公司成長性與盈余質量
——來自我國A股上市公司的經驗數據

（武漢大學經濟與管理學院 湖北武漢430072）

一、研究設計

對于盈余質量的度量，國內外學者主要從盈余質量不同特征的角度，選取相關的代理變量。其中應用最為廣泛的是基于Jones模型得出的修正的Jones模型和DD模型。借鑒Wang（2006）和鄭國堅（2009）的做法，本文采用 Ball和 Shivakumar（2005）修正的模型來估計操控性應計項。他們認為傳統線性模型未能確認會計應計程序的非線性屬性，因此在DD模型基礎上加入了變量DCF以及DCF和CF的交叉項來反映這種非線性屬性。修正的DD模型如下：

其中TACt是總應計額，為凈利潤減去經營現金流量并除以總資產，CF、CFt–1和 CFt+1分別代表 t期、t-1 期和t+1期的經營現金流量，并經過相應時期總資產的調整，DCF是虛擬變量，當 CF-CFt-1＜0 時取 1，其中 αi是特征參數。模型的殘差εt反映操控性應計，為了避免正負號的影響，我們用εt的絕對值|DA|作為盈余質量的代理變量，其中|DA|越小，盈余質量越好；這與 Wang（2006）和鄭國堅（2009）的做法一致。

對于公司成長性，目前還沒有形成學界統一的度量，國內外學者往往使用以下指標來作為公司成長性的代理變量：（1）市凈率（P/B）和市盈率（P/E）；（2）托賓 Q 值；（3）固定資產增長率；（4）凈資產收益率增長率；（5）主營業務收入增長率；（6）凈利潤增長率。企業在成長期，由于費用支出的不確定性，所以凈利潤的增長性很難合理描述企業的成長性；而市凈率很大一部分因為資本市場的缺陷而難以反映企業的實際成長；托賓Q則由于我國流通股和非流通股兩股并行的特殊背景（雖然已經在2006年實行了股權分置改革，但時間較短），也難以具有代表性。故本文選取營業收入的增長率作為公司成長性的替代變量。同時根據以往學者研究的經驗證據，我們將公司規模、資產負債率、控股股東性質及比例、股權集中度和所接受審計的審計單位是否為國際四大作為控制變量。基于上述分析和假設，我們構建如下回歸模型：

其中|DAt|是上市公司操控性盈余的絕對值，我們用來作為公司盈余質量的替代變量，growtht是公司成長性，cont_v是控制變量。由于2005年后公司內的審計委員會的設立已經成為上市公司的強制義務，獨立董事制度也早于審計委員會制度得到普遍執行，且由于信息相對難以取得，故本文不加以考慮。本文所選取的變量如表1所示。

表1 變量設計

為了控制經濟制度和市場環境等不易觀察的因素對結果的影響，本文選取經濟制度和市場環境比較穩定的2005-2009年滬深兩市A股上市公司的面板數據。因為修正的DD模型需要對公司的經營現金流量滯后和提前一期，故本文樣本數據實際上運用了涵蓋2006-2008年的數據作為回歸分析的樣本數據。剔除金融企業、存在異常值和數據缺失的公司，共得到3 395個樣本數據。本文所有樣本數據均來自CSMAR數據庫，數據的整理與分析運用了EXCEL和Stata11.0等分析工具。

二、實證結果及分析

（一）描述性統計。從表2變量的描述性統計我們可以看出，操控性應計項絕對值的最大值和最小值均偏離均值很遠，上市公司之間盈余質量差別較大，其中|DA|越小，盈余質量越好。上市公司的營業收入增值率最大值約為31.56%，最小值約為-2.37%小于0，均值為0.25%接近0。較低平均水平的增長，可能與2005年以后全球經濟危機及我國經濟增長放緩有關。公司的規模經過總資產的自然對數調整后，仍然存在明顯差異。上市公司資產負債率的最小值約為1.8%，最大值約為48.9%，均值約為18.1%。上市公司第一大股東的持股比例最高約為85.23%，最低為 2.1%，均值在 38.5%左右。通過Z指數和H5指數，我們可以綜合判斷我國的股權持有較為集中，尤其反映在第一大股東持股比例上，所有上市公司第一大股東持股比例約是第二大股東持股的23倍（通過Z指數的均值得出）。

（二）回歸分析。本文在控制了上市公司所處不同行業后，進行面板回歸，得出如下回歸結果。首先，公司成長性的平方項系數顯著為正，驗證了本文假設。本文認為上市公司的盈余質量與公司的成長性之間具有“倒U型”關系，即在較低水平下，公司的成長性越好，公司的盈余質量越高，反映為公司的可操控性應計項的絕對值|DA|則越小；在較高水平下，公司的成長性越好，公司的盈余質量越低，反映在公司的可操控性應計項的絕對值|DA|上則為越大。故公司成長性的平方項與|DA|呈現顯著的正相關符合本文的預期假設。其次，公司控股性質與公司的盈余質量之間存在顯著的關系。而控股股東的持股比例與盈余質量之間存在顯著的負相關關系，說明控股股東持股比例越高，盈余質量越低，盈余管理的可能性越大。同時本文還發現上市公司的財務杠桿與盈余質量之間存在顯著的正相關關系，說明負債確實發揮了一定外部公司治理的效用。這與銀行對公司貸款條件較為苛刻不謀而合，但卻無法說明國有企業負債的“預算軟約束”問題。公司的前五大股東的股權集中度也與盈余質量存在較為顯著的負相關關系。說明股權越為集中，公司的盈余質量越低，一定程度上說明了在我國上市公司中存在大股東“合謀”、共同操縱盈余的現象。但本文沒有發現第一大股東與第二大股東持股比例之間的比值與盈余質量之間存在顯著關系。同時本文也沒有發現四大會計師事務所審計與盈余質量之間存在顯著關系。

三、結論

本文以2005-2009年我國A股上市公司為樣本，實證分析了公司的成長性與盈余質量之間的關系。而不同于以往研究，直接將公司的成長性作為控制變量納入模型，或是得出簡單的線性關系。本文認為盈余質量與公司成長性之間存在非線性的“倒U型”關系：即在較低的增長水平下公司的成長性越好，公司的盈余質量越高；而在較高的增長水平下公司的成長性越好，公司進行盈余管理的動機越強，即公司盈余質量越低。本文結論的意義在于提示會計工作者在考慮盈余質量的影響因素時，應同時結合內外部不易察覺的因素。同時本文對監管機構和投資者而言的意義在于提示監管機構和投資者要識別高增長水平下伴隨較高增長而存在的盈余管理行為。

表3 回歸結果

但本文的缺陷在于沒有考慮到一些更為微觀因素對本文結果的影響，例如各上市公司在審計委員會和獨立董事制度設計上的差異以及功能的發揮。雖然從宏觀層面而言，自2005年以來審計委員會成為上市公司強制設立的義務，且獨立董事的制度也自2001年以來引入我國上市公司，但具體到微觀的每個上市公司層面仍有明顯差異，并且也有不少會計學者已經就盈余質量和審計委員會以及獨立董事制度的關系做了一定的實證研究，所以在分析公司成長性與盈余質量實證關系時有待進一步考慮審計委員會和獨立董事制度的微觀差異，這也是需要后續完善的地方。