盈余管理与投资决策的因果关系实证检验

【摘 要】 使用A股上市公司2001―2010年的平衡面板数据，采用系统广义矩（GMM）估计技术对中国上市公司的盈余管理与投资效率的面板格兰杰因果关系进行了实证检验分析。结果发现：（1）盈余管理与过度投资存在正的显著相关关系；（2）盈余管理与公司的过度投资存在双向因果关系，盈余管理对过度投资水平的影响具有短暂性、临时性的特点，而过度投资水平对盈余管理程度具有持续性的特点。

【关键词】 盈余管理； Richardson模型； 过度投资； 动态面板技术； 因果关系实证检验

一、引言

企业投资是公司财务中的核心问题之一。MM理论认为在理想的世界里，公司的投资决策是由公司的投资机会决定，公司的目标是企业价值的最大化。然而，Jensen认为管理者是否投资一个项目，可能是从管理者自己的角度来决定，而不是从股东的角度。从而，公司的投资活动往往偏离公司的价值最大化目标，投资于负净现值项目，产生过度投资现象。McNichols（2008）等指出投资决策依赖于投资利益的期望值，在投资之前，管理者可能会进行盈余管理，向投资者报告一个非常乐观的前景，从而影响投资决策。反过来，管理者为了掩盖自己投资的失败，进行盈余管理以满足投资者的期望，从而产生过度投资影响盈余管理的现象。迄今为止，国内学者较少对过度投资是否影响盈余管理以及它们之间的因果关系做出明确的解答。

鉴于此，本文拟考察公司的盈余管理行为对公司的投资决策影响进行分析，主要研究目的在于：对我国上市公司盈余管理与过度投资之间的因果关系进行研究，利用动态面板技术来检验盈余管理是否影响过度投资以及它们之间是否存在双向因果关系，这种因果关系是具有短暂性还是具有持续性的特点。

二、文献回顾及假设发展

对于过度投资，先前的研究主要从投资和现金流的敏感度角度研究过度投资和投资不足问题。其理论的解释主要是信息不对称理论与委托理论。公司内部人与外部投资者之间的信息不对称以及问题的存在导致市场不完美，增加市场摩擦。如果信息是完全对称，则消除了道德风险和逆向选择问题，企业的投资不足和过度投资问题得到解决。Myers（1984）等认为当管理者与外部投资人之间存在信息不对称导致高额的外部融资成本，管理者只能依靠内部融资，从而引发投资不足。Jensen指出现代企业由于经营权与所有权的分离，在信息不对称情况下，股东与公司的管理层利益目标可能出现分歧，产生委托问题。管理层往往为了自身的利益，可能滥用资金，盲目扩大企业规模，投资于净现值（NPV）为负的项目，这就产生了过度投资。中国学者也做过相关研究基本都证明了信息不对称与过度投资之间的正相关关系。如张纯、吕伟（2009）认为，信息披露能够降低企业的信息不对称程度，提高外部投资者对企业投资行为的监督，进而抑制企业的过度投资。林有志和张雅芬（2007）对公司信息透明度与企业绩效做了实证研究，研究表示信息透明度较高的公司，在会计绩效和市场绩效的表现均优于信息透明度低的公司。以上研究表明：由于逆向选择和道德风险的存在，在公司内部人与外部资金提供者之间的信息不对称可能导致投资的非效率，而盈余管理程度能够导致信息不对称。

盈余管理是资本市场的一种普遍现象，盈余管理是管理层应用某些方法和程序，使会计盈余达到预定的目标，比如在委托人与人签订契约时，通过盈余管理，管理层不仅可以影响财务报告为基础的契约的执行，还可以误导投资者，影响外部投资者的投资。对于盈余管理，先前的研究主要集中在检验盈余管理的动机、目的，只有少量的文献涉及盈余管理对企业投资决策的影响以及投资决策对盈余管理的影响。Bebchuk（2003）理论分析指出，盈余管理公司更容易实施无效的投资项目，因为公司高估了他们的财务结果，很容易获得比较便宜的外部融资。McNichols（2008）等分析了1978―2002年美国被证监会处罚、被股东或进行财务重述上市公司，这些公司在盈余管理期间，存在过度投资现象。盈余管理是企业有意识的误导行为，但通常只有企业高层才能掌握确切的盈余管理信息，公司操纵利润是为了给潜在的投资项目融资，给外部投资者描绘一个美好的投资前景，从而盈余管理导致过度投资。反之，由于前期投资项目的失败或没有达到预期目标，管理者需要利用盈余管理来掩盖投资回报率的减少，从而过度投资导致盈余管理。基于以上分析，本文提出以下假设：

假设1：在公司其他条件不变的情况下，公司的盈余管理程度与公司的过度投资水平具有显著相关关系，且方向为正，高的盈余管理程度导致高的过度投资。

假设2：在公司其他条件不变的情况下，公司的盈余管理程度与公司的过度投资水平互为因果关系。

三、研究方法与设计

（一）过度投资的变量

笔者使用Richardson残差度量模型来测度非投资效率，其方程如下：

INVi，t=α0+α1Qi，t-1+α2LEVit-1+α3CASHit-1+α4Ageit-1

+α5Sizeit-1（1）

其中，INV为当年的投资水平，以构建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金除以上年的总资产代替。Q为上一年投资机会，以托宾Q值代替。LEV为上一年的财务杠杆，以资产负债率代替。CASH为公司持有的现金流，以现金流量表中的经营活动产生的现金流量净额除以年初总资产代替。Age为公司的上市年龄，Size为公司的规模，以年初总资产的自然对数代替。Return为资本市场股票的年回报率。industry和year分别为行业、年度哑变量。本文将方程（1）的拟合值作为预期投资水平，残差部分作为非预期投资部分，即过度投资。

（二）盈余管理的变量

对于盈余管理的变量没有统一的标准，我们使用两个度量模型，一个是Kothari（2005）业绩调整的操纵性应计利润模型。其方程如下：

TAccri，t=α0+α1（1/Assetsi，t-1）+α2ΔRevit+α3PPEit

+α4ROAit+εi，t（2）

其中TAccr总应计项目，以净利润减去经营现金流量的净额除以上年总资产，Assset为公司的总资产，Rev为总收入的年改变额除以上年总资产，PPE为固定资产除以上年的总资产，ROA为资产回报率，模型的残差为操纵性应计利润DAC。

另外一个盈余管理的变量是操纵性收入DREV，使用Stubben（2010）方法来构建盈余管理的变量，其模型如下：

ΔARi，t=α0+α1ΔRevi，t+εi，t（3）

其中AR为应收账款的年度改变额除以总资产，Rev为总收入的年改变额除以上年总资产，操纵性收入DREV为方程（3）的残差。

笔者感兴趣的是盈余管理是否以及怎样影响投资效率。为了检验假设1，构建以下回归方程（4）。根据先前的研究，现金流CASH，投资机会Q，财务杠杆LEV等影响投资。因此在模型中加入这些控制变量。

OVERINVit=α0+α1DREVi，t+α2CASHi，t+α3Qi，t-1

其中ONERINV为过度投资的变量，来自于模型（1）的残差，DREV为盈余管理的变量，其来自于模型（3）、（4）的残差。

然而，过度投资也可能导致盈余管理。因此，为了检验假设2，我们进行了动态面板数据的格兰杰因果关系检验。

（三）面板格兰杰因果关系检验

为了调查盈余管理与过度投资之间是否存在格兰杰因果关系，此使用以下模型来检验因果关系，并用动态面板的系统GMM方法进行估计。

其中，OVERIN为过度投资的变量，DREV为操纵性收入或操纵性利润，由于现金流CASH，投资机会Q，财务杠杆LEV等影响投资，因此在回归模型中加入这些控制变量。模型（5）的解释为，如果控制了过度投资的过去值以及固定效应、其他控制变量的影响之后，盈余管理的过去值对当前的过度投资有显著解释能力，则可以认为盈余管理对过度投资有格兰杰影响，反之，也然。为此，在格兰杰因果关系检验时，我们需要两种检验，第一种是wald检验，如对于模型（5）来说，需要对DREV的系数联合等于零进行检验，如果联合检验拒绝DREV的系数联合等于零，则认为DREV对ONVERINV有格兰杰影响。第二种是系数和的wald检验，以检验因果解释变量的各项系数和是否显著为零，从而检验格兰杰因果关系是否具有持续性。

四、实证研究结果

（一）数据来源与描述性统计

数据信息来自于深圳市国泰安CSMAR数据库。以2001―2010年沪深股市所有A股上市公司为初始样本，按照以下原则选取平衡面板数据样本：（1）由于金融行业上市公司的财务特性，从样本总体中剔除了金融行业公司；（2）剔除有缺失值的样本；（3）选取从2001―2010年连续10年符合平衡面板要求的数据样本。对于本文所使用的主要连续变量，按照1%和99%进行winsorize处理。筛选后，共获得了7 240个（公司年）样本数据资料，主要变量的描述性统计如表1所示。

从表1中可以看出我国上市公司投资的平均水平为5%，公司的平均投资机会托宾Q值1.758，公司持有的现金流达上年总资产5%左右，各变量标准差比较小，表明各公司之间的相关变量差异不大。

表2展示的是Spearman和Pearson相关系数矩阵，其中右上角是Spearman相关系数，左下角是Pearson相关系数。发现投资与托宾Q值、现金流CASH正显著相关，与财务杠杆负相关，也即拥有较多的现金流、较高Q值的公司，投资会更多。而财务杠杆值与公司的投资相反，投资与盈余管理的变量操纵性收入DREV、操纵性应计利润DAC正相关。同时，过度投资变量OVERINV与盈余管理的变量操纵性收入DREV、操纵性应计利润DAC正显著相关，表明拥有更多操纵性收入、操纵性应计利润的公司，投资将会更多，即盈余管理可能会导致过度投资。

（二）盈余管理与非效率投资的基本回归结果

为了检验盈余管理与非效率投资的关系，笔者对盈余管理的变量操纵性收入DREV和操纵性应计利润DAC与非效率投资的变量OVERINV进行了固定效应面板回归分析。其结果如表3所示。表3中的模型（1）表明操纵性收入DREV与过度投资高度显著正的关系（t=363.03），同时过度投资与托宾Q值、公司现金流CASH正的显著相关关系。模型（2）中我们把操纵性收入滞后两期，来研究它与过度投资的关系，表明操纵性收入与过度投资有显著关系，操纵性收入增加的公司其过度投资现象更加明显。为了检验结果的稳健性，使用另外一个盈余管理的变量操纵性应计利润DAC，来检验其与过度投资的关系，其结果显示在模型（3）、（4），结果表明操纵性应计利润与过度投资有显著正的关系。因此可以得到盈余管理与过度投资有正的显著相关关系，支持假设1。

根据McNichols等人的研究结果，过度投资也可能导致盈余管理。一个公司由于过度投资，投资于净现值为负的项目，导致低的资产回报率，公司控制人为了掩盖自己投资项目的失败，使用盈余管理来满足外部投资者的期望，从而过度投资也可能导致盈余管理。为了进一步检验它们的关系，笔者进行了动态面板格兰杰因果关系检验。

（三）格兰杰因果关系检验

在此类研究中，如何选择滞后项数很关键。对于GMM估计方法，Holtz-Eakin等提议，滞后阶数应少于总时间的三分之一，否则，结果估计将不正确。笔者采纳这个建议，并根据AIC和BIC的估计结果选择滞后阶数。本研究选择的恰当滞后阶数为2。考虑到方程（5）、（6）是一个动态面板模型，因此，用两步系统GMM估计方法进行估计。

表4提供了结果。从二阶Arellano-Bond相关性检验看出，四个模型都没有二阶自相关性；hassen的工具变量过度识别检验结果显示，4个模型都没有拒绝原假设，即工具变量的设置是恰当的。表4中的（1）和（2）提供了操作性收入导致过度投资的因果关系检验，检验结果显示，在模型（1）中，操作性收入滞后一阶的系数不显著，滞后二阶系数显著，表明操作性收入与过度投资具有两阶的因果关系，Wald系数检验也证实了这个结果。为了检验结果是否稳健，在模型（1）中加入控制变量（托宾Q值、财务杠杆LEV、现金流CASH），从描述性统计和财务理论来看，这些变量都是影响投资决策的。从检验结果来看，托宾Q值与过度投资正显著相关，财务杠杆LEV与过度投资负显著相关，现金流CASH与过度投资正显著相关，其他变量变化不大，结果稳健。

表4中的（3）和（4）提供了过度投资导致操作性收入的因果关系检验。检验结果显示，过度投资导致操作性收入具有一阶高度显著的因果关系（t=5.631），二阶关系不显著（-1.290），同时过度投资系数联合等于零的Wald检验，也表明过度投资导致操作性收入具有高度显著的因果关系。因此，格兰杰因果关系表明，过度投资与操作性收入互为因果关系，即盈余管理与过度投资互为格兰杰因果关系。然而，从系数和的wald可以看出：模型（1）和（2）的系数和wald检验结果没有拒绝原假设，表明盈余管理程度对过度投资水平的影响只有临时性的特点，没有持续性。然而模型（3）和（4）系数和的wald结果表明，投资水平对盈余管理的影响具有持续性的特点。

五、稳健性检验

为了检验以上结果的可靠性，避免因为变量的不同而对假设检验结果有影响，笔者进行了稳健性检验，以操作性应计利润DAC作为盈余管理变量，检验操作性应计利润DAC与过度投资影响以及因果关系，结果表明这种因果关系具有一定的持续性，上述结果表明笔者的实证检验结果稳健性较高（考虑到篇幅，表格省略）。

六、结论

上市公司盈余管理对公司投资决策的影响关系到投资者、债权人等利益相关者的利益。本研究以2001―2010年A股上市公司平衡面板数据为基础，探讨了上市公司盈余管理对公司效率的影响，以及与投资效率的格兰杰因果关系。利用A股上市公司的平衡面板数据，通过2步系统GMM估计，结果显示：以操纵性收入DREV作为盈余管理的变量，发现盈余管理导致过度投资存在滞后2阶的格兰杰原因，wald系数和检验表明这种关系具有短暂性的特点；过度投资导致盈余管理存在一阶的显著格兰杰原因，wald系数和检验表明这种关系具有持续性的特点。综上所述，本文的研究发现：盈余管理与投资效率存在双向的格兰杰因果关系。

【参考文献】

[1] McNichols，M.F.，and S.R.Stubben.Does earnings management affecfirms’investment decisions[J].The Accounting Review，2008，83（6）：1571-1603.

[2] Myers，Stewart and Nicholas Majluf.corporate financing and investment decision when firms have information that investors do not have[J].Journal of Financial Economics，1984（13）：187-221.

[3] 张纯，吕伟.信息披露、信息中介与企业过度投资[J].会计研究，2009（1）：60-66.

[4] 林有志，张雅芬.信息透明度与企业经营绩效的关系[J].会计研究，2007（9）：26-35.

[5] Bar-Gill，O.and L.Bebchuk.Misreporting corporate performance[D].Working paper，Harvard University，2003.