盈余管理对信用评级影响的研究

一、引言

随着我国资本市场的不断发展,债券融资逐渐成为企业重要的融资渠道之一。在债券市场尤其是公司债券市场发展过程中,信用评级发挥着重要的作用,监管部门相继出台了专门的法规来规范国内信用评级行业的发展。信用评级是债券投资者判断发债主体的偿债能力和违约风险,进行债券投资价值分析的重要依据,并且能够影响债券的信用利差和发债企业的融资成本(何平和金梦,2010;张淑君,2013)。《金融业发展和改革“十二五”规划》提出显著提高直接融资的比重,积极发展债券市场。在此背景下,研究信用评级的影响因素就显得尤为重要。然而,国内目前有关信用评级的定量研究相对较少,仅有几篇文献从财务风险、流动性预期以及审计的角度考察了信用评级的影响因素(陈超和郭志明,2008;吴健和朱松,2012;陈超和李镕伊,2013)。本节则从盈余管理的角度,研究盈余管理水平对于发债主体信用评级的影响。信用评级机构作为债券市场中重要的信息中介,在评级过程中,能否识别评级对象的盈余管理行为,是一个重要的现实问题。

本节以2006～2012年存在主体信用评级的非金融上市公司为样本,同时采用应计项目操控和真实活动操控两类模型,分析盈余管理程度与发债主体信用评级之间的关系,并且关注上市公司的产权性质是否会对上述关系产生影响。研究发现,发债主体的应计项目盈余管理和真实活动盈余管理水平越高,主体信用评级水平越低,而产权性质对上述关系没有产生显著的影响。这说明信用评级机构识别出了评级对象的盈余管理行为,并且不会因为产权性质的差异,而区别对待国有企业和民营企业的盈余管理行为。本节的研究结论在一定程度上说明,我国的信用评级行业正在逐渐发展和完善,其信息中介的作用初步得到体现。

本节其余部分的结构如下:第二部分为理论分析和研究假说;第三部分为研究设计;第四部分为实证结果及分析;第五部分为结论。

二、研究假说

上市公司在进入资本市场融资前后往往存在着盈余管理行为。债券融资作为重要的外部融资手段,上市公司在公开发行公司债券之前需要进行信用评级。从债券发行方的角度来看,信用评级既关系到债券能否顺利发行,同时也会影响到债券的票面利率和发行成本(Kliger and Sarig,2000;Ahmed et al.,2002;何平和金梦,2010;张淑君,2013)。因此,发债企业有强烈的动机获得较高的信用评级水平(Graham and Harvey,2001)。信用评级机构会根据上市公司现实条件的变化,定期地对已经做出的评级进行修正。然而,信用评级机构既看重评级的准确性又看重评级的稳定性,往往不会对信用评级水平进行连续的调整。对于上市公司来说,获得有利的初始主体信用评级水平是非常重要的,因为主体信用评级是今后上市公司债券评级的参考基准,并且信用评级往往具有“黏性”(Demirtas and Cornaggia,2013)。因此,发债企业有强烈的动机获得较高的信用评级水平(Graham and Harvey,2001)。

主体信用评级衡量的是发债主体的违约风险。信用评级机构作为专业的第三方信息中介,是发债主体与投资者之间的桥梁和纽带,根据发债主体的财务会计信息对其进行评级。盈利能力是信用评级机构重点关注的内容。缺少盈利增长潜力的公司,即使能够产生现金流,其在财务上也是缺乏稳健性的(Standard and Poor’s,2006)。因此,我们有理由相信,信用评级机构会重点关注发债主体为了改善盈利能力而进行的盈余管理行为。一旦评级机构识别出盈余管理行为,很可能会根据盈余管理的程度对评级结果进行调整;反之,信用评级机构可能将企业的盈余管理行为误认为是一种正面的信号。信用评级机构在评级的过程中依赖发行方所提供的会计信息,其能否充分理解会计盈余的产生过程,是一个有待验证的实证问题。另外,评级费用是由发行方支付的,由于潜在的利益冲突,评级机构可能并不会戳穿发行方的盈余管理行为。基于以上分析,我们提出以下两个假设:

假设1a:信用评级水平与盈余管理程度负相关。

假设1b:信用评级水平与盈余管理程度正相关。

我国上市公司的一个鲜明特征是大量国有控股上市公司与民营控股上市公司共存,产权性质的差异可能会影响信用评级与盈余管理之间的关系。李琦等(2011)发现,信用评级机构在调整评级水平的过程中,放松了对于国有企业的盈余质量要求,国有企业在评级调整前的盈余管理程度高于民营企业。当评级对象为与政府有关的国有企业时,由于其在经营方面具有隐性的政府担保,形成一种债务软约束(Qian and Roland,1998; Wang et al.,2008),并且与政府之间的政治关联使得其面临的财务困境和破产风险也较低(Faccio et al.,2006),评级机构可能会放松对于国有企业的盈余要求。然而,无论是在发达国家还是在新兴市场国家,信用评级机构都是作为独立的第三方而存在的,扮演着市场监督的角色,所以可能对国有企业和民营企业并不会区别对待。可见,产权性质是否影响信用评级和盈余管理之间的关系是一个有待检验的实证问题。据此,我们提出以下两个假设:

假设2a:产权性质影响信用评级与盈余管理之间的关系。

假设2b:产权性质对信用评级与盈余管理之间的关系没有影响。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

我国的公司债券市场从2005年进入快速发展阶段,银行间债券市场相继推出了短期融资券、中期票据等债务融资工具,交易所债券市场也大力发展公司债券,因此,本节的研究区间为2006～2012年,考虑到数据的可得性问题,本节的研究样本为上市公司。上市公司在发行短期融资券、中期票据和公司债券等信用产品之前,均需要进行主体信用评级,并且需要在随后的年度内进行跟踪评级。本节首先从债券市场数据库中识别出有公司债券发行记录的上市公司,每只公司债券的信用评级信息中都会包括发债主体的历史信用等级,即从发债主体首次获得的信用等级一直到最新一期获得的跟踪信用等级水平。本节的研究对象即为发债主体的初始信用等级,从信用债数据库中识别出所有存在初始信用评级的上市公司,同一家上市公司的初始信用评级是相同的,所以,对于同一年度存在多次发行公司债券的上市公司来说,我们仅将其作为一个样本,最后共得到629家样本上市公司。样本上市公司的行业和年度分布情况见表4-10。

表4-10 发债主体初始信用评级样本公司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。

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;(2)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;(3)删除发行债券当年同时进行IPO、配股以及增发的上市公司,因为上市公司在进行股权融资前往往存在着盈余管理动机;(4)删除发行债券当年属于ST或者净利润为负的上市公司,因为ST或净利润为负的上市公司具有盈余管理的动机;(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。最后得到380家有发债主体初始信用等级的样本上市公司。本节所使用的公司债券市场信用评级数据和财务数据均来自WIND资讯金融终端数据库。

(二)回归模型设定与变量定义

为了检验本节提出的研究假说,构建以下回归模型:

式中,|EM|代表发债主体进行初始信用评级前一年的盈余管理水平的绝对值,用于检验盈余管理对于信用评级的影响。为了准确衡量盈余管理水平对于信用评级的影响,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。EM·CON为盈余管理和产权性质的交互项,用于检验产权性质对于信用评级和盈余管理之间关系产生的影响。回归模型中其他变量的定义和计算方法见表4-11。

表4-11 变量定义及计算方法

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四、实证结果及分析

(一)描述性统计

表4-12报告了描述性统计的结果。可以看出,信用评级水平的均值为2.416,即介于AA-和AA之间,发债主体的整体信用评级水平较高,这说明了只有信用评级水平较高的上市公司,发行公司债券融资才能够通过。应计项目盈余管理水平的均值为0.044,操控性现金流的均值为0.065,操控性生产成本的均值为0.815,操控性酌量性费用的均值为0.1,真实活动盈余管理总量的均值为0.662。可见,无论是从应计项目盈余管理来看,还是从真实活动盈余管理来看,评级对象的盈余管理水平都显著异于零。那么,信用评级机构在评级的过程中,是否识别出了评级对象的盈余管理行为,进而调整其给出的信用评级水平,需要我们进一步地来检验。

评级对象总资产回报率的均值为6.191,主营业务收入增长率的均值为23.929,总资产周转率的均值为0.805,产权性质的均值为0.513,说明评级对象中,国有上市公司与非国有上市公司的数量相差不大,公司规模的均值为13.099,利息保障倍数的均值为17.156,现金流利息保障倍数的均值为4.137,长期债务比率的均值为14.704。

表4-12 变量的描述性统计结果

(二)多元回归结果及分析

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。

表4-13报告了多元回归的结果。

表4-13 多元回归结果

续表

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。

在回归模型(1)中,应计项目盈余管理水平的系数为负,且在10%的显著性水平上显著,说明应计项目盈余管理水平越高的上市公司,其获得的信用评级水平越低,信用评级机构识别出了评级对象的应计项目盈余管理行为,验证了本节的假设1a。应计项目盈余管理与产权性质交互项的系数为正,说明信用评级机构降低了对于国有上市公司的盈余质量要求,削弱了应计项目盈余管理与信用评级水平之间的负向关系,然而其在统计意义上并不显著,验证了本节的假设2b。在回归模型(2)和(4)中,解释变量的符号符合我们的预期,然而其在统计意义上也不显著,操控性现金流和操控性酌量性费用都降低了评级对象的信用评级水平,并且产权性质削弱了这一负向关系。在回归模型(3)中,操控性生产成本的系数在10%的显著性水平上显著,说明其对信用评级水平产生了显著性的影响,评级机构降低了操控性生产成本较高的评级对象的信用评级水平,这无论在统计意义上还是在经济意义上都是显著的,验证了本节的假设1a。产权性质与操控性生产成本交互项的系数符号虽然符合我们的预期,然而其在统计意义上并不显著,验证了本节的假设2b。在回归模型(5)中,真实活动盈余管理总量的系数在5%的显著性水平上显著,评级机构降低了真实活动盈余管理水平较高的评级对象的信用评级水平,验证了本节的假设1a。产权性质与真实盈余管理的交互项仍然不显著,验证了本节的假设2b。

总体来看,信用评级机构识别出了发债主体的应计项目盈余管理和操控性生产成本盈余管理,以及真实活动盈余管理的总量,盈余管理程度与信用评级水平负相关,本节的研究假设1a得到验证。在上文的描述性统计中可以看出,三种真实活动盈余管理的方式当中,操控性生产成本的相对水平最高,因而信用评级机构也重点关注操控性生产成本,这可能解释了为何三种真实活动盈余管理方式中只有操控性生产成本是统计显著的。同时,产权性质与盈余管理的交互项都没有通过显著性检验,本节的研究设计2b得到验证。

在控制变量方面,产权性质的系数并不显著,说明评级机构在对国有企业和非国有企业进行评级时,并没有体现出显著性的差异。评级对象的总资产净利率、总资产周转率、现金流量利息保障倍数以及总资产规模都会对信用评级水平产生显著的正向影响,这与施丹和姜国华(2013)以及陈超和李镕伊(2013)的发现相一致。施丹和姜国华(2013)发现,发债主体的盈利能力、营运能力和现金流量能够显著影响信用评级水平的变化,会计信息在公司债券市场中具有价值相关性。

(三)稳健性检验

为了保证本节研究结论的稳健性,我们使用Order Logit回归方法对上述模型进行重新回归,回归结果见表4-14。

可以看出,研究结论没有发生变化。应计项目盈余管理、操控性生产成本以及真实活动盈余管理的总量都显著,并且符号符合我们的预期,过高程度的盈余管理会降低评级对象获得的信用评级水平;同时,产权性质与盈余管理的交互项都不显著,这说明上述研究结果具有一定的稳健性。

表4-14 Order Logit回归结果

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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。

五、本节小结

在国内债券市场迅速发展的背景下,信用评级的作用日益突出。本节以2006～2012年间存在主体信用评级的非金融上市公司为样本,采用应计项目操控和真实活动操控两类模型,研究了盈余管理程度对于信用评级水平的影响,以及产权性质是否会对上述关系产生影响。研究发现,以操控性应计利润衡量的应计项目操控水平越高,信用评级水平越低;以操控性生产成本和真实活动盈余管理总量衡量的真实活动盈余管理水平越高,信用评级水平越低,产权性质没有对上述关系产生显著性的影响。可以看出,信用评级机构识别出了发债主体的盈余管理行为,并且据此对评级结果进行一定的调整,说明信用评级机构已经开始发挥其作为信息中介的鉴证和监督作用,国内的信用评级行业正在逐渐发展和完善。

本节的研究结论具有重要的现实价值。对于债券投资者来说,信用评级机构识别出了发债主体的盈余管理行为,投资者在进行债券投资价值分析时,应该结合发债主体的盈余管理水平来进行判断,从而做出相对合理的价值评估。对于发债主体来说,盈余管理对于信用评级产生了负向影响,这无疑会提高发债企业的融资成本,因此,发债主体需要规范其债券融资行为,加强和完善公司治理。对于监管者来说,如何促进公司债券市场的健康发展是一项重要的议题,监管部门要加强对上市公司债券融资行为的监管,尤其是融资过程中的盈余管理行为的监管。

[1] 本节内容发表于《上海金融》2013年第9期。