经理人市场对零售业盈余管理的影响

分类：经济学论文发表 时间：2020-03-12 11:28关注：(1)

　　为研究经理人市场对中国零售业上市公司真实盈余管理的影响，通过收集中国50家零售业上市公司2003—2017年的混合面板数据，建立数理统计分析模型进行实证分析。结果显示：独立董事比例、监事会规模、总经理曝光度、董事长兼任总经理、经理人来源与中国零售业上市公司真实盈余管理存在显著的正相关关系；董事会召开会议次数、股权制衡度对中国零售业上市公司真实盈余管理有负向影响；第一大股东股权比例、董事会人数对抑制中国零售业上市公司真实盈余管理的作用无效。因此，中国零售业上市公司应采取有效措施继续完善经理人市场，以抑制其真实盈余管理水平。

　　【关键词】经理人市场；真实盈余管理；零售业上市公司

　　一、引言

　　近年来，零售市场快速扩张，对我国社会发展和经济增长产生深远影响，已成为国民经济的重要支撑。2017年，中国零售业的就业人数为1183.8万人，比2003年增长191%；对国民经济增长贡献率为9.4%，较2003年增加25.3%。经理人市场的建设越全面，对降低我国零售业上市公司的真实盈余管理程度的作用越强。国内外一些学者实证研究内部经理人市场的发展与企业盈余管理之间的影响。曹廷求、钱先航（2008）运用南开大学公司治理指数作为内部经理人市场的解释变量，选取2003—2005年上市公司为样本，实证得出健全的内部经理人市场能够约束企业的真实盈余管理行为的。罗国民、章卫东等（2018）选取2006—2015年增发新股的上市公司为样本，从董事会特征、股权结构、监事会特征三个方面选取变量，运用主成分分析法构建指标，并以其衡量内部经理人市场的发展程度，实证检验内部经理人市场与盈余管理之间的关系，结果显示内部治理越完善，对增发新股前的上市公司盈余管理行为约束越强。同时，国内外学者从经理人声誉的视角实证检验外部经理人市场与企业盈余管理之间的关系。袁春生、吴永明等（2008）以2002—2004年A股上市公司为例，选取总经理年龄、总经理报酬、经理人来源三个指标衡量经理人声誉，分析发现总经理年龄、经理人来源对减少真实盈余管理作用无效，总经理报酬对真实盈余管理具有负向影响。杨俊杰、曹国华（2016）以2007—2013年上市公司为例，从经理人姓名在新闻媒体中的曝光度、经理人任期、经理人来源、经理人是否两职兼任四个方面构建经理人声誉综合指标，分析发现经理人声誉不能约束真实盈余管理行为。上述学者分别研究内部经理人市场、外部经理人市场对真实盈余管理的影响，研究结果具有积极的借鉴意义，但依然存在一些不足。因此，本文首先运用Roychowdury模型，测度2003—2017年中国零售业上市公司的真实盈余管理程度，然后根据经理人市场的内涵与特征，以董事会召开会议次数、第一大股东股权比例、股权制衡度、董事会规模、独立董事占比、监事会规模、CEO曝光度、两职合一、CEO来源作为解释变量，利用PanelData建立回归模型，实证研究经理人市场对中国零售上市公司真实盈余管理的影响。

　　二、零售业上市公司真实盈余管理的测度

　　Roychowdury（2006）所建立的模型与其他测度方法相比较，在对真实盈余管理进行测度时，综合考虑了异常生产成本、异常经营活动现金净流量、异常酌量性费用的影响，测算结果的准确性较高。因此，本文剔除了财务数据不全，以及被ST、*ST的公司后，选择50家零售业上市公司为样本，运用Roychowdury模型测度其2003—2017年的真实盈余管理程度。

　　三、研究假设

　　H1：董事会召开会议次数对零售业上市公司真实盈余管理有负向影响。H2：股权集中度提高了零售业上市公司真实盈余管理水平。H3：股权制衡度的提高能有效约束中国零售业上市公司的真实盈余管理行为。H4：董事会规模对零售业上市公司真实盈余管理有负向影响。H5：独立董事占比的提高有效降低了中国零售业上市公司真实盈余管理水平。H6：监事会规模的扩大对中国零售业上市公司真实盈余管理有负向影响。H7：较高的总经理曝光度会诱发中国零售业上市公司真实盈余管理行为。H8：两职合一提高了零售业上市公司真实盈余管理程度。H9：总经理为内部选拔会加大中国零售业上市公司的真实盈余管理程度。

　　四、经理人市场对零售业上市公司真实盈余管理的影响研究

　　（一）模型建立与变量选择

　　根据经理人市场的内涵与特点，本文选取真实盈余管理作为被解释变量，董事会召开会议次数、第一大股东股权比例、股权制衡度、董事会人数、独立董事占比、监事会规模、CEO曝光度、董事长是否兼任总经理、CEO来源作为解释变量，企业规模、资产负债率为控制变量，实证分析经理人市场对中国零售业上市公司真实盈余管理的影响。因此建立以下模型：Y1it=β0it+β1itX1it+β2itX2it+β3itX3it+β4itX4it+β5itX5it+β6itX6it+β7itX7it+β8itX8it+β9itX9it+β10itX10it+β11itX11it+εt（1）式（1）中，Y1it表示2003—2017年各个零售业上市公司第t年的真实盈余管理，X1i,t表示各个零售业上市公司董事会召开会议次数，X2it表示各个零售业上市公司第一大股东股权比例（第一大股东持股数量占总发行股票数量的比值），X3it表示各个零售业上市公司股权制衡度（第二至第十大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值），X4it是指各个零售业上市公司董事会人数（董事会人员总数），X5it表示各个零售业上市公司独立董事占比，X6it表示各个零售业上市公司监事会规模（监事会人员总数），X7it表示各个零售业上市公司总经理曝光度（经理人在知网新闻检索的正向报道数目减去负向报道数目+1的自然对数），X8it表示各个零售业上市公司两职合一情况（当董事长兼任总经理时，其值为1；否则其值为0），X9it表示各个零售业上市公司总经理来源（当总经理为内部招聘时，其值为1；否则其值为0），X10it表示各个零售业上市公司的企业规模（总资产的自然对数），X11it表示各个零售业上市公司的负债率水平（总负债除以总资产）。β1it、β2it、β3it、β4it、β5it、β6it、β7it、β8it、β9it、β10it和β11it均为非随机变量，其含义为在其他变量不变的情况下，董事会会议次数、第一大股东股权比例、股权制衡度、董事会人数、独立董事占比、监事会规模、CEO曝光率、两职合一、CEO来源、企业规模、负债率分别变化一个单位，将会引起零售业上市公司真实盈余管理变化的系数。t为时期序号，t=1，2，…，15；β0为截距项，β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7、β8、β9、β10和β11均为待估计参数；εt为误差项。

　　（二）平稳性检验

　　为了确保数据的稳健性，对其进行单位根检验。检验结果显示，该序列通过了0.05的置信水平，为零阶平稳序列，表明数据的平稳性良好，可以进行回归分析。

　　（三）模型选择的检验

　　对样本数据进行Hausman检验以选择特定的回归分析模型。结果显示，Hausman检验的检验统计量值为26.579704，伴随概率P=0.0053，小于0.1，应选择固定效应模型进行分析。

　　（四）回归分析

　　回归分析的结果数据可以得到以下结论：（1）β1=-0.005248，β3=-0.287611，β7=-0.029242，且均通过显著性检验。其含义是当董事会召开会议次数、股权制衡度、总经理曝光度分别增加1%，中国零售业上市公司的真实盈余管理程度将分别降低0.005248%、0.287611%、0.029242%。可见，董事会召开会议次数、股权制衡度、总经理曝光度均对中国零售业上市公司盈余管理有负向影响。其原因为：第一，零售业上市公司的董事会越频繁召开会议，表明董事会对职业经理人监察的力度越大、作用越强，从而减少了职业经理人的真实盈余管理行为。第二，分散的股权结构有利于增加对控股股东的约束作用，防止控股股东与经理人合谋，进行真实盈余管理活动谋取个人利益，且股东之间形成有效的制衡机制，提高企业经营信息的公开化程度，有效抑制经理人短视行为。第三，媒体正向曝光度的提高，可以有效激励经理人的行为，使其兢兢业业的工作，全心全意致力于公司的长期发展，减少真实盈余管理；媒体负向曝光对经理人具有一定的约束力，加大其机会成本，影响其声誉及其未来的潜在收益。因此，经理人为了通过良好的声誉水平在外部经理人市场中获得更高溢价，将会约束其行为，减少对零售业上市公司的真实盈余管理。（2）β5=0.482723，β6=0.029797，且均通过显著性检验。其含义是当独立董事比例、监事会规模分别增加1%，中国零售业上市公司的真实盈余管理程度将分别增加0.482723%、0.029797%%。究其原因：第一，由于中国公司治理的相关研究起步较晚，发展程度和发展水平较低，存在一定程度缺陷，导致零售业上市公司独立董事与内部董事两者存在连带利益，独立董事的独立性较差，难以有效监督和控制职业经理人的短视行为。第二，中国的监事会主席由董事长选聘、委派，聘任程序不合理，导致其对总经理的监督不到位，不能有效降低经理人的真实盈余管理行为；同时，监事会更多的是事后监督，即公司出现问题后才紧急采取措施补救，导致其对经理人的真实盈余管理行为监督不及时。（3）β8=0.070878，β9=0.152065，且均通过显著性检验。其含义为当两职合一时，中国零售业上市公司的真实盈余管理程度将会增加0.070878%；当总经理来源为内部招聘时，中国零售业上市公司的盈余管理程度将会增加0.152065%。其原因为：第一，两职合一的领导结构加大经理人的控制权，降低董事会对其监督程度，强化其真实盈余管理动机，并以此实现个人利益最大化的目标。第二，内部招聘的经理人，在公司经营状况、人际关系、工作经验、能力等方面具有信息优势，通常会利用其信息优势增加对公司的真实盈余管理活动，以获取更多的个人利益。（4）β2=0.060094，β4=-0.004440，但均未通过显著性检验。表明股权集中度、董事会人数与零售业上市公司真实盈余管理不相关。导致该结果的主要原因为：第一，零售业上市公司第一大股东之间的持股比例相差不大，且其值在研究期限内的波动较小，导致其对真实盈余管理水平不存在显著关系。第二，行业性质、经营复杂程度、经营规模等情况会影响董事会人数，其规模并不能代表其职责的履行程度，过大的董事会规模会导致部分董事“不作为”“搭便车”，且董事之间相互推诿责任，导致董事会决策效率低下，对经理人监督不力，无法有效抑制经理人基于阻止真实业绩传递而进行的真实盈余管理行为。（5）β10=-0.020115，β11=0.059662，控制变量均未通过显著性检验，即企业规模、负债率与中国零售业上市公司真实盈余管理不存在相关性。其原因为，我国零售业上市公司之间资产规模、资产负债率均相差不大，未能达到统计意义上的显著性水平，因此其与真实盈余管理不相关。五、结论与建议本文通过选取中国50家零售业上市公司，实证研究经理人市场对真实盈余管理的影响，主要得出以下结论：第一：独立董事占比、监事会人数、经理人曝光度、两职合一、经理人来源对中国零售业上市公司真实盈余管理有正向影响；第二，董事会召开会议次数、股权制衡度对中国零售业上市公司真实盈余管理有负向影响；第三，第一大股东股权比例、董事会人数对抑制中国零售业上市公司真实盈余管理的作用无效。为继续完善经理人市场，抑制企业过度真实盈余管理行为，零售业上市公司应采取以下措施：第一，进一步增强董事会在企业中的监督职能，并提高其效率；第二，建立适当的股权结构，以适应企业不同发展阶段的需求；第三，建立符合企业自身经营所需的董事会规模，并提高董事会人员履行职能的有效性、决策科学性；第四，保证独立董事的独立性，建立相关法律以细化、完善其任职资格；第五，提高监事会应对企业风险事件的处理效率；第六，规范媒体对经理人的监督机制，避免媒体受政府干预与企业贿赂的影响，保持媒体监督的独立性；第七，确保建立董事长、职业经理人履行各自职能的管理结构；第八，拓展职业经理人招聘渠道，增加高级经理人员储备。

　　【参考文献】

　　[1]曹廷求,钱先航.公司治理与盈余管理:基于上市公司的实证分析[J].山东大学学报(哲学社会科学版),2008(06):50-58.

　　[2]罗国民,章卫东.公司内部治理、审计师监督与定向增发公司的盈余管理—来自我国A股市场的经验数据[J].财贸研究,2018(11):100-110.

　　[3]袁春生,吴永明,韩洪灵.职业经理人会关注他们的市场声誉吗—来自中国资本市场舞弊行为的经验透视[J].中国工业经济,2008(07):151-159.

　　[4]杨俊杰,曹国华.CEO声誉、盈余管理与投资效率[J].软科学,2016(11):71-75.

　　[5]李吉栋.上市公司盈余管理分析[M].北京:经济管理出版社,2006.

　　作者：王思薇 王一婷 单位：西安科技大学管理学院