重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院 李世新 柯 培
由于信息不對(duì)稱等因素的存在,財(cái)務(wù)報(bào)告的質(zhì)量會(huì)對(duì)公司的投資行為產(chǎn)生影響。真實(shí)的財(cái)務(wù)報(bào)告有利于企業(yè)準(zhǔn)確把握投資時(shí)機(jī),而虛假財(cái)務(wù)報(bào)告會(huì)嚴(yán)重干擾企業(yè)的正常投資決策,使公司產(chǎn)生投資不足或過度(李青原,2009)??v觀國內(nèi)外關(guān)于財(cái)務(wù)舞弊影響投資的文獻(xiàn),多數(shù)是探討財(cái)務(wù)舞弊對(duì)本公司投資產(chǎn)生的不利影響,涉及財(cái)務(wù)舞弊對(duì)其他公司投資行為產(chǎn)生影響的研究相對(duì)較少(Leuz、Wysocki,2008)。但虛假的財(cái)務(wù)報(bào)告不僅會(huì)讓本公司的經(jīng)營者改變投資行為,同時(shí)也可能影響其他公司的投資決策。Bushman和Smith(2001)認(rèn)為,公司高管會(huì)基于同行業(yè)其他公司財(cái)務(wù)報(bào)告所披露的信息來判斷投資機(jī)會(huì)的優(yōu)劣,這表明舞弊的財(cái)務(wù)信息所釋放出的被扭曲的市場信號(hào)可能會(huì)導(dǎo)致同行公司做出非最優(yōu)的投資決策。此外,Kumer、Langberg(2010)基于均衡理性預(yù)期模型進(jìn)行的理論分析也顯示,公司公布虛夸業(yè)績的財(cái)務(wù)報(bào)告后,同行公司的反應(yīng)是增加投資。由此可見,財(cái)務(wù)舞弊很可能引起同行公司投資溢出。本文將從同行業(yè)間財(cái)務(wù)報(bào)告信息傳遞的角度出發(fā),利用我國上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)財(cái)務(wù)舞弊引起的同行業(yè)上市公司投資溢出現(xiàn)象并分析其經(jīng)濟(jì)后果。
作為現(xiàn)代公司治理機(jī)制的重要組成部分,產(chǎn)品市場競爭可以激勵(lì)和篩選經(jīng)理人,迫使公司經(jīng)理人付出更大的努力,提高公司運(yùn)營效率(Kruse、Rennie,2006)。在競爭的產(chǎn)品市場中,當(dāng)經(jīng)理人的投資決策出現(xiàn)錯(cuò)誤時(shí),公司的業(yè)績會(huì)隨之變差,甚至被迫退出市場,經(jīng)理人基于績效的工資、獎(jiǎng)金等收入也會(huì)減少甚至失業(yè)。因此,為了保證自身利益的實(shí)現(xiàn),公司經(jīng)理人會(huì)從理性出發(fā),盡量減少投資的不確定性,提高投資效率(Kumar、Langberg,2009)。雖然上市公司的報(bào)表要經(jīng)過獨(dú)立審計(jì),但審計(jì)合謀以及審計(jì)人員的經(jīng)驗(yàn)、技術(shù)和努力程度會(huì)影響審計(jì)質(zhì)量,審計(jì)后的財(cái)務(wù)報(bào)告中也可能存在虛假信息(薄瀾、姚海鑫,2013)。在有效資本市場中,虛假財(cái)務(wù)報(bào)告所夸大的市場前景并不會(huì)影響到理性的市場參與者。但由于信息不對(duì)稱等因素的存在,現(xiàn)實(shí)中資本市場不可能完全有效,財(cái)務(wù)報(bào)表的使用者通常難以辨別財(cái)務(wù)報(bào)告的真?zhèn)?,甚至?jīng)驗(yàn)豐富的分析師也無法區(qū)分真實(shí)和虛假的財(cái)務(wù)報(bào)告(Cotter、Young,2007)。由此可以推斷,公司很可能無法鑒別其他同行業(yè)公司財(cái)務(wù)報(bào)告的真?zhèn)危⒖赡軐⑵渲信兜奶摷傩畔⒁暈檎鎸?shí)有效并加以利用。舞弊公司公布財(cái)務(wù)報(bào)告后,其中被夸大的財(cái)務(wù)信息將向同行企業(yè)傳遞市場前景看好的虛假信號(hào)。如果同行企業(yè)利用虛假財(cái)務(wù)報(bào)告的信息來減少產(chǎn)品市場的不確定性并據(jù)此分辨投資前景,那么舞弊公司的虛假財(cái)務(wù)報(bào)告就會(huì)對(duì)同行投資產(chǎn)生實(shí)際影響。因此可以預(yù)計(jì),當(dāng)舞弊公司夸大經(jīng)營業(yè)績時(shí),被高估的市場前景會(huì)激勵(lì)同行企業(yè)進(jìn)行更多的投資,由此,本文提出如下假設(shè):
H1:公司發(fā)生舞弊行為后,同行公司的投資將隨之增加,即產(chǎn)生投資溢出
H2:公司舞弊的程度越高,同行公司的投資溢出越大
此外,本文還考察了財(cái)務(wù)舞弊引發(fā)的同行企業(yè)投資溢出的經(jīng)濟(jì)后果。公司的投資效率直接影響公司未來的業(yè)績,過度投資更是一種損害公司價(jià)值的非效率投資行為(蔡吉甫,2010)。欺詐性的財(cái)務(wù)報(bào)告?zhèn)鬟f了關(guān)于產(chǎn)品市場需求和盈利前景的虛假信息,如果同行企業(yè)據(jù)此擴(kuò)大自身的投資規(guī)模,其資源配置應(yīng)當(dāng)是缺乏效率的,并將影響公司的經(jīng)營業(yè)績。因此,本文提出如下假設(shè):
H3:與舞弊行為發(fā)生前相比,公司發(fā)生舞弊行為后,同行企業(yè)的資本投資效率降低
(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源 虛增營業(yè)收入是財(cái)務(wù)舞弊的主要方式(顧玲艷,2010),而且營業(yè)收入的增長也是市場前景向好的重要標(biāo)志,因此本文從虛增營業(yè)收入入手來研究財(cái)務(wù)舞弊對(duì)同行企業(yè)產(chǎn)生的投資溢出效應(yīng)。為找出舞弊公司樣本,筆者收集了截止2014年證監(jiān)會(huì)網(wǎng)站上公布的所有虛增營業(yè)收入的非金融保險(xiǎn)類上市公司,并按照WIND三級(jí)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分類。因?yàn)楸疚牡难芯啃枰褂脴颖竟疚璞浊耙荒?、舞弊期間以及舞弊結(jié)束后兩年的數(shù)據(jù),鑒于數(shù)據(jù)的可獲取性,剔除舞弊期在2000年以前和2011年以后的公司。此外,本文還剔除了從舞弊開始前一年至舞弊結(jié)束后兩年期間被ST、PT處理的公司。若按上述標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行剔除后同一個(gè)行業(yè)中仍有兩家及以上的公司樣本,則選擇其中資產(chǎn)總量最大的公司為舞弊公司樣本。
根據(jù)篩選出的舞弊公司樣本,筆者進(jìn)一步選出與其具有相同三級(jí)行業(yè)代碼的上市公司作為同行公司樣本,與舞弊公司二級(jí)代碼相同但三級(jí)代碼不同的上市公司作為控制樣本,并同樣從中剔除了從舞弊開始前一年至舞弊結(jié)束后兩年期間被ST、PT處理的樣本公司。此外,筆者還通過閱讀年報(bào),手工剔除了主營業(yè)務(wù)不屬于其被劃分的行業(yè)或者主營業(yè)務(wù)在研究期間發(fā)生變化的公司樣本。經(jīng)過篩選,共得到舞弊公司樣本11個(gè),同行業(yè)公司樣本203個(gè),控制公司樣本330個(gè)。后續(xù)檢驗(yàn)所需各項(xiàng)數(shù)據(jù)均來自證監(jiān)會(huì)網(wǎng)站和國泰安數(shù)據(jù)庫,并使用Stata12.0軟件進(jìn)行處理。
(二)模型構(gòu)建與變量定義 為檢驗(yàn)假設(shè),本文借鑒Beatty等(2003)的研究構(gòu)建模型,并使用OLS法進(jìn)行回歸分析。針對(duì)H1,模型(1)從定性的角度說明業(yè)界同行是否有增加投資的行為及這種行為發(fā)生的時(shí)間,若H1成立,模型(1)中PEER*YEAR的系數(shù)應(yīng)顯著為正。針對(duì)H2,本文在模型(1)的基礎(chǔ)上構(gòu)建模型(2),使用FRAUD變量衡量舞弊公司虛增收入的程度對(duì)同行公司投資溢出的影響。若H2成立,模型(2)中PEER*YEAR*FRAUD的系數(shù)也應(yīng)當(dāng)顯著為正。針對(duì)H3,本文使用模型(3)進(jìn)行檢驗(yàn)。若H3成立,CAPEX*PEER*YEAR的系數(shù)應(yīng)顯著為負(fù),即舞弊公司公布虛假財(cái)務(wù)信息后,同行上市公司所增加的資本支出創(chuàng)造經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流的能力將會(huì)下降。各變量的含義見表1。
公司的投資傾向與其成長機(jī)會(huì)密切相關(guān)。一般而言,成長機(jī)會(huì)較高的公司,其投資活動(dòng)也較為活躍。筆者在模型中加入市賬率(MTB)和營業(yè)收入增長率(SG)作為成長機(jī)會(huì)的代理變量,以控制成長機(jī)會(huì)對(duì)公司投資支出的影響。此外,不同公司成長機(jī)會(huì)的具體特性也可能存在差異,并影響到公司的投資。為此,本文加入虛假年報(bào)公布前舞弊公司市賬率變動(dòng)與其他公司市賬率變動(dòng)相關(guān)系數(shù)的百分比排名(COMOVE),以反映不同公司成長機(jī)會(huì)的特性差異對(duì)其投資支出的影響。相關(guān)系數(shù)β通過模型ΔMTB=α+βΔMTB_S+ε計(jì)算而得。其中,ΔMTB為舞弊開始前同行公司和控制組公司市賬率的變動(dòng),ΔMTB_S為同期舞弊公司市賬率的變動(dòng)。同時(shí),控制公司規(guī)模、長期負(fù)債率以及經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量率的差異對(duì)公司投資支出的影響。最后,模型中還引進(jìn)CAPEX_S變量,即舞弊公司的資本支出率,以此為參照來控制同行公司以及控制組公司正常投資支出的 影 響。CFOt+i、SIZEt+i、MTBt+i、LEVt+i、SGt+i分 別 是CFO、SIZE、MTB、LEV、SG后第i期的值。
表1 變量定義
(一)描述性統(tǒng)計(jì) 表2顯示了同行公司和控制組公司的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果,結(jié)果表明在舞弊發(fā)生前一年及當(dāng)年,同行公司的資本支出平均值比控制組公司低29%,而舞弊發(fā)生后的兩年中,同行公司的資本支出平均值比控制組公司高59%,并且都在1%的水平上顯著,這與本文的假設(shè)一致。然而,這僅僅是初步觀察的結(jié)果,有待后續(xù)的回歸分析進(jìn)一步驗(yàn)證。
表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果
(二)相關(guān)性分析 表3提供了各主要變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)。表3顯示,各變量間的相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均未超過0.5,表明回歸模型中不存在嚴(yán)重的多重共線性。
(三)回歸分析 表4為模型(1)和模型(2)的檢驗(yàn)結(jié)果。在表4的(1)列中,將舞弊發(fā)生當(dāng)年的年度虛擬變量設(shè)為1,舞弊發(fā)生前一年的年度虛擬變量設(shè)為0;在(2)列中,將舞弊行為發(fā)生后第一年的年度虛擬變量設(shè)為1,舞弊行為發(fā)生前一年及當(dāng)年的年度虛擬變量設(shè)為0?;貧w結(jié)果顯示,(1)列中PEER*YEAR系數(shù)不顯著,而(2)列中PEER*YEAR系數(shù)在1%的水平顯著為正。由此可以看出,未發(fā)生舞弊行為時(shí),同行公司和控制組公司的投資行為沒有顯著差別。而當(dāng)舞弊行為發(fā)生后,同行公司被其虛假財(cái)務(wù)報(bào)告所傳遞出的“好前景”的市場信號(hào)所誤導(dǎo),并在舞弊行為發(fā)生后的下一期相比控制組公司明顯增加了資本投資,這與描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果一致,H1也得以證實(shí)。在表4的(3)列中,本文將舞弊發(fā)生后第一年至舞弊期結(jié)束后第一年的年度虛擬變量設(shè)為1,舞弊發(fā)生前一年及當(dāng)年的年度虛擬變量設(shè)為0。PEER*YEAR*FRAUD的系數(shù)在1%的水平顯著為正,這與H2一致,表明舞弊公司發(fā)生舞弊行為后,其虛增營業(yè)收入的量越大,同行上市公司增加的投資也越多。
表3 主要變量的相關(guān)系數(shù)
表4 模型(1)和模型(2)的檢驗(yàn)結(jié)果
表5 模型(3)的檢驗(yàn)結(jié)果
表5列示了模型(3)的檢驗(yàn)結(jié)果,表中的(1)和(2)列對(duì)應(yīng)同行公司資本支出與滯后一期和兩期的經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流的關(guān)系,本文將舞弊發(fā)生后第一年至舞弊期結(jié)束后第一年的年度虛擬變量設(shè)為1,舞弊發(fā)生前一年及當(dāng)年的年度虛擬變量設(shè)為0。兩列中CAPEX*PEER*YEAR系數(shù)分別在1%和5%水平上顯著為負(fù),表明舞弊行為發(fā)生后,同行公司資本支出創(chuàng)造經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流的能力下降,其根據(jù)舞弊公司虛假財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)而追加投資的決策并非最優(yōu)決策,降低了公司的投資效率。這一檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了H3。
本文研究了上市公司披露的虛假財(cái)務(wù)信息對(duì)同行企業(yè)投資行為的影響。研究結(jié)果顯示,舞弊公司在其財(cái)務(wù)報(bào)告中披露夸大的經(jīng)營業(yè)績后,同行公司無法識(shí)別這種虛假的財(cái)務(wù)信息,并基于這一錯(cuò)誤信息明顯增加了投資支出,導(dǎo)致投資效率顯著下降。
本文的研究表明財(cái)務(wù)舞弊具有深遠(yuǎn)的影響,其不僅損害了公司自身的健康發(fā)展和投資者利益,還向同行企業(yè)傳遞了虛假的“好前景”信號(hào),導(dǎo)致其資本錯(cuò)配和投資效率降低。同時(shí),本文也為上市公司投資溢出現(xiàn)象找到了新的合理解釋。本文的研究發(fā)現(xiàn)再次顯示了提高上市公司信息披露質(zhì)量的重要性,同時(shí)也提醒上市公司管理層應(yīng)當(dāng)更為審慎地進(jìn)行投資決策,避免被錯(cuò)誤信息誤導(dǎo)。
[1]李青原:《會(huì)計(jì)信息質(zhì)量、審計(jì)監(jiān)督與公司投資效率——來自我國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》,《審計(jì)研究》2009年第4期。
[2]薄瀾、姚海鑫:《上市公司財(cái)務(wù)舞弊與外部審計(jì)的博弈分析——基于不完全信息動(dòng)態(tài)博弈模型》,《審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究》2013年第3期。
[3]蔡吉甫:《非效率投資、公司業(yè)績及其影響因素研究》,《財(cái)會(huì)通訊》2010年第9期。
[4]顧玲艷:《我國上市公司2004~2009年財(cái)務(wù)舞弊行為研究》,《財(cái)會(huì)研究》2010年第23期。
[5]Leuz C.,Wysocki P.Economic Consequences of Financial Reporting and Disclosure Regulation:A Review and Suggestions for Future Research.Working Paper.University of Chicago and MIT Sloan School of Management,2008.
[6]Bushman R.,Smith A. Financial Accounting Information and Corporate Governance.Journal of Accounting and Economics,2001,32(1-3).