真實盈余管理與股票流動性探究

□鮑學欣

一、引言

股票流動性代表著上市公司股票在股票市場中的被認可程度，反映了上市公司資源在股票市場中的配置效率，從而使股票流動性不僅會影響到上市公司的融資行為，也會影響到市場投資者在股票市場中的態(tài)度及決策(張崢等，2014)。若上市公司股票能夠在股票市場中具備良好的流動性，則意味著上市公司有機會通過資本成本機制、交易反饋機制等降低融資成本，緩解融資約束，進而緩解上市公司面臨的投資不足的困境(李井林等，2018)。同時，股票流動性也給予了上市公司與市場投資者之間一個互動的關系。當市場投資者能夠給予上市公司充分的信任時，這種信任就會反映在股票市場中，也就是上市公司的股票會表現(xiàn)出具備更強的流動性能力，反之則會使得上市公司的股票“無人問津”。

股票流動性與“信息”同樣具有相關性，上市公司在操弄盈余管理的同時，由于會使得市場投資者無法更及時、更完整地知曉上市公司的真實情況，從而就會影響到上市公司的股票流動性。Lang and Maffett(2011)就均指出了上市公司的盈余管理行為與股票流動性之間存在相關性。那么，對真實盈余的管理不僅會涉及到中小投資者的直接利益，同樣也會對上市公司的信息產生影響，造成市場投資者與上市公司之間的信息不對稱，但真實盈余管理的操弄會對上市公司股票流動性產生什么影響，現(xiàn)有文獻并未給出相應的結論，而這就是本文研究的問題。

二、理論分析與研究假說

真實盈余管理的操弄影響了上市公司的信息發(fā)布以及信息質量，從而影響了其股票流動性。首先，從信息不對稱的視角來看，真實盈余管理影響到上市公司什么時間發(fā)布信息以及發(fā)布信息的內容，這就會造成資本市場中的中小投資者并沒有辦法可以獲得相應的信息，致使上市公司與市場投資者之間形成信息不對稱，于是市場投資者就無法對上市公司進行一個真實的分析，這不但會影響到市場投資者對于上市公司股票的判斷，致使市場投資者不愿意對該類上市公司股票進行買賣，也會影響到上市公司信息傳遞的效率與資源配置的效應，進而也就會影響到上市公司股票的流動性(胡華夏等，2018)。

另外，真實盈余管理的操弄也會降低上市公司披露信息的透明度。信息透明度會對市場投資者的決策產生影響，會降低市場投資者的決策有效性，從而也會使得市場投資者無法對上市公司進行正確的估值，于是市場投資者就會盲目地進行交易，這同樣會增加上市公司股票的交易難度與流動性風險(Mark et al，2012)。因此，本文提出研究假設：研究假設上市公司真實盈余管理程度越高，則其股票流動性越差。

三、研究設計

(一)被解釋變量。股票流動性(ILLIQ)。關于股票流動性的衡量，現(xiàn)有文獻多以非流動性指標與收益反轉指標衡量，本文參考Amihud(2002)、張超林和楊竹青(2018)、閆紅蕾和趙勝民(2018)等的研究，以非流動性指標(ILLIQ)進行相應定義，即：

指標1：以上市公司回報率與交易金融進行定義，即：

(1)

在(1)式中，ri,t,d為t日忽略紅利再投資的股票回報率，Vi,t,d為t日股票交易金額，該指標以千萬元為計量單位，Di,t為當年度交易天數(shù)。

指標2：以上市公司回報率與換手率進行定義，即：

(2)

在(2)式中，ri,t,d與Di,t的定義與(8.6)式相同，TRi,t,d為t日股票換手率。

通過(1)式與(2)式構建的變量數(shù)值越大，則意味著股票流動性越差，反之變量數(shù)值越小，則意味著股票流動性越強。

(二)解釋變量。真實盈余管理(|RM|)。真實盈余管理計量模型參考Roychowdhury(2006)的原始模型與李彬等(2009)對其進行修正之后的檢驗模型，并考慮到上市公司對真實盈余管理可能存在正向和負向操弄的可能，分別對銷售操控ACFO、費用操控AEXP及生產操控APROD進行度量后的真實盈余管理數(shù)值取絕對值即|RM|=(|ACFO|+|AEXP|+|APROD|)衡量。

(三)控制變量。為控制對股票流動性影響的其他因素，本文分別加入規(guī)模狀況(Size)、收益率狀況(Roa)、負債狀況(Debt)、股權狀況(H10)為控制變量。

(四)計量模型。為檢驗前面所提出的假設，設計以下計量模型用以檢驗：

ILLIQi,t=α1|RMi,t|+α2AWi,t+α3SEWi,t+α4ln(Size)i,t+α5Roai,t+α6Debti,t+α7H10i,t+C+εi,t

(3)

在(3)式中，股票流動性變量ILLIQ將根據(jù)對股票流動性的設計，分別設定為ILLIQ1與ILLIQ2。另外，(8.8)式中，C為常數(shù)項，ε為殘差項，α為待估系數(shù)。

(五)數(shù)據(jù)說明。本文以2007～2017年間測度真實盈余管理與股價崩盤風險關系的10,968個樣本。本文主要的數(shù)據(jù)來源為銳思金融數(shù)據(jù)庫。

四、實證檢驗與結果討論

(一)描述性統(tǒng)計結果。表1列出本文樣本的變量描述性統(tǒng)計結果。從中可以看出，被解釋變量ILLIQ1均值為0.034，變量ILLIQ2均值為0.386，這與現(xiàn)有研究的統(tǒng)計結果并無實質性差異。在控制變量中，變量ln(Size)均值為22.241，表明樣本上市公司資產規(guī)模約為45.61億元人民幣，這與本文樣本中剔除中小板上市公司有關；變量Roa均值為0.029，表明樣本上市公司的凈利潤占資產總額的2.9%左右；變量Debt均值為0.513，表明樣本上市公司的負債總額約占資產總額的51.3%，即平均來看樣本公司的負債約為資產總額的一半左右；變量H10均值為0.165，表明樣本上市公司的股權集中度并不高。

(二)多元回歸檢驗。表2所示本文所采用的樣本檢驗回歸的結果，回歸結果能夠通過顯著性檢驗，說明回歸結構擬合度較高，樣本中的被解釋變量和控制變量的實際分布狀況和預測值不存在顯著差異。具體到各解釋變量的回歸檢驗結果值來看，解釋變量|RM|與被解釋變量ILLIQ1之間呈現(xiàn)出正相關關系，能夠通過10%置信水平的顯著性檢驗，而解釋變量|RM|與被解釋變量ILLIQ2之間也呈現(xiàn)出正相關關系，且能夠通過5%置信水平的顯著性檢驗，這表明變量|RM|數(shù)值越大，則變量ILLIQ1與ILLIQ2的數(shù)值也越大，即表明上市公司真實盈余管理操弄的程度越高，則市場投資者對于該上市公司股票的關注度以及購買力度會越低，從而導致上市公司股票的流動性越差，這驗證了上述的研究假說。

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%置信水平下通過顯著性檢驗，括號內為系數(shù)值的標準誤差值。

在檢驗控制變量的過程中，ln(Size)與被解釋變量間存在顯著的負相關，表明資產規(guī)模越大的上市公司，其股票流動性會越強；Roa與被解釋變量間也存在顯著的負相關關系，表明盈利能力越強的上市公司，其股票流動性也會越強；Debt與被解釋變量間存在顯著的正相關關系，表明負債率越高的上市公司，其股票流動性會越弱；H10也與被解釋變量間存在顯著的正相關關系，表明股權集中度越強的上市公司，其股票流動性也會越弱。

另外，本文進行穩(wěn)健性檢驗。第一，分別單獨以深市、滬市上市公司為樣本進行檢驗；第二，控制樣本年度因素后進行檢驗；第三，對0～1%和99%～100%間的極端值樣本進行處理后進行檢驗；第四，使用Heckman兩階段回歸方法進行內生性檢驗。穩(wěn)健性檢驗與上述檢驗結果并未有實質性差異。

五、研究結論

真實盈余管理由于會造成市場投資者的信息缺失以及損害到市場投資者的利益，從而會影響到市場投資者對于上市公司股票的購買，進而影響到上市公司的股票流動性。因此，本文通過實證得出，上市公司的真實盈余管理對于公司股票的流動性有顯著影響。具體來說，上市公司真實盈余管理程度越高，則其股票流動性越差。本文的研究結論表明，在中國上市公司中，真實盈余管理存在對股票流動性的破壞性。

真實盈余管理同樣會造成市場投資者與上市公司之間的信息不對稱，而這種信息不對稱會明顯地影響到投資者的投資選擇，進而對上市公司股票的流動性產生影響。因此，進一步完善上市公司披露制度，監(jiān)管上市公司盈余管理行為，降低真實盈余管理過程中的信息不對稱程度，對于活躍二級市場的交易，改善股票市場流動性，就會更有意義。