公司治理、盈余管理方式选择与投资价值

吴正杰，吴莉昀

(1.安徽财经大学 会计学院，安徽 蚌埠 233030；2.上海财经大学 公共经济与管理学院，上海 200433)

公司治理、盈余管理方式选择与投资价值

吴正杰1，吴莉昀2

(1.安徽财经大学 会计学院，安徽 蚌埠 233030；2.上海财经大学 公共经济与管理学院，上海 200433)

以2007-2013年我国A股公司为对象，考察了公司治理与投资价值关系。研究发现，公司治理越完善，其投资价值越高；反之，公司治理越差，投资价值越低。更进一步，公司治理的完善降低了实际盈余管理；随着其程度下降投资价值上升。研究表明，盈余管理方式在公司治理与投资价值之间起到了显著中介作用。发挥公司内部治理机制的作用，加强公司内部权力之间的制衡关系，可以减轻实际盈余管理行为，从而提高投资价值。

公司治理 ； 投资价值 ； 实际盈余管理 ；应计盈余管理

公司治理是一种降低代理成本的制度安排，公司治理越完善，越会抑制实际盈余管理出现。[1]恰当盈余管理作为普遍存在的决策现象，[2]也是公司战略管理的需要。实际盈余管理根据决策层的意图改变投资、筹资、经营等业务的时点及结构，远离最优决策，[3]极大增加代理成本，对企业未来的价值造成巨大损失。应计盈余管理只变动公司盈余在各会计年度分布，对长期绩效影响甚微，代理成本更小。决策层会更多地采取实际盈余管理，[2]对于企业长期发展会产生更为严重的损害，引起国内外学者的关注[4]。应计盈余管理与实际盈余管理行为对企业投资价值产生重要影响，因此不能忽视盈余管理方式选择在公司治理与投资价值之间的中介作用。现有文献对这个问题论述不多。为此，我们以2007-2013年A股公司为考察样本，对上述理论进行检验。

一、文献回顾与研究假设

1.公司治理与投资价值。会计透明度取决于公司治理状况。股价信息含量增多，可以更好引导投资，即信息含量与投资显现正向关系，这会向投资者传达公司经营良好的信息，降低信息不对称状况和投资者的预期风险，引导投资者进行价值判断和理性决策，[5]从而吸引资源流向该企业，提升公司投资价值。基于此，提出假设：

假设1 公司治理越完善，其投资价值越高；反之，公司治理越差，企业投资价值越低。

2.公司治理与盈余管理。国有控股、较高的股权集中度等内部约束有利于减轻实际盈余管理。[4]为了满足市场预期，在机构投资者拥有较多股份的情况下决策层显著增加应计盈余管理，但是，决策者并不会因为市场压力而采取实际盈余管理，机构投资者持股比例较高的情况下显著减少实际盈余管理。[6]因此，提出假设2：

假设2 公司治理与应计盈余管理呈现同向关系；其与实际盈余管理呈现反向关系。

3.盈余管理与投资价值。实际盈余管理可能给企业带来更大价值损失。[7]可见，实际盈余管理行为负向影响着投资价值，结合假设2，公司治理负向影响实际盈余管理程度，可以得出实际盈余管理对公司治理与投资价值具有显著的中介作用。应计盈余管理可能只是改变其盈利的区间分布，引导投资随着企业战略的需要配置到最有效率的区间，因此应计盈余管理正向影响着企业投资价值。[1]综合假设2，可以得出应计盈余管理在公司治理与投资价值之间有中介作用。两种盈余管理方式存在“共谋”的特征[8]。因此，提出假设：

假设3 公司治理和投资价值之间，盈余管理具有中介性。

假设3.1 公司治理与实际盈余管理呈现反向关系；而实际盈余管理负向影响投资价值。

假设3.2 公司治理同应计盈余管理呈现同向关系；而应计盈余管理正向影响投资价值。

二、研究设计

1.变量设计。

(1)公司治理(Corporate Governance，CG)。公司治理功能主要受内部治理机制影响；外部治理机制对其功能的影响不显著。[9]因此本文选取变量：1)独立董事比率(DDB)。用独董成员数与股东人数之比表示。2)董事会规模(LNA)，用其成员数的自然对数衡量。3)高管薪酬(LNGX)，用高管薪酬取对数来度量。4)高管持股比例(GGGB)，用高管持股数与总股本数比率来衡量。5)股权制衡度(Z)，用前两大股东拥有股票数之比度量。6)领导权结构(JR)，两职合一，JR取数值1，其它取数值0。

(2)投资价值。投资价值(IV)。股票价格上涨作用于公司投资，股票市值同公司重置成本比率是度量新投资的标准。如果Q小于1，买原有公司更划算，因此不必新增投资；Q大于1则会有新的投资(James Tobin，1969)。采用托宾Q代表投资价值。

(3)盈余管理方式(EM)。

1)实际盈余管理。参考Cohen and Zarowin[10]，采用模型(1)反映实际盈余管理情况。

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

(1)

其中，ECFO表征非正常经营现金净流量，其与销售操控度呈现反向关系。EPROD表示非正常生产费用，它和生产操控程度表现同向关系。EEXP表示非正常可操控费用，其与费用操控度反向。RM表征实际盈余管理总体状况，与之同向。借鉴Roychowdhury[3]，分行业分年度估测下述模型的残差，计算ECFO、EPROD以及EEXP，依次度量销售、生产和费用操控程度。

销售操控度(CFO)估测模型：

(a)

生产操控(PROD)估测模型：

(b)

费用操控(EXP)估测模型：

(c)

其中CFO表征经营净现金流量；A表示资产总额；S表示营业收入净额；△S表示营业收入变动数额；PROD表示生产成本，用存货增减数加营业成本代表；EXP表示自定性费用，用管理与营业费用之和表示。α表示回归系数；μit表示残差；下标i表示公司，t表示年度。

2)应计项目盈余管理。用模型(2)测算应计盈余管理[11]，如下：

(2)

分行业分年度估测模型(2)残差，运算ETA(应计盈余管理度)。其中TA代表应计总额，是净利润减去预期经营活动现金净流量。预期经营活动净现金流量根据模型(a)计算回归预期值来度量。A表示资产总额；AREV表示营业收入变动额；AREC表示应收账款变动额；FA表示固定资产原值；IA代表无形资产同其他长期资产之和；β表示回归系数，φit表征残差；下标i、t分别表征样本公司及年度。

(4)控制变量。用下列变量限定公司特征和外部环境：1)成长状况(GRO)，本文用总资产增减率度量。2)公司规模(LNA)，用总资产取自然对数表示。3)偿债能力，用ROA表示。4)审计意见类型(AT)，标准无保留意见，取数值1，其它取0。5)产权性质(CQ)，控制人是国有背景时，取数值1，其它取0。

2.研究模型建立。本文构建模型(3)-(5)。

模型(3)用于检验假设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，包含实际盈余变量(ECFO、EPROD、EEXP、RM)以及应计盈余变量(ETA)，用来验证假设2。

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

(4)

模型(5)引入变量(EM)，检验盈余管理方式在公司治理与投资价值之间是否具有中介作用。λ和ω分别表示回归系数和残差。

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

(5)

3.样本与数据。为规避会计准则变迁的影响，以2007-2013年A股公司为样本。采用证监会的分类办法对样本按行业分类；剔除金融保险业公司、营业收入数额为负、所有者权益为负的公司、相关数据缺失的公司、资产负债率大于1的公司、同时发行B股或者H股的公司。数据来源于CSMAR数据库，并进行上下1%缩尾(winsorize )，最终得到9239个样本观测值。

三、实证结果与分析

1.描述性统计。股权制衡度(Z)的均值为13.220，其值在2.13-3.09之间时制衡效果最好，显然我国上市公司中普遍存在着“一股独大”的现象。RM和ETA的均值分别为0.148、0.008，表明盈余管理存在性。投资价值(IV)的均值为1.876，明显大于动态均衡时的托宾Q值1，意味着中国资本市场的高产业投资回报率。

2.相关性分析。在Pearson系数中，LNGX与ECFO、EEXP的系数分别为0.019、0.019(显著水平10%)，说明LNGX与销售操控、费用操控呈现较显著的正向关系。LNDS 、LNGX、GGGB与ETA的相关系数分别为0.021、0.136、-0.059(显著水平5%)，表明LNDS 、LNGX与应计盈余管理显著正相关，而与GGGB显著负相关。LNDS、GGGB、Z、JR与IV的系数分别 -0.072、-0.077、-0.07、0.042(显著水平1%)，表明LNDS、GGGB、Z与投资价值呈现显著负向关系，JR与投资价值呈现显著正向关系。Spearman检验中，上述关系同样存在。在Pearson系数中，系数-0.988(ECFO与EPROD)，-0.991(ECFO与 RM)绝对值较大，且上述变量不会出现在同一个模型中，不存在多重共线性，况且方差膨胀因子处于1-2之间。

3.盈余管理方式受公司治理影响的回归。基于模型(4)，LNDS、LNGX与GGGB的回归系数分别为-0.148、0.0484(显著水平1%)与0.0578(显著水平10%)，表明LNDS会显著减少实际盈余管理，LNGX、GGGB会显著增加实际活动盈余管理。LNGX的回归系数为0.00723(显著水平1%)，GGGB、JR的系数分别为-0.0377，-0.00384(显著水平分别是1%，10%)，而其他指标均不具有显著性，表明LNGX会显著增加应计盈余管理，GGGB、JR会显著减少应计盈余管理。验证了假设2，表明盈余管理方式有“共谋”特征。

4.公司治理与投资价值关系检验及盈余管理中介性。基于模型(3)和模型(5)探寻公司治理与投资价值的关系以及盈余管理方式的中介效应。模型(3)选取的六个公司治理指标中，LNGX，GGGB的回归系数分别为0.158，-1.580(显著水平1%)表明LNGX会显著提高投资价值，而GGGB会显著地降低投资价值。而DDB、LNDS的回归系数分别为0.805，0.234(显著水平均5%)说明DDB、LNDS也能提高投资价值。研究假设1得到验证。

在验证假设1和假设2的基础上，用模型(5)验证盈余管理方式对公司治理与公司价值关系的中介效应。借鉴Baron and Kenny所采用的方法[12]：首先，完善的公司治理显著降低了实际盈余管理水平(显著水平1%)；而其显著提高应计盈余管理的水平(显著水平1%)。其次，公司治理对投资价值有显著的正向影响(变量DDB、LNDS、LNGX的回归系数大于0，显著水平均为5%)；引入RM之后，公司治理对投资价值的正向影响依然较为显著，此时，实际盈余管理整体程度对投资价值的影响是显著的(RM的回归系数为-0.173，显著水平1%)。实际盈余管理负向影响着公司投资价值，表明实际盈余管理在公司治理与公司投资价值关系中具有较强的中介效应；公司治理负向影响实际盈余管理，而实际盈余管理负向影响投资价值，假设3.1得到验证；引入ETA之后，公司治理对公司价值的正向影响依然显著，应计盈余管理对投资价值的影响不再是显著的(变量ETA的回归系数为1.175,但不具有显著性)，说明公司投资价值随着应计盈余管理程度的增加而增加；在公司治理与投资价值之间，应计盈余管理存在较强的中介性。假设3.2得到验证；最后，sobel(1)-sobel(6)分别表示盈余管理对于各个公司治理指标与投资价值的中介效应，其中的sobel值对应的显著水平是5%，表明应计盈余管理中介效应明显。假设3得到验证。

5.稳健性测试。投资价值(IV)的度量替换为以“(股权市值+净债务市值)/期末总资产”为基础计算的托宾Q值；GRO度量，用营业收入变动率代替；公司规模(LNA)的度量，以公司市值对数替代资产总额对数；偿债能力的度量，用流动比率(CR)替代；公司领导权结构(JR)、审计意见类型(AT)、产权性质(CQ)是虚拟变量保持不变。回归方程(3)-(5)变量相应替代，并上下1%缩尾。公司治理对盈余管理方式选择影响的稳健性分析结果基本结论一致，假设2再次得到验证；公司治理与投资价值的关系以及盈余管理方式中介效应的稳健性检验分析结果基本结论-致，假设1和假设3再次得到验证。

四、结论与启示

本文研究发现，在公司治理与公司投资价值之间的正向关系中，实际盈余管理和应计盈余管理具有显著的中介作用。公司治理完善程度显著减少了实际盈余管理水平；而其同应计盈余管理水平同向。公司治理有利于降低信息不对称程度，缓解委托代理带来的利益冲突，更有利于抑制企业管理者的机会主义倾向。公司内部治理机制的完善，能减少盈余管理行为，提升公司投资价值。外部监督不能成功约束管理者的盈余管理活动，因此设计内部治理机制更具理论和现实意义。总之，我们应该强化股东大会、董事会、监事会、经营者和基层员工之间的制衡关系，发挥公司内部治理机制的作用，防范上市公司的盈余管理行为，从而提高投资价值。

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(责任编辑：胡先砚)

2015-04-06

吴正杰(1975- )，男，安徽淮南人，安徽财经大学会计学院副教授，硕士。

吴莉昀(1977- )，女，江西南昌人，上海财经大学公共经济与管理学院博士研究生。

F830.91

A

2095-4824(2015)04-0081-04