壽燕妮

（浙江工商大學(xué)，浙江 杭州 310018）

一、引言

會計層面的盈余穩(wěn)健性是公司治理中的一個重要環(huán)節(jié)。盈余穩(wěn)健性是會計謹(jǐn)慎性原則的體現(xiàn)，能夠更穩(wěn)健地估計公司盈余狀況，抑制公司內(nèi)部人員對會計信息的盈余操縱行為。在我國股權(quán)集中現(xiàn)象較普遍的區(qū)域，控股股東可能以較少的股權(quán)（現(xiàn)金流權(quán)）獲得了公司相對較大的控制權(quán)。這種控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離造成了控股股東與中小股東和債權(quán)人之間的委托代理問題，控股股東會利用自身權(quán)利，聯(lián)合管理層，通過不正當(dāng)?shù)男袨?，獲取超額控制權(quán)收益，侵害中小股東與債權(quán)人利益，并通過操縱公司應(yīng)計利潤，掩蓋其“掏空”上市公司行為。國內(nèi)外相關(guān)研究表明，穩(wěn)健性能緩解企業(yè)各利益相關(guān)者之間的代理沖突問題，降低委托方與受托方之間的信息不對稱問題，提高債務(wù)契約、報酬契約等的運行效率，進而在一定程度上完善公司治理結(jié)構(gòu)。

基于會計盈余穩(wěn)健性在公司治理結(jié)構(gòu)中起到的重要作用，本文從衡量上市公司會計盈余是否穩(wěn)健出發(fā)，探討上市公司控股股東是否存在“掏空”上市公司行為，并進一步考察機構(gòu)投資者是否能抑制上市公司控股股東的盈余操縱行為，從而分析其在資本市場中能否起到外部監(jiān)督者的作用。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）終極控股股東對盈余穩(wěn)健性的影響研究

波爾塔等（Rafael La Porta等，1999）研究發(fā)現(xiàn)，控股股東獲取控制權(quán)超額收益的行為與公司會計信息質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。方和王（Fan和Wong，2002）、拉豐等（LaFond等，2005）、格威和韋雷基亞（Guay和Verrecchia，2006）的研究也發(fā)現(xiàn)，在股東所有權(quán)較集中的上市公司，會計盈余質(zhì)量較低；而在股東所有權(quán)結(jié)構(gòu)較分散的上市公司，會計盈余質(zhì)量較高。桑切斯和卡羅林納（Bona-Sanchez和Carolina，2011）研究了公司終極所有權(quán)結(jié)構(gòu)與公司對未實現(xiàn)經(jīng)濟損失的及時確認(rèn)性之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)終極控股股東投票權(quán)和所有權(quán)的分離程度與盈余穩(wěn)健性呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

隨著現(xiàn)代公司治理結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，股權(quán)集中現(xiàn)象在現(xiàn)代新興市場特別是在我國這樣的東亞國家非常普遍。王化成和佟巖（2006）、馬忠和吳翔宇（2007）、朱茶芬和李志文（2008）、李艷茹（2011）的研究發(fā)現(xiàn)，控股股東“一股獨大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)是導(dǎo)致公司會計盈余穩(wěn)健性降低的主要原因之一，且控股股東控制權(quán)比例越高、控股股東為國家控股時，盈余信息質(zhì)量越低。為避免外界媒體及中小股東的監(jiān)督，其通過與公司管理層合謀操縱上市公司會計利潤或應(yīng)計項目（謝，2010）掩蓋其對上市公司資產(chǎn)的掏空行為（江、簡、黃，2010）。因此，本文提出假設(shè)1：

H1：在其他條件一定的情況下，兩權(quán)分離度與盈余穩(wěn)健性之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（二）機構(gòu)投資者在公司治理結(jié)構(gòu)中的角色分析

有關(guān)機構(gòu)投資者的存在對上市公司治理結(jié)構(gòu)的影響，理論界主要提出了三大假說：即效率監(jiān)督假說、利益沖突假說、戰(zhàn)略同盟假說。第一個假說認(rèn)為機構(gòu)投資者能發(fā)揮積極的監(jiān)督治理作用，后兩個假說認(rèn)為機構(gòu)投資者為獲得短期利益與公司管理層合謀損害中小股東利益。史密斯（Smith，1996）的研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者在公司中發(fā)揮積極的監(jiān)督作用，能提高公司所有股東的財富。格羅斯曼（Grossman，1980）、拜德（Bhide，1994）、科菲（Coffee，1991）、沙德維茨等（Schadewiz等，1998）的研究認(rèn)為，機構(gòu)投資者主要以短期投資獲利為主，在市場中的流動性較高，沒有精力和時間參與公司監(jiān)督治理。

唐正清和顧慈陽（2005）研究表明，機構(gòu)投資者的發(fā)展在我國資本市場中并不規(guī)范，總體上并沒有在公司治理中發(fā)揮積極的監(jiān)督作用。王琨和肖星（2005）、程書強（2006）、高雷和張杰（2008）等研究表明機構(gòu)投資者在一定程度上發(fā)揮了監(jiān)督治理作用，抑制了公司內(nèi)部的盈余管理行為。高群和黃謙（2010）、李延喜和杜瑞（2011）的研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者能否積極參與公司治理與其持股比例的程度相關(guān)。持股比例較低時，可能會加劇公司內(nèi)部的盈余操縱行為；持股超過一定臨界值時，能有效抑制盈余操縱行為。

基于對我國機構(gòu)投資者的現(xiàn)狀分析，機構(gòu)投資者要發(fā)揮真正的監(jiān)督治理作用還需要克服一些障礙：（1）機構(gòu)自身內(nèi)部結(jié)構(gòu)不完善問題。機構(gòu)內(nèi)部控制人可能會以自身利益為重，與上市公司內(nèi)部股東或管理層合謀，以掏空上市公司資產(chǎn)為目的，滿足自身投資需求最大化。（2）機構(gòu)投資者短視行為及“搭便車”問題。目前大多數(shù)機構(gòu)投資者以分散投資、多元化投資為主，同時將資金投資于多個公司，導(dǎo)致每家機構(gòu)投資者在一家上市公司中的持股份額相對較少，實施監(jiān)督治理公司的成本也就相對較高。這樣每一家投資機構(gòu)并沒有十足動力去監(jiān)督治理上市公司，反而會存在一種僥幸心理，希望其他機構(gòu)投資者能對公司起到監(jiān)督治理作用，坐收“漁翁”之利，最后導(dǎo)致公司總體機構(gòu)投資者并沒有有效發(fā)揮監(jiān)督治理作用；（3）法律條款的限制問題。受到證券市場法律制度的限制，我國主要類型機構(gòu)投資者的投資規(guī)模受到約束，機構(gòu)投資者所持股份較少，這樣更加劇了機構(gòu)投資者的短視行為。綜合以上理論及機構(gòu)投資者目前現(xiàn)狀，提出以下假設(shè)2和3：

H2：在其他條件一定時，機構(gòu)投資者持股水平與盈余穩(wěn)健性呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

H3：在其他條件一定時，機構(gòu)投資者持股并不能緩解終極控股股東兩權(quán)分離對盈余穩(wěn)健性的影響。

三、研究模型構(gòu)建

（一）盈余穩(wěn)健性與終極控股股東兩權(quán)分離設(shè)計

目前對盈余穩(wěn)健性的衡量方法有巴蘇（Basu，1997）的盈余—股票回報衡量法與鮑爾和庫瑪（Ball和Shivakumar，2005）的權(quán)責(zé)發(fā)生制衡量法。盈余—股票回報衡量法是目前國內(nèi)外學(xué)者應(yīng)用最多的方法之一，其主要是用股票收益率的變化替代會計盈余的變化。但是由于我國資本市場并不完善，股票收益率并不能完全反映公司對“利好消息”和“壞消息”的反應(yīng)程度（楊華軍，2007）。權(quán)責(zé)發(fā)生制衡量法彌補了Basu模型的不足，也更適用于我國資本市場。因此本文將引用鮑爾和庫瑪（2005）權(quán)責(zé)發(fā)生制方法衡量盈余穩(wěn)健性，具體模型如下：

其中，ΔNIt為t期資產(chǎn)凈收益率減去t-1期凈資產(chǎn)收益率，ΔNI1t-1為其滯后期；ΔDNIt-1為t-1期資產(chǎn)凈收益率增量的虛擬變量。若t-1期資產(chǎn)凈收益率增量小于0，則DNIt-1取1，否則取0。系數(shù)β1度量了當(dāng)期收益對上期正向收益確認(rèn)的及時性。系數(shù)β2度量了當(dāng)期收益對上期負(fù)向收益增量確認(rèn)的及時性。若公司會計政策穩(wěn)健，則公司對經(jīng)濟損失的確認(rèn)應(yīng)更加及時，即預(yù)期系數(shù)β2應(yīng)顯著小于0；系數(shù)（β1+β2）反映了當(dāng)期收益對上期損失（負(fù)向資產(chǎn)凈收益）的反轉(zhuǎn)速度。

（二）機構(gòu)投資者對終極控股股東掏空行為的影響設(shè)計

根據(jù)前文分析，終極控股股東因擁有的控制權(quán)大于現(xiàn)金流權(quán)即兩權(quán)分離現(xiàn)象，導(dǎo)致其有動機及能力掏空上市公司，并通過操縱公司盈余，躲避外界監(jiān)督。因此，本文在鮑爾和庫瑪（2005）模型中引入終極控股股東兩權(quán)分離度的交互項，檢驗其掏空行為對盈余穩(wěn)健性的影響，具體模型如公式（2）所示。然后再進一步檢驗機構(gòu)投資者對終極控股股東掏空行為的影響，模型設(shè)計主要參考艾哈邁德和赫爾曼（Anwer S.ahmed和Scott Duellman，2013），具體模型如公式（3）所示。

模型（2）、（3）的實證效果是否顯著主要是看交叉項 dex×DNI1t-1×ΔNI1t-1的系數(shù) β6及交叉項dex×insta×DNI1t-1×ΔNI1t-1的系數(shù) β10。如前文分析，若機構(gòu)投資者在上市公司治理結(jié)構(gòu)中起監(jiān)督作用，則預(yù)期系數(shù) β6和 β10應(yīng)顯著小于0；反之，則沒有起到監(jiān)督作用。

為了緩解以上模型中交叉變量帶來的多重共線性問題，本文對交叉項進行了殘差中心化處理（畢曉方等，2007）。

表1：模型中其余變量定義

四、樣本選取及實證結(jié)果分析

（一）樣本選取

本文選取2009—2013年滬深兩市A股上市公司為初始樣本，剔除金融保險類、ST、ST*和PT類以及相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)存在明顯異常值現(xiàn)象的上市公司。樣本中機構(gòu)持股數(shù)據(jù)來自銳思數(shù)據(jù)庫（RESSET），其他數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。為提高研究結(jié)論的可靠性和穩(wěn)定性，本文采用非平衡面板數(shù)據(jù)分析方法及固定效應(yīng)計量經(jīng)濟模型，應(yīng)用的統(tǒng)計軟件及數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析軟件為Stata12.0和Excel 2007。

（二）主要變量描述性統(tǒng)計

表2：各年度資產(chǎn)收益率增量（ΔNI）的描述性統(tǒng)計

由上表可以看出，2008年資產(chǎn)收益率增量、中位數(shù)和方差與其他各年相比變化較大，分別為-4.347、-1.768和17.502，說明受2008年金融危機的影響，我國大部分上市公司資產(chǎn)收益率波動較大，且遭受了一定損失，致使收益率增量為負(fù)。

表3：各年度機構(gòu)投資者持股比例（Insta）描述性統(tǒng)計

從上表分析看出，2007年機構(gòu)持股平均值和中位數(shù)與其他各年相比有明顯的上升與變動，可能是2005年股權(quán)分置改革引起的。截至2007年，大部分上市公司都完成了股份制改革。到2009年，機構(gòu)平均持股比例從2007年的0.183跳躍到0.111，中位數(shù)從0.172跳躍到0.073，相應(yīng)方差也從0.112上升到0.115，說明受2008年金融危機爆發(fā)的影響，我國機構(gòu)投資者持股比例產(chǎn)生了明顯的變化。2009年以后，持股比例總體上較金融危機前有所上升，且各年持股比例變化較穩(wěn)定。

表4：2009—2013年上市公司盈余穩(wěn)健性描述性統(tǒng)計

326.243216.085 mtb cte 4913501610.20724.0616.1394.69923.46039.766-96.5572.189

從表4可以看出，交叉變量ΔNI1ΔDNI1的均值為負(fù)，說明2009—2013年間，我國上市公司總體上盈余穩(wěn)健性較好。虛擬變量ΔDNI1的均值為0.516，說明2009—2013年的上市公司中，有51.6%的樣本凈資產(chǎn)收益率為負(fù)。上市公司控制權(quán)均值仍大于現(xiàn)金流權(quán)，兩權(quán)分離度dex的值等于1.487，說明2009—2013年的上市公司控股股東總體存在兩權(quán)分離現(xiàn)象。機構(gòu)投資者持A股比例（insta）為0.132，中位數(shù)為0.081，方差為0.020。

（三）回歸結(jié)果及分析

為了使樣本的階段選取更有說服力，本文首先對各年度上市公司盈余穩(wěn)健性進行檢驗，檢驗結(jié)果如表5所示。

可以看出，交互項ΔNI1ΔDNI1系數(shù)除2008年以外，其他各年均顯著為負(fù)，即上市公司2009—2013年各年盈余穩(wěn)健性都較好。2008年交互項系數(shù)的不顯著，主要是由于該年度凈資產(chǎn)收益率變動太大引起的，因而導(dǎo)致會計盈余不穩(wěn)健。

根據(jù)樣本數(shù)據(jù)的特點，本文以非平衡面板數(shù)據(jù)及固定效應(yīng)估計法進行研究。同時本文用Hausman檢驗法進一步檢驗固定效應(yīng)對樣本數(shù)據(jù)的適用性，檢驗結(jié)果同列在以下回歸結(jié)果的各表中。

由表6回歸結(jié)果可以看出，兩模型交叉變量ΔNI1ΔDNI1的系數(shù)均顯著為負(fù)，說明2009—2013年，我國上市公司會計盈余具有穩(wěn)健性，會計盈余對預(yù)計損失的確認(rèn)相對收益更加及時；dexΔNI1Δ DNI1的系數(shù)在1%的置信水平下，顯著為正，表明終極控股股東控制權(quán)水平影響了公司對經(jīng)濟損失的及時確認(rèn)性。表明上市公司終極控股股東兩權(quán)分離度越高，公司盈余穩(wěn)健性程度越低，從而驗證了本文之前的假設(shè)H2。同時，Hausman檢驗結(jié)果說明，固定效應(yīng)比隨機效應(yīng)更適合本樣本。

由表7回歸結(jié)果可以看出，添加機構(gòu)投資者后，模型交互項DNI1t-1×ΔNI1t-1系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)， dex×insta×DNI1t-1×ΔNI1t-1系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說明機構(gòu)投資者對終極控股股東掏空行為有非常顯著的影響，但并沒有抑制其掏空上市公司行為，即沒有發(fā)揮積極的監(jiān)督治理作用。同時，Hausman檢驗結(jié)果說明，固定效應(yīng)比隨機效應(yīng)更適合本樣本。

（四）穩(wěn)健性檢驗

表5：各年度盈余穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

為了檢驗以上模型及研究結(jié)論的可靠性，本文進行了穩(wěn)健性測試。一方面以“凈利潤/營業(yè)總收入”替換盈余穩(wěn)健性模型中的凈資產(chǎn)收益率，并以其“是否小于0”作為經(jīng)濟不利因素的啞變量；另一方面，為了排除限售股性質(zhì)對機構(gòu)投資者持股的影響，本文將機構(gòu)投資者持有A股比例更換為機構(gòu)投資者持有無限售流通A股比例進行了穩(wěn)健性測試。實證檢驗方法仍采用固定效應(yīng)估計法，穩(wěn)健性結(jié)果與本文研究結(jié)論基本一致。

五、研究結(jié)論及啟示

本文的研究表明我國上市公司存在盈余穩(wěn)健性，但是在股權(quán)集中的環(huán)境下，終極控股股東存在兩權(quán)分離現(xiàn)象。其“掏空”上市公司，侵占中小股東利益及操縱盈余的行為降低了公司的盈余穩(wěn)健性。本文還發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者作為公司重要的外部監(jiān)督者，并沒有在公司治理中發(fā)揮有效的監(jiān)督治理作用，其可能原因是目前機構(gòu)投資者投資較分散，且以短期獲利為主，因此沒有動力監(jiān)督上市公司。

鑒于以上結(jié)論，為更好地保護中小股東利益，加強機構(gòu)投資者的監(jiān)督職能，國家一方面應(yīng)完善法律體系建設(shè)，另一方面應(yīng)鼓勵機構(gòu)投資者擴大長期投資，發(fā)揮自身專業(yè)信息優(yōu)勢及投資規(guī)模優(yōu)勢。

表6：終極控股股東兩權(quán)分離與盈余穩(wěn)健性

表7：機構(gòu)投資者持股與盈余穩(wěn)健性

[1]Anwer S.ahmed.Scott Duellman.2013.Managerial Overconfidence and Accounting conservatism.Journal of Accounting Research.

[2]Basu.1997.The Conservatism Principle and the asymmetric timeliness of earnings.Journal of Accounting and Economies，24（December）.

[3]Ball.Shivakumar.2005.Earnings Quality in U.K.Private Firms：comparative loss recognition timeliness.Journal of Accounting and Economics，39.

[4]程書強.機構(gòu)投資者持股與上市公司會計盈余信息關(guān)系實證研究[J].管理世界，2006，（9）.

[5]高雷，張杰.代理成本、管理層持股與審計質(zhì)量[J].財經(jīng)研究，2011，（1）.

[6]高群，黃謙，任志強.中國上市公司機構(gòu)持股時對大股東控制與盈余管理關(guān)系的影響研究[J].統(tǒng)計與信息論壇，2012，（3）.