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摘要：企業盈余管理一直是學術界的研究重點。本文選取2015－2017年在創業板上市的公司為研究樣本，收集其IPO當年及后一年的數據，以修正的Jones模型計算的可操縱性應計利潤代表其應計盈余管理，通過實證分析，探索風險投資對創業板上市公司應計盈余管理的影響。得出以下結論：第一，風險投資機構的參與會提高應計盈余管理程度；第二，風險持股比例、聯合風險、國有背景投資對公司應計盈余管理影響不顯著；第三，外資背景的風險投資機構對應計盈余管理有較為明顯的抑制作用。最后，根據實證研究結果及市場現狀提出如下建議：政府加強引導；建立有效監督、協調發展的治理結構；加大處罰力度健全風險投資體系。

關鍵詞：風險投資首次公開募股（IPO）應計盈余管理

一、引言

2009年我國創業板市場正式推出，為許多中小企業提供融資平臺的同時也推動了我國風險投資的發展。與主板市場相比，創業板公司成立時間較短、管理經驗較少，普遍存在融資問題。三年一期的財務數據作為創業板的上市門檻，催化了創業板IPO公司在上市前美化盈余信息。以往研究證明，我國創業板上市公司中多數都有風險資本介入，與普通投資者不同的是，當風險投資作為外部機構進入被投資公司時，會成為公司治理結構的一部分，對企業的經營管理有可能起到積極的認證監督作用，也有可能起到消極的躁動作用。那么，風險投資機構的參與是否會提高創業板IPO公司的會計信息質量，對創業板IPO公司盈余管理究竟有怎樣的影響是值得關注的問題。又由于我國的特殊國情，資本市場發展不充分，市場波動性和投機性較大，因此進一步研究我國證券市場中風險投資的相關理論有現實意義。

二、文獻回顧與假設提出

當前國內外學術界關于風險投資對盈余管理的影響分為兩派，一部分學者認為風險投資機構對企業的盈余管理具有監管作用，能夠顯著降低企業的盈余操縱即監督認證理論。Jain（1995）研究發現風投機構持股在首次公開上市和投后管理中具有積極作用。風險投資的參與對外界傳遞了積極信號，緩解了信息不對稱程度，幫助企業獲得被發現的價值。DolvinandSteven（2005）的研究結果表明，高質量的風投機構所投資的企業發行成本更低、鎖定期更短，這也證實了風險投資的認證能力和投資績效。唐運舒和談毅（2008）以香港創業板市場為研究對象，研究發現風險投資影響持股公司的IPO時機選擇和IPO后經營業績，同時發現風投對IPO后經營業績有正向積極影響。而另一部分學者認為風險投資機構出于對業績和收益的追求，會過于關注當前投資企業的業績，通過盈余操縱行為，美化企業財務并及時退出，即“逐名效應”。Chanineetal􀆰（2012）以美、英國企業為樣本，研究發現被投資企業風險投資會促進企業盈余管理。徐欣和夏蕓（2015）基于創業板研究發現我國風險投資退出現狀為一次性完全退出較少，非連續性完全退出較多。風投在上市鎖定期結束退出的時機跟風投持有的股份相關。蔡寧（2015）研究發現風險投資參與企業為了追求良好聲譽和高額的收益，會加速企業的盈余管理行為。基于以上文獻分析，本文在前人的研究基礎上加入風險投資持股比例、聯合投資、國資背景和外資背景等維度，研究風險投資對企業IPO盈余管理的影響。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本次樣本數據來源于國泰安數據庫。由于不同企業風險投資進入的時間不同，年份差異大，難以形成樣本時間序列，而風險資本一般IPO前幾年進入企業，且我國股票市場規定，我國的風險資本在等企業IPO之后一年內不得退出企業，所以IPO之后一年內，風險資本對企業績效的影響還是存在的。因此本文選取IPO當年以及后一年作為考察期數據。本文引用的樣本是2015－2017年在創業板上市的公司，收集其IPO當年及后一年的數據，剔除樣本區間內被ST或∗ST以及缺失數據的公司，剩余261家企業，實證工具是Excel。

（二）變量定義

1􀆰被解釋變量本文以應計盈余利潤（DA）衡量盈余管理，原因有兩點：（1）真實盈余管理有實際經濟活動，消耗資源，而應計盈余管理與之相反，成本低；（2）應計盈余管理不易被察覺，而真實盈余管理易于導致經濟后果。對于應計盈余管理本文用截面修正的Jones模型進行回歸，且剔除缺失值，截面修正Jones模型如下：TAt＝NIt－CFOtNDAt＝α1（1／At－1）＋α2［（ΔREVt－RECt）／At－1］＋α3（PPEt／At－1）TAt＝α1（1／At－1）＋α2［ΔREVt／At－1］＋α3（PPEt／At－1）＋εtDAt＝TAt－NDAt其中，TA為總應計利潤，包括操控性應計利潤（DA）和非操控性應計利潤（NDA），同時總應計利潤又等于凈利潤（NI）減去經營現金流量凈額（CFO）；A表示企業總資產，PPE表示期末固定資產原值；ΔREV表示企業的營業收入相比于上一年的變化量；ΔREC表示企業期末應收賬款相比于本期期初的變化量（每個項目的下標，t表示第t年，t－1表示第t年年初）。對上述第三個公式進行分年度估計，得出模型的參數α1、α2、α3，再將α1、α2、α3的值代入第二個公式中計算出非操控性應計利潤（NDA），最后，由第四個公式求得操控性應計利潤（DA）。2􀆰解釋變量有無風險投資VC，該變量的設置原則為，在創業板前十大股東名稱中，如果有“風險投資”“創業投資”“投資公司”等字樣的公司，就認為這家企業為風險投資機構。風險資本支持是虛擬變量，若有風險資本支持，則VC＝1，若無，則VC＝0；風險投資持股比例VCP，為風投前十大股東持股比例總和；聯合投資JI，如果有兩個或兩個以上的投資就叫做聯合投資，若有JI＝1否則JI＝0；國有背景SOB，如風險資本由政府等控股或持有部分股份，則認為其具備國有背景，否則為非國有背景。外資背景FB，若風險投資機構控股股東或者合作機構是具備外資成分的，則認為這家企業是具備外資背景的。3􀆰控制變量為保證模型的有效性和顯著性，本文選取3個控制變量。資產負債率（DAR），被投資企業IPO當年、后一年的資產負債率的平均值。企業規模（SIZE），被投資企業IPO當年、后一年的總資產平均值。營業收入增長率（Growth）等于年初與年末的營業收入差額再比上年初營業收入。

（三）模型構建

本文的被解釋變量是盈余管理DA，解釋變量是風險投資VC、風險持股比例VCP、聯合投資JI、風投機構國有成分SOB、外資成分FB，在文獻理論分析的基礎上建立以下模型。DA＝β1VC＋β2DAR＋β3GROWTH＋β4SIZE＋εDA＝β1VCP＋β2DAR＋β3GROWTH＋β4SIZE＋εDA＝β1JI＋β2DAR＋β3GROWTH＋β4SIZE＋εDA＝β1SOB＋β2DAR＋β3GROWTH＋β4SIZE＋εDA＝β1FB＋β2DAR＋β3GROWTH＋β4SIZE＋εDA＝β1VC＋β2VCP＋β3JI＋β4SOB＋β5FB＋β6DAR＋β7GROWTH＋β8SIZE＋ε

四、實證分析

（一）描述性統計

表1可得，DA均值為6􀆰08，上市公司普遍進行了正向的盈余管理。VC均值為0􀆰49，表明觀測值中有49％的企業具有風投支持。聯合投資、國有背景和外資背景啞變量均值表明，20％的樣本有聯合投資背景，16％的樣本具有國有背景，21％的樣本有外資背景。表2顯示，變量間相關系數均小于0􀆰5，不存在嚴重多重共線性。且有無風險投資介入與上市公司的盈余管理程度呈顯著正相關，本研究有一定合理性。同時，聯合投資、國資背景、公司規模、成長性與盈余管理正相關，符合前文預期。由回歸結果1得，回歸系數3􀆰308在10％水平下顯著，調整R2為0􀆰049，表明風險投資參與更易進行盈余管理，風險投資的監督作用較弱，因我國風險投資成立年限短，起步晚，市場機制不健全，需要借鑒國外市場機制、經驗。由回歸結果2可得，回歸系數為－4􀆰751，調整R2為0􀆰043，表明風險投資持股比例對盈余管理有一定抑制作用，但結果不顯著。由回歸結果3、4可得，回歸系數為2􀆰335和2􀆰482，表明風險投資聯合投資和國資背景會促進企業進行盈余管理，但結果不顯著。由回歸結果5可以看出，回歸系數是－4􀆰349，調整R2為0􀆰054，表明外資背景對盈余管理有監督作用，且結果在10％水平下顯著。說明有外資背景風險投資參與的企業美化盈余現象較少，側面反映外資背景風投為維持市場地位，會加強對被投資公司的規范和監督，抑制不良操縱盈余的行為，提高會計信息質量。

五、結論與啟示

研究結果表明，在IPO期創業板企業風險投資支持與盈余管理呈正相關，風險投資沒有發揮監督作用，而是具有逐名動機；而有外資背景參與的風險投資和盈余管理呈負相關，側面反映出外資背景風投機構會加強對所投公司的規范和監督，抑制不良操縱盈余的行為，提高會計信息質量。本文的研究結論具有一定的政策啟示：第一，結論顯示風險投資對公司具有盈余操控的動機，政府相關部門應加強引導，促進風險投資理念改變，進行風險管控約束；第二，建立有效監督、協調發展的治理結構，如提升董事會和監事會獨立性，對抑制及監督公司盈余管理具有顯著作用；第三，加大對上市公司盈余管理操縱的處罰力度。通過健全相關法規，對責任人的處罰力度，抑制盈余管理等財務美化行為，提高公司的財務報告質量及信息披露質量。

作者:秦亞玲 單位:上海工程技術大學