王素莲,韩克勇
(1.山西大学经济与管理学院,太原030006;2.山西省社会科学院,太原030006)
目前世界范围内,上市公司家族控制现象日趋普遍。Claessens、Fan和Lang考察东亚国家的2980家上市公司,发现家族控制企业超过2/3[1],随后Faccio和Lang对西欧国家的5232家上市公司进行考察,发现44.29%的公司由家族控制[2]。2015年福布斯调查报告显示:中国全部A股民营上市企业中,家族上市企业占49.5%,承担了65%的社会就业,贡献了60%的GDP。因此,研究家族企业的公司治理显得十分有意义。在经济制度体系还不完善、法律作用还不显著、家族企业“贡献”与“待遇”极不相称的环境下,家族企业实际控制人往往会侵害族外投资者利益,利用盈余管理为家族获取更多利益,从而降低家族企业的盈余质量。因此,抑制家族上市公司盈余管理行为成为保护投资者利益的一项重要举措,是良好的公司治理机制得以保证的一个重要方面。2001年1月,我国证监会提出“超常规发展机构投资者”战略以来,我国各类机构投资者迅速诞生,成为上市公司投资者力量的一个重要代表。那么,探讨在家族控制环境下机构投资者持股能否对家族上市公司盈余管理行为产生一定的抑制作用,就成为本文的研究目标。基于此,本文试图利用我国A股上市公司2004—2015年的数据,检验家族控制对公司应计项目盈余管理以及盈余管理方向的影响;接下来选取不同期间的样本,检验前人“机构投资者持股影响上市公司盈余管理”的研究结论在不同产权制度下是否具有普适性;最后,将以家族企业为研究视角,检验机构投资者持股对家族企业盈余管理的抑制作用。
家族企业的相关研究表明,盈余质量受到家族控制的显著影响[3]。第一,融资约束困境。我国经济体制改革后,家族企业如雨后春笋般涌现,逐渐成长为我国多种所有制经济的重要组成部分,为经济增长和社会就业做出了巨大的贡献。然而由于信息不对称导致的资源错配,更多资金流向国有企业,家族企业面临融资约束困境,乃至融资约束成为制约其长远发展的最主要障碍。为了改善不利局面,家族企业有动力积极寻找替代机制,比如选择盈余管理手段来增加资金;家族企业为了获得融资成本较低的债务资金,通过调节盈余以使企业经营业绩达到银行要求的标准;为了获得股权资金,家族上市公司会根据证监会和相关法律法规的要求,在公开发行新股和配股前通过盈余管理以提高企业经营业绩,从而提高股价或完成配股以减少股权融资约束。换言之,家族上市公司比国有上市公司面临着更大的融资约束,可能是导致其操纵盈余的重要原因。第二,隐藏“隧道行为”的需要。家族企业与国有企业相比,其特殊性表现为家族企业“一股独大”,家族成员拥有绝对控股权,并经常控制其高管位置,中小股东几乎没有话语权,因此在公司高管由本家族成员担任即家族化管理的情况下,控制权、所有权、经营管理权合一,家族具有足够的激励控制公司,并有动机和能力进行“隧道行为”侵占中小股东利益,也有动机掩饰其侵占活动[4],尤其是在投资者保护环境不完善的国家和地区,家族股权的集中导致了更高的盈余管理[5]。Bae et al.(2003)研究发现,家族企业为了隐瞒其侵占中小股东利益的行为,家族股东倾向于降低财务报告的质量,如降低盈余的价值相关性和稳健性[6]。据此,我们提出假设一:
H1:相比非家族上市公司,家族上市公司存在更多的盈余管理行为。
在两权分离的公司制度下,任何一个中小股东对经理人的盈余操纵行为进行监督都是徒劳,因为小股东付出高昂的监督成本,其回报只能按持股比例获得微薄的监督收益,成本收益不均衡必然导致小股东倾向“搭便车”。而在2001年后相继诞生的以证券投资基金为代表的机构投资者,逐渐成为监督和限制公司盈余管理行为的不可忽视的力量,也为克服中小股东的“搭便车”行为带来了希望[7]。相比个人投资者,机构投资者是一个专家群体,被视为资本市场中的“投资专家”,他们拥有雄厚的资金实力、专业的人才队伍和丰富的投资经验,在投资决策运作、财务会计信息搜集、投资理财方式等方面都配备有专门部门,能够帮助公司获得更高的市场价值和更好的经营业绩,由此淡化管理层操纵盈余的积极性。同时,机构投资者在其与公司关联度较少时发挥的监督功能也不容小觑,机构投资者持股有助于管理层提高公司内部治理的有效性,提高会计信息的真实性和决策有用性,以降低上市公司盈余管理的概率[8]。钱苹等(2015)研究发现,机构投资者持股比例是鉴别中国上市公司造假的关键变量之一,机构投资者持股比例越高,上市公司操纵盈余的机会越少[9]。据此,我们提出假设二:
H2:机构投资者持股负向影响公司盈余管理水平。
基于假设1的分析可以看出,家族企业操纵盈余的原因有二:一是缓解家族企业融资约束而采取的权宜之计,二是家族企业治理的特殊性使然,其经济后果直接影响着投资者的利益。因此,控制家族企业盈余管理行为成为保护投资者利益的重要举措。而机构投资者介入家族上市公司,有能力和动力抑制家族企业的盈余管理。第一,资本扩充效应。机构投资者资金实力雄厚,将巨额资金投入家族企业,可以补充家族企业短期经营资金和长期投资资金的需要[10],缓解其筹资压力,从而降低家族企业操纵利润的迫切性。第二,信息传递效应。机构投资者作为金融中介,其投资行为可以向资本市场传递利好消息,能吸引潜在投资者进入股市。家族企业借助于机构投资者的信息传递效应,拓宽股市资金的供给渠道,缓解融资约束,降低股权融资成本,必然导致家族企业减少盈余管理行为。第三,治理参与效应。与非家族企业相比,家族企业非常关注企业的长期发展,控制性家族将家族企业生存和发展不是看作有生之年享用的财富[11],而是看作家族世代传递的资产和基业长青的光鲜标志。而机构投资者在家族上市公司持股后所拥有的多元化、多层次参与家族上市公司治理的机会和权利,恰恰对控制性家族的这一愿景形成了威胁。如机构投资者利用抛售所持家族上市公司股票的“用脚投票”和通过影响公司股价、市场接管或股权并购等外部治理方式以及使用发起、参与股东议案或征集投票代理权等“用手投票”的内部治理方式对家族企业侵害投资者利益的行为施加压力,规范家族企业的财务活动,家族企业由此会减少盈余管理行为。由此,我们提出假设三。
H3:机构投资者持股比例对家族控制与盈余管理间的关系具有负向调节作用。
初始样本以我国A股上市公司为研究对象,采集2004—2015年上市公司的数据。进一步筛选样本时剔除以下样本公司:金融、保险业类公司、证监会特别处理的ST或PT上市公司、模型变量数据缺失的样本公司,最终获得了11293个样本观测值,其中家族企业样本观测值为4391个,非家族企业样本观测值为6902个。本文的研究数据主要来源于国泰君安公司开发的CSMAR数据库,机构投资者持股比例数据源于wind金融数据库。部分缺失数据通过巨潮资讯网、上海证券交易所、深圳证券交易所披露的上市公司年报进行补充。同时,本文对所有的连续变量进行了上下1%的缩尾处理,以消除异常值对样本稳健性的影响。数据处理采用SPSS22.0统计软件完成。
1.因变量为盈余管理。学术界通常用操纵性应计利润衡量盈余管理[12]。黄梅和夏新平对操纵性应计盈余测算发现,针对我国资本市场的实际情况,修正的Jones模型计量操纵性应计利润相对较好[13]。基于此,本文采用修正的Jones模型计算操纵性应计利润,以其绝对值表示盈余管理程度。具体的计算步骤如下:
第一,计算总应计利润,即:
第二,按年度分别对总应计利润模型进行普通最小二乘法回归,即:
第三,将参数估计值代入不可操纵性应计利润模型,得到不可操纵性应计利润,即:
第四,计算可操纵性应计利润,用来衡量盈余管理程度,即:
其中,TAi,t、NIi,t、CFOi,t分别为公司年度总应计利润、净利润和经营现金净流量,△REVi,t为年度主营业务收入的变化额,△RECi,t为年度应收款项变化额,PPEi,t为年末固定资产原额,NDAi,t为不可操纵性应计利润,DAi,t为可操纵性应计利润,所有变量用滞后期总资产进行调整。
2.自变量为家族控制。借鉴 Pindado等(2011)的思路[14],设置两个变量反映家族控制特征。首先设置哑元变量反映所选样本是否被家族控制,将实际控制人为个人或家族,且控制权比例超过10%的公司定义为家族控制公司,赋值为1;不符合该条件的定义为非家族控制公司,赋值为0。再构造连续性变量家族持股比例表征家族控制程度,用来检验假设3。
3.调节变量为机构投资者持股比例。由于机构投资者主要持有的是流通股,因此用机构投资者持有股占上市公司流通股的比例表征机构投资者持股比例。
4.控制变量。上市公司盈余管理行为可能还受到其他因素的影响,本文仿照相关文献,引入会计弹性、资产规模、财务杠杆、公司成长性等控制变量。所有变量见文后表1。
1.家族控制与盈余管理质量。为了验证相比于非家族上市公司,家族上市公司是否具有较高的盈余质量,本文构建模型(1)对全样本进行回归以验证假设1。
|DA |i,t= α0+ α1FAMi,t+ α2AFi,t+ α3Sizei,t+α4LEVi,t+α5ROEi,t+α6Agei,t+α7NCFi,t+α8Growthi,t+εi,t模型(1)
2.机构投资者持股与盈余管理质量。为了验证机构投资者与公司盈余质量之间的关系,本文构建模型(2),对全样本上市公司进行回归,验证假设2。
|DA |i,t= α0+ α1INSTi,t+ α2AFi,t+ α3Sizei,t+α4LEVi,t+α5ROEi,t+α6Agei,t+α7NCFi,t+α8Growthi,t+εi,t模型(2)
3.家族控制、机构投资者与盈余管理质量。为了验证在其他条件一致情况下,机构投资者持股能否抑制家族企业盈余管理,本文构建模型(3),对家族上市公司样本进行回归,验证假设3。
|DA |i,t= α0+ α1FCDi,t+ α2INSTi,t× FCDi,t+α3AFi,t+ α4Sizei,t+ α5LEVi,t+ α6ROEi,t+ α7Agei,t+α8NCFi,t+α9Growthi,t+εi,t模型(3)
所有变量的描述性统计结果显示(由于版面原因表略),因变量盈余管理的最大值为1.274,最小值为0.005,标准差为0.391,表明样本公司的盈余管理程度差异较大。样本中有4391个观测值为家族控制的上市公司,占总体样本的38.9%,说明家族上市公司在资本市场上扮演着重要角色。另外,在家族控制的样本中,家族成员平均持股比例达到48.1%,这说明我国家族上市公司“一股独大”的现象仍然较为突出。样本公司的机构投资者持股比例的均值为0.248,而最大值为0.763,最小值为0,表明经过多年的积极发展,机构投资者的持股比例有了明显的增加,但差异化严重,呈两极化趋势。对于模型的主要控制变量,会计弹性的均值1.347,远远大于美国上市公司的会计弹性均值0.517[15],说明我国上市公司目前存在较严重的应计盈余管理,未来应计项目操作空间较小。而样本公司的公司规模、净资产收益率、经营现金流、企业成长性等控制变量的描述性统计结果表明,我国上市公司财务状况总体良好。
本文对总体样本以及家族企业样本的主要变量分别进行了相关性分析,分析结果如文后表2、表3所示。从表2中可清楚看出,家族控制与可操控应计项正相关,机构投资者持股比例与可操控应计项负相关。表3中数据显示:家族控制程度与可操控应计项显著正相关,机构投资者持股比例和家族控制程度的交叉项与可操控应计项显著负相关,研究假设得到初步证实。当然,要想得出更准确、更可靠的结论,还必须对各变量进行相应的回归分析。
1.假设1的多元回归分析。假设1预测家族上市公司比非家族上市公司存在更多的盈余管理行为。文后表4列示了OLS回归的结果,表5列示了分组检验结果。
出于谨慎性考虑,笔者分别对各变量进行了方差膨胀因子(VIF)检验。结果显示,VIF值在1.02~1.743,明显低于临界值2,因此模型回归有效性不会受多重共线性的影响。模型中的变量对|DA|的解释度 R2=0.358,AD.R2=0.301,模型的拟合优度良好。通过方差分析,模型的F值为24.235,显著性概率为零,回归模型有统计意义。由表4可知,家族控制企业具有更高的|DA|水平(-0.203),且在5%的置信水平上显著,表明家族企业盈余质量较低,由此验证了假设1。在控制变量中,会计弹性的系数显著为正,说明应计项目操纵空间较大,盈余管理程度较高;公司规模的系数显著为负,说明相对于规模小的公司,大公司的公司治理结构较为完善,盈余管理程度较低;财务杠杆的系数显著为正,反映出企业会通过盈余管理来缓解融资约束;企业成立时间的长短与盈余管理行为负相关,表明企业成立时间越长,在社会上的知名度越高,拥有的金融资源越丰富,融资约束越小,因而企业操纵盈余的动力越小;净资产收益率、经营现金流、企业成长性与盈余管理程度分别在5%、1%的置信水平上显著负相关,表明成长性较好的企业,盈利能力较强、净现金流较大,内源资金较为丰富,对外部资金的依赖性较低,因而盈余管理质量较高。
为了进一步分析家族控制对盈余管理方向的影响,本文将盈余管理分为向上和向下盈余管理,基于均值差异的T检验和中位数差异的Man-Whitney非参数检验,对家族企业和非家族企业进行分组检验,检验结果见文后表5。
由表5可知,家族企业的向上应计盈余管理的均值为0.388,向下应计盈余管理的均值为0.049,均高于非家族企业的0.263和0.028,均值差异T检验在1%的水平上显著,表明家族企业可能有更多的向上盈余管理和向下盈余管理,家族企业比非家族企业有更普遍的盈余管理行为。假设1得到进一步验证。
2.假设2的多元回归分析。假设2提出,机构投资者持股强度与盈余管理质量正相关。文后表6列示了相关的回归分析结果。
该模型加入了机构投资者持股变量,仍不存在多重共线性(VIF在1.079~1.641,均小于2),排除了变量间多重共线性问题。表6数据显示机构投资者持股与可操控应计项水平呈负相关关系(-0.040),且在5%的置信水平上显著,说明机构投资者持股水平越高企业的可操控应计项就越低,盈余管理水平越低,企业的盈余质量越高,支持了假设H2。由此可见,机构投资者在公司治理活动中发挥了积极的监督作用。同样,在控制变量上发现,会计弹性、企业规模、公司盈利状况、公司年龄、净现金流量、公司成长性与盈余质量具有相关性。
3.假设3的多元回归分析。为了检验我国家族企业中机构投资者监督的效力,本文将机构投资者持股作为调节变量,选择家族上市公司4391个观测值,通过模型(3),检验在家族控制下机构投资者能否抑制家族企业盈余管理,回归分析结果见文后表7。
回归分析中加入了家族控制程度和机构投资者持股的交乘项,共线性检验没有发现变量间存在多重共线性问题(VIF在1.021~1.804,均小于2)。从表7的回归结果可以看出,家族控制程度与盈余管理正相关,且在10%的置信水平上显著,说明家族持有股权越集中,家族外股东的制衡作用越弱,则家族操纵盈余的动机越强,盈余管理水平越低。机构投资者持股比例和家族控制强度的交互项与可操控应计项则在5%的水平上显著负相关,说明机构投资者持股程度会在一定程度上弱化家族控制对盈余管理的正向影响,即对家族企业的盈余管理具有一定的抑制效果。这也从另一侧面说明机构投资者参与家族企业的治理活动应坚定不移地执行下去。此外,控制变量的相关性与之前的结果基本一致。
本文利用我国A股上市公司2004—2015年数据,从产权性质方面分析家族上市公司与非家族上市公司对盈余管理行为的影响程度,并结合家族企业“一股独大”的实际情况,着重研究机构投资者持股对家族企业盈余管理行为的抑制作用。得出的结论和相应的政策建议是:
第一,家族企业比非家族企业存在更强的盈余管理行为。以修正的Jones模型计算的操纵性应计利润作为盈余管理程度进行实证研究,发现我国上市公司都存在不同程度的盈余管理,并且通过分组检验,发现家族企业的向上盈余管理和向下盈余管理都强于非家族企业。本文认为可能的原因有两方面:一是家族上市公司受外部融资约束的制约采取的不得已而为之的措施所致;二是家族上市公司内外部治理模式的特殊性,导致对家族外中小股东的欺骗成本较低,因而肆意操纵盈余管理侵害中小股东的投资利益。因此,应继续完善、规范家族企业的公司治理机制,吸收各类投资者持股,推进股权多元化与社会化,以提高家族上市公司会计信息披露质量,抑制家族上市公司的盈余管理行为。同时,政府还应从市场准入、金融支持等方面为我国家族企业的发展提供较为宽松的融资环境,以化解家族企业的融资约束困境。
第二,机构投资者持股在一定程度上能够抑制家族企业的盈余管理行为。本文对机构投资者持股与盈余质量的相关性进行检验发现,机构投资者持股与家族企业可操控应计项水平存在显著的负相关关系,这一结果表明机构投资者的介入对家族企业盈余管理行为具有显著的抑制作用。因此,我国应继续大力发展机构投资者,从政策方面加以引导,为机构投资者营造更好的投资环境,适当放宽机构投资者在上市公司及投资组合中持股比例的限制,使越来越多的机构投资者以外部大股东的身份参与公司治理,以提高机构投资者制约家族企业盈余管理的力度。同时,机构投资者也要转变思路,借鉴国外同行的经验,充分发挥其专业优势,积极介入家族上市公司治理,以抑制家族企业盈余管理行为,保护投资者利益。
参考文献:
[1] Claessens S,Fan H,Lang P, “The Separation of Ownership and Control in East Asian corporations”,Journal of Financial Economics,Vol.57,No.6,2000,pp.2741-2772.
[2] Faccio M,Lang P,“The Ultimate Ownership of Western European Corporations”,Journal of Financial Economics,Vol.65,2002,pp.365-395.
[3] 黄琼宇、程敏英、黎文靖、魏明海:《上市方式、政治支持与盈余质量——来自中国家族企业的证据》,《会计研究》2014年第7期。
[4] 刘伟、刘星:《隧道行为与盈余管理——基于我国家族上市公司的实证研究》,《南方经济》2007年第11期。
[5] C Leuz, D Nanda, PD Wysocki,“Earnings Management and Investor Protection:An International Comparison”, Journal of Financial Economics, Vol.69,No.3,2003,p.5.
[6] KH Bae,SW Jeong,“The Value-Relevance of Earnings and Book Value, Ownership Structure, and Business Group Affiliation:Evidence from Korean Business Groups”,Journal of Business Finance & Accounting,Vol.34,No.5-6,2007,pp.740-766.
[7] 林永坚:《机构投资者持股与盈余管理》,《商业研究》2015年第9期。
[8] 徐星美、朱信凯:《政府控制、机构投资者与财务重述》,《江汉论坛》2016年第6期。
[9] 钱苹、罗枚:《中国上市公司财务造假预测模型》,《会计研究》2015年第7期。
[10] 张谊浩、裴平、伦晓波:《机构投资者持股会影响家族上市公司价值吗》,《经济学家》2011年第11期。
[11] Anderson R,Mansic S,Reeb D, “Founding Family Ownership and The Agency Cost of Debt”,Journal of Financial Economics, Vol.68,No.2,2003,pp.263-285.
[12] Dechow P,GE W,Schrand C,“Understanding Earnings Quality:A Review of the Proxies,Their Determinants and Their Consequences”, Journal of Accounting and Economics,Vol.50,No.2,2010,pp.344-401.
[13] 黄梅、夏新平:《操纵性应计利润模型检测盈余管理能力的实证分析》,《南开管理评论》2009年第5期。
[14] Pindado J,Requejo I,de la Torre C, “Family Contral and Investment-Cach Flow Sensitivity:Empirical Evidence fromThe Euro Zone”,Journal of Corporate Finance, Vol.17,No.5,2011,pp.1389-1409.
[15] 贺小刚:《家族控制中的亲缘效应分析与检验》,《中国工业经济》2010年第1期。
表1 变量定义和说明
表2 相关性分析结果(总体样本)
表3 相关性分析结果(家族企业样本)
表4 回归系数及显著性检验
表5 单变量分析结果
表6 回归系数及显著性检验
表7 回归系数及显著性检验