真实盈余管理与自愿性信息披露

（教授），

一、引言

自愿性信息披露是上市公司管理层对公司信息的选择性披露，是企业管理层与公司其他利益相关者之间博弈所产生的内生决策（Gibbins et al.，1990；Darrough，1993）。虽然目前国家还没有对自愿性信息披露进行规范，但其仍然在一定程度上提高了企业会计信息的透明度（康璐，2010；杜周等，2017）、提高公司投资价值、降低企业在市场中的融资成本和融资风险（李萌，2006）、提高资本市场的配置效率（Healy、Palepu，2001）。随着我国资本市场的不断发展与日趋成熟，自愿性信息披露受到了越来越多的关注，外部信息使用者对上市公司信息披露水平和质量的要求也越来越高。尤其是随着安然、蓝田等事件的相继曝光，投资者更趋于理性，他们需要获取包括强制性信息披露在内的其他信息来满足自身的信息需求。

早在1978年，美国证券交易委员会（SEC）专门制定了《揭示预测经营业绩的指南》《保护预测安全港规则》等有关规则，旨在对预测企业盈利信息进行指导和规范。1994年，美国注册会计师协会（AICPA）发布了《改进企业报告：面向用户》，从10个方面总结了投资者对上市公司自愿性信息披露的需求。1995年，SEC制定了《安全港规则》以鼓励上市公司披露财务预测信息；同年美国国会通过了《私人证券诉讼改革法》以鼓励公司披露财务预测信息。2001年，财务会计准则委员会（FASB）在《改进财务报告提高自愿性信息披露》中分析了美国上市公司日益增加的自愿披露信息的现象及其内容、框架、成本效益，对鼓励上市公司自愿性信息披露意义重大。我国深交所2003年10月发布了《深圳证券交易所上市公司投资者关系管理指引》，首次引入自愿性信息披露概念，并在该指引第三章中对上市公司的自愿性信息披露进行了规范。

由此可知，自愿性信息披露已受到越来越多的关注，因此，研究影响其程度和质量的因素就显得尤为重要。目前关于自愿性信息披露影响因素的研究大多集中在公司层面，如会计制度和披露制度（Forker，1992）、公司规模的正向作用（Lang、Lundholm，1993）和负向作用（于团叶等，2013）、行业（产业）差异（Newson、Deegan，2002）、公司业绩（Lang、Lundholm，1993）、海外上市和国际化程度（Ferguson，2002）、财务杠杆（于叶团等，2013）和审计因素（王艳艳、陈汉文，2006；Simon et al.，1999）。很少有涉及盈余管理尤其是真实盈余管理对自愿性信息披露影响的研究。已有研究表明，盈余管理是影响信息披露质量的重要因素（顾群、翟淑萍，2013；于国红，2010；王福胜等，2014；谷丰、张林，2011；柯剑、谢易颖，2014），但这些文献主要是针对应计盈余管理的研究，鲜见真实盈余管理对自愿性信息披露影响的研究（汪炜、袁东任，2014）。

Zang（2012）、Roychowdury（2006）认为真实盈余管理已成为企业盈余管理的主要方式。由于对真实盈余管理的检查缺乏相应的依据和标准，因此监管者和审计师很难对其发挥有效的遏制作用，其也很难引起监管者和审计师的关注，所以很多企业在进行盈余管理时会倾向于选择真实盈余管理（李增福等，2013）。Lin（2006）研究发现，企业会同时使用应计和真实盈余管理来实现分析师的盈利预测目标。Cohen（2010）研究发现，应计盈余管理和真实盈余管理之间存在此消彼长的关系。Zang（2012）发现企业会交替使用应计盈余管理和真实盈余管理进行利润操纵，同时，当诉讼风险加大以后，企业会从应计盈余管理转向真实盈余管理。Roychowdury（2006）发现，随着监管力度的逐渐加大和会计准则的日益完善，企业利用应计项目进行盈余管理的空间越来越小，因此更倾向于利用真实盈余管理操纵利润。Graham等（2005）对美国401家企业的问卷调查显示，将近80%以上的CFO承认主要通过操纵真实活动来达到盈余管理的目标，而采用应计项目盈余管理的比例仅为7.9%。随着经济的发展以及企业间竞争的加剧，越来越多的企业希望获得更多的资源。由此可知，真实盈余管理在企业中普遍存在。那么，真实盈余管理的存在是否会影响到企业的自愿性信息披露？本文拟从这一角度出发，进一步拓展分析企业自愿性信息披露的影响因素。

二、理论分析与研究假设

真实盈余管理必然使得企业信息披露质量较低，从而加剧企业管理层与股东、投资者之间的信息不对称。“盈余管理”被广泛认为是一个会对信息披露质量产生影响的重要因素，会导致企业信息披露质量较低（顾群、翟淑萍，2013；于国红，2010；王福胜等，2014；谷丰、张林，2011；柯剑、谢易颖，2013）。真实盈余管理是盈余管理的一种方式，是指企业管理者通过适时而刻意的构造，调整或改变公司的实际经营、投资和筹资活动来干预会计信息（Roychowdury，2006；Bens et al.，2006；Dechow et al.，1998），最终达到调节盈余的目的。因此，虽然真实盈余管理不违背相关会计准则和法规（夏绍群、傅绍正，2016），但是其所反映的会计信息和会计盈余并不真实，这样的“信息”对信息使用者来讲都是“有害”的。

根据自愿披露动机之资本市场交易假说，信息不对称会导致投资者逆向选择，即将隐藏的信息视为坏消息，并对公司资产进行折价（汪炜、袁东任，2014）。真实盈余管理会加剧道德风险和逆向选择，降低企业的财务信息质量（王莉君，2016）。Verrecchia（1983）等发现，管理层会通过加强信息披露来缓解信息不对称，减少投资者的逆向选择行为，获得提高股票流动性、降低资本成本的披露收益。由此可知，企业的信息不对称程度越高，投资者越倾向于对所披露的信息进行估值，为了避免出现负向影响，管理层则越倾向于披露更多的信息。有学者发现信息不对称程度越高的公司，越倾向于披露更多的自愿性信息（Rajgopal、Venkatachalam，2011；Lang，1993；Tasker，1998；唐跃军等，2008）。

真实盈余管理还会导致企业未来经济业绩下降。大量研究发现，真实盈余管理相比应计盈余管理对于企业未来业绩的损害更大（林永坚等，2013）。张敏、朱小平（2012）认为，由于真实盈余管理会对企业的研发费用、销售活动以及生产活动等进行操控，而该行为并非企业最优的经济决策，而且从实质上偏离了企业的正常经营计划，因此会导致企业未来业绩下滑。蔡春等（2013）、李增福等（2011）研究发现，应计盈余管理会导致企业业绩短期下滑，而真实盈余管理主要对企业的长期业绩产生影响，并且这种影响在短期内往往难以观察到。王福胜等（2014）通过对应计盈余管理和真实盈余管理对企业未来经营业绩影响的研究发现，采用真实盈余管理的企业经营业绩在t+1年内已经出现下降，在t+2年、t+3年持续下滑，且业绩下滑更为严重。Gnny（2005）研究发现，采用真实盈余管理的公司，其未来三年的经营业绩显著下降，而经营业绩的下降加大了经营者被更换的风险。根据自愿性信息披露动机中的控制权竞争假说，当企业业绩较差时，管理者会因为企业较差的市场业绩而被解雇，为了避免公司未来价值被市场低估，管理者会向市场提供更多关于公司的信息（Brennan，1999）。DeAngelo（1988）认为自愿性信息披露降低了董事会以业绩不好为由更换经营者的频率，因为自愿性信息披露降低了公司价值被低估的可能，并向投资者揭示了业绩较差的原因，从而降低了在股价或业绩下降时经营者被更换的风险。

综合以上分析，提出如下假设：

H：真实盈余管理的存在会使得企业自愿披露更多的信息。

三、研究设计与样本选择

（一）样本选择与数据来源

考虑到2006年会计准则的变化，本文以2007～2015年深证A股上市公司为研究对象（剔除了金融类企业），并剔除了部分数据缺失和数据异常的上市公司，最终获得了4404个观测值。文章相关的财务数据来自CSMAR数据库，数据的处理和分析在STATA 13中完成。

（二）变量定义与模型设定

1.真实盈余管理的度量。本文借鉴Roychowdhury（2006）和Cohen等（2008）有关真实盈余管理的度量方法，用异常生产成本（AbPROD）减去异常经营活动现金流（AbCFO）和异常酌量性费用（AbDISX）之和的绝对值来衡量真实盈余管理。首先，计算正常经营活动现金流量、正常生产成本和正常酌量性费用；然后，分别用企业当年实际经营活动现金流量、实际生产成本和实际酌量性费用减去用模型估计出的正常值，得到异常经营活动现金流量、异常生产成本和异常酌量性费用。正常值的估计模型如下：

（1）现金流量模型。借鉴Roychowdhury（2006）构建的现金流模型，通过分年度分行业回归可以计算出式（1）模型中估计的正常经营活动现金流量，用实际的经营活动现金流量减去正常的经营活动现金流量，就得到了企业当年的异常经营活动现金流量（AbCFO）。

其中：CFOt为企业当年的经营活动现金流净额；At-1为企业t-1期的资产总额；St是当年的销售收入；△St是当年和上年销售收入的变化额。

（2）产品成本模型。基于Dechow et al.（1998）的研究，并借鉴Roychowdhury（2006）估计正常生产成本的模型，以此来计算异常生产成本。

产品成本等于销售成本加上当年的存货变动额。销售产品成本和当年的销售收入存在如下的线性关系，见式（2）。

其中：COGSt是当年的产品销售成本；At-1为企业t-1期的资产总额；St是当年的销售收入。

存货变化额和当期以及上期的销售收入变动额之间存在如式（3）所示的线性关系。

其中：△INVt是当年和上年存货的变化额；At-1为企业t-1期的资产总额；△St是当年和上年销售收入的变化额；△St-1是上年和上上年销售收入的变化额。

根据式（2）和式（3），用式（4）来估计正常的产品生产成本。企业的实际生产成本减去正常的生产成本就得到异常生产成本（AbPROD）。

其中：PRODt是当年的产品成本，由当年的销售成本和存货变化额组成；其他变量含义同上。

（3）费用模型。使用式（5）估计正常的费用支出。企业的实际费用支出减去估计的正常费用，就得到异常酌量性费用（AbDISX）。

其中，DISXt为当年的酌量性费用支出，由研发支出、销售费用和管理费用组成。由于我国上市公司年报中有时不单独披露研发支出，所以本文的酌量性费用由销售费用和管理费用之和组成。其他变量含义同上。

（4）真实盈余管理模型。本文采用王福胜等（2014）在Cohen（2010）基础上设定的关于度量真实盈余管理程度的指标，度量真实盈余管理程度的总量指标如下：

RM是度量真实盈余管理的总量指标，RM的绝对值越大，则表明企业进行真实盈余管理的程度越大。

2.自愿性信息披露的度量（SC）。比较国内外信息披露的相关文献，其衡量方式主要有以下几种：

（1）通过阅读年报手动搜集相关数据得到一个或者一套指标体系。张学勇、廖理（2010）以及马忠、吴翔宇（2007）采用的即为该种方式。这种信息披露的度量方式是作者根据自身的研究内容所确定的，更符合作者本身的预期，但手工搜集赋值的方法带有一定的主观性，借鉴意义不大。

（2）采用权威机构已有的评价指数。方军雄（2007）等采用了该种方式。国内目前采用的较为权威和普遍的是深交所的信息披露评级体系。该评级体系作为信息披露的衡量方式较为全面、客观，但是无法获取具体信息，不确定性较大，也存在一定的随机性。

（3）自行选取报表中的一项具有代表性的指标进行衡量。罗炜、朱春艳（2010）以及牛建波等（2013）采用了该种方式。这一衡量方式是在借鉴前人研究的基础上，结合自身研究的需要，选取报表中某一适合研究主题和内容的相关指标。有关指标的选取相对来讲更加灵活和客观。

真实盈余管理对自愿性信息披露影响的传导过程与高管权力密切相关，同时，真实盈余管理手段中的销售操控、成本操控以及酌量性费用操控都会影响到企业的经营现金流量。因此，本文借鉴罗炜、朱春艳（2010）以及牛建波等（2013）的做法，采用财务报表中“支付的其他与经营活动有关的现金”项目作为自愿性信息披露的衡量指标，用N表示。这一指标不仅包含了广告费用等能满足股东和投资者对公司未来价值进行判断的信息，而且包含了能反映管理者可能进行在职消费的差旅费和办公费等项目。这一项目能够较好地体现公司自愿性信息披露水平，因为这一部分支出并不是企业在信息披露时需要强制性披露的内容，而且该数额的高低也可以从侧面反映出公司是否愿意在公众面前展示本公司的自愿性披露内容，所以本文选取这一指标来衡量公司自愿性信息披露水平。进一步地，文章分年度分行业对N进行三分位数标准化赋值处理，如果公司该年度披露的N金额处在该年度该行业的三分位数以上，则X=2；若N的金额处于一分位和三分位数之间，则X=1；否则，X=0。这样做主要是考虑到各年度各行业的区别，对其进行三分位数标准化赋值处理使该指标划分得更加详细，符合严谨稳健的研究原则。

3.控制变量。国内外很多学者对影响上市公司自愿性信息披露的因素进行了研究，得出了股权结构、董事会特征、管理层特性、公司业绩和财务杠杆等公司治理因素会对自愿性信息披露产生影响的结论（Botosan，1997；Chau、Gray，2002；张宗新 等，2005；于团叶等，2013）。因此，本文选择了能够反映上述几个影响因素的变量作为控制变量，相关变量的具体含义见表1。

表1 变量定义

4.分组检验变量。管理层进行真实盈余管理的动机很多，由于我国特殊的制度背景，对于我国上市公司的管理层而言，盈余管理的动机也具有特殊性，国有企业的经营管理和目标大多与政治目标相联系，因此区分国有企业和非国有企业研究真实盈余管理对自愿性信息披露的影响具有一定的意义。该变量的设定根据上市公司年报披露的公司控股股东信息，参考刘启亮（2012）的研究方法，将企业产权性质设为虚拟变量，国有上市公司取1，非国有上市公司取0。

5.模型设定。借鉴谷丰（2011）的模型设计，综合考虑研究假设中涉及的影响信息披露质量和真实盈余管理的相关因素，建立了如下的回归模型：

四、实证分析

（一）描述性统计

表2为描述性统计结果。从表2中可知，真实盈余管理（RM）的均值为0.831，中位数是0.540，说明样本企业中有一半以上都会采用真实盈余管理。观察其最大值、最小值以及标准差后发现，企业之间盈余管理程度差异较大。第一大股东持股比例（First）的平均值为35.375，持股比例相对较高。观察董事会人数（Number）的中位数和平均数可知，我国企业中董事会人数平均较多，董事会权力较为分散。

表2 描述性统计分析

（二）相关性分析

表3报告了模型（7）中各变量之间的相关系数。从表3中可以看出，企业规模（Size）和自愿性信息披露（X）、市账比（BM）和资产负债率（Lev）、企业规模（Size）和市账比（BM）之间的相关系数大于0.5，其余各个变量之间的相关系数均在0.5以下。

表3 Spearman相关系数分析

为了进一步确定解释变量与控制变量以及控制变量之间是否存在相关性，本文进行了方差膨胀因子分析：由表4可知，各个变量之间的方差膨胀因子（VIF）均在5以下，说明解释变量与控制变量以及控制变量之间不存在严重的多重共线性问题。

表4 方差膨胀因子（VIF）分析

（三）回归分析

表5对真实盈余管理与自愿性信息披露进行了多元回归分析，表5第（1）列仅控制了年度效应，第（2）列仅控制了行业效应，第（3）列控制了年度及行业效应。从表5可知，真实盈余管理（RM）与自愿性信息披露之间呈显著正相关关系，即真实盈余管理程度越高，自愿性信息披露程度越高，该结果支持了本文所提假设。第一大股东持股比例（First）与自愿性信息披露显著正相关、董事会人数（Number）与自愿性信息披露程度显著负相关，表明股权集中度和董事会结构是影响自愿性信息披露的因素。资产负债率（Lev）与自愿性信息披露之间显著正相关，根据债务契约理论可知，对于处于债务违约边缘或者违约可能性较大的企业，通常会进行调增利润的盈余管理活动。即资产负债率越高，企业越有可能通过真实盈余管理调节利润以达到预期的盈余，该结果也支持了文中所提假设。

进一步地，本文对样本企业按照产权性质不同进行分组验证。现有研究表明，国有上市公司比民营上市公司采取了更多的真实盈余管理行为（顾明润等，2012；何丹、黄之荔，2014；李增福等，2013），但是，由于国有企业通常面临较低的财务风险和破产风险（Faccio et al.，2006），管理者的升迁和薪酬基于政治、社会和业绩等多维因素（Fan et al.，2007），因此，相比民营上市公司，国有上市公司的管理者不会过分担心真实盈余管理给公司中、长期业绩带来的负面影响，管理层进行信息披露进而提高企业声誉和改善企业形象的动机比民营上市公司弱。由此我们预计，非国有上市公司在实施了真实盈余管理行为后，出于维护企业形象和声誉以及管理者避免被更换的动机会进行自愿性信息披露。表6是分组检验的结果。由表6可知，非国有企业样本组真实盈余管理和自愿性信息披露显著正相关，而国有企业样本组中，真实盈余管理和自愿性信息披露的相关性不显著。

表5 真实盈余管理和自愿性信息披露回归结果

表6 分组检验结果

五、稳健性检验

出于稳健性的考虑，将控制变量第一大股东持股比例（First）、大股东占款（Orecta）换成独立董事所占比例（Indirector）和两职合一情况（Dual），然后重复上述实证步骤，结果如表6第（2）、（4）列所示。由表6可知，实证结果均一致，从而进一步对本文的假设进行了验证。此外，本文还根据前人的研究结果，将控制变量大股东占款（Orecta）换成独立董事所占比例（Indirector）和两职合一情况（Dual），然后重复上述实证结果分析，结果列示在表7中。最终所得实证结果和前文中的结果保持一致。

六、结论

本文以2007～2015年我国深证A股非金融类上市公司为样本，考察真实盈余管理对自愿性信息披露的影响。实证结果表明，实施真实盈余管理活动的公司会披露更多的自愿性信息。进一步根据产权性质分组后，发现非国有上市公司样本组中，真实盈余管理和自愿性信息披露仍显著正相关，国有企业样本组中，两者关系不显著，进一步验证了本文所提假设。以上结论首先为董事会、股东敲响了警钟，防止董事会被管理层所控制。管理层控制董事会的一种手段即是与审计师一起串通舞弊。能够获取企业信息的外部人员包括监管者、审计师、投资者等，目前只有审计师可以识别出企业的真实盈余管理行为，并在审计定价决策中将其作为隐性风险进行考虑。在“僧多粥少”的年代，审计师虽然可以识别真实盈余管理行为，但在风险可以容忍的范围内，也可能因为选择保留客户而“睁一只眼，闭一只眼”（蔡利等，2015），从而助长企业的这种行为。其次，建议投资者在进行投资时谨慎分析，不要被企业披露的年报内容所“迷惑”。本文为企业规范自愿性信息披露行为提供了借鉴，有助于改善资本市场的资源配置功能，促进资本市场的健康、有序发展。

表7 稳健性检验结果

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