会计盈余的及时性、股权集中度与公司特征

作者简介：王亮飞（1981），男，安徽安庆人，北京工商大学会计学院硕士生，主要研究方向为会计与资本市场。

潘 宁（1981），女，山东济宁人，北京工商大学会计学院硕士生，主要研究方向为财务会计理论。

摘 要：本文以会计盈余的及时性作为会计信息有用性的核心变量，并基于此来检测对于股权集中度的影响。本文预测，当会计盈余及时性较低时，股权结构会向更高成本的监督机制调整，表现为股权集中度变高。实证结果支持了这一预期。

关键词：会计盈余；及时性；股权集中度

会计信息系统运行的效率，决定了公司治理内外部机制的效率。及时、可靠且低成本的会计信息，对于投资者监管、约束经理层的决策动机是有效的，也进一步体现了市场的效率。会计信息作为公司治理与市场效率的契合点，其及时性的特质就显得尤为重要。

一、 文献回顾

1．会计盈余与公司治理机制的相互作用

公司治理各机制与会计信息具有互动性的关系。有关此问题的研究文献大多集中在公司治理机制对于会计信息的作用上。例如Fan和Wong(2002)检验了东亚国家公司所有权结构对会计盈余数字的影响。至于会计信息如何作用于公司治理结构，国内目前暂无相关实证研究文献。La Porta等 (1998)研究发现，各国法律所提供的投资人保护水准有显著的差异，且各国的所有权集中度与其会计披露的程度呈反向关系。不难看出，当会计与法律体系无法充分保护投资人免于经理人的剥削，则公司的治理机制会作出调整，如转向由大股东负担监督责任。公司治理机制的这种可替代性，显示了会计信息在整个治理系统中所具有的重要地位，亦是本文所要探讨的对象。

2．内生于公司治理机制中的会计盈余的具体特性

Ball等(2000)认为，会计盈余的核心特征是及时性和稳健性。实际上，根据Basu(1997)对稳健性的定义，“当期会计盈余包含了经济损失的程度，相比较其包含经济收益的程度，是不对称的”，稳健性不过是更及时地包含了经济损失的信息而已，因而可以看作是及时性的另外一种形式的表述。会计盈余的及时性由于制度环境的不同和公司治理机制的差异而变化。Ball和Shivakumar（2004)对英国公司进行了研究，发现私人公司比公众公司的盈余的稳健性要弱。Bushman等(2000)发现美国上市公司的公司治理机制的整合变量与会计盈余的及时性在横断面有显著的负向关系。可以看出，会计盈余在整个公司治理机制中发挥着积极的作用，它反映经济现实的程度，直接决定了投资者的选择行为。

到目前为止，国内的文献大都只考虑到公司治理对于会计信息的影响,忽略了会计信息对于整个公司治理系统的作用。本文以会计盈余的及时性来作为会计信息有用性的核心变量，并基于此来检测会计信息对公司治理的影响。

二、假设的提出

Ball等(2000)对盈余及时性的定义为，当期盈余包含当期经济所得或所有价值相关信息的程度。本文采用会计盈余的及时性来作为会计盈余的核心变量,这是由于：（1）会计盈余反映真实经济收益的程度，决定着投资者选择行为的变化；（2）盈余的及时性也会因行业和不同的公司特征而异，因而能对会计信息的质量进行较好的度量；（3）及时性变量在研究设计上具有可操作性。会计盈余包含多大程度的经济盈余经济盈余指的是未来现金流的净现值，在本文中和经济收益的意义相当。，受多种因素的制约。由于会计数字内生于公司治理系统当中，不能不受各治理变量的影响和制约。为了考察会计盈余对股权集中度的影响，本文使用了核心盈余（core earnings）这一变量，以剔除治理变量对它的干扰。

股东与经理层的信息不对称，需要有一个客观公正的信息源。会计数字越能真实地反映经济现实，市场机制的运行成本就会越低，如股东监控成本、诉讼成本等。而股东是否愿意对管理层进行监督，即愿意付出多大的监控成本，则取决于他们的监督利益，而这是由其持股比例所决定的。Demsetz和Lehn(1985)指出，股权结构的集中度是内生决定的，至少一部分是由股东监督公司的潜在利益所决定的。当股东持有公司股份少时，较没有激励花时间及成本去监督管理者，因为监督成本全由监督的股东承担，但其仅从此监督活动当中获得一小部分的利益；相反的，只要监督的总利益足够大，持有公司高股权比例的股东会有强烈的监督激励。本文也推测当股东无法有效地利用会计数字来监督经理层的行为与公司的绩效时，就会转向高成本的监督活动，即提高股权集中度。据此，有如下假设：

假设1：会计盈余的及时性越低，股权集中度越高。

Hayn(1995)认为，盈余的信息含量普遍较低（即表现为低的盈余反应系数），是因为股价中包含了很多亏损的信息。她指出，由于亏损在投资者看来是短暂的事件，相比盈余而言，自然就和回报的关系较弱。并且她应用清算期权理论论证，在投资者眼中，因为有清算的存在，亏损不会持久。因此，对于亏损及低利公司而言，由于投资者更关注的是公司的清算价值，而非其持续经营价值，因此会计盈余和回报的关系较弱，会计盈余对于治理机制的影响就会微乎其微。据此，有如下假设：

假设2：对于高ROE的公司，股权集中度对会计盈余及时性的负向反应程度会更加明显。

三、研究设计、数据及样本选择

（一）主要变量的度量

1．会计盈余的度量

为了尽量避免会计盈余受内生性治理结构的影响，本文采用了核心盈余的概念，意在保持盈余数字的相对独立。本文采用Sloan(1996)、Bushman等(2000)、Fairfield等(2003)所使用的“折旧后经营利润”指标来度量会计盈余,这近似于我国损益表中的营业利润加上财务费用（林翔、陈汉文，2005）。因此，使用营业利润加上财务费用来计量盈余。

2．经济收益的度量

经济收益反映的是股东权益价值的变化，本文应用股票的年回报率来度量经济收益。尽管由于本研究期间中国股市股权分置的特殊背景，但股价毕竟是投资者在资本市场中理性选择的均衡结果，股价不可能背离真实的经济收益，所以仍不失为度量经济收益的次优选择。

3．会计盈余及时性的衡量

参照Basu(1997)、Ball等(2000)、Bushman (2000)的研究，本文对会计盈余及时性的衡量分三个方面：

（1）以公司盈余及股东回报间的反回归（reverse regression）,来衡量当期盈余在多大程度上反映了股东权益价值的变化此项研究需要有至少八年的盈余与股东回报的历史数据，本文选取了1996-2003年的数据，资料不足的，被筛选出样本范围。。

EARNt = a0 +a1NEGt + b1RETt + b2 NEGt・RETt + et(1)

其中：EARNt为公司t年的核心盈余，定义为折旧后经营利润，本文以营业利润加上财务费用来代替，并以年末资产帐面价值平减；RETt为公司t年股票的年回报率，以12个月报酬率复利计算得出(由4月1日至次年的3月31日)；NEGt为虚拟变量，若RET为负，其值为1，否则为0；et为残差项。

本文对会计盈余及时性的衡量，一方面，来自于回归系数b1和式（1）的R2，b1代表公司的好消息反应到会计盈余中的速度。会计盈余对管理者增加公司价值的活动的反应愈是迟缓，b1 的值就越低。

(2)衡量会计盈余的第二个变量是式(1)的R2，Ball等(2000)指出，反映在股价中的好消息愈是较晚在会计盈余中体现，此R2值预期会越低，因此可以将其视为会计盈余及时性的一个变量。

(3)对会计盈余及时性的第三个测度是式（2）中的R2。

RETt = a0 + b1 EARNt + b2 ΔEARNt + et(2)

ΔEARNt表示核心盈余从t年到t-1年的变化额，并用年末的资产总值平减。与式（1）相比，式（2）观察股价如何随盈余水平及其变化额变化。这里的R2就用来衡量所有释放的价值相关信息中被当前盈余及其变化额所体现的比例。可以预见，盈余对权益价值变化的反应愈是滞后，R2就越低。

本文就用以上三个变量来衡量会计盈余的及时性，为了避免变量衡量误差的影响，首先分别应用b1、R2和式（2）中的R2这三个变量，计算每一公司在样本中的百分位数，在每家公司取得三个变量的相对百分位数的值以后，再以这三个百分位数的平均值衡量该公司的盈余及时性经百分位数排序并整合后的变量能够更好地体现盈余及时性变量(Bushman,2000)并减少测量误差(Green, 1999)。，并以EARN_A 代表，该指标分数愈高时，代表会计盈余及时性越高。

4．股权集中度的衡量

衡量股权集中度的一般做法是使用赫芬达尔指数（HEFD），即每个股东持股比例的平方之和。本文以前5大股东的持股比例的平方之和作为衡量股权集中度的近似指标。另外，为了全面反映股权集中度及中国上市公司股权结构的现实，还分别设立了第一大股东（PFIR）、前5大股东（PFIVE）、前10大股东（PTEN）作为衡量股权集中度的辅助指标。

(二) 控制变量

1.公司规模：以年度末资产的账面价值来度量。

2．市价净值比：以公司流通股的市值除以权益的账面净值，作为公司成长机会的替代变量。

3．销售成长率：以公司当年的主营业务收入增长率来度量。

4．营运环境的不确定性：以公司八年股票月回报率的标准差来衡量。

5．公司绩效：以企业上一年度的ROE来衡量。

（三）变量含义与计量

关于变量含义及计量见表1。

（四）数据及样本选择

本文的样本来自于在深圳、上海证券交易所A股上市的非金融类公司；研究在2002年横断面上会计盈余的及时性对股权集中度的影响。研究期间初步取得样本共计1381个，选样的过程如下：(1)排除上市日期在1995年3月31日之后的公司；（2）排除盈余及股票报酬历史数据不足八年的公司；(3)排除样本公司为ST或PT的公司，因为考虑到它们会有严重的盈余管理行为；（4）扣除资料不全者。最后得到有效样本数为298家,共计2384个公司年数据。表2描述了所选样本公司的行业特征。

关于数据的搜集，相关的年度财务及股价资料、股权结构数据等取自于CSMAR数据库和色诺芬数据库。本文的描述性统计采用SPSS11.0软件，回归分析采用EVIEWS3.1软件。

四、实证结果

（一）描述性统计结果

表3按照盈余及时性的整合变量(EARN_A)的四分位数分组,并得到各变量的统计结果。相应的各股权集中度参数,第一大股东持股（PFIR）在第一组中,平均数为57.13%,中位数为53.11%；而PFIR出现在盈余及时性较高的第二组时，平均数为44.31%,中位数为46.77%,分别有显著的下降；再移动至第三组、第四组也是如此。再观察股权集中度的其他变量的反应，如赫芬达尔指数（HEFD）的均值从第一组的19.62%到第二组的17.49%,如此递减。其他变量PFIVE、PTEN也是如此。

图1也是对盈余及时性的整合变量(EARN_A)和第一大股东持股比例（PFIR）的关系描述。从图1和表3的描述可以看出，随着会计盈余对经济现实的反应的及时性的下降，股权集中度呈显著的下降趋势，这对于先前提出的假设是一个初步的佐证。表3中也包含了其他控制变量的描述性结果（LNSIZE、RETSD、MB、ROE、GROWTH）,统计结果显示，随盈余及时性的下降，公司的销售增长呈上升态势，代表投资机会的市值账面值比却在下降，规模及其他变量的变化不太稳定。

（二）相关性分析

各盈余及时性变量与股权集中度变量 (PFIR、PFIVE、PTEN、HEFD)的相关系数矩阵见表4。表4 显示，R2与斜率系数 (B1)及R22的相关系数显著为正。EARN_A与R2、R22及B1的相关系数皆高达0.694、0.748（Spearman）、0.774(Spearman)(p

（三）实证模型及结果讨论

根据前面的理论分析，本研究的基本实证模型为下列OLS 回归估计式：

CES=α+β1EARN_A+β2LNSIZE+β3RETSD+β4MB+β5ROE+β6GROWTH +ε(3)

CES代表股权集中度变量，包括第一大股东的持股比例(PFIR) 、前五大股东的持股比例(PFIVE) 、前十大股东的持股比例(PTEN) 、前5大股东的持股比例的平方之和(HEFD)等变量。

1．股权集中度变量对盈余及时性反应的分析

模型3关于盈余及时性对股权集中度变量的影响的实证结果见表5。

从表5可以看出，盈余及时性（EARN_A）对股权集中度的四个变量（PFIR,PFIVE,PTEN,HEFD）的斜率系数显著为负，分别为-0.01、-0.04、-0.038、-0.036，且分别在1％、5%的水平下显著，均通过t检验。所有变量的方差膨胀因子（VIF）值都小于2，说明自变量之间不存在显著的多重共线性问题。此结果正如假设所预料，佐证了股权结构将会因盈余及时性的不足而作出调整。

在模型3的回归结果中，公司规模(LNSIZE)的系数在大部分情况下能在10%的水平上显著，表明该模型已成功的控制了与公司规模相关的各种非特定差异（诸如信息环境、营运复杂度、经理人努力的边际产出等）对治理结构变量的影响。公司股票报酬变异性(RETSD)代表了营运环境对治理结构变量的影响。表5 显示RETSD的系数大体上与预期相符――公司营运环境的不确定性越高，公司越需要有高效率的管理层及协助高成本监督的治理机制（较高的股权集中度）。

2. 对高ROE组的样本公司上述反应程度的检验分析

对于ROE较高的公司，依据Hayn(1995)的论证，应该具有盈余反应系数较高的特征，即：会计盈余对于公司治理的影响，相对于亏损组来说，应该更显著。本文根据样本的ROE，将样本分为高ROE和低ROE两组，并将172家高ROE公司和126家低ROE公司的数据，分别对公式（3）进行回归检验。

表6是对于高ROE一组的检验结果另一组（低ROE样本组）的回归结果文中没有报告。正如预期一样，低ROE样本组没有表现出如高ROE组的特征，即股权集中度对会计盈余的及时性反应不明显。这主要是因为，股东对亏损这一事件并不持过分持久的观望，而更多地考虑其清算价值。。结果表明，盈余及时性变量（EARN_A）对第一大股东持股比例的系数为-0.23,显著低于表5的-0.01,而且回归方程的经调整的R2也有明显的改善，从表5中的0.069,到表6的0.217。这表明，去掉亏损及低利公司后的样本，更能够解释会计盈余的治理作用。当盈余及时性较低时，对公司仍抱希望的股东将会以提高股权集中度的方式，应对外界监管的失效。

五、稳健性分析

（一）关于盈余及时性变量的内生性考察

本文的研究设计采用了核心盈余这一变量，以最大程度上保持盈余不受内生性问题的困扰。尽管如此，稳健性分析仍然是必要的。在稳健性分析中，本文以联立方程模型处理会计盈余质量的内生性问题，避免OLS估计时可能产生的估计误差。具体而言，本文将盈余及时性定义为股权集中度变量及公司规模(SIZE)、股票回报的变异程度(RETSD)、投资机会(MB)及销售增长（GROWTH)、公司上一年度绩效（ROE）、资产负债率（DA）、固定资产密度（PPE%）的函数。建立的联立方程模型如下所示：

式(5)引用了两个先决变量，以满足联立方程的需要。以联立模型考虑盈余及时性的内生性问题的回归结果与OLS模型式(3)一致。因此，对于盈余及时性较低的公司，其股权结构的特征偏向于高成本的监督活动，即提高股权集中度。

因此，总体来说，盈余及时性的内生性问题并不会对本文的研究结论产生重大影响。

（二）对股权集中度变量的替代

为了使结论更具说服力，本文采用两种方法分别对模型（3）进行了再检验。

（1）本文所应用的股权集中度变量数值的分配均受限于0到1之间，故参照Demsetz和Lehn(1985)的方法，在估计之前，首先针对这些变量做logistic转换，即使用log［CES/(1-CES)］将原变量的分配转换成未受限的分配(unbounded distribution)。

（2）剔除行业因素。由于样本量的原因，无法增设行业哑变量加入模型。因此，使用经行业调整过的股权集中度作为因变量，更具解释力。

这两种方法下的结果与以前的结果一致（结果没有报告），都证实了在盈余及时性较低的情况下，股东会选择高成本的监督方式，即提高股权集中度。这再次证实本文的假设。

六、结论与研究局限

本文的研究目的旨在探讨会计盈余的治理作用。本文认为会计信息在公司治理系统中处于核心地位，并指出会计信息有效地联结了公司治理与市场的效率。基于此，首先利用当期盈余与股票报酬间的正反回归分析的系数和斜率来估计盈余及时性变量。股权集中度则分别采用第一大股东的持股比例等变量作为变量。在控制了其它公司特征后，本文估计公司的盈余及时性与股权集中度之间的横截面关系。

实证结果发现，盈余及时性相对较低的公司，第一大股东持股比例、前五大股东的持股比例、前十大股东的持股比例、前五大股东的持股比例的平方之和等股权集中度变量相对较高，且盈余及时性与诸因变量间呈现显著的负向关系。这说明，股权集中度是会计盈余及时性的函数；盈余及时性相对较低的公司，其治理结构特征偏向那些能够协助股东进行高成本监督活动的所有权结构，并补充盈余监督价值的不足。亦即当公司的盈余及时性较低时，其盈余在监督经理人活动中所发挥的作用相对较低，此时公司的股东必须进行其它高成本的监督活动，公司的所有权结构也将作相应的调整。

本文的局限性在于，由于盈余及时性变量的计量对于样本的严格要求，研究的样本量可能不足以解释中国资本市场上会计盈余的治理作用的全貌。同样的原因，本文也无法加入深沪证券交易所的差异因素，这些都将影响本文的研究结论。

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