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所有权结构、公司治理与盈余管理的关系探讨

范文

冯莉

【摘要】文章以2007—2012年平衡面板数据为研究对象，探讨了不同所有权结构、公司治理与盈余管理三者之间的关系。实证结果发现，管理层持股比例和机构持股比例与盈余管理之间呈现显著的非线性关系（倒U型关系）。对于他们而言，出于谋求短期利益时，他们的持股动机与盈余管理呈现显著的正相关关系，具有强烈的盈余管理动机;而作为长期持股者时，他们的持股动机与盈余管理呈现出显著的负相关关系，为了企业的长远发展会抑制盈余管理。从公司治理角度来看，独立董事的比例与盈余管理行为呈现显著的负相关关系，其比例越高越有助于抑制盈余管理行为。

【关键词】所有权结构; 公司治理; 盈余管理

中图分类号：F275 ?文献标识码：A ?文章编号：1004-5937（2014）34-0045-05

一、引言

上市公司的治理机制有效地制约着盈余管理行为，而外部独立董事代表着公司的外部监管力量，他们与公司的内部高管共同管理和履行着公司的监管任务。以往的研究均证明了公司治理与盈余管理之间的种种关系。然而，本文认为，企业中不同的所有权结构代表着不同的所有者，将会左右公司的决策，亦会影响公司的盈余管理行为，将其混淆会导致结论有失偏颇。而从样本数据角度来看，无论是采用时序数据还是截面数据都无法回避数据本身的异方差、共线性等问题，有可能会导致统计结论的误差。此外，现有对盈余管理的衡量多采用Jones模型，殊不知其线性的模型方式会导致方程解释能力的下降。因此本文基于以上分析进行如下研究论证：第一，探讨不同所有权结构和公司治理变量对盈余管理的影响程度，使其能够更加具有指导意义;第二，采用平衡面板数据，更加准确地进行分析;第三，采用B-S模型非线性方程能够将盈余管理指标的解释能力提高3倍以上，所以能最有效地揭示盈余管理。

二、文献综述与假设

（一）所有权结构

机构投资者会更加在乎短期内上市公司能够带给他们巨大的收益（Bushee，1998;Koh，2003）。然而，这种短期行为主要是旨在缩短代理成本（Porter，1992）或者降低长期投资收益与快速投资收益之间的差异（Black & Coffee，1994;Stapledon，1996）。现有证据充分证明了机构投资者的这种行为会增加管理者进行盈余管理的动机（Graves & Waddock，1990;Porter，1992;Koh，2003）。相反，也有人认为大型的机构投资者更有能力抑制上市公司的盈余管理行为。考虑到大型投资者相比普通投资者会得到更多的企业信息，因此也会实施更多的控制权管理企业的业绩（Pound，1992;Koh，2003）。Bushee（1998）也发现大型机构的所有权将会降低管理层通过提高R&D进行盈余管理的行为。同样的，外部的大股东也会积极参与到抑制盈余管理的行为中（Park & Shin，2004）。由此，本文得出以下假设：

H1a：机构持股比例与盈余管理呈正相关关系（短期行为）;

H1b：机构持股比例与盈余管理呈负相关关系（长期行为①）。

管理层处于两层次委托代理关系中的基层地位，作为盈余管理的主体，管理层对盈余管理有着直接但又隐蔽的影响。关于管理层持股的问题学术上存在两种不同的观点。一些学者认为高的内部持股人将有助于协调与管理人之间的利益关系（Fama & Jensen，1983），从而降低股东盈余管理的动机，Warfield et al.（1995）也发现管理者持股与异象盈余的绝对值之间存在负相关关系。相对的观点认为，内部持股可能会导致股东和管理者之间出现壕沟效应，而这种管理层的壕沟效应将会导致机会主义行为侵害其他股东的利益（Cornett et al.，2008）。但是，也有研究发现董事会持股会影响到盈余管理的幅度（Corneet et al.，2008）。由此，本文得出以下假设：

H2a：管理层持股比例与盈余管理呈正相关关系（短期行为）;

H2b：管理层持股比例与盈余管理呈负相关关系（长期行为）。

（二）公司治理

大部分研究都提到了独立董事在公司治理中的作用，外部董事通过实施对企业的监督权从而抑制盈余管理（Fama & Jensen，1983），也有部分学者在美国和英国的上市公司中发现独立董事占董事会的比例越高，就越有可能抑制盈余管理，降低舞弊的可能性（Cornett et al.，2008）。通常认为董事的有效监管主要取决于其相对于管理层的独立程度，而这种独立性通常取决于董事会中独立董事所占比重（Beasley，1996）。独立董事出于保护声誉和避免诉讼的动机，将会减少财务舞弊的可能性（Beasley，1996;刘立国等，2003），改善公司治理并提高盈余管理。进一步研究也表明外部（独立）董事的比例越高，财务报告的质量就越高，尤其当独立董事是由财务方面的专家担任时，这种关系更加明显（Xie et al.，2003）。由此，本文得出如下假设：

H3：独立董事比例与盈余管理呈负相关关系。

CEO的二元性显示着控制权和决策权的独立程度（Fama & Jensen，1983）。独立性可以使得CEO有效地进行控制，从而给董事会的其他成员提供有效的信息，并发现那些CEO兼职董事会主席的企业更有可能操纵盈余。由此，本文得出以下假设：

H4：CEO兼职与盈余管理存在正相关关系。

三、研究设计

（一）盈余管理的计量

通常的文献对于盈余的衡量一般均采用琼斯模型，但是琼斯的线性模型忽略了变量之间的相互性，从而会造成盈余管理的误差。而检验证明，Ball & Shivakumar（2006）采用交叉乘积项目的非线性方程对盈余管理进行的解释，可以将解释能力提高3倍以上，故本文采用该方程的残差绝对值衡量盈余管理。

EM1=方程（1）残差的绝对值。

■= ？琢0+？琢1*（■） + ？琢2*■+ ？琢3*■+

？琢4*DCFit+？琢5*DCFit*■+？着it ?（1）

其中，TAit代表第i个企业第t年的总盈余;？驻REVit代表第i个企业第t年至t-1年的主营业务变化;GPPEit代表第i个企业第t年的固定资产原值;Ait-1代表第i个企业第t-1年的总资产;CFit代表第i个企业第t年的经营现金流;DCFit为哑变量，如果CFit小于0则赋值为1，否则为0。

EM2=方程（2）残差的绝对值。

■= ？琢0 + ？琢1*（■） + ？琢2*■+

？琢3*■+？琢4*DCFit+？琢5*DCFit*■+？着it ?（2）

其中，？驻RECit代表第i个企业第t年至t-1年应收账款的变化;其他相同变量说明同上。

（二）面板检验模型的设定

为确定适合的模型，面板数据模型需要经过三次检验，分别是混合数据模型与固定效应模型的F检验、混合数据模型与随机效应模型的Breusch-Pagan检验以及固定效应模型和随机效应模型的Hausman检验，如表1所示。

面板模型的最终确定需要混合数据模型、固定效应模型和随机效应模型的两两对比，方可确定出最后适合的模型，所以一共需要进行三次对比。由表1结果可知，在第一组假设混合数据模型和固定效应模型的检测中，两类盈余管理变量的F值均显著拒绝原假设，结果表明本文应该采取固定效应模型。在第二组假设混合数据模型和随机效应模型的检测中，两类盈余管理变量的Chi值均显著拒绝原假设，结果表明本文应该采用随机效应模型。在最后一组假设随机效应模型和固定效应模型的检测中，两类盈余管理的Chi值均没有拒绝原假设，最终结果表明本文最适合的模型应该采用随机效应模型。

（三）检验模型与变量说明

本文研究的目的在于不同所有权结构和公司治理对盈余管理的影响，将模型（1）和（2）的残差作为度量盈余管理的主要指标，以机构持股比例、机构持股比例平方和、管理层持股比例、管理层持股比例平方和、国有持股比例、独立董事比例和CEO兼职为自变量，以ROA和规模为控制变量。相关变量及其定义如表2所示。

EM1it = ？琢0 + ？琢1InShareit + ？琢2DirShareit +

？琢3GovShareit + ？琢4InvShare_sqit +？琢5DirShare_sqit +

？琢6Pctindbqit+？琢7Dualit +？琢8Roait+？琢9Sizeit+？着it

（3）

EM2it = ？茁0 + ？茁1InShareit + ？茁2DirShareit + ？茁3GovShareit+？茁4InvShare_sqit+？茁5DirShare_sqit+

？茁6Pctindbqit+？茁7Dualit+？茁8Roait+？茁9Sizeit+？着it

（4）

（四）样本和数据来源

本文以2007—2012年在上交所和深交所上市的A股公司为研究样本，其样本选择遵循以下程序。首先，由于ST样本、金融行业和保险行业的特殊性与一般企业存在差异，因此予以剔除。其次，由于数据是采用平衡面板数据，故存在缺失值的样本予以剔除。为了避免极端值波动的影响，对所有数据样本进行Winsorize处理。最后确定满足上述条件的样本共426家上市公司，所采用的数据均来自国泰安（CSMAR）数据库。

四、统计分析

（一）描述性统计

表3结果显示，在不同的所有权结构中，管理层持股比例最高（均值=0.3762），国有持股比例次之（均值=0.1858），机构持股比例最小（均值=0.1013）。

（二）残差自相关性检验

通过表4的方程残差自相关性检验，可以看出模型（3）和（4）均在1%的水平下呈现出显著的自相关关系。如果模型继续使用GLS（最小二乘）将无法得出最优的、无偏的统计量，所以本文模型采用FGLS（广义最小二乘）。因为，FGLS可以在模型出现自相关和异方差的情况下也能得出最有效的估计。

（三）随机效应分析

通过表5可以看出机构持股比例（Inshare）变量在模型3（Z模型3=3.09）和模型4（Z模型4=1.98）中均显示出与盈余管理显著的正相关关系，但机构持股比例的平方项（Inshare_sq）与盈余管理变量在两个模型上均显示出显著的负相关关系（Z模型3=-4.13，Z模型4=-1.89）。以上结果表明，机构持股者为了短期的利益，有可能促使企业进行盈余管理;而机构持股者作为长期持股者，会更重视企业以后的长远发展，从而抑制盈余管理。由此，表明机构持股比例与盈余管理之间呈现出倒U型关系，假设H1a，H1b得到验证。管理层持股比例（Dirshare）与盈余管理变量呈现出与机构持股变量相同的倒U型关系。其中管理层持股比例（Dirshare）在模型3（Z模型3=2.04）和模型 ?4（Z模型4=2.13）均与盈余管理呈现出显著的正相关关系，而管理层持股比例平方项（Dirshare_sq）则在两个模型上均呈现显著的负相关关系（Z模型3=-2.03，Z模型4= -1.79），假设H2a，H2b得到验证。以上结果表明，管理层持股会由于不同的目的而作出不同的选择，如果是为了短期获利进行盈余管理的动机较大，如果为了企业的长远发展则会避免通过盈余管理来粉饰上市公司利润。独立董事比例（Pctindbd）与盈余管理之间均在5%的显著性水平上呈现负相关关系（Z模型3=-3.42， Z模型4=-2.71），假设H3通过检验，表明独立董事越多越能够有效抑制公司的盈余管理行为。CEO兼职（Dual）未检验出与盈余管理存在什么关系，假设H4未通过检验。在控制变量方面上，资产收益率（Roa）和企业规模（Size）都与盈余管理呈现出显著的负相关关系，表明资产收益率越高和规模越大的上市公司越不愿意通过盈余管理来操纵企业利润。

（四）敏感性分析

为了进一步考察本文结论的稳健性，将盈余管理的测量采用Han & Wang（1998）的方法，重新加入相关的所有权变量和公司治理变量进行回归。为了避免残差的自相关性和异方差的问题，方程还是采用FGLS方法进行估计。

EM1it=？琢0+？琢1InShareit+？琢2DirShareit+？琢3GovShareit+

？琢4InvShare_sqit+？琢5DirShare_sqit +？琢6Pctindbdit +？琢7Dualit +

？琢8Roait + ？琢9Sizeit + ？琢10Y2007 + ？琢11Y2008 + ？琢12Y2009 +？琢13Y2010+

？琢14Y2011+？琢15Y2012+？着it ? （5）

EM2it=？茁0+？茁1InShareit+？茁2DirShareit+？茁3GovShareit+

？茁4InvShare_sqit +？茁5DirShare_sqit+？茁6Pctindbdit +？茁7Dualit+

？茁8Roait+？茁9Sizeit +？茁10Y2007+？茁11Y2008 +？茁12Y2009+？茁13Y2010 +？琢14Y2011+

？琢15Y2012+？着it ?（6）

从表6的敏感性分析可以看出，结论与表5基本一致，因此可以证明结论的稳健性。

五、结论

本文以2007—2012年平衡面板数据为样本，分析后得出如下结论：首先，证明了所有权变量和公司治理对盈余管理的影响，在短期利益面前，机构持股和管理层持股均对企业的盈余管理推波助澜，希望能够得到最大的自身利益，但当两者作为长期持股者，为了企业的长久良性发展，他们将成为企业利润的把关者，抑制盈余管理。其次，董事会中独立董事比例越高，越能够有效提高其监督力，从而有效地降低上市公司进行盈余管理的可能性。另外，相比较而言，上市公司规模越大、资产收益率越高，为了长远发展和树立良好的形象，他们更加重视盈余的质量，从而进一步降低了上市公司进行盈余管理的行为。

针对以上分析，本文提出如下建议和对策：一是所有权结构对上市公司的盈余管理行为起到了一定的影响，只有有效地解决机构持股和管理层持股者的短期行为，才能够有效地遏制上市公司的盈余管理行为。二是适度提高独立董事的比例也有助于独立董事作为外部力量很好的起到监督上市公司的作用，从上市公司内部有效地阻碍盈余管理的行为。三是鼓励上市公司做强做大也能够有效应对企业的盈余管理问题。●

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