论文部分内容阅读
一、引言
相比于国外资本市场，我国资本市场起步较晚；上市公司的监管较为薄弱；各地区市场化进程存在显著差异，相应的社会文化环境、法律制度环境等有所不同。因此有必要结合我国的制度环境，分析其对融资动因下的操纵性应计利润行为差异。
二、文献回顾
（一）国外文献回顾
从操纵性应计利润动因角度分析，大都是从欺诈的角度分析操纵性应计利润的动机。但不乏有研究者发现操纵性应计利润的信号传递作用。Louis and Robinson（2005）实证研究发现市场将操纵性应计利润视作一个积极信号，分割宣告后的非正常报酬显著提高。Stubben（2010）实证研究发现管理者会利用操纵性应计利润，向市场传递关于企业未来价值的私有信息。
（二）国内文献回顾
现有相关研究大多讨论的是机会主义观下的操纵性应计利润行为。于文君 （2013） 实证研究发现，上市公司出于避税动机进行操纵性应计利润管理，误导投资者做出错误的判断。但是倪敏和黄世忠（2014）指出，存在操纵性应计利润非机会主义动机。
三、理论分析
在制度经济学理论中，外部治理环境影响着经济的健康发展。La Porta et al.（1998）指出，在法律保护制度较差的环境下，财务信息系统可以充当保护投资者利益的一种替代性机制。Francis et al.（2005）指出，将各种制度因素结合会计准则体系考察，更能解释各国之间的盈余信息质量差异。因此本文引入市场化进程，进一步分析对融资动因下的操纵性应计利润行为的影响差异。宋小华和陆正飞（2013）指出，处在外部治理环境比较完善的企业管理层更有动机通过操纵性应计利润行为向市场提供高质量的会计信息。外部治理环境比较差的企业，管理层为了减少外部治理环境对较弱的利益相关者保护带来的负面影响，存在向市场提供更高质量会计信息的动机。因此本文提出假设。
H1：在其他因素不变的条件下，在市场化进程低的地区，融资动因下的操纵性应计利润对缓解融资约束的信号作用更强。
四、研究设计
（一）样本选择
本文对2006—2010年的沪、深两市A股的上市公司样本进行筛选，剔除金融类以及ST、*ST或PT的上市公司，最终得到4417个样本。实证分析软件主要利用Stata12.0。度量中国各地区的制度环境通常采用樊纲等（2011）编制的市场化进程指数。对于2010年的市场化进程指数，本文利用2009年的数据进行替代。
（二）变量定义
1.被解释变量，采用经过业绩调整的DA模型计量。
2.解释变量。投资机会主要采用James and Jeffery（2013）模型。
Invi，t+1=α0+α1Cfoi，t+α2Qi，t+α3Levi，t+α4Divi，t+α5Cashi，t+α6Growthi，t+αjIndj （1）
其中Invi，t+1表示i企業第t+1年的资本支出与年初固定资产的比率；Cfoi，t表示i企业第t年末的经营活动现金流与年初固定资产的比率；Divi，t表示i企业第t年的股数总额与年初固定资产的比率，Cashi，t表示i企业第t年的现金及现金等价物与年初固定资产的比率。
SA indexi，t=-0.737 × Sizei，t +0.043 × Sizei，t2-0.040 × Agei，t2 （2）
融资约束计量参考James and Jeffery （2013）采用SA指数。公司的SA指数在70%以上的定义为受融资约束组，虚拟变量设为1，否则为0。
3.控制变量。Index表示市场化进程指数，当其数值大于均值时，定义为1，否则为0。Lev表示资产负债率；Age表示上市年限；Q表示Tobin’s Q；Size表示期末总资产的自然对数；Growth表示主营业务收入增长率；Roa表示期末资产报酬率；BM表示账面市值比。
（三）模型设计
DAi，t=β0+β1Invoi，t-1+β2Constraintsi，t-1+β3Invoi，t-1*Constraintsi，t-1+β4BMi，t+β5Growthi，t+β6Cfoi，t+β7Agei，t+β8Cashi，t+∑year_dummy+∑Industry_dummy+ξi，t （3）
其中 Constraintsi，t-1由模型（2）得出，是融资约束的虚拟变量。
五、实证结果及分析
（一）描述性统计
操纵性应计利润的均值为-0.0008，说明样本总体上存在调减操纵性应计利润的行为。企业受融资约束程度的SA指数数据较为合理，说明样本企业融资约束存在显著差异。
（二）相关性分析
从表2中可以发现，操纵性应计利润与融资约束、投资机会及其交互项有显著相关性。因此有必要加入控制变量以更好地理解受融资约束的企业在融资动因下的操纵性应计利润行为。根据Pearson相关系数矩阵，主要变量与解释变量间的相关性系数均未超临界值0.6，表明不存在严重的多重共线性，可以进行多元回归检验。
（三）多元回归分析结果
在控制年度和行业的情况下，分样本的OLS回归结果表明：在市场化进程低的地区，投资机会与融资约束的交互项的相关系数为正数，且在1%的水平显著。在市场化进程低的地区，存在有价值的投资机会但受融资约束的企业管理层利用操纵性应计利润向市场发送积极信号，传递关于企业未来可实现价值的动机更强烈。
六、研究结论
市场化进程不同，其投资者受保护程度也有所差异，存在投资机会但受融资约束的企业其操纵性应计利润行为也存在显著差异。在市场化进程低的地区，投资者保护程度较低，投资者对会计信息的依赖程度较高，当企业存在投资机会但受融资约束时倾向于利用操纵性应计利润向市场发送关于企业积极前景的信号，以缓解融资约束。（作者单位为浙江理工大学科技与艺术学院）
本文为浙江理工大学科技与艺术学院青年教师科研项目研究成果，项目编号ky2016012
相比于国外资本市场，我国资本市场起步较晚；上市公司的监管较为薄弱；各地区市场化进程存在显著差异，相应的社会文化环境、法律制度环境等有所不同。因此有必要结合我国的制度环境，分析其对融资动因下的操纵性应计利润行为差异。
二、文献回顾
（一）国外文献回顾
从操纵性应计利润动因角度分析，大都是从欺诈的角度分析操纵性应计利润的动机。但不乏有研究者发现操纵性应计利润的信号传递作用。Louis and Robinson（2005）实证研究发现市场将操纵性应计利润视作一个积极信号，分割宣告后的非正常报酬显著提高。Stubben（2010）实证研究发现管理者会利用操纵性应计利润，向市场传递关于企业未来价值的私有信息。
（二）国内文献回顾
现有相关研究大多讨论的是机会主义观下的操纵性应计利润行为。于文君 （2013） 实证研究发现，上市公司出于避税动机进行操纵性应计利润管理，误导投资者做出错误的判断。但是倪敏和黄世忠（2014）指出，存在操纵性应计利润非机会主义动机。
三、理论分析
在制度经济学理论中，外部治理环境影响着经济的健康发展。La Porta et al.（1998）指出，在法律保护制度较差的环境下，财务信息系统可以充当保护投资者利益的一种替代性机制。Francis et al.（2005）指出，将各种制度因素结合会计准则体系考察，更能解释各国之间的盈余信息质量差异。因此本文引入市场化进程，进一步分析对融资动因下的操纵性应计利润行为的影响差异。宋小华和陆正飞（2013）指出，处在外部治理环境比较完善的企业管理层更有动机通过操纵性应计利润行为向市场提供高质量的会计信息。外部治理环境比较差的企业，管理层为了减少外部治理环境对较弱的利益相关者保护带来的负面影响，存在向市场提供更高质量会计信息的动机。因此本文提出假设。
H1：在其他因素不变的条件下，在市场化进程低的地区，融资动因下的操纵性应计利润对缓解融资约束的信号作用更强。
四、研究设计
（一）样本选择
本文对2006—2010年的沪、深两市A股的上市公司样本进行筛选，剔除金融类以及ST、*ST或PT的上市公司，最终得到4417个样本。实证分析软件主要利用Stata12.0。度量中国各地区的制度环境通常采用樊纲等（2011）编制的市场化进程指数。对于2010年的市场化进程指数，本文利用2009年的数据进行替代。
（二）变量定义
1.被解释变量，采用经过业绩调整的DA模型计量。
2.解释变量。投资机会主要采用James and Jeffery（2013）模型。
Invi，t+1=α0+α1Cfoi，t+α2Qi，t+α3Levi，t+α4Divi，t+α5Cashi，t+α6Growthi，t+αjIndj （1）
其中Invi，t+1表示i企業第t+1年的资本支出与年初固定资产的比率；Cfoi，t表示i企业第t年末的经营活动现金流与年初固定资产的比率；Divi，t表示i企业第t年的股数总额与年初固定资产的比率，Cashi，t表示i企业第t年的现金及现金等价物与年初固定资产的比率。
SA indexi，t=-0.737 × Sizei，t +0.043 × Sizei，t2-0.040 × Agei，t2 （2）
融资约束计量参考James and Jeffery （2013）采用SA指数。公司的SA指数在70%以上的定义为受融资约束组，虚拟变量设为1，否则为0。
3.控制变量。Index表示市场化进程指数，当其数值大于均值时，定义为1，否则为0。Lev表示资产负债率；Age表示上市年限；Q表示Tobin’s Q；Size表示期末总资产的自然对数；Growth表示主营业务收入增长率；Roa表示期末资产报酬率；BM表示账面市值比。
（三）模型设计
DAi，t=β0+β1Invoi，t-1+β2Constraintsi，t-1+β3Invoi，t-1*Constraintsi，t-1+β4BMi，t+β5Growthi，t+β6Cfoi，t+β7Agei，t+β8Cashi，t+∑year_dummy+∑Industry_dummy+ξi，t （3）
其中 Constraintsi，t-1由模型（2）得出，是融资约束的虚拟变量。
五、实证结果及分析
（一）描述性统计
操纵性应计利润的均值为-0.0008，说明样本总体上存在调减操纵性应计利润的行为。企业受融资约束程度的SA指数数据较为合理，说明样本企业融资约束存在显著差异。
（二）相关性分析
从表2中可以发现，操纵性应计利润与融资约束、投资机会及其交互项有显著相关性。因此有必要加入控制变量以更好地理解受融资约束的企业在融资动因下的操纵性应计利润行为。根据Pearson相关系数矩阵，主要变量与解释变量间的相关性系数均未超临界值0.6，表明不存在严重的多重共线性，可以进行多元回归检验。
（三）多元回归分析结果
在控制年度和行业的情况下，分样本的OLS回归结果表明：在市场化进程低的地区，投资机会与融资约束的交互项的相关系数为正数，且在1%的水平显著。在市场化进程低的地区，存在有价值的投资机会但受融资约束的企业管理层利用操纵性应计利润向市场发送积极信号，传递关于企业未来可实现价值的动机更强烈。
六、研究结论
市场化进程不同，其投资者受保护程度也有所差异，存在投资机会但受融资约束的企业其操纵性应计利润行为也存在显著差异。在市场化进程低的地区，投资者保护程度较低，投资者对会计信息的依赖程度较高，当企业存在投资机会但受融资约束时倾向于利用操纵性应计利润向市场发送关于企业积极前景的信号，以缓解融资约束。（作者单位为浙江理工大学科技与艺术学院）
本文为浙江理工大学科技与艺术学院青年教师科研项目研究成果，项目编号ky2016012