管理层效率与盈余质量的实证研究_盈余

　　摘要：本文研究了我国上市公司中管理层效率与盈余质量的关系。结果表明，在中国资本市场中管理层效率确实影响着公司披露的盈余质量，同成熟市场的经验结果相反，中国公司里存在着管理层效率越高，盈余质量反而更差的奇怪现象。这说明中国公司较高效率的管理层更可能操控盈余披露信息，意味着公司治理和信息披露机制可能存在激励缺失问题，结论对完善公司治理和透明信息披露具有重要的政策含义。
　　关键词：管理层效率 盈余质量 面板数据 广义最小二乘法
　　
　　一、引言
　　会计盈余数字能够向投资者传递信息，提供高质量会计盈余的公司相对能够吸引更多的资金，从而降低公司融资成本；而会计盈余的高质量使公司与投资者之间保持信息渠道的畅通，降低了投资者的信息成本，这有助于资本市场的健康发展。在中国上市公司中，不同效率的管理层提供的财务报告盈余质量会不同吗？不同的话又呈现什么样的特征呢？其背后更深层次的原因又何在呢？这对完善我国转轨经济加新兴市场环境下的上市公司治理有什么样的启发呢？本文使用数据包络方法刻画上市公司管理层效率，使用连续累计三年的回归残差后的标准差作为盈余质量的代理变量，检验了我国证券市场中两者的关系，试图从经验意义上对这些问题做出一些探索和回答，为未来会计信息披露制度的设计和完善提供一定的政策参考。
　　二、研究设计
　　（一）研究假设 大量关于盈余质量的经验研究主要检验了公司特有属性的影响，如管理层持股的盈余质量反应（Warfield等，1995；Gabrielsen 等，2002；Phman Limpaphayom，2003）；股权结构对财务信息质量的影响（SamHan，2005）；Dechow和Dichev（2002）发现对于那些规模较小、本期损失较大、现金流和销售波动较大、营业周期较长的公司，盈余质量相应较差；在公司基础架构层面，Klein（2002）发现拥有更独立的董事会成员的公司应计的质量也更高，Ashbaugh-Skaife等（2006）和Doyle等（2006）发现拥有较弱的内部控制的公司盈余质量也较差；在公司经理层特征上，Francis等（2006）研究了盈余质量与CEO声誉的关系，结果表明美国公司中导致较低盈余质量的更可能是公司所处常变的经营环境和公司内在属性而非CEO声誉。不过，Bertrand和Schoar（2003）的研究表明，经理们确实能影响他们管理的公司，公司决策可以反映出经理们的不同风格，或者说公司经理们确实影响着公司的各种选择；Richardson等（2004）发现董事会成员的固定效应与公司治理，财务政策，披露政策等确实有联系。在国内关于盈余质量的经验研究方面，学者们从诸多方面研究了对盈余质量的影响，如控股股东或股权结构（王化成、佟岩，2006；林峰，2006；冯瑛，2007；周晓苏、张继袖、唐洋，2008）、董事会特征（冯瑛，2007；王妍玲，2007；王兵，2007；吴清华、王平心，2007）、高层管理人员持股（毛洪安，2008）、宽泛意义上的公司治理状况（刘立国、杜莹，2003；史忠党，2005；赵景文，2006；王琦，2006；潘玉林，2007；黄强，2007）、审计特征（蔡春、黄益建、赵莎，2005；翟华云，2006；董南雁、张俊瑞，2007）等公司特有属性的影响，对于管理层效率与盈余质量的关系研究尚较空乏，可能是由于合理的管理层效率的替代变量并不容易解决。正常情况下成熟市场中高效率的管理层倾向披报较高质量的盈余信息，这一理论也获得了经验证据证明（Peter、Baruch和Sarah，2006）。但这一结论是基于良好机制――正常披报――盈余质量结果这一范式而得出的，如果缺乏足够的激励机制，如处于转轨经济加新兴市场环境的中国上市公司所面临的制度背景下，这一范式并不必然成立。因为声誉、职业前景和薪酬合约等激励管理层披露较高质量盈余信息的这些因素作用在中国市场中可能十分有限，首先，我国正处于经济转型阶段，国有股权在公司所有权结构中仍占有庞大比重（刘芍佳等，2003），本文的样本期间这一特征更为突出；其次，中国上市公司中尚未形成公开、合理、竞争选择管理层的聘任机制（沈艺峰等，2009），特别是国有上市公司管理层，的聘任远远谈不上市场化。行为更注重政治前途、行政特权、在职消费等方面；民营公司管理层则由于中国经理人市场的远不成熟而同样受到掣肘；最后，管理层薪酬与公司市价远远脱节，股票期权在管理层薪酬所占比重太小，并不能足以激励其在业绩和信息披露上尽心尽责，当然这一点与资本市场效率也相联系。换句话来说，在生产经营和财务上具有较高效率的管理层，在估计本公司某期间的应计水平也相对有优势，从本质上说对会计盈余中异常应计项目（Abnormal accruals）的操控能力越强，如果对管理层的激励不足，较高效率的管理层相对于较低效率的管理层，作为代理方，为自身利益更多地操控会计盈余中异常应计项目其实是应有之义，这意味着较高效率的管理层报告的会计盈余中的异常应计项目因之而具有较差的可预测性，从而会计盈余中的风险越高，盈余质量越差。一个公司选定管理层后，在不对称信息的常态下，这种道德风险可能是无法杜绝的。基于以上分析，本文提出以下假设：
　　H:在中国上市公司中，其他条件相同的情况下，较高效率的管理层具有较大的操控能力，披露的盈余质量较差。
　　（二）样本选取和数据来源 由于我国1998年才公布实施现金流量表，而从2005年开始并主要在2006年完成的股权分置改革具有重大的制度背景变更，因此选取1998年至2006年在上海和深圳股票交易所上市的所有发行A股上市公司为初选样本，样本数据来自国泰安CMSAR数据库和CCER中国上市公司治理数据库。金融行业公司由于其经营特殊性和成本结构的显著差异被剔除，由于采用的是平衡面板数据，缺失变量值的公司加以删除，又基于下文模型需要前后三期经营活动现金流（CFO），因此每一个公司年（firm year）的回归残差至少需要连续三年的数据，而盈余质量（EQ）的计算基于连续三年残差的标准差，所以，一个公司年EQ的计算至少需要同一家公司连续5年的相关数据。最后得到的是2001年至2005年776家公司连续5年的3880个样本（公司年），在统计检验和回归分析前对相应变量分布于1%和99%的极端值作了Winsorize处理。基础数据使用Excel处理，面板数据的统计检验和回归分析使用STATA 8.0统计软件处理。
　　（三）变量定义和模型构建 本文的盈余质量是被解释变量，公司投入产出效率得分即管理层效率作为解释变量。（1）盈余质量。盈余质量（Earnings Quality，下称EQ）是被解释变量，代表各公司当年盈余质量。借鉴Francis等（2005）的盈余质量计算方法，本文采用经调整后的Dechow和Dichev模型计算异常应计利润：?驻WCj,t=?茁0 +?茁1 CFOj,t-1+?茁2 CFOj,t+?茁3 CFOj,t+1+?茁4?驻REVj,t+?茁5PPEj,t+?着j,t式中， ?驻WCj,t 是公司j在t年营运资本应计的变化，用公式?驻应收账＋?驻存货－?驻应付账－?驻应交税＋?驻其他流动资产计算得出；CFOj,t等于第t年公司j现金流量表中经营活动现金流净额；?驻REVj,t为公司j在第t-1与t年主营业务收入的变化；PPEj,t为公司j第t-1与t年的平均固定资产总额，残差?着j,t 实际就代表了流动应计不能匹配现金流的程度。由模型（1）作按年截面回归得到每年每家公司的残差（residuals），然后计算每家公司从第t-2年到第t年残差的标准差，从而得到所需的各年每家公司的盈余质量矩阵（Earning quality metric）：EQj,t =?滓（vj）t ，该盈余质量矩阵表示公司j在第t年的盈余质量，其值越大，表示在最近3年中会计盈余中异常应计项目（Abnormal accruals）波动越强，说明会计盈余中的风险越高，盈余质量越差。（2）管理层效率。本文使用数据包络分析（Data Envelopment Analysis，下称DEA）方法来生成管理层效率（Efficiency Score，下称Escore）的得分。对1998年至2006年我国上市公司的相应资料使用EMS version 1.3软件进行分年度分行业的效率评分，首先分年度对�一年所有上市公司按13个行业分类进行DEA评分，然后找出所需的2001年至2005年776个数据完整的样本公司，各公司所得的评分用以刻画相对将投入转换成收入的效率，也就是管理层的能力。由于本文主要考察的是在中国上市公司中，管理层效率是否影响盈余质量，能干的高管团队是否倾向提供更高盈余质量的财务报告，那么上市公司管理层能力的近似刻画量度是否合理就直接决定了结论的可靠性。为此，检验了未来盈余的影响因素来测试管理层能力的近似刻画量度合理与否。显然，控制住当前年度的获利能力，则能干的经理可以产生更高的未来赢利，建立了方程（2）进行了回归估计：AdjROAi,t+1=?茁0+?茁1EScorei,t+?茁2 AdjROAi,t+?茁3LogATAi,t+?茁4REVValoi,t+?茁5CFOVolai,t+?茁6Levi,t+?着i,t与本文的预期一致，在控制了当前年度的获利能力后，效率高的管理层在次年能拥有更高的赢利，对调整后的资产回报率约有3.9％提高，加入年度哑变量后为3.61％，只有很小变化，这一关系在0.1％统计意义上高度显著（限于篇幅未列出结果）。（3）控制变量。为了正确反映管理层效率对盈余质量的边际影响，还控制了公司规模、营业收入波动性、经营现金流量波动性、审计委员会独立性、董事会独立性、审计意见类型等因素。其中，营业收入波动率和经营现金流量波动率的计算，都除以平均总资产以排除可能的共线性问题；审计意见类型，对公司该年度公告不带任何说明事项标准意见的审计报告时取值为1，其他情况为0；调整的总资产回报率的计算，首先将净利润加营业外支出，减去营业外收入、补贴收入、以前年度调整，调整为正常经营下的净利润，再除以当年平均总资产，用以反映正常水平的总资产获利能力；这些数据来自CSMAR数据库经手工计算整理。控制变量的名称、定义和计算说明如（表1）所示。（4）模型构建。本文对如下模型使用面板数据的多种估计方法检验了盈余质量是否随公司管理层效率变化而改变：EQi,t=β0+ui+β1EScorei,t+β2LogATAi,t+β3REVValoi,t+β4CFOVolai,t+β5LEVi,t+β6AdjROAi,t+β7-10Yeart+?着i,t其中：i代表公司，t代表年份，β0为截距， β1~β10为系数，?着i,t为残差，ui 为i公司的个体效应，如果假设其为恒常不变的影响盈余质量的因素，那么其他随时间而变的因素归入随机项?着i,t中，这时为固定效应模型（FE）；如果假设其为随机变量，随机误差项变为ui +?着i,t，这时为随机效应模型（RE）。模型中EQi,t 代表当年盈余质量，其余各变量的含义见前文。以2001年为参照，加入四个年度虚拟变量以控制年度间的影响因素。还使用了行业哑变量，行业分类同上文计算盈余质量时使用的方法，以农业类上市公司为参照，加入11个行业控制变量用以控制行业因素对公司盈余质量的影响。
　　三、实证结果分析
　　（一）描述性统计 描述性统计结果见（表2）至（表4）。（1）盈余质量变化趋势。 （表2）列示了2001年至2005年776家上市公司平均盈余质量的变化趋势，由于本文盈余质量（EQ）的计算基于连续三年残差的标准差，其值越大，表示在最近3年中会计盈余中异常应计项目（Abnormal accruals）波动越强，说明会计盈余中的风险越高，盈余质量越差。因此可以看出，从2001年至2005年，我国上市公司披露的盈余质量平均水平不断提高，中位数的结果类似。还用连续二年和四年残差的标准差做了稳健性检验，趋势和结论并没有实质性的改变。（2）管理层效率变化趋势。本文从国泰安CMSAR数据库中获取运算需用的项目数据计算各公司管理层效率得分，描述性统计情况见（表3）。可以看出，我国上市公司管理层效率平均水平在2001年到 2005年期间，经历了一个先提高再逐渐下降的过程。2002年管理层效率平均水平较2001年有一个较大的提升，2003年比2002年略有下降但也好于2001年，到2004年管理层效率平均水平大幅度下降，2005年也没有改观的迹象，勉强维持在2004年的弱水平，没有进一步恶化。中位数的结果类似。用营业利润和利润总额替代主营业务收入，投入项目加入平均存货，做了稳健性检验，趋势和结论并没有实质性的改变。（3）主要变量描述性统计。（表4）给出样本公司全部公司年的主要变量的描述性统计数据。（表4）显示，2001年至2005年我国上市公司中，平均的管理层效率得分为52.82%，这与国外经验数据平均的管理层效率得分61.9％（Peter等，2006）还是有一定的差距；平均盈余质量为0.0901，与国外研究结果0.05有近0.04的差距（Francis等，2005；Peter等，2006），这说明我国的盈余质量平均而言跟相应国外研究结果是有一定的提升空间的；平均总资产为22.3944亿元，平均资产负债率为52.03％，调整后的总资产回报率为1％，考虑无风险回报率，这是一个较低的水平数字，符合中国上市公司整体而言的弱盈利能力状况。
　　（二）模型检验 由于被解释变量盈余质量（EQ）的计算基于累计连续三年残差的标准差，被解释变量之间有两期的重叠，普通OLS按年回归的t值由于可能的序列相关将是有偏的，因此使用面板数据估计方法进行检验。首先使用混合OLS方法对方程（3）进行回归估计（结果未报告），然后使用随机效应模型和固定效应模型分别进行了估计，拉格朗日乘数检验（Breusch and Pagan LM Test）表明，随机效应是显著的；固定效应模型结果表明，固定效应也是显著的，但不显著的系数较多，而且公司规模的回归系数违反经济上的直觉；Hausman检验拒绝了H0: FE与RE的系数差异是非系统的这一假设。由于随机效应模型和固定效应模型估计系数和符号的较大差异，猜想原因在于数据的性质在较大程度上不符合相应回归假设，因此进行了相应的检验。Wooldridge一阶自相关检验拒绝了不存在一阶自相关的假设，证实了经济上的直觉，由于被解释变量盈余质量（EQ）之间有两期的重叠，解释变量中营业收入波动性是连续三年估计期间的营业收入变动除以年平均总资产的标准差，经营现金流量波动性是连续三年估计期间的经营现金流量除以年平均总资产的标准差，也都有两期的重叠，自相关是很自然的事情，而且管理层效率在正常公司中通常而言几年内不会有剧烈的变动，各年间自相关也不会有太大疑虑。BP LM截面相关性检验也拒绝了零假设，各截面之间存在相关性，在0.1％的统计意义上是显著的。修正的Wald截面异方差性检验也拒绝了零假设，并且在0.1％的统计意义上是显著的。这些检验证实了猜想，由于序列相关、截面相关和截面异方差的存在，高斯－马尔可夫假定得不到满足，随机效应模型和固定效应模型下的统计量不再具有BLUE性质，因此使用可行广义最小二乘法（FGLS），修正了一阶自相关和异方差性对方程（2）进行了估计，得到了具有BLUE性质的统计量。
　　（三）回归分析 （表5）结果栏的前三列是只包含盈余质量基本决定因素作为控制变量在三种估计方法下的结果。第三列可行广义最小二乘法（FGLS）的结果表明，同本文的预期一致，盈余质量随着管理层效率的变化而变化，注意到这里盈余质量是对方程（1）按年作截面回归的残差连续3年的标准差累计数，数值越大则代表盈余质量越差，所以随着管理层整体效率的提高，公司披报的盈余质量却随之下降（ β1＝0.25，Z＝6.92，0.1％统计水平上显著）。（表5）结果栏的中间三列是增加独立董事比例这一控制变量后在三种估计方法下的结果，类似于前文，管理层效率对盈余质量的影响结论相同。从考察期间来看我国独立董事的积极监督角色并不太显著，可以猜测，由于我国上市公司建立独立董事制度起始于2001年，并要求在2003年6月30日前独立董事的比例必须达到三分之一，而制度出台的前几年很可能严重存在诸多上市公司只是出于满足监管标准的需求去建设形式上的独立董事制度的情况，也就是此时的独立董事更可能充当了装饰品的角色。（表5）结果栏的最后三列是进一步增加了审计意见类型这一控制变量后在三种估计方法下的结果，也类同于前文，确实，随着管理层整体效率的提高，公司披报的盈余质量却随之下降。加入这一变量的目的在于试图控制公司的内部控制强弱状况，由于2007年是内部控制管制在我国资本市场全面实施的第一年，而样本期间各样本内部控制数据不可公开获得，因此使用各公司年度审计意见类型来做为公司当期内部控制是否存在重大弱点的指示变量，同前面的结果相似，Escore变量的回归系数在0.1％的统计水平上依然显著，这进一步证明伴随高管整体能力的提高，公司盈余质量随之下降。内部控制指示变量的回归系数同本文的预期一致，确实，内部控制好的公司盈余质量也较好，这一系数在0.1％的统计水平上显著。在其他方面，公司规模正如本文的预期的一样，除了固定效应模型之外的回归系数都在0.1％的统计水平上显著，方向也同已有文献一致，公司规模的增大确实可以提高公司盈余质量，看来大公司倾向于披露更好的财务报告；经营现金流量的稳定性和营业收入的稳定性也正如已有文献的经验研究结果，这两者的回归系数在大部分模型中都为正，且在0.1％的统计水平上显著，表明在中国上市公司中同样存在着收入和现金流越不稳定的公司，报告的盈余质量越差；公司使用杠杆的程度也影响着盈余质量，这一变量的回归系数在所有模型中都为正，大部分回归系数在0.1％统计水平上显著，少部分回归系数在5％统计水平上显著，这意味着高负债公司倾向于披露盈余质量更差的财务报告；公司的获利能力直接影响着盈余质量，使用的是经手工调整剔除异常因素后的资产回报率，这一变量的回归系数在所有模型中都为负，回归系数都在0.1％统计水平上显著，这说明赢利能力强的公司盈余质量也更好，符合一般的经济直觉。
　　（四）稳健性检验 上述检验证明管理层效率确实影响着盈余质量，公司高级管理层能力越强，其动用资源影响盈余质量的能力也就越大，结果更可能使得披报的盈余质量相对更差一些，注意到此处的盈余质量是用一个在连续5年数据基础上计算出来的横跨3年的标准差所做的度量，这一度量的准确性直接影响到本文的结论。因此用盈余的持续性来替代上述盈余质量度量，用以测试结论的稳健性。一般说来，较高的盈余的持续性可以视为较高盈余质量的表征（可参见Scipper和Vincent2003年的相应结果），对下式进行了混合数据回归估计：AdjROAi,t+1=β0+β1AdjROAi,t+β2EScorei,t+β3AdjROAi,t?凵EScorei,t+β4LogATAi,t+β5REVValoi,t+β6CFOVolai,t+β7Levi,t+?着i,（4）。结论并没有实质性改变（限于篇幅未列出结果）。
　　四、结论
　　本文经验证据表明，在中国上市公司中，以营运资本应计利润总额同经营现金流的匹配程度作为衡量盈余质量的指标，公司管理层效率与盈余质量存在着显著的相关关系，随着管理层效率的提高，公司披露盈余的质量并没有同一般的经济直觉预期的那样有相应地提高，而是与之相反，公司披露盈余的质量反而相应地有所降低；这一结果完全区别于美国市场的经验证据。结果表明，在中国上市公司中，管理层效率确实影响盈余质量，但是较高效率的管理层并没有提供更高质量的盈余报告，尽管他们可能对盈余中应计水平的估计较为准确；这可能表明，由于公司治理和信息披露的激励机制不合理，造成的一个结果是，中国上市公司中管理团队效率越高，越可能利用这个能力去操控盈余信息，披露的盈余质量反而更差。看来我国资本市场的相应规范，并不足以有效地引导上市公司的管理层提供更高盈余质量的财务报告，也许未来制定政策时更需要考虑这一层面的因素作为政策的配合。本文主要研究管理层效率与盈余质量的关系，但是管理层效率的可能受到公司控制人、股东性质、所处行业的市场结构、政府管制和激励机制等因素的影响，由于研究主题的限定，本文并没有在此方面深入，这是一个可能的完善和继续展开的研究方向。
　　
　　*本文系安徽省哲学社会科学规划项目“市场化程度、国有控制与公司价值――基于安徽上市公司的经验证据”（项目编号：AHS
　　KF07-08D07）阶段性成果
　　参考文献：
　　［1］王化成、佟岩：《控股股东与盈余质量――基于盈余反应系数的考察》，《会计研究》2006年第2期。
　　［2］翟华云：《审计委员会和盈余质量――来自中国证券市场的经验证据》，《审计研究》2006年第6期。
　　［3］周晓苏、张继袖、唐洋：《控股股东所有权、双向资金占用与盈余质量》，《财经研究》2008年第2期。
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　　［6］Dechow P. and I. Dichev. The Quality of Accruals and Earnings: the Role of Accrual Estimation Errors. The Accounting Review，2002.
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　　（编辑 虹 云）