企業特征對盈余管理的影響
——基于A股上市公司的實證研究

魯嘯軍（副教授）王子碩

（哈爾濱商業大學黑龍江哈爾濱150028）

一、引言

21世紀初，美國發生了一系列會計財務舞弊事件，其中包括安然、世通等公司。研究發現，這些財務舞弊事件的核心通常涉及盈余管理，盈余管理逐漸成為各界關注的熱點問題。有學者認為在不損害相關者利益的前提下，盈余管理可以保證會計盈余的穩定性，使得各種契約順利履行；也有學者認為盈余管理使得投資者無法通過財務報告準確判斷企業價值，導致企業信息更加不透明，掌握信息的管理者更有可能通過內部交易來謀求私利。利益相關者需要獲取具有真實性、可靠性的財務信息，因為正確的財務報表信息能引導利益相關者對企業價值和財務風險進行更為準確的評估。然而，管理者普遍存在因績效薪酬、合同違約成本、企業股票價格等需要操縱盈余管理的現象。管理者虛抬利潤，使得董事會與投資者對未來的估計過于樂觀，導致投資過度，進而損害股東和投資者的利益。

為了抑制高層管理人員進行過度的盈余管理，中外學者開展了大量研究工作，取得許多有價值的研究成果，但缺乏對企業特征與盈余管理之間內在關系的研究，更缺少實證分析。為此，本文以我國滬深證券交易所199家上市公司為對象，分析企業特征對盈余管理的影響，目的在于揭示企業特征與盈余管理之間的關系，為利益相關方通過企業特征預估公司盈余管理可能性提供依據，從而抑制管理層的過度盈余管理。

二、理論基礎與假設

近些年來，我國會計準則與國際財務報告準則（IFRS）在實現持續趨同，財務報告內容的透明度與真實性也在不斷增加，但企業通過盈余管理操縱財務報告的情況仍然存在。一些上市公司更多地采用真實盈余管理手段調節盈余，增加了分析師的分析難度，對企業信息評估的準確性下降。美國會計學家Healy等（1999）認為盈余管理是管理層為了誤導一些利益相關者對于企業潛在的經濟表現的認知，或影響基于報告盈余為基礎的合同結果，而在編制財務報告和構建交易的過程中根據職業判斷來改變財務報告的行為。根據信號傳遞理論，收益向資本市場表明企業在一定時期內從事增值活動的程度。因此，企業管理層關心的是收益的數額以及財務報表。盈余管理與權責發生制有一定關系，在權責發生制下管理人員可以通過控制收入和費用確認時間來操縱一定時期內企業的收益。研究盈余管理影響因素的文獻比較多，但研究有關企業特征對盈余管理的影響文獻比較少。本文試圖研究企業特征和盈余管理之間的關系，即企業規模、企業財務杠桿（債務水平）、企業盈利能力和企業盈余管理之間的關系。

（一）企業規模和盈余管理

不同的企業，規模大小不一，因此必須考慮企業規模如何影響盈余管理水平。Meek（2007）認為，基于信息不對稱理論，大企業由于治理和控制能力強，信息不對稱程度較低，從而盈余管理活動較少。Ahmad（2014）認為，企業規模與盈余管理之間存在負相關關系，原因如下：一是與小企業相比，大企業可能有更強的內部控制系統，不利于管理層的盈余管理。二是有效的內控系統更有利于向公眾發布可靠的財務信息，因此這可能會降低管理層操縱收益的能力。此外，大企業通常由審計實力較強的會計師事務所審計，這有助于防止盈余管理并進行有效審計。三是聲譽成本高。大企業的聲譽成本高于小企業，因為相對于小企業而言，大企業一般有更好的市場前景和潛力，因此這可能有效控制大企業從事盈余管理的程度。李增福等（2013）認為企業規模的增大將促使管理層減少應計盈余管理方式的運用，采用真實盈余管理方式。劉曉華等（2015）認為企業規模與盈余管理顯著負相關，說明規模越大的企業盈余管理程度越低，會計信息質量越高。基于以上分析，本文提出假設1：

H1：企業規模與盈余管理程度存在負相關關系。

（二）企業財務杠桿（債務水平）和盈余管理

管理人員可能采用某些會計方法來降低債務成本，使其管理企業的財務報表信譽度良好。因此，債務水平與會計政策選擇之間存在聯系，任何違反這些債務契約的行為都會給企業帶來成本，這會導致管理層盡量避免增加成本支出的盈余管理方式。將這兩個變量聯系起來的理論是財務困境理論，該理論考察了財務困境企業管理者的盈余管理激勵。該理論認為，當管理層操縱企業的收益時，其目的是為了讓債權人相信，財務困境只是暫時的，很快就能恢復。當企業過于依賴于債務時，管理者傾向于通過盈余管理改變報表結果，這樣會使報表更符合債權人的期待，從而避免增加企業與銀行等債權人重新談判的成本。基于以上分析，本文提出假設2：

H2：企業財務杠桿（債務水平）與盈余管理程度之間存在正相關關系。

（三）盈利能力和盈余管理

企業的盈利能力主要用凈資產收益率（ROE）來衡量。信號理論表明，當企業獲得高水平的財務業績時，企業會增加信息披露的數量來向股東證明企業擁有足夠的財富，即盈利能力好的企業會披露更多的會計信息，Lang等（1993）也支持這一觀點，盈利能力更強的企業更容易向金融市場透露好消息。根據信號理論的傳遞效應，進一步推論，為了維護企業的正面形象和管理層的利益，避免過多信息披露造成不良的影響，企業對信息進行加工（盈余管理）的動機就越強。基于以上分析，本文提出假設3：

H3：企業盈利能力與盈余管理之間存在正相關關系。

（四）企業的審計質量和盈余管理

Yasar（2013）研究發現，審計質量對可操控性應計利潤沒有影響，這可能與監管部門對審計人員的處罰較輕、審計人員面臨的訴訟風險較小有關。Piot等（2007）認為，國際“四大”和非“四大”會計師事務所由于與客戶的密切關系，在某些環境下可能不會約束客戶企業盈余管理行為，至多采用“用腳投票”的方式出具審計報告。可見，會計師事務所等審計機構對企業的盈余管理并不敏感，基于以上分析，本文提出假設4：

H4：審計質量與盈余管理之間不存在顯著關系。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以滬深證券交易所199家上市公司2009—2018年數據作為樣本，剔除掉金融機構和數據不全的樣本。次級數據類型是用來測量財務報表中因變量和自變量的數據。數據來源于CSMAR數據庫，使用STATA程序進行隨機廣義最小二乘（GLS）回歸。

本文使用的面板數據，同時包含時間序列和橫截面數據。之所以選擇面板數據，是因為它有一個重要的優勢，即與單純的橫截面數據或時間序列數據相比，可利用面板數據構建并檢驗更復雜的行為模型。面板數據還具有信息量大、可變性大、共線性少等其他優點。因此，在變量中，使用面板數據更有利于獲得無偏見和更可靠的結果。另外，在具有固定效應的模型中，誤差項是可以與回歸量相關的；而在隨機效應模型中誤差項是一個完全隨機的誤差，誤差要與回歸量無關。可見，隨機效應模型背后的原理與固定效應模型不同，實體之間的變化被假定為隨機的，與模型中包含的自變量不相關。此點決定了在相關性分析中應該選擇哪種效應模型。

（二）變量的定義

1.被解釋變量。被解釋變量為盈余管理。近年來大多數盈余管理文獻主要依賴于可操控性應計利潤（Discretionary Accrual，DA）作為盈余管理的代理變量，因此本研究將使用可操控性應計利潤的絕對值作為盈余管理的代理變量。應計利潤總額可分為可操縱應計利潤和不可操縱應計利潤兩部分，即：

其中，TAt表示t年應計項目總額；DAt表示t年可操控性應計利潤；NDAt表示t年非可操控性應計利潤。

本研究使用的修正后的Jones模型（1995），計算NDAtj的公式如下：

為了找到NDA方程中需要使用的企業具體參數，本文使用回歸方程來尋找這些參數，其方程如下：

用（1）-（2），即總應計利潤減去期望應計利潤，就可以得到代表盈余管理的可操控性應計利潤DAt。

以上各式中，NDAtj表示對于j公司t年非可操控性應計利潤；At-1表示在t-1年j公司總資產；ΔREVt表示j公司t年主營業務收入增加額；ΔARt表示j公司t年應收賬款增加額；PPEtj表示j公司t年固定資產；β1j、β2j、β3j為具體的參數；b1、b2、b3分別是β1j、β2j、β3j的估計值；εt為隨機誤差。

2.解釋變量。解釋變量包括企業規模、盈利能力、審計質量以及財務杠桿（債務水平）。企業規模采用期末資產的自然對數進行度量，盈利能力采用凈資產收益率來度量，財務杠桿（債務水平）用資產負債率來度量，審計質量由是否是國際“四大”會計師事務所來判斷。

3.控制變量。控制變量包含行業虛擬變量、時間虛擬變量、行業競爭屬性。參考江偉（2011）研究成果，即把行業屬性分為壟斷性和競爭性兩大類，其中壟斷行業包括石油化工、能源和原材料等，其余為競爭性行業。具體而言，本文根據證監會2012年公布的二級行業代碼確定如下行業為壟斷行業：B：采礦業；C16：煙草制品業；C25：石油加工煉焦和核燃料加工業；C31：黑色金屬冶煉和壓延加工業；C32：有色金屬冶煉和壓延加工業；D：電力、熱力、燃氣及水生產和供應業。

變量具體定義詳見表1。

表1 解釋變量與控制變量

（三）模型構建

本文利用以下回歸模型檢驗多個獨立變量。

DA=β0+β1SIZE+β2LEV+β3ROE+β4Big4+β5IND+ε

其中ε表示誤差項。

四、實證分析

（一）描述性統計

樣本的描述性統計見表2。結果表明，選取的樣本企業的因變量（可操控性應計項目“DA”絕對值）的均值為0.0696166，標準差約為10.3%。這一平均值意味著樣本公司中盈余管理的差距較小。企業規模的均值和標準差分別為22.446和1.308；盈利能力的均值為0.085，最大值為0.928，最小值為-0.901，說明樣本企業盈利能力的差距懸殊；財務杠桿的均值和標準差分別為0.508和0.190。樣本中有16.1%屬于壟斷性行業企業，83.9%屬于競爭性行業企業，說明來自競爭性行業的樣本占多數。此外，由國際“四大”會計師事務所審計的企業比例為7.9%，非國際“四大”會計師事務所審計的企業比例為92.1%，說明非國際“四大”會計師事務所審計的樣本占絕大多數。

表2 描述性統計

（二）相關性分析

相關性分析的目的是檢驗因變量和自變量之間的關系以及自變量之間的相互關系，有助于檢驗多重共線性問題。使用Pearson相關系數用來衡量定距變量間的線性關系。自變量之間的Pearson相關性不應超過0.8，以證明變量之間不存在多重共線性問題（Bryman等，1997）。如表3所示，企業規模與企業盈利能力的相關性最高，為0.396，但不超過0.8，說明本研究模型中使用的自變量之間不存在多重共線性問題。

表3 相關性分析

（三）回歸分析

以可操控性應計利潤為因變量，對199家公司2009—2018年的樣本進行Hausman檢驗。結果表明，與0.05相比，0.686的水平不顯著，即不相關，說明應該使用隨機效應回歸而不是固定效應，本文采用廣義最小二乘法（GLS）回歸估計隨機效應模型，如表4所示。顯著性水平為0.0000，調整R2為0.124，也就是說，解釋了12.4%的因變量（盈余管理）的變化。對于每個獨立變量和因變量之間顯著性水平除了審計質量和行業競爭屬性外都有較大的顯著性水平，即P值小于0.05。其中自變量的系數為負數說明自變量與企業盈余管理負相關。

表4 修正的Jones模型回歸結果

由上頁表4可見，修正的Jones模型回歸結果中，企業規模與DA在1%水平上顯著負相關，說明企業規模可以有效抑制盈余管理，進而支持了假設1；財務杠桿與DA在5%的水平上顯著正相關，說明財務杠桿能顯著影響盈余管理程度，支持了假設2；盈利能力與DA在1%水平上顯著正相關，支持了假設3；審計質量P值為0.668，大于0.05，表明與DA關系不顯著，支持了假設4。

（四）穩健性檢驗

為檢驗研究結論的可靠性，本文還進行了如下的穩健性檢驗：由于在主模型中DA采用修正的Jones模型計算而得，穩健性檢驗中DA采用未修正的Jones模型進行替換，重新進行回歸分析，得出的結論如表5所示，與本文的主模型研究結論保持一致，說明研究結論可靠性較好。

表5 Jones模型回歸結果

五、結論與局限

本文分析了滬深證券交易所199家上市公司2009—2018年財務報表數據，探討了四個企業特征，即企業規模、企業財務杠桿（債務水平）、企業盈利能力和企業審計質量對盈余管理的影響。研究結論拓展了人們對財務報告質量及其重要性的認識。這些結論對依賴企業財務報告進行投資和相關決策的投資者及其他利益相關者有重要的參考價值。

本文得到以下結論：（1）企業規模與盈余管理之間存在負相關關系。企業規模越大，盈余管理程度越低。（2）財務杠桿（債務水平）與盈余管理存在正相關關系。隨著財務杠桿的增加，管理人員會想辦法降低債務成本，因此盈余管理程度增加。（3）盈利能力與盈余管理存在正相關關系。（4）會計師事務所不會刻意約束客戶企業的盈余管理，因此審計質量與盈余管理關系不顯著。

本文的研究還存在一些局限性。首先，只研究了構成企業特征的四個獨立變量的影響，這些是在之前的文獻中測試盈余管理效果最常用的特征，可能也有其他企業特征與盈余管理存在密切關系，而沒有納入本研究范圍之內。其次，這項研究僅涉及滬深證券交易所199家公司，而且由于資料獲取的限制，未能包含外國公司。未來的研究可以考慮其他企業特征，以及其他可能對因變量可操控性應計利潤衡量產生更大影響的自變量，如公司治理變量和文化維度等。