环境规制对企业盈余管理的影响：促进还是抑制？

崔也光 刘思源

一、引言

近年来，在经济快速发展的同时，环境污染问题也日益加剧，严重阻碍我国经济的可持续健康发展。党的十九大报告将生态文明建设和生态环境保护提升到十分重要的战略高度，为我国新时代经济发展指明了方向。同时，各级政府部门为了贯彻落实人与自然和谐共生的发展理念，陆续出台了许多环境规制政策，在一定程度上提高了企业环保资金投入力度，也大大增加了企业的资金负担，这就为企业实施应计盈余管理和真实盈余管理创造了必要条件。因此，探究环境规制政策对企业盈余管理具有促进还是抑制作用具有重要的现实意义。

目前，与本文密切相关的主要包括环境规制和盈余管理两方面的研究文献。学者们针对环境规制的研究主要集中在以下几个方面：第一，环境规制对企业行为的影响（Berman等，2001；Leiter 等，2011； 王 书斌等，2015；Wu 等，2017；余 东华 等，2017；Luo 等，2017；Liu等，2017；刘悦等，2018；盛丹等，2018；Chen 等，2018；张彩云等，2018；Shi 等，2018；张彩云等，2018）；第二，环境规制对企业绩效 的 影 响（Gray，1987；Porter，1991；Palmer 等，1995；Porter等，1995；Berman 等，2001；Greenstone，2002；Jefferson 等，2013；王兵等，2017；沈洪涛等，2017；刘悦等，2018）；第三，环境规制对企业环保投资的影响（Arouri等，2012；唐国平等，2013；景维民等2014；李强等，2016；李虹等，2017；王 云 等，2017；Chen 等，2018；谢智慧等，2018；陈东等，2018）。这些研究从不同角度探究了环境规制的经济后果研究，为本文的进一步研究指明了方向。

此外，诸多学者针对盈余管理的相关研究主要集中在以下几个方面：第一，盈余管理的实施手段研究（Richardson 等，2005；Cohen等，2010；赵焘，2013；袁知柱等，2014；Collins 等，2016； 廖 楚 君等，2017；张文，2019；董梦瑶，2019）；第二，盈余管理的偏好选择研究（Cohen 等，2010；张泽南等，2014；顾煜等，2015；张玮倩等，2015；高旻等，2015；路军伟等，2015；王晓亮等，2016；张多蕾等，2016；Kim，2017；刘银国等，2017；张友棠等，2017；陈汉明等，2018；郑海元等，2019；王乐等，2019）；第三，盈余管理的动机 研 究（Zimmerman 等，1986；Shackelford 等，2001；Holthausen等，2004；王亚平等，2005；张晓东，2008；Burgstahler 等，2010；赵景文等，2012；张兆国等，2013；蔡春等，2013；方红星等，2016）。学术界关于盈余管理的研究成果已经相当丰富，这些研究成果也为本文提供了一定的经验借鉴。

综上所述，专家学者对环境规制和盈余管理均有了较为丰富的研究成果，但研究环境规制会对企业盈余管理产生何种影响还相对较少。因此，本文以2008-2018 沪深A 股上市公司数据作为研究样本，从实证角度探究环境规制促使企业实施盈余管理还是抑制企业实施盈余管理，研究结果显示环境规制对企业应计盈余管理和真实盈余管理均有显著抑制作用。同时，本文为了进一步探究环境规制对企业盈余管理的影响是否会因为股权性质、政府补助和机构投资者持股比例不同而存在差异，进一步按照股权性质、政府补助和机构投资者持股比例分组进行回归分析，进一步扩展了环境规制对企业盈余管理的相关研究。

二、理论分析与研究假设

环境规制指的是政府相关部门为了达到节约资源、保护环境的目的，出台一些环保政策文件对相关企业和组织进行环保约束的手段。盈余管理主要分为应计盈余管理和真实盈余管理。其中，应计盈余管理指的是企业在合法的基础上充分利用国家相关法律法规进行政策调整，进而达到调整企业盈余的目的；真实盈余管理主要指的是企业在损害企业长期发展利益和违反国家法律规定的基础上，通过在公司实行一系列的非可持续经营活动，达到调整企业盈余的目的。目前，不同领域的研究学者探究环境规制对企业盈余管理的影响时主要有以下两种观点。第一种观点，环境规制对企业盈余管理具有显著抑制作用。政府从国家治理的角度出发为了实现经济可持续发展，必须出台一系列的环保政策来减少企业对环境的破坏，而且，政府部门为了切实达到保护环境的目的，往往会发布一些强制性环境规制政策，若企业违反相关政策规定就会受到政府相关部门的处罚。因此，这类企业往往会通过更换生产设备或者改进企业生产技术的方式来达到政府设定的环保标准，这将会显著增加企业的环保投资金额，进而大幅度增加企业相关运营成本。部分学者研究表明，企业为了符合政府设定的环保标准投入了大量的资金，这类企业在后续经营中往往会严格遵守国家的相关法律法规，此时对于这类企业而言，环境规制对企业盈余管理就会有显著抑制作用。第二种观点，环境规制在一定程度上会促进企业实施盈余管理。相关学者分析认为，企业为了满足政府设定的强制型环境规制政策会采用加大研发投入从而改进公司生产工艺或者更换生产设备的方式，这将大幅度增加企业的运营成本，这类企业为了达到公司设定的收益目标往往会采用应计盈余管理或者真实盈余管理的方式来调节公司利润。综上所述，本文提出以下假设：

表1 变量及其定义

表2 描述性统计分析

假设H1a：环境规制对企业盈余管理具有显著抑制作用；

假设H1b：环境规制在一定程度上会促使企业实施盈余管理。

目前，我国企业按照股权性质划分可以分为国有企业与非国有企业。其中，国有企业与政府部门联系紧密，政府在制定相关政策时也会向国有企业倾斜，而非国有企业在政策、资金和技术等方面均不占据优势。因此，当政府实施新的强制性环境规制政策时，国有企业往往会积极采取措施来满足相关环保要求，因为这类企业有国家政策和资金扶持，并且肩负着促进就业、保护环境等社会责任，在获得政府补助资金和获得银行贷款等方面具有很大优势。而且这类公司高管大都是政府部门直接聘用，其生存发展压力和实施盈余管理调节利润的需求也要远小于非国有企业，当政府实施新的强制性环境规制政策时可能会对国有企业应计盈余管理和真实盈余管理具有显著抑制作用。而非国有企业面临着生存发展压力，在获得政府补助和银行贷款方面不具有优势，因此这类企业实施盈余管理调节利润的需求要远高于国有企业。因此，本文提出如下假设：

假设H2a：环境规制政策对国有企业应计盈余管理的抑制作用要高于非国有企业；

假设H2b：环境规制政策对国有企业真实盈余管理的抑制作用要高于非国有企业。

政府相关部门在实施强制性环境规制政策时会同时审核符合资助条件的企业，并给予这些企业一定的政府补助资金，从而缓解企业在更新产品生产技术和更换生产设备过程中遇到的资金短缺难题，有效降低企业的研发风险和边际成本。同时，政府相关部门公布补助资助清单时也会向社会公众传递一个积极信号，即这些企业具有良好的发展前景。因此，获得政府补助较多的企业在实际经营过程中会积极遵守国家相关法律法规，也会在公司技术研发和设备升级等方面投入大量的资金，从而为企业赢得良好的社会声誉，国家实行强制性环境规制政策也会显著抑制这类企业实施盈余管理。但是，对于获得政府补助资金较少或者未获得政府补助资金的企业而言，为了符合最新的环保标准在改进技术和更新设备等方面投入了大量的资金，这类企业为了达到预先设定的发展预期，可能会通过应计盈余管理或者真实盈余管理的方式来调节公司利润。基于上述分析，本文提出以下假设：

假设H3a：环境规制对获得政府补助较高企业应计盈余管理的抑制作用要高于其他企业。

假设H3b：环境规制对获得政府补助较高企业真实盈余管理的抑制作用要高于其他企业。

机构投资者与一般投资者相比专业性更强，具有更强的信息搜集和筛选能力，他们持有公司股份也会向社会传递积极信号，即该企业在未来一段时间内会有较好的发展前景。一般来说，机构投资者对大量持有未来发展前景较好企业的股票，同时也会通过增加股票占比的形式参与到企业日常经营决策活动之中，他们从自己的切身利益角度出发会对目标企业起到有效监督的作用，从而要求企业在日常经营活动中严格遵守国家相关法律法规。当政府发布新的环境规制政策时，机构投资者也会要求其持股占比较高企业加大研发资金投入力度，并且积极更换满足环保要求的相关设备。因此，在国家实行强制型环境规制政策会对这类企业应计盈余管理和真实盈余管理起到明显的抑制作用。本文基于上述理论分析，提出以下假设：

假设H4a：环境规制对机构投资者持股占比较高企业应计盈余管理的抑制作用高于其他企业。

假设H4b：环境规制对机构投资者持股占比较高企业真实盈余管理的抑制作用高于其他企业。

三、研究设计

（一）样本选取及数据来源

本文选取2008-2018 年沪深A股上市公司数据作为研究样本。同时，样本筛选过程如下：（1）剔除2008年以后上市的公司；（2）剔除金融类上市公司；（3）剔除存在异常值样本的公司；（4）剔除ST、＊ST 的公司样本。计算应计盈余管理与真实盈余管理的相关数据来自CSMAR 数据库，分组变量和控制变量相关数据来自WIND 和CSMAR 数据库。最后，为了避免极端数值对研究结论准确性的影响，本文对所有连续型变量在1%与99%分位数上进行了Winsorize处理。数据分析和处理软件为Excel 2017 和Stata 14。

表3 Pearson 相关系数矩阵

（二）主要变量定义

1.被解释变量

（1）应计盈余管理（DA）

参照Dechow 等的做法采用修正Jones 模型计算应计盈余管理（DA）。首先，利用模型（3）对样本企业数据进行回归，求得估计参数；其次，将模型（3）计算得到的估计参数代入模型（4），计算不可操控应计项目；最后，利用模型（5）计算应计盈余管理。

其中，i 表示选取的样本企业，t表示所属年份；TA 为应总计项目，表示为净收入与企业经营活动现金流量的差额；ASSET 表示公司年末资产的账面价值；△REV 表示公司每年较上年相比营业收入的增量；△AR表示公司每年较上年相比应收账款的增量；PPE 表示公司年末固定资产的账面价值；NDA 表示计算得出的不可操控应计项目。其中，DA>0 表示正向盈余管理；DA<0 表示负向盈余管理；ABS_DA 已经对DA 取绝对值，表示公司实施应计盈余管理的程度。

（2）真实盈余管理（REM）

参照Cohen 等的做法计算异常经营性现金流、异常生产成本和异常酌量性费用三个指标来衡量公司真实盈余管理（REM）。其中，模型（6）表示经营性现金流量模型、模型（7）表示生产成本模型、模型（8）表示酌量性费用模型。

表4 环境规制对企业应计盈余管理的影响

表5 环境规制对企业真实盈余管理的影响

其中，CFO 表示经营活动现金流量；ASSET 表示公司年末总资产账面价值；SALE 表示公司营业收入；△REV 表示公司每年较上年相比营业收入的增量；PROD 为公司生产成本，表示为主营业务收入和公司存货增量之和；DISX 为可自由支配支出，表示为公司销售费用、管理费用、广告费用和研发费用之和。首先，对模型（6）进行分年度、分行业回归，求出公司异常经营活动现金流（ABCFO）；然后，对模型（7）进行分年度、分行业回归，求出公司异常生产成本（ABPROD）；最后，对模型（8）进行分年度、分行业回归，求出公司异常酌量性费用（ABDISX）。Cohen 等 利 用 公 式ABS_REM1=|ABPROD-ABDISX|、ABS_REM2=|-ABCFO-ABDISX|计算公司真实盈余管理程度。

2.解释变量

参照黎文靖和路晓燕（2015）等的做法，选用企业环保投资（EPI）作为环境规制的衡量指标，主要包括资本类支出和费用类支出两大部分。其中，资本类支出主要包括环保设备更新改造支出、污染治理设备采购支出、与环保有关的相关配套设施购置与改造等支出；费用类支出主要包括排污费用以及环境管理体系认证费用等相关环保类费用支出。

表6 环境规制与盈余管理：考虑股权性质

表7 环境规制与盈余管理：考虑政府补助

3.分组变量

参 照 张 晓 东（2008） 等 的 做法，设置股权性质（Soe）、政府补助（Subsidy）、机构投资者持股比例（Institution）三个分组变量。其中，股权性质（Soe）是将企业类型分为国有企业与非国有企业，若样本企业属于国有控股则取值为1，否则取值为0；政府补助（Subsidy）是将企业当年获得的项目性政府补助、政策性政府补助和偶发性政府补助三者加总求和；机构投资者持股比例（Institution）是利用相关机构投资者持有公司股份所占的比例进行衡量。

4.控制变量

本文参照叶康涛和刘行（2011）等的做法，选取公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、资产收益率（Roa）、每股经营活动现金流量（Flow）、流动比率（Lr）、第一大股东持股比例（Top1）、权益乘数（Stock）为控制变量，具体变量定义如表1 所列式。

（三）研究设计

为了检验环境规制与企业应计盈余管理和真实盈余管理之间的关系，本文构建了以下三个实证研究模型，具体变量定义如表1。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计分析

表2 报告了本文样本数据主要变量的描述性统计结果。可以看出应计盈余管理绝对值（ABS_DA）的标准差为0.107，均值为0.062，最大值和最小值分别为5.689、0.000；应计盈余管理（DA）的标准差为0.123，均值为0.001，最大值和最小值分别为5.689、-2.575；而真实盈余管理绝对值（ABS_REM1）的标准差为0.206，均值为0.088，最大值和最小值分别为16.464、0.000；真实盈余管理绝对值（ABS_REM2）的标准差为0.104，均值为0.080，最大值和最小值分别为3.820、0.000。环境规制（Epi）的最大值为6.188，最小值为0.000，说明不同企业为了应对环境规制政策在环保投资上投入的金额存在显著差异；公司规模（Size）已经对期末总资产取自然对数，最大值、最小值和均值分别为28.520、13.076、22.251，说明选取的样本企业规模存在差异但差距不大；资产负债率（Lev）最大值、最小值与平均值分别为8.612、0.007、0.448，虽然均值小于50%，但最大值与最小值差异明显，说明选取的样本企业间整体存在资金利用不充分的状态；资产收益率（Roa）的标准差为0.140，均值为0.034，最大值和最小值分别为8.441、-6.776，说明不同样本企业间的绩效存在巨大差异；每股经营活动现金流量（Flow）最大值、最小值和均值分别为32.945、-16.345、0.401，说明不同样本企业的经营活动现金流量也存在显著差异；流动比率（Lr）最大值、最小值和平均值分别 为204.742、0.038、2.348， 从数据中可以看出选取的样本企业在Lr指标上存在显著差异且差距较大；权益乘数（Stock）最大值、最小值和均值分别为254.4480、-339.171、2.295，说明样本中存在财务杠杆率较高、财务风险较大的企业；股权集中度（Top1）最大值和最小值分别为89.990、0.290，数值差距较大，表明不同公司股权集中度存在显著性差异，部分企业存在一股独大的现象。

表8 环境规制与盈余管理：考虑机构投资者持股

（二）相关性分析

表3 主要列示了核心解释变量的Pearson 相关系数及显著性水平。 从表中可以看出，ABS_DA与ABS_REM1、REM1、ABS_REM2、REM2、ABS_ABCFO、ABS_ABPROD、ABPROD、ABS_ABDISX 显 著 正 相 关；DA与ABS_REM1、REM1、ABS_REM2、REM2、ABS_ABCFO、ABS_ABPROD、ABPROD 显著正相关。这表明公司应计盈余管理与真实盈余管理之间可能存在一定的互补关系，即一个公司采取应计盈余管理不能达到调节利润的预期目标时可能也会同时采用真实盈余管理来调节利润。ABS_REM1 与ABS_REM2、ABS_ABCFO、ABS_ABPROD、A B P R O D、A B S_A B D I S X、ABDISX 显著正相关，与REM2、ABCFO 显 著 负 相 关；REM1 与REM2、ABS_ABCFO、ABS_ABPROD、ABPROD 显著正相关，与ABS_REM2、ABCFO、ABS_ABDISX、ABDISX 显著负相关。这说明公司的真实盈余管理REM1 与REM2 可能在某种关系上存在替代关系，即当公司在利用第一种真实盈余管理方式不能达到预期调节利润目标时可能会选用第二种真实盈余管理方式来达到调节公司利润的目的。同时，表3 所示模型中各变量之间的相关系数基本都小于0.5，说明不存在严重的多重共线性问题，可进行进一步的回归检验。

（三）主检验回归分析

表4 报告了环境规制与企业应计盈余管理的回归分析结果。从表中数据可以看出，环境规制（Epi）与企业应计盈余管理程度（ABS_DA）的回归系数为-0.0678，t 值为-7.56，在1%水平上显著相关，说明环境规制对企业应计盈余管理具有显著抑制作用，初步验证了假设H1a。进一步分析发现，环境规制（Epi）与企业正向应计盈余管理（+DA）的回归系数为-0.273，t 值 为-24.54， 在1%水平上显著相关；环境规制（Epi）与企业负向应计盈余管理（-DA）的回归系数为0.0658，t 值为4.96，在1%水平上显著相关。从回归系数和显著性水平可以看出环境规制对企业正向应计盈余管理和负向应计盈余管理均有显著抑制作用，但环境规制对企业正向应计盈余管理的抑制程度要高于负向应计盈余管理。表5 报告了环境规制与企业真实盈余管理的回归分析结果。从表中数据可以看出，环境规制（Epi）与企业真实盈余管理程度（ABS_REM1）的回归系数为-0.0994，t 值为-5.57，在1%水平上显著相关，说明环境规制对企业真实盈余管理具有显著抑制作用，进一步验证了假设H1a；环境规制（Epi）与企业真实盈余管理程度（ABS_REM2）的回归系数为-0.0417，t 值 为-4.66， 在1%水平上显著相关，说明环境规制对企业真实盈余管理具有显著抑制作用，再次验证了假设H1a。进一步分析发现，当因变量为ABCFO 时，Epi的回归分析系数为负且不显著，当因变 量 为ABPROD、ABDISX 时，Epi 的回归分析系数均显著为正，说明环境规制实施后，公司在现金流方面的真实盈余管理减少了，但在生产成本和费用方面的真实盈余管理增加了。但是，当因变量为真实盈余管理ABS_REM1、ABS_REM2 时，Epi的回归分析系数均显著为负，说明环境规制实施后，公司有效降低了通过真实盈余管理操纵利润的幅度。

（四）分组检验

1.考虑股权性质下的环境规制与盈余管理

为了探究环境规制对企业盈余管理的影响是否会因为企业股权性质不同而存在差异，将主体检验按照股权性质进行划分重新进行回归，分析结果如表6 所列示。表中数据结果表明，环境规制（Epi）与国有企业应计盈余管理程度（ABS_DA）的回归系数为-0.173，t 值为-15.29，在1%水平上显著；环境规制（Epi）与非国有企业应计盈余管理程度（ABS_DA）的回归系数为-0.0589，t值为-4.06，在1%水平上显著。从回归系数和显著性水平综合分析来看，环境规制对国有企业应计盈余管理的抑制作用要高于非国有企业，验证了假设H2a。环境规制（Epi）与国有企业真实盈余管理程度（ABS_REM1、ABS_REM2）的回归系数为-0.0994、-0.0512，且均在1%水平上显著，说明税制改革的实施有效抑制了国有企业的真实盈余管理行为；环境规制（Epi）与非国有企业真实盈余管理程度（ABS_REM1、ABS_REM2）的回归系数分别为-0.0616、0.0169，前者在1%水平上显著、后者则不显著，表明税制改革的实施对非国有企业真实盈余管理行为的抑制左右较弱，甚至没有抑制作用。综上所述，环境规制对国有企业真实盈余管理的抑制作用要更加显著，验证了假设H2b。

2.考虑政府补助下的环境规制与盈余管理

为了探究环境规制对企业盈余管理的影响是否会因为政府补助不同而存在差异，将主体检验按照政府补助高低进行划分重新进行回归，分析结果如表7 所列示。表中数据结果表明，环境规制（Epi）与政府补助较高企业应计盈余管理程度（ABS_DA）的回归系数为-0.169，t 值为-13.24，在1%水平上显著；环境规制（Epi）与政府补助较低企业应计盈余管理程度（ABS_DA）的回归系数为-0.0691，t 值为-5.23，在1%水平上显著。从回归系数和显著性水平综合分析来看，环境规制对政府补助较高企业应计盈余管理的抑制作用要高于其他企业，验证了假设H3a。环境规制（Epi）与政府补助较高企业真实盈余管理程度（ABS_REM1、ABS_REM2）的回归系数分别为-0.102、-0.0371，且均在1%水平上显著；环境规制（Epi）与政府补助较低企业真实盈余管理程度（ABS_REM1、ABS_REM2）的回归系数分别为-0.109、-0.0396，均在1%水平上显著。从回归系数和显著性水平综合分析来看，环境规制对政府补助较低企业真实盈余管理的抑制作用要高于其他企业，拒绝了假设H3b。综上所述，环境规制对政府补助较高企业应计盈余管理的抑制作用要高于其他企业，但环境规制对政府补助较低企业真实盈余管理的抑制作用要高于其他企业。

3.考虑机构投资者持股下的环境规制与盈余管理

为了探究环境规制对企业盈余管理的影响是否会因为机构投资者持股比例不同而存在差异，将主体检验按照机构投资者持股占比进行划分重新进行回归，分析结果如表8 所列示。表中数据结果表明，环境规制（Epi）与机构投资者持股占比较高企业应计盈余管理程度（ABS_DA）的回归系数为-0.0466，t 值为-3.68，在1%水平上显著；环境规制（Epi）与机构投资者持股占比较低企业应计盈余管理程度（ABS_DA）的回归系数为-0.0245，t 值为-1.91，在10%水平上显著。从回归系数和显著性水平综合分析来看，环境规制对机构投资者持股占比较高企业应计盈余管理的抑制作用要高于其他企业，验证了假设H4a。环境规制（Epi）与机构投资者持股占比较高企业真实盈余管理程度（ABS_REM1）的回归系数为-0.159，t 值为-3.57，在1%水平上显著；环境规制（Epi）与机构投资者持股占比较低企业真实盈余管理程度（ABS_REM1）的回归系数为-0.119，t 值为-6.30，在1%水平上显著。从回归系数和显著性水平综合分析来看，环境规制对机构投资者持股占比较高企业真实盈余管理的抑制作用要高于其他企业，验证了假设H4b。环境规制（Epi）与机构投资者持股占比较高企业真实盈余管理程度（ABS_REM2）的回归系数为-0.0656，t 值 为-4.07， 在1%水平上显著；环境规制（Epi）与机构投资者持股占比较低企业真实盈余管理程度（ABS_REM2）的回归系数为-0.0572，t 值 为-4.81， 在1%水平上显著。从回归系数和显著性水平综合分析来看，环境规制对机构投资者持股占比较高企业真实盈余管理的抑制作用要高于其他企业，再次验证了假设H4b。

（五）稳健性检验

为了检验本文研究结论的准确性，利用下列方法进行了稳健性检验。利用琼斯模型重新计算应计盈余管理相关数据，参照Roychowdhury 等（2006）的做法将真实盈余管理指标定义为ABS_REM=|ABCFO+ABPR OD+ABDISX|，将重新计算的应计盈余管理和真实盈余管理指标重新代入模型进行回归分析。回归结果表明，环境规制对企业应计盈余管理和真实盈余管理均有显著抑制作用，与文章主体回归结果基本一致。

五、研究结论

目前，环境规制和盈余管理均有了较为丰富的研究成果，但研究环境规制会对企业盈余管理产生何种影响还相对较少。因此，本文以2008-2018 沪深A 股上市公司数据作为研究样本，从实证角度探究环境规制对企业实施应计盈余管理和真实盈余管理具有促进作用还是抑制作用，研究结果显示，环境规制对企业应计盈余管理和真实盈余管理均有显著抑制作用。同时，本文为了进一步探究环境规制对企业应计盈余管理和真实盈余管理的影响是否会因为股权性质、政府补助和机构投资者持股比例不同而存在差异，进一步按照股权性质、政府补助和机构投资者持股比例分组进行回归分析，进一步扩展了环境规制对企业应计盈余管理和真实盈余管理的相关研究。最后，变换应计盈余管理和真实盈余管理的计算方法，利用变换方法求出的盈余管理数据再次进行回归分析检验，实证分析得出的结果基本与主体检验保持一致，显示本文研究结论具有一定的稳健性。