控股股東行為、實際控制與上市公司財務報告穩健性

一、本文的主要研究框架根據目前的許多研究文獻，股東的存在將導致公司治理結構中的股權平衡機制失敗。在控股股東的掌控下,上市公司通過提前確認好消息,延遲確認壞消息的方式,使得上市公司的財務報告變得更好看,以吸引更多的投資者,這一行為能夠降低財務報告的穩健性,使財務報告提供的信息更不可靠,從而誤導投資者,不利于資本市場的健康發展。然而,人們在研究控股股東與上市公司財務報告穩健性之間的相互關系時,沒有考慮到控股股東性質和行為對財務報告穩健性的影響。本文的目的是:在控股股東與中小股東之間代理關系的框架內,研究控股股東行為對財務報告穩健性的可能影響,為遏制控股股東剝奪中小股東利益的行為和提高上市公司財務報告質量提供經驗證據。本文以后部分的安排如下:第二部分是文獻回顧與假設提出;第三部分是研究設計,闡述數據來源、樣本選擇和研究中使用的變量;第四部分是實證分析回歸結果;最后,對本文進行總結。二、其他條件不變情況下,控股股東凈材料的凈攔截行為不符合上市公司的結構原則財務報告是否穩健是衡量財務報告質量高低的重要標準之一。Watts認為財務報告穩健性要求企業在確認未來可能發生的收益和損失時應當采取非對稱方式,及時確認損失,延遲確認收益。通過提高財務報告穩健性,將有助于財務報告發揮治理功能,加強對投資者利益的保護。Basu從這一角度驗證了財務報告穩健性的存在。至于財務報告穩健性存在的原因,多數研究發現,主要產生于債務契約的簽訂。債務契約的簽訂引起債權人對財務報告穩健性的更多關注,從另外一種角度說明,股權投資人對穩健性的需求弱于債權人對穩健性的需求,尤其是在存在控股股東的狀況下,控股股東為了侵占中小股東和債權人的利益,最大化自身利益,有動機亦有能力對上市公司實施掏空行為,同時通過提前確認收益和延遲確認損失的方式,粉飾上市公司財務報告,美化上市公司經營業績,模糊會計數字,降低整體經濟的透明度,掩蓋其對上市公司實施的掏空行為,從而降低了財務報告的穩健性。當然,控股股東除了掏空上市公司外,還可能對上市公司進行扶持,由于控股股東對上市公司進行扶持的最終目的是為了將來實施對上市公司更大規模的掏空,控股股東也因此會在扶持上市公司的同時,要求上市公司更多地甚至是夸大地披露其對上市公司進行扶持的信息,并提前確認收益,延遲確認損失,以滿足“管制的會計利潤”的要求,從而降低了上市公司的財務報告穩健性。包括“輸血(扶持)”和“抽血(掏空)”在內的種種惡意關聯交易的存在造成上市公司披露的會計報表信息失真,誤導并損害了中小股東的合法權益。此外,由于扶持行為與掏空行為可能同時進行,因此扶持行為還具有掩蓋同期掏空行為的作用。因此,基于上述分析,本文提出如下研究假設:假設1a:在其他條件不變的情況下,控股股東的掏空行為能夠降低財務報告穩健性。假設1b:在其他條件不變的情況下,控股股東的扶持行為能夠降低財務報告穩健性。假設1c:在其他條件不變的情況下,控股股東的凈掏空行為能夠降低財務報告穩健性控股股東的存在,導致代理問題由傳統的股東與經營管理層之間以及股東與債權人之間的利益沖突轉向控股股東與中小投資者之間以及控股股東與債權人之間的利益沖突。在此種情況下,控股股東成為影響代理問題的核心,它的性質也自然會影響控股股東與中小股東以及債權人之間的利益沖突,進而對上市公司的財務報告穩健性產生影響。由于我國資本市場上的上市公司有相當一部分為國有企業改制而成,多數上市公司與其控股股東“形分實合”,形成了控股股東一股獨大和股權分置的獨特特征,這不僅為控股股東“掏空”或“扶持”上市公司創造了更便利的外部條件,也為控股股東操控上市公司的會計信息提供了更多的方便。因此,在現階段投資者保護較弱的情況下,國家性質的控股股東基于其政治和社會目的或者管理層對“自身政治前景”的迫切需求,更有動機和能力“掏空”或“扶持”上市公司,并通過對上市公司財務報告的操控掩蓋其實施的行為,實現其控制權私人收益或者是管理人員個人的利益,從而降低了對財務報告穩健性的需求。施華強、孫錚等和朱凱等在研究會計穩健性的債務需求特征時也發現,相對于非國家控制的上市公司,國家控股的上市公司的財務報告有更低的穩健性,其原因可能是國家控制的上市公司更多地使用了與政府間的“政治關聯”,獲得了更多的政府扶持,更容易通過股權融資方式融通資金,降低了對債務的需求,而且即使是通過債權融資方式融通資金,由于其國有性質和政府背景,具備了與多數債權人(國有銀行)進行討價還價的實力,從而降低了債權人(尤其是國有銀行)的債務約束,進而降低了對財務報告穩健性的需求。因此,假設2:在其他條件不變的情況下,相對于非國家控制的上市公司,國家控制的上市公司更可能通過發布不穩健的財務報告,以掩蓋其實施的掏空行為。控股股東為了實現對中小股東的利益侵占以及對這一行為進行隱藏,往往刻意安排復雜的公司治理結構(如金字塔式的治理結構),通過所有權與控制權的分離實現以較少的投入對底層子公司的有效控制。在存在控股股東的情況下,控股股東也有能力對財務報告的生成過程產生影響,這一能力也同樣通過控股股東持有的上市公司所有權與擁有的控制權之間的背離來實現,兩者背離程度越大,控股股東的控制能力越強,對財務報告的操控程度也越強,通過提前確認收益和延遲確認損失掩蓋其掏空上市公司行為的可能性越大,財務報告的穩健性越差,會計信息的可靠性也因此更低,因此,控股股東的控制權與所有權的分離能夠對財務報告穩健性產生負面影響,具體表現為:假設3a:在其他條件不變的情況下,最終控股股東擁有的控制權比率與財務報告穩健性呈反向變化;假設3b:在其他條件不變的情況下,兩權背離程度越大,上市公司財務報告的穩健性越差。在存在控股股東的情況下,其他股東除了采取“用腳投票”的自保措施外,也可采取控股股東應對內部經理侵占時采用的集中所有權的方式,以對控股股東的行為實施監督。因此,控股股東操控財務報告的能力還可能受到其他股東制衡能力的影響。如果其他股東制衡控股股東的能力越強,控股股東剝奪中小股東和債權人的能力越小,通過提前確認收益、延遲確認損失、虛增會計利潤、操控財務報告而掩蓋其掏空行為的能力也越小,獲得的控制權溢價也會減少。換言之,其他股東的制衡能力對上市公司的財務報告穩健性應當有正向的影響。鑒于此,提出如下假設:假設4:在其他條件不變的情況下,其他股東的制衡能力能夠對財務報告穩健性產生正向影響。三、研究設計(一)樣本和數據來源由于中國證監會在2003年12月22日發布的《公開發行證券的公司信息披露內容與格式準則第2號〈年度報告的內容與格式〉》修訂稿中要求,所有的上市公司從2004年1月1日起,在其年度報告中披露股權結構樹狀圖,以及各級控股股東之間的所有權與控制權比例等信息,以及中國財政部于2006年2月15日發布了修訂后的《企業會計準則》,要求所有的上市公司自2007年1月1日起執行修訂后的《企業會計準則》,因此,本文選取了2004年—2006年中國A股市場上的上市公司為研究樣本。樣本選擇遵循的標準是:(1)非金融行業的上市公司;(2)在2004年—2006年間有連續3年的數據;(3)存在最終控制人;(4)最終控制人是唯一的;(5)能夠計算控制鏈層級;(6)能夠計算最終控制人的控制權比例和所有權比例。能夠同時滿足這些標準的樣本公司為1206個,3年共3618個公司—年度樣本。本文的短期借款、主營業務收入、營業利潤、Z指數、股權制衡、上市公司實際控制人和實際控制人類型等數據來自CCER數據庫。其他財務數據、公司治理數據和股東數據來自國泰安數據庫(CSMAR),個別缺失的數據通過查閱上市公司年報手工獲得。(二)變量設計1.壞消息的市場估計Ball和Shivakumar借鑒Basu的逆回歸模型和Dechow,Kothari和Watts的模型構造了會計穩健性的應計模型,該模型可以寫為:其中,CFOt為經營活動產生的現金流量,以扣除非正常損益前的會計利潤與應計項目ACCt的差額對其計量;DCFOt為啞變量,當CFOt>0時,取值為0,否則為1。當CFOt>0時,DCFOt=0,因此上式可表達如下:其中,CFO>0表明公司擁有好消息,因此,α2衡量好消息的及時性;當CFOt<0時,DCFOt=1,因此上式可表達如下:其中,CFO<0表明公司擁有壞消息。在穩健會計程序中,壞消息應該比好消息發布的更及時,因此,α3衡量壞消息超過好消息的增量及時性,α2+α3衡量的就是壞消息的及時性。ACCt為應計項目,其初始計量值通過下式取得:式中,Δlnv為當年存貨增量,ΔAccrece為應收賬款增量,ΔOthcurass為其他流動資產增量,ΔAccpay為應付賬款增量,ΔOthcurlia為其他流動負債增量,Depre為固定資產折舊額。除DCFOt外,所有項目均以年初總資產進行標準化。Khan和Watts認為影響穩健性的因素主要有賬面市價比(M/B)、公司規模(Size)和債務比率(Lev),并采用這三個變量和Basu模型來估計時間截面度量的好消息的及時性和壞消息的增量及時性的公司—年度度量值(1),本文借鑒了這一方法,但不考慮賬面市價比,其原因是我國的資本市場弱勢有效,影響股價的因素較多,使用股價進行的研究可能不具有較強的說服力。具體而言,好消息的及時性和壞消息的增量及時性的公司—年度度量值可以通過下式取得:然后將(5)和(6)代入(1)可得回歸方程(7):估計該方程,可以得到βi和γi的估計值,然后代入(5)和(6)即可得到α2it和α3it。鑒于Guay和Verrecchia發現用(α2it+α3it)/α2it比較各公司之間的穩健性差異是有缺陷的,Gassen,Fülbier和Sellhorn因此采用斜率對應的兩條直線的夾角大小對會計穩健性進行度量,即通過上述方式可以計算出每1個公司每1年度的CONSER的值,該值越大說明該公司當年的財務報告穩健性越強,財務報告提供的信息越可靠。2.用其他應付款占用的方法設定控股股東行為,用“動態特征的表征控股股東對上市公司可能采取的行為主要有掏空行為和扶持行為,掏空行為表現為控股股東將上市公司的利益轉移至控股股東手中,而扶持行為則表現為控股股東向上市公司輸送利益。為了考察控股股東行為對財務報告穩健性的影響,我們采用資金占用行為對控股股東行為進行度量。李增泉等將控股股東與上市公司之間的資金占用行為區分為“經營性資金占用”和“非經營性資金占用”兩種,經營性資金占用以應收賬款、預收賬款、應付賬款和預付賬款四個科目的金額來表示,非經營性資金占用以其他應收款和其他應付款的兩個科目的金額來表示。姜國華等用其他應收款占總資產的比例衡量控股股東對上市公司實施的掏空行為。周曉蘇等用其他應收款占總資產比例衡量控股股東集團的資金占用行為,用其他應付款占總資產比例衡量上市公司對控股股東集團的資金占用,同時用二者差額衡量控股股東集團對上市公司的資金凈占用。應當說明的是,這些度量資金占用的方法使用的都是相關科目的年末余額這一靜態數字,而我們想要考察的卻是控股股東行為對財務報告穩健性的影響,應當采用具有動態特征的表征變量來度量控股股東的行為。因此,我們采用相關科目的年度增加額度量控股股東行為,即采用其他應收款年度增加額衡量控股股東對上市公司的資金占用行為——掏空行為(TUNNEL),采用其他應付款年度增加額衡量上市公司對控股股東的資金占用行為——控股股東對上市公司的扶持行為(PROP),并采用年初資產總額對控股股東行為的表征變量予以標準化,以消除規模影響。此外,也使用了掏空行為與扶持行為兩者之間的差額衡量控股股東對上市公司的凈掏空或凈扶持行為(STUNNEL)。3.非國家控制及結果控股股東的股權制衡控股股東特征主要考察最終控股股東的性質、最終控股股東對上市公司的控制權比例、最終控股股東所有權與控制權的背離程度以及其他大股東對控股股東的權利制衡作用。CCER將最終控股股東的類型劃分為國有控股、民營控股、外資控股、集體控股、社會團體控股、職工持股控股和不能識別7種情況,我們將除國有控股以外的其他6種情況定義為非國家控制,同時將最終控股股東為高等院校的也定義為國有股東,因此設定最終控股股東性質(STATE)為啞變量,當最終控股股東為國有股東時取值為1,否則為0;最終控股股東所有權比例(OWN)為最終控股股東直接和間接擁有的上市公司的所有權比例的乘積之和;最終控股股東控制權(CONTROL)為最終控股股東直接和間接擁有的上市公司的控制權比例之和;最終控股股東擁有的所有權與控制權之間的背離程度采用與Fan一致的方法度量,即采用所有權比例與控制權比例的比值衡量兩權背離程度,該比值越大,說明兩權分離程度越小,反之則兩權分離程度越大(圖1為控股股東兩權分離程度計算示例);其他股東股權制衡(CR2_5)為第二大股東至第五大股東持股比例之和。以捷利實業股份有限公司為例,見圖1。4.業務收入增長率公司盈利能力采用上市公司總資產凈利潤率(ROA)表示;公司成長性(GROW)以主營業務收入增長率表示;年度影響通過平衡面板數據的年度固定效應控制;行業變量INSDUS按照2001年4月中國證監會發布的《上市公司行業分類指引》中的分類標準(除制造業按亞類分類外,其他行業均以大類為準),并以綜合類為基準,共設置了20個行業虛擬變量。四、試驗與分析(一)大股東加總制衡能力表1(見下頁)為回歸變量的描述性統計。通過觀察和分析變量的描述性統計結果,我們發現,有超過2/3的公司年度樣本為國家直接控制(STATE的均值為0.6899);最終控股股東擁有的上市公司的平均所有權比例為0.3366,平均控制權比例為0.3973,所有權與控制權的分離程度較低,SPERA-TION的均值為0.8141;其他大股東的制衡能力非常弱,CR2_5的均值為0.1661,剛剛接近最終控股股東擁有的所有權比例的一半。雖然TUNNEL的均值為-0.0080,STUNNEL的均值為-0.0173,均小于0,而且PROP的均值(0.0093)為正,但這并不表明全部控股股東真正減少了對上市公司的利益侵占,與此形成鮮明對比的是,由于TUNNEL的中位數為-0.0000011,STUNNEL的中位數為-0.0036,均非常接近于0,說明仍有近一半的公司年度樣本的控股股東對上市公司增加實施了掏空行為,從而導致上市公司的財務報告不夠穩健,CONSER的均值為-0.0519,即可證明這一點,而且由于CONSER的中位數為-0.0459,也小于0,更說明了我國資本市場上的大部分上市公司的財務報告不夠穩健,較早確認了好消息,較晚確認了壞消息。(二)造成上市公司財務穩健性不顯著影響表2是變量相關系數矩陣,對角線右上方為Spearman’rho相關系數,對角線左下方為Pearson相關系數。從單變量的相關性看,CONSER與TUNNEL和STUNNEL顯著負相關,與PROP負相關,但在統計意義上不顯著,這說明了控股股東的掏空行為的確顯著降低了上市公司財務報告的穩健性,扶持行為對財務報告穩健性的影響雖然不顯著,但也是負向影響。CONSER與STATE顯著負相關,說明最終控股股東的國有性質的確降低了財務報告穩健性。CONSER與CR2_5顯著正相關,說明其他大股東能夠對控股股東的掏空行為起到抑制作用,進而對財務報告穩健性產生正面影響。CONSER與CON-TROL和SEPERATION均顯著負相關。(三)數據分析與其他控制變量表3是使用面板數據控制年度固定效應和行業影響后的回歸分析結果,年度固定效應與行業影響未在表中列示。6個模型的因變量均為財務報告穩健性CONSER,模型1、模型2和模型3僅考慮控股股東行為對財務報告穩健性的影響。從回歸結果不難看出,控股股東掏空行為的表征變量TUNNEL和STUNNEL的回歸系數分別為-0.045047和-0.030289,并且在1%的水平上顯著,說明控股股東掏空行為明顯降低了財務報告穩健性。控股股東扶持行為的表征變量PROP的回歸系數為-0.013187,雖然不顯著,但由于是負數,也在一定程度上說明了扶持行為并沒有對財務報告穩健性產生正面影響,從這一點看,也可說明控股股東在扶持上市公司時同時過多或夸大披露了與扶持相關的信息。模型1、模型2和模型3的回歸結果驗證了假設1a、1b和1c。模型4、模型5和模型6加入了控股股東特征變量和其他控制變量。控股股東行為表征變量的回歸結果與模型1、模型2和模型3的結果一致,這表明,在其他條件不變的情況下,控股股東的掏空行為顯著降低了上市公司財務報告穩健性,扶持行為對上市公司的財務報告穩健性產生負向影響,雖然統計上不顯著。模型回歸結果還顯示,與非國家控制的上市公司相比,最終控股股東具有國有性質的上市公司,其財務報告的穩健性也較低,該結果驗證了假設2,同時也與施華強、孫錚等、朱凱和魏明海等的結果一致。上市公司財務報告穩健性與最終控股股東擁有的控制權比率顯著負相關,與Fan和Wong的研究趨于一致,支持了假設3a,可能的原因是,控股股東的壕溝防御效用對會計信息質量的影響要高于利益協同效應的影響,并且隨著控股股東控制權的增加,控股股東操控財務報告的能力也顯著提高,控股股東更愿意采用提前確認收益、延遲確認損失的方式披露會計信息,以提高會計利潤金額,向投資者傳遞公司具有較強盈利能力的信息,財務報告穩健性與ROA在1%的水平上顯著負相關,也說明了上市公司財務報告中公布的會計利潤可能包含了提前確認收益、延遲確認損失而增加的利潤。由于SPE-RATION的數值越大,表示兩權分離程度越小,因此衡量財務報告穩健性的表征變量CONSER與SPE-RATION呈正相關關系,實際上就是說明了財務報告穩健性與控股股東兩權分離程度呈負相關關系,即兩權分離程度越高,上市公司財務報告穩健性越低,其原因可能是較高的兩權分離程度往往是控股股東延長控制鏈造成的,隨著控制鏈的延長,控股股東更易于采用包括提前確認收益、延遲確認損失在內的各種方式隱藏信息和從事尋租活動,進而增加代理成本,導致較低的財務報告穩健性。雖然SEPRA-TION在統計上不顯著,但由于符號為負,也因此可以說部分支持了假設3b。我們還發現,其他控股股東能夠顯著提高上市公司財務報告穩健性,驗證了假設4,說明其他大股東能夠對控股股東操控財務報告的行為起到抑制和監督作用,有利于上市公司以更穩健的方式對外披露會計信息。此外,成長性高的上市公司的財務報告更穩健。五、對上市公司的分析本文采用2004年—2006年中國A股市場上的上市公司的數據,在存在控股股東代理問題的