公司治理\盈余质量与经理人成本研究
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【摘要】 文章用工具变量和面板数据模型等方法考察了盈余质量对股东――经理人关系的影响。以应计质量为盈余质量的度量研究发现，盈余质量高的上市公司经理人成本较低，盈余质量改善的上市公司经理人成本发生了显著下降。文章的研究结论为会计信息的公司治理效应提供了新的证据。
一、引言
近年来，上市公司高管人员在职高消费、贪污公款、挪用并转移资产和携款潜逃等现象屡见不鲜，股东与经理人之间的问题表现突出，公司治理结构的不合理引起了成本的增加。与此同时，我国资本市场中的盈余操纵现象频繁，信息失真严重，众多上市公司盈余均存在着严重的质量问题。资本市场中出现了上市公司盈利的“10％”和“6％”现象，说明我国上市公司进行盈余管理的频繁性与普遍性。这些现象表明，我国上市公司的盈余质量已经受到了严重损害。
问题产生的根本原因在于信息的不对称，由于契约双方存在着信息的不对称，人即信息的优势方往往实施与委托人目标函数不一致的行为，进而导致委托人的利益受损。为了缓解或解决问题，需要在委托人与人之间建立一套机制，以使得人的行动符合委托人的利益目标。这种机制一般会通过契约（显性或隐性）的形式固定下来，如公司章程、经理人报酬契约等。
最优的契约安排应该是能够使得成本最小化，因此其构建的最优标准为人的努力程度。然而，由于人的努力程度无法被委托人观察，因此无法作为契约制定与执行的基础。作为契约签订和执行基础的必须是能被委托人和人观测到的共同信息。在有效资本市场前提下，会计是信息优势方向信息劣势方传递信号的一种手段，而且是符合成本效益原则的手段之一。
二、文献回顾
在财务与会计研究中，成本的计量有两类方法：一是直接计量企业的效率损失或额外支出；二是通过影响成本的公司因素间接地计量（李明辉，2005）。在前一类中广泛采用的是Ang等提出的营业费用率法和资产使用效率法。该方法认为特定企业的成本等于其营业费用与零成本企业营业费用的差额。这种方法所计量的成本包括管理者的额外消费及其他成本，因此称之为直接成本。而资产使用效率法则从产出角度度量成本，该方法认为资产周转效率代表着经理人对资产使用的效率，较低的资产周转率表明经理人可能将资产用于非生产性目的，意味着较高的成本。后一类方法中的变量包括公司规模、财务杠杆、增长性、股权集中度和管理层持股等。
Jensen（1986）认为，企业闲置现金流量与企业成长潜力对成本有一定的影响，在拥有较多闲置现金流量，并且成长潜力较小的企业中，经理人与股东利益冲突较为严重，成本较高。他还指出，负债可以通过降低经理人可随意支配的现金流量从而降低自由现金流量的成本。Jensen和Meckling（1976）指出，经理人持股水平也是重要因素。自利的经理人持有的公司股份越低，就越容易与外部股东存在分歧，保证和监督成本也就越高，成本将越高。随着经理人持有的所有权比例的上升，经理人自己所承担的花费津贴等的成本亦将增加，由于经理人将承担更大份额的成本损失，所以经理人持股可以减少其与股东的利益冲突。
三、样本选择与研究设计
本文数据为2004―2006年的A股上市公司，并剔除金融保险类、数据不能获得和数据异常的样本，共计2 981个研究样本。本文以应计质量定义盈余质量并采用Dechow and Dichev（2002）模型进行估计。常用的Jones模型及修正Jones模型均隐含着一个前提假设：非操控性应计项目是由一些会计要素决定的，而这些会计要素是没有纵的。
其中，TCA为经平均总资产调整后的线下项目前总应计项目，等于营业利润与经营活动现金净流量的差额除以当年平均资产总额；CFO为经营活动产生的现金流量净额；Asset为平均资产总额。
将样本公司按照21个行业分类（除金融保险类和制造业外的11个一级行业，加上制造业的10个二级行业），基于每个行业的样本公司数据估算方程（1），并将回归残差的绝对值|εi,t|作为本文盈余质量的第一个度量指标EQ1。EQ1的数值越大，表明样本公司的应计质量越差，盈余质量越低。
Kothari等(2005)的研究表明，应计项目与公司当前及过去的业绩存在显著相关性。相关研究指出，对操纵性应计项目的估计将会显著地受到公司当前及过去业绩的影响。Kothari等采用同行业和相近资产回报率公司的操纵性应计项目来控制样本公司的公司业绩对应计项目的影响，研究表明这种方法提高了盈余管理研究结论的可靠性。
本文基于Kothari等的方法对EQ1进行调整，以控制企业业绩的影响。具体的计算步骤如下：
第一，将整个样本公司按照前述的行业分类方法分为21类；第二，计算每个样本公司的资产回报率，资产回报率等于当期净利润除以期初资产总额；第三，根据样本公司前一年的资产回报率，将每一行业中的样本公司五等分，并求解每个等分中方程（1）回归残差εi，t的中位数median_ε；第四，计算第i个样本公司εi，t与该公司所属等分的中位数median_ε的差额（在计算第i个公司所对应等分的中位数时，需将第i个公司暂时剔除）。将该差额的绝对值|εi，t－median_ε|作为第i个样本公司另一个经过业绩调整后的应计质量度量，记作EQ2。
本文采用调整后的管理费用率度量经理人成本，计算方法为：调整后管理费用＝管理费用－（坏账准备本期增加额－坏账准备本期转回额）－（存货跌价准备本期增加额－存货跌价准备本期转回额）。同时，本文选择了如下的控制变量：经理人成本AC_EXE，其计算方法是调整后管理费用/销售收入净额；盈余质量指标EQ(k)，计算方法是第k个盈余质量指标（k＝1，2）；规模Size，计算方法是期初资产总额的自然对数；负债水平Lev，计算方法是资产负债率；高管人员持股Share_exe，计算方法是所有董事、监事和其他高管人员的持股比例总和；独立董事比例Ratio_ind，计算方法是独立董事占董事总人数的比例；控股股东持股比例Share_1；上市公司终极控制人的经济性质Owner，需要注意的是当终极控制人为国有时取值1，为民营时取值0；股权制衡度H2_5，计算中的注意点是等于第2到第5大股东的持股比例平方和；自由现金流量FCF，计算方法是（经营活动产生的现金流量净额－净营运资金变化－购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金）/资产总额。
基于以上变量定义，本文将采用如下的模型（2）作为基本回归模型。
本文提出如下两个假设：
假设1：在其他条件相同的情况下，高盈余质量的企业的经理人成本较低；
假设2：当公司治理较完善，盈余质量趋于良好时，企业的经理人成本趋向更低。
四、回归结果与分析
（一）假设1的回归结果
公司治理是会计信息质量包括盈余质量的重要影响因素。为了控制内生性的影响，本文将t-1年的盈余质量作为t年盈余质量的工具变量，对模型（2）运用两阶段最小二乘法进行估计，表1给出了相应的回归结果。从中可以看出，盈余质量EQ1和EQ2的回归系数均为正数并通过了显著性检验，系数（t值）分别为1.639（3.01）和3.327（2.23）。意味着在其他条件相同的情况下，盈余质量越差的上市公司，其经理人成本越高。较差的盈余质量导致了股东与经理人之间信息不对称程度的加深，股东无法准确地衡量经理人的努力程度，也无法有效地监督经理人的行为。由此而导致经理人有更多的机会在职消费、滥用，甚至偷盗其受托管理的公司资源。假设1得到验证。
（二）假设2的回归结果
假设1的验证给出了基于水平数值的回归结果，其结果可以解释为横截面差异的不同，即所有的样本公司相比，在其他条件相同的情况下，盈余质量越低的上市公司其经理人成本越高。本文利用变化量来分析盈余质量的改善对经理人成本的影响，并同样采用工具变量方法以控制内生性问题。具体的回归方程如模型（3）所示。
表2给出了基于模型（3）的工具变量回归结果。其中，解释变量?驻EQ1和?驻EQ2的系数显著为正，系数（t值）分别为0.570（3.04）和0.619（3.42）。说明在其他条件不变的情况下，公司治理不完善，盈余质量变得越差，上市公司的经理人成本越高，即当盈余质量趋于良好时，企业的经理人成本趋向更低。假设2得到验证。
五、基于面板模型的稳健性检验
为了控制可能存在的遗漏变量影响和同一样本公司连续观察多期所带来的组内相关问题，本文采用了面板模型进行了相同的分析。相应的回归结果显示，相应的固定效应检验、随机效应检验及Hausman检验均在1%的水平上显著性，因此本文采用了固定效应模型。在绝对量回归中（Panel A），盈余质量指标EQ1和EQ2的系数均在1%的水平上显著为正，相关系数（t值）分别为0.287（5.53）和0.255（4.67）；在变化量回归中（Panel B），?驻EQ1和?驻EQ2的系数显著为正，系数（t值）分别为0.455（7.14）和0.449（6.75）。因此，在控制了可能的遗漏变量和组内相关问题后，回归结果仍保持不变，即假设1和假设2依然成立。
六、研究结论与建议
本文研究了作为委托合同设定基础的盈余，其质量的高低对经理人成本的影响，并提供相应的经验证据。具体而言，以经过业绩调整后的应计质量度量盈余质量，以调整后的管理费用率作为经理人成本的度量指标，在控制了自有现金流、企业规模、负债水平、股权结构等因素的影响后，本文发现，高盈余质量的企业的经理人成本较低，当盈余质量趋于良好时，企业的经理人成本趋向更低。在分析中，本文采用了工具变量和面板模型等方法控制了内生性、遗漏变量、组内相关问题，研究结论保持稳健。
本文的研究结论为会计信息的公司治理作用提供了新的证据。研究结果也暗示，在解决资本市场中广泛存在的问题时，应以提高信息质量为根本。这意味着不应仅从事后的监管处罚出发，而应更多地关注如何确保高质量信息的生成与传播，特别是作为资本市场公共产品的会计信息。当前新会计准则的实施和财政部关于会计信息化的推广等均是如此。
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