政府干預、融資約束與企業盈余管理

一、引言

企業會計信息披露是市場發揮作用的重要基礎，高質量的會計信息可以有效降低市場交易成本。我國正處于經濟轉型的關鍵時期，政府在促進產業升級、實現經濟轉型方面出臺了一系列的產業政策、財政政策、貨幣政策。政府干預是我國經濟改革的重要力量。在這個背景下，厘清政府干預對會計信息質量的影響機理，有助于“看得見的手”和“看不見的手”同時發揮作用，對于我國經濟發展具有重要意義。目前，有關宏觀政府干預對微觀企業盈余管理行為的影響的研究認為，政府有動機幫助上市公司達到監管部門的財務要求。然而，這些研究忽視了樣本企業是否面臨融資約束。企業在面臨融資約束時，才會表現出強烈的改善融資的意愿（Teoh等，1998）。

我國的金融體系以銀行為主導（Allen等，2005），銀行貸款是企業外部融資的主要渠道。銀行可以識別企業的盈余管理行為，并通過提高利率水平等措施來限制企業的盈余管理行為，但國有企業、銀行、政府間的天然聯系，使政府干預成了影響企業信息披露及融資的重要影響因素，國有企業在銀行融資中仍然存在軟預算約束。本文研究結果將有助于揭示在政府干預背景下，企業如何提高會計信息質量以緩解融資約束。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

企業管理者為實現契約目標、減輕資本市場壓力、滿足監管要求而進行盈余管理（Healy、Wahlen，1999）。盈余管理既有成本，也有效益，企業管理者會在各種目標中進行權衡。企業的經營處于特定環境和制度背景下，其內部的經濟行為必然會受到外部環境的影響，單獨研究盈余管理目標沒有現實意義。因此，需要將“國家宏觀政策與微觀企業行為互動研究框架”應用到會計研究中（姜國華、饒品貴，2011），并以此來分析宏觀經濟政策對微觀企業經營狀況及盈余情況的影響。宏觀政策對企業行為的影響研究，已經成為公司金融研究的新領域（韓東平、張鵬，2015）。

政府與國有企業之間存在天然的聯系。隨著政府分權改革的實施，國有企業出現多層級控股，促進了政企分離，提高了企業的經營績效。對于地方政府來講，不僅要實現經濟目標，也需實現社會目標，如促進就業、增加稅收、穩定社會等。當政府在實現目標的過程中遇到困難時，就可能將其自身的社會目標或政治目標內化到其所控制的上市公司中（趙靜、郝穎，2014）。政府對企業的干預包括“掠奪之手”和“援助之手”（王鳳榮、高飛，2012）。國有企業身處特殊的經濟地位，為了保證國家政策順利貫徹執行，往往需要犧牲自身的利益，承擔改革的社會成本，因此國有企業更容易獲得財政補貼和銀行貸款（林毅夫、李志赟，2004）。地方政府官員的業績考核指標如GDP、稅收增長率、就業率等，促使地方政府充當擔保人，對當地金融部門信貸決策和信貸行為進行干預，幫助有融資需求的國有企業獲得貸款（Din?，2005）。政府的干預行為扭曲了資本市場的資源配置，非但不是一種有效的篩選優質公司進行再融資的機制，反而誘發了企業的盈余管理沖動，并在長期內損害了企業的價值，從而降低了整個社會資源的配置效率（黃曉薇、郭敏，2014）。

鄧可斌、曾海艦（2014）的研究表明，我國企業面臨的融資約束很可能源于政府對經濟的干預，從而使融資渠道外生于市場。政府為了促進地方經濟發展、社會就業以及增加財政收入而制定的相關政策會對該地區的企業，特別是企業的投融資行為產生影響。而在面臨融資約束的情況下，企業為了緩解融資約束，會迎合政府政策進行盈余管理（王紅建等，2014）。政府干預程度越低，盈余信息質量對新增銀行借款的影響越顯著。在制度環境偏好的地區，政府干預程度較低，市場化程度較高，資本市場的信息透明度較高，融資約束對企業信息質量的約束作用越強（陳暉麗、劉峰，2014）。

已有研究多是從微觀層面探尋影響企業盈余管理的關鍵因素，站在緩解融資約束角度分析企業盈余管理的文獻較少，更缺乏政府干預下企業盈余管理行為變化的研究。本文結合宏觀經濟環境與微觀企業行為，研究政府干預下企業融資約束的變化及其如何影響企業的盈余管理行為。

（二）研究假設

企業受到政府干預時盈余會出現異常波動，企業會通過盈余管理平滑盈余信息，以免引起外部投資者的注意，具體表現為隱藏大額、突發的掠奪性干預，推遲損失確認，對于企業獲得優惠政策的途徑、支付的費用、政策對利潤的影響含糊其辭。政府干預行為破壞了市場機制，造成了不公平的競爭，泄露這些信息會引發輿論和公眾的非議，因此政府和企業都有動機隱瞞交易信息，緩解外部監督壓力。所以在政府干預越嚴重的地區，企業信息披露透明度可能越低。由此，本文提出假設1：

假設1：政府干預會影響企業盈余管理行為，減少政府干預可以減少企業的盈余管理行為。

為了緩解融資約束，企業有動機提高其會計信息質量，減少與外界的信息不對稱以降低融資成本。盡管從假設1分析得出，在我國的現實狀況中，地方政府有幫助企業進行盈余管理的動機，但政府干預不僅僅體現在“掠奪之手”，從盈余管理的角度來講，政府還扮演著監管者的角色，其能促進企業提高財務信息質量，以保持金融市場有序運行。監管的加強，如ST和PT制度、新股發行制度以及政府補助會計準則的實施等，使企業的盈余管理力度和政府的預算軟約束弱化，尤其在企業面臨融資約束的情況下，隨著政府監管強度的加大，政府干預對企業盈余信息質量的監督作用增大。由此，本文提出假設2：

假設2：在企業面臨較高融資約束的情況下，政府干預能提高盈余信息質量，發揮監管作用，企業自身也傾向于提高會計信息質量以降低融資成本。

國有銀行作為債權人，在政府干預下不能有效進行信息甄別，其追溯收益的權利也難以有效行使，導致債權人對債務人的約束機制被進一步扭曲（沈紅波等，2013），由此帶來的外部約束治理機制產生變異，加劇了國有企業的預算軟約束（師博、沈坤榮，2013；趙靜、郝穎，2014）。由于國有企業和政府的天然聯系，地方政府從追求政績的角度出發，有動機通過充當擔保人來干預金融機構，幫助面臨融資約束的國有企業渡過難關。政府出于隱藏其對經濟進行干預的動機，會要求國有企業進行業績修飾，導致盈余管理程度的加大，政府干預體現為合謀作用。由此，本文提出假設3：

假設3：企業面臨較高融資約束時，政府干預對非國有企業盈余管理有監督作用，對于國有企業則傾向于幫助其進行盈余管理。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2006～2015年滬深兩市A股上市公司數據為樣本。首先對初始樣本進行篩選，剔除了金融行業的上市公司樣本和數據缺失樣本，然后對所有數據進行1%水平上的winsorize處理，最終獲得14209個樣本數據。本文所選數據來自銳思數據庫、CSMAR數據庫和wind資訊。

（二）變量設計

1.被解釋變量。盈余管理程度（EM），本文分別引入應計盈余管理程度（AEM）和真實盈余管理程度（REM）進行衡量。應計盈余管理程度使用截面修正的瓊斯模型進行計算，具體公式如下：

其中：NDTACi，t表示 i公司 t期可操縱應計利潤總額；TACi，t、ΔSALESi，t、ΔARi，t和 PPEi，t分別為i公司第t期應計利潤、主營業務收入增加額、應收賬款增加額及期末固定資產總額；TAi，t-1為i公司第t-1期期末總資產。對公式（1）進行分行業分年度回歸，并將系數代入公式（2），求得非操控性應計利潤總額NDTACi，t，通過計算即得到應計盈余管理程度（AEM）。

真實盈余管理程度，借鑒Cohen、Zarowin（2010）和Roychowdhury（2006）的研究，度量真實盈余管理中的操控性經營現金流量（DCFO）、操控性生產成本（DPROD）、操控性酌量性費用（DDISEXP）。具體計算方法如下：

用公司實際的經營活動現金流量減去期望經營活動現金流量，可以得到i公司第t年的操控性經營現金流量DCFOi，t。通過經營現金流量模型計算期望經營現金流量，將正常的經營活動現金流量看做t期銷售收入和t期銷售收入變化的線性函數（Dechow等，1998；Roychowdhury，2006），據此得出經營現金流量估計模型，如公式（3）所示。其中，CFOi，t和SALESi，t分別為i公司第t年經營活動現金流量和主營業務收入。

用公司實際的生產成本減去期望生產成本，可以得到i公司第t年的操控性生產成本DPRODi，t。使用生產成本模型計算期望生產成本。根據期望銷售成本模型與期望存貨模型得出期望生產成本估計模型，如公式（4）所示。其中，PRODi，t和ΔSALESi，t-1分別為i公司第t年的生產成本（銷售成本與存貨變動之和）及i公司第t-1年的主營業務收入變動。

用公司實際的酌量性費用減去期望酌量性費用，可以得到i公司第t年的操控性酌量性費用DDISEXPi，t。根據酌量性費用（包括銷售費用和管理費用）與上期主營業務收入存在的線性關系，得出期望酌量性費用估計模型，如公式（5）所示。其中，DISEXPi，t代表i公司第t年的酌量性費用。

根據以上模型，將操控性生產成本與操控性經營現金流量、操控性酌量性費用之差，定義為企業真實盈余管理程度（REM），如公式（6）所示 。

2.解釋變量。融資約束（fc），本文借鑒盧太平、張東旭（2014）的做法，采用Hadlock、Pierce（2010）給出的SA指數，作為融資約束的代理變量。SA指數的計算公式為：SA=-0.737×size+0.043×size2-0.040×age，其中size和age分別為企業規模的自然對數和企業成立時間。該指數的值越大，一般表示融資約束程度越高。將SA指數按照年度和行業分組，將大于行業年度均值的fc記為1，否則為0。

政府干預程度（GOV），本文用我國市場化指數報告提供的“政府與市場的關系”分指數來衡量企業所面臨的政府干預水平。由于市場化指數數據僅提供到2009年，本文使用趨勢外推法進行補齊。

3.控制變量。借鑒以往研究，本文加入一系列控制變量，以克服遺漏變量產生的偏誤。大量研究表明，企業性質（hld）、資產負債率（lev）、企業規模（size）、盈利能力（roa）都是影響盈余管理行為的關鍵因素（Roychowdhury，2006）。借鑒李增福、周婷（2013）的研究，審計質量（big4）使用虛擬變量，當會計師事務所為“四大”時取1，否則取0。本文還進一步控制了盈利能力（roa）、企業成長性（growth）、經營現金流（cfo）、資產周轉率（asstur）、應收賬款周轉率（rec）等因素。具體的變量定義如表1所示：

表1 變量定義

（三）研究模型設定

首先建立空模型（M0）。空模型并沒有實際意義，其作為多層次模型建立的起點，為后續模型的建立提供參照。公式如下：

上述模型中的EMij表示i地區j企業的盈余管理水平，唯一的固定效應γ00是樣本盈余管理水平的平均值，而誤差項則由省際差別u0j和各省企業的個體差別rij兩部分構成。本文用組間相關系數（ICC）來測量因變量的方差中被政府干預變量所解釋的部分，公式如下：

其中，p是模型中參數的總量，N為樣本量。BIC并不是為多層次模型而專門設計的，因而其應用規模并不明確，在此使用第一層樣本量。同離差一樣，較低的AIC和BIC顯示較高的模型擬合度。在模型中加入個體層面控制變量。組間相關系數較高表明企業盈余管理行為存在地區差異，因此在分析盈余管理因素時加入政府干預的直接影響，其中GOVj和γ01分別表示j地區政府干預變量及其系數。本文通過對比零模型的貝葉斯檢驗和赤池檢驗數值，來檢驗模型的擬合效果。隨機截距模型M1如下所示：

由于政府干預程度對不同性質企業的影響可能不同，因此本文在模型中加入企業性質變量（hld），用以控制企業性質對盈余管理的影響。建立模型M2如下所示：

引入企業性質與融資約束的交乘項（hldij×fcij），以此驗證在不同融資約束、不同性質的企業中政府干預對盈余管理的影響，以及政府干預的第二層次的調節影響。建立模型M3如下所示：

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

各變量的描述性統計結果見表2。可以看出，應計盈余管理程度的均值為0.083，真實盈余管理程度的均值為0.141。在企業面臨低融資約束的情況下，應計盈余管理程度和真實盈余管理程度的均值分別為0.089、0.144。相比低融資約束組，當企業面臨較高融資約束時應計盈余管理和真實盈余管理程度均值分別為0.076和0.137，這說明當企業面臨融資約束的時候會選擇或者被迫選擇提高會計信息質量以降低企業面臨的融資約束，與以往的研究結論一致（陳駿、徐玉德，2012）。

表2 主要變量的描述性統計

由于我國市場的特殊性，很多學者在盈余質量研究中加入企業控制人性質變量。為進一步分析企業性質對盈余管理的影響，根據企業性質對樣本作了進一步分組，若為國有企業，hld取1，否則取0，分組描述性統計結果如表3所示。

表3 主要變量分組描述性統計

由表3可以看出，國有企業不論是應計盈余管理程度還是真實盈余管理程度都明顯低于非國有企業。在四種分組中，國有高融資約束組其應計盈余管理水平均值為0.071，真實盈余管理程度均值為0.13。非國有低融資約束組的盈余管理程度最低，應計盈余管理和真實盈余管理程度均值分別為0.096和0.156。國有企業受到的融資約束要高于非國有企業。國有控制權下受到高融資約束的企業數量為4079家，低融資約束企業僅有2748家。而非國有企業的情況恰恰相反，受到高融資約束的企業為2501家，低融資約束企業為4954家。從資金供給方看，國有企業的再融資能力受到制約。

下頁圖反映了在不同的政府干預程度下融資約束與盈余管理之間的關系，隨著企業面臨融資約束程度的提高，其盈余管理程度顯著降低，而政府干預程度的提高會減弱這種變化。這種現象在真實盈余管理中更為明顯，在政府干預程度較高時真實盈余管理程度反而會有小幅上升，在政府干預程度減輕時則大幅下降。這可以部分驗證假設1和假設2，即政府干預對企業盈余管理具有影響，受到融資約束的企業通常會提高會計信息質量以降低融資成本。

（二）相關性分析

表4為各變量之間的pearson相關系數，其中應計盈余管理程度和真實盈余管理程度的相關系數為0.323且在1%的水平上顯著，兩者之間并非替代性關系，這與盧太平、張東旭（2014）的研究結果一致。可以看到融資約束與盈余管理在1%的水平上顯著負相關，支持研究假設2。融資約束與企業性質和盈余管理程度均在1%的水平上顯著負相關，政府干預與真實盈余管理程度在1%的水平上正相關，相關系數為0.042，與應計盈余管理程度沒有顯著的相關性，部分驗證了假設3。

政府干預對盈余管理與融資約束的調節作用圖

表4 變量pearson相關系數

（三）擬合結果分析

1.政府干預與企業盈余管理。模型M0的回歸結果如表5所示。

表5 模型M0回歸結果

應計盈余管理和真實盈余管理程度的組內方差分別為0.039與0.082，并在1%的水平上顯著，說明地區間的差異可以解釋部分盈余管理差異。由于不存在第一層或第二層變量，M0中只有一項固定效應（即γ00）被估計，其估計值分別為0.083與0.137，可被解釋為所有研究對象因變量的平均值。值得注意的是，本文中初始樣本為14282，由于西藏地區上市公司數量較少，導致多層線性模型無法估計，因此在實際估計模型中刪除了上市地點在西藏的73家公司樣本。模型的AIC和BIC統計量雖然在空模型中沒有實際意義，但是其作為一個始點，為以后的模型提供了比較依據。表6中模型M1僅加入政府干預程度的直接作用，結果并不顯著，說明政府干預程度并不能直接影響企業會計信息質量，融資約束對應計盈余管理的影響也并不顯著，這可能是由于受到企業性質干擾，但是其與真實盈余管理程度在1%的水平上顯著，說明相比低融資約束企業，高融資約束企業的真實盈余管理程度更高。加入政府干預和企業特征變量后模型的AIC和BIC降低，說明擬合效果有了一定提升。

為了進一步驗證政府干預對不同性質企業盈余管理的影響，在模型M2中加入企業性質變量。從表6中模型M2的擬合結果可以看出，在控制了企業性質后，地區層面的政府干預程度降低可以顯著降低盈余管理水平。而在模型M1中未加入企業性質時政府干預程度與盈余管理水平的關系并不顯著，這說明企業性質是政府干預和盈余管理的中介變量。企業變量在1%的水平上顯著為負，說明相比非國有企業，國有企業的盈余管理動機不強。加入企業性質變量后AIC和BIC的值進一步降低，擬合效果得到提升。結合前文分析及以上結論可見，政府干預對企業盈余管理存在直接影響，且影響的方向及大小受到企業性質、融資約束等因素的影響。

2.政府干預與企業盈余管理：融資約束的影響。由模型M1和M2的回歸結果可見，融資約束與盈余管理程度的回歸結果并不顯著，而真實盈余管理程度與融資約束在1%的水平上顯著正相關，說明企業在受到融資約束時會提高應計盈余管理水平，這主要是因為應計盈余管理容易被識別，雖然真實盈余管理的成本要高于應計盈余管理（蔡春等，2012），但是為了緩解融資約束，企業還是會進行真實盈余管理。模型M3控制了企業性質及政府干預對融資約束的交互作用后，融資約束顯著提高了企業會計信息質量。真實盈余管理程度的系數由0.014變成-0.042。之前不顯著的應計盈余管理程度也在1%的水平上顯著為負，相關系數為-0.038。可以發現企業為了緩解融資約束，會按照市場的要求提高會計信息質量，以降低融資成本。企業性質變量顯著為負，說明相較于非國有企業，國有企業的盈余管理水平更低。但是企業性質與融資約束的交乘項顯著為正，當國有企業存在較高融資約束時會極大地提高其盈余管理水平。從政府干預與融資約束的交互作用（GOV×fc）在模型M3中顯著為正可以看出，政府干預與融資約束的交互作用正向影響盈余管理，表明相較于沒有融資約束的企業，政府干預程度越大，企業的盈余管理程度越低，至此驗證了假設2。

3.政府干預與企業盈余管理：融資約束與企業性質的交互影響。企業性質變量顯著為負，說明相較于非國有企業，國有企業的盈余管理水平更低。但是企業與融資約束的交互作用顯著為正，當國有企業存在較高融資約束時會極大地提高其盈余管理水平，說明融資約束是企業性質與盈余管理間的調節變量。政府干預、融資約束和企業性質交互作用（GOV×hld×fc）在模型M3中顯著為負，表明相較于非國有企業（包括有融資約束和沒有融資約束）和沒有融資約束的國有企業，政府干預程度越高，企業的盈余管理程度越高，驗證了假設3。

表6 模型M1～M3回歸結果

五、穩健性檢驗

為了區分企業性質和融資約束的影響，按照企業性質和融資約束進行分組，回歸結果如表7所示。政府干預程度越低，企業的會計信息質量越高，說明政府干預程度低的地區，市場機制能有效發揮作用，企業會提高會計信息質量，以緩解融資約束。政府干預對非國有企業的影響大于國有企業，且更為顯著。受到高融資約束的非國有企業比低融資約束非國有企業的會計信息質量更高，這與前文的分析結果一致。政府干預和融資約束的交互作用與盈余管理的關系在企業性質為非國有時顯著為正，表明非國有企業在面臨融資約束時，如果政府干預減少，其機會主義行為會增加，以通過粉飾報表來緩解融資約束。而在國有企業組不顯著，說明政府干預的監督作用對國有企業并不顯著。這進一步驗證了本文的研究假設。

為了檢驗融資約束的分組情況，使用KZ指數來度量融資約束，計算結果與本文結論基本一致。此外，使用OLS模型對模型M3進行了回歸，回歸結果的符號與上文一致，僅在系數大小上存在差異。考慮到篇幅限制，未列出以上結果。

表7 模型分組回歸結果

六、結論

本文利用2006～2015年我國A股上市公司的數據，使用多層線性模型研究政府干預、融資約束、企業性質對企業盈余管理的影響。研究發現，政府干預程度對盈余管理不僅存在直接影響，而且對企業性質和企業所受融資約束對盈余管理的影響存在調節作用。企業性質是政府干預和盈余管理的中介變量，與低融資約束的情況相比，在受到較高融資約束的情況下，減少政府干預會降低會計信息質量，這體現了政府干預的監督作用，但這種監督主要是針對非國有企業。

政治晉升錦標賽的激勵、地方分權和財政分制改革構成了政府干預的動機和能力（譚勁松等，2012），形成國有企業預算軟約束。政府干預在資源配置中通常存在高昂的尋租成本，較高的會計信息質量又是市場發揮價格機制對資源配置的前提。當前我國體制改革已進入攻堅期和深水區，應尊重非國有企業的市場地位，減輕國有企業的預算軟約束，提高企業會計信息質量，保護投資者權益，充分發揮價格機制在資源配置中的引導作用。

薄仙慧，吳聯生..國有控股與機構投資者的治理效應：盈余管理視角［J］..經濟研究，2009（2）..

蔡春，朱榮，和輝等..盈余管理方式選擇、行為隱性化與瀕死企業狀況改善——來自A股特別處理公司的經驗證據［J］..會計研究，2012（9）..

陳暉麗，劉峰..融資融券的治理效應研究——基于公司盈余管理的視角［J］..會計研究，2014（9）..

陳駿，徐玉德..高管薪酬激勵會關注債權人利益嗎？——基于我國上市公司債務期限約束視角的經驗證據［J］..會計研究，2012（9）..

鄧可斌，曾海艦..中國企業的融資約束：特征現象與成因檢驗［J］..經濟研究，2014（2）..

韓東平，張鵬..貨幣政策、融資約束與投資效率——來自中國民營上市公司的經驗證據［J］..南開管理評論，2015（4）..

林毅夫，李志赟..政策性負擔、道德風險與預算軟約束［J］..經濟研究，2004（2）..