盈余管理与公司内部治理相关性的实证研究

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一、概述

公司治理被认为是现代公司制度的产物，是基于所有权、经营权相分离的基础上而建立起来的决策、激励和监督约束机制，试图解决所有者与经营者的委托代理问题（Berle&Means，1932）。盈余管理指管理当局运用职业判断编制财务报告和安排交易来改变财务报告以误导利益相关者对公司业绩的理解或者影响以报告会计数字为基础的合约的结果（Healy and Wahlen，1999）。事实上，正是基于委托代理关系的公司治理，为盈余管理的产生和发展提供了基本条件。盈余管理通常是由公司高层管理者实施的，而高层管理者来源于公司内部治理结构。著名经济学家吴敬琏教授（1994）指出：“所谓公司治理，是指由所有者、董事会和高级执行人员即高级经理人员组成的一种组织结构。完善公司治理结构，就要明确划分股东、董事会、经理人员各自权力、责任和利益，从而形成三者之间的制衡关系。”对公司治理狭义的理解即是认为公司治理就是通过股东大会、董事会、监事会及管理层所构成的公司治理结构的内部治理。本文基于这种狭义意义上的公司治理，选取股权结构、董事会特征和高管人员持股状况等研究其对盈余管理行为的影响。

二、理论分析与研究假设

公司内部治理结构对高管层实施盈余管理的动机具有决定性影响。本文基于此，在理论分析的基础上，提出有关公司治理结构与盈余管理行为的研究假设。

（一）股权结构与盈余管理。股权结构主要包括股权集中度和股权构成两部分。

1.股权集中度。本文选取第一大股东持股比例和赫尔芬德指数来度量上市公司股权集中度。其中，赫尔芬德指数等于上市公司前10位股东持股比例的平方和。股权越集中，赫尔芬德指数越大；反之，赫尔芬德指数越小。

另外，在我国资本市场中，随着股权分置改革的实施，法人股上市流通，公司并购行为不断出现以及股东大会制度的不断完善，第2-10大股东可能会联合起来对第一大股东产生一定的制衡作用，2-10大股东持股比例越高，其力量就越强，对盈余管理起到抑制作用。由此假设：H1：第一大股东持股比例与盈余管理正相关。H2：赫尔芬德指数（简称H）与盈余管理正相关。H3：第2-10大股东持股比例与盈余管理负相关。

2.股权构成。股权构成主要包括国有股、法人股和社会流通股。本文主要研究国有股和法人股与盈余管理的关系。本文假设：H4：国有股与盈余管理正相关。H5：法人股与盈余管理正相关。

（二）董事会与盈余管理。董事会特征主要包括董事会规模、董事会独立性、董事长与总经理兼任情况以及董事会会议次数。本文假设：H6：董事会规模与盈余管理正相关。H7：独立董事比例与盈余管理负相关。H8：董事长与总经理两职合一与盈余管理正相关。H9：董事会年度会议次数与盈余管理正相关。

（三）高管层。本文假设：H10：高管层持股比例与盈余管理正相关。

三、研究设计

（一）变量定义。相关变量定义见下页表1。

（二）模型建立。根据研究的需要并考虑模型中解释变量可能存在自相关性，建立如下模型：

表1 变量定义

（三）盈余管理的度量。国外大量研究发现，截面修正Jones模型估计出的操纵性应计利润能够有效地衡量盈余管理程度。基于此，本文拟采用截面修正的Jones模型计算样本公司的盈余管理程度。衡量盈余管理的可操纵性应计利润（DA）等于总应计利润（TA）减去非可操纵性应计利润（NDA）。 其中，总应计利润（TA）=净利润（NI）-经营现金流量净额（CFO）。具体模型如下：

其中，TAi,t指i公司t年总应计利润；Ai,t-1指i公司t-1年总资产；△REVi,t指i公司t年营业收入变化量；△RECi,t指i公司t年应收账款净额变化量；PPEi,t指i公司t年固定资产原值；DAi,t指i公司t年操控性应计利润；NDAi,t指i公司t年非操控性应计利润；εi,t指i公司t年的残差，即以总资产衡量的i公司的t年的操控性应计利润。

模型对上市公司进行了分行业处理，所采用的上市公司行业分类标准来自中国证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》，该《指引》将上市公司分为13个行业，但因金融业存在行业特殊性以及传播与文化业样本量过小 （小于10），不适合盈余管理计量模型的分行业回归，将其剔除，本文共将上市公司分为11个行业。

（四）样本选择与数据来源。本文选取沪深A股上市公司2010年度样本公司作为研究窗口，并遵循以下原则进行筛选：（1）因计算操控性应计利润时，需使用前一年度部分财务数据，因此剔除当年首次上市的公司；（2）为了保证模型的效度和信度，剔除S、ST、SST、S*ST、*ST类公司；（3）剔除金融类和传播与文化业上市公司；（4）剔除样本信息不全的上市公司。根据上述样本筛选原则，共获得708家有效公司样本。模型回归中变量所需财务数据均来自国泰安CSMAR中国股票市场研究数据库，公司治理数据均来自CCER上市公司治理结构数据库。相关数据处理和检验均采用SPSS19.0统计软件。

四、研究结果与分析

（一）描述性统计分析。模型I、模型II中各变量描述性统计特征如表2所示：（1）操控性应计利润均值是-0.000000028248，而最大值和最小值分别是12.28618和-4.72429，说明公司进行盈余管理的空间较大。（2）第一大股东持股比例均值为0.33216，最大值达到0.76953，说明我国上市公司中第一大股东持股比例比较高，平均持股1/3。（3）赫尔芬德指数H均值为0.14886，最大值为0.72605，最小值为0.00442，第2-10大股东持股比例均值为0.20380，最大值和最小值分别为0.83543和0.01059，说明我国上市公司股权比较集中于第一大股东，而其他股东持股水平一般。（4）国家股均值为0.48870，法人股均值为0.51130，说明我国上市公司国家控股和法人控股各占有一半的比例，表明我国上市公司中股权分置改革已经取得一定的成效。（5）董事会人数均值为5.92796，符合我国《公司法》董事会规模5-9人的规定，独立董事比例均值为0.63847，已经大大超过证监会规定达到30%的规定，表明近两年来，上市公司比较重视独立董事在董事会中的设置；样本中大约有14.55%的上市公司存在董事长兼任总经理的情况，说明这些公司的董事会独立性较差，一定程度上弱化了其董事会的治理效率；年度董事会会议次数均值9.43220，最大47次，最小1次，表明董事会召开会议的次数各上市公司间差别较大，主要可能缘于不同公司的实际情况。（6）高管层持股比例平均值为0.04318，最大值和最小值分别为2.67650和0.0000001288，说明我国上市公司中高管层持股比例偏低（均值4.32%），且各个公司间差别也比较大。

表2 描述性统计结果

（二）多元回归分析。运用上述多元回归模型，分析各解释变量和控制变量对盈余管理的影响及其程度，回归结果如表3所示。两模型各变量回归结果基本一致，本文主要对模型I进行分析。模型I的多元回归结果表明：（1）第一大股东持股比例与盈余管理在5%水平上正相关；赫尔芬德指数（H）与盈余管理在5%水平上正相关（模型II所示）；第2-10大股东持股比例与盈余管理在10%水平上显著正相关，说明假设1、假设2得到检验，假设3没有通过检验，表明第2-10大股东持股比例越大，越有动机与大股东一起进行盈余管理。（2）国有股与盈余管理在10%水平上显著负相关；法人股与盈余管理在10%水平上显著正相关，假设4没有通过检验，而假设5通过了显著性检验。表明股权分置改革的进一步推进，国有股“一股独大”的现状得到改善，其操控企业盈余的能力被削弱。（3）董事会规模、独立董事比例、董事长与总经理两职设置情况及董事会会议次数未能通过显著性检验，即假设6、假设7、假设8和假设9未得到验证。说明董事会人数及独立董事人数的增加并不能抑制公司盈余管理行为，主要原因可能是：规模较大的董事会因其能吸收更多有丰富管理经验和财务从业背景的人员加入，从而对管理层实施盈余管理行为具有一定的限制作用；独立董事的聘任程序不规范，且对独立董事没有建立问责机制，使独立董事缺乏风险意识和责任感。（4）高管层持股比例与盈余管理在5%水平上与盈余管理正相关，假设10通过显著性检验。此外，控制变量中公司规模与盈余管理正相关，表明公司越大，越有能力或动机进行盈余管理；净资产收益率与盈余管理正相关，表明公司盈利能力越高，越有动机通过操控盈余，来实现企业价值最大化。

表3 多元回归结果

五、对策与建议

通过上述实证分析可知，公司内部治理结构在一定程度上影响着盈余管理行为。本文认为可从以下几个方面来完善公司治理机构，以降低企业盈余管理程度：优化股权结构，降低股权集中度；将国有股和法人股转为优先股，以优化股权结构，切断政府与企业的联系，避免行政力量对企业治理的干预；进一步加大对董事会的改革，优化董事会的监督效应，提高董事会的治理效力；控制高管人员持股比例，若高管人员持股过高，则会导致其既有动机又有能力实施盈余管理行为。