外部盈利压力与企业盈余管理——基于创业板上市公司的实证检验

张月玲，李少君

(山东科技大学 经济管理学院，山东 青岛 266590)

一、引言

会计信息作为公司财务状况和经营成果的重要载体，是公司内外部利益相关者了解企业真实状况从而进行投融资决策的重要依据。但公司管理当局出于某些私人利益，在披露会计信息时会进行盈余管理[1，2]。目前，公司管理层主要通过两类方式进行盈余管理，一类是应计盈余管理，另一类则是真实盈余管理。前者有目的地操纵财务报告，可能造成资本市场上的逆向选择，但实质上没有改变企业的现金流，所以没有对经营业绩造成长期影响；后者是一种真实改变企业经营决策的调节方式，不仅改变企业的现金流，而且通过牺牲未来利益换取当期利润，减损公司价值，对企业的破坏性大。总而言之，以上两类盈余管理方式违背了稳健性和真实性的会计信息质量要求或企业财务管理的首要目标，损害其他利益相关者的利益。因此，如何控制盈余管理是会计界长期关注的话题。目前研究企业盈余管理的文献主要集中在探讨公司内部治理与盈余管理的关系，尤其偏重于围绕管理者特性对盈余管理的影响[3]，鲜有以资本市场期望等外部因素为视角对管理层进行盈余管理的研究。尽管已有学者进行资本市场上分析师期望(即证券分析师的盈利预测)对企业盈余管理影响的研究[4]107，但是缺乏以管理者对实现公司外部利益相关者期望难易程度的感知(如外部盈利压力)为出发点对盈余管理影响的相关研究。为此，本文通过研究外部盈利压力与企业盈余管理以填补相关空白。

外部盈利压力能够影响企业的盈余管理。原因在于，一方面，管理者在面对外部以分析师为主的盈利预测与公司内部盈利预测差距所导致的外部盈利压力时，出于任期、薪酬、声誉等私利考虑，为了维持或提高公司股价，获得好的市场表现，希望通过调节公司当前的业绩水平以迎合外部市场期望。已有文献表明，在外部盈利压力下，管理层会通过报表调整、削减外部投资、减少并购等牺牲股东未来利益的行为来缓解外部盈利压力[5-7]。另外，管理者还可能通过减少广告支出、研发投入等内部费用的方式来提升短期绩效。基于此，本文将这种作用机制称为“迎合机制”。另一方面，外部盈利压力对盈余管理并非只有促进作用。企业外部参与者主要通过解读公司公开披露的数据进行盈利预测。若这些会计数据是过度盈余管理后的低质且过于美化的数据，那么外部参与者的期望结果不仅会增加企业管理者未来的业绩压力，还会埋下投资者对管理层失去信任，进而导致股价下跌的隐患以及投资者诉讼的风险。因此，在外部盈利压力下，管理层势必会权衡利弊更加谨慎，减少损害公司长远利益的短视行为[8]，从而压制盈余管理[9]21，提升企业信息透明度[10]。基于此，本文将这种作用机制称为“压制机制”。

另外，是否存在其他因素对外部盈利压力与企业盈余管理之间的关系产生影响？本文着重关注信息不对称程度和高管二职合一对上述关系的影响。信息不对称既是盈余管理的来源，也会通过影响外部盈利期望的精确度从而影响外部盈利压力，那么，信息不对称程度的高低是否会对外部盈利压力与盈余管理之间的关系产生影响？另外，现代企业经理人和委托人两职分离的特点使得经理人有隐瞒信息的操作空间，那么经理人和主要委托人二职合一，即企业的CEO同时兼任董事长，是否会影响外部盈利压力与盈余管理之间的关系？

基于上述分析，本文选取2013—2018年我国A股创业板上市公司为初始研究样本，探讨外部盈利压力对企业盈余管理的影响，并进一步以信息不对称和高管二职合一为调节变量，探讨其作用于外部盈利压力与企业盈余管理两者关系的效果。根据实证结果可以得出，外部盈利压力对真实盈余管理起负向影响，即外部盈利压力越大，企业管理层越倾向于减少真实盈余管理，说明在创业板上市公司中，外部盈利压力对真实盈余管理的作用机制主要为压制机制。进一步研究发现，信息不对称会抑制外部盈利压力对真实盈余管理发挥的压制影响，并随着信息不对称程度加大，逐渐转化成迎合机制。此外，实证结果还证明，与CEO兼任董事长的公司相比，CEO没有兼任董事长的公司，外部盈利压力与真实盈余管理之间的负相关性更强且显著，这表明只有二职分离才能有效发挥外部盈利压力的压制影响。但是，实证检验没有得到支持外部盈利压力对应计盈余管理的压制影响的证据。综上，外部盈利压力通过压制机制和迎合机制两种机制对创业板上市公司的真实盈余管理行为产生影响。

本文主要有以下贡献：第一，从外部盈利压力的视角出发，对创业板上市公司两类盈余管理行为进行全面研究，并识别出外部盈利压力对企业盈余管理行为的具体作用机制，丰富了企业盈余管理的现有研究成果；第二，结合信息不对称和高管二职合一两因素的调节作用，为控制企业盈余管理，提升上市公司会计信息质量提供对策建议。

二、理论分析与研究假设

(一)外部盈利压力与企业盈余管理

1.迎合机制

对于上市公司而言，外部投资者与公司内部治理息息相关。投资者主要通过公司公开披露的会计信息了解公司的财务状况和经营成果，作出投资决策，最终影响公司股票价格。相应的，公司管理者出于任期、薪酬、声誉等多方面的私人考虑，会采取一系列措施来防止股价下跌。在我国资本市场上，中小投资者占多数，相对于专门的机构投资者，他们专业知识比较缺乏，大部分依赖于证券分析师的盈利预测结果来调整自身对上市公司业绩的期望。一般而言，分析师队伍普遍具备相关知识背景，拥有优越的信息收集途径，并擅长结合公司的历史信息以及股票市场信息对上市公司进行盈利预测。因此，分析师的盈利预测结果被认为是市场预期的一个典型的替代变量。换句话说，分析师对公司业绩的期望与企业内部经营期望的差值是外部盈利压力的来源。因此，公司管理者会参考分析师的盈利预测，来判断市场参与者对公司的业绩期望。但分析师的预测行为普遍存在“乐观偏向”和“羊群效应”，即分析师为了提高自身的声誉以及获得更多的利益，会迎合投资者的先验信念，在股市高涨时，高估上市公司未来的盈余，同时在预测时考虑市场上其他参与者的平均看法[11，12]，这会导致公司管理者承担更大的外部盈利压力。在这种情况下，公司管理层会采取多种方式满足外部市场期望。比如，一些管理者通过增加披露负面消息，或者发布公司盈利预测指引，对外部市场期望进行印象管理[13]。除此之外，公司管理者在外部盈利压力下可能通过盈余管理来“装饰”业绩。

如前所述，盈余管理主要有应计盈余管理和真实盈余管理两类方式。应计盈余管理仅通过会计手段就可以实现，比如对收入或者费用确认时点的调整，不需要构建真实经济交易，操作难度较小，当管理层面临外部盈利压力，不可避免产生通过直接操纵会计盈余来获取私利的机会主义行为动机。相对于达不到分析师盈利预测引起的股价波动并随之产生的对管理层不利的影响，仅利用会计政策、会计记录对会计数据的调整就能够消除影响，这对于管理层有着很大诱惑。因此，在外部盈利压力下，管理层很可能运用应计盈余管理操纵短期业绩。

对于真实盈余管理，常见的方式有减少酌量性费用支出、股份回购等真实的经济交易活动，虽然该行为改变原有的财务决策，但管理者改变经济活动实质上并没有违反会计准则。当管理者面对外部盈利压力时，比起无法确定收益和风险的如研究开发活动、职工培训等面向未来的酌量性费用支出，无论出于自保或者私利，管理者更会选择通过真实盈余管理，提高短期绩效，减小与分析师盈利预测期望值的差距。并且相较于应计盈余管理，真实盈余管理操作更具有隐蔽性。据此，本文提出如下假设：

假设1a：外部盈利压力对应计盈余管理起正向影响(迎合机制居于主导地位)。

假设1b：外部盈利压力对真实盈余管理起正向影响(迎合机制居于主导地位)。

2.压制机制

外部盈利压力对企业盈余管理并非只有促进作用，相反，它也可能有效约束企业进行盈余管理。对于资本市场上的中小投资者来说，他们往往抱着“搭便车”的心理，不愿意付出过多成本精力去获得高质量的会计信息[14，15]，这种现象为管理者通过应计盈余管理操纵会计业绩提供了可能。但是，随着证券分析师在中国资本市场上地位的日益提高，他们在缓解信息不对称、改善公司治理方面都起着重要的作用。他们不仅掌握企业提供的间接资料，还从其他途径全面收集与企业相关的信息，从而对公司的经营状况进行深度解读和预测。分析师凭借其专长，有能力鉴别公司会计信息的真实性和可靠性，并发布盈余研究报告，增加了证券市场上知情交易者的比例，对公司应计盈余管理具有明显的抑制作用[16]。换句话说，分析师预测结果是对公司应计项目设定了预测期望，管理层的应计盈余管理行为变得透明化，从而导致应计盈余管理对缓解外部盈利压力效果不明显[17]。另外，如果提供过度盈余管理的会计信息，会进一步降低分析师预测的准确性，使得管理层自身面临承担过重业绩压力的风险。因此，管理层在面临外部盈利压力时，可能减少应计盈余管理。

同时，在证券分析师的引领下，投资者不仅关注企业短期业绩，也会关注企业盈余的可持续性。对于真实盈余管理，由于其调节方式实施的时间周期比较长，调整幅度和实现时间都不好把握，因此，在分析师的重点监督下，企业的真实盈余管理会被约束。对于公司管理层，盈余管理尤其是损害公司价值的真实盈余管理被分析师曝光的成本远高于盈余管理所获得的收益，该行为会导致投资者对公司业绩以及公司管理层的不信任，进而造成公司股价下降。外部盈利压力下，管理者不敢轻易施行真实盈余管理来加剧外部对企业未来盈利能力不信任的风险。另外，与一般投资者不同，管理者更清楚真实盈余管理对企业长远发展会造成多大程度的伤害，对真实盈余管理的使用比较谨慎，尤其是这种盈余管理方式对迎合分析师预测的作用有限[4]102。本文认为，企业在外部盈利压力下可能减少真实盈余管理。据此，提出如下假设：

假设2a：外部盈利压力对应计盈余管理起负向影响(压制机制居于主导地位)。

假设2b：外部盈利压力对真实盈余管理起负向影响(压制机制居于主导地位)。

(二)信息不对称和高管二职合一的调节作用

1.信息不对称的调节作用

一方面，从信号传递视角来看，信息不对称程度对分析师盈利预测的结果产生显著影响。当信息不对称程度越高，分析师预测结果的准确性越低，很可能会使分析师盈利预测值与企业内部的经营期望值差距进一步拉大，管理者越难实现外部市场期望，外部盈利压力提高。进而，企业管理层为了满足外部市场期望，就会提高盈余管理。同时，信息不对称程度的提高降低了分析师鉴别企业披露信息可靠性的准确度，管理层的顾虑会有所下降，外部盈利压力的压制作用被削弱。另一方面，从理性人视角来看，盈余管理产生的重要前提就是企业内部管理者与外部投资者之间存在信息不对称，而这种信息不对称的情况为管理者进行盈余管理提供了操作空间。当信息不对称程度越高，管理者基于自身的利益发生机会主义行为的可能性越高。但是应计盈余管理基于应计项目的操纵即使在信息不对称的情况下也较易识别，而真实盈余管理的隐蔽性，使得其在信息越不对称的情况下，可操纵的可能性提高。因为管理层可以轻易通过隐瞒重要信息进行真实盈余管理，或者直接在日常经营活动中实施。基于上述分析，我们提出如下假设：

假设3a：信息不对称有限调节外部盈利压力对应计盈余管理的影响。

假设3b：信息不对称正向调节外部盈利压力对真实盈余管理的正向影响，或负向调节外部盈利压力对真实盈余管理的负向影响。

2.高管二职合一的调节作用

基于理性人视角，CEO兼任董事长可以直接施压于董事会，实际上相当于扩大了CEO对公司的实际控制权。因此，管理层会拥有更大的自由度通过盈余管理来追逐个人利益。基于风险承担视角，CEO兼任董事长，公司风险承担水平越高[18]，CEO更富有冒险精神[19]，相应地更乐观低估盈余管理承担的成本，盈余管理发生的可能性也会随之增加，进而导致外部盈利压力对盈余管理的约束被抑制。高管二职分离的情况则相反，由于董事会的压力，部分遏制了管理层的利己行为，能够在一定程度上减少管理层在各个环节进行操纵的空间[20]，CEO不兼任董事长，风险承担水平比较低，管理层不敢承担两类盈余管理可能带来的坏的后果。根据上述分析，我们提出如下假设：

假设4：迎合机制在高管二职合一的公司中影响更显著，相反，压制机制在CEO和董事长二职分离的公司中的作用更显著。

三、研究设计

(一)研究样本

本文选取2013—2018年我国深市A股创业板上市公司为研究对象。本文涉及的相关数据来自于国泰安数据库和手工收集。为确保数据的可靠性，本文对于收集的数据进行如下筛选和处理：(1)剔除外部盈利压力相关数据及存在财务数据缺失值的样本；(2)剔除缺少信息不对称指标的样本；(3)为消除极端值的影响，对除虚拟变量以外的所有连续变量进行了1%和99%的Winsorize处理。最终，本文得到681个公司的年度观测值。

(二)变量说明

1.被解释变量

(1)

其中，TA为总应计数，为当期净利润减去当期的经营活动现金流量；ASSET代表总资产账面价值；ΔSALE表示营业收入的增量；PPE为固定资产净额。

其次，用估计的参数来计算不可操纵应计利润，ΔAR表示应收账款的增量，即为：

(2)

最后，得到可操纵应计利润DAi,t如下：

(3)

(2)真实盈余管理(REM)。目前普遍采用的是Roychowdhury(2006)的做法，通过分别计算经营活动的异常现金流ABcfo、异常生产成本ABprod和异常酌量性费用ABdisx得到真实盈余管理。

(4)

(5)

(6)

其次，用估计的参数来计算正常现金流、正常生产成本以及正常酌量性费用。

最后，得到真实盈余管理REMi,t如下：

REMi,t=ABprodi,t-ABcfoi,t-ABdisxi,t

(7)

2.解释变量

(8)

其中，ΔEPS为每股收益变动额，P为年末股票收盘价，CRET为日累计超额收益率，从公司第t年年报公布1个交易月后至第t+1年年报公布前1个交易月累计计算。

其次，运用普通最小二乘法，根据估计系数计算每股收益的期望变动额(E[ΔEPSi,t+1]),计算公式如下：

(9)

再次，第t+1年的潜在每股收益等于第t年的每股收益加上第t+1年的每股收益的预计变动额，计算公式如下：

PotentialEPSi,t+1=EPSi,t+E[ΔEPSi,t+1]

(10)

最后，用当年分析师发布的关于公司每股收益预测平均值作为资本市场绩效预期，计算公式如下：

EP=Fi,t+1-EPSi,t+1

(11)

3.调节变量

(1)信息不对称程度(Amihud)。借鉴谢震和艾春荣[24]的做法，采用Amihud非流动性指标来衡量信息不对称程度，股票i在第t年的非流动性计算公式为：

(12)

其中，Di,t表示股票i在第t年一共有多少的交易天数，Ri,t,n是股票i在第t年的第n个交易日的相对应股票收益率，Vol表示该股在当年当日相对应的交易量。Amihud的数值越大，则代表信息不对称程度越高。

(2)高管二职合一(Duality)。当CEO同时担任董事长时，该指标取值为1，否则为0。

4.控制变量

参考已有文献研究成果[25]，本文控制了如下变量：公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、资产报酬率(ROE)、营业收入增长率(Growth)、应收账款周转率(Turnover)、股权制衡度(Top)和产权性质(Equity)。此外，本文进行实证检验时加入了年度虚拟变量(Year)和行业虚拟变量(Industry)，控制年度和行业效应。本文变量定义见表1。

表1 变量定义

(三)实证模型

为了检验外部盈利压力对盈余管理的影响，本文构建了模型(13)。在模型(13)的基础上加入外部盈利压力和信息不对称的交互项，构建模型(14)，以此验证外部盈利压力和信息不对称的调节作用对盈余管理的影响。

DA/REM=β0+β1EP+β2Size+β3Lev+β4ROE+β5Growth+β6Turnover

+β7Top+β8Equity+∑Year+∑Industry+μ

(13)

DA/REM=β0+β1EP+β2EP×Amihud+β3Amihud+β4Size+β5Lev+β6ROE

+β7Growth+β8Turnover+β9Top+β10Equity+∑Year+∑Industry+μ

(14)

此外，温忠麟等[26]提出，当调节变量为类别变量时，应该做分组回归分析，故针对假设3，本文将进行分组回归检验。

四、实证分析与结果

(一)描述性统计分析

有关主要变量的描述性统计如表2所示。其中，应计盈余管理DA的均值为0.016，真实盈余管理REM的均值为-0.031。由此表明，在一定程度上，我国创业板公司进行正向应计盈余管理以及负向真实盈余管理，管理层进行真实盈余管理程度略大于应计盈余管理的实施程度；外部盈利压力EP的均值为0.181，最小值为-1.112，最大值为1.868，可以看出我国创业板公司受到的外部盈利压力存在明显差异，外部市场期望准确性低；Amihud的均值为0.043，最小值为0.001，最大值为1.864，说明上市公司信息不对称的现象普遍存在。另外，我国创业板公司大多数是CEO和董事长二职分离的情况。

表2 主要变量的描述性统计

(二)相关性分析

主要变量的相关系数矩阵如表3所示。从表3可见，外部盈利压力EP与真实盈余管理REM显著负相关，初步验证了假设1b，即外部盈利压力对真实盈余管理的作用机制符合压制机制，但与应计盈余管理DA相关性不显著。调节变量信息不对称Amihud与应计盈余管理DA、真实盈余管理REM相关性不显著。此外，信息不对称Amihud与外部盈利压力EP显著负相关，反映信息不对称程度越低，企业面临越大的外部盈利压力，这与上文分析正好相反。原因可能在于我国证券分析师预测时普遍存在的乐观倾向，反而加大了企业的盈利压力。另有研究表明，分析师在盈利预测时会参考“行业分析资料”[27]，相较于行业水平，会进一步提高对企业盈利预期。同时，从表3中可以发现，解释变量两两之间的相关系数均小于0.5，这表明解释变量之间没有存在严重的多重共线性问题。

表3 主要变量相关系数表

(三)回归分析

表4是外部盈利压力、信息不对称与盈余管理之间的多元回归分析结果。外部盈利压力对企业盈余管理影响的回归结果见表4的第(1)和(3)列。结果表明，外部盈利压力EP对应计盈余管理DA的影响不显著，外部盈利压力EP与真实盈余管理REM显著负相关，表明在控制其他影响因素的情况下，外部盈利压力越大，企业越不会进行真实盈余管理，很好地支持了前文分析的压制机制。其主要原因在于相较其他板上市公司来讲，创业板公司大多成立时间较短、规模较小，更容易受到分析师预测的影响，其损害公司利益被曝光的成本高于进行真实盈余管理获得的收益，甚至埋下企业股价崩盘的隐患，因此作为管理层会更谨慎地进行真实盈余管理；相较于外部盈利压力对真实盈余管理的显著性，其与应计盈余管理的结果不显著，这可能是因为在创业板公司中，外部盈利压力对于应计盈余管理所产生的迎合机制与压制机制的影响“势均力敌”，从而导致结果不显著。

信息不对称对外部盈利压力和盈余管理关系影响的回归结果见表4的第(2)和(4)列，外部盈利压力EP与应计盈余管理DA的系数依旧不显著，与真实盈余管理REM的系数在5%的水平上显著为负，这与上文研究结论一致。外部盈利压力与信息不对称的交互项EP×Amihud的系数在10%水平上显著为正，说明信息不对称会抑制外部盈利压力在创业板公司中对真实盈余管理发挥的压制作用，支持了假设3b。原因在于，虽然一定程度上，信息不对称程度的提高可能会导致企业面对的外部盈利压力水平下降，但同时提升了企业管理层进行真实盈余管理的操作空间，最终强化了外部盈利压力对真实盈余管理的促进作用。

表4 外部盈利压力、信息不对称与盈余管理

上文研究已表明外部盈利压力与真实盈余管理负相关的关系，回归结果反映了对于创业板上市公司来讲，外部盈利压力压制机制的影响大于迎合机制。在考察高管二职合一对外部盈利压力与盈余管理之间关系的影响时，由于外部盈利压力与应计盈余管理不显著，接下来只讨论真实盈余管理。因为CEO是否兼任董事长决定了他们对公司的控制权，所以很大程度上外部盈利压力对高管权力程度不同的企业发挥效果不同。为此，我们按照CEO是否兼任董事长将样本进行划分，然后进行OLS回归，结果见表5。

从表5中可以看到，在CEO不兼任董事长的创业板上市公司中，外部盈利压力EP的系数显著为负，当外部盈利压力提升时，会约束0.057的真实盈余管理。在CEO兼任董事长的创业板公司中，随着管理层的控制权和承担风险水平的提高，他们进行盈余管理的动机加强，这减弱了外部盈利压力对真实盈余管理的约束能力，从表5中可以看到，外部盈利压力EP的系数绝对值减小，而且不再显著，很好地支持了压制机制在高管二职分离的创业板上市公司中更显著的假定，但迎合机制在高管二职合一的公司中作用更显著的假设没有得到支持。

表5 高管二职合一对压制机制的调节作用分析

(四)稳健性检验

本文的研究表明，外部盈利压力在一定程度上有效抑制了公司真实盈余管理。为进一步保证文章结论的可靠性，对衡量真实盈余管理变量的指标进行替代检验，将被解释变量替换为异常生产成本与异常酌量性费用的差值，再次对假设1—3进行OLS回归检验，研究结果与本文结论保持一致。

五、研究结论与启示

(一)研究结论

本文利用2013—2018年我国深市A股创业板上市公司的数据，研究了外部盈利压力对盈余管理的影响，并探讨了信息不对称以及高管二职合一对两者关系的影响。实证结果表明，外部盈利压力对真实盈余管理有两种作用机制——迎合机制和压制机制。首先，外部盈利压力对真实盈余管理起负向影响；其次，随着公司信息不对称程度的提高，外部盈利压力与真实盈余管理之间的负相关性减小，压制机制逐渐被迎合机制替代；此外，外部盈利压力与真实盈余管理的负相关性仅在CEO不兼任董事长的公司中显著。但是对于创业板公司，外部盈利压力与应计盈余管理之间并不存在显著的相关性。

(二)研究启示

本文的研究具有一定的实践意义。由于盈余管理作为管理层谋取私人利益的手段，会导致资本市场上的逆向选择，抑或通过牺牲未来利益换取短期业绩，损害公司长期价值。因此，研究如何约束盈余管理是很有必要的。本文主要研究启示是：适当的外部盈利压力可以约束经理层进行真实盈余管理的行为，对公司的长期业绩有益。但本文研究结果也表明，信息不对称会抑制外部盈利压力发挥压制作用，为此要进一步规范我国上市公司的会计信息披露制度，提高信息披露质量，降低公司内外部利益相关者信息不对称的程度，从而使得外部盈利压力能够有效发挥压制作用；同时，企业要谨慎分析师预测的乐观偏差，进一步增强分析师的分析预测水平，使其充分发挥资本市场上的信息中介作用。此外，实证研究结果还表明，CEO和董事长二职分离的企业，外部盈利压力能够有效减少管理层的真实盈余管理，侧面反映了控制企业高管权力的必要性。如果管理层权力过大，会使其自利行为的动机及程度提高，进而损害外部利益相关者以及公司自身的利益。