公司治理盈余質(zhì)量與經(jīng)理人代理成本研究

李永清

【摘要】 文章用工具變量和面板數(shù)據(jù)模型等方法考察了盈余質(zhì)量對股東——經(jīng)理人代理關(guān)系的影響。以應(yīng)計質(zhì)量為盈余質(zhì)量的度量研究發(fā)現(xiàn)，盈余質(zhì)量高的上市公司經(jīng)理人代理成本較低，盈余質(zhì)量改善的上市公司經(jīng)理人代理成本發(fā)生了顯著下降。文章的研究結(jié)論為會計信息的公司治理效應(yīng)提供了新的證據(jù)。

【關(guān)鍵詞】 盈余質(zhì)量； 經(jīng)理人代理成本； 公司治理； 應(yīng)計質(zhì)量

一、引言

近年來，上市公司高管人員在職高消費、貪污公款、挪用并轉(zhuǎn)移資產(chǎn)和攜款潛逃等現(xiàn)象屢見不鮮，股東與經(jīng)理人之間的代理問題表現(xiàn)突出，公司治理結(jié)構(gòu)的不合理引起了代理成本的增加。與此同時，我國資本市場中的盈余操縱現(xiàn)象頻繁，信息失真嚴重，眾多上市公司盈余均存在著嚴重的質(zhì)量問題。資本市場中出現(xiàn)了上市公司盈利的“10％”和“6％”現(xiàn)象，說明我國上市公司進行盈余管理的頻繁性與普遍性。這些現(xiàn)象表明，我國上市公司的盈余質(zhì)量已經(jīng)受到了嚴重損害。

代理問題產(chǎn)生的根本原因在于信息的不對稱，由于契約雙方存在著信息的不對稱，代理人即信息的優(yōu)勢方往往實施與委托人目標函數(shù)不一致的行為，進而導(dǎo)致委托人的利益受損。為了緩解或解決代理問題，需要在委托人與代理人之間建立一套機制，以使得代理人的行動符合委托人的利益目標。這種機制一般會通過契約（顯性或隱性）的形式固定下來，如公司章程、經(jīng)理人報酬契約等。

最優(yōu)的契約安排應(yīng)該是能夠使得代理成本最小化，因此其構(gòu)建的最優(yōu)標準為代理人的努力程度。然而，由于代理人的努力程度無法被委托人觀察，因此無法作為代理契約制定與執(zhí)行的基礎(chǔ)。作為契約簽訂和執(zhí)行基礎(chǔ)的必須是能被委托人和代理人觀測到的共同信息。在有效資本市場前提下，會計是信息優(yōu)勢方向信息劣勢方傳遞信號的一種手段，而且是符合成本效益原則的手段之一。

二、文獻回顧

在財務(wù)與會計研究中，代理成本的計量有兩類方法：一是直接計量企業(yè)的效率損失或額外支出；二是通過影響代理成本的公司因素間接地計量（李明輝，2005）。在前一類中廣泛采用的是Ang等提出的營業(yè)費用率法和資產(chǎn)使用效率法。該方法認為特定企業(yè)的代理成本等于其營業(yè)費用與零代理成本企業(yè)營業(yè)費用的差額。這種方法所計量的代理成本包括管理者的額外消費及其他代理成本，因此稱之為直接代理成本。而資產(chǎn)使用效率法則從產(chǎn)出角度度量代理成本，該方法認為資產(chǎn)周轉(zhuǎn)效率代表著經(jīng)理人對資產(chǎn)使用的效率，較低的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率表明經(jīng)理人可能將資產(chǎn)用于非生產(chǎn)性目的，意味著較高的代理成本。后一類方法中的變量包括公司規(guī)模、財務(wù)杠桿、增長性、股權(quán)集中度和管理層持股等。

Jensen（1986）認為，企業(yè)閑置現(xiàn)金流量與企業(yè)成長潛力對代理成本有一定的影響，在擁有較多閑置現(xiàn)金流量，并且成長潛力較小的企業(yè)中，經(jīng)理人與股東利益沖突較為嚴重，代理成本較高。他還指出，負債可以通過降低經(jīng)理人可隨意支配的現(xiàn)金流量從而降低自由現(xiàn)金流量的代理成本。Jensen和Meckling（1976）指出，經(jīng)理人持股水平也是重要因素。自利的經(jīng)理人持有的公司股份越低，就越容易與外部股東存在分歧，保證和監(jiān)督成本也就越高，代理成本將越高。隨著經(jīng)理人持有的所有權(quán)比例的上升，經(jīng)理人自己所承擔(dān)的花費津貼等的成本亦將增加，由于經(jīng)理人將承擔(dān)更大份額的代理成本損失，所以經(jīng)理人持股可以減少其與股東的利益沖突。

三、樣本選擇與研究設(shè)計

本文數(shù)據(jù)為2004—2006年的A股上市公司，并剔除金融保險類、數(shù)據(jù)不能獲得和數(shù)據(jù)異常的樣本，共計2 981個研究樣本。本文以應(yīng)計質(zhì)量定義盈余質(zhì)量并采用Dechow and Dichev（2002）模型進行估計。常用的Jones模型及修正Jones模型均隱含著一個前提假設(shè)：非操控性應(yīng)計項目是由一些會計要素決定的，而這些會計要素是沒有被操縱的。

其中，TCA為經(jīng)平均總資產(chǎn)調(diào)整后的線下項目前總應(yīng)計項目，等于營業(yè)利潤與經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量的差額除以當(dāng)年平均資產(chǎn)總額；CFO為經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額；Asset為平均資產(chǎn)總額。

將樣本公司按照21個行業(yè)分類（除金融保險類和制造業(yè)外的11個一級行業(yè)，加上制造業(yè)的10個二級行業(yè)），基于每個行業(yè)的樣本公司數(shù)據(jù)估算方程（1），并將回歸殘差的絕對值|εi,t|作為本文盈余質(zhì)量的第一個度量指標EQ1。EQ1的數(shù)值越大，表明樣本公司的應(yīng)計質(zhì)量越差，盈余質(zhì)量越低。

Kothari等(2005)的研究表明，應(yīng)計項目與公司當(dāng)前及過去的業(yè)績存在顯著相關(guān)性。相關(guān)研究指出，對操縱性應(yīng)計項目的估計將會顯著地受到公司當(dāng)前及過去業(yè)績的影響。Kothari等采用同行業(yè)和相近資產(chǎn)回報率公司的操縱性應(yīng)計項目來控制樣本公司的公司業(yè)績對應(yīng)計項目的影響，研究表明這種方法提高了盈余管理研究結(jié)論的可靠性。

本文基于Kothari等的方法對EQ1進行調(diào)整，以控制企業(yè)業(yè)績的影響。具體的計算步驟如下：

第一，將整個樣本公司按照前述的行業(yè)分類方法分為21類；第二，計算每個樣本公司的資產(chǎn)回報率，資產(chǎn)回報率等于當(dāng)期凈利潤除以期初資產(chǎn)總額；第三，根據(jù)樣本公司前一年的資產(chǎn)回報率，將每一行業(yè)中的樣本公司五等分，并求解每個等分中方程（1）回歸殘差εi，t的中位數(shù)median_ε；第四，計算第i個樣本公司εi，t與該公司所屬等分的中位數(shù)median_ε的差額（在計算第i個公司所對應(yīng)等分的中位數(shù)時，需將第i個公司暫時剔除）。將該差額的絕對值|εi，t－median_ε|作為第i個樣本公司另一個經(jīng)過業(yè)績調(diào)整后的應(yīng)計質(zhì)量度量，記作EQ2。

本文采用調(diào)整后的管理費用率度量經(jīng)理人代理成本，計算方法為：調(diào)整后管理費用＝管理費用－（壞賬準備本期增加額－壞賬準備本期轉(zhuǎn)回額）－（存貨跌價準備本期增加額－存貨跌價準備本期轉(zhuǎn)回額）。同時，本文選擇了如下的控制變量：經(jīng)理人代理成本AC_EXE，其計算方法是調(diào)整后管理費用/銷售收入凈額；盈余質(zhì)量指標EQ(k)，計算方法是第k個盈余質(zhì)量指標（k＝1，2）；規(guī)模Size，計算方法是期初資產(chǎn)總額的自然對數(shù)；負債水平Lev，計算方法是資產(chǎn)負債率；高管人員持股Share_exe，計算方法是所有董事、監(jiān)事和其他高管人員的持股比例總和；獨立董事比例Ratio_ind，計算方法是獨立董事占董事總?cè)藬?shù)的比例；控股股東持股比例Share_1；上市公司終極控制人的經(jīng)濟性質(zhì)Owner，需要注意的是當(dāng)終極控制人為國有時取值1，為民營時取值0；股權(quán)制衡度H2_5，計算中的注意點是等于第2到第5大股東的持股比例平方和；自由現(xiàn)金流量FCF，計算方法是（經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額－凈營運資金變化－購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金）/資產(chǎn)總額。

基于以上變量定義，本文將采用如下的模型（2）作為基本回歸模型。

本文提出如下兩個假設(shè)：

假設(shè)1：在其他條件相同的情況下，高盈余質(zhì)量的企業(yè)的經(jīng)理人代理成本較低；

假設(shè)2：當(dāng)公司治理較完善，盈余質(zhì)量趨于良好時，企業(yè)的經(jīng)理人代理成本趨向更低。

四、回歸結(jié)果與分析

（一）假設(shè)1的回歸結(jié)果

公司治理是會計信息質(zhì)量包括盈余質(zhì)量的重要影響因素。為了控制內(nèi)生性的影響，本文將t-1年的盈余質(zhì)量作為t年盈余質(zhì)量的工具變量，對模型（2）運用兩階段最小二乘法進行估計，表1給出了相應(yīng)的回歸結(jié)果。從中可以看出，盈余質(zhì)量EQ1和EQ2的回歸系數(shù)均為正數(shù)并通過了顯著性檢驗，系數(shù)（t值）分別為1.639（3.01）和3.327（2.23）。意味著在其他條件相同的情況下，盈余質(zhì)量越差的上市公司，其經(jīng)理人代理成本越高。較差的盈余質(zhì)量導(dǎo)致了股東與經(jīng)理人之間信息不對稱程度的加深，股東無法準確地衡量經(jīng)理人的努力程度，也無法有效地監(jiān)督經(jīng)理人的行為。由此而導(dǎo)致經(jīng)理人有更多的機會在職消費、濫用，甚至偷盜其受托管理的公司資源。假設(shè)1得到驗證。

（二）假設(shè)2的回歸結(jié)果

假設(shè)1的驗證給出了基于水平數(shù)值的回歸結(jié)果，其結(jié)果可以解釋為橫截面差異的不同，即所有的樣本公司相比，在其他條件相同的情況下，盈余質(zhì)量越低的上市公司其經(jīng)理人代理成本越高。本文利用變化量來分析盈余質(zhì)量的改善對經(jīng)理人代理成本的影響，并同樣采用工具變量方法以控制內(nèi)生性問題。具體的回歸方程如模型（3）所示。

表2給出了基于模型（3）的工具變量回歸結(jié)果。其中，解釋變量?駐EQ1和?駐EQ2的系數(shù)顯著為正，系數(shù)（t值）分別為0.570（3.04）和0.619（3.42）。說明在其他條件不變的情況下，公司治理不完善，盈余質(zhì)量變得越差，上市公司的經(jīng)理人代理成本越高，即當(dāng)盈余質(zhì)量趨于良好時，企業(yè)的經(jīng)理人代理成本趨向更低。假設(shè)2得到驗證。

五、基于面板模型的穩(wěn)健性檢驗

為了控制可能存在的遺漏變量影響和同一樣本公司連續(xù)觀察多期所帶來的組內(nèi)相關(guān)問題，本文采用了面板模型進行了相同的分析。相應(yīng)的回歸結(jié)果顯示，相應(yīng)的固定效應(yīng)檢驗、隨機效應(yīng)檢驗及Hausman檢驗均在1%的水平上顯著性，因此本文采用了固定效應(yīng)模型。在絕對量回歸中（Panel A），盈余質(zhì)量指標EQ1和EQ2的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，相關(guān)系數(shù)（t值）分別為0.287（5.53）和0.255（4.67）；在變化量回歸中（Panel B），?駐EQ1和?駐EQ2的系數(shù)顯著為正，系數(shù)（t值）分別為0.455（7.14）和0.449（6.75）。因此，在控制了可能的遺漏變量和組內(nèi)相關(guān)問題后，回歸結(jié)果仍保持不變，即假設(shè)1和假設(shè)2依然成立。

六、研究結(jié)論與建議

本文研究了作為委托代理合同設(shè)定基礎(chǔ)的盈余，其質(zhì)量的高低對經(jīng)理人代理成本的影響，并提供相應(yīng)的經(jīng)驗證據(jù)。具體而言，以經(jīng)過業(yè)績調(diào)整后的應(yīng)計質(zhì)量度量盈余質(zhì)量，以調(diào)整后的管理費用率作為經(jīng)理人代理成本的度量指標，在控制了自有現(xiàn)金流、企業(yè)規(guī)模、負債水平、股權(quán)結(jié)構(gòu)等因素的影響后，本文發(fā)現(xiàn)，高盈余質(zhì)量的企業(yè)的經(jīng)理人代理成本較低，當(dāng)盈余質(zhì)量趨于良好時，企業(yè)的經(jīng)理人代理成本趨向更低。在分析中，本文采用了工具變量和面板模型等方法控制了內(nèi)生性、遺漏變量、組內(nèi)相關(guān)問題，研究結(jié)論保持穩(wěn)健。

本文的研究結(jié)論為會計信息的公司治理作用提供了新的證據(jù)。研究結(jié)果也暗示，在解決資本市場中廣泛存在的代理問題時，應(yīng)以提高信息質(zhì)量為根本。這意味著不應(yīng)僅從事后的監(jiān)管處罰出發(fā)，而應(yīng)更多地關(guān)注如何確保高質(zhì)量信息的生成與傳播，特別是作為資本市場公共產(chǎn)品的會計信息。當(dāng)前新會計準則的實施和財政部關(guān)于會計信息化的推廣等均是如此。

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