效應（Industry）進行了控制。

（三）模型設計

本文采用模型（1）檢驗H1至H5。在模型（1）中，本文將重點考察[α1]至[α5]。結合H1至H5，預計[α1]、[α2]、[α3]、[α5]顯著為正，[α4]顯著為負。

[Error=α0+α1*Growth+α2*Cost+α3*Square+α4*Competition+α5*Lev+Controls+Fixed Effects+ε] ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

四、實證檢驗與結果分析

（一）描述性統計

表2顯示，預算誤差（Error）的均值為0.161，說明我國制造業上市公司平均預算誤差在16.1%左右。公司成長性（Growth）的均值為0.134、標準差為0.233，說明我國制造業上市公司增長性差異較大。市場競爭激烈度（Competition）的均值為0.056，說明我國制造業上市公司行業競爭環境較為激烈。樣本中19.1%的公司兩職合一。

本文計算了各變量之間的Pearson相關系數。相關系數的計算結果表明，公司成長性、管理費用率與預算誤差在1%的水平上顯著正相關，資產負債率與預算誤差在5%的水平上顯著正相關，股權集中度、市場競爭激烈度與預算誤差在10%的水平上顯著正相關。除公司規模與資產負債率的相關系數為0.5312外，各變量之間的相關系數均小于0.5。為檢驗模型是否存在多重共線性，本文將在回歸結果中描述VIF值。

（二）回歸結果分析

本文利用模型（1）檢驗管理層預算披露可靠性的影響因素。為防止回歸結果受異方差影響，本文使用“OLS+穩健標準誤”的方法對樣本進行處理。回歸結果見表3列（1）至（6）。

表3列（6）顯示，公司成長性（Growth）的系數為0.234，且在1%的水平上顯著為正。本文H1得到初步驗證，即我國制造業上市公司的公司成長性越強，預算誤差越大。表3列（6）顯示，管理費用率（Cost）的系數為0.987，且在1%的水平上顯著為正。本文H2得到初步驗證，即我國制造業上市公司的第一類代理成本越高，預算誤差越大。表3列（6）顯示，資產負債率（Lev）的系數為0.097，且在5%的水平上顯著為正。本文H5得到初步驗證，即我國制造業上市公司的資產負債率越高，預算誤差越大。表3列（1）至列（6）VIF均值小于5，且各變量VIF值均小于5，模型不存在多重共線性。

（三）進一步研究

考慮到國有企業與非國有企業在公司治理、行業選擇與行業地位、資本結構、公司規模等方面可能存在的差異，本文將樣本依照產權性質劃分為國有企業組與非國有企業組進行描述性統計和Mann-Whitney U檢驗。表4顯示，在我國制造業上市公司中，國有企業與非國有企業的預算誤差（Error）不存在顯著差異，但公司成長性（Growth）、管理費用率（Cost）、股權集中度（Square）等變量組間差異顯著。非國有企業組的公司成長性（Growth）、管理費用率（Cost）、獨立董事比率（Ind_ratio）、兩職合一（Dual）在1%的水平上顯著高于國有企業組。國有企業組的股權集中度（Square）、市場競爭激烈度（Competition）、資產負債率（Lev）、監事會規模（Supervisor）、公司規模（Size）在1%的水平上顯著高于非國有企業組。由于市場競爭激烈度（Competition）采用HHI的方法進行衡量，國有企業組的行業競爭激烈度顯著低于非國有企業組。由于數據組間差異顯著，本文針對模型（1），對兩組樣本進行分組回歸分析。

國有企業組回歸結果見表5列（1）至（6）。表5列（6）顯示，公司成長性（Growth）的系數為0.284，且在1%的水平上顯著為正。數據顯示，在我國制造業上市公司中，國有企業的公司成長性越強，預算誤差越大。表5列（6）顯示，管理費用率（Cost）的系數為0.698，且在5%的水平上顯著為正。數據顯示，在我國制造業上市公司中，國有企業的第一類代理成本越高，預算誤差越大。表5列（1）至列（6）VIF均值小于10，且各變量VIF值均小于10，模型不存在多重共線性。

非國有企業組回歸結果見表6列（1）至（6）。表6列（6）顯示，公司成長性（Growth）的系數為0.176，且在1%的水平上顯著為正。數據顯示，在我國制造業上市公司中，非國有企業的公司成長性越強，預算誤差越大。表6列（6）顯示，管理費用率（Cost）的系數為1.092，且在1%的水平上顯著為正。數據顯示，在我國制造業上市公司中，非國有企業的第一類代理成本越高，預算誤差越大。表6列（6）顯示，資產負債率（Lev）的系數為0.201，且在1%的水平上顯著為正。數據顯示，在我國制造業上市公司中，非國有企業的資產負債率越高，預算誤差越大。表6列（1）至列（6）VIF均值小于10，且各變量VIF值均小于10，模型不存在多重共線性。

（四）穩健性檢驗

為確認本文研究結論的穩健性，本文改變預算誤差的度量方式，采用“|實際營業收入-收入預算數|/實際營業收入”作為預算誤差的替代變量進行檢驗。在上述穩健性檢驗下，本文總樣本回歸分析與分組樣本回歸分析的主要研究結論依舊成立。

五、研究結論與啟示

通過研究，本文得出結論：（1）公司成長性與預算誤差存在顯著正相關關系，即公司成長性越強，預算誤差越大;（2）第一類代理成本與預算誤差存在顯著正相關關系，即第一類代理成本越高，預算誤差越大;（3）資產負債率與預算誤差存在顯著正相關關系，即資產負債率越高，預算誤差越大。

分產權性質的檢驗結果顯示：（1）在國有企業與非國有企業中，公司成長性與預算誤差均存在顯著正相關關系，即公司成長性越強，預算誤差越大;（2）在國有企業與非國有企業中，第一類代理成本與預算誤差均存在顯著正相關關系，即公司第一類代理成本越高，預算誤差越大;（3）在非國有企業中，資產負債率與預算誤差存在顯著正相關關系，但在國有企業中，資產負債率與預算誤差的相關關系較弱。本文認為，我國上市公司中小股東權益保護機制的不斷健全是導致第二類代理成本與預算誤差的相關性不顯著的原因，經理人的聲譽機制和競爭效應是導致市場競爭激烈度與預算誤差的相關性不顯著的原因。

本文啟示：（1）依據成本效益原則，推薦成長期企業改良預算方法或執行超越預算，提高企業業績預測與績效管理水平;（2）企業應建立有效的監督激勵機制，減少企業代理成本，增加預算準確性;（3）成長期企業、代理成本高的企業、資產負債率高的企業預算可靠性較低，投資者在利用企業預算信息進行決策時應考慮該影響;（4）在非國有企業組中，資產負債率與預算誤差的相關性較國有企業組更顯著，該現象在一定程度上源于我國資本市場對國有企業存在借款偏向，而非國有企業傾向于通過信息操縱手段緩解企業融資約束。非國有企業是我國市場經濟的重要組成部分，在維護公有制主體地位的前提下，在最大程度上營造公平競爭的市場環境有利于我國經濟長期發展。

本文研究不足：（1）樣本局限于制造業企業;（2）樣本量偏少;（3）對于外部治理機制考慮不足。考慮其他行業企業、增加樣本量、增加外部治理機制變量后，研究結論會更有可靠性和普適性。

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