家族成員的高管、家族與盈余質量

一、對具有解釋影響的具有因果性研究作為一個重要的經濟組織，企業在社會經濟中的作用正在逐步加強。標準普爾500公司中1/3是家族企業(Anderson,Reeb,2003);東亞地區有2/3的上市公司是家族企業(Claessensetal.,2000);截至2008年底,不包括當年上市的公司,中國內地地區家族上市公司已達到400余家(1)。家族企業自身特殊性及其在資本市場舉足輕重的地位,加上信息披露在資本市場的重要性,使得家族企業的盈余質量和信息披露問題成為學者們的研究熱點(Wang,2006;Alietal.,2007;Chenetal.,2008;馬忠、吳翔宇,2007)。鑒于高管對公司盈余質量的影響,那么家族成員擔任高管是否影響家族企業的盈余質量?國外對于家族企業信息披露的研究通常是將家族企業與非家族企業進行對比(Wang,2006;Alietal.,2007;Chenetal.,2008)。Wang(2006)和Ali等(2007)都以標準普爾500公司為樣本,發現家族企業比非家族企業有著更高的盈余質量。國內對家族企業的研究大多集中在公司績效、企業價值方面(蘇啟林、朱文,2003;谷祺、鄧德強、路倩,2006;許永斌、鄭金芳,2007),對其盈余質量的研究并不多見。馬忠、吳翔宇(2007)研究了家族企業的金字塔控股結構對自愿性信息披露的影響,發現現金流權和控制權分離越大,自愿性披露程度越低,而家族成員在董事會任職與否對自愿性披露程度并無影響。王俊秋、張奇峰(2008)研究了家族企業的“掏空”行為對會計盈余質量的影響,研究發現“掏空”行為與盈余管理程度顯著正相關,與盈余信息含量顯著負相關?？梢钥闯?國內對家族企業的研究關注的都是現金流權與控制權分離對家族企業信息披露的影響,同時也可以看到國內大多文獻對家族企業的研究都是根據最終控制人標準而對所有家族企業不加區分進行分析,然而Schulze等(2001)在對家族企業代理關系的研究中,提出家族企業是連續分布的系列,有必要對家族企業進行分類研究;王明琳、周生春(2006)對家族企業代理問題與企業價值的研究中,將家族企業劃分為創業型家族企業及非創業型家族企業進行研究,結果發現,“創業型家族企業主要面臨第一重代理問題———業主和經理人之間的代理問題,而非創業型家族企業主要面臨著第二重代理問題———控制性家族和分散的社會股東之間的代理沖突”,支持了Schulze等(2001)對家族企業進行分類研究的結論。因此,與以往文獻不同,本文將關注最終控制人未發生變化的家族企業,研究高管是否由本家族成員擔任對盈余質量的影響。之所以以這類家族企業為對象是因為:(1)以往文獻已經論證了對家族企業分類研究的必要性;(2)本文認為最終控制人沒有發生變化的家族企業相對來說是真正意義上的家族企業,家族成員將企業視為家族長期財富予以經營及傳承,從而使得此類家族企業的代理問題不同于一般家族企業;(3)最終控制人未發生變更的家族企業相對來說處于一個比較穩定的狀態,從而有著比較穩定的研究基礎。鑒于公司代理成本主要表現為第一層與第二層代理成本。首先,理論上,相對于第一層代理成本,家族企業存在更嚴重的第二層代理成本;相對于第二層代理成本,與控股股東相比,公司的盈余質量主要受公司高管的直接影響,第一層代理成本對公司盈余質量的影響更明顯。其次,基于我國家族企業的創始人目前大多處于第一代,第一代家族企業創始人更傾向于對公司長期價值的關注,使得公司控股股東的利益侵占行為動機減弱,降低了第二層代理成本,這樣家族企業的代理成本主要表現為代表所有股東利益的控股股東與基于自身和職業考慮的公司高管之間的第一層代理成本問題。第三,如果家族成員擔任公司高管,使得高管與股東之間的利益相一致,降低了第一層代理成本。綜合起來,相對于其他企業,家族成員擔任高管的企業的代理成本較低,公司的盈余質量較高。本文首先選擇最終控制人在樣本年度2004~2007年間沒有發生變化的家族企業,然后對由本家族成員出任及外聘經理人出任的兩類家族企業的盈余質量進行比較。相對于外聘高管來說,家族成員擔任高管會大大減輕企業的第一層代理問題,進而提高了公司的盈余質量。本文實證結果表明,對最終控制人未發生變更的家族企業公司,高管是否由本家族成員擔任對盈余質量有著顯著的影響,家族成員擔任高管會帶來更高的盈余質量。研究結果說明高管性質的重要性對家族企業盈余質量的重要性,同時也說明了在家族企業內部來看,仍然是第一層代理問題對盈余質量的影響要高于第二層代理問題的影響。文章下文結構安排如下:第二部分相關理論分析和假設提出;第三部分實證分析;第四部分穩健性測試;最后為文章結論。二、理論分析和假設(一)家族對管理者的監督現代企業存在兩種代理問題。第一種是因為所有權和經營權分離導致的股東和管理層之間的代理問題(Demsetz,Lehn,1985;Jensen,Meckling,1976;Shleifer,Vishny,1997);第二種是控股股東和非控股股東之間的代理問題(Fama,Jensen,1983;Morck,Shleifer,Vishny,1988)。家族上市企業同樣也存在這兩種代理問題,但由于家族企業自身的特殊性使得這兩層代理問題在家族企業有其自己的特點。對于第一層代理問題。一般來說,家族持有上市公司大量股份而成為名副其實的大股東,因此在對管理者的監督方面,家族是采取積極主動的態度,而不會像分散的小股東那樣在監督管理者時采取“搭便車”行為(Demsetz,Lehn,1985;Alietal.,2007);其次,家族對上市公司整個運營情況十分了解,有能力發現管理者為了自利而采取的不利于公司的行為,從而可以有效地監督管理者的行為(Anderson,Reeb,2003;Wang,2006);再者,家族長期持有上市公司股份,有著較長的投資眼光和投資決策,可以發現管理者較短視的投資行為(James,1999;Alietal.,2007)?？梢哉f,家族對管理者的監督是有效的,正因為如此,通常相對于非家族企業來說,家族上市公司的第一層代理問題相對較低(Alietal.,2007;Chenetal.,2008)。對于第二層代理問題。一方面,家族對上市公司有著絕對控股權,且通常情況下,家族在企業的控制權大于其現金流權,從而使得家族控股股東有動機剝奪其他小股東的利益(Fan,Wong,2002;Alietal.,2007);另一方面,家族股東比其他股東更了解企業運營(Wang,2006),加之對企業的絕對控制使得家族控股股東有剝奪其他股東的能力,比如可以從事某些有利于家族集團的關聯交易等(Alietal.,2007)。因此,家族類上市公司的絕對控制權及控制權和現金流權的相分離導致家族控股股東有剝削非控股股東的可能性,從而使得相對于非家族企業來說,家族企業第二層代理問題較嚴重(Morck,Shleifer,Vishny,1988;Alietal.,2007)?；谏鲜龇治?家族企業由于自身的特性使得其第一層代理問題較小,而第二層代理問題較嚴重,這兩層代理問題又同時影響著家族上市公司的盈余質量。從第一層代理問題來看:由于家族控股股東可以對管理者實施強而有效的監督,家族企業并不十分依靠會計報告對管理者實施監督,因此,會計報告因為管理者的機會主義動機而被操縱的可能性就較小。Chen(2005)研究發現家族企業基于盈余的CEO的薪酬較低,所以管理者因為薪酬與盈余掛鉤而操縱盈余的動機不強(Healy,Palepu,2001;Alietal.,2007);家族對企業運營情況較清楚,可以較容易地發現管理者的機會主義做法,并能覺察到管理者的短視或自利行為對報告的操縱,因此,管理者操縱盈余的可能性也不大。所以,從第一層代理問題看,家族企業有著高的盈余質量。從第二層代理問題來看:家族企業對上市公司的絕對控制、現金流權和控制權相分離、控股股東和非控股股東在企業經營等方面的嚴重信息不對稱,使得家族企業有動機和能力操縱會計盈余以實施自利行為(Fan,Wong,2002;Francisetal.,2005),比如隱藏某些有利于家族集團的關聯交易信息等。所以,從第二層代理上來看,家族企業的盈余質量較低。(二)家族員工一般情況對家族代理成本的影響以上我們討論了家族企業兩層代理問題對盈余質量的影響,理論上,相對于第一層代理成本,家族企業存在更嚴重的第二層代理成本;相對于第二層代理成本,與控股股東相比,公司的盈余質量主要受公司高管的直接影響,第一層代理成本對公司盈余質量的影響更明顯。下面我們從我國家族企業的制度背景,分析我國家族企業高管性質與盈余質量的關系。首先,中國的家族企業大多處于第一代即創辦人在位階段,還沒有大規模地向第二代交棒(劉學方等,2006),而創辦人在位意味著此時企業的目標是長期穩定的發展,創辦人希望可以將企業作為家族財富予以傳承。在這樣的企業目標下,第一代家族企業創始人更傾向于對公司長期價值的關注,使得公司控股股東的利益侵占行為動機減弱,降低了第二層代理成本,這樣家族企業的代理成本主要表現為代表所有股東利益的控股股東與基于自身和職業考慮的公司高管之間的第一層代理成本問題。其次,我們增加“最終控制人未發生變更”這一條件加強了公司對長期價值的需求。對于最終控制人發生變更的家族企業來說,我們不能斷定變更后新的家族控股股東是否追求企業長期穩定發展,但至少可以說變更前的家族控股股東在后期對企業目標的定位已經發生改變,家族股東已經不再將企業看成可以予以傳承的家族財富而追求其長期穩定發展,否則也不會發生控制人變更。所以相對來說“最終控制人未發生變更”這一條件在保證一個穩定的研究基礎的同時也從某種程度上保證了本文的研究樣本是追求企業長期穩定發展的家族企業。而當企業的目標是長期、穩定的發展時,第二層代理問題在這類企業并不突顯(王明琳、周生春,2006)。第三,相對于外聘高管,本家族成員出任高管,將大幅降低家族企業的第一層代理問題。因為高管是本家族成員,且是家族財富的傳承者,“資本所有者想成為一名企業家時,會更加誠實、可信、盡職和勤奮;相對而言,一個一無所有的人卻更有積極性謊報自己的經營才能并從事過度投資”(張維迎,1995)。同時相對于外聘高管的家族企業來說,本家族成員擔任高管可能存在第二層代理問題,因為此時高管與大股東都是家族人員,會更有能力侵占非控股股東的利益。但基于前文的分析,鑒于我國家族企業尚處于第一代在位階段以及我們增加的“最終控制人未發生變更”條件,降低了我國家族企業的第二類代理成本。此外,由對Wang(2006)及Ali等(2007)的分析我們已經知道,第一層代理問題對盈余質量的影響要大于第二層代理問題的影響。由此我們可以提出以下假設。H:高管性質對家族企業盈余質量有著顯著影響,具體表現為家族成員擔任高管的家族企業的盈余質量更高。Wang(2006)及Ali等(2007)關注的是家族企業與非家族企業盈余質量的比較,本文所關注的是在家族企業內部高管性質對家族企業盈余質量的影響,因此本文的研究相當于是將Wang(2006)及Ali等(2007)的外部比較延伸到家族企業內部的比較,分析是否在家族企業內部,第一層代理問題對盈余質量的影響仍然大于第二層代理問題對盈余質量的影響,同時更重要的是檢驗高管性質的重要性。三、示范分析(一)研究設計1.家族成員承擔高管本文選取了2004~2007年度中國內地的家族企業樣本。樣本的起點緣于2004年開始上市公司在年報中披露最終控制人產權及控制關系圖,這樣可以較方便和準確地知道上市公司的最終控制人是否是個人或家族以及方便查看控制權和現金流權。本文參考了谷祺等(2006),馬忠、吳翔宇(2007)對家族企業的定義,將符合以下條件的公司視為家族企業:(1)最終控制權能歸結到一個自然人或一個家族;(2)該自然人或家族對上市公司具有實質控制權(2);(3)最終控制人直接或間接是上市公司第一大股東。在滿足這3個條件之后再刪除以下樣本:(1)4年當中最終控制人發生變化的公司樣本(3);(2)缺乏控制權或現金流權計算條件的公司樣本;(3)金融保險業公司樣本;(4)數據缺失樣本。最終樣本592個,表1給出了樣本的行業分布情況。由表1可以看出,家族企業行業分布較廣,跨證監會12個行業中的10個,采掘業以及電力、煤氣及水的生產和供應業沒有樣本。其中,制造業樣本占絕對多數。表2給出了樣本家族成員擔任高管的基本信息,這里的高管定義是企業年報中“董事、監事和高級管理人員持股變動及報酬情況”一表中出現的所有高管類別,即該表中有家族成員則MA=1,否則為零。由表2可知,家族成員擔任高管的樣本占絕對多數,其中,高管類別中以董事長為最普遍,既是董事長也是總經理的兩職合一情況也達到了12.84%。這與本文的樣本有關,本文的樣本是4年中最終控制人沒有發生變化的家族企業,可以看出,在這樣的家族企業中,75%的樣本是本家族企業成員擔任高管(并且管理者多數是創始人自己),其中又有79.73%擔任的職位是董事長。由此可知,在這樣的家族企業中,出于對家族長期發展和價值實現的重視及對外人的不充分信任(儲小平,2002;儲小平、李懷祖,2003),企業常常讓本家族成員親自參與管理。2.關鍵變量及控制變量基于已有文獻,本文分別采用異常應計、會計穩健性、盈余反映系數(ERC)作為盈余質量的衡量指標(Fan,Wong,2002;Wang,2006;Alietal.,2007)。(1)異常應計模型。本文采用Wang(2006)中異常應計的模型。變量:ACCt為t期的總應計除以t期的平均總資產,總應計等于凈利潤減去當期經營現金流;CFOt為t期的經營現金流除以t期的平均總資產;DCFOt:當CFOt-CFOt-1<0,DCFOt=1,否則等于0;ABS(ACCt):回歸1的殘差的絕對值,用來表示盈余管理的程度或盈余質量的高低,值越大表明盈余管理程度越嚴重或盈余質量越低(4)。MA:表征家族成員是否擔任公司高管的虛擬變量,家族成員擔任高管時,MA=1,否則=0;CV:現金流權和控制權分離程度,即控制權—現金流權(5),值越大表明分離度越大;ROA:公司總資產回報率;LEV:公司資產負債率;SIZE:公司資產的自然對數;GROWTH:公司營業收入增長率;INS:機構持股比例;SHARE2~5:公司第二至第五大股東持股比例;LOSS:凈利潤<0時,LOSS=1,否則=0。根據以往文獻(Beckeretal.,1998;Reynolds,2000;Cheng,2005),控制變量包括兩權分離度CV、公司規模SIZE、盈利能力ROA、破產風險LEV、LOSS、成長性GROWTH,此外還有其他所有權變量,如機構持股INS(Wang,2006;Alietal.,2007),其他大股東持股比例SHARE2~5(馬忠、吳翔宇,2007),這兩者都會影響公司的監督機制,從而影響控股股東對盈余的操縱。該模型關注MA的系數和其系數的正負,若MA系數為正,表明家族成員擔任高管的家族企業盈余質量差于非家族成員擔任高管的家族企業,否則反之。根據假設,本文預計MA系數為負。(2)穩健性。本文的穩健性模型采用的是Basu(1997)中的損失持續性模型(6)。變量:△NIt為t期凈利潤變化量。等于平均總資產調整后的t年度相對于t-1年度的凈利潤變化量。D△NIt-1表征△NIt-1是否小于零的虛擬變量。若△NIt-1<0時,D△NIt-1=1,否則=0。其余變量定義同上。在穩健的會計報告下,由于對壞消息的及時確認,使得負的盈余變化的持續性弱于正的盈余變化的持續性。該模型關注MA交叉項的系數,若系數為負,表明家族成員擔任高管的家族企業的盈余質量高于非家族成員擔任高管的家族企業,否則反之。根據假設,本文預計MA交叉項系數為負。(3)盈余反映系數ERC。本文采用下面的模型進行ERC的檢驗。變量:RETt:調整市場回報后的公司當年5月至次年4月的年度回報率;EPSt:年初股價調整后的每股盈余,即EPSt/Pt-1;MBt:每股股價除以每股凈資產。其余變量定義同上。在有效資本市場中,市場對盈余反映越大,表明盈余信息含量越高,質量越高。該模型關注的是MA交叉項的系數,若MA交叉項系數為正,表明家族成員擔任高管的家族企業的盈余質量好于非家族成員擔任高管的家族企業,否則反之。根據假設,本文預計MA交叉項系數為正。3個模型中的關鍵變量及控制變量的描述性統計見表3。對于在3個模型中都出現的控制變量LEV、SIZE、INS、SHARE2~5,我們給出的是在ERC模型中的描述性統計,因為在另兩個模型中這4個控制變量相當于是ERC中的子集。對于只在其中兩個模型中出現的變量,如ROA、GROWTH、LOSS,我們則分別報告了在各個模型中的描述性統計情況。表4我們針對MA給出了一些更具體的信息。PanelA給出的是兩類家族企業的異常應計的列示;PanelB分別對高管是家族成員和高管為非家族成員的家族企業的控制權與現金流權分離度進行列示。由PanelA,從異常應計的均值中值四分位數來看,家族成員擔任高管的家族企業都略小于非家族成員擔任高管的家族企業,但這種描述性統計上的差距并不顯著。由PanelB可以看出,就控制權與現金流權分離度來說,不管是均值、中值還是四分位數,高管為家族成員的家族企業都小于高管為非家族成員的家族企業,t檢驗在1%水平下顯著?？刂茩嗯c現金流權分離度越低,家族控股股東在企業的利益越重,家族利益與企業利益越一致,家族成員越傾向于親自參與管理以防止外部管理者非股東利益最大化行為帶來的損失。然而同時我們也注意到MA與CV有著顯著的相關性,因此在后文的檢驗中,我們除了在實證模型中對CV加以控制同時在第四部分的穩健性測試中也有相應討論。(二)家族成員從事高管的可顯著影響因子分析,并見表6在實證檢驗中,我們除了列示最終控制人未發生變化的家族企業的回歸結果,即“未變更”組,同時也列示“其他”組的回歸結果,即將符合家族企業定義的、剔除了未變更組之外的家族企業作為“其他”組,這樣的對比結果可以看出“不穩定”的家族企業狀態的影響,可以作為對家族企業分類研究必要性的佐證。表5給出了異常應計的檢驗結果。由表5我們發現,在“未變更”組,家族成員擔任高管與否對異常應計有著顯著的影響,其中MA系數為-0.014,且在5%水平下顯著,說明相對于非家族成員擔任高管的家族企業,家族成員擔任高管的家族企業的異常應計顯著地低;我們發現在其他組中MA系數為負但并不顯著。結果證明了我們的假設。表6給出了穩健性的檢驗結果,在“未變更”組MA交叉項的系數顯著為負,說明家族成員擔任高管的家族企業的穩健性強于非家族成員擔任高管的家族企業;而在“其他”組并沒有發現顯著結果,檢驗結果支持假設。表7給出了ERC的檢驗結果,在“未變更”組和“其他”組我們都沒有發現顯著結果。由以上檢驗,我們發現在最終控制人未發生變更的家族企業中,高管成員是否由本家族成員擔任對盈余質量有著顯著影響。具體來說,家族成員擔任高管的家族企業盈余質量要顯著好于非家族成員擔任高管的家族企業,說明在家族成員出任高管的情況下,盡管有著更嚴重的第二層代理問題,但家族系高管的存在大大減輕了公司的第一層代理問題,由于第一層代理問題對盈余質量的影響大于第二層代理問題,從而使得家族成員出任高管的企業有著更高質量的盈余。檢驗結果說明了即使是在家族企業內部比較時,第一層代理問題對盈余質量的影響仍然是大于第二層代理問題的,同時說明了在家族企業研究中高管性質的重要性。此外,在“其他”組我們并沒有發現顯著結果,這一點也從側面支持了對家族企業進行分類研究的必要性。四、穩定性試驗(一)cfol與ma交叉項系數會計報告穩健性的檢驗模型很多,實證檢驗中文章使用了Basu(1997)的損失持續性模型,這里用另一個模型———Ball(2005a)中的應計現金流模型進行檢驗。變量:ACCt為t期的總應計除以t期期初總資產,總應計等于凈利潤減去當期經營現金流;CFOt為t期的經營現金流除以t期期初總資產;LOSSt:當CFOt<0時,LOSSt=1,否則=0;其余變量定義同上。應計承擔兩個角色,消除現金流的噪音以及對經濟收入和經濟損失的及時確認。在第二種角色下應計與現金流成正向關系,并且在穩健的會計報告中,應計的第二個角色在經濟收入和經濟損失情況下是非對稱的,即對于經濟損失的及時確認程度會強于對經濟收入的及時程度。因此,在穩健的會計報告中,當現金流為負時,應計與現金流的正向關系更強。本文關注MA交叉項的系數,若MA交叉項系數為正,則表明家族成員擔任高管的家族企業的盈余質量高于非家族人員擔任高管的家族企業,否則反之。根據假設,本文預計MA交叉項的系數為正。由表8可知,MA交叉項系數顯著為正,說明家族成員擔任高管的家族企業盈余質量高于非家族成員擔任高管的家族企業。結果與實證部分一致。(二)基于“兩權分離度”的測量結果由表4的PanelA可知,MA=1的樣本的CV值顯著小于MA=0的樣本,也就是說高管由本家族成員擔任的企業往往剛好是兩權分離度較小的企業,因此上述檢驗中“高管”變量對盈余質量的強解釋力有可能是較小的兩權分離度所帶來的。即有可能兩權分離度較小的企業往往選擇本家族自己成員擔任公司高管,由此導致“高管性質”對盈余質量的影響是內生于“兩權分離度”的。在前面的檢驗中,我們在模型中都對CV進行了控制,從而在技術上部分解決這一問題。在本節,我們將進一步細分樣本以求解決這一問題。我們根據CV中位數將樣本分為兩部分,將每一部分再根據高管性質進行區分,從而進行比較。具體模型檢驗結果見下列各表。由表9可見,在“CV大”的情況下,MA=0組CV系數顯著為正,MA=1組CV系數則不顯著為正,從而說明在兩權分離度較大的企業中,高管為外部人擔任的企業異常應計顯著高,而由本家族成員出任高管的企業則因為家族系高管的存在而沒有導致顯著的異常應計,從而說明了兩權分離度對盈余質量并沒有絕對的影響,高管變量的影響力并非內生于兩權分離度。在“CV小”的一組,MA=1跟MA=0下CV系數都不顯著為負,不能說明問題。本節通過細分樣本對可能存