楊 艷

一、引言

在新型市場國家，盈余管理行為更加普遍，這影響了股東等利益相關者的利益，利益相關者都有動機采用各種公司治理機制來抑制公司盈余管理程度。從這個角度來講，利益相關者需要采取措施來抑制盈余管理。此外，由于我國特有的制度背景，國有企業(yè)上市公司由于政治因素制約了公司內(nèi)部制衡機制，比如一股獨大的股東，憑借自己的絕對控股地位，直接干預企業(yè)的經(jīng)營決策、人事任免等。條件穩(wěn)健性類似于謹慎性原則，一般學者認為條件穩(wěn)健性可以減少各利益相關方之間的信息不對稱和利益沖突，增加管理層盈余操縱的成本，降低其盈余管理動機。對于穩(wěn)健性，學術界一直沒有統(tǒng)一的權威概念，一般是指對收益與損失進行非對稱確認，即確認收益要比確認損失具有更加嚴格的驗證標準，從而低估企業(yè)的凈資產(chǎn)。近年來，學者對穩(wěn)健性的分類主要是條件穩(wěn)健性和非條件穩(wěn)健性。非條件穩(wěn)健性又叫資產(chǎn)負債表穩(wěn)健性，是指穩(wěn)健性在資產(chǎn)負債發(fā)生時就已經(jīng)確定，不會因為企業(yè)經(jīng)營環(huán)境的變化而改變，是會計處理較為穩(wěn)健的方法。而條件穩(wěn)健性又被稱為利潤表穩(wěn)健性或事后穩(wěn)健性，是指會計信息反映不對稱，對損失的確認比對收益的確認更加及時。

表1 主要變量定義表

表2 樣本描述性統(tǒng)計

但條件穩(wěn)健性和盈余管理水平最終的影響是否依然是呈負相關關系有待考究，對于條件穩(wěn)健性與盈余管理關系的相關研究目前國內(nèi)外也比較少，對此，本文通過對此進行研究，同時分析產(chǎn)權性質對條件穩(wěn)健性與盈余管理之間的影響，這將有助于豐富和拓展條件穩(wěn)健性經(jīng)濟后果和盈余管理影響因素。

二、理論分析與研究假設

（一）條件穩(wěn)健性與盈余管理

在企業(yè)日常的經(jīng)營活動中，委托人和代理人兩者之間的各種利益會發(fā)生沖突，管理層會采用各種盈余管理手段來滿足自身的利益。所以近年來，為了保護委托方的利益，企業(yè)普遍采用條件穩(wěn)健性原則，因為其在一定程度上約束了管理者發(fā)布虛假信息。但是，條件穩(wěn)健性越高，對管理層的利益就會越產(chǎn)生威脅。首先，由于所有權與經(jīng)營權相分離的企業(yè)制度，委托人通常以績效的形式激勵管理層經(jīng)營管理企業(yè)，提高管理效率，從而提高企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績。當條件穩(wěn)健性水平較高時，管理層可能不能達到契約目標，委托人所支付的薪酬與管理層努力不相對稱，其也會對得到的相應薪酬不滿，而此時實施盈余管理可以幫助高管提高企業(yè)的業(yè)績來彌補激勵。其次，為了應對社會各方的監(jiān)督考察管理層受托責任的履行情況，管理者會利用自己在企業(yè)的多方面權利和全面掌控的信息，通過操控各種會計指標等手段來粉飾財務報告從而實施盈余管理，改變企業(yè)的應計利潤，對企業(yè)利益相關這者產(chǎn)生重大影響。根據(jù)以上內(nèi)容分析，本文提出以下假設：

表3 子樣本描述性統(tǒng)計分析

表4 pearson（spearman） 相關系數(shù)分析

H1：條件穩(wěn)健性與盈余管理之間呈正相關關系。

（二）產(chǎn)權性質對條件穩(wěn)健性與盈余管理之間關系的影響

由于我國特殊的制度背景，不同產(chǎn)權性質的公司在生產(chǎn)經(jīng)營、內(nèi)部控制等各方面都存在著重大差異，已有的研究都是條件穩(wěn)健性對盈余管理的影響，但是這不能充分驗證條件穩(wěn)定性與盈余管理之間的關系，因為其沒有充分考慮其他因素對盈余管理的影響。因此，有必要研究不同產(chǎn)權性質條件穩(wěn)健性對盈余管理的影響。由此，本文提出以下假設：

H2：產(chǎn)權性質弱化了條件穩(wěn)健性和盈余管理之間的關系。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2007—2015年我國A股上市公司為研究對象，相關的數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了降低數(shù)據(jù)偏差過大，同時方便進行比較，保證各年份觀測數(shù)量的平穩(wěn)性，對初始數(shù)據(jù)觀測值進行以下剔除:剔除金融業(yè)樣本；剔除缺失的數(shù)據(jù)；剔除ST和＊ ST企業(yè)的數(shù)據(jù)；剔除IPO企業(yè)的觀測值。經(jīng)過以上篩選，共獲得14525個企業(yè)年度觀測值。

（二）變量的度量

1.盈余管理的度量

Jones(1991)把應計項目劃分為兩種，一種是操縱性應計項目，另一種是非操縱性應計項目，并設計出Jones模型，國內(nèi)很多學者直接采用Jones模型，也有的在Jones模型的基礎上做出了修正，本文采用修正的Jones模型估計可操控性應計利潤來衡量盈余管理水平，具體的模型如下：

其中，用Tacci用應計利潤來表示，即企業(yè)i當年的凈利潤與經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量之差；Ai是企業(yè)i上年年末總資產(chǎn)；ΔRevi表示企業(yè)i當年與上年營業(yè)收入的差；Ppei表示企業(yè)i當年年末的固定資產(chǎn)。

對模型(1)分行業(yè)、年度回歸，估計出各行業(yè)的估計系數(shù) 并代入模型(2)中求出非操控性應計利潤Ndacci：

其中， 是模型(2)中估計的企業(yè)i非可操控性應計利潤；ΔReci是企業(yè)i當年年末和上年年末的應收賬款余額之差；其他變量同模型(1)。

表5 條件穩(wěn)健性與盈余管理

表6 條件穩(wěn)健性、 產(chǎn)權性質與盈余管理

可操控性應計利潤就是總應計利潤減去非可操控性應計利潤，具體如下：

2.條件穩(wěn)健性的度量

本文借鑒Khan等的C_Score模型來對條件穩(wěn)健性進行度量，目前國內(nèi)外學者對穩(wěn)健性的研究大多采用此方法，這是在Basu模型基礎上的改進，模型(4)如下：

其中，X為企業(yè)i每股盈余/上年年末股票收盤價； 表示企業(yè)t年5月到t+1年4月共12個月的買持股票收益率；Dr為虛擬變量，當 〈0時取值為1，當 〉0時取值為0；Sizei表示年初總資產(chǎn)的自然對數(shù)；Levi表示資產(chǎn)負債率，即負債總額/資產(chǎn)總額；Mbi是企業(yè) 市賬比，即股權市值/股權賬面價值。

然后對模型(4)進行逐年回歸，估計出系數(shù)并代入模型(5)，求出企業(yè)年度條件穩(wěn)健性C_Score。模型(5)如下：

(三）實證檢驗模型

為了研究條件穩(wěn)健性與盈余管理之間的關系，本文建立了模型(6)如下：

其中，Absdaccit表示企業(yè)i在t年的盈余管理，C_Scoreit表示企業(yè)i在t年的條件穩(wěn)健性，建立虛擬變量Year。同時，為了進一步研究國有控股企業(yè)和民營控股企業(yè)下，條件穩(wěn)健性對盈余管理的影響，對H2進行檢驗，將樣本按照產(chǎn)權性質分別進行多元回歸，從而考察兩者之間的差異。其他具體變量見表1，若β1的系數(shù)為正，則說明條件穩(wěn)健性和盈余管理之間呈正相關關系。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2是本文對主要變量進行的描述性統(tǒng)計。從中可以看出，在14525個樣本量中，企業(yè)的盈余管理水平Absdacc的均值為0.212，標準差為0.245，最大值與最小值之間存在著較小的差距，這說明企業(yè)都有一定的盈余管理動機。條件穩(wěn)健性C_Score標準差最小值是-0.402，最大值是0.519，表明不同企業(yè)的條件穩(wěn)健性有著一定的差異。此外，企業(yè)成長機會Tq顯示最大值是11.25，最小值是0.205，同樣也有很大的差異。其他數(shù)據(jù)基本顯示結果較為穩(wěn)定。

表3是將盈余管理劃分為正向盈余管理和負向盈余管理，進一步對變量進行描述性統(tǒng)計。

（二）相關性分析

為了檢驗條件穩(wěn)健性對產(chǎn)權性質的影響，本文對單變量進行了分析，如表4。Pearson（spearson）相關系數(shù)分析顯示，條件穩(wěn)健性與盈余管理的相關系數(shù)為0.002，兩者之間呈正相關關系,H1得到驗證。這說明了企業(yè)在條件穩(wěn)健性下，企業(yè)經(jīng)營業(yè)績會受到一定的影響，管理層在營業(yè)利潤不好的情況下，同時為了應對受托責任履行情況的考驗，有盈余管理的動機，即條件穩(wěn)健性越高，盈余管理水平越高。同時，其他變量的相關系數(shù)均小于0.5，因此共線性問題基本上不存在，對多元線性回歸不存在影響。單變量檢驗對H1已經(jīng)進行了檢驗，為了驗證H2，下文進行了多元回歸分析。

（三）實證檢驗結果分析

表5是實證假設分析的檢驗結果。第(1)列顯示了條件穩(wěn)健性對盈余管理水平的影響。條件穩(wěn)健性C_Score與盈余管理水平Absdacc之間的系數(shù)顯著為正，這說明了條件穩(wěn)健性越高，盈余管理水平越高，驗證了H1。

從控制變量來看，S i z e與Absdacc之間的系數(shù)顯著為負，這表明企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)管理層進行盈余管理的動機就越小，與李爭光（2015）得出的研究結論一致。Lev與Absdacc之間的系數(shù)顯著為負，說明企業(yè)的負債水平越低，企業(yè)越有動機通過可操控性應計利潤來操縱盈余管理。Tq與Absdacc之間的系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)成長性與盈余管理呈正相關關系，即企業(yè)的成長性越好，盈余管理水平越高。Big與Absdacc之間系數(shù)顯著為正，這說明企業(yè)如果被四大會計師事務所審計，則越有盈余管理動機來粉飾報表。Opin和Absdacc之間系數(shù)顯著為負，表明企業(yè)如果被出具了標準審計意見，則企業(yè)的財務報告質量較高，盈余管理水平較低。Msh和Ddbl與Absdacc之間的系數(shù)顯著為正，這說明管理層持股股數(shù)和獨立董事比例越高，企業(yè)的盈余管理水平越高。

表5的第(2)列和第(3)列結果顯示，條件穩(wěn)健性對正向盈余管理和負向盈余管理的影響。由第(2)列可以看出，條件穩(wěn)健性與正向盈余管理之間呈正相關關系，C_Score與Dacc+的系數(shù)顯著為正相關；從第(3)列可以看出，C_Sscore與Dacc-的系數(shù)為正，即呈正相關關系但不顯著。

本文使用交互項對H2進行檢驗，表6結果顯示了產(chǎn)權性質對條件穩(wěn)健性和盈余管理的影響，第(1)列中，C_Score與Absdacc之間呈正相關關系，Soe×C_Score的系數(shù)為-0.061，且在5%的水平上顯著，這表明，與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)的產(chǎn)權性質弱化了條件穩(wěn)健性和盈余管理之間的正相關關系。第(2)列顯示，Soe×C_Score的系數(shù)為-0.051，且在10%的水平上顯著，，說明與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)產(chǎn)權性質弱化了條件穩(wěn)健性和正向盈余管理之間正相關關系。同樣，第(3)列顯示，Soe×C_Score的系數(shù)為-0.082，且在10%的水平上顯著，，說明與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)產(chǎn)權性質弱化了條件穩(wěn)健性和負向盈余管理之間正相關關系。H2得到驗證。

五、研究結論

1.條件穩(wěn)定性與盈余管理兩者之間呈正相關關系。這說明條件穩(wěn)健性為降低企業(yè)的信息不對稱，保護各利益相關者的利益，會抑制企業(yè)的管理層，抑制管理者操控業(yè)績，但是管理層會因此試圖改變這種現(xiàn)狀來維護自身的利益，更有盈余動機實施盈余管理。

2.相比較民營企業(yè)，國有企業(yè)產(chǎn)權性質弱化了條件穩(wěn)健性與盈余管理之間正相關關系。這說明了民營企業(yè)的管理者比國有企業(yè)更會有目的反對條件穩(wěn)健性，因此國有企業(yè)盈余管理動機不如民營企業(yè)。此外，由于我國特殊的制度背景，國有企業(yè)的獲利能力則會帶給其本身很多利益；同時，不同產(chǎn)權性質的公司在很大程度上會因為政治因素不用過度考慮財務風險，民營企業(yè)比國有企業(yè)更大可能通過降低會計信息質量，同時也降低了信息的披露動機來實施盈余管理反對條件穩(wěn)健性。