小議上市公司盈余管理實證

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摘要：盈余管理對資本市場和投資者利益日益彰顯的損害，使得它成為目前會計領域研究的焦點之一。在對新會計準則之于上市公司盈余管理的影響進行實證研究的基礎上，得出以下結論：第一，整體而言，新會計準則與舊會計準則對于上市公司盈余管理程度的影響并無明顯不同；第二，新會計準則對不同行業上市公司盈余管理行為的影響不同。

關鍵詞：新會計準則；上市公司；盈余管理

財政部于2006年2月15日頒布、于2007年1月1日開始首先在上市公司實施的新會計準則，充分吸收了國際會計準則的做法，并考慮了我國特殊的經濟環境和會計環境，在對舊會計準則(注：此處所指舊會計準則包括2006年2月15日新企業會計準則頒布之前已實施的企業會計準則和企業會計制度。)進行修訂的同時，新增了一系列的會計規范。對于新會計準則是有效制約了我國上市公司的盈余管理行為還是為其留有了更大的空間這一問題，理論界自其頒布以來就一直爭論不休，但至今尚未有統一的結論?，F在，絕大多數上市公司已按時披露了其實施新會計準則第一年即2007年的財務報表，為對其進行分析提供了可能。鑒于此，本文選取了我國部分上市公司2005年、2006年和2007年三年的相關財務指標數據，利用截面修正的Jones模型，運用SPSS統計分析工具對我國上市公司實施新會計準則前后的盈余管理程度進行實證分析。

一、研究假設、樣本選擇及數據來源

新會計準則是在對原有1項基本準則和16項具體準則進行修訂的基礎上，加上新的20余項準則和準則的應用指南所構成。與舊會計準則相比，新會計準則在許多方面發生了重大變化，如不再將歷史成本計價作為會計核算基本原則，而是有條件地引入了公允價值計量基礎。可以說，此次會計準則體系修訂涉及的會計改革范圍之廣、程度之深是史無前例的。據此，我們提出第一個研究假設：

假設一：新會計準則與舊會計準則從整體上對于上市公司盈余管理程度的影響有顯著不同不同行業、不同公司由于經營環境、公司基本情況等的差異會使其對新會計準則的執行產生區別。就上市公司而言，不同行業板塊公司執行新會計準則對其會計確認、計量、記錄和報告的沖擊是不同的，對其盈余管理所產生的沖擊也不盡相同。據此，筆者提出第二個研究假設：

假設二：新會計準則對不同行業上市公司盈余管理行為的影響不同

我們的研究樣本選自2007年12月31日前在上海證券交易所和深圳證券交易所上市交易的公司。由于要進行2006年度和2007年度兩年數據的對比，筆者以2006年度在滬深兩地交易的公司為基準進行選擇?？紤]到雖然目前我國上市公司盈余管理行為具有普遍性，但也不能假定所有上市公司都實施了盈余管理行為。鑒于此，考慮到樣本的代表性，我們以2006年度財務報告被出具非標準無保留審計意見的上市公司為選取的基準。

2006年在滬深兩地證券交易所上市交易的公司中共有139家公司被出具了非標準無保留審計意見。按照中國證監會的《上市公司行業分類指引》，這些公司共涉及農林牧漁、制造業、建筑業、運輸倉儲、信息技術、批發零售、金融保險、房地產業、社會服務、傳播文化和綜合類11個行業。為了保證每一年份、每一行業組合有足夠的樣本可以進行回歸，我們對行業進行了適當歸并和調整。主要做法為：（1）刪去農林牧漁、建筑業、運輸倉儲、批發零售、金融保險、房地產業、社會服務、傳播文化類上市公司。因為一方面，這幾類中的一些行業特性與其它類型的差異較大，難以歸并，另一方面，有幾類行業被出具非標準無保留審計意見的上市公司數量很少，將其剔除對研究結論不會有太大影響。（2）將信息技術類公司合并到綜合類。

經過上述過程，并剔除截至2008年4月30日尚未披露年報公司和5家數據異常公司，最終得到涉及制造業和綜合類的102家上市公司，其中制造業69家，綜合類33家，兩年共計204個樣本。這些樣本中包括僅發行A股上市公司、同時發行A股和B股上市公司以及同時發行A股和H股上市公司。

上市公司2006年審計意見類型數據取自萬德數據庫（WIND）,樣本公司財務數據來源于巨潮資訊網（），參照了深圳證券交易所網站（）和上海證券交易所網站（）的上市公司年度財務報告，并進行了交叉核對。

二、盈余管理的計量

盈余管理的計量方法有三種：應計利潤分離法、具體項目法和盈余分布檢測法。國外最常用的盈余管理計量方法是應計利潤分離法，即用回歸模型將利潤分離為非操縱應計利潤和操縱性應計利潤，并用操縱性應計利潤來衡量盈余管理的大小和程度（夏立軍，2002）。分離應計利潤常用的計量模型有五種，它們分別是：Jones模型、修正的Jones模型、行業模型、截面Jones模型、截面修正的Jones模型。本文采用由Jones模型衍生出來的截面修正的Jones模型來計量上市公司的盈余管理。

截面修正的Jones模型是在Jones模型的基礎上考慮了收入的操縱修正后得到，具體模型如下：

NDAi,tAi,t-1=α1(1/Ai,t-1)+α2［（ΔREVi,t-ΔRECi,t)Ai,t-1］+α3(PPEi,tAi,t-1)（1）

其中，NDAi,tAi,t-1是經過上期期末總資產調整后的公司i的非操縱性應計利潤，ΔREVi,t是公司i當期營業收入和上期營業收入的差額，ΔRECi,t是公司i當期期末應收賬款余額與上期期末應收賬款余額的差額，PPEI,t是公司i當期固定資產價值，Ai,t-1是公司i上期期末總資產，以上指標均可以直接取自樣本公司的年度報表或通過簡單的數學運算得到。α1、α2、α3是不同行業、不同年份的特征參數，這些特征參數的估計值根據方程（2），并運用經過行業分組的不同年份數據進行回歸取得：

TAi,tAi,t-1=β1(1Ai,t-1)+β2(ΔREVi,tAi,t-1)+β3(PPEi,tAi,t-1)+ε（2）

其中，β1、β2、β3是α1、α2、α3的OLS估計值，TAi,tAi,t-1是經過上期期末總資產調整后的公司i的當期總應計利潤，ε為剩余項，代表公司i當期總應計利潤中的可操縱應計利潤部分，其他變量含義和方程（1）相同。

DAi,tAi,t-1=TAi,tAi,t-1-NDAi,tAi,t-1（3）

式中，DAi,tAi,t-1表示公司i當期的操縱性應計利潤，它可以用來衡量公司i當期的盈余管理程度。在上述應計利潤模型中，總應計利潤的計算有兩種方法，一種是資產負債表法，另一種是現金流量表法。本文對總應計利潤的計算采用現金流量表法，計算公式如下：

TAi,t=NPi,t-CFOi,t（4）

式中，TAi,t為公司i當期的總應計利潤，NPi,t為公司i當期的凈利潤，CFOi,t為公司i當期的經營活動現金凈流量。

三、實證結果及分析

（一）描述性統計

我們對樣本公司2006年度和2007年度分行業進行參數估計時有關變量的特征值進行了描述性統計，以下從表1到表2反映了描述性統計的結果。

從表1可以看出，2006年度在69家制造業公司中，總應計利潤的均值為-0.08，最大值為0.48，最小值為-0.60；2007年度制造業公司中對應數值分別為0.06、8.07和-1.92。為了比較兩個年度制造業公司總應計利潤的大小，我們忽視總應計利潤的方向而對其取絕對值。在對兩年數據進行比較后可以看出，2007年度制造業公司總應計利潤不論是最大值的絕對值還是最小值的絕對值水平都遠遠高于2006年度的，但是其均值的絕對值卻小于2006年度的水平。

如表2所示，2006年度在33家綜合類公司中，總應計利潤的均值為-0.15，最大值為0.12，最小值為-1.21；2007年度綜合類公司中，對應數值分別為0.29、5.32和-0.82。對兩年數據進行比較后可以看出，2007年度綜合類公司總應計利潤不論是均值的絕對值還是最大值的絕對值水平都遠遠高于2006年度的，但是其最小值的絕對值卻小于2006年度的水平。

（二）回歸分析

首先，對方程（2）分行業分年度進行回歸，回歸結果見表3到表6。

可以看出，由于模型的解釋能力不是十分精確以及樣本量的關系，制造業類和綜合類中的多數樣本公司變量回歸系數的t值都比較小，模型的擬合優度也不是很高。

接下來，利用分行業的回歸方程回歸結果與方程（3）可分別計算出樣本公司2006年度和2007年度的操縱性應計利潤。為了分析新會計準則對我國上市公司的盈余管理程度究竟有無實質性影響，我們分別對制造業樣本公司、綜合類樣本公司以及全部樣本公司的兩年操縱性應計利潤進行了配對樣本的T檢驗，檢驗結果如表7、表8所示。

可以看出，2007年度全部樣本公司的操縱性應計利潤的均值為-0.05，2006年度全部樣本公司的操縱性應計利潤的均值為-0.15。同上文一樣，我們對其絕對值進行比較，從表面上看，2007年度比2006年度的操縱性應計利潤的均值略有下降，似乎盈余管理程度有所降低，但由于T值為1.17，雙尾P值為0.24，所以統計結果并不顯著，拒絕原假設，本文的假設一，即新會計準則與舊會計準則對于上市公司盈余管理程度的影響有顯著不同并不成立，表明我國的新會計準則從整體上看較之舊會計準則對上市公司的盈余管理行為并沒有起到明顯的抑制作用，但是同樣也沒有明顯證據表明其擴大了上市公司盈余管理的空間。

2007年度制造業類樣本公司操縱性應計利潤的均值為-0.26，而2006年度的為-0.14，對兩者的絕對值進行比較后，似乎2007年度制造業類樣本公司的盈余管理程度要高于2006年度，但由于T值為-1.62，雙尾P值為0.11，統計結果不顯著，所以這個結論并不成立。因此，可以說新會計準則對制造業類上市公司盈余管理的程度并無顯著影響；綜合類樣本公司2007年度操縱性應計利潤的均值為0.39，2006年度的均值為-0.17，取絕對值后，2007年度的操縱性應計利潤大于2006年度的，而且由于T值為3.06，P值亦小于0.01的顯著性水平，表明這個結論在統計意義上是顯著的，說明新會計準則的實施反而擴大了信息技術類和綜合類上市公司的盈余管理空間，提高了其盈余管理的程度，由此可以驗證本文提出的第二個假設，即新會計準則對不同行業上市公司盈余管理行為的影響不同。

（三）穩健性檢驗

在估計各樣本公司的操縱性應計利潤時，應計利潤的算法是：總應計利潤=凈利潤-經營活動現金凈流量，同時也考慮了另外一種算法，即總應計利潤=營業利潤-經營活動現金凈流量，并根據這一公式計算的結果進行了回歸，所得結論與本文結論基本一致。

考慮到各行業樣本公司的數量可能會對檢驗結果產生影響，我們采用雷光勇等（2006）的做法，把全部樣本公司作為一個總體進行了回歸，然后利用方程（3）計算出了2006年度和2007年度的操縱性應計利潤，最后也對其進行了配對樣本的T檢驗，檢驗結果并無明顯差異。

四、研究結論及局限性

（一）研究結論

綜合以上實證結果，在本文的研究范圍內，未能發現存在明顯的證據支持本文的假設一。這一結果說明新會計準則從整體上并沒有像一些激進的學者所宣稱的那樣擴大了盈余管理的空間，但也沒能有效地抑制上市公司的盈余管理行為。同時，本文亦提出了足夠充分的證據驗證了假設二。我們認為，本文的經驗證據有助于進一步分析新會計準則下我國上市公司的盈余管理行為，例如新的盈余管理手段和過程，有助于監管機構加強對上市公司盈余管理的監管以及會計準則制定者評估和完善會計準則。

（二）局限性

我們的研究可能存在以下局限性：（1）本文是基于注冊會計師能夠識別出上市公司的盈余管理行為，并能最終反映在對上市公司審計意見類型上來選取樣本的，因此選取的樣本具有一定的典型性，但由于樣本數量有限以及理論界對審計意見識別盈余管理的能力尚存在質疑，無疑會對研究結論產生一定的影響。（2）在利用截面修正的Jones模型對樣本公司的盈余管理程度進行計量時，由于各行業的樣本數量有限，必然會影響模型的擬合優度及其有效性。我們的實證研究亦發現，不少樣本的應計利潤多元回歸模型無法通過F檢驗或有關回歸系數無法通過T檢驗。因此，如何提高操縱性應計利潤計算的精確性，從而增強模型的解釋能力，將成為今后進一步研究和探討的方向。

參考文獻：

雷光勇，劉慧龍．2006.大股東控制、融資規模與盈余操縱程度［J］．管理世界（1）：9-11.

夏立軍.2002.國外盈余管理計量方法述評［J］．外國經濟與管理（10）：14-16.