盈余管理对公司债券信用利差影响的研究

一、引言

中国《金融业发展和改革“十二五”规划》提出,加快建设多层次金融市场体系,积极推动金融市场协调发展,显著提高直接融资的比重,积极发展债券市场。其中,公司债券市场是需要大力发展的领域,提高公司债券融资在直接融资中所占的比重是我国债券市场发展的一项长期战略目标,成为理论界和实务界关注的热点问题。而公司债券能否获得合理定价,既关系到公司债券市场的运行效率,又会影响资源的有效配置。公司债券一级发行市场价格的确定采用询价的方式,询价的对象包括配售股东和网下机构投资者,一级市场能否合理定价,对公司债券二级市场的定价水平和流动性会产生重大影响。对于公司债券的发行方来说,一级市场的定价水平直接影响其债券融资成本,这会对公司的投资项目选择以及资本结构等财务运营决策产生影响。可见,公司债券定价是投资者、债券发行者和监管部门等市场各方共同关注的重点,是值得深入研究和探讨的重要问题。

违约风险是决定公司债券价格的重要因素,而盈利能力和现金流水平是衡量一家公司信用水平的重要财务指标,尤其是持续盈利能力是信用水平的决定性因素。然而,众多经验证据显示,盈余管理是一个普遍存在的现象。尤其是在融资过程当中,为了提高账面收益、降低风险溢价,管理层有动机来进行盈余管理(Graham et al.,2005; Bhojraj and Swaminathan,2009; Cohen and Zarowin,2010)。管理层能够通过应计项目和真实活动两种方式来粉饰盈余,这一点已经得到了经验证实。Pae and Quinn(2011)研究了企业在进入债券市场融资之前是否会进行盈余管理,发现债券发行方同时运用应计项目和真实活动进行盈余管理。Caton et al.(2011)则发现企业在进行债券再融资的过程中存在着应计项目盈余管理行为。国内学者袁克利和于金亭(2012)也发现,中国上市公司在发行公司债券前同时存在着显著的应计项目和真实活动盈余管理。

盈余管理行为偏离了公司正常的生产经营活动,目的是为了误导外部投资者对于公司基本面信息的理解。盈余管理扭曲了公司对外公布的盈余信息的质量(Chung et al.,2005; Hadani et al.,2011; Sun et al.,2011),影响了债券投资者对于债务公司未来现金流的估计。近年来的学术研究成果显示,应计项目盈余管理水平与债务融资成本正相关(Bharath et al.,2008; Francis et al.,2005; Prevost et al.,2008)。鉴于真实活动盈余管理在现实中广泛存在(Graham et al.,2005),其偏离了企业正常的生产经营目标,隐藏了企业的正常盈利水平,损害公司的长期盈利能力和竞争优势(Cohen and Zarowin, 2010; Wang and D’Souza,2006; Zang,2012),对公司未来的净现金流水平产生直接的负面影响(Graham et al.,2005; Roychowdhury,2006; Kim and Sohn,2013),并且不易被外部的利益相关者所发现(Graham et al.,2005; Zang,2012)。考虑到盈余管理所导致的信息风险属于不可分散风险(Easley and O’Hara,2004),那么,投资者应该对其进行定价。因此,基于应计项目盈余管理和真实活动盈余管理模型,本节实证检验了二者对于公司债券定价的影响,从而判断在网下询价的过程中,机构投资者是否关注债券发行方的盈余管理因素,并且借以分析公司债券市场能否实现合理定价,从而实现市场的有效运转和资源的合理配置。

二、研究假说

债权人主要依据盈利等会计信息来评估公司的财务状况和信用水平(Ho and Rao,1993; Fischer and Verrecchia,1997; Khurana and Raman,2003)。然而,经验证据显示,管理层可能为了私利而进行盈余操纵。通过操纵应计项目或者安排真实交易来改变对外公布的盈余水平,从而误导外部利益相关者对于公司目前财务状况的看法,或者影响以财务报告为基础所形成的契约(Healy and Wahlen,1999)。此时,盈余水平并不能够可靠地衡量公司的业绩,投资者在进行证券定价时使用的盈余信息的质量较差(Francis et al., 2005)。

为了确保债务人能够定期地支付利息和本金,债券投资者更加关注债务公司产生未来现金流的能力。会计信息的质量会影响债券投资者对于公司未来现金流的估计水平。Bharath et al.(2008)发现,会计信息质量较差的公司,其新发行债券的收益率利差更高。Prevost et al.(2008)也发现,应计项目盈余操控水平对于所有债券的价格都会产生负面影响。上述研究结果表明,债权人对于债务公司的应计项目盈余管理行为收取了相应的风险溢价。

除了应计项目盈余管理以外,管理层也可以通过真实的交易活动来操纵盈余。真实活动盈余管理掩饰了公司的实际盈利水平,偏离了公司正常的生产经营活动,从长期来看会损害公司的竞争优势(Cohen and Zarowin,2010; Wang and D’Souza,2006; Zang,2012)。因此,当债券投资者对债务公司未来的盈利能力进行评估时,这些被操纵过的盈余数据并不能够提供可靠的信息。可见,真实活动盈余管理扭曲了盈余信息的质量,增加了管理层和债券投资者之间的信息不对称水平。

另外,真实活动盈余管理会对公司未来的现金流水平产生负面影响(Roychowdhury,2006)。Graham et al.(2005)的调查结果说明,为了达到盈利预期,管理层愿意以降低未来的现金流水平为代价。Kim and Sohn(2013)发现,在控制了其他因素以后,真实活动盈余管理程度与未来的现金流水平显著负相关。根据债券定价模型,债券价值与企业的市场价值正相关(Merton, 1974),而企业的市场价值是其未来现金流的贴现值(Brealey and Myers, 2003)。考虑到真实活动盈余管理对于未来现金流水平所产生的负面影响,因而很可能与债券的定价水平负相关。

与商业银行作为私有债务的持有者不同,债券投资者更多地依赖债券定价而不是债务条款来保护自身的利益(Frankel and Litov,2007; Bharath et al.,2008)。因此,如果债券投资者将盈余管理活动视为管理层的机会主义行为,他们将提高风险溢价水平,用来补偿会计信息质量低下和未来现金流波动带来的风险。

然而,外部投资者并不一定能够发现管理层的盈余管理行为。Graham et al.(2005)发现,管理层认为真实活动盈余管理更不容易被识别出来。同时,国内学者闫华红和张明(2012)发现,2007年实施新会计准则以后,上市公司的应计项目盈余管理水平显著降低,并且姜英兵和张爽(2010)进一步发现,新会计准则的实施降低了应计盈余错误定价程度,提高了市场的定价效率。因此,在会计准则和监管法规趋严的情况下,企业可能倾向于从应计项目盈余管理转向真实活动盈余管理。

可见,如果债券投资者没有识别出债券发行方的盈余管理行为,很可能会对公司债券进行错误的定价,犹如股票定价中的“应计异象”。同时,一旦投资者识别出盈余管理行为,则在公司债券定价过程中,会要求获得相应的风险溢价,因而提高了信用利差。根据上述分析,我们提出如下竞争性假设:

H1a:在其他条件不变的情况下,与应计项目盈余管理水平高的公司相比,应计项目盈余管理水平低的公司发行的公司债券具有较低的信用利差。

H1b:在其他条件不变的情况下,与真实活动盈余管理水平高的公司相比,真实活动盈余管理水平低的公司发行的公司债券具有较低的信用利差。

H2a:在其他条件不变的情况下,与应计项目盈余管理水平高的公司相比,应计项目盈余管理水平低的公司发行的公司债券具有较高的信用利差。

H2b:在其他条件不变的情况下,与真实活动盈余管理水平高的公司相比,真实活动盈余管理水平低的公司发行的公司债券具有较高的信用利差。

三、研究设计

(一)样本选择和数据来源

在我国债券市场,同时存在着企业债券和公司债券,二者在发行主体、资金投向、监管部门以及流通结算等环节均不相同。国内学者在研究债券的定价问题时,既有以企业债券为研究样本的(戴国强和孙新宝,2011;张淑君, 2013),也有以公司债券为研究样本的(赵静和方兆本,2011;方红星等,2013),还有学者同时将企业债券和公司债券作为研究对象(何平和金梦,2010)。然而,从本质上来看,企业债券属于政府债券,而非公司债券(王国刚,2007)。企业债券的发行往往能够获得政府的信用支持和隐性担保,因而其定价过程不同于一般的公司债券,例如目前市场上城投类的企业债券。公司债券的发行定价更加符合市场化的要求。2007年公司债券正式开始发行,基于此,本节选择2007～2013年6月在上海和深圳证券交易所发行的公司债券为研究样本。

与此同时,为了保证研究结论的可靠性和准确性,我们对样本执行以下筛选程序:(1)删除同时发行B股和H股的上市公司,因为B股和H股的计价货币不同,并且需要执行不同的信息披露规则,可能会对盈余管理产生影响;(2)删除非上市公司发行的公司债券,因为非上市公司对外公布的财务信息有限,相关财务指标无法获得;(3)删除金融行业的上市公司,因为金融类与非金融类上市公司在经营范围、资产负债结构和现金流等方面有较大的差异性;(4)删除所发行公司债券属于城投债类的上市公司,因为城投债的定价方式与一般的公司债券不同;(5)删除相关财务数据缺失的上市公司,为了计算盈余管理指标,至少需要上市公司连续三年的财务数据。最终获得了2007～2013年6月256家A股上市公司所发行的314只公司债券。样本选择的具体过程如表4-15所示。

表4-15 样本筛选过程

本节研究的公司债券样本对应上市公司的行业和年度分布情况见表4-16。

表4-16 公司债券的行业分布与年度分布情况

注:本表上市公司的行业划分是根据中国证监会在2001年制定的行业分类方法统计的。

从年度分布来看,公司债券的发行主要集中在近几年,2011年和2012年的公司债券占比达到80%,由于国内的公司债券市场2007年才起步,前几年发行的公司债券较少,随着近年来决策层努力促进直接融资比重的提高,加快公司债券市场的发展,使得通过公司债券融资的上市公司越来越多。从行业分布来看,公司债券的发行主要集中在制造业,比重达到61.8%,这与国内制造业的上市公司数量最多有关,制造业也是促进我国经济发展的重要动力。

本节所使用的债券发行数据和上市公司财务数据均来自WIND资讯金融终端数据库。本节使用上市公司债券发行前一年的财务数据,确保投资者在对债券进行定价前,已经获得了相关的财务数据,从而减少可能产生的内生性问题。本节使用STATA10.0软件进行计量分析。

(二)回归模型设定与变量定义

为了研究上市公司盈余管理对于公司债券信用利差的影响,依据理论分析,本节通过构建以下OLS回归模型进行分析。

SPREAD=β0+β1EM+γControls+ε(4-3)

式中,EM代表公司债券发行前一年上市公司的盈余管理水平。为了准确衡量盈余管理水平对于信用利差的影响,本节分别用应计项目盈余管理水平DA和真实活动盈余管理水平DCFO、DPROD、DDISEXP和DREM来衡量。同时,参照国内已有的关于公司债券定价的研究(何平和金梦,2010;戴国强和孙新宝,2011;赵静和方兆本,2011;齐天翔等,2012;张淑君,2013;方红星等, 2013),我们在回归模型中还对影响信用利差的其他变量进行了控制,包括公司债券发行主体的盈利能力、成长能力、偿债能力和营运能力等财务指标,以及公司债券的发行规模、期限、担保和特殊条款等发行特征。回归模型中各变量的定义和计算方法见表4-17。

表4-17 变量定义和计算方法

续表

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表4-18报告了描述性统计的结果。可以看出,SPREAD的均值为2.750,最小值和最大值分别为0.123和6.180,说明样本公司债券的信用利差相差较大,样本具有一定的代表性。从盈余管理水平来看,DA的均值为0.013,DCFO的均值为0.043,DPROD的均值为0.898,DDISEXP的均值为0.096,DREM的均值为0.759。进一步进行单样本T检验后发现,无论是应计项目盈余管理水平,还是真实活动盈余管理水平,其均值都显著异于0。CON的均值为0.548,说明样本中有54.8%的公司债券是由国有上市公司发行的,国有与民营上市公司所占的比重相差不大。另外,58.3%的公司债券具有担保,担保的形式主要为不可撤销的连带责任担保;61.1%的公司债券具有含权条款,条款的内容主要为调整票面利率和回售。

表4-18 变量的描述性统计结果

(二)相关性分析

Pearson相关性分析结果表明:各解释变量之间相关系数的绝对值基本都小于0.5,说明自变量之间的相关性较弱。应计项目和真实活动盈余管理水平与信用利差正相关,且在1%的水平上显著,与理论分析中提出的研究假设H1a和H1b相吻合,说明盈余管理程度越高的上市公司,其所发行的公司债券信用利差越大。债券发行主体的规模、资产负债率、现金流量利息保障倍数等解释变量均与信用利差显著相关,尤其是产权性质与信用利差显著负相关,并且在1%的水平上显著。债券发行规模、期限、担保以及特殊条款等债券发行特征也与信用利差显著相关,说明在分析盈余管理水平对于信用利差的影响时,需要同时控制公司债券的发行主体特征和发行特征。

另外,多重共线性的检验结果显示,各个回归模型的方差膨胀因子VIF都小于10,而容忍度Tolerance都大于0.1。因此,本节的回归模型总体设定不存在显著的多重共线性问题。

(三)多元回归分析

为了进一步验证理论分析部分所提出的研究假设,我们分别采用应计项目盈余管理指标和真实活动盈余管理指标进行多元回归分析,从而分别考察每个盈余管理指标与信用利差之间的关系,回归结果见表4-19。从多元线性回归结果可以看出:

表4-19 多元线性回归结果

续表

注:(1)括号中为t值;(2)***表示在1%水平上显著,**表示在5%水平上显著,*表示在10%水平上显著。

首先,将应计项目盈余管理纳入回归模型中,回归结果(1)显示,DA的系数为1.841,且在10%水平上显著,支持了本节提出的研究假说H1a,说明应计项目盈余管理水平与信用利差正相关,机构投资者在对公司债券定价时,识别出了发行方的应计项目盈余管理行为,因而提高了风险溢价水平。

其次,分别将4个真实活动盈余管理指标纳入回归模型中,回归结果(2)至(5)显示,DCFO的系数为-2.415,且在5%的水平上显著,DPROD和DREM的系数分别为0.814和0.794,且均在1%的水平上显著,DDISEXP的系数为-1.227,但是在统计意义上不显著。其中,DCFO和DDISEXP均为负向指标,其值越小,代表真实活动盈余管理程度越高,而DPROD和DREM为正向指标,其值越大,表示真实活动盈余管理水平越高。因此,上述四个变量的符号均与研究假说H1b相吻合,说明机构投资者也识别出了发行方的真实活动盈余管理,真实活动盈余管理水平与信用利差正相关。

最后,在控制变量中,产权性质和公司规模在所有回归模型中的系数均为负值,并且在1%的水平上显著,说明发债主体的资产规模和产权性质对于信用利差具有非常显著的影响,这与齐天翔等(2012)以及方红星等(2013)的发现相一致。从公司资产规模的角度来看,Longstaff and Schwartz(1995)研究了资产消耗对于债券信用利差的影响,发现不同资产规模的公司对于风险的抵御能力具有差异性,因为从资产消耗的角度来看,企业的破产往往发生于资产完全消耗之前,而不是发生于资产完全消耗时,所以资产规模较大的公司对于破产风险有着较高的抵抗能力。从产权性质的角度来看,政府控股的上市公司普遍承担着政策性负担,其发生破产风险时更容易得到政府的救助,形成一种“预算软约束”(林毅夫和李志赟,2004)。祝继高和陆正飞(2011)也发现,民营企业由于缺乏政府的政策支持和隐性担保,融资需求难以得到满足,并且融资成本较高。

(四)稳健性检验

为了保证本节研究结论的稳健性,我们从以下三个方面做了进一步的检验:首先,对于同一上市公司在某一年度发行多只公司债券的样本,我们采用基于公司债券发行量的加权平均信用利差来估算公司总体的信用利差,进而重新对所有样本进行多元回归分析,研究结论没有发生变化,稳健性检验结果见表4-20;其次,采用盈余管理水平的绝对值来度量上市公司的盈余管理程度,其值越大,代表盈余管理程度越高,结果没有发生显著性的变化,稳健性检验结果见表4-21;最后,鉴于含权债券的条款主要为回售和调整票面利率,所以,删除10只特殊条款不同于此的债券,结论不变,稳健性检验结果见表4-22。基于上述检验,我们认为,本节的研究结论具有一定的稳健性。

表4-20 稳健性检验结果

续表

注:(1)括号中为t值;(2)***表示在1%水平上显著,**表示在5%水平上显著,*表示在10%水平上显著。

表4-21 稳健性检验结果

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注:(1)括号中为t值;(2)***表示在1%水平上显著,**表示在5%水平上显著,*表示在10%水平上显著。

表4-22 稳健性检验结果

续表

注:(1)括号中为t值;(2)***表示在1%水平上显著,**表示在5%水平上显著,*表示在10%水平上显著。

五、本节小结

本节以2007～2013年6月我国的公司债券市场为研究对象,基于应计项目操控和真实活动操控两类模型,研究了上市公司的盈余管理水平对公司债券信用利差的影响。研究发现:无论是以操控性应计利润衡量的应计项目盈余管理水平,还是以操控性经营现金净流量、操控性生产成本以及真实活动盈余管理总量衡量的真实活动盈余管理水平,都与信用利差显著相关,上市公司盈余管理的程度越高,相应的公司债券的信用利差越大。可见,公司债券一级发行市场中,在进行网下询价时,机构投资者关注并识别出了债券发行方的盈余管理行为,因而要求获得相应的风险补偿,提高了信用利差的水平。另外,我们还发现,在我国公司债券市场中,债券发行方的资产规模和产权性质对于信用利差的影响十分显著。

[1] 本节内容发表于《国际金融研究》2014年第4期。