戰略激進度、產權性質與盈余管理
——來自工業上市公司的經驗證據

馬 杰,安昕婧

(東華理工大學 經濟與管理學院,江西 南昌 330013)

企業的盈余管理會導致會計信息失真,陳佳聲認為企業盈余管理越激進,其會計信息失真程度越高[1];洪葒和胡華夏實證表明盈余管理會隨著時間的變化向財務舞弊的方向發展[2]。財務舞弊對公司的影響極其惡劣,為減少財務舞弊的發生,可從企業的盈余管理開始監督。戰略是影響企業盈余管理的一個重要因素。Miles和Snow根據企業戰略的激進程度,將其劃分為進攻型、分析型和防御型。關于戰略激進度和盈余管理關系的討論主要體現在三個層面。首先,從戰略激進度和整體盈余管理的層面:孫健和王百強認為企業戰略越激進,其盈余管理程度越高[3];夏同水在此觀點基礎上進一步驗證了融資需求在兩者間的中介作用[4]。其次,從企業選擇真實或應計盈余管理的層面:閆煥民從審計治理的視角,發現公司戰略激進度越高,越偏好調整應計項目[5]。孫燕芳和夏嘉一也認為采取進攻型戰略的企業,其在進行盈余管理時越傾向于應計盈余管理[6]。另外,邵劍兵和陳永恒從企業避稅行為的角度,也得出了相似的結論[7]。最后,從企業選擇實施正向或負向的盈余管理的層面:程乃勝研究發現企業戰略越激進,越傾向于正向調整會計應計項目進行盈余管理,且避免負向盈余[8]?？傮w來看,學者們研究前兩個層面所得出的結論較為一致,而關于第三個層面兩者關系的討論相對較少。

2021年我國工業生產總值占國內生產總值的比重高達32.6%,但同時其產能過剩問題也較為突出。工業企業的盈余管理一旦發展為財務舞弊,將嚴重擾亂市場秩序。因此,本文以工業上市公司為研究對象,考察戰略激進度和盈余管理的關系,同時,考慮了產權性質的特殊性,這對外部投資以及監督治理有一定的意義。

1 理論分析與假設

1.1 企業戰略與盈余管理

企業實施盈余管理,可能會利用會計估計、會計政策等實現,也可能會從真實交易活動著手。對于采取進攻型戰略的企業來說,一方面其經營、投資和財務風險會比防御型企業更高,為了保證利益相關者對企業未來經營充滿信心,可能會進行盈余管理以達到改善業績的目的。另一方面,企業的戰略越激進,其在產品研發和市場開拓方面的投入也越大,面臨的融資需求更高,因此進行盈余管理的動機更強。本文認為采取進攻型戰略的企業,在進行決策時會更多變,企業與外部利益相關者之間信息不對稱程度較大,因此其進行盈余管理的可能性更大。但是,在企業的實際操作過程中,相較于應計盈余管理,真空盈余管理活動給企業帶來的危害性更大。故做出以下假設:

假設H1:工業企業的戰略越激進程度越高,其選擇應計盈余管理的可能性越大,選擇真實盈余管理的可能性越小。

企業在不同發展階段為了實現不同的目標,會進行不同程度、不同方向的盈余管理。進攻型企業為維持其持續競爭優勢,會投入較多的研發資金,且研發時間長、不確定性大,致使企業面臨較高的融資需求。為提高外部投資者的資金投入,企業會進行正向的盈余管理。其次,基于維護上市資格的目的,也會增加企業進行正向盈余管理的動機。此外,企業戰略越激進,面臨的風險越高,因此企業會積極采取措施降低風險,但是與此同時,企業采取這些措施會對盈余管理產生一定的影響。艾永芳,佟孟華認為CEO與CFO任期交錯有利于降低股價崩盤風險,促進公司治理水平的提高[9];但姜付秀發現企業實行CFO和CEO任期交錯這一措施,會增加企業的正向盈余管理行為,但是并沒有對負向盈余管理產生顯著影響[10]?；谏鲜龇治?本文提出假設:

假設H2:在應計盈余中,企業戰略激進度越高,正向盈余管理的程度會增加,但是對負向盈余管理的影響不顯著。

1.2 產權性質的調節作用

產權性質會對上市企業的盈余管理產生一定的影響。由于國有企業肩負著許多的社會責任,擁有較多的財務和政治方面的支持,且國家對企業違紀違規行為的監管和處罰力度不斷加大,因此其進行盈余管理的意愿更小;而非國有企業面臨較高的業績壓力,更重視財務績效,且非國有企業高管的違紀違規成本仍然較低,因而其進行盈余管理的經濟動機也更強。對盈余管理的具體分析中,也有不同的觀點:顧鳴潤等研究發現,相較于民營企業,國有企業存在更多的真實盈余管理行為[11]。馬永強發現企業獲取信貸資源時進行盈余管理,國有企業更傾向于應計項目盈余管理,而非國有企業則更愿意選擇采取真實活動盈余管理[12];何丹、黃之荔發現國有企業在股權再融資期間,比非國有企業進行真實盈余管理的程度更高[13]?；谏鲜龇治?本文提出以下假設:

假設H3:產權性質會抑制企業戰略和盈余管理之間的關系,即在非國有企業中,兩者之間的關系更加顯著。

2 研究設計

2.1 企業戰略的度量

關于企業戰略,本文主要用六個指標來度量:① 無形資產占營業收入的比重,比值越大,研發投入越高,戰略越激進;② 員工人數占營業收入的比例,企業開發新市場,需要大量的員工來生產和推廣,也象征著戰略越激進;③ 銷售跟管理費用之和,在營業收入中的占比,產品研發后的推廣會使得這兩項費用的大幅度提高;④ 營業收入的歷史增長率,一般來說在進攻型企業中,該比值較高;⑤ 員工人數波動性,企業越保守,人員變動情況越少,反之不確定性越高,波動較大;⑥ 固定資產占總資產的比重,企業的戰略越保守,其在進行投資決策時越傾向于固定資產,而進攻型企業則相反。

為量化企業戰略激進度這一指標,首先,對上述變量分別取5年的平均值,然后,根據年度和行業進行分組,將前五個變量從小到大排序后平均分成5組,最小組賦值為0分,依次往后到最大組賦值為4分;特殊的,第6個變量則從最小組到最大組依次賦值為4～0分;最后,將每一個企業在各年的六個得分相加總(總分介于0～24)。觀察最后得分:分數越高,意味著與企業戰略越激進。

2.2 盈余管理的度量

1) 應計盈余管理(AEM)。

本文借鑒Dechow等的方法,采用修正的JONES模型來度量AEM。

TAi,t/Ai,t-1=α1*1/Ai,t-1+α2*(ΔREVi,t-ΔRECi,t)/Ai,t-1+α3*PPEi,t/Ai,t-1+εi,t

(1)

NDAi,t/Ai,t-1=α1*1/Ai,t-1+α2*(ΔREVi,t-ΔRECi,t)/Ai,t-1+α3*PPEi,t/Ai,t-1

(2)

AEM=TAi,t-NDAi,t

(3)

在上式中,公司的總應計利潤用符號TA來表示,A為期末資產總額,企業當期與上期主營業務收入的差額、期末應收賬款的差額,分別用△REV、△REC來表示,PPE則為期末固定資產的價值。根據模型(1)(2)得到正常應計利潤NDA后,利用公式(3)計算操控性應計利潤AEM,再取絕對值。

2) 真實盈余管理(REM)。

本文參照Roychowdhury的方法,通過異常經營活動現金流(ACFO)、異常生產成本(APROD)和異常費用(ADISX)三個指標來計算真實盈余管理。

CFOi,t/Ai,t-1=β0+β1*1/Ai,t-1+β2*Si,t/Ai,t-1+β3*ΔSi,t/Ai,t-1+εi,t

(4)

PRODi,t/Ai,t-1=β0+β1*1/Ai,t-1+β2*Si,t/Ai,t-1+β3*ΔSi,t/Ai,t-1+β4*ΔSi,t-1/Ai,t-1+εi,t

(5)

DISXi,t/Ai,t-1=β0+β1*1/Ai,t-1+β2*Si,t/Ai,t-1+εi,t

(6)

企業經營活動現金凈流量用CFO來表示,S是營業收入,則ΔS為本期營業收入與上期的差額,PROD為生產、銷售成本及存貨變動之和,DISX表示銷售費用與管理費用之和。通過模型(4)(5)(6)分別得到APROD、ACFO以及ADISX,并根據公式REM=APROD-ACFO-ADISX,最終得出真實活動盈余管理(REM)的值。

2.3 模型構建

AEM=α0+α1*STRA+α2*SIZE+α3*LEV+α4*ROA+α5*MB+α6*BOAR+α7*SHAR+α8*BIG4+INDUSTRY+YEAR+ε

(7)

REM=α0+α1*STRA+α2*SIZE+α3*LEV+α4*ROA+α5*MB+α6*BOAR+α7*SHAR+α8*BIG4+INDUSTRY+YEAR+η

(8)

為檢驗假設H1,構建模型(7)(8),STAR為企業戰略激進度,其余控制變量在表1中進行介紹。為檢驗假設H2,將上式中的AEM替換成+AEM和-AEM。最后為探究產權性質對企業戰略與盈余管理的影響,借鑒毛志宏和金龍的方法[14],在模型(7)(8)中加入表示產權性質SOE和企業戰略與產權性質的交乘項STATE×SOE,構建出模型(9)和(10)。

表1 變量定義

AEM=α0+α1*STRA+α2*SOE+α3*STRA*SOE+α4*SIZE+α5*LEV+α6*ROA+α7*MB+α8*BOAR+α9*SHAR+α10*BIG4+INDUSTRY+YEAR+ε

(9)

REM=α0+α1*STRA+α2*SOE+α3*STRA*SOE+α4*SIZE+α5*LEV+α6*ROA+α7*MB+α8*BOAR+α9*SHAR+α10*BIG4+INDUSTRY+YEAR+η

(10)

2.4 樣本選擇與數據來源

本文以工業企業為研究對象,搜集了A股上市公司的2012—2021年數據,且數據來源均為國泰安數據庫。整理過程中將企業戰略變量不足5年,以及其他相關變量存在缺失的樣本進行刪減,最終保留了8 960個樣本值,所有的數據處理均通過軟件Stata16實現。

3 實證分析

3.1 描述性統計

根據表2的描述性統計分析,變量應計和真實盈余管理的最大值分別是9.16和6.08,最小值分別是0和-4.68,說明上市公司間的應計和真實盈余管理的水平存在較大差異。STRA的平均值為11.92,說明樣本中上市公司采取的戰略更傾向于分析型,整體得分在0～24分之間,分布基本合理。產權性質的平均值為0.56,表明樣本中國有企業的占比為56%。

表2 描述性統計

3.2 相關性分析

表3是對變量進行相關性分析的結果,其中,可以初步判斷公司戰略與應計盈余管理的絕對值正相關,與真實盈余管理負相關。相關系數均小于0.5,說明回歸模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 相關性分析

3.3 回歸結果分析

表4是對所前文模型進行檢驗的結果,模型(7)(8)的被解釋變量分別為應計盈余管理和真實盈余管理,對應表中的(1)和(3)列。第(1)(2)列回歸結果表明STRA與AEM顯著正相關,與REM顯著負相關,估計系數分別為0.001(在5%的水平下顯著)和-0.005(在1%的水平下顯著),說明企業采取的戰略越激進,其應計盈余操縱行為越易發生,真實盈余管理行為發生的可能性越低,證實了假設H1。第(5)(6)列的實證結果驗證了企業戰略激進度與正向、負向盈余管理的關系,第(5)列中企業戰略的系數為0.000 6,且在5%的水平下顯著,說明企業戰略越激進,越傾向于進行正向盈余管理;而第(6)列的實證結果顯示企業戰略類型與負向盈余管理無顯著性關系,該結果證實了假設H2。

表4 回歸結果

表5 替換解釋變量

表6 替換被解釋變量

產權性質的調節作用如下表(2)(4)列所示,在STRA與AEM顯著正相關情況下,STATE×SOE的系數為-0.002 3,且在1%的水平下顯著,證明SOE顯著抑制了企業戰略激進度對應計盈余管理的正向促進作用,即相較于國有企業,戰略越傾向于進攻型的非國有企業,其進行應計盈余管理的強度更大。但是對于真實盈余管理,(4)中的實證結果顯示并不顯著,即未證實相對于國有上市企業,非國有上市企業戰略和真實盈余管理的關系更為顯著。

4 穩健性檢驗

本文首先通過改變企業戰略的度量方式進行穩健性分析。將原來的STRA值換成虛擬變量,在STRA的四分位數處進行分組,樣本中戰略值處于前25%(即STRA≤9)的企業,視為采取防御型戰略,處于后25%(即STRA≥15)的企業,視為采取進攻型戰略,最后介于25%～75%(即9

另外,將被解釋變量中的應計盈余管理的計算方法由修正的JONES模型,改換為JONES模型,實證結果與原結論一致。

5 結語

本文主要得出以下結論:首先,工業企業的戰略越激進,其實施應計盈余管理的行為越多,真實盈余管理行為越少。其次,將應計盈余管理中的正向和負向盈余進行分組研究,發現企業戰略越激進,正向盈余管理的程度越高,但是對負向盈余管理的影響不顯著。最后,受產權性質的影響,在非國有企業中,企業戰略激進度和應計盈余管理的關系更為顯著,但在戰略激進度和真實盈余管理的關系中,并沒有發現產權性質起到顯著的調節作用。

本文的研究啟示是:首先,監管層可以根據企業的戰略類型,重點關注其可能實施的盈余管理行為,從而進行差異化監管,提高效率:對于戰略較為激進的企業,重點監督其應計盈余管理行為,特別是正向的盈余操縱;對于非國有企業,要特別監控其真實盈余管理。其次,政策制定者要不斷完善有關制度,促使上市公司在合理范圍內及時披露相關的戰略信息,降低信息的不對稱性。另外,利益相關者要認識到企業的戰略類型對會計信息質量的影響,在了解企業戰略的基礎之上,再考察企業披露會計信息的真實、可靠性,會做出更加有效和準確的判斷。最后,盡管實證結果表明,產權性質會調節企業戰略和盈余管理的關系,但實證僅說明國有企業中,企業戰略和應計盈余管理之間的關系會被削弱,但沒有證明企業戰略和真實盈余管理間的關系會被削弱,且相較于應計盈余管理行為,真實盈余管理行為對公司的危害性更大,所以應當更多的關注企業真實盈余管理行為。