【作　　者】
苏 剑（副教授）

【作者单位】
（沈阳大学工商管理学院，沈阳 110044）

【摘　　要】

【摘要】 本文通过对上海证券交易所2011 ~ 2013年3年间上市公司财务数据中影响提高销售收入、削减裁量费用以及生产过剩行为等三个经营自由裁量行为的多个因素进行实证分析，得出了具有统计意义的影响经营自由裁量权行为的验证结果。通过实证研究，上市公司中，规模、负债、收益率 、内部人持股、经营者地位、机构持股比率以及成长性等因素均对经营自由裁量权产生影响。从而认为，中国证券市场整体上与西方证券市场相似，但尚属弱式有效市场，仍存在需要改善之处。
【关键词】 经营自由裁量权；股权结构；盈余管理；裁量费用一、引言
近年来，如何利用经营自由裁量权（real discretion）调整收益，从而实现最有效率的盈余管理成为研究者关心的话题。所谓经营自由裁量权是指企业通过改变实际经营行为调整会计盈余的方法。比如，通过加大销售力度、削减研发费用和广告费用以及转让固定资产等行动增加会计盈余。通过以上的概念我们可以将通过一系列会计方法来调整会计盈余的行为称为会计自由裁量权（accounting discretion），比如调整累计折旧、对存货进行再评价以及对坏账准备的调整等方法都可以被归纳为会计自由裁量权的一部分。Ewert and Wagenhofer（2005）认为经营自由裁量权与会计自由裁量权是一种平衡关系，即会计自由裁量权限制放宽就会促使经营自由裁量权趋严。Cohen et al.（2008）经过实证证明，2002年《SOX法案》（Sarbanes-Oxley Act）通过后，伴随着会计自由裁量权的减少，美国企业都加强了对经营自由裁量权的使用。日本学者山口（2009）通过实证研究证明，以增加短期盈余为目的经营自由裁量权将会对未来企业业绩产生负面影响。须田、花枝（2008）认为比起会计自由裁量权经营者更倾向于使用经营自由裁量权，虽然经营自由裁量权可能会产生减少企业价值的结果，但不会影响到经营者的短期经营目标，并且经营自由裁量权的方法更容易被经营者理解和掌握。
目前，虽然运用经营自由裁量权调整盈余的方法在我国企业的实际运营中已屡见不鲜，但是有关经营自由裁量权的研究在我国还属空白，本文将以我国上市公司财务数据为研究样本对影响到我国企业行使经营自由裁量权的因素进行分析，从而使我们更加详细地了解行使经营自由裁量权的动机和结果。
二、文献综述
上世纪九十年代，西方研究者开始关注经营自由裁量权对企业的影响。特别是在股权结构与研究开发费用的研究方面取得了丰硕的研究成果。Dechow and Sloan（1998）研究认为，退休前的经营者可以通过削减研发费用和广告宣传费用的方法来实现短期收益最大化，从而使经营者从中得到好处。但同时Dechow et al.认为可以使用增加经营者持股比率的方法来抑制这种情况的发生。Bange and Bondt（1998）证明，经营者的持股比率越高，对于研发费用所产生的未来收益的预测就越准确，暗示了经营者有可能为了自己的利益而牺牲企业的长期收益。木村（2003）通过实证研究证明了经营者持股比率与交叉持股比率越高，企业的研究开发费用被削减的可能性就越小。21世纪后，以回避损失为目的有关经营自由裁量权的研究逐渐占据了主导地位。Roychowdhury（2006）暗示伴随着企业有利息负债的增加、流动比率的减少以及成长性的增强，企业经营者会为了极少的利益增长而削减裁量费用；但是，随着机构投资比率的增长，这种现象会随之减少。Pan（2009）认为有利息负债的增加、流动比率的减少都会促使企业经营者削减销售费用或者管理费用，这与成长性增强以及流动比率增加后经营者会扩大生产的研究成果是一致的。
通过对以上文献的总结，我们可以发现，目前有关影响经营自由裁量权的因素研究还不够全面，但基本围绕着过去盈余管理的研究成果不断推进。从初期的对企业规模、债务契约关系的验证逐步发展成为对成长性、经营者激励、股权结构甚至是会计弹性等的验证问题。然而这些因素到底对经营裁量产生了什么样的影响，目前并无统一的结论。三、研究假设
根据对文献的总结，我们可以将影响经营自由裁量的因素概括为企业资产规模、债务契约、企业的成长性、减少损失的激励机制、经营者的更换、经营者持股、金融机构持股等七个方面。
1. 资产规模。企业的资产规模是对盈余管理产生影响的重要因素。规模大的企业更容易受到来自社会的影响（比如环保政策、社会责任等），因此大企业社会成本比小企业多。所以，可以推断，资产规模越大的企业越需要克制增加利益的经营自由裁量行为。因此我们提出以下假设：
假设1：资产规模越大的企业，越是回避能够使利益增加的经营自由裁量活动。
2. 债务契约。由于财务契约中会有对企业的财务限制条款（debt covenants），比如对企业发放红利的限制、再借款的限制以及投资的限制或者运营资金的最小金额限制等等。一旦企业违反了限制条款将会受到严厉的处罚，因此对于企业来说违反债务契约成本极高。企业经营者为了防止违约风险的出现将尽可能提高收益水平。据此，我们得出以下假设：
假设2：负债比率越高的企业越容易采取利益增加型经营自由裁量活动。
3. 成长性。成长性越强的企业，市场对其的反应越强。企业的成长性越强，利益对于股价的影响就越强。高成长性企业利益目标未达成后的市场反应将大大强于低成长性企业；因此，高成长性企业的经营者促使企业利益增长的动机更强烈。Pan（2009）研究证明，成长性越强的企业，使用经营自由裁量行为回避损失的动机就越强。因此我们提出以下假设：
假设3：成长性越强的企业，使用增加收益型经营自由裁量行为的动机越强。
4. 回避损失的激励机制。很多研究证明，当经营者打算回避可能发生的损失时，经常会选择使用经营自用裁量权。例如：Baber et al.（1991）认为经营者会为了回避损失而削减企业的研发费用。Roychowdhury（2006）则相信，经营者为了很少的收益就会采取裁量活动，比如削减这种拥有裁量权的费用以及进行过剩生产等。Pan（2009）暗示，多数的实体裁量活动的目的就是回避可能发生的损失。
假设4：收益少的企业相对于其他企业更容易采取增加收益的经营裁量行动。
5. 经营者的更迭。一般来说，经营者只有在职期间才会关心企业的经营状况，当经营者退职后自然就不会继续对企业业绩感兴趣。因此，经营者可能会在在职期间以牺牲股东的财富为代价来增加自身的利益。这样的现象可以被称为视界问题（horizon problem）。很多研究认为，经营者退任之前会采用收益增加型的经营自由裁量行动。
假设5：经营者退职之前一年度的企业比起其他企业更容易采取增加收益的经营裁量行动。
6. 经营者持股。随着所有权与经营权的不断分离，股东对于经营者的约束力将逐渐下降，经营者的经营行为有可能逐步偏离企业价值最大的目标。但是，当股东将注意力集中于企业经营时，由于经营者的利益可能会受到股东的直接影响，因此会避免采取牺牲股东利益的行为，从而转为追求长期企业价值最大化的经营目标。所以，所有者支配型企业的经营者将会避免采取追求短期利益的经营自由裁量的行动。
假设6：所有者支配型企业将回避收益增加型经营自由裁量行为。
7. 机构投资者持股。有关机构投资者对于企业收益的影响研究有很多。比较普遍的观点认为，机构投资者对于企业的盈余增长具有正影响（苏剑，2013；姚德权、黄学军、杨光，2010）。机构投资者的理性投资倾向以及机构投资者对于经营者的强有力监督，都会导致经营者避免用过分追求短期收益的方法来牺牲未来长期收益。生产过剩、裁量费用削减等行为都是暗示企业未来长期性收益恶化的证据。因此机构投资者比率高的企业经营者为尽力回避利用经营自由裁量权来增加收益的行为。因此，据此提出以下假设：
假设7：机构投资者持股比率越高，经营者越是会回避收益增加型经营自由裁量行为。
四、实证设计
1. 经营裁量行为的测定与代理变量。我们参考Roychowdhury（2006）所使用的方法对于销售收入的提高、裁量费用的削减以及生产过剩行为等进行测量，并对推定模型和代理变量进行说明。
销售收入的提高可以由打折促销和降低客户信用评定门槛等行为来实现。如果使用打折促销的方法，虽然销售总量的增加会使总现金流入量增加，但是单位现金流量会因单价的降低而减少，相对来说产品的单位成本实际被提高了。另外，降低信用门槛的实质也是降低销售单价的行为。由于应收账款的回收期限被延长，坏账损失的可能性大大增加，单位现金流入量同样会减少。
裁量费用的削减即经营者利用经营自由裁量权削减研发费用和产品宣传费用来增加收益。该项费用的削减可以有效减少现金支出，降低现金流出量。过剩生产即生产量超过期望销售量的行为，也是一种能够短期内增加收益的行为。对于制造业来说，生产量的增加将会降低单位固定成本，因此，产品单位成本将会降低，单位产品利润增加。但是，由于过剩生产相对销售收入来说生产总成本会大幅度提高。另外，由于过剩生产会导致制造费用和储费用会大幅度增加。因此，经营现金流量在销售收入中将会维持比较低的比率。根据以上的叙述，Roychowdhury（2006）将销售成本与库存商品成本变化额合计定义为制造成本。
实证研究中将使用营业活动产生的现金流量作为控制销售收入和过剩生产水平的代理变量。为了测定控制销售收入的裁量行为，如削减裁量费用和过剩生产，本文依据Roychowdhury（2006）中的模型，设计了以下适合本文数据的模型：
CFOi，t/Ai，t-1=α0＋α1（1/Ai，t-1）＋β1（Si，t/Ai，t-1）＋β2（△Si，t/Ai，t-1）＋εi，t （1） 
DEi，t/Ai，t-1=α0＋α1（1/Ai，t-1）＋β1（Si，t/Ai，t-1）＋εi，t （2） 
PDi，t/Ai，t-1=α0＋α1（1/Ai，t-1）＋β1（Si，t/Ai，t-1）＋β2（△Si，t/Ai，t-1）＋β3（△Si，t-1/Ai，t-1）＋εi，t （3） 
CFO=营业活动产生的现金流量
DE=裁量费用
PD=制造成本（销售成本+期末存货-期初存货）
A=期末总资产；S=销售收入；△S=与前期销售收入的差额；i=企业；t=年
我们将利用最小二乘法分别对式（1）到式（3）每一年的系数结果进行推定，并利用推定出来的系数算出各企业一年的期待值，并将其设定为企业正常经营活动产生的结果。然后算出企业每年的实际值与期待值的差值，将其看作企业的非正常经营活动产生的结果。我们将异常的部分分别称为非正常经营现金流量、非正常裁量费用以及非正常制造成本。
根据各项指标与收益关系，我们将非正常营业流量与非正常裁量费用的推定值乘以-1，分别记作abCFO，abDE；非正常制造成本按原值记作abPD。能够区分abCFO，abDE，abPD与盈余的正负关系后，我们便可以用以上代理变量来表示利益增加型经营自由裁量活动。具体来说，abCFO或者abPD正（负）表示通过控制销售活动或利用过剩生产来影响利益变动，abDE的正（负）变动则表示经营者是否削减了裁量费用。
2. 实证方法。我们的假说推定模型是根据Zmijewski and Hagerman（1981）的测定经营自由裁量模型审定相关代理变量和控制变量，具体如公式（4）：
RM=α＋β1SIZEi，t＋β2DEBTi，t＋β3MTBi，t＋β4S_NIi，t＋β5MGTi，t＋β6OWNi，t＋β7FINi，t＋εi，t （4） 
RM=abCFO，abDE，abPD
SIZE=前期期末股票市价总额的自然对数
DEBT=当期期初有利息负债/期初资产总额
MTB=前期期末股票市场价值与账面价值比率
S_NI=虚拟变量，以期初资产总额为基准换算的当期资产利润率，利润率低于0.005设定为1，大于等于0.005设定为0
MGT=虚拟变量，总经理或CEO更替年度的前一年为1，否则为0
OWN=虚拟变量，当期期末董事会成员持股比率超过10%设定为1，否则为0
FIN=当期期末金融机构持股比率
因变量RM分别代表abCFO，abDE，abPD，也就意味着我们需要通过三次回归分析，分别观察各因变量与自变量的关系。
3. 样本与数据。本文分析的对象为2011 ~ 2013年上海证券交易所连续三年上市交易的上市公司财务报表，除去ST企业、金融行业企业及一部分数据不全的企业，共收集到550家上市公司三年的财务数据，样本总数为1 650个。其中企业股权明细、大股东持股状况明细及公司经营者任职状况来源于中国证券报网络版，资产负债表、损益表及现金流量表数据来源于同花顺上市公司数据库。
五、验证结果
1. 统计描述与验证结果。表1是为了测定模型因变量而对式（1）至（3）利用最小二乘法进行的推定。从推定结果来看所有系数的解释力度均超过了5%，而且所有系数的符号与Roychowdhury（2006）的测定结果相一致。我们将表（1）推定的系数与企业的实际值结合即可得到每个企业每年的RM（abCFO，abDE，abPD）的期待值，并将此期待值作为式（4）的因变量。表2为相关变量（虚拟变量除外）的统计描述，表3为验证结果。

2. 验证结果的解释。表3是式（4）的验证结果，首先企业规模代理变量（SIZE）的符号和预想的一样均为负号，且显著性均达到了1%的水平，支持了假设1的观点。这也暗示着企业规模越大，经营者越是回避能够使利益增加的经营自由裁量活动。也就是说，规模越大的企业更容易受到来自社会的影响（比如环保政策、社会责任等），越容易采取减少利益的经营行为，这与Watts and Zimmerman（1986）的结论是一致的。
负债的代理变量（DEBT）的符号均为正，除式（2）没有显著性外，其他两式均呈1%水平显著，支持了假设2的观点。该结果暗示了企业负债比率越高，经营者为了防止违约风险的出现，将尽可能提高收益水平，因此经营者越容易采取利益增加型经营自由裁量行为。企业成长性代理变量（MTB）的符号与假设3的预测相反，均为1%显著的负关系。西方文献认为成长性强的公司如果出现损失，是建立在信息对称的市场环境下的假设，而我国证券市场中散户比率较高，非理性投资和信息不对称的情况比比皆是，因此我国上市公司中成长性强的企业没有强烈的回避损失的动机。企业回避损失动机的虚拟变量（S_NI）系数的符号均为正，这与假设4的结论完全相符，除式（2）外其余两式的结果均具有1%显著水平的解释力度。企业为了维护投资者对企业的信心以及维护上市公司本身的上市资格，收益少的企业相对于收益多的企业更容易采取增加收益的经营裁量行动，这与Roychowdhury（2006）、Pan（2009）等人的研究结果是一致的。
经营者更迭的代理变量（MGT）的系数符号均为正，这与假设5的推论是一致。从统计意义上看，以abDE、abPD为因变量的验证模型，系数的解释力度分别为5%和1%显著。这也暗示了经营者在退任之前一年会采取收益增加型的经营自由裁量行动为本人谋取利益的最大化。内部人持股比率的代理变量（OWN）系数的符号均为1%显著的负号，这与假设6的推测完全一致，当股东将注意力集中于企业经营时，经营者的利益可能会受到股东的直接影响，因此会避免采取牺牲股东利益的行为，从而转为追求长期企业价值最大化的经营目标。金融机构持股比率（FIN）的系数符号均为负，且解释力度均达到5%显著水平，这与假设7的推测完全一致，机构投资者的理性投资倾向以及机构投资者对于经营者的强有力监督，都会导致经营者避免用过分追求短期收益的办法来牺牲未来长期收益。这一结果暗示了随着金融机构持股比率的提高，经营者将回避收益增加型经营自由裁量行为。
六、结论
经营自由裁量权是指企业通过改变实际经营行为调整会计盈余的方法。本文通过对影响提高销售收入、削减裁量费用以及生产过剩行为等三个经营自由裁量行为的多个因素进行实证分析，得出了具有统计意义的影响经营自由裁量权行为的验证结果。
从验证结果来看，我国的上市公司中，规模大的企业、负债比率低的企业、收益率高的企业、内部人持股比率高的企业、经营者地位稳固的企业以及机构持股比率高的企业均尽可能避免形式经营自由裁量权增加收益，因为经营自由裁量权带来的短期收益增加是以失去长期的更大收益为代价，不符合收益最大化的基本原则。上述结果与西方参考文献结论基本一致。然而，企业成长性的代理变量符号全部为负，说明成长性好的企业并不在乎发生损失的后果，这与文献的结论正好相反。我们认为这也证明了我国证券市场目前尚属弱式有效市场的观点，由于市场信息不对称以及非理性投资产生的白噪声无法被理性投资消化，因此成长性强的公司并不在意一旦发生损失会对股价带来灾难性影响，因此没有强烈的使用经营自由裁量权提高短期收益的动机。
主要参考文献
Ewert， R. and A. Wagenhofer. Economic effects of tightening accounting standards to restrict earnings management［J］. The Accounting Review，2005（4）.
Cohen， D. A.， A. Dey， and T. Z. Lys. Real and accrual-based earnings management in the pre-and post-Sarbanes-Oxley periods［J］. The Accounting Review，2008（3）.
Baber，W. R.，P. M. Fairfield, and J. A. Haggard. The effect of concern about reported income on discretionary spending decisions：the case of research and development［J］. The Accounting Review，1991（4）.
苏剑.日本上市公司研发投资与公司治理结构探讨［J］.证券市场导报，2013（3）.
姚德权，黄学军，杨光.中国机构投资者情绪与股票收益关系研究［J］.湖南大学学报（社会科学版），2010（6）.
【基金项目】 辽宁省教育厅人文社科研究项目“应用股权制衡理论提高辽宁上市公司治理效率”（项目编号：W2013262）