家族控制下機構(gòu)投資者持股會抑制盈余管理嗎?
——基于我國A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

2018-05-28 06:29:03王素蓮韓克勇

學習與探索 2018年5期

王素蓮，韓克勇

（1.山西大學經(jīng)濟與管理學院，太原030006；2.山西省社會科學院，太原030006）

目前世界范圍內(nèi)，上市公司家族控制現(xiàn)象日趨普遍。Claessens、Fan和Lang考察東亞國家的2980家上市公司，發(fā)現(xiàn)家族控制企業(yè)超過2/3[1]，隨后Faccio和Lang對西歐國家的5232家上市公司進行考察，發(fā)現(xiàn)44.29%的公司由家族控制[2]。2015年福布斯調(diào)查報告顯示:中國全部A股民營上市企業(yè)中，家族上市企業(yè)占49.5%，承擔了65%的社會就業(yè)，貢獻了60%的GDP。因此，研究家族企業(yè)的公司治理顯得十分有意義。在經(jīng)濟制度體系還不完善、法律作用還不顯著、家族企業(yè)“貢獻”與“待遇”極不相稱的環(huán)境下，家族企業(yè)實際控制人往往會侵害族外投資者利益，利用盈余管理為家族獲取更多利益，從而降低家族企業(yè)的盈余質(zhì)量。因此，抑制家族上市公司盈余管理行為成為保護投資者利益的一項重要舉措，是良好的公司治理機制得以保證的一個重要方面。2001年1月，我國證監(jiān)會提出“超常規(guī)發(fā)展機構(gòu)投資者”戰(zhàn)略以來，我國各類機構(gòu)投資者迅速誕生，成為上市公司投資者力量的一個重要代表。那么，探討在家族控制環(huán)境下機構(gòu)投資者持股能否對家族上市公司盈余管理行為產(chǎn)生一定的抑制作用，就成為本文的研究目標?；诖?，本文試圖利用我國A股上市公司2004—2015年的數(shù)據(jù)，檢驗家族控制對公司應計項目盈余管理以及盈余管理方向的影響；接下來選取不同期間的樣本，檢驗前人“機構(gòu)投資者持股影響上市公司盈余管理”的研究結(jié)論在不同產(chǎn)權(quán)制度下是否具有普適性；最后，將以家族企業(yè)為研究視角，檢驗機構(gòu)投資者持股對家族企業(yè)盈余管理的抑制作用。

一、理論分析與研究假設(shè)

（一）家族控制與盈余管理

家族企業(yè)的相關(guān)研究表明，盈余質(zhì)量受到家族控制的顯著影響[3]。第一，融資約束困境。我國經(jīng)濟體制改革后，家族企業(yè)如雨后春筍般涌現(xiàn)，逐漸成長為我國多種所有制經(jīng)濟的重要組成部分，為經(jīng)濟增長和社會就業(yè)做出了巨大的貢獻。然而由于信息不對稱導致的資源錯配，更多資金流向國有企業(yè)，家族企業(yè)面臨融資約束困境，乃至融資約束成為制約其長遠發(fā)展的最主要障礙。為了改善不利局面，家族企業(yè)有動力積極尋找替代機制，比如選擇盈余管理手段來增加資金；家族企業(yè)為了獲得融資成本較低的債務資金，通過調(diào)節(jié)盈余以使企業(yè)經(jīng)營業(yè)績達到銀行要求的標準；為了獲得股權(quán)資金，家族上市公司會根據(jù)證監(jiān)會和相關(guān)法律法規(guī)的要求，在公開發(fā)行新股和配股前通過盈余管理以提高企業(yè)經(jīng)營業(yè)績，從而提高股價或完成配股以減少股權(quán)融資約束。換言之，家族上市公司比國有上市公司面臨著更大的融資約束，可能是導致其操縱盈余的重要原因。第二，隱藏“隧道行為”的需要。家族企業(yè)與國有企業(yè)相比，其特殊性表現(xiàn)為家族企業(yè)“一股獨大”，家族成員擁有絕對控股權(quán)，并經(jīng)?？刂破涓吖芪恢?，中小股東幾乎沒有話語權(quán)，因此在公司高管由本家族成員擔任即家族化管理的情況下，控制權(quán)、所有權(quán)、經(jīng)營管理權(quán)合一，家族具有足夠的激勵控制公司，并有動機和能力進行“隧道行為”侵占中小股東利益，也有動機掩飾其侵占活動[4]，尤其是在投資者保護環(huán)境不完善的國家和地區(qū)，家族股權(quán)的集中導致了更高的盈余管理[5]。Bae et al.（2003）研究發(fā)現(xiàn)，家族企業(yè)為了隱瞞其侵占中小股東利益的行為，家族股東傾向于降低財務報告的質(zhì)量，如降低盈余的價值相關(guān)性和穩(wěn)健性[6]。據(jù)此，我們提出假設(shè)一:

H1:相比非家族上市公司，家族上市公司存在更多的盈余管理行為。

（二）機構(gòu)投資者持股與盈余管理

在兩權(quán)分離的公司制度下，任何一個中小股東對經(jīng)理人的盈余操縱行為進行監(jiān)督都是徒勞，因為小股東付出高昂的監(jiān)督成本，其回報只能按持股比例獲得微薄的監(jiān)督收益，成本收益不均衡必然導致小股東傾向“搭便車”。而在2001年后相繼誕生的以證券投資基金為代表的機構(gòu)投資者，逐漸成為監(jiān)督和限制公司盈余管理行為的不可忽視的力量，也為克服中小股東的“搭便車”行為帶來了希望[7]。相比個人投資者，機構(gòu)投資者是一個專家群體，被視為資本市場中的“投資專家”，他們擁有雄厚的資金實力、專業(yè)的人才隊伍和豐富的投資經(jīng)驗，在投資決策運作、財務會計信息搜集、投資理財方式等方面都配備有專門部門，能夠幫助公司獲得更高的市場價值和更好的經(jīng)營業(yè)績，由此淡化管理層操縱盈余的積極性。同時，機構(gòu)投資者在其與公司關(guān)聯(lián)度較少時發(fā)揮的監(jiān)督功能也不容小覷，機構(gòu)投資者持股有助于管理層提高公司內(nèi)部治理的有效性，提高會計信息的真實性和決策有用性，以降低上市公司盈余管理的概率[8]。錢蘋等（2015）研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者持股比例是鑒別中國上市公司造假的關(guān)鍵變量之一，機構(gòu)投資者持股比例越高，上市公司操縱盈余的機會越少[9]。據(jù)此，我們提出假設(shè)二:

H2:機構(gòu)投資者持股負向影響公司盈余管理水平。

（三）機構(gòu)投資者持股的調(diào)節(jié)效應

基于假設(shè)1的分析可以看出，家族企業(yè)操縱盈余的原因有二:一是緩解家族企業(yè)融資約束而采取的權(quán)宜之計，二是家族企業(yè)治理的特殊性使然，其經(jīng)濟后果直接影響著投資者的利益。因此，控制家族企業(yè)盈余管理行為成為保護投資者利益的重要舉措。而機構(gòu)投資者介入家族上市公司，有能力和動力抑制家族企業(yè)的盈余管理。第一，資本擴充效應。機構(gòu)投資者資金實力雄厚，將巨額資金投入家族企業(yè)，可以補充家族企業(yè)短期經(jīng)營資金和長期投資資金的需要[10]，緩解其籌資壓力，從而降低家族企業(yè)操縱利潤的迫切性。第二，信息傳遞效應。機構(gòu)投資者作為金融中介，其投資行為可以向資本市場傳遞利好消息，能吸引潛在投資者進入股市。家族企業(yè)借助于機構(gòu)投資者的信息傳遞效應，拓寬股市資金的供給渠道，緩解融資約束，降低股權(quán)融資成本，必然導致家族企業(yè)減少盈余管理行為。第三，治理參與效應。與非家族企業(yè)相比，家族企業(yè)非常關(guān)注企業(yè)的長期發(fā)展，控制性家族將家族企業(yè)生存和發(fā)展不是看作有生之年享用的財富[11]，而是看作家族世代傳遞的資產(chǎn)和基業(yè)長青的光鮮標志。而機構(gòu)投資者在家族上市公司持股后所擁有的多元化、多層次參與家族上市公司治理的機會和權(quán)利，恰恰對控制性家族的這一愿景形成了威脅。如機構(gòu)投資者利用拋售所持家族上市公司股票的“用腳投票”和通過影響公司股價、市場接管或股權(quán)并購等外部治理方式以及使用發(fā)起、參與股東議案或征集投票代理權(quán)等“用手投票”的內(nèi)部治理方式對家族企業(yè)侵害投資者利益的行為施加壓力，規(guī)范家族企業(yè)的財務活動，家族企業(yè)由此會減少盈余管理行為。由此，我們提出假設(shè)三。

H3:機構(gòu)投資者持股比例對家族控制與盈余管理間的關(guān)系具有負向調(diào)節(jié)作用。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選擇

初始樣本以我國A股上市公司為研究對象，采集2004—2015年上市公司的數(shù)據(jù)。進一步篩選樣本時剔除以下樣本公司:金融、保險業(yè)類公司、證監(jiān)會特別處理的ST或PT上市公司、模型變量數(shù)據(jù)缺失的樣本公司，最終獲得了11293個樣本觀測值，其中家族企業(yè)樣本觀測值為4391個，非家族企業(yè)樣本觀測值為6902個。本文的研究數(shù)據(jù)主要來源于國泰君安公司開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫，機構(gòu)投資者持股比例數(shù)據(jù)源于wind金融數(shù)據(jù)庫。部分缺失數(shù)據(jù)通過巨潮資訊網(wǎng)、上海證券交易所、深圳證券交易所披露的上市公司年報進行補充。同時，本文對所有的連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理，以消除異常值對樣本穩(wěn)健性的影響。數(shù)據(jù)處理采用SPSS22.0統(tǒng)計軟件完成。

（二）變量說明

1.因變量為盈余管理。學術(shù)界通常用操縱性應計利潤衡量盈余管理[12]。黃梅和夏新平對操縱性應計盈余測算發(fā)現(xiàn)，針對我國資本市場的實際情況，修正的Jones模型計量操縱性應計利潤相對較好[13]。基于此，本文采用修正的Jones模型計算操縱性應計利潤，以其絕對值表示盈余管理程度。具體的計算步驟如下:

第一，計算總應計利潤，即:

第二，按年度分別對總應計利潤模型進行普通最小二乘法回歸，即:

第三，將參數(shù)估計值代入不可操縱性應計利潤模型，得到不可操縱性應計利潤，即:

第四，計算可操縱性應計利潤，用來衡量盈余管理程度，即:

其中，TAi，t、NIi，t、CFOi，t分別為公司年度總應計利潤、凈利潤和經(jīng)營現(xiàn)金凈流量，△REVi，t為年度主營業(yè)務收入的變化額，△RECi，t為年度應收款項變化額，PPEi，t為年末固定資產(chǎn)原額，NDAi，t為不可操縱性應計利潤，DAi，t為可操縱性應計利潤，所有變量用滯后期總資產(chǎn)進行調(diào)整。

2.自變量為家族控制。借鑒 Pindado等（2011）的思路[14]，設(shè)置兩個變量反映家族控制特征。首先設(shè)置啞元變量反映所選樣本是否被家族控制，將實際控制人為個人或家族，且控制權(quán)比例超過10%的公司定義為家族控制公司，賦值為1；不符合該條件的定義為非家族控制公司，賦值為0。再構(gòu)造連續(xù)性變量家族持股比例表征家族控制程度，用來檢驗假設(shè)3。

3.調(diào)節(jié)變量為機構(gòu)投資者持股比例。由于機構(gòu)投資者主要持有的是流通股，因此用機構(gòu)投資者持有股占上市公司流通股的比例表征機構(gòu)投資者持股比例。

4.控制變量。上市公司盈余管理行為可能還受到其他因素的影響，本文仿照相關(guān)文獻，引入會計彈性、資產(chǎn)規(guī)模、財務杠桿、公司成長性等控制變量。所有變量見文后表1。

（三）研究模型

1.家族控制與盈余管理質(zhì)量。為了驗證相比于非家族上市公司，家族上市公司是否具有較高的盈余質(zhì)量，本文構(gòu)建模型（1）對全樣本進行回歸以驗證假設(shè)1。

｜DA ｜i，t＝ α0＋ α1FAMi，t＋ α2AFi，t＋ α3Sizei，t＋α4LEVi，t＋α5ROEi，t＋α6Agei，t＋α7NCFi，t＋α8Growthi，t＋εi，t模型（1）

2.機構(gòu)投資者持股與盈余管理質(zhì)量。為了驗證機構(gòu)投資者與公司盈余質(zhì)量之間的關(guān)系，本文構(gòu)建模型（2），對全樣本上市公司進行回歸，驗證假設(shè)2。

｜DA ｜i，t＝ α0＋ α1INSTi，t＋ α2AFi，t＋ α3Sizei，t＋α4LEVi，t＋α5ROEi，t＋α6Agei，t＋α7NCFi，t＋α8Growthi，t＋εi，t模型（2）

3.家族控制、機構(gòu)投資者與盈余管理質(zhì)量。為了驗證在其他條件一致情況下，機構(gòu)投資者持股能否抑制家族企業(yè)盈余管理，本文構(gòu)建模型（3），對家族上市公司樣本進行回歸，驗證假設(shè)3。

｜DA ｜i，t＝ α0＋ α1FCDi，t＋ α2INSTi，t× FCDi，t＋α3AFi，t＋ α4Sizei，t＋ α5LEVi，t＋ α6ROEi，t＋ α7Agei，t＋α8NCFi，t＋α9Growthi，t＋εi，t模型（3）

三、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

所有變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示（由于版面原因表略），因變量盈余管理的最大值為1.274，最小值為0.005，標準差為0.391，表明樣本公司的盈余管理程度差異較大。樣本中有4391個觀測值為家族控制的上市公司，占總體樣本的38.9%，說明家族上市公司在資本市場上扮演著重要角色。另外，在家族控制的樣本中，家族成員平均持股比例達到48.1%，這說明我國家族上市公司“一股獨大”的現(xiàn)象仍然較為突出。樣本公司的機構(gòu)投資者持股比例的均值為0.248，而最大值為0.763，最小值為0，表明經(jīng)過多年的積極發(fā)展，機構(gòu)投資者的持股比例有了明顯的增加，但差異化嚴重，呈兩極化趨勢。對于模型的主要控制變量，會計彈性的均值1.347，遠遠大于美國上市公司的會計彈性均值0.517[15]，說明我國上市公司目前存在較嚴重的應計盈余管理，未來應計項目操作空間較小。而樣本公司的公司規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率、經(jīng)營現(xiàn)金流、企業(yè)成長性等控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果表明，我國上市公司財務狀況總體良好。

（二）相關(guān)性檢驗分析

本文對總體樣本以及家族企業(yè)樣本的主要變量分別進行了相關(guān)性分析，分析結(jié)果如文后表2、表3所示。從表2中可清楚看出，家族控制與可操控應計項正相關(guān)，機構(gòu)投資者持股比例與可操控應計項負相關(guān)。表3中數(shù)據(jù)顯示:家族控制程度與可操控應計項顯著正相關(guān)，機構(gòu)投資者持股比例和家族控制程度的交叉項與可操控應計項顯著負相關(guān)，研究假設(shè)得到初步證實。當然，要想得出更準確、更可靠的結(jié)論，還必須對各變量進行相應的回歸分析。

（三）回歸結(jié)果分析

1.假設(shè)1的多元回歸分析。假設(shè)1預測家族上市公司比非家族上市公司存在更多的盈余管理行為。文后表4列示了OLS回歸的結(jié)果，表5列示了分組檢驗結(jié)果。

出于謹慎性考慮，筆者分別對各變量進行了方差膨脹因子（VIF）檢驗。結(jié)果顯示，VIF值在1.02～1.743，明顯低于臨界值2，因此模型回歸有效性不會受多重共線性的影響。模型中的變量對｜DA｜的解釋度 R2＝0.358，AD.R2＝0.301，模型的擬合優(yōu)度良好。通過方差分析，模型的F值為24.235，顯著性概率為零，回歸模型有統(tǒng)計意義。由表4可知，家族控制企業(yè)具有更高的｜DA｜水平（-0.203），且在5%的置信水平上顯著，表明家族企業(yè)盈余質(zhì)量較低，由此驗證了假設(shè)1。在控制變量中，會計彈性的系數(shù)顯著為正，說明應計項目操縱空間較大，盈余管理程度較高；公司規(guī)模的系數(shù)顯著為負，說明相對于規(guī)模小的公司，大公司的公司治理結(jié)構(gòu)較為完善，盈余管理程度較低；財務杠桿的系數(shù)顯著為正，反映出企業(yè)會通過盈余管理來緩解融資約束；企業(yè)成立時間的長短與盈余管理行為負相關(guān)，表明企業(yè)成立時間越長，在社會上的知名度越高，擁有的金融資源越豐富，融資約束越小，因而企業(yè)操縱盈余的動力越?。粌糍Y產(chǎn)收益率、經(jīng)營現(xiàn)金流、企業(yè)成長性與盈余管理程度分別在5%、1%的置信水平上顯著負相關(guān)，表明成長性較好的企業(yè)，盈利能力較強、凈現(xiàn)金流較大，內(nèi)源資金較為豐富，對外部資金的依賴性較低，因而盈余管理質(zhì)量較高。

為了進一步分析家族控制對盈余管理方向的影響，本文將盈余管理分為向上和向下盈余管理，基于均值差異的T檢驗和中位數(shù)差異的Man-Whitney非參數(shù)檢驗，對家族企業(yè)和非家族企業(yè)進行分組檢驗，檢驗結(jié)果見文后表5。

由表5可知，家族企業(yè)的向上應計盈余管理的均值為0.388，向下應計盈余管理的均值為0.049，均高于非家族企業(yè)的0.263和0.028，均值差異T檢驗在1%的水平上顯著，表明家族企業(yè)可能有更多的向上盈余管理和向下盈余管理，家族企業(yè)比非家族企業(yè)有更普遍的盈余管理行為。假設(shè)1得到進一步驗證。

2.假設(shè)2的多元回歸分析。假設(shè)2提出，機構(gòu)投資者持股強度與盈余管理質(zhì)量正相關(guān)。文后表6列示了相關(guān)的回歸分析結(jié)果。

該模型加入了機構(gòu)投資者持股變量，仍不存在多重共線性（VIF在1.079～1.641，均小于2），排除了變量間多重共線性問題。表6數(shù)據(jù)顯示機構(gòu)投資者持股與可操控應計項水平呈負相關(guān)關(guān)系（-0.040），且在5%的置信水平上顯著，說明機構(gòu)投資者持股水平越高企業(yè)的可操控應計項就越低，盈余管理水平越低，企業(yè)的盈余質(zhì)量越高，支持了假設(shè)H2。由此可見，機構(gòu)投資者在公司治理活動中發(fā)揮了積極的監(jiān)督作用。同樣，在控制變量上發(fā)現(xiàn)，會計彈性、企業(yè)規(guī)模、公司盈利狀況、公司年齡、凈現(xiàn)金流量、公司成長性與盈余質(zhì)量具有相關(guān)性。

3.假設(shè)3的多元回歸分析。為了檢驗我國家族企業(yè)中機構(gòu)投資者監(jiān)督的效力，本文將機構(gòu)投資者持股作為調(diào)節(jié)變量，選擇家族上市公司4391個觀測值，通過模型（3），檢驗在家族控制下機構(gòu)投資者能否抑制家族企業(yè)盈余管理，回歸分析結(jié)果見文后表7。

回歸分析中加入了家族控制程度和機構(gòu)投資者持股的交乘項，共線性檢驗沒有發(fā)現(xiàn)變量間存在多重共線性問題（VIF在1.021～1.804，均小于2）。從表7的回歸結(jié)果可以看出，家族控制程度與盈余管理正相關(guān)，且在10%的置信水平上顯著，說明家族持有股權(quán)越集中，家族外股東的制衡作用越弱，則家族操縱盈余的動機越強，盈余管理水平越低。機構(gòu)投資者持股比例和家族控制強度的交互項與可操控應計項則在5%的水平上顯著負相關(guān)，說明機構(gòu)投資者持股程度會在一定程度上弱化家族控制對盈余管理的正向影響，即對家族企業(yè)的盈余管理具有一定的抑制效果。這也從另一側(cè)面說明機構(gòu)投資者參與家族企業(yè)的治理活動應堅定不移地執(zhí)行下去。此外，控制變量的相關(guān)性與之前的結(jié)果基本一致。

四、結(jié)論與建議

本文利用我國A股上市公司2004—2015年數(shù)據(jù)，從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)方面分析家族上市公司與非家族上市公司對盈余管理行為的影響程度，并結(jié)合家族企業(yè)“一股獨大”的實際情況，著重研究機構(gòu)投資者持股對家族企業(yè)盈余管理行為的抑制作用。得出的結(jié)論和相應的政策建議是:

第一，家族企業(yè)比非家族企業(yè)存在更強的盈余管理行為。以修正的Jones模型計算的操縱性應計利潤作為盈余管理程度進行實證研究，發(fā)現(xiàn)我國上市公司都存在不同程度的盈余管理，并且通過分組檢驗，發(fā)現(xiàn)家族企業(yè)的向上盈余管理和向下盈余管理都強于非家族企業(yè)。本文認為可能的原因有兩方面:一是家族上市公司受外部融資約束的制約采取的不得已而為之的措施所致；二是家族上市公司內(nèi)外部治理模式的特殊性，導致對家族外中小股東的欺騙成本較低，因而肆意操縱盈余管理侵害中小股東的投資利益。因此，應繼續(xù)完善、規(guī)范家族企業(yè)的公司治理機制，吸收各類投資者持股，推進股權(quán)多元化與社會化，以提高家族上市公司會計信息披露質(zhì)量，抑制家族上市公司的盈余管理行為。同時，政府還應從市場準入、金融支持等方面為我國家族企業(yè)的發(fā)展提供較為寬松的融資環(huán)境，以化解家族企業(yè)的融資約束困境。

第二，機構(gòu)投資者持股在一定程度上能夠抑制家族企業(yè)的盈余管理行為。本文對機構(gòu)投資者持股與盈余質(zhì)量的相關(guān)性進行檢驗發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者持股與家族企業(yè)可操控應計項水平存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)果表明機構(gòu)投資者的介入對家族企業(yè)盈余管理行為具有顯著的抑制作用。因此，我國應繼續(xù)大力發(fā)展機構(gòu)投資者，從政策方面加以引導，為機構(gòu)投資者營造更好的投資環(huán)境，適當放寬機構(gòu)投資者在上市公司及投資組合中持股比例的限制，使越來越多的機構(gòu)投資者以外部大股東的身份參與公司治理，以提高機構(gòu)投資者制約家族企業(yè)盈余管理的力度。同時，機構(gòu)投資者也要轉(zhuǎn)變思路，借鑒國外同行的經(jīng)驗，充分發(fā)揮其專業(yè)優(yōu)勢，積極介入家族上市公司治理，以抑制家族企業(yè)盈余管理行為，保護投資者利益。

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[15] 賀小剛:《家族控制中的親緣效應分析與檢驗》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2010年第1期。