治理环境 控制人性质与债务契约假说.docx

1、治理环境 控制人性质与债务契约假说治理环境、控制人性质与债务契约假说张玲 刘启亮（厦门大学管理学院，361005；武汉大学经管学院，430072）内容摘要：本文旨在研究中国的治理环境、公司控制人性质与债务契约假说之间的关系，研究表明中国的治理环境、公司控制人性质对债务契约假说产生了不同于成熟市场经济的一些行为特征。以我国上市公司1999-2004年的公司为样本，在控制其他因素的影响之后，研究发现：（1）公司的负债水平越高，公司的盈余管理动机越强烈；（2）由于政府控制的公司债务约束软化，公司的负债水平对其盈余管理并无明显影响，并且治理环境因素对其没有促进作用；而在非政府控制的样本组中，公司的负债

2、水平则与盈余管理显著正相关，并且治理环境因素对其具有明显的促进作用；（3）在市场化程度高、政府干预程度低、法治水平高的地区，非政府控制公司的负债水平与盈余管理显著正相关，反之，债务契约假说则不成立。关键词：治理环境、控制人性质、债务契约假说治理环境、控制人性质与债务契约假说内容摘要：本文旨在研究中国的治理环境、公司控制人性质与债务契约假说之间的关系，研究表明中国的治理环境、公司控制人性质对债务契约假说产生了不同于成熟市场经济的一些行为特征。以我国上市公司1999-2004年的公司为样本，在控制其他因素的影响之后，研究发现：（1）公司的负债水平越高，公司的盈余管理动机越强烈；（2）由于政府控制的

3、公司债务约束软化，公司的负债水平对其盈余管理并无明显影响，并且治理环境因素对其没有促进作用；而在非政府控制的样本组中，公司的负债水平则与盈余管理显著正相关，并且治理环境因素对其具有明显的促进作用；（3）在市场化程度高、政府干预程度低、法治水平高的地区，非政府控制公司的负债水平与盈余管理显著正相关，反之，债务契约假说则不成立。关键词：治理环境、控制人性质、债务契约假说一、引言近年来，已有大量的文献（如La Porta et al.，1997，1998，2000；Johnson et al.，2000）发现投资者保护等治理环境因素对公司的财务行为产生了明显的影响。然而，国外文献的发现主要是基于成熟

4、市场经济而言的，处于经济转型期的我国上市公司所处的治理环境则迥然异于西方国家。我国市场经济的一个明显特征就是市场力量和行政力量同时作用于上市公司。由于各地区改革的进程不同，这两种力量对市场经济的影响程度就不一样，进而使公司所处的治理环境存在较大的差异。如法律规定的完善在不同年份存在较大差异（纵向差异）、法律的执行力度在不同省区也不尽一致（横向差异），而且公司治理环境的其他方面如政府行为、产权保护、法治体系、市场竞争、信用体系、契约文化等，也都存在较大的区域性差异，各地的市场化进程也不平衡（樊纲，王小鲁 2003）。而公司治理环境是相比于股权结构安排、独立董事制度、信息披露制度、独立审计制度、经

5、理人市场机制、接管和购并市场机制等公司治理机制更为基础性的制度背景。这些公司治理环境的要素会从根本上影响到公司契约的签订、履行及其签约各方的动机和行为，进而影响到公司治理的效率，比如对债务契约“刚性”约束的影响。同时，在中国证券市场上，大多数上市公司为各级政府所控股，上市公司扮演着为国企解困募集资金、解决就业等多重角色，因而政府行为对资源配置具有重要影响，政府干预影响着上市公司的财务行为。而且，从国有银行借款的上市公司与国有银行同为国家控股，二者的“特殊关系”就可能导致债务“刚性”约束的软化，进而导致产生异于纯市场经济的财务行为。那么，在我国的治理环境下，这些基本因素如何影响上市公司的财务行为

6、呢？它们会导致公司融资行为有哪些变化呢？鉴于此，本研究试图在纳入公司所处的治理环境因素、公司控制人性质等因素后，从基本制度层面来考察中国上市公司的“债务契约假说”。 研究发现，尽管公司的负债水平越高，公司的盈余管理动机越强烈，但由于政府控制的公司债务约束软化，公司的负债水平对其盈余管理并无明显影响，而在非政府控制的样本组中，公司的负债水平则与盈余管理显著正相关；在市场化程度高、政府干预程度低、法治水平高的地区，非政府控制公司的负债水平与盈余管理显著正相关，反之，债务契约假说则不成立。本文的政策含义是要促进我国上市公司按市场机制的要求营运，可能还需进一步进行产权改革和完善治理环境，降低政府对经济

7、的过多干预。二、文献综述、制度背景与假说发展（一）盈余管理与债务契约债务融资是公司的一种财务行为。债务契约假说预计公司的债务水平越高（也就是越有可能违背以会计信息为基础的债务契约），在其他情况相同的条件下，经理人越有可能选择收入增加的会计程序和方法。这样，盈余管理就成为减少违背债务契约可能性的一条途径。该假说由Watts 和Zimmerman(1986)提出，许多文献对此假说提供了经验证据（Skinner ,1993 ；Sweeney，1994；Defond and Jiambalvo，1994）。Sweeney(1994)使用一组违反债务契约公司的样本，发现相对于控制样本来说，这些公司明显地

8、大量使用收入增加的会计变更，并且当新会计准则增加了报告的净收入时，这些违约公司倾向于更早地采用新准则。相似地，Defond and Jiambalvo(1994)也考察了1985到1988年间披露债务违约公司的盈余管理行为，他们发现在违约前一年及当年公司采用了增加收入的操控性应计方法。在市场经济中，通过盈余管理来减少违背债务契约的可能性，对公司而言，是相比于舞弊来说所可能花费交易成本较低和承担风险较小的一种手段。随着我国资本市场的建立，上市公司的行为越来越受到市场机制的影响，为了避免违反债务契约，负债越高的公司越可能通过盈余管理来规避债务契约的技术性约束条款。因此，本文提出如下假说：H1：总体

9、而言，负债水平越高的公司，越可能具有更高的操控性应计水平。（二）控制人性质与债务融资在中国证券市场上，大部分上市公司由国有企业改制而来，并为政府所实际控制。鉴于此，与非国有公司不同，政府的动机和行为对国有上市公司可能会产生重要影响。已有研究发现(Lin, Cai and Li 1998)，转型经济中国有企业的一个主要问题是其承担了政府的多重目标，如经济发展战略、就业、税收、社会稳定等，由此造成了国有企业的政策性负担。虽然国有企业通过改制上市，其治理结构和监管环境发生了很大变化，但由于政府控制它们，依然有能力将其自身目标内化于这些公司中。同时，中国的金融体系是以政府控制的四大商业银行为主导，上市

10、公司的债务融资主要来自于全国40000多家银行的贷款，另外还有一些是公司之间的延期支付或贸易信用的短期融资。其中，中国工商银行、中国农业银行、中国建设银行和中国银行四家国有商业银行提供了所有公司贷款的80%以上。尽管1995年颁布了商业银行法，要求银行按照商业实体来运作，赚取经营利润，但它们本质上仍属于政府机构的一个职能部门，四大银行的经营不得不与政府的需求保持一致。鉴于社会就业压力等，政府不希望对经营不善的企业进行清算。相反，政府有时还要求国有银行付出成本再为亏损企业提供融资帮助。而对银行经营者来说，尽管他们也有责任创造利润，但管理层为了个人前途也不得不听从政府的安排。在政府控制的银行中，利

11、润目标和政府干预交融在一起，二者的冲突必然伴随着大量银行不良资产的产生以及高昂的资本重整成本。因此，即使国有控股公司拖欠贷款造成巨额银行坏账，至今仍然很少有企业因此破产；政府也无法对损失责任人进行清算。据此，有学者认为，政府对上市公司和银行的这种双重所有权造成了预算约束软化，增加了管理上的代理成本，从而弱化了债务融资的治理作用(Tian， 2005)。从公司角度，由于政府在上市公司和银行同时作为债务人和债权人的双重所有者角色，对政府控制公司的经理人而言，债务契约的技术性条款已失去了实质性约束能力，违反债务契约条款并不会带来刚性的惩罚性经济后果。由于国有企业和银行的政策性负担带来的软预算约束，即

12、使违反了契约条款甚至长期拖欠贷款，也不会受到股利发放、继续贷款等限制，更不会遭到清算破产的命运。因此，与非国有公司不同，国有企业的经理人并无强烈的动机进行增加净收益的盈余管理，以避免违反债务契约。而且，由于国有企业的高管人员通常是通过行政途径任命，其薪酬与升迁并未与公司业绩评估挂钩，经理人才市场和声誉机制在中国尚未真正形成，经理人完全没有必要承担操纵盈余的风险。因此，Watts and Zimmerman(1986)提出的债务契约假说，在公司控制人性质的不同的前提下会产生异化，即政府控制的公司与非政府控制的公司对债务契约的反应会不一致。基于此，本文提出以下研究假说：H2a：在非政府控制的上市公

13、司，负债水平越高（因而越有可能违背债务契约），会越具有更高的操控性应计水平。H2b：在政府控制的上市公司，负债水平越高（因而越有可能违背债务契约），可能并不会具有更高的操控性应计水平。（三）治理环境与债务融资近年来，La Porta等人的一系列研究发现，一国的司法体系对公司的财务行为等具有重要影响。他们发现，一国的投资者法律保护程度与其上市公司的股权集中度负相关(La Porta et al. 1999)，与其上市公司的股利支付比率正相关(La Porta et al. 2000a)，与其上市公司的公司价值正相关(La Porta et al. 2000b)，与其资本市场的发达程度正相关(La

14、 Porta et al. 1997)。一些学者(如Alford et al. 1993; Joos and Lang 1994; Pope and Walker 1999; Land and Lang 2000)则分析了世界各国的会计盈余和股票价格的关系，研究发现一国的法律及制度环境从根本上影响着公司报告盈余的特征。Leuz et al.(2003)通过考察31个国家投资者保护与盈余管理之间的关系，检验了投资者保护是如何影响公司内部人操纵盈余报告动机的两种竞争性假说，其结论支持了“转移(diversion)假说”，表明盈余管理随着投资者保护水平的提高而降低。Gul et al.(2005)考

15、察了48个国家法律保护规定和法律执行的差异是否影响债务契约假说的问题，他们发现法律保护和法律执行水平低的国家，公司具有更高的操控性应计水平；进一步，他们发现在法律规定和法律执行更完善的国家，债务和可操控性应计之间的正相关关系反而受到削弱。这些研究表明，一国的法律体系等治理环境因素对公司财务行为具有重大的影响。在我国证券市场上，公司欺诈、舞弊以及大股东对中小股东的肆意侵害行为屡屡发生，其中一个很重要的原因就是对投资者的法律保护不力。虽然我国证券市场于1990年早就设立，但公司法直到1994年、证券法直到1999年才颁布。并且，即使在公司法、证券法颁布实施之后，投资者依然难以得到有效的法律保护，比

16、如证券民事赔偿责任制度至今未能得到有效施行。究其原因，固然与执法力量和执法水平有关，但更根本的原因可能是政府在公司治理环境中仍扮演相当重要的角色，而法律约束难以限制政府权力。政府对市场的干预都可能导致市场机制的扭曲。因此，政府介入和法律因素交织在一起，构成了中国上市公司所处治理环境的主要特征。并且，对于不同地区的上市公司来说，虽然其所处的国家大环境是一样的，但由于其所处地区的市场化进程、政府干预程度、法治水平相差甚大（樊纲，王小鲁 2003），它们可能会影响公司的事前预期，进而会对上市公司的财务行为产生影响，包括公司的债务融资行为。因此，本文对非政府控制的上市公司提出了如下研究假说：H3：上市

17、公司所处地区的法治水平、市场化进程、政府干预程度的差异，会显著影响负债水平与操控性应计之间的正相关关系。三、研究设计（一）样本选择和数据来源本文以1999至2004年深市和沪市所有A股上市公司为初选样本。样本选择时，剔除：1）金融业上市公司；2）同时发行了B股或H股的上市公司，这些公司面临内外双重监管环境，其经理人进行盈余管理的动机和能力可能与其他上市公司不同；3）终极控制人不详的上市公司；4）数据缺失和存在极值的上市公司；4）注册地在西藏的上市公司，因为本文使用的公司治理环境指数建立在樊纲、王小鲁（2003）编制的各地区市场化进程数据及其子数据的基础上，但他们未编制西藏地区的相应数据。最后，

18、本文共获得5458家样本公司。具体样本选择程序见表1。表1：样本选择过程1999年至2004年各年末上市公司总数7108减：金融业上市公司数679含B或H股的公司数663数据缺失、极值的公司数266注册地在西藏的公司数42最终样本公司数5458本文所有财务数据来源于CSMAR数据库和WIND资讯数据库。上市公司终极控制人的数据来源于色诺芬公司的CCER数据库。在此数据库中，上市公司的最终控制人分为六类（除不能识别的以外），分别是国有控股、民营控股、外资控股、集体控股、社会团体控股和职工持股会控股。除国有控股外，本文将其他五类都视为非国有控股。治理环境数据根据樊纲和王小鲁（2003）编制的各地区

19、市场化进程数据及其子数据构建而成。他们（2003）根据大量的统计和调查资料，采用“主因素分析法”编制了中国各地区1999年和2000年市场化相对进程指标。这一指标共涉及五个方面：政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发展、要素市场的发展以及市场中介组织发育和法律制度环境。其中，第一个方面、以及第五个方面与本文所要研究的治理环境有关，分别代表各地区的政府干预程度与法治水平。因为，我们将樊纲和王小鲁提供的各地区市场化相对进程得分、政府与市场的关系得分以及法律制度环境得分，分别作为本文中各地区的市场化指数、政府干预指数以及法治水平指数，来衡量各地区的治理环境，其中，市场化指数越大代表市场化进

20、程越快，政府干预指数越大代表政府干预越少，法治水平指数越大代表法治水平越高。同时，由于各地区市场化进程、政府干预程度以及法治水平在不同年度相对稳定，本文仅采用了樊纲和王小鲁报告中2000年度的数据（见表2）。从表2可以看出各地区的治理环境差异较大。表2：各地区治理环境指数地区市场化指数政府干预指数法治水平指数地区市场化指数政府干预指数法治水平指数地区市场化指数政府干预指数法治水平指数安徽6.40 7.43 5.32 黑龙江5.16 3.60 5.34 山东7.15 7.38 5.63 北京5.74 6.40 7.97 湖北5.61 5.11 5.05 山西4.53 4.54 5.53 福建8.

21、10 7.12 6.32 湖南5.48 5.73 2.62 陕西4.15 5.30 3.21 甘肃4.86 5.94 3.98 吉林5.51 5.70 5.81 上海7.04 7.49 6.98 广东8.41 7.99 7.29 江苏7.90 8.12 6.29 四川5.70 7.43 4.69 广西5.95 7.89 4.92 江西5.46 6.15 4.78 天津6.89 6.05 6.96 贵州4.62 5.43 4.36 辽宁6.40 6.14 5.53 新疆3.15 3.16 4.10 海南6.41 6.02 6.33 内蒙古4.76 3.27 4.93 云南4.89 6.56 3.

22、87 河北6.39 7.13 5.15 宁夏4.02 3.79 5.16 浙江8.32 8.37 6.24 河南5.64 5.54 4.93 青海3.40 3.04 4.69 重庆6.33 7.61 3.83 注：数据来源于樊纲、王小鲁：中国市场化指数各地区市场化相对进程报告（2003年）。（二）检验模型本文构建如下检验模型并使用OLS回归分析方法检验本文的研究假设：DAj,t=0+1Debtj,t+2Indexj+3Sizej,t+4Roej,t+5Growthj,t+6Cfoj,t+j,t (1)其中：0 为截距，16为系数，为残差。模型中各变量的含义如下：1、 因变量因变量是操纵性应计的

23、绝对值。已有研究发现，截面Jones模型估计出的可操控性应计数能够有效地衡量公司盈余管理的程度（Bartov，Gul和Tsui，2001；Kothari,2005）。因此，本文使用Jones模型来衡量盈余管理的程度。模型如下：DAj,t=TAj/Aj-NDAj (2)其中：DAj是经过上期期末总资产调整后的公司j当期的非操纵性应计利润，代表公司盈余管理的程度；TAj为公司j的包含线下项目的总应计利润，即TA=NI-CFO，其中NI为净利润，CFO为经营活动现金流量净额；Aj为公司j上期期末总资产；NDAj根据方程(3)计算而得。NDAj=a1(1/Aj)+a2(REVj/Aj)+a3(PPEj

24、/Aj) (3)其中：NDAj是经过上期期末总资产调整后的公司j的非操纵性应计利润，REVj是公司j当期主营业务收入和上期主营业务收入的差额，PPEj是公司j当期期末厂场、设备等固定资产原值，Aj是公司j上期期末总资产，a1,a2,a3是行业特征参数。这些行业特征参数的估计值根据以下方程（4），并运用经过不同行业分组的数据进行回归取得。GAj/Aj=1(1/Aj)+2(REVj/Aj)+3(PPEj/Aj)+j （4）其中：1,2,3是a1,a2,a3的OLS估计值，GAj是公司j的线下项目前总应计利润，即GA=EBXI-CFO，其中EBXI为经营利润，CFO为经营活动现金流量净额；j为残差项

25、，代表各公司线下项目前总应计利润中的操纵性应计利润部分。其他变量含义和方程(2)相同。2、 测试变量Debt为公司负债总额与年末总资产的比率。以前的研究（如DeFond and Jiambalvo,1994）对该比率与增加收入的会计方法的正向关系，提供了一致且确定性的证据，本文用它来代表公司违背以会计为基础的债务契约约束条件的可能性。Index是公司治理环境指数的统称。根据不同研究目的，在实际检验中分别纳入Marindex、Govindex和Legindex三个变量来代替Index，它们分别代表公司注册地所在省、自治区或直辖市的市场化指数、政府干预指数以及法治水平指数。3、 控制变量在检验模型

26、中包含的控制变量是公司规模、业绩、成长性和经营现金流。公司规模能够捕捉到个体公司被忽略掉的许多特征。大公司通常受到更多的公众关注（如分析师和新闻报道），因而经理人从盈余管理中获取私利相对来说意义不大（也就说不具备成本效益）；再加上大公司现金流模式更具预测性，因而在会计处理上更缺乏弹性。公司规模(Size)由总资产取自然对数来度量。公司业绩变量也影响管理层的操纵行为。当公司有特别好的绩效时，尤其是国有企业，为避免公众关注经理人有向下操纵盈余的动机(Watts and Zimmerman 1986)。当公司面临亏损时，经理人可能采用增加收入的会计政策。本文将净资产回报率(Roe)作为控制公司业绩的

27、变量包含在回归中。检验模型中还加入了成长性指标作为控制变量，因为研究表明成长机会更多的公司更可能进行盈余管理，因为这些公司信息不对称现象更为严重，并且经理人的行为更难观察(Myer 1977; Smith and Watts 1992)。Skinner(2003)发现具有更多投资机会的公司，若是高负债水平或具有以会计为基础的奖金计划，则这样的公司更可能采用收入增加的会计方法。Lai(2001)的研究发现投资机会与操纵性应计利润具有正相关关系。成长性变量(Grow)通过主营业务收入的增长率来计量。公司的现金流也可能影响着管理层的盈余管理行为。当公司在运营中现金流充足的时候，会降低经理人操纵盈余的

28、必要性；反之，则可能提高经理人盈余管理的动机。现金流变量(Cfo)由公司经营现金流净值除以当年度总资产来计量。另外，检验模型将行业效果和年度效果进行了控制。四、描述性统计与单变量分析1、全样本的描述性统计分析从表3的描述性统计可以看出，Debt的均值是0.0636，中位数是0.0296，最大值是0.4972 最小值是0。从表4可以看出，DA与Debt的Pearson相关系数是.009，Spearman相关系数是-.037，没有一致性结论。DA与Marindex的Pearson相关系数和Spearman相关系数均是正相关。表3：描述性统计变量样本量均值中位数最大值最小值标准差DA5458.063

29、4.0422.9890.0000.0715Debt5458.0636.0296.4972.0000.0847Marindex54586.43246.40008.413.151.3303Govindex54586.65617.13008.373.041.3771Legindex54585.74695.63007.972.621.2951Size545821.088921.007226.854717.9174.9032Roe5458.0426.06641.8376-1.9964.1866Growth5458.2040.14823.6485-.9996.4435Cfo5458.04866.04879

30、.7521-.50392.0849表4：相关系数矩阵变量DADebtMarindexRoeGrowthSizeCfoDA.009.010-.078(*).087(*)-.075(*)-.105(*)Debt-.037(*)-.083(*).035(*).054(*).269(*).023Marindex.001-.079(*).028(*).000.105(*).044(*)Roe.031(*).061(*).065(*).255(*).150(*).242(*)Growth.016.084(*)-.001.369(*).108(*).104(*)Size-.078(*).283(*).122(*).165(*).163(*).154(*)Cfo-.072(*).037(*).059(*).358(*).166(*).175(*)1.000注：（1）表右上半部是Pearson相关系数，左下半部分是Spearman相关系数。(2) * 表示 在 0.01水平下(2-tailed)显著，* 表示在 0.05 水