盈余一阶自回归模型

一、描述性统计

表6-2报告了变量的描述性统计结果。K的均值为25.448,最小值和最大值分别为0.738和159.086,说明不同公司之间信息披露准确性的差异较大。C的均值为0.004,不同公司之间的信息结构存在着差异性。DA的均值为0.043,最小值和最大值分别为0.0003和0.273,不同公司之间的应计项目盈余管理水平存在着较大的差异。DCFO、DPROD、DDISEXP、DREM的均值分别为0.065、0.843、0.103和0.684,四个真实活动盈余管理指标的最小值和最大值之间均存在着显著的差异。CON的均值为0.506,说明样本公司中,国有产权和非国有产权公司的数量相当。

表6-2 变量的描述性统计结果

二、相关性检验

从相关性检验的结果来看,应计项目盈余管理指标和四个真实活动盈余管理指标与信息准确性之间均为负相关,并且都在5%或者10%的显著性水平上显著,说明盈余管理程度越高,信息的准确性越低,信息质量越差,初步验证了本章的假说1和假说2。应计项目盈余管理指标和四个真实活动盈余管理指标与信息结构之间也存在着显著性的关系,然而各个指标的方向并不一致。另外,产权性质与信息质量显著负相关,说明国有企业的信息质量相对非国有企业来说更差。大股东持股比例、机构投资者持股比例以及董事会规模和公司资产规模等因素均与信息质量显著相关,说明在研究盈余管理程度对于信息质量的影响时,需要对上述因素加以控制。最后,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,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

首先,将应计项目盈余管理指标和真实活动盈余管理指标逐个纳入回归模型(1)至回归模型(5)中,分析盈余管理程度对于信息准确性的影响。从表6-3中的多元线性回归结果可以看出,在回归模型(1)中,DA的系数为-14.142,在5%的水平上显著,说明应计项目盈余管理水平越高,公司所披露信息的准确性越差。在回归模型(2)至回归模型(5)中,DCFO、DPROD、DDISEXP、DREM的系数分别为-48.152、-2.099、-14.136、-1.944,并且分别在1%、10%、10%和5%的水平上显著,说明真实活动盈余管理程度的提高同样降低了公司所披露信息的准确性。综合来看,应计项目盈余管理和真实活动盈余管理水平均与信息准确性负相关,验证了本章的假说1和假说2。

其次,将应计项目盈余管理指标和真实活动盈余管理指标逐个纳入回归模型(6)至回归模型(10)中,分析盈余管理程度对于信息结构的影响。从表6-3中的多元线性回归结果可以看出,在回归模型(6)中,DA的系数为-0.528,并且在5%的水平上显著,说明应计项目盈余管理水平越高,信息结构中公共信息所占的比重越低。在回归模型(7)至回归模型(10)中,DCFO、DPROD、DDIS-EXP、DREM的系数分别为-0.012、-0.03、-0.092、-0.032,并且均在10%或5%的水平上显著,说明真实活动盈余管理程度的提高同样降低了信息结构中公共信息所占的比重。综合来看,盈余管理程度越高,信息结构中公共信息的比重越低,信息质量越差,验证了本章的假说1和假说2。

最后,从上述各个回归模型中控制变量的回归结果来看:在回归模型(1)至(5)中,CON的系数为负;而在回归模型(6)至(10)中,CON的系数为正,说明在公司债券市场中,虽然国有上市公司披露了更多的公开信息,然而其信息准确性却较差,这也与本节中上文的研究结论相符,由于信息准确性与公司债券的融资成本显著负相关,而信息结构与公司债券融资成本之间的关系不显著,因此,对于非国有上市公司来说,其不具有政府为国有上市公司提供的隐性担保而带来的融资成本优势,所以非国有上市公司更多的是通过提高信息披露的准确性来降低融资成本。FIRST的回归系数在所有的回归模型中均显著,第一大股东持股比例与信息准确性和信息结构显著正相关,这与郁玉环(2012)发现股权集中度与信息披露质量正相关的发现相一致,根据WIND资讯金融终端数据库中的统计,2007～2012年,中国上市公司第一大股东至第五大股东的持股比例分别为36.8%、9.1%、3.8%、2.2%和1.5%,前五大股东的平均持股比例为53.4%,说明我国上市公司股权结构中存在着明显的股权集中现象,在我国法律制度以及投资者保护相关制度还不健全的情况下,股权集中有助于克服股权分散情况下的“搭便车”问题,能够对经理层产生更为有效的约束,在一定程度上降低代理成本(Shlerfer and Vishny,1986),从而提高公司的治理效率,有利于提升信息披露水平,符合股权集中度对信息披露水平影响的“利益趋同说”。IISP的系数在所有的回归模型中均为正数,说明机构投资者持股有助于提升信息质量,因为机构投资者可以利用其持股地位和信息优势,加强对上市公司管理层行为的监督,促使上市公司提高信息披露质量。Warfield(1995)发现机构投资者持股比例与代理成本负相关,能够减少管理层对于会计数据的操纵。董事会规模的系数在所有的回归模型中均显著为正,鉴于董事会在监督管理层生成财务报告和进行信息披露方面的绝对权力,董事会规模的适度增加有助于强化其监督作用,提高治理效率,从而提升信息披露质量。然而独立董事的比例系数却并不显著,这与国内学者对于国内独立董事制度的实际效果并没有得出一致的意见相符合。另外,公司规模与信息结构显著正相关,由于规模越大的公司,往往受到投资者的关注越多,因而其更多地对外界进行公开信息披露,从而满足外部投资者的信息需求。

表6-3 多元线性回归结果

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

四、稳健性检验

为了保证研究结论的稳健,本文进一步进行内生性检验。盈余管理与信息质量之间的关系可能受到遗漏变量的影响,或者模型中的自变量可能会同时影响盈余管理水平和信息质量,这些都可能导致内生性问题的产生,使得OLS回归的结果产生偏差。为此,本文采用工具变量和两阶段OLS来进行进一步分析,采用经营周期作为工具变量来替代内生性变量盈余管理程度。Dechow and Dichev(2002)发现,公司的经营周期越长,盈余管理程度相对越高,盈余质量越差。国内学者李丹和贾宁(2009)在研究盈余质量对于分析师预测的影响时,也采用经营周期作为盈余质量的工具变量。首先,将经营周期(operating cycle)作为外生变量加入预测盈余管理程度的第一阶段模型中,而在第二阶段使用第一阶段得到的盈余管理预测值来进行回归分析。具体做法如下:

第一阶段:

EM=β0+β1Ln(SIZE)+β2ROA+β3OC+ε(6-2)

第二阶段:

表6-4报告了第二阶段的回归结果。在控制了潜在的内生性问题以后,本节仍然发现盈余管理程度越高,信息质量越差,说明本章的研究结论受到内生性问题的影响不大,实证检验结果是稳健的。

表6-4 多元线性回归结果

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