上市公司风险承受水平、盈余管理方式选择与公司价值

李 莉（副教授）

一、引言

大量研究发现公司风险承受水平对公司盈余管理的动机和程度都有重要的影响（Burgstahler、Dichev，1997；Rosner，2003；Baele等，2010；Neffati，2011；Mohammad等，2011）。如Neffati（2011）研究发现，当公司盈余发生波动时，管理者会出于掩饰经营低效、维护企业形象、突出管理能力、吸引投资者等目的，利用盈余平滑减少盈余波动；Baele（2010）发现上市公司股票收益发生波动、公司风险水平上升且投资者信心不足时，公司更趋向于利用盈余管理改变投资者对公司风险水平的评价；Rosner（2003）、Habib等（2012）的研究也表明，公司陷入财务困境或者面对退市、破产等压力时，经常会利用大量操纵性盈余扭亏为盈，公司风险的上升会伴随大量的盈余管理行为。上述文献都表明公司风险承受水平与盈余管理存在正向关系。但是DeAngelo等（1994）和Beneish（1999）却发现盈余管理公司和非盈余管理公司之间在债务比例和违约风险方面并不存在区别；Lee等（2006）也找不到盈余波动和重述金额之间存在联系的证据。

尽管现有文献研究结论不一，但上市公司风险承受水平如何影响公司盈余管理方式的选择，公司的盈余管理行为对公司价值会产生怎样的影响等，都是学术界亟须研究的课题。

理性经济人假说认为：自利不是经济人的唯一动机，经济人还具有利他和非理性的特征，仅以自利性动机来解释盈余管理行为忽略了利他和非理性的行为动机。盈余管理行为不是一种简单的自利行为（Gunny，2010），而是公司进行成本收益分析后相机做出的一种理性选择。同时，盈余管理行为有助于维护公司信誉，增强投资者对公司发展的信心，对外传递公司价值的积极信号（Gunny，2005；Zang，2012），这些才是公司盈余管理行为存在的真正原因。

本文基于动态博弈中的蛙鸣理论研究公司风险承受水平与盈余管理行为的关系。研究发现：随着公司风险承受水平的上升，盈余管理方式也由应计盈余管理转向真实盈余管理；随着风险承受水平的上升，公司会抓住更多的投资机会，并利用盈余管理行为传递企业发展的积极信号，最终实现公司价值的提升。

本文的贡献在于：第一，丰富了对盈余管理理论的研究，从公司理性经济行为和信号传递的角度分析了盈余管理行为的积极影响，并提供了实证证据；第二，丰富了公司风险承受水平的相关研究，公司承担某种类型风险（如连续亏损、退市）时采取的盈余管理行为及其后果的相关文献很多，研究对象主要限于存在经营风险、债务风险或者承受破产、退市压力的上市公司，本文则从公司总风险角度剖析盈余管理行为的方式和后果，样本涉及所有承受风险的上市公司，研究更具有普遍性；第三，本文基于我国资本市场进行研究，发现公司风险水平上升后采取的真实盈余管理能够向市场传递公司未来业绩的真实信号，与国外既有文献研究结论相同（Zang，2012），表明我国资本市场的成熟程度正在逐渐提高。

二、理论分析和研究假设

现有文献主要是从公司自身行为和公司外部环境两个方面研究公司风险承受水平与盈余管理行为的关系。Grant等（2009）研究发现，在股权激励条件下，管理层倾向于选择高风险投资项目，为了分散风险管理层会大量使用盈余平滑手段。Neffati（2011）和石军（2011）研究发现，过度的投资行为不仅会加大公司的投资风险，而且会加大公司的经营风险，管理者为了掩饰管理失效会利用操纵性应计项目操纵盈余。利用其他变量作为盈余管理的代理变量也能反映出投资风险（高成长性）与盈余管理之间的正向关系，比如达到预测目标（McVay等，2006）、证监会处罚公告（Dechow等，2011）。但是Lee等（2006）的研究不支持上述结论。Neffati（2011）、张玲和刘启亮（2009）发现，企业债务风险随债务水平上升而上升，债务契约中存在很多以会计数据为基础的限制性条款，管理者有动机利用应计盈余管理调高盈余以降低自身违约风险和违约成本。李延喜等（2007）发现公司付息债务比例越高，承受的财务压力越大，盈余管理的动机越强。但是，DeAngelo等（1994）和Beneish（1999）发现，盈余管理公司和非盈余管理公司在违约风险上并不存在差异。

公司对盈余管理方式的选择既是公司作为“理性经济人”的自我选择，也是个体之间相互模仿、学习等动态过程实现的结果。公司采取的应计和真实盈余管理两种策略中，真实盈余管理难以与真实交易活动区分，被发现的概率较低，类似于蛙鸣博弈中的“不鸣”策略，应计盈余管理主要涉及会计估计和会计方法变更，容易被监督部门发现，风险较高，类似于蛙鸣博弈中的“鸣叫”策略，所以本文用蛙鸣博弈的复制动态和进化稳定策略进行博弈分析。

本文做出如下假设：①公司进行盈余管理实现的额外收益空间为1；②公司采用应计盈余管理能够实现的额外收益为A，采用真实盈余管理能够实现的额外收益为1-A，并且0.5＜A＜1；利用应计项目进行盈余管理可能受到监管部门的处罚，付出成本为C；③当博弈双方都使用应计盈余管理时实现的额外收益为P，并且1＞P＞A，同样都付出成本C；④当博弈双方都使用真实盈余管理时，双方额外收益为0。公司使用不同盈余管理方式的收益矩阵如图1所示：

图1两个公司不同盈余管理方式的收益矩阵

该博弈的纳什均衡取决于P、A、C的相对水平：

在A-C＜0的情况下，因为P＜1，可推导出PC＜1-A，此时选择真实盈余管理是该博弈唯一的纳什均衡。

在A-C＞0的情况下，若P-C＜1-A仍然成立，则可推导出P-1+A＜C＜A，此时存在一个混合策略均衡，公司会根据一定的概率选择两种盈余管理方式；若P-C＞1-A，此时P-1+A＞C，两公司都选择应计盈余管理是唯一的纳什均衡。

上述博弈过程基于公司的完全理性和最优化选择推导得出，可以看出选择应计盈余管理的处罚成本是影响纳什均衡的关键因素，实际中公司可能存在有限理性，本文用进化博弈进行进一步研究。

N家公司进行随机配对博弈，在N家公司中有比例为X的公司采用应计盈余管理，有（1-X）比例的公司采用真实盈余管理。其中X随时间t变化而变化，公司随时间变化采用两种盈余管理方式的期望收益和群体平均期望收益分别为：

根据上述公式推导出复制动态模型：

令F（X）=0，得到复制动态模型的三个稳定状态：

图2情形1动态相位

情形1说明公司面对的处罚成本很高，所以公司会逐渐完全采用真实盈余管理。现行会计准则允许的应计盈余管理空间较小但仍然存在，公司不会完全采用真实盈余管理。

图3情形2动态相位

图4情形3动态相位

情形3说明当公司使用应计项目进行盈余管理处罚成本很小（C趋近于0）时，公司会完全使用应计盈余管理，但现行会计准则已经缩小了应计盈余管理的空间，所以这种情况实际上并不存在。

基于以上分析，笔者提出如下假设：

假设1：随着公司风险承受水平上升，公司从应计盈余管理转向真实盈余管理。

公司风险承受水平是公司未来业绩的重要信号。公司风险承受水平的上升可以带动公司销售收入的增长、资源配置效率的提高，从而使公司价值得到提升（Core，2008；余明桂等，2013）。现有研究发现，盈余管理行为有助于企业抓住发展机会，提高资本市场预期，为企业的未来发展创造机会，盈余管理行为增加的成本和调整后的各期盈余变化不会影响企业未来业绩的提升（Louis、Robinson，2005；Bowen等，2008；Gunny，2010）。如Jennifer（2006）发现，企业对未来了解得越多，越会提高盈余管理水平，从而提高盈余的信息含量。随着风险承受水平的上升，管理者对投资机会的识别利用更加准确，增加的盈余管理行为可以提高企业声誉，增强投资者信心，为企业未来发展创造机会，从而帮助企业提升未来的价值。由此可见，盈余管理在公司风险承受水平与公司未来业绩的关系中明显起到信号传递的作用。盈余管理行为可以帮助公司向外传递更多的私有信息，促进公司管理层与投资者之间的沟通，有助于公司价值的提升，所以管理层会大量使用盈余管理进行信号传递。

虽然应计盈余管理和真实盈余管理都可以帮助管理层向外传递私有信息（Gunny，2005；Cohen、Zarowin，2010；李凯，2013；王福胜等，2014），但两种盈余管理方式传递信号的有效性存在差异。根据信号传递理论，有效的信号传递需要具备稳定性、不可模仿性、相关性和成本不可替代性（Ross，1977）。首先，只要管理者对公司未来现金流有信心，就可以不断地采用真实盈余管理，这满足信号传递的稳定性特征，而应计盈余管理会受到会计灵活性的约束，在不久的将来一定会发生逆转；其次，会计方法很容易被模仿，而真实盈余管理需要改变交易实质，偏离最优的公司策略，业绩差的公司不敢进行模仿；再次，真实盈余管理包含促销、加速生产等方法，可以被解释成迎合市场需求的策略，具有隐蔽性，但是应计盈余管理会受到监管者（如审计师）的责难；最后，激进的应计盈余管理多发生在期末，容易被发现从而受到证监会的处罚，产生高昂的法律和诉讼成本，真实盈余管理牵涉的诉讼成本较小。总之从信号传递工具的有效性来看，真实盈余管理的信号传递功能更强。基于以上分析，笔者提出如下假设：

假设2：公司风险承受水平上升，盈余管理行为增加，公司价值上升，真实盈余管理的信号传递效应更强。

三、研究设计

1.公司风险承受水平的衡量。盈余管理行为会影响公司当期的财务指标，用财务指标的波动性衡量公司风险可能导致严重的内生性问题。公司承受更高的风险会引起资本市场收益的波动，所以本文用市场指标即年化个股回报率的波动性来衡量公司风险承受水平（Coles等，2006；Bargeron等，2010）。其计算公式为：

adjReturni，n=Returni，n-medianReturni，n

其中：RISKi，t表示i公司在t年的风险承受水平（i股票考虑现金分红再投资的日个股回报率的标准差），即i公司时长1年的日个股回报率的波动性。计算波动性时，先对公司的个股回报率（Return）按照当年公司回报率的中位数进行调整，然后计算调整后的个股回报率（adjReturn）的标准差，该值越大，表明公司风险承受水平越高。

2.盈余管理的界定。

（1）应计盈余管理程度（DA）。Dechow、Sloan和Sweeney（1995）提出的Jones修正模型计算残差能够有效识别应计盈余管理。本文利用截面修正Jones模型对样本数据进行分年度分行业回归，估计模型参数，如果当年某行业用来估计模型的公司数量不足5个则删除。

其中：TACCi，t表示总应计项目，是净利润与经营性净现金流的差额；Ai，t-1表示企业期初总资产；△REVi，t表示企业营业收入变动额；△RECi，t表示企业应收账款变动额；PPEi，t表示企业固定资产原值。对模型1分行业分年度回归结果的残差取绝对值，计算应计盈余管理程度（ADA），该值越大，则表明应计盈余管理程度越大。尽管应计盈余管理程度（ADA）可以很好地度量盈余管理行为（Reynolds、Francis，2000），但是Hribar、Craig Nichols（2007）发现变量取绝对值后会改变其分布情况，产生异方差问题。这种处理会增加拒绝原假设的概率（第一种错误）。因此，本文用两种方法对盈余管理程度（ADA）进行调整来减少误差。一是“调整法”（transformation methods），即对盈余管理程度用前五年经营性现金流波动（SDCFO）进行标准化；二是“控制变量法”（control variable methods），即把前五年经营性现金流波动（SDCFO）作为控制变量加入控制模型。真实盈余管理程度变量也做同样的处理。

（2）真实盈余管理程度（REM）。根 据Roychowdhury（2006）的方法，真实盈余管理主要包括异常经营活动净现金流（R_CRO）、异常生产成本（R_PROD）和异常操控性费用（R_EXP）。

首先，通过模型2、3、4分年度分行业估算正常水平的经营活动净现金流、生产成本和操控性费用：

其中：CFOi，t表示经营活动净现金流；Ai，t-1表示企业期初总资产；Si，t表示企业营业收入净额；△Si，t表示企业当期营业收入净额变动额；PRODi，t表示企业生产成本，是存货变动数额与销售产品成本合计数；EXPi，t表示企业管理费用与营业费用合计数；i表示公司；t表示年度。

其次，利用上述模型分年度分行业估测的残差（R_CFO、R_PROD和R_EXP），计算异常经营活动净现金流、异常生产成本和异常操控性费用。通常公司为了调高盈余会利用打折或者宽松的信用政策来促进销售收入增长，这些都会导致利润率的下降，及生产成本偏离正常水平。而且，与正常销售相比，经营现金流也会下降，同时由于操控性费用无法在当期确认收益，管理者也会尽量减少操控性费用项目的支出，所以异常生产成本越高、异常操控性费用越低、异常经营净现金流越低，真实盈余管理程度就越大。根据模型2、3、4得到的残差取绝对值计算异常经营活动净现金流（A_CFO）、异常生产成本（A_PROD）和异常操控性费用（A_EXP），取值越大，表明盈余管理程度越大。

最后，为了综合反映真实盈余管理的程度，借鉴 Cohen和Zarowin（2010）、李增福等（2011）的研究，构造衡量真实盈余管理总量的综合指标（REM）：REM=-R_CFO+R_PROD-R_EXP。REM的正负表示盈余管理的方向，取绝对值表示真实盈余管理的程度，绝对值越大说明真实盈余管理程度越大（王福胜等，2014）。

3.公司价值（TobinQi，t+1）。借鉴Core（2008）的研究，运用托宾Q值度量公司价值，为了避免公司风险承受水平与公司价值之间可能存在的内生性关系对研究造成影响，用公司承受风险后第二年的托宾Q值表示公司价值。托宾Q值等于股权市值与净债务市值合计数除以期末资产总额。

表1变量定义及计算方法

4.研究模型。为了验证假设1，本文借鉴Zang（2011）的做法，设定联立模型5、6检验风险承受水平对管理层盈余管理方式的影响。由于应计盈余管理直接受到会计弹性的影响（张子余、张天西，2011），在模型6中增加控制变量会计弹性（FLEX）。

模型5中因变量是真实盈余管理，包含真实盈余管理的三个综合变量指标（REM1、REM2、REM3），交互项（RISK×DA）的系数可以反映出公司风险承受水平上升时对真实盈余管理的倾向性，本文预期风险承受水平RISK系数显著为正，交互项的系数显著为负；模型6中因变量是应计盈余管理，交互项（RISK×REM）可以反映出公司风险承受水平上升时对真实盈余管理的倾向性，本文预期风险承受水平（RISK）系数显著为负，交互项的系数显著为负。

为了验证假设2，本文构建以下模型：

模型7增加了公司风险承受水平和盈余管理程度的交乘项（RISK×EMD），用于验证盈余管理程度在风险承受水平与公司价值之间是否存在信号传递效应。EMD为盈余管理程度的虚拟变量，当公司盈余管理程度大于同行业同年度中位数时取1，否则取0［包括应计盈余管理程度虚拟变量（DAD）和真实盈余管理程度虚拟变量（REMD）］，被解释变量为公司价值（TobinQi，t+1），本文预期交乘项系数（β2）显著为正。

四、数据来源与描述性分析

1.数据来源。本文的研究样本为2007～2015年在沪深交易所上市的所有A股主板上市公司，数据来自国泰安（CSMAR）数据库，并对样本数据做如下筛选：①剔除金融业上市公司；②剔除ST公司；③剔除变量观察值缺失的研究样本；④剔除无5个连续观察值的上市公司；⑤对除哑变量以外的所有变量观察值在上下1%的水平上进行Winsorize处理。最后得到2204家公司共计13363个观察值。由于模型5、6中使用滞后一期的数据，模型估计的观察值减少到10930个；模型7中使用两阶段回归，模型估计时观察值减少到8857个。

2.描述性统计分析。表2是盈余管理方式变量及其他变量的描述性统计结果。应计盈余管理方式的均值是0.005，与三个真实盈余管理方式的均值差异都较大，应计盈余管理方式的标准差（0.090）远远小于真实盈余管理方式的标准差，说明上市公司进行应计盈余管理方式的差异较小，而进行真实盈余管理方式的差异较大。公司风险承受水平（RISK）的平均值是0.032，标准差是0.010，与世界30个国家的平均水平（平均值是1.56，标准差是0.07）相比，平均值偏低、标准差偏高（Erkens，2012），说明我国公司风险承受水平普遍偏低，而且风险承受水平差异较大。

表2 盈余管理方式变量的描述性统计

五、实证结果与分析

1.应计盈余管理与真实盈余管理之间的转换作用检验。本文对模型5、6的回归结果列于表3。第（1）列中，真实盈余管理指标（REM1）作为因变量，应计盈余管理（DA）的系数显著为负的前提下，公司风险承受水平（RISK）的系数显著为正，交乘项（RISK×DA）对真实盈余管理的系数显著为正；应计盈余管理DA作为因变量时，真实盈余管理（REM）的系数为负但不显著，公司风险承受水平（RISK）的系数显著为负，交乘项（RISK×REM）系数显著为负，说明风险承受水平上升时，应计盈余管理行为减少，真实盈余管理行为增加，真实盈余管理与应计盈余管理之间存在替代关系，管理层更倾向于选择真实盈余管理方式，证实假设1。

表3 公司风险承受水平对盈余管理方式影响的回归结果（模型5、6）

2.风险承受水平对企业价值的影响及盈余管理活动的信号传递效应检验。为了验证假设2，对模型7进行回归，回归结果列示于表4。表4中第（1）～（3）列分别加入盈余管理程度（盈余管理变量的绝对值）虚拟变量（DAD和REMD）与公司风险承受水平的交乘项。

表4第（1）列中，加入的应计盈余管理程度虚拟变量与公司风险承受水平的交乘项（DAD×RISK）的回归系数为0.000，在统计上不显著；第（2）列中，加入的真实盈余管理程度虚拟变量与公司风险承受水平（REMD×RISK）的交乘项的回归系数为0.054，在5%的水平上显著，公司风险承受水平对公司价值的影响变小但仍显著（RISK的回归系数为0.094），说明真实盈余管理程度起到了信号传递的作用，在公司风险承受对公司价值的影响上有增强的效应；第（3）列中，同时加入两种盈余管理程度虚拟变量与公司风险承受水平的交乘项，应计盈余管理程度虚拟变量与公司风险承受水平的交乘项系数为负但是不显著（系数为-0.009），真实盈余管理程度虚拟变量与公司风险承受水平的交乘项系数为正，在5%的水平上显著（系数为0.056），通过系数差异检验发现两者存在显著差异。表4中的实证结果验证了本文的研究假设2。

六、稳健性检验

研究盈余管理程度的信号传递效应时，本文将盈余管理程度虚拟变量的交乘项代入模型7中进行考察，仍然存在前面提到的内生性问题。本文利用同行业同年度公司风险承受水平的中位数构建风险承受水平哑变量（RISKD），按照Maddala（1983）的 Treatment Effects Model对模型 7进行最大似然估计，试图缓解内生性问题和多重共线性问题，结果显示公司风险承受水平具有内生性，所以模型7使用Treatment Effects Model估计，并控制行业和年度效应，实证结果列示于表5。

表4 盈余管理信号传递效应实证结果

表5 公司风险承受水平对公司价值回归及盈余管理信号传递效应检验结果

表5的第（1）列中，加入的应计盈余管理变量的交乘项的回归系数为0.045，统计上不显著，而公司风险承受水平对公司价值的正向影响变小但仍然显著（回归系数为0.093，在1%的水平上显著）；第（2）列中，加入的真实盈余管理变量的交乘项与公司价值显著正相关（回归系数为0.025，在1%的水平上显著），表明公司风险承受水平对公司价值的影响变小但仍显著（回归系数为0.011），说明真实盈余管理起到了信号传递的作用；第（3）列中加入两种盈余管理程度的虚拟变量，只有真实盈余管理的交乘项系数为正且显著，证实假设2。表5中的实证结果显示本文的基本结论没有实质性变化。

七、结论

本文以2007～2015年我国深沪两市A股上市公司为研究对象，分析了上市公司对盈余管理方式的选择问题，并进一步检验了盈余管理对公司风险承受水平和公司价值关系的信号传递效应。

根据文章的研究结论，发现有以下几点值得进一步思考：

本文主要从“经济人假说”的理性选择角度加以分析，并从经济后果验证盈余管理进行信号传递的积极影响。不可否认，公司进行盈余管理的动机很多，实践中很难完全分辨公司盈余管理行为的全部动机，对盈余管理的后果也不能一概而论。比如公司为了掩饰经营上的失败、投资的失误也会进行盈余操纵，盈余管理导致财务信息的真实性下降是否会使盈余管理的积极影响大打折扣，这些都需要进一步研究。

本文主要以我国新兴资本市场为研究背景，研究结论肯定了我国资本市场建设的成效，但是资本市场成熟度不同，资本市场监管机制和投资者理性的差异是否会影响公司盈余管理方式的选择和信号传递的效果，本文没有进一步探讨，期待后续研究有新的发现。

尽管真实盈余管理行为已经成为学术界研究的热点，但是目前的模型仍不能涵盖所有的真实盈余管理行为，比如公司为了提升当期盈余签订的资产出售回购协议、回购股份、销售交易性证券等，所以对真实盈余管理的全面度量仍存在缺陷。

本文的研究结果表明，公司承担风险和进行盈余管理的行为不一定都是消极的。公司选择长期发展战略，主动承担风险，能够提高资源配置效率。同时理性地选择盈余管理行为，向外界传递真实信号，能有效提高资本市场预期，促进公司价值提升。总之，本文的研究有助于深化对公司长期战略选择和风险承受行为的理解，丰富对公司盈余管理方式及其经济后果的研究，对会计政策制定者如何限制和引导公司盈余管理行为、规范上市公司信息披露行为，也具有一定的借鉴意义。

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