呂懷立

(上海大學(xué)管理學(xué)院，上海 200444)

債券融資、關(guān)系型承銷與上市企業(yè)盈余質(zhì)量

呂懷立

(上海大學(xué)管理學(xué)院，上海 200444)

盈余信息的決策有用性不僅受到盈余信息本身的影響，而且受到?jīng)Q策環(huán)境的制約。本文將盈余信息納入到企業(yè)的融資環(huán)境，研究債券融資及其承銷行為對企業(yè)信息披露政策的影響。采用我國滬深A(yù)股市場的債券融資數(shù)據(jù)，實證研究發(fā)現(xiàn)：一方面，上市企業(yè)在債券發(fā)行中存在著強烈的盈余操縱動機，表現(xiàn)為債券融資增量越高的企業(yè)，其盈余質(zhì)量越差；另一方面，債券具有一定程度的監(jiān)督作用，債券融資存量越高的企業(yè)，其盈余質(zhì)量越好。進一步研究發(fā)現(xiàn)，發(fā)債企業(yè)與主承銷商建立的關(guān)系型承銷行為能夠降低債券發(fā)行中的盈余操縱動機，并在一定程度上提升債券的監(jiān)督作用。

債券融資；關(guān)系型承銷；盈余質(zhì)量；監(jiān)督作用；盈余操縱動機

一、引 言

會計信息的決策有用觀認為盈余信息具有價值相關(guān)性，投資者通過識別企業(yè)的盈余信息，從而做出投資決策。我們對盈余信息決策有用性的研究不僅要關(guān)注盈余信息本身，而且必須將其放在特定的決策環(huán)境中加以考量。Dechow等(2010)認為決策有用性不只受到盈余信息質(zhì)量的影響，而且受決策環(huán)境的制約，由盈余信息和企業(yè)決策環(huán)境共同決定[1]。企業(yè)決策環(huán)境包括金融市場環(huán)境(“銀行主導(dǎo)型”還是“市場主導(dǎo)型”)、法律環(huán)境、會計準則環(huán)境和審計服務(wù)環(huán)境等。

近年來，隨著金融體系市場化改革的不斷推進，我國的債券市場呈迅猛發(fā)展態(tài)勢，先后出現(xiàn)多樣化的債務(wù)融資工具，有公司債、企業(yè)債、短期融資券和中期票據(jù)等。但是，迅猛發(fā)展的債券市場卻呈現(xiàn)出明顯的“中國式”特征——零違約性質(zhì)的剛性兌付。一旦債券出現(xiàn)違約跡象，會有政府出面，并由主承銷商(一般為商業(yè)銀行)為企業(yè)解決兌付危機?？梢钥闯觯谥袊膫袌?，本應(yīng)由債券投資者所承擔的風(fēng)險，卻轉(zhuǎn)移到主承銷商身上，即債券的剛性兌付增加了商業(yè)銀行等債券承銷機構(gòu)的風(fēng)險。那么，承銷機構(gòu)為了降低風(fēng)險，在債券承銷中是否會利用會計信息，篩選出“好”的企業(yè)？本文將盈余信息納入到我國企業(yè)的特殊融資和承銷環(huán)境，研究在我國“銀行主導(dǎo)型”的金融體系，企業(yè)發(fā)生的債券融資行為是否影響到其信息披露政策，以及主承銷商(包括商業(yè)銀行和投資銀行)與企業(yè)的承銷行為(我們稱之為關(guān)系型承銷)對盈余信息質(zhì)量的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

債務(wù)契約的有效監(jiān)督假說認為債權(quán)人具有監(jiān)督作用，能夠通過事前的契約安排和事后的監(jiān)督檢查來降低企業(yè)管理層的道德風(fēng)險[1]。Gul(2001)考察了負債在企業(yè)存貨計價方法選擇中的監(jiān)督角色，發(fā)現(xiàn)存在道德風(fēng)險的管理者傾向于選擇先進先出法以增加報告盈余，而當企業(yè)的負債水平較高時，有利于遏制這種狀況的發(fā)生[2]。在監(jiān)督作用的發(fā)揮中，公募債和私募債(例如銀行貸款)的債權(quán)人卻存在著差異，Diamond(1991)認為商業(yè)銀行擁有占優(yōu)的財務(wù)信息處理和分析能力，在對企業(yè)的監(jiān)督中具有明顯的規(guī)模經(jīng)濟和比較成本優(yōu)勢，例如他們可以通過附加條款或契約的重新設(shè)計來保障款項的到期收回，而公募債的債權(quán)人卻容易出現(xiàn)搭便車行為[3]。在我國債券市場，雖然企業(yè)發(fā)行的債券作為一種典型的公募債，但其持有者的構(gòu)成卻具有特殊性，主要是以商業(yè)銀行為主的金融機構(gòu)[4]。作為債權(quán)人，商業(yè)銀行有動機監(jiān)督企業(yè)管理層的道德風(fēng)險，例如商業(yè)銀行面臨著資本充足率和存貸比等方面的資本監(jiān)管要求，需要企業(yè)提供高質(zhì)量的會計信息，以防止債券違約使自己突破監(jiān)管紅線。因此，債券水平越高的企業(yè)，其盈余操縱的幅度越低，即債券具有監(jiān)督作用。

另外，企業(yè)的債券發(fā)行需要滿足兩個條件：其一，達到再融資門檻。與銀行貸款利率相比，企業(yè)的債券融資成本明顯較低，因此企業(yè)更為偏好發(fā)行債券的融資方式。但上市企業(yè)卻面臨著嚴格的再融資要求，嚴格的政策規(guī)定會增加企業(yè)融資過程中的機會主義動機。其二，滿足一定的信用評級。Cai等(2007)研究發(fā)現(xiàn)債券的信用評級水平越高的企業(yè)，越容易實現(xiàn)債券的順利發(fā)行，而且債券融資的成本也較低[5]。因此債券融資企業(yè)有可能會操縱盈余，以滿足債券發(fā)行的監(jiān)管要求和信用評級標準。我們認為這一盈余操縱動機主要表現(xiàn)在年度內(nèi)發(fā)行債務(wù)融資工具的企業(yè)，對于此類企業(yè)，債券融資需求越大，其盈余操縱的動機越強?；谏鲜龇治觯覀兎謩e從債券融資存量和債券融資增量的角度提出監(jiān)督假設(shè)H1a和盈余操縱假設(shè)H1b：

H1a：債券融資存量越高的企業(yè)，其會計盈余質(zhì)量越高；

H1b：新增債券融資越高的企業(yè)，其會計盈余質(zhì)量越低。

承銷關(guān)系是企業(yè)在債券發(fā)行中與金融機構(gòu)建立的主要關(guān)系，屬于一種典型的業(yè)務(wù)合作關(guān)系。Burch等(2005)認為通過業(yè)務(wù)合作構(gòu)建的關(guān)系將更為穩(wěn)定：由于企業(yè)更換主承銷商將要付出巨大的轉(zhuǎn)換成本，而“忠誠”的關(guān)系可以給企業(yè)帶來持續(xù)穩(wěn)固的收益。而且，業(yè)務(wù)合作關(guān)系更像是一種互惠共贏的關(guān)系[6]。Fernando等(2005)從投資銀行的證券承銷業(yè)務(wù)出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)在客戶合作中，證券主承銷商看中企業(yè)的質(zhì)量，而企業(yè)認準主承銷商的承銷實力，是二者之間雙向選擇的結(jié)果[7]。Bharath等(2007)發(fā)現(xiàn)企業(yè)與商業(yè)銀行的關(guān)系型貸款，不僅為企業(yè)提供融資便利，而且有利于商業(yè)銀行的業(yè)務(wù)推廣，與非關(guān)系型信貸相比，關(guān)系型信貸所具有的信息優(yōu)勢更有利于銀行向其借款人提供債券或股權(quán)承銷服務(wù)[8]。從商業(yè)銀行的貸款業(yè)務(wù)出發(fā)，Carey(1998)等研究認為商業(yè)銀行出于金融管制和聲譽機制的考慮，更愿意接受低風(fēng)險企業(yè)的貸款申請[9]。一方面，嚴格的金融管制降低了銀行的風(fēng)險承擔，導(dǎo)致他們更愿意將資金貸給低風(fēng)險企業(yè)；另一方面，擔心聲譽受損的心理也會迫使商業(yè)銀行選擇低風(fēng)險企業(yè)，因為企業(yè)一旦破產(chǎn)，將會給銀行帶來不小的聲譽損失。

在我國上市企業(yè)特殊的債券融資和承銷環(huán)境中，主承銷商具有與企業(yè)建立一種穩(wěn)固的業(yè)務(wù)合作關(guān)系的動機和可能性。首先，公募債的剛性兌付導(dǎo)致商業(yè)銀行等主承銷商承擔了債券的違約風(fēng)險，為了避免違約損失，主承銷商具有通過持久的業(yè)務(wù)合作來獲取企業(yè)私有信息的動機，從而解決信息不對稱。其次，由于許多上市企業(yè)的債券發(fā)行并非一次完成，而是由一家主承銷商連續(xù)多次承銷，于是主承銷商可以通過多次合作從而全面掌握企業(yè)財務(wù)信息的真實情況?；贑arey等(1998)的思路，我們認為穩(wěn)固的業(yè)務(wù)合作關(guān)系有利于維護主承銷商的聲譽機制[9]。Lee和Masulis(2011)發(fā)現(xiàn)主承銷商出于自身聲譽的考慮，會更為關(guān)注所承銷企業(yè)的財務(wù)報告質(zhì)量[10]。主承銷商的參與能夠降低企業(yè)IPO中的盈余管理動機，而且投資銀行的聲譽越高，這種現(xiàn)象越明顯。因此，主承銷商通過業(yè)務(wù)合作對企業(yè)真實信息的掌握，甚至信息變動和新消息的獲取，可以幫助主承銷商免受聲譽損失。在國內(nèi)研究中，呂懷立等(2016)研究發(fā)現(xiàn)主承銷商與發(fā)債企業(yè)構(gòu)建的關(guān)系型承銷行為能夠降低對發(fā)債企業(yè)會計穩(wěn)健性的需求，即關(guān)系型承銷與會計穩(wěn)健性形成替代作用[11]?；诖?，我們認為主承銷商出于聲譽機制的考慮，會更加注重企業(yè)的盈余質(zhì)量，即關(guān)系型承銷在債券發(fā)行中對企業(yè)盈余質(zhì)量具有正向調(diào)節(jié)作用，據(jù)此分別提出假設(shè)H2a和假設(shè)H2b：

H2a：關(guān)系型承銷增強了債券融資的監(jiān)督作用；

H2b：關(guān)系型承銷降低了債券發(fā)行中的盈余操縱動機。

三、樣本選擇、變量定義與模型構(gòu)建

(一)樣本選擇

本文選擇2009年至2014年我國滬深A(yù)股資本市場非金融上市企業(yè)的新增債券融資數(shù)據(jù)。新增債券融資包括公司債、中期票據(jù)和短期融資券等融資工具，數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。我們在研究中還用到新增信貸融資數(shù)據(jù)、新增股權(quán)融資數(shù)據(jù)(包括增發(fā)配股和IPO數(shù)據(jù))、債券信用評級數(shù)據(jù)、企業(yè)主體信用評級數(shù)據(jù)，以及主承銷商數(shù)據(jù)等，其中新增信貸融資數(shù)據(jù)取自CSMAR數(shù)據(jù)庫，新增股權(quán)融資數(shù)據(jù)、債券信用評級數(shù)據(jù)、企業(yè)主體信用評級數(shù)據(jù)和主承銷商數(shù)據(jù)取自Wind數(shù)據(jù)庫。除此之外，其余財務(wù)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。通過數(shù)據(jù)的優(yōu)化和篩選，我們獲得878個新增債券融資的非金融企業(yè)樣本，共計發(fā)生1246筆債券融資行為，其中2009年至2014年分別是69筆、83筆、120筆、179筆、319筆和476筆。

(二)主要變量定義

1.盈余質(zhì)量(AQ)

根據(jù)McNichols(2002)提出的修正的Dechow和Dichev模型(DD模型)[12]，我們計算企業(yè)的應(yīng)計質(zhì)量，作為盈余質(zhì)量的衡量指標。模型具體形式如下：

(1)

其中，CFO為經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額；ΔSales為營業(yè)收入的變動；PPE為固定資產(chǎn)和在建工程合計數(shù)；Assets為年末總資產(chǎn)；ΔWC為營運資本的變動，等于應(yīng)收賬款、存貨和其他流動資產(chǎn)的變動，減去應(yīng)付賬款、應(yīng)交稅金的變動和其他流動負債的變動。

對模型(1)按照年度、行業(yè)進行回歸，得出殘差的估計值*為了防止出現(xiàn)多重共線性問題，我們又采用總樣本回歸檢驗了變量系數(shù)的方差膨脹因子(VIF)。結(jié)果顯示CFOt-1、CFOt、CFOt+1、ΔSalest和PPEt的VIF分別是1.22、1.27、1.22、1.01和1.14，說明變量之間不存在多重共線性問題。關(guān)于DD模型的應(yīng)用見馬忠等(2011)[13]。。借鑒前人的做法，我們采用第t-4年至第t年殘差估計值的絕對值的滑動平均值作為盈余質(zhì)量的衡量指標AQ。AQ數(shù)值越大，表明營運資本中不可解釋部分的波動性越大，企業(yè)盈余的可預(yù)測性越低，盈余質(zhì)量也越低。

2.關(guān)系型承銷(Rel)

企業(yè)與金融機構(gòu)(包括商業(yè)銀行和投資銀行)具有多樣化的關(guān)系渠道，學(xué)術(shù)界主要從業(yè)務(wù)合作的角度考察二者之間的關(guān)系，例如信貸業(yè)務(wù)、承銷業(yè)務(wù)等。在信貸業(yè)務(wù)中，關(guān)注貸款的期限、規(guī)模、價格和擔保條款等；在承銷業(yè)務(wù)中，主要關(guān)注以前是否發(fā)生過承銷業(yè)務(wù)(包括IPO承銷或SEO承銷)，以及承銷規(guī)模、承銷費用等指標。借鑒已有的研究，我們將關(guān)系型承銷定義為：如果企業(yè)在債券融資行為發(fā)生的前五年(第t-5年至第t-1年)，與其主承銷商發(fā)生過借貸業(yè)務(wù)(主承銷商為商業(yè)銀行時)或發(fā)生過債券承銷業(yè)務(wù)(主承銷商為商業(yè)銀行或投資銀行時)，或發(fā)生過股權(quán)承銷業(yè)務(wù)(主承銷商為投資銀行時)，此類承銷為關(guān)系型承銷。關(guān)系型承銷的定義類別見表1。

表1 企業(yè)與金融機構(gòu)的關(guān)系型承銷類別劃分

關(guān)系型承銷包含關(guān)系型承銷筆數(shù)RelNO和關(guān)系型承銷金額RelAM兩個子變量。當主承銷商為商業(yè)銀行時，RelNO(RelAM)等于第t-5至t-1年從主承銷商獲取的銀行貸款筆數(shù)(金額)與由主承銷商承銷的債券融資筆數(shù)(金額)之和，占企業(yè)融資總筆數(shù)(總金額)的比例；當主承銷商為投資銀行時，RelNO(RelAM)等于第t-5至t-1年由主承銷商承銷的債券融資筆數(shù)(金額)與股權(quán)融資筆數(shù)(金額)之和，占企業(yè)融資總筆數(shù)(總金額)的比例。如果上市企業(yè)在第t年同時發(fā)生多次由不同主承銷商承銷的債券融資行為，RelNO(RelAM)等于第t-5至t-1年獲取的與各主承銷商相關(guān)的借貸、債券或股權(quán)融資筆數(shù)(金額)之和，占企業(yè)融資總筆數(shù)(金額)的比例。

(三)回歸模型

我們構(gòu)建回歸模型一，用于檢驗本文的四個研究假設(shè)，模型一的具體形式為：

AQt=β0+β1Bondt+β2Relt+β3Bondt*Relt+β4∑BondCharacterst+β5∑FirmCharacterst+εt

(2)

其中，AQ用于衡量盈余質(zhì)量；Bond為債券融資；Rel為關(guān)系型承銷；Bond Characters為債券特征控制變量；Firm Characters為企業(yè)特征控制變量。詳細的變量定義和說明見表2。

表2 變量定義與說明

四、實證檢驗與結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計和相關(guān)性檢驗

表3列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。樣本公司盈余質(zhì)量AQ的均值和中位數(shù)分別為0.053和0.0471。債券融資存量Bond1的均值和中位數(shù)分別為0.0519和0.0324，低于債券融資增量Bond2的均值(0.0897)和中位數(shù)(0.0805)，主要是由于債券融資的償還特點和融資期限所致，大部分債券在年度內(nèi)多次償還，甚至許多債券的融資期限小于等于1年。關(guān)系型承銷筆數(shù)RelNO的均值和中位數(shù)分別為0.2429和0.0732，關(guān)系型承銷金額RelAM的均值和中位數(shù)分別為0.2707和0.0836。銀行貸款Private的均值和中位數(shù)分別為0.2289和0.2199，遠大于債券融資存量Bond1的均值和中位數(shù)，說明即便在發(fā)行債券融資的上市企業(yè)，其負債來源仍然以銀行貸款為主，即我國的金融體系表現(xiàn)出明顯的“銀行主導(dǎo)型”特征。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)性檢驗(N=878)

(二)盈余質(zhì)量AQ的回歸結(jié)果

在回歸分析中，由于模型中同時引入交乘項Bond1*RelNO和Bond2*RelNO將會帶來嚴重的多重共線性(VIF檢驗顯示，Bond1*RelNO的方差膨脹因子大于10)，因此我們將Bond1*RelNO和Bond2*RelNO依次引入回歸模型。交乘項Bond1*RelAM和Bond2*RelAM的處理方法與之類似。盈余質(zhì)量的OLS回歸結(jié)果見表4，回歸因變量為盈余質(zhì)量AQ。

表4的回歸(1)至回歸(5)顯示，債券融資存量Bond1的系數(shù)顯著為負(0.1及以上顯著性水平)，即債券融資存量越高，AQ越低，盈余質(zhì)量越高，說明債券具有一定的監(jiān)督作用，從而驗證假設(shè)H1a。債券融資增量Bond2與因變量呈顯著正相關(guān)(0.05的顯著性水平)，即債券融資增量越高，AQ越高，即盈余質(zhì)量越低，從而驗證假設(shè)H1b，說明債券融資具有盈余操縱動機。當引入關(guān)系型承銷筆數(shù)RelNO和關(guān)系型承銷金額RelAM，以及二者與債券融資存量Bond1的交乘項后，交乘項Bond1*RelNO和Bond1*RelAM的回歸系數(shù)并不顯著(見回歸(2)和回歸(3))，無法驗證關(guān)系型承銷對監(jiān)督作用的正向調(diào)節(jié)作用。在回歸(4)和回歸(5)中，交乘項Bond2*RelNO和Bond2*RelAM的系數(shù)均顯著為負(0.05及以上顯著性水平)，說明關(guān)系型承銷對新增債券融資的盈余操縱動機具有正向調(diào)節(jié)作用，即關(guān)系型承銷降低了債券融資的盈余操縱動機，從而驗證假設(shè)H2b。上述結(jié)果表明主承銷商能夠防范企業(yè)的盈余操縱行為，但對監(jiān)督作用的提升并不明顯。

表4 盈余質(zhì)量AQ的OLS回歸結(jié)果(N=878)

注：* 、** 和*** 分別表示統(tǒng)計檢驗在0.10、0.05和0.01的水平下顯著。下同。

(三)操控性要素DisAQ的回歸結(jié)果

根據(jù)Francis等(2005)的研究，盈余質(zhì)量AQ包含固有要素和操控性要素[14]。固有要素受企業(yè)固有的基本面信息的影響，例如商業(yè)模式、經(jīng)營環(huán)境等；操控性要素受非基本面信息的影響，例如管理層的干預(yù)或操縱。以回歸殘差為依據(jù)計算的AQ存在著估計誤差，并不能精確衡量管理層的機會主義動機。AQ的估計誤差源于其包含的固有要素，例如企業(yè)自身的特征，或者所處的行業(yè)或經(jīng)營環(huán)境特征等。因此，我們需要將AQ中的固有要素剔除，以得到一個更為“干凈”的，用來衡量管理層機會主義動機的應(yīng)計指標。借鑒Francis等(2005)的研究[14]，我們構(gòu)建回歸模型二：

AQt=φ0+φ1Sizet+φ2σ(CFO)t+φ3σ(Sales)t+φ4OperCyclet+φ5NegEarnt+εt

(3)

其中，AQ為盈余質(zhì)量，等于根據(jù)修正的DD模型計算的回歸殘差絕對值的五年滑動平均；Size為企業(yè)規(guī)模，等于總資產(chǎn)的自然對數(shù)；σ(CFO)為現(xiàn)金流的波動性，等于t-4年至t年經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額的滑動標準差；σ(Sales)為營業(yè)收入的波動性，等于t-4年至t年營業(yè)收入的滑動標準差；OperCycle為經(jīng)營周期，等于應(yīng)收賬款和存貨周轉(zhuǎn)天數(shù)之和；NegEarn為負向盈余出現(xiàn)的次數(shù)，等于t-4年至t年出現(xiàn)凈利潤為負值的次數(shù)。對模型二進行OLS估計，得到回歸殘差的估計值，即為盈余質(zhì)量中的操控性要素DisAQ，用于衡量管理層的機會主義行為。DisAQ越大，表明AQ中受管理層操控性部分越大，盈余質(zhì)量也越低。我們以操控性要素DisAQ作因變量，代入回歸模型一，回歸結(jié)果見表5。

表5為操控性要素的OLS回歸結(jié)果，回歸因變量均為DisAQ。結(jié)果顯示，債券融資存量Bond1的系數(shù)在回歸(1)、回歸(4)和回歸(5)中均顯著為負(0.05及以上顯著性水平)，進一步驗證假設(shè)H1a，揭示出債券所具有的監(jiān)督作用?；貧w(1)至回歸(5)中，債券融資增量Bond2的系數(shù)均顯著為正(0.01的顯著性水平)，說明債券融資增量越高，盈余質(zhì)量的操控性要素越大，即盈余質(zhì)量越低，說明債券融資具有盈余操縱動機，從而進一步驗證假設(shè)H1b?；貧w(2)和回歸(3)的結(jié)果顯示，交乘項Bond1*RelNO和Bond1*RelAM的系數(shù)均顯著為負(0.1的顯著性水平)，一定程度上說明關(guān)系型承銷能夠增強監(jiān)督作用，近似驗證假設(shè)H2a?；貧w(4)和回歸(5)的結(jié)果顯示，交乘項Bond2*RelNO和Bond2*RelAM的系數(shù)均顯著為負(0.05的顯著性水平)，說明關(guān)系型承銷能夠降低債券發(fā)行中的盈余操縱動機，即進一步驗證假設(shè)H2b。

表5 操控性要素DisAQ的OLS回歸結(jié)果(N=878)

綜合上述結(jié)果，我們認為一方面?zhèn)哂斜O(jiān)督作用，而且主承銷商與企業(yè)的關(guān)系型承銷能夠在一定程度上增強債券的監(jiān)督作用；另一方面，上市企業(yè)在債券發(fā)行中存在著強烈的盈余操縱動機，而且主承銷商與企業(yè)的關(guān)系型承銷能夠降低債券發(fā)行中的盈余操縱動機。盈余操縱動機表明管理層需要通過提高應(yīng)計中的操控性要素來滿足證券發(fā)行條件，即存在所謂的“保發(fā)”現(xiàn)象。債券發(fā)行中的盈余操縱動機也許是我國當前金融環(huán)境下的特殊現(xiàn)象：在“銀行主導(dǎo)型”的金融體系，相比于銀行貸款，債券融資的成本明顯較低，因此對上市企業(yè)而言，滿足證券發(fā)行條件并獲取債券融資才是關(guān)鍵，從而避免了更高成本的銀行貸款。

(四)進一步的檢驗*限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果從略，作者備索。

為了進一步揭示債券發(fā)行中存在的“保發(fā)”現(xiàn)象，我們分別將滯后一期的ROE(ROE_Lag1)、滯后兩期的平均ROE(ROE_Lag2)和滯后三期的平均ROE(ROE_Lag3)五等分，計算不同分組的平均操控性要素DisAQ，并進行T檢驗。檢驗結(jié)果顯示，當ROE_Lag1=2、ROE_Lag2=2和ROE_Lag3=2時，雙尾T檢驗發(fā)現(xiàn)操控性要素DisAQ的均值顯著小于0(0.01及以上水平)，說明此時出現(xiàn)盈余操縱行為的可能性最大。因此，我們認為對于ROE_Lag1=2、ROE_Lag2=2和ROE_Lag3=2的樣本組，存在更為明顯的“保發(fā)”現(xiàn)象。另外，我們選取工具變量，并采用兩階段最小二乘估計方法(2SLS)進行穩(wěn)健性檢驗，以控制債券融資的內(nèi)生性對實證結(jié)果的影響。債券融資存量Bond1和債券融資增量Bond2的工具變量包括年末應(yīng)付債券總額的自然對數(shù)、年度新增債券總額的自然對數(shù)、企業(yè)性質(zhì)(民營企業(yè)為1、國有企業(yè)為0)和上市年限(上市年限的自然對數(shù))。當控制變量的內(nèi)生性后，回歸結(jié)果同樣驗證本文的研究假設(shè)。

五、結(jié) 論

本文采用我國滬深A(yù)股市場的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，實證研究發(fā)現(xiàn)：一方面，上市企業(yè)在債券發(fā)行中具有強烈的盈余操縱動機，而且企業(yè)與主承銷商的關(guān)系型承銷行為能夠降低盈余操縱動機；另一方面，我們的研究還發(fā)現(xiàn)債券具有一定的監(jiān)督作用，而且關(guān)系型承銷行為能夠增強債券的監(jiān)督作用。另外，我們還揭示出盈余操縱動機源于企業(yè)在債券發(fā)行中存在的“保發(fā)”現(xiàn)象。

本文的研究不僅從理論層面拓展了債券領(lǐng)域的相關(guān)文獻，而且為實務(wù)中的債券發(fā)行和政策監(jiān)管提供決策依據(jù)。一方面，隨著我國金融改革的不斷深化，債券違約已不再是一個難以逾越的鴻溝，剛性兌付的神話被逐漸打破。我們的研究結(jié)論顯示上市企業(yè)在債券發(fā)行中具有強烈的盈余操縱動機，因此金融機構(gòu)在進行債券承銷或者投資者在進行債券買賣時可以以此作為參考依據(jù)，從而降低債券的違約風(fēng)險。另一方面，雖然2015年1月實施的《公司債券發(fā)行與交易管理辦法》要求發(fā)債企業(yè)建立公開透明的定價配售和信息披露機制，但投資者憑借公開信息仍然難以發(fā)現(xiàn)發(fā)債企業(yè)的盈余質(zhì)量。因此，監(jiān)管機構(gòu)在政策制定時，需要制定更為完善的信息披露機制。后續(xù)研究可以進一步考察不同類型的債務(wù)融資工具所導(dǎo)致的負債結(jié)構(gòu)對企業(yè)盈余質(zhì)量的差異性影響，因為公司債、中期票據(jù)和短期融資券等不同類型債券的投資者在對企業(yè)信息的敏感性方面可能存在著異質(zhì)性特征。

[1]Dechow，P.，W.Ge，C.Schrand. Understanding earnings quality：A review of the proxies，their determinants and their consequences[J].Journal of Accounting and Economics，2010，50(2-3)：344-401.

[2]Gul，F(xiàn).A. Free cash flow，debt-monitoring and managers’ LIF or FIFO policy choice[J].Journal of Corporate Finance，2001，7：475-492.

[3]Diamond，D.W. The choice between bank loans and directly placed debt[J].Journal of Political Economy，1991，99(4)：689-721.

[4]王博森，施丹.市場特征下會計信息對債券定價的作用研究[J].會計研究，2014，(4)： 19-26.

[5]Cai，N.K.，J.Helwege，A.Warga. Underpricing in the corporate bond market[J].Review of Financial Studies，2007，20(6)：2021-2046.

[6]Burch，T.R.，V.Nanda，V.Warther. Does it pay to be loyal? An empirical analysis of underwriting relationships and fees[J].Journal of Financial Economics，2005，77(3)：673-699.

[7]Fernando，C.S.，V.A.Gatchev，P.A. Spindt. Wanna dance? How firms and underwriters choose each other[J].Journal of Finance，2005，60：2437-2469.

[8]Bharath，S.T.，S.Dahiya，A.Saunders and A.Srinivasan. So what do I get? The bank’s view of lending relationships[J]. Journal of Financial Economics，2007，85(2)：368-419.

[9]Carey，M.，M.Post and S.A.Sharpe. Does corporate lending by banks and finance companies differ? Evidence on specialization in private debt contracting[J].Journal of Finance，1998，53(3)：845-878.

[10]Lee，G.，R.W.Masulis. Do more reputable financial institutions reduce earnings management by IPO issuers?[J]. Journal of Corporate Finance，2011，17(4)：982-1000.

[11]呂懷立，鐘宇翔，林艷艷.公募債券融資、關(guān)系型承銷與會計穩(wěn)健性[J].預(yù)測，2016，(2)：29-36.

[12]McNichols，M.F. The quality of accruals and earnings：The role of accrual estimation errors：Discussion[J].The Accounting Review，2002，77：61-69.

[13]馬忠，陳登彪，張紅艷.公司特征差異、內(nèi)部治理與盈余質(zhì)量[J].會計研究，2011，(3)：54-61.

[14]Francis，J.，R.LaFond，P.Olsson，K.Schipper.The market pricing of accruals quality[J].Journal of Accounting and Economics，2005，39(2)：295-327.

(責(zé)任編輯:趙 婧)

Bond Financing，Relationship Underwriting and Firm’s Earnings Quality

LV Huaili

(School of Management，Shanghai University，Shanghai 200444，China)

Decision usefulness of earnings is jointly determined by the decision context and the accounting information. This paper examines whether firm’s disclosure policy is influenced by public debt financing. Based on the data of bond financing in Shanghai and Shenzhen A-share capital market，the empirical research finds that public debt has active earnings management incentives and monitoring effects. The results also find relationship underwriting between firms with public debt offering and its underwriters can reduce the incentives of earnings management and improve the effects of monitoring.

bond financing；relationship underwriting；earnings quality；monitoring effects；earnings management incentives

2016-03-08

國家自然科學(xué)基金青年項目(71202043)；上海市哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃項目(2016EGL003)

呂懷立(1983-)，男，山東梁山人，上海大學(xué)管理學(xué)院講師，博士。

F275；F832

A

1004-4892(2017)01-0077-08