非国有股东董事会权力能抑制真实盈余管理行为吗？

Can Non-State Shareholders’ Board Power Curb Real Earning Management Practices?

摘要: 本文以A股上市国有企业2013~2020年为研究样本，研究非国有股东董事会权力对真实盈余管理的抑制作用。实证研究结果表明：当非国有股东获得董事会权力后，能够显著抑制真实盈余管理程度；并且，监督治理和信息传递是非国有股东董事会权力抑制企业真实盈余管理的影响路径。具体地说，非国有股东委派董事会加强其对管理层的监督与约束，进而抑制企业的真实盈余管理行为；随着非国有股东共享优质信息资源，非国有股东委派的董事对企业真实盈余管理的抑制作用越显著。这一研究结论有助于深化国企混合所有制改革，同时为完善高层治理结构提供了经验数据。

Abstract: This paper examines the inhibitory effect of non-state shareholders’ board power on real earning management, using a sample of A-share listed state-owned enterprises in China from 2013~2020. The findings show that non-state shareholders’ board power inhibits firms’ real earning manage-ment, where supervisory governance and information transmission are the influential paths. In de-tail, non-state shareholder appointed board strengthens its supervision and restraint on manage-ment, which in turn inhibits firms’ real earning management behavior; the more non-state share-holders share quality information resources, the more significant non-state shareholder- appointed directors effect on firms’ real earning management. The findings of this study can make contribu-tions for how firms could deepen the mixed ownership reform and improve the quality of their earnings through empirical data provided.

1. 引言

真实盈余管理不同于应计盈余管理，基于真实的经济业务活动，实质性地改变企业各期盈余和实际的现金流量，导致会计信息质量降低 [1]、企业资源配置失效 [2]、降低公司价值 [3] 等。随着资本市场的发展与完善，以及投资者对盈余操纵行为识别能力的提升，企业高管越来越倾向于更加隐蔽灵活、成本更低的真实盈余方式，如朱卫东等通过随机森林预测发现，随着薪酬、持股和任期的相对重要性增加，高管会选择审计师难以区分且监管风险较低的真实盈余管理 [4]。黄亮华和汤晓燕发现，公司真实活动盈余管理会提升审计师的风险，虽然审计师会感知此类行为，但是无法通过现有的审计程序和流程来有效约束真实盈余管理 [5]。因此，如何从根源上抑制高管真实盈余管理行为显得尤为迫切和重要。

当前关于企业真实盈余管理活动的研究主要集中在影响因素上，诸如股权结构 [1]、独立董事 [6]、法制环境 [7]、分析师跟踪 [8] 等。然而在我国特殊的制度背景下，部分国有企业有着较重的政策性负担和结构性的政府干预，长时间中存在着所有者缺位、内部治理机制不完善等问题，导致经营业绩不佳，频繁发生真实盈余管理行为，现有文献却并未基于中国特色的制度背景，对国有上市公司的真实盈余管理行为及其治理给予充分关注。

良好的公司治理是发展混合所有制经济的基础，人为的股权分散和多元化并不能有效解决国有企业一股独大的病疴 [6]，董事会作为公司治理的核心，其构成和运营机制能够解决委托代理问题和提升企业运营效率。国资委于2019年提出“尽可能使非公有资本能够派出董事或监事”的决议，既肯定了非国有股东在混改中的重要地位，也保障了其控制权和所有权的对等配置。在实践中，保障非国有股东在公司治理决策中拥有话语权 [9]，尤其是授予与股权相匹配的董事会权力，能够直接影响到混改的治理效果。例如中国联通赋予民营资本更多的董事会席位，新任8名非独立董事，就有5名来自于战略投资者 [10]。

已有研究发现，主要控股股东委派董事参与公司治理能够缓解委托代理问题，降低进行真实盈余管理的动机，尤其是代表大股东的非执行董事能够对经理人进行充分地监督和激励，抑制其通过扭曲会计信息和诱导错误的经营决策来实现政治晋升、隐瞒在职消费等投机目的。孙国光和孙瑞琦发现，主要控股股东会通过委派执行董事参与公司治理，降低盈余管理水平的同时，增强了公司的薪酬–业绩敏感性 [11]；董香兰等发现主要控股股东委派董事能影响高层激励契约，间接促成高管行为与股东利益相一致，抑制分类转移盈余管理行为 [12]。然而现有文献围绕着董事会权力的研究都集中于主要控股股东，未全面考察非实际控制人的治理效果和路径，尤其在国有企业中，政府作为主导控制人会影响企业实现价值最大化的目标，非国有股东会受到话语权缺失的掣肘。有研究发现由股东推举的非执行董事，相较于独立董事对盈余管理的抑制作用更显著 [6]，因此本文猜想，非国有股东委派董事参与董事会，能否代表其利益，发挥与主要控股股东一样的治理效果。

相比于以往文献，本文可能的贡献与创新体现如下。第一，弥补了从股权结构层面探究国企混改影响真实盈余管理行为的局限。现有文献主要基于非国有股东入股或者异质性股权制衡进行考察，企业治理结构还应包括高层治理维度。因此，本文探索非国有股东突破股权限制，实质性参与公司治理，为国企混改中引入非公有资本的制度安排提供了新思路。第二，丰富了关于真实盈余管理行为影响因素的相关文献。现有文献多从委托代理问题和信息不对称探讨盈余管理的动因，而我国由于特殊的经济体制，国有企业于民营企业之间天然的产权差异也会对盈余管理产生影响。而且，真实盈余管理对企业长远价值产生影响，是学术界广泛关注的问题。最后，不同于以往主要控股股东委派董事研究，本文关注非控股股东掌握控制权的治理结果，揭示了处于弱势地位的股东可以通过股权和控制权的匹配，完善高层治理，保证自身投资安全，为非国有股东参与国企混改提供了理论指导。

2. 理论分析与研究假设

我国已经逐步建立以企业价值最大化为目标的现代企业制度，但是国有企业由于自身特点，存在着以下几个方面的不足：第一，国企多元化政策目标的存在导致企业承担着更多社会责任的绩效任务，如稳就业、保增长以及投资基础设施建设等 [13] [14]，这导致国有企业既要完成盈利目标又要承担政策性任务，弱化了对经济效益的追求。第二，国企资产的委托代理链条冗长，容易引发第一类代理问题，一方面，国企高管人员的薪酬受到管制，在市场化的薪酬契约中，管理层的付出和业绩与回报不对等，容易产生为私人利益追求非薪酬收益的行为。另一方面，出于政治晋升目的和政绩考评的压力，地方官员常常干预企业经营决策，期望利用资源相对丰富的企业帮助其完成任期内的政治目标 [15]。第三，由于“一股独大”和“所有者缺位”问题的存在 [16]，国企内部大小股东间的第二类代理问题较为严重，内部人控制下中小股东利益难以得到保护，不合理的投资、利益侵占等行为屡见不鲜，这导致国有企业高管倾向于通过真实盈余管理改善公司业绩 [17]。

公司高管操纵盈余管理的程度取决于其在公司管理层中话语权的大小，在中国资本市场情境下，拥有控制实权的董事往往由大股东派遣，他们大都是半官员性质，有着更强的欲望来操控企业，受到的外界约束更低，会更多地为自己谋求私利，偏离企业价值最大化的目标 [18]。而进行盈余管理的根源在于信息不对称，信息不对称促使管理者避免披露损害自身利益的信息，对企业的交易事项或者盈余信息进行调整，如业绩不佳和在职消费等，还可以根据外部监管逐渐透明化，进而选用隐秘性较好的真实盈余管理。如何解决上述的问题，本文认为非国有股东的董事会权力能通过监督治理和信息传递两条路径影响真实盈余管理行为。

第一，监督治理路径。为了保障自身投资的安全和回报的稳定，如果具有“资本逐利”天性的非国有股东享有董事会权力，将会密切持续地关注公司的经营决策。具体而言，一方面在明确的盈利动机的指引下，他们能够获取更多关于公司运营的信息，缓解因权力不平衡造成的信息不对称，提高董事会经营决策效率，减少对企业资源不合理配置 [1]；随着在董事会话语权的提升，非国有股东可以直接监督董事会和总经理的行为，建立对经理人机会主义和道德风险的自动纠错机制，抑制不利于企业长远发展的真实盈余管理行为 [19]。另一方面，委派董事提升了股权制衡度，非国有小股东委派董事改变了国企“一股独大”的局面，缓解了为掩饰低效挤占资产、掏空企业、投资效率低等行为引发的真实盈余管理动机，从而可以将资源用到刀刃上，追求国企的长远发展。

第二，信息传递路径。依据资源依赖理论，不同产权性质的企业拥有自身独特的资源禀赋，集中起来产生优势互补的作用。相对于国有企业拥有庞大的资产、政策和法律的倾斜，非国有股东拥有高效的市场化决策机制、敏锐的财务信息辩伪意识以及先进的信息技术等优势，非国有股东的异质资源优势，包括技术资源、信息资源、社会资源和人力资源等不可量化的非财务资源带来的影响力，外显于董事会权力。具体而言，一方面非国有股东会推荐财务专业人员进入董事会，这些专业人员能够敏锐审视财务报告，监督财务流程，为企业内控带来高效先进的技术经验和知识信息，制约管理者进行投机性盈余管理或者其他财务造假活动 [20]；另一方面，非国有股东出于天然的盈利动机往往具有敏锐的市场嗅觉和长远的目光 [21]，整合市场前瞻性信息，捕捉有价值的投资机遇和成长空间。因此，于较低竞争地位的国企更有动力期望通过吸收非国有董事的知识存量来管理企业，为利益相关者提供公允准确的会计信息；而对于本身处于领先优势的国企，由于行业环境和市场舆论要求，其本身会计信息披露和经营决策得到高度关注，真实盈余管理活动较少，并非十分渴求新的资源或者新资源无法带来增量优势。

综合上述分析，本文提出假设1和假设2：

H1：非国有股东拥有董事会权力对国有企业盈余管理具有抑制作用。

H2：非国有股东董事会权力通过监督治理和信息传递两条路径，抑制了国有企业真实盈余管理。

3. 研究设计

3.1. 样本选择

本文选取了2013~2020年沪深两市A股上市公司的年度数据为初始样本，剔除了2013年当年实际控制人为非国有的公司，进行了如下的处理：1) 剔除了自然垄断企业、关系国家安全的企业、承担普遍性服务及提供重要公共产品的企业；2) 剔除了营业收入为负、金融行业公司；3) 剔除了当年ST、PT的公司；4) 剔除了相关数据缺失的样本；5) 分年度对所有连续变量在1%和99%分位上进行Winsorize处理。最后本文得到609家公司4202个样本观测值。本文采用的数据均来源于国泰安数据库、公司定期报告和官方网站。

3.2. 变量定义

1) 被解释变量——真实盈余管理(PROD, CFO, DISEXP, REM)

参照Roychowdhury [22] 的研究方法，分别对下面的模型(1)~(3)进行回归，计算得出的残差分别代表异常经营活动现金流(R_CFO)、异常生产成本(R_PROD)和异常酌量性费用(R_DISEXP)三个分指标，模型(4)计算出综合指标REM。

$\frac{{\text{CFO}}_{i,t}}{A_{i,t-1}}={\alpha }_0+{\alpha }_1\frac{1}{A_{i,t-1}}+{\alpha }_2\frac{S_{i,t}}{A_{i,t-1}}+{\alpha }_3\frac{\Delta S_{i,t-1}}{A_{i,t-1}}+{\epsilon }_{i,t}$ (1)

$\frac{{\text{PROD}}_{i,t}}{A_{i,t-1}}={\alpha }_0+{\alpha }_1\frac{1}{A_{i,t-1}}+{\alpha }_2\frac{S_{i,t}}{A_{i,t-1}}+{\alpha }_3\frac{\Delta S_{i,t}}{A_{i,t-1}}+{\alpha }_4\frac{\Delta S_{i,t-1}}{A_{i,t-1}}+{\epsilon }_{i,t}$ (2)

$\frac{{\text{DISEXP}}_{i,t}}{A_{i,t-1}}={\alpha }_0+{\alpha }_1\frac{1}{A_{i,t-1}}+{\alpha }_2\frac{S_{i,t}}{A_{i,t-1}}+{\epsilon }_{i,t}$ (3)

$\text{REM}=\text{R\_PROD}-\text{R\_CFO}-\text{R\_DISEXP}$ (4)

2) 解释变量——董事会权力(Leader)

借鉴已有文献，用非国有股东派遣董事占董事会总人数的比例来度量其董事会权力，该指标越大，说明国有企业混改程度越高。参考蔡贵龙 [23] 的研究设计，判断如下：若为自然人股东，则该自然人在上市公司担任高管视为该自然人股东委派一名高管；若为法人股东，则以上市公司高管是否在股东单位任职为判断标准。

3) 中介变量——代理成本(Acost)

参考田利辉 [24] 的处理方法，以管理销售费用(管理费用与销售费用之和与营业收入的比值)测度代理成本(Acost)，Acost越高，代理成本越大。

4) 调节变量——勒纳指数(PCM)

参考勒纳指数(PCM)加以度量，即PCM = (营业收入 − 营业成本 − 销售费用 − 管理费用)/营业收入。

5) 控制变量

参考已有的相关研究，本文还控制了公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、成长性(Growth)、净资产收益率(Roe)、融资约束(KZ)、应计盈余管理(DA)、审计意见(Opinion)以及是否由四大审计(Big4)等因素对真实盈余管理的可能影响，具体定义见表1。

Table 1. Variables definitions

表1. 变量定义

3.3. 模型设计

为了验证非国有股东董事会权力对企业真实盈余管理的影响，本文建立了如下多元线性回归模型1。

${\text{REM}}_{i,t}={\alpha }_0+{\alpha }_1{\text{Leader}}_{i,t}+{\alpha }_{\text{2}}{\text{Control}}_{i,t}+\text{Industry}+\text{Year}+{\epsilon }_{i,t}$ (1)

为了检验监督治理和信息传递路径在非国有股东董事会权力和真实盈余管理关系中的作用机制，分别构建模型2、3和4。

${\text{Acost}}_{i,t}={\beta }_0+{\beta }_1{\text{Leader}}_{i,t}+{\beta }_2{\text{Control}}_{i,t}+{\mu }_{i,t}$ (2)

${\text{REM}}_{i,t}={\gamma }_0+{\gamma }_1{\text{Leader}}_{i,t}+{\gamma }_2{\text{Acost}}_{i,t}+{\gamma }_3{\text{Control}}_{i,t}+{\phi }_{i,t}$ (3)

${\text{REM}}_{i,t}={\delta }_0+{\delta }_1{\text{Leader}}_{i,t}+{\delta }_2{\text{Leader}}_{i,t}\times {\text{PCM}}_{i,t}+{\delta }_3\text{Controls}+\text{Industry}+\text{Year}+{\epsilon }_{i,t}$ (4)

4. 实证结果

4.1. 变量描述性统计

主要变量的描述性统计见表2。本研究样本量为4202个，涉及2011~2019年数据，共划分为34个行业，被解释变量REM的均值为0.12，R_PROD的均值为0.008，R_CFO的均值为0.0007，R_DISEXP的均值为−0.00492，在合理范围内。描述董事会权力的非国有股东委派董事比例Leader的均值为3%，表明非国有股东委派董事的比例普遍不是很高，但是在不同国有企业之间存在着差异，还有待进一步的提升和加强。

Table 2. Descriptive statistics

表2. 描述性统计

4.2. 回归结果分析

4.2.1. 基本回归结果

验证假设1。基本回归结果见表3，回归列(1)~(4)分别列示了董事会权力与REM以及分项真实盈余管理的回归结果。各回归结果所示的股权制衡度与真实盈余管理行为的方向一致，均体现为抑制作用。其中董事会权力与REM的回归系数为−0.089，与R_PROD的回归系数为0.023，与R_CFO的回归系数为−0.039，与R_DISEXP回归系数为0.027，且分别在1%、1%、10%和5%置信水平上显著。上述结果说明非国有股东董事会权力的提升能够带来真实盈余管理的下降，赋予小股东更多话语权和决策参与权，假设1得到证实。

Table 3. Results of regression analysis

表3. 回归结果分析

注：^***、^**、^*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号内为t值。

4.2.2. 路径检验

对于监督治理机制，表4列(2)回归结果显示，Leader与Acost显著负相关，说明存在非国有董事的国企代理问题较小，体现在管理销售费用减少，第(3)列显示将中介变量Acost与Leader同时加入回归后，Acost与REM的系数均在1%水平上显著为负，且通过Sobel检验，说明代理成本在是否委派董事对真实盈余管理的影响中起到了部分中介作用。

对于信息传递机制，表4列(4)的回归结果显示，Leader与PCM的交乘项回归系数在1%负显著，说明相比之下，竞争地位越弱的国企更有获取非国有股东信息资源的动机以改善企业的治理，信息传递效应具体可表现为国企真实盈余管理活动受到抑制。

Table 4. Path analysis

表4. 路径检验

注：^***、^**、^*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号内为t值。

4.2.3. 稳健性检验

为了解决潜在的内生性问题，本文进行了以下稳健性检验。

滞后一期：内部控制完善的企业代理成本较低，能吸引潜在的非国有股东进入，可能存在着反向因果关系，为此本文使用滞后一期的委派董事比例代替解释变量重新对模型1~4进行回归。

工具变量法：考虑到解释变量与随机扰动项相关，本文参考已有相关文献的做法 [25]，选择各个省份的沿海港口数量(Port)、第一次鸦片战争至新中国成立之前是否是租界(Territory)作为工具变量，采用二阶段最小二乘法(2SLS)进行工具变量检验。

倾向匹配得分：为了缓解可能存在的遗漏变量问题，采取倾向匹配得分法进行稳健性检验，匹配变量为回归中包含的控制变量。

此外，本文进行了其他稳健性检验，具体包括：1) 改变盈余管理的衡量方式。借鉴Cohen和Zarowin的研究 [26]，构建两个综合性指标REM1和REM2重新对总体真实盈余管理程度进行测度，代替模型1~4中的真实盈余管理活动指标，其中：REM1 = PROD − DISEXP，REM2 = −CFO − DISEXP；2) 本文采用是否委派董监高的虚拟变量(IfNso)以及董监高席位在全体董监高席位的占比(Nso)，代替模型1~4中的高层治理变量。以上检验结果均能证实本文研究结果的稳健性。

5. 结论与建议

本文以2011~2019年混合所有制改革国有企业为研究对象，从董事会权力的视角实证考察了国企混改与真实盈余管理的影响关系。研究显示，非国有股东委派董事显著抑制了国有企业真实盈余管理，且非国有董事占比越高，抑制越有效。非国有董事通过监督治理的机制制衡大股东，降低了由所有者缺位、代理问题引发的盈余管理动机，还能通过信息传递的机制为国企提供先进的管理理念和完善的内控治理。此外，在高市场化地区和地方国有企业，混合所有制改革对真实盈余管理的正向抑制影响更显著。

基于以上结论，本文提出如下建议：第一，在混合所有制改革中，国企应当保障非国有股东能参与到董事会层面的经营决策，充分发挥非国有资本带来的异质性资源优势，实现不同产权性质的资本间不同资源禀赋交叉融合；第二，混改中非国有股东应该发挥监督的作用，高效率利良性资源时，切实确保国企资产的运营效率，充分发挥自身的治理作用，抑制真实盈余管理行为。第三，投资者应当增强风险意识，结合企业的股权背景和高层治理架构，全面判断企业盈余信息质量，从而做出理智的投资决策。

参考文献