管理者能力真实业绩与盈余管理531.docx
- 文档编号:16687573
- 上传时间:2023-07-16
- 格式:DOCX
- 页数:21
- 大小:78.40KB
管理者能力真实业绩与盈余管理531.docx
《管理者能力真实业绩与盈余管理531.docx》由会员分享,可在线阅读,更多相关《管理者能力真实业绩与盈余管理531.docx(21页珍藏版)》请在冰点文库上搜索。
管理者能力真实业绩与盈余管理531
管理者能力、真实业绩与盈余管理
张东旭
(安徽财经大学会计学院,安徽蚌埠,233030)
摘要:
本文在Demerjianetal.(2013)关于管理者能力与盈余质量研究的基础之上,进一步分析了管理者能力与盈余管理之间的作用机理。
研究发现,管理者能力与盈余管理之间的关系受到企业真实业绩的影响。
当企业真实业绩较好之时,管理者盈余管理动机较弱,管理者能力与盈余管理程度负相关;当企业真实业绩较差之时,管理者盈余管理动机较强,管理者能力与盈余管理程度正相关。
管理者能力与盈余管理之间的关系支持匹配理论假说,即管理者会因动机不同,相机决定盈余管理程度。
由于国有企业的特殊产权性质,以上结论仅在非国有企业中成立。
关键词:
管理者能力;盈余管理;真实业绩
一、引言
Grahametal.(2005)[1]和Dichevetal.(2013)[2]的调查研究认为,管理者个人的职业生涯考虑是影响到财务报表决策的重要因素。
基于管理者层面的经验研究也证实,管理者特征因素(人口统计学特征、经验、声誉等)与盈余管理存在密切关联(可参见HabibandHossain(2013)[3]的综述)。
Birnberg(2011)[4]也建议通过行为会计研究来更好地解释企业的会计行为。
但已有研究多使用管理者特征因素的替代变量间接衡量其与盈余管理之间的联系,测量误差较大。
本文则借鉴Demerjianetal.(2012,2013)[5][6]的研究思路,利用DEA-Tobit分析框架,构造管理者能力变量,直接衡量管理者能力与盈余管理间的关系。
由于盈余管理的不可观测性,经验研究中只能将盈余管理与特定的盈余管理动机相结合,以此来甄别盈余管理。
但是由于企业盈余管理动机的多样性,不同动机之间可能会存在一定的抵消,而基于单一动机的研究又可能无法对其他动机进行有效控制,故多动机的盈余管理研究一直是学术界致力突破的方向之一(Fieldsetal.,2001)[7]。
考虑到企业的不同契约均是以企业业绩作为参考依据,因此本文尝试借鉴利用企业的真实业绩指标(Cornettetal.,2008)[8],作为企业多动机下盈余管理程度的重要决定因素。
本文通过对管理者能力与盈余管理之间的关系研究发现,两者之间的关系受到企业真实业绩的影响。
具体而言,在企业真实业绩较好时,管理者能力与盈余管理程度负相关;在企业真实业绩较差时,管理者能力与盈余管理程度正相关。
企业管理者能力与盈余管理之间的关系可以用匹配理论(Matching)进行解释。
即管理者能力越高,其盈余管理的可能性也越高,但实际的盈余管理程度却是由盈余管理活动所带来的成本收益决定的(不同动机下的成本收益的效用水平存在极大差异),管理者会相机决定企业的盈余管理程度(Francisetal.,2008)[9]。
但是由于国有产权的特殊性质,以上研究结论在非国有企业中更为显著。
本文随后的结构安排如下:
第二部分为相关文献综述与研究假设的提出,第三部分为研究设计,第四部分为实证结果分析,第五部分为研究结果的进一步讨论,第六部分为研究结论。
二、文献综述与研究假设
(一)相关文献梳理
大量的盈余管理研究较为关注公司特征(规模、内部控制等)对于盈余管理的影响(可参见Schipper,1989[10];HealyandWahlen,1999[11];Fieldsetal.,2001[7];Dechowetal.,2010[12]的综述)。
目前更多的研究开始关注宏观因素(行业竞争、宏观经济波动等)以及更为微观的因素(管理者团队、CEO、CFO等)对于盈余管理的影响(可参见姜国华和饶品贵(2011)[13]、Birnberg(2011)[4]以及HabibandHossain(2013)[3]的综述)。
自Hambrick和Mason(1984)[14]提出高层梯队理论(UpperEchelonsTheory)以来,管理者特征被认为是影响公司政策的重要变量(BertrandandSchoar,2003)[15],并被用于解释企业的会计信息质量(Baruaetal.,2010[16];Huangetal.,2012[17];何威风和刘启亮,2010[18];许静静和吕长江,2011[19];张兆国等,2011a[20],2011b[21];陈冬华等,2013[22])。
国外研究一般从盈余质量的视角考察其与管理者能力的关系,并发现两者呈正相关关系。
Aieretal.(2005)[23]利用CFO的工作年限、其他公司工作经验、最高学历以及专业资格(CPA)来衡量CFO的财务专家能力,并发现其与财务重述之间呈负相关关系,即CFO的专业能力越强,盈余质量越高。
MatsunagaandYeung(2008)[24]的研究发现,CEO是否具有财务经验与应计盈余管理负相关。
而Jiangetal.(2013)[25]并没有发现CEO的财务经验与应计盈余管理之间的关系,但是却发现CEO的财务经验与真实盈余管理之间存在负向的关系,验证了管理者的财务经验与盈余质量的正相关关系。
Francisetal.(2008)[9]则具体分析了CEO的声誉与盈余管理之间的关系。
研究发现,两者呈现出显著的正相关关系,其认为这是由于盈余质量越差的公司越可能会雇佣声誉较好的CEO来改善自身的盈余质量,而并非是因为声誉较好的CEO实施了更多的盈余管理行为。
国内邱昱芳等(2011)[26]和王霞等(2011)[27]的研究分别发现CFO的专业能力与财务重述、盈余管理呈负相关关系。
Demerjianetal.(2013)[6]认为虽然声誉、薪酬等可以作为管理者能力的有效替代,但却无法直接衡量管理者的能力对于盈余质量的影响。
因此,其通过DEA方法构造了管理者能力的测度变量,并发现管理者能力与盈余质量正相关。
其对于两者之间关系的解读是基于如下逻辑:
管理者能力越强,其对会计事项的估计判断能力越强,发生财务重述的可能性越低、盈余的持续性越高、坏账估计差错越低以及应计盈余的更精确估计。
但是正如其在文末(P494)所指出的那样,企业的盈余管理决策是与特定的盈余管理动机相结合,有必要结合特定情境对管理者能力与盈余管理决策做进一步的研究,这也是本文主要的研究动机。
特定情境下盈余管理的研究即为针对特定盈余管理动机的研究。
对于是否需要结合特定盈余管理动机进行研究以及如何研究,Fieldsetal.(2001)[7]曾做过精彩论述。
其认为控制特定盈余管理动机是必要的;同时考虑到管理者的盈余管理可能既会基于管理者自身利益最大化的动机,也可能同时基于企业利益最大化的动机。
因此,此类的经验研究需要控制遗漏变量的问题,但是不恰当的替代变量、测量误差以及变量之间的非线性关系会导致研究结论的偏差。
虽然也有针对该问题所做的有益探索,但其认为这些突破仅仅是将单一动机变为同时研究二动机、三动机或是四动机抑或是计量上的小突破,并不能被广泛认可和应用。
(二)相关概念的界定与研究假设
遵从Demerjianetal.(2013)[6]关于管理者能力的定义,本文管理者能力主要是指管理者团队对财务会计信息的影响能力。
具体表现为管理者对会计事项的估计和判断能力,并认为这种能力与机会主义盈余管理能力正相关。
即管理者的估计判断能力既可能保证提供较高的会计信息质量,也可能沦为管理者利润操控的工具。
企业的真实业绩主要是指不包含利润操控的业绩。
即能够准确反映企业经济活动本质的业绩,并认为其是影响企业盈余管理动机的根本决定因素。
盈余管理动机主要包括契约动机、资产定价动机以及受第三方影响的动机(Fieldsetal.,2001)[7]。
对这三类动机的细分可以发现,企业的财务业绩是影响到不同动机的共同因素。
企业财务业绩越好,管理者薪酬契约越高、债务契约的约束越宽松、企业的市场价值越高、政府攫取越多。
考虑到一项盈余管理活动可以实现多种盈余目标,所以本文假定企业的真实业绩越好,企业的盈余管理动机越弱,盈余管理程度越低,反之亦然。
由上述概念的界定可知,企业的盈余管理程度既可能受到管理者盈余管理能力的影响也可能会受到企业的真实业绩压力的影响。
具体而言,企业真实业绩较好之时,由于没有业绩压力,其盈余管理动机较弱,故可以预期较高的管理者能力并不会转化为实际的盈余管理活动,此时管理者能力可能更多地表现为对盈余的精确判断与估计。
管理者能力越强,其盈余估计判断越准确,应计盈余管理会显著下降,盈余质量显著提高(Demerjianetal.,2013)[6]。
因此,较高的管理者能力与盈余管理可能呈现出一种负相关关系。
而当管理者能力较弱之时,其估计判断能力也较差,应计盈余管理会显著提高,盈余质量显著下降。
故业绩较好之时的管理者能力与盈余管理负相关。
当企业的真实业绩较差之时,管理者业绩压力较大,其盈余管理动机较强,管理者能力更多地表现为盈余操控能力。
若管理者能力较强,即意味着管理者可以通过盈余管理调节利润,保证最终的盈余符合或超越外界的预期。
若管理者的能力较弱,虽然管理者业绩压力较大,但是由于其盈余操控能力较弱,因而相比较管理者能力较好的企业而言,管理者能力越差,企业实际的盈余管理程度也越低。
故业绩较差之时的管理者能力与盈余管理正相关。
综上所述,提出如下研究假设:
H1:
企业的真实业绩越高,管理者业绩压力较小,管理者能力更多体现为精确的会计估计与判断,其与盈余管理程度负相关;
H2:
企业的真实业绩越低,管理者业绩压力较大,管理者能力更多体现为一种盈余操控能力,其与盈余管理程度正相关。
三、研究设计
由于信息技术产业作为技术密集型产业,企业业绩更多地依赖科技进步,而非管理者运营能力,故可以最大限度地降低本文管理者能力指标中的噪音含量,使其能够更为近似地反映管理者的会计处理能力。
同时考虑到我国企业会计准则变迁对于会计数据可比性的影响,本文的样本期间为2008-2013年的信息技术产业的所有A股上市公司。
在去除所有存在缺失数据的样本之后,共获得公司年度数据796个。
本文的所有数据均来自国泰安数据库。
(一)管理者能力的计算
Demerjianetal.(2012,2013)[5][6]认为企业运营效率主要由公司特征与管理者能力两方面的因素共同决定。
在利用运营效率对公司层面特征变量的回归模型之中,不能被解释的公司运营效率部分,即为管理者的能力。
根据Demerjianetal.(2013)[6]的研究设计,并考虑到中国会计处理的实际情况以及数据的可获得性,本文采用模型
(1)分行业分年度估算企业的运营效率。
模型
(1)与Demerjianetal.(2012,2013)[5][6]模型的主要差异是未包含经营性租赁项目和其他无形资产项目。
利用DEA方法计算的运营效率指标介于[0,1]之间,其值越接近1,其运营效率越高,说明在投入一定的情况下,能够实现产出的最大化。
(1)
其中,
为企业的主营业务收入;
为企业的生产成本,为主营业务成本与存货之和;
为企业销售费用和管理费用之和;
为企业的固定资产;
为企业的无形资产;
为企业的商誉。
根据Demerjianetal.(2012,2013)[5][6]的分析,企业运营效率主要是由公司规模、市场份额、自由现金流水平、企业所处生命周期阶段以及多元化程度等因素共同决定。
本文在Demerjianetal.(2012,2013)[5][6]所用模型的基础之上加入企业的产权性质来衡量政府对企业绩效的影响,并去除多元化程度指标。
对模型
(2)进行分行业分年度的Tobit回归,回归中的残差项即为管理者能力的近似衡量。
该值越大,管理者的能力越强。
同Demerjianetal.(2013)[6]的研究设计,本文对分行业分年度的管理能力进行5分位划分,并分别取为1-5,使得数据之间更具有可比性。
(2)
其中,
为利用模型
(1)计算的企业运营效率;
为企业总资产;
为企业的市场份额,为当年主营业务收入占行业收入之比;
为企业的自由现金流水平,企业的自由现金流为正则取为1,否则取0;
为企业的上市时间;
为企业的产权性质。
(二)盈余管理能力的计算
根据夏立军(2003)[29]的研究,Dechow等(1995)[30]的修正Jones模型最能反应企业的应计盈余管理水平。
该模型首先要求分行业分年度估算出总应计模型(3)的系数,再将其带入非操控性模型(4)之中计算出非操控性应计,最后用总应计减去非操控性应计即为企业的应计盈余管理水平。
若操控性应计水平的绝对值越大,则说明企业的盈余管理行为越多。
本文同时也对取绝对值的操控性应计进行5分位划分,以消除异常值的影响。
(3)
(4)
(5)
其中,
为t期总应计,为t期净利润与t期经营活动产生的现金流净额之差;
为t-1期总资产;
为t期营业收入与t-1期营业收入之差;
为t期应收账款与t-1应收账款之差;
为t期固定资产;
为t期非操控性应计;
为盈余管理水平。
(三)真实业绩的计算
ROA是最为常用的经济业绩衡量指标,但是其会受到管理者盈余管理水平的影响。
因此,本文借鉴Cornettetal.(2008)[8]的研究设计,在计算ROA之时,去除盈余管理对企业实际业绩的影响。
具体计算公式为:
。
其中,
为企业的真实业绩,
为净利润,
为操控性应计,
为总资产。
本文最终的真实业绩变量为虚拟变量,真实业绩大于0时取1,否则取0。
(四)其他控制变量
考虑到企业的盈余管理水平不仅仅受到管理者能力的影响,更会受到公司特征因素的影响,参考Demerjianetal.(2013)[6]的研究设计,本文同时对公司规模(Size)、主营业务收入增长率(Growth)以及行业年度等变量进行控制。
控制变量的计算如表1所示。
本文在计算所有变量之前对原始数据进行1%分位数和99%分位数上的winsorize处理。
表1主要控制变量的定义
变量
变量名
变量定义
LnA
资产总额
资产总额的自然对数
Growth
销售收入增长率
主营业务收入增长额/上一年主营业务收入
SV
销售收入波动
近三年销售收入/资产总额的标准差
CFV
现金流波动
近三年净经营现金流/资产总额的标准差
LOSS
亏损历史
近三年出现亏损的年度所占的比例
OPC
运营周期
Log[360/(销售收入/应收账款)+360/((主营业务成本+存货)/存货)]
(五)回归模型
本文构造模型(6)以检验管理者能力与盈余管理之间的关系。
考虑到本文使用的是面板数据,为控制研究中的异方差和多重共线性问题,本研究采用DriscollandKraay(1998)[32]稳健回归对研究偏误进行控制。
(6)
其中,EM为企业的盈余管理水平;MA为管理者的能力;RP为企业的真实业绩;MP为管理者能力与真实业绩的交乘项;ControlVar为本文的控制变量,见表1。
四、实证结果分析
(一)描述性统计结果
表2为变量的描述性统计结果。
MA为管理者能力变量,由于其值来自于模型
(2)的残差项,其均值和中位数均为接近于0的一个负值。
这与Demerjianetal.(2012,2013)[5][6]的研究结果较为一致,其均值为0,中位数为-0.01。
由四类不同的盈余管理指标可以发现,各指标之间的差异较小,仅DechowandDichev(2002)[31]计算出的指标略微偏大一点。
企业实际业绩指标ROA的均值为0.02,中位数为0.04,经过调整的真实业绩指标的均值为0.04,中位数为0.06。
表2变量的描述性统计结果
变量
均值
中位数
最小值
最大值
标准差
MA
-0.00
-0.00
-0.10
0.06
0.03
Absda
0.08
0.05
0.00
0.95
0.12
Absda1
0.08
0.05
0.00
0.94
0.12
Absda2
0.08
0.05
0.00
0.93
0.12
Absda3
0.11
0.07
0.00
1.03
0.15
ROA
0.02
0.04
-1.12
0.34
0.16
RP
0.04
0.06
-1.81
0.48
0.16
LnA
20.96
20.91
16.04
25.34
1.24
Growth
0.18
0.14
-0.82
2.85
0.45
注:
所有变量均按照连续变量列示,以反映变量的真实含义。
Absda1-Absda3分别为按照Jones(1991)、陆建桥(1999)以及DechowandDichev(2002)计算的盈余管理水平。
(二)相关性分析
表3为主要变量的Pearson相关系数。
由表3中的Absda-Absda3的相关系数可知,各类不同的盈余管理模型之间并不存在特别大的差异,相关系数均为0.84以上,且在1%水平上显著。
管理者能力与不同的盈余管理相关系数至少为-0.09,且均在1%水平上显著,这也初步验证了管理者能力与盈余管理之间较弱的负相关关系。
管理者能力与真实业绩以及实际业绩之间并不存在显著的相关性(相关系数分别为0.04和0.03),这与贺小刚和李新春(2005)[28]发现的管理者特征对企业业绩仅有有效的解释力相一致,也说明本文用此计量管理者能力有一定的合理性。
企业的真实业绩与不同盈余管理间的相关系数至少为-0.55,且均在1%水平上显著,证实了企业的真实业绩确实显著影响到企业的盈余管理水平,即企业真实业绩越好,盈余管理动机越弱,企业盈余管理水平越低,反之,亦然。
相比真实业绩而言,企业的实际业绩与企业盈余管理的相关仅为-0.20左右,这也说明了盈余管理的主要驱动因素是企业的真实业绩。
表3主要变量的相关性系数
变量
Absda
Absda1
Absda2
Absda3
MA
ROA
RP
Absda
1
Absda1
0.998***
1
Absda2
0.984***
0.983***
1
Absda3
0.839***
0.839***
0.830***
1
MA
-0.099***
-0.095***
-0.094***
-0.040
1
ROA
-0.215***
-0.217***
-0.224***
-0.187***
0.029
1
RP
-0.636***
-0.639***
-0.642***
-0.549***
0.036
0.500***
1
注:
*、**、***分别表示在10%、5%以及1%水平上显著。
(三)实证结果分析
表4为模型(6)的回归结果。
其中
(1)和(3)为DriscollandKraay(1998)[32]混合稳健回归的结果,
(2)和(4)为DriscollandKraay(1998)[32]固定效应稳健回归的结果。
由表6中的
(1)可知,管理者能力与盈余管理显著正相关(
=0.0706,t=3.61),真实业绩与盈余管理显著负相关(
=-1.0019,t=-17.80)。
当真实业绩较差时,即RP取0时,管理者能力对于盈余管理的影响为
,即业绩较差之时,管理者能力每提高一个单位,企业的盈余管理水平会提高0.0706个单位,支持研究假设2;当真实业绩较好之时,即RP取1时,管理者能力对于盈余管理的影响为
,即-0.0140(0.0706-0.0846),即业绩较好之时,管理者能力每提高一个单位,企业的盈余管理水平会下降0.0140个单位,支持研究假设1。
除了(4)回归各主要系数在10%水平之外,其余回归模型的回归结果均在5%水平上显著,支持研究假设。
其他控制变量的回归结果基本与已有研究相一致。
表4模型(6)的回归结果
(1)
(2)
(3)
(4)
MA
0.0706***
0.1647***
0.0565***
0.0622*
(3.61)
(4.87)
(2.72)
(1.88)
RP
-1.0019***
-0.5401***
-0.6574***
-0.4974***
(-17.80)
(-3.86)
(-4.95)
(-3.31)
MP
-0.0846**
-0.1918***
-0.0713**
-0.1095*
(-2.19)
(-3.48)
(-2.36)
(-1.93)
LnA
0.0994**
0.2432***
(2.19)
(7.86)
Growth
0.3242***
0.0468
(5.34)
(0.70)
SV
-0.6992**
-1.1516***
(-2.29)
(-4.51)
CFV
6.7752***
6.9693***
(5.85)
(6.56)
LOSS
1.4823***
1.2096***
(10.72)
(5.50)
OPC
-0.1105
0.1481
(-1.55)
(1.64)
常数项
3.7979***
3.4532***
1.5503*
-2.6772***
(60.63)
(30.31)
(1.69)
(-3.36)
Code
-0.0948***
-0.5954***
-0.2385***
-0.4512***
(-4.05)
(-4.03)
(-6.70)
(-2.99)
年份
控制
控制
控制
控制
N
796
796
596
596
R-sq
0.14
0.12
0.214
0.12
F
1,105.77
73.18
513.98
54.21
p
0.0000
0.0000
0.0000
0.0000
注:
*、**、***分别表示在10%、5%以及1%水平上显著。
其中
(2)与(4)的R-sq为组间R-sq。
Code为行业虚拟变量,当其为G81或G83时取1,G85或G87时则取0。
(四)区分产权性质的进一步分析
考虑到我国国有企业的特殊产权性质,一方面国有企业不仅仅需要兼顾效率问题,其更需要承担必要的社会责任或是政府职能,因此其资本市场的盈余管理动机可能不如民营企业那么强烈;另一方面,国有企业的管理者是由行政任命或是具有行政背景,对于其业绩的考核不仅仅会考虑到业绩指标,更会强调特定社会责任指标,且国有企业管理者的外部监督也多是行政监管,对于其约束力较弱。
以上原因都导致了国有企业管理者并不具有民营那么强的盈余管理动机。
同时,国有企业的管理者需要服从上级的各类安排,因此其管理者能力并不能够体现,更多地表现为一种执行能力,而非整个管理者团队的运营和会计能力。
因此,我们预期相比较国企,以上结论在民企中会更为显著。
区分产权性质的实证结果如表5所示。
表5区分产权性质模型(6)回归结果
(1)
(2)
(3)
(4)
国有
非国有
国有
非国有
MA
-0.0423
0.1585***
0.0270
0.0926*
- 配套讲稿:
如PPT文件的首页显示word图标,表示该PPT已包含配套word讲稿。双击word图标可打开word文档。
- 特殊限制:
部分文档作品中含有的国旗、国徽等图片,仅作为作品整体效果示例展示,禁止商用。设计者仅对作品中独创性部分享有著作权。
- 关 键 词:
- 管理者 能力 真实 业绩 盈余 管理 531