公司治理与盈余管理相关性实证研究——基于沪深A股上市公司2010年年报数据

姜成会 郑家秀

（安徽省颍上县机电排灌所 安徽 颍上 236200）

一、引言

随着全球经济的飞速发展，特别是股份公司的快速发展，公司治理问题已经成为世界性的研究和实践课题（李维安，2001）。股份公司最重要的特征是所有权与经营权的分离，公司治理是基于两权分离基础上产生的委托-代理问题。Berle&Means在1932年提出公司治理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。科克伦（Cochran）和沃提克（Wartick）在1988年发表的《公司治理—文献回顾》一文中指出：公司治理问题是包括高级管理层、股东、董事会和公司其他利益相关者的相互作用中产生的具体问题，它是一组规范公司相关各方的责、权、利关系的制度安排。对盈余管理（earningsmanagement）问题的研究兴起于20世纪80年代中后期，现已成为经济学、会计学研究的重要课题。美国会计学家William RScott（1992）在其《财务会计理论》一书中，把盈余管理定义为，“在公认会计准则允许的范围内，管理者通过对会计政策的选择从而使经营者自身利益或企业市场价值达到最大化的行为”。我国学者孙铮（1999）指出不管是通过什么手段，只要是生成虚假会计信息的行为都叫盈余管理。当前，学界对盈余管理比较认同的观点为盈余管理是公司管理层所实施的一种旨在粉饰公司业绩的行为。因此，得出这样一个结论即盈余管理是由公司高管层实施的，而高管层是公司治理的一部分。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。本文也正是基于此，主要从股东、董事会及管理层等三个方面研究与盈余管理行为的关系。

二、研究设计

（一）研究假设 本文从股东、董事会及管理层等三个方面研究与盈余管理行为的关系。（1）董事会与盈余管理。第一，董事会规模与盈余管理。Jensen（1993）研究发现，与大规模的董事会相比，小规模的董事会能够更有效地抑制高级管理人员实施的盈余管理行为。Beasley（1996）通过实证研究得出结论，董事会规模与盈余管理显著正相关。他认为随着董事会人数的增加，沟通、协调能力也会相应的增加，出现“搭便车”现象并引起决策效率低等问题，使得董事会对管理层的监督作用减弱，这样会给管理层提供更大的操控盈余管理的空间。基于此，提出假设：

假设1：董事会人数与盈余管理存在正相关性

第二，董事会独立性与盈余管理。董事会是公司治理结构的核心，董事会能否发挥其作用，关键在于董事会的独立性、公正性。独立董事是指不在公司担任除董事外的其他职务，并与其所受聘的上市公司及其主要股东不存在可能妨碍其进行独立客观判断的关系的董事。Beasley（1996）实证研究发现独立董事能够抑制公司的盈余管理行为；吴清华、王平心（2007）实证研究发现独立董事比例与盈余管理间存在显著负相关性，即独立董事能够抑制盈余管理行为。本文也认为独立董事是公司从外面聘请且与公司没有任何关系的人士担任，独立董事们通常能够客观公正的评价管理层的业绩，不存在帮助高管层操控盈余的动机。基于此，提出假设：

假设2：独立董事比例与盈余管理存在负相关性

第三，董事长与总经理两职合一与盈余管理。我国上市公司中存在董事长与总经理职位由一人兼任的情况，且情况还较为严重。Dechow等（1996）实证研究发现，董事长与总经理由一人兼任，则存在盈余管理的情况，即两者存在显著的正相关性。王建新（2007）实证研究发现，董事长与总经理两职合一的公司通常会利用长期资产减值转回，从而操控盈余，进行盈余管理。在我国，证监会规定完善公司治理结构的一个重要举措就是将董事长与总经理两职分离。也就是说，董事长与总经理两个职位合一，会使权力过于集中，造成监督约束机制缺失，从而削弱董事会的监督能力，给管理层操控盈余提供较大空间。基于此，提出假设：

假设3：董事长与总经理两职合一与盈余管理存在正相关性

（2）高管层与盈余管理。当今世界，公司股权日益分散、管理技术日益复杂，世界各国公司为了合理激励公司管理人员，纷纷推行了股权激励机制，其中让高管人员持股便是一种股权激励方式。从理论上讲，对管理者实行股权激励机制，有助于促使他们与股东利益保持一致，但这首先需要管理层提供的会计盈余信息能够客观真实地反映公司业绩，若不能保证这一点，高管层持股比例过多，反而会激发其进行盈余管理。且实际情况是若让高管层持股的比例越高，则其越能控制企业。这样，管理层持股比例越高，越具有发言权，即权力会集中于管理层，显然给管理层提供了操控企业经营业绩的可能性。而且现代企业经营管理中，管理层存在实现自身利益最大化的倾向，他们必然会以牺牲股东利益为代价，通过操控盈余以实现自身利益的最大化。基于此，提出假设：

假设4：高管层持股比例与盈余管理存在正相关性

（3）大股东治理与盈余管理。近年来，中国上市公司进行了股权分置改革，虽然“一股独大”独大的情况有所改观，但是股权集中于少数人手中的现象还比较严重。在“一股一票”和“简单多数”通过的原则下，决定了少数大股东在股东大会上对公司的重大决策及董事选举拥有绝对的控制权。股东持股比例越高，越有动机监管管理层以维护自身利益。因此，大股东的存在有助于提高公司治理效率，从而能够限制公司管理层实施的盈余管理行为。但是，大股东的存在也会带来另外一种问题，即大股东与中小股东之间的利益冲突。当大股东控制公司时，可能会操纵管理层，通过提供虚假财务报告，损害小股东的利益。这表明大股东持股比例过高时，因无法对其行为构成有效约束而不利于公司治理。基于此，提出假设：

假设5：股权集中度与盈余管理行为之间存在非线性关系

（二）模型建立和变量定义 本文建立如下回归模型：

DAt=β0+β1LNASSET+β2ROE+β3ALR+βi(i=4,5,…,14)INDUSTRYk(k=1,2,…,11)+β15BOD+β16ID+β17LZHY+β18TMT+β19OC+εt

其中：（1）被解释变量：盈余管理。国外计量盈余管理采用应计利润分离法，即将应计利润分为可操控性应计利润和非可操控性应计利润，而可操控性应计利润通常是公司能够操控的，由此，学术界将可操控性应计利润作为盈余管理的衡量指标。在实际研究中，采用修正的截面Jones模型估计出的操纵性应计利润就作为公司盈余管理的度量指标。而该模型也逐步在中国证券市场被采用。本文也正是基于此，拟采用修正的截面Jones模型计算样本公司的盈余管理程度。修正的Jones模型表达式为：

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），即TA＝NI-CFO。具体见表（1）。（2）解释变量。主要包括：BOD：董事会规模；ID：独立董事比例；LZHY：董事长与总经理两职合一，两职合一取1，否则取0；TMT：高管层持股比例。OC：前5大股东持股比例之和；（3）控制变量：主要包括：LNASSET：上市公司总资产的自然对数；ROA：净资产收益率；ALR：资产负债率；INDUSTRYk（k=1，2，…，11）虚拟变量，如果为行业k则该变量取1，否则该变量取0，该变量用于控制行业因素对盈余管理程度的影响。变量定义如表（2）所示。

（三）样本选择与数据来源 分行业的截面修正的Jones模型能够有效衡量公司盈余管理水平，且横截面数据优于时间序列数据。模型中所采用的上市公司行业分类标准来自于中国证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》，该《指引》将上市公司分为农、林、牧、渔业、采掘业、制造业等，共13个行业，因金融业存在行业特殊性，将其剔除；另外，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，因此，也将其剔除，这样本文共将上市公司分为11个行业。基于此，本文选取沪深A股上市公司2010年度数据作为研究窗口，在对2010年度样本公司数据进行筛选过程中，遵循如下原则：（1）因计算操控性应计利润时，需要使用前一年度部分财务数据，因此剔除当年IPO公司，即当年度首次上市的公司；（2）研究公司治理与盈余管理相关性模型中进行了分行业处理，以控制不同行业间的差异，分行业标准采用2001年颁布的《上市公司行业分类指引》；（3）剔除样本信息不全的上市公司。根据上述样本筛选原则，2010年度共选取741家上市公司作为研究样本。模型多元回归中变量所需的公司治理数据来自CCER上市公司治理结构数据库，财务数据来自国泰安CSMAR中国股票市场研究数据库。本文实证研究部分，模型回归采用SPSS18.0统计软件。

三、实证检验分析

（一）描述性统计 模型中因变量、解释变量和控制变量描述性统计分析如表（3）。可以发现：（1）因变量。度量盈余管理程度的可操控性应计利润指标均值为0.00000004048，最大值0.64723、最小值-0.70461，表明公司进行盈余管理操控的空间较大；（2）董事会人数均值为5.73009，这表明符合我国《公司法》董事会规模5-9人的规定；（3）独立董事比例均值为0.65745，表明已经大大超过了证监会规定达到30%的规定，说明我国上市公司重视在董事会中设置独立董事；（4）样本中约有0.11﹪的上市公司存在董事长兼任总经理的情况，表明这些公司的董事会独立性较差，治理效率相对较低；（5）高管层持股比例平均值为0.07833，最大值0.771496835、最小值0.0000000279，表明我国上市公司中，高管层持股比例偏低（均值7.83%），且各个公司间差别也比较大；（6）前五大股东持股比例均值为3.67887，最大值8.19782，最小值5.48192，表明我国上市公司大股东持股较为严重；（7）净资产收益率均值为0.05764，最大值29.72547、最小值-28.20464；（8）资产负债率均值为0.58893，最大值41.93939、最小值0.017795，就整个上市公司而言，资产负债率比例较合理，接近0.5的合理范围。

表1 截面修正Jones模型中变量定义

表2 多元回归变量定义表

表3 各变量描述性统计表

表4 多元回归结果（N=741）

（二）回归分析 通过多元回归模型，检验第二部分的研究假设，回归结果如表（4）所示。对回归结果分析如下：（1）董事会规模与盈余管理显著负相关，假设1没有通过检验。原因是可能在我国上市公司董事会中，董事会规模大，则其能够吸引具有丰富管理经验的管理人员及具有财务专业知识的人员加入董事会，这样能够对管理层实施的盈余管理行为起到一定的抑制作用。（2）独立董事比例与盈余管理显著负相关，假设2得到检验。（3）董事长与总经理两职合一与盈余管理显著正相关，假设3得到检验。（4）高管层持股比例与盈余管理显著正相关，假设4通过显著性检验。（5）股权集中度与盈余管理显著正相关，假设5未被检验。该结论可能表明，在我国上市公司中，大股东操纵管理层提供虚假财务信息来损害中小股东的利益。另外，在回归分析模型中选取的控制变量，公司总资产的自然对数与盈余管理显著正相关，说明公司越大，越有能力或动机进行盈余管理；净资产收益率（ROE）与盈余管理显著正相关，说明公司盈利能力越高，越有动机通过操控盈余即进行盈余管理，来实现企业价值的最大化。

四、结论和建议

本文选取2010年沪深A股上市公司数据进行多元回归分析，重点检验董事会规模、独立董事人数、董事长与总经理两职设置情况、高管层持股比例和股权集中度与盈余管理间的关系，多元回归结果表明公司治理结构在一定程度上会影响盈余管理行为。根据实证研究结果提出以下相关建议：（1）加大董事会改革，优化董事会监督效应。世界各国公司治理准则均把董事会作为公司治理的核心，而董事会治理效率高低关键在于董事会的人数、独立董事人数及董事长与总经理两职设置情况等。根据前面回归分析发现，董事会规模越大，盈余管理行为将会受到抑制，因此在我国上市公司中，可以考虑在董事会中可以增加一定数量的人数，将更多管理经验丰富、财务专业知识扎实的人员引入董事会，当然也应防止人员过度冗余；因实证结果表明独立董事比例与盈余管理显著负相关，即设置一定数量的独立董事能够抑制盈余管理行为，因此，在我国上市公司中应该设置一定的独立董事，以便在抑制高管层实施盈余管理行为方面发挥更大的作用。另外，由实证结果知董事长与总经理两职合一与盈余管理存在显著的正相关性，即两职合一会消弱董事会的监督能力，高管层更容易实施盈余管理。因此，在我国上市公司内部，应该尽量避免董事长与总经理两职由一人兼任的局面，两职分开设置更容易在董事会内部形成相互监督、相互约束的氛围。（2）高管人员持股比例不能太高。由实证检验结果知，管理层持股比例与盈余管理存在显著的正相关关系，因此，在我国上市公司中，应该考虑减少高管人员持股的比例，以便消弱高管层实施盈余管理的动机。（3）避免股权过度集中。实证结果显示股权越集中，越容易实施盈余管理行为。当前，我国通过股权分置改革后，“一股独大”的现状虽有改观，但在中国上市公司存在股权过于集中，这样大股东会操控管理层实施盈余管理。签于此，需要对股权结构进行优化，也就是说要降低股权集中度，处理好大股东之间的关系，使大股东之间持股比例比较接近，形成相互制衡、相互监督的关系，并兼顾中小股东的利益，防止中小股东利益过度损害。

［1］杨清香、张翼、张亮：《事会特征与盈余管理的实证研究——来自中国上市公司的经验证据》，《中国软科学》2008年第11期

［2］孙亮、刘春：《公司治理对盈余管理程度的制约作用——以所有权性质为背景的经验分析》，《金融评论》2010年第3期

［3］蔡吉甫：《会计盈余管理与公司治理》，《当代财经》2007年第6期

［4］孙金帅、梅世强：《基于股权结构下的董事会特征与盈余管理的关系研究》，《西安电子科技大学学报（社会科学版）》2011年第1期