股權分置改革中的盈余管理研究

摘 要:本文使用調整的Jones模型，對2006年4月17日前公告股改的458家上市公司在股改過程中的盈余管理行為進行實證研究。通過對度量盈余管理水平的變量主觀應計進行差別檢驗、圖表分析和帶虛擬變量的回歸分析發現:2006年公告股改的上市公司，為達成對非流通股股東有利的股改方案，在2005年的年報中普遍采取了故意降低盈利的盈余管理手段;而在2005年完成股改的公司，并沒有在2005年的年報中體現出針對股改的盈余管理。

關鍵詞:Jones模型;股權分置; 盈余操縱; 盈余管理

中圖分類號:F830.91 文獻標識碼:A

文章編號:1000-176X(2009)11-0095-08

一、 文獻回顧和評述

對盈余管理的研究最早始于20世紀80年代，研究的重點包括三個方面:盈余管理的動機、盈余管理的操作手段(檢驗報告盈余和應計項目的分布)以及盈余管理的后果。

在國外，資本市場是盈余管理的一個主要動機。DeAngelo證實，在面臨管理層收購時，管理人員往往低估盈余[1];Perry和Williams也發現，在管理層收購前，非預期應計項目(unexpected accruals)通常為負(這導致利潤減少)[2]。其他研究還證實，在公司首次發行股票[3]、再融資[4]、股權收購[5]前，公司通常會報告正的非預期應計項目。另外，Burgstahler和Eames的研究發現，公司為了迎合分析師的預期而進行盈余管理[6]。

其他的盈余管理動機包括契約和監管。Guidry等發現，大型跨國公司的部門經理在無法達到其獎金計劃規定的目標或者按照獎金契約達到其獎金的限額時，通常會后延當期的利潤[7]。Collins等對銀行業的研究表明，臨近最低資本要求的銀行往往高報貸款損失準備、低報貸款注銷額，并且確認非正常的證券投資收益[8]。

對盈余管理手段的實證研究大多集中在金融行業。Beaver和Angel對銀行貸款損失準備的研究[9]、Petroni等對保險公司索賠準備的研究[10]都表明，應計項目有明顯的盈余管理痕跡。另外，一般公司的遞延稅款、壞賬準備也很容易進行盈余管理。

對盈余管理后果即盈余管理是否影響資源的配置方面的研究表明，存在投資者不能識別盈余管理的現象，從而盈余管理能夠影響股價[11];然而對金融業的研究顯示，投資者能較好地識別金融類公司的盈余管理現象，從而對股價作出正確的預期[12]。

國內的研究大多集中在檢驗我國資本市場是否存在盈余管理現象以及一些特定事件中的盈余管理。蔣義宏考察了發行 A 股的上市公司在1995、1996和1997年的盈余管理狀況，結果表明，中國上市公司存在明顯的盈余管理現象[13];陸建橋提供了虧損上市公司盈余管理行為經驗證據，其研究還發現，這類盈余管理行為主要是通過操控應計利潤來達到的[14]。

對特定事件中盈余管理的研究，Aharoney、Lee和Wong對中國B股和H股IPO過程的財務包裝進行了研究，他們發現，中國企業在IPO時存在盈余管理行為，而盈余管理的方式則取決于各企業與政府的關系以及上市地點(香港、內地)[15]。另外，陳小悅、肖星和過曉艷考察了中國上市公司在配股之前的盈余管理問題，結果表明，上市公司為滿足證監會關于配股的凈資產報酬率 10%的及格線要求而采取了盈余管理行為[16]。何問陶和倪全宏對上市公司MBO過程中盈余管理的研究表明，未能發現證據支持管理層在MBO前一年采用了減少報告盈余的策略[17]。李東平等對變更審計的會計師事務所與盈余管理的關系的研究表明，注冊會計師沒有因為上市公司的盈余操縱而解除審計合約[18]。

二、 理論模型

研究盈余管理的實證方法大體有三種:基于總應計利潤的方法、基于具體的一類應計利潤的方法和基于管理后盈余分布的方法。其中應用最廣泛的是基于Jones模型或其變形形式的總應計利潤法，本文即采用這種方法。

總應計利潤(Total Accruals，記為TA)的定義為凈利潤(Net Income，記為NI)與營業現金流(Cash from Operations，記為CFO)之差。根據這一定義，TA衡量了某會計年度盈利中對現金流的調整部分。TA又可以進一步分解為主觀應計(Discretionary Accruals，記為DA)和非主觀應計(Non-discretionary Accruals，記為NDA)。對盈余管理的研究，就是選擇合適的模型來度量DA。

度量DA的模型有多種，實證研究中經常采用的模型有四種，分別是希利模型[19]、迪安戈模型[1]、Jones模型[20]和行業模型(industry model)。關于這四個模型的討論，可見

參考文獻[21]。本文使用M-J模型(調整的Jones 模型，Dechow 等[21])對應計利潤進行度量。該模型是對Jones模型的改進，由Dechow等在1995年提出。到目前為止，該模型依然是實證研究盈余管理的首選模型。

M-J模型認為，隨著公司收入的增加和資產規模的擴大，相應的應收、應付項目以及折舊等都會相應地增加，因此，非主觀應計是公司營業收入增加額和固定資產規模的函數。記i為公司編號，t為期數，此時有:

NDAit/BTAit=β0+β1(ΔREVit-ΔRECit)/BTAit+β2GPPEit/BATit(1)

或者:

TAit/BTAit=β0+β1(ΔREVit-ΔRECit)/BTAit+β2GPPEit/BTAit+εit(2)

其中，BTAit=期初公司的總資產;

REVit=主營業務收入;

RECit=應收賬款;

GPPEit=固定資產;

Δ代表改變量;

ε為誤差項。

總應計利潤與非主觀應計的差即是主觀應計，代表被操縱的部分，從而DA可以由下式計算得到:

DAit=TAit/BTAit-[b0+b1(ΔREVit-ΔRECit)/BTAit+b2GPPEit/BTAit](3)

其中，bi為對方程(2)回歸得到的系數，DAit是被總資產BTAit標準化的主觀應計(之后論文中出現的DAit與之相同)。

使用調整的Jones模型來估計方程(2)需要有一個估計窗，在估計窗內，假定沒有明顯的盈余管理，并需要有足夠的時間序列數據。在實踐中這一點很難做到，因此，在已有的文獻中，通常的處理方法是假設在估計窗內有平均的(正常的)盈余管理水平，而在事件窗有特別的盈余管理水平，為了減少估計的誤差，考慮到相同行業的上市公司有著大致相同的利潤結構。因此，使用行業的橫截面數據來獲得各個行業的NDA的回歸方程。本文也采用這種處理方法，即假定各個行業有正常的應計利潤(未受股改事件影響的應計利潤水平)，通過對行業的數據回歸得到該行業的方程，然后使用方程(3)計算出樣本公司的主觀應計。

三、 樣本選取與描述性統計

截至2005年底，滬深兩市在2005年公告股權分置改革(以下簡稱股改)的有430家，在2006年1月1日至4月17日間公布股改的公司有406家。到本文成稿時， 2005年股改的公司共有340家(記為樣本A)，2006年4月17日前股改的274家公司(記為樣本B)公布了2005年年報。本文從聚源數據庫(E財訊)和萬得數據庫(www.wind.com.cn)中提取這兩組上市公司2004年和2005年的年報數據來檢驗文中提出的假設。

鑒于本次股改始于2005年4月29日(當天中國證監會發布了《關于上市公司股權分置改革試點有關問題的通知》，宣布啟動股權分置改革試點工作)。而在此之前，關于股改方案的討論莫衷一是。因此本文認為，上市公司在編制2004年報表時，對本次股改方案和力度并未得到額外的信息，從而不能對股改方案作出有針對性的盈余管理。因此，兩組樣本公司的2004年財務數據可以用來回歸正常的行業盈余管理水平。股改對這兩組樣本的影響，可以用表1來描述:

通過比較這兩組樣本各自在2005年與2004年的盈余管理水平，可以看到上市公司股改前后盈余管理的差別;同時，比較這兩組樣本在2005年盈余的管理水平也能得到上市公司在股權分置改革前后盈余管理的特點。

為了剔除其他因素對盈余管理的影響，對樣本數據，按下述規則做進一步的篩選:

(1)行業因素:金融業上市公司與其他行業上市公司的財務數據不具有可比性，所以剔除金融行業的上市公司(其中樣本A有3家，樣本B有2家)。另外，在樣本中，行業分類代碼為C2的上市公司只有3家，代碼為L的上市公司只有4家，因為樣本量太小不適用回歸模型計量盈余管理幅度，也予剔除。

(2)ST類:ST(特別處理)公司為了“保牌”，往往存在虛增或蓄意壓低實際盈余的盈余管理行為，所以剔除樣本中全部ST公司(共9家，其中樣本A有2家，樣本B有7家)。

(3)公司更名與大規模資產重組:公司的更名通常伴隨較大規模的資產重組或者業務變更，不僅破壞了其經營的連續性，還會使其他原因對這些公司盈余管理的影響更加明顯，因此，剔除這些在2004年與2005年更名并發生大規模重組的公司(共計58家，其中樣本A有35家，樣本B有23家)。

(4)IPO因素:已有的研究證實，上市公司在IPO前后有明顯的盈余管理行為，這一因素可能極大地影響本文檢驗股改所致盈余管理的準確性，所以，剔除2004年與2005年的新上市公司(共計77家，其中樣本A有58家，樣本B有19家)。

(5)年報公布時間對研究樣本的影響。通常年報在第二年的3、4月份大量公布，因此，投資者得到年報數據從而對流通股價產生影響也在這個時間。對于本文研究樣本B中那些在2006年1月1日以后、年報公布之前發布股改的上市公司，年報公布對股價的影響無法左右流通股股東表決對價方案，似乎上市公司沒必要在年報中做出針對股改的盈余管理。然而，考慮到上市公司在此之前要公布第三季度報告，因此，盈余操縱的因素在該季報中會有所體現，上市公司編制年報時還會保留季報中盈余管理的因素，這樣年報中還會有相應的盈余管理。因此，這一時間差對本文的研究結論的可信度不會產生根本的影響。故本文對這一因素不做針對性調整。

最后得到的樣本總數為458家上市公司，其中樣本A有236家，樣本B有222家。樣本分布在19個行業中。

在利用方程(2)進行回歸時，本文使用A、B兩組樣本2004年的財務數據所構成的橫截面數據，對這19個行業進行回歸，得到各個行業的回歸方程。然后使用各個行業的回歸方程，計算出行業內各家公司在2004年和2005年的DA。

表1給出了這兩組樣本在2004年和2005年的一些重要變量的描述性統計量。從表1中可以看出:

(1)2005年股改的上市公司和2006年4月17日前股改的上市公司在資產負債率、經營現金流占總資產的比率等指標上差異不大，這說明，大規模股改開始后，股改順序的選擇與這些指標沒有顯著聯系。

(2)樣本A的2005年總資產增長率(17.5%)高于樣本B(11.3%)，但在2004年，兩者并沒有明顯的差異。因此我們推測，股改可能是造成這一差異的主要原因。

(3) 樣本A的總應計利潤的均值在2004年(-0.031)與2005年(-0.031)基本相同，而樣本B的總應計利潤的均值在2004年(-0.034)與2005年(-0.045)差異較大;另外，A、B兩組樣本的總應計利潤的均值在2004年非常接近，而在2005年有較大差異。下文后面會對此作兩組樣本差異的顯著性檢驗。

(4)主觀應計代表了盈余管理的程度。A、B兩組樣本的主觀應計在2004年非常接近于0(均值分別為0.002與-0.002)，而在2005年，樣本B的主觀應計的均值為-0.015，該變量顯著異于0(p值為0.002)，這表明，股改前上市公司(樣本B)選擇了故意調低應計利潤的盈余操縱。這與下文的假設1相一致。 然而，樣本A在2005年報表所展示的主觀應計依然接近于0(p值為0.99，接受均值為0的假設)，這表明，這些上市公司在股改第一年并未表現出旨在增加利潤的盈余管理策略。

四、 實證結果

(一)研究假設

根據證監會《關于上市公司股權分置改革試點有關問題的通知》的規定，改革時機的選擇、改革方案的制定是由上市公司決定的。為此，本文提出以下兩項假設:

假設1:擬在2006年初進行股改的上市公司，在2005年財務報告中進行了旨在降低報告盈余的盈余管理。通過這樣的操作，一方面可以在股改前適當地壓低股價，爭取有利的對價方案。另一方面，為了維持股改后幾年之內股價不至大幅下跌，從而將來能夠在二級市場上售出這些非流通股，上市公司也會設法為將來“儲存”部分盈利，便于將來能夠在合適的時候進行利潤調整。

假設2:在2005年股改完成的上市公司，在2005年財務報告中進行了旨在增加盈余的盈余管理。為了保持投資者的信心，以維持股價，股改后的上市公司有動機適當地增加盈余。

本文采用以下三種方法驗證所提出的假設:

(1)對這兩組樣本的主觀應計利潤進行期望和方差的差別檢驗。如果這兩組樣本的DA在2004年沒有明顯差異，而在2005年有顯著差異，則可以斷定股改對上市公司的盈余管理有明顯的影響。另一方面，通過考察這兩組樣本本身在2004年和2005年盈余管理是否存在顯著差異以及差異的方向，可以判斷上市公司是否針對股改采取了盈余管理策略。

(2)圖表分析。盡管圖表分析的方法不能提供統計上的顯著性檢驗，但是通過直觀的刻畫一些感興趣的變量，可以明顯地看到盈余管理的痕跡。

(3)回歸分析。引入虛擬變量D，對DA進行如下回歸:

DA=β0+β1LEV+β2CFO+β3lnBTA+β4D+v(4)

其中:

① LEV為負債率。負債率與DA之間存在一定的相關性，但該變量對DA的影響難以直觀地判斷。

② CFO為標準化的營業現金流，即CFO=營業現金流/起初總資產，CFO是應計利潤的主要決定因素，通常認為CFO對DA的影響是負的。

③ lnBTA為總資產的自然對數。總資產對應計利潤的影響直觀上并不明顯。如果總資產中固定資產所占比重較大，那么資產規模越大，折舊越大，從而減少了應計利潤;反之則會正面影響應計利潤。

④ D為虛擬變量。在檢驗同年度盈余管理是否存在差異時，對樣本A取0，對樣本B取1。本文假定樣本B的上市公司在2005年報表中采取了故意調低應計利潤的管理，因此預期D的系數為負值。(在檢驗同組上市公司在2004年與2005年財務報告中的盈余管理水平是否存在差別時，對2004年的數據取0，對2005年的數據取1)。

通過使用虛擬變量的回歸方法，對樣本進行橫向(不同組間)和縱向(不同年份)的比較，可以比較清楚地看到股改事件對盈余管理的影響。

(二)顯著性檢驗

表2的結果表明，在2004年的財務報告中，A、B兩組樣本的TA和DA均無顯著差異，即這兩組樣本的盈余管理水平不存在顯著差異。而2005年的財務報告顯示，這兩組樣本的盈余管理水平有了顯著差異(DA和TA在5%的置信度下都有顯著差異)，樣本B的主觀應計(DA)明顯小于樣本A。這表明，相對于2005年股改的公司，2006年股改的公司由于預期到了股改的事件，從而在2005年報表中故意下調了利潤。

表3從縱向比較了同一樣本組在2004年和2005年報表數據中體現的盈余管理差異。先考察樣本A，接受DA和TA沒有顯著差異的原假設(對應的p值分別為0.78和0.95)，即股改完成的公司，在2005年報表中沒有體現出針對性的盈余管理，這一結果不支持本文的假設2。再考察樣本B，主觀應計DA的p值為0.06，這表明在10%的顯著性水平下，樣本B公司的盈余管理水平在2005年與2004年的比較上有顯著差異，即這些上市公司對股改采取了針對性的盈余管理。

綜合表2和表3的結果，可以得到如下結論:2006年股改的公司在股改前的報表中人為地調低了凈利潤，調低的平均幅度為總資產的1.5%;而對于2005年股改的公司，在其股改后第一年的報表中，并未發現針對性盈余管理的證據。

(三)圖表分析

圖1和圖2給出了這兩組樣本由2004年和2005年財務報告數據得到的主觀應計DA的分布圖。橫軸代表標準化的DA的分布區間，縱軸代表DA分布在每個區間的百分比。由圖1可以看出，樣本A的公司在2004年和2005年的盈余管理水平(DA)變化不大。大多集中在零值附近，其分布近似鐘形。這表明，這類上市公司在2005年(即股改后的第一年)沒有刻意地調高應計利潤。而樣本B公司則有顯著的不同。圖2顯示，與2004年的水平相比，2005年這些公司的DA分布明顯左移。這表明，這些公司采取了故意調低應計利潤的盈余管理策略。這與前面差異分析的結論相同，進一步支持了本文的假設1。

通過比較經營現金流和凈利潤的分布圖，可以看出應計利潤對凈利潤的調整情況。圖3和圖4給出了A、B兩組樣本公司在2005年的經營現金流(CFO)和凈利潤(NI)的分布圖。為了便于比較，這些變量都被期初總資產標準化了。圖3和圖4中，橫軸代表標準化的凈利潤NI(經營現金流 / 期初總資產)所處的區間，從-0.4到0.4分為20個小的區間。縱軸代表CFO落在這個區間的百分比。所有百分比的和為1。

由圖3可以看出，樣本A和樣本B的經營現金流都在8%兩側近似對稱分布，分布的區間較寬。 然而凈利潤的分布則有明顯的不同，圖4顯示，這兩組樣本的凈利潤多集中在0—8%這個狹小的區間內，分布區間明顯小于現金流的分布。

如果不存在盈余管理且公司的經營正常，則公司的總應計應該與經營現金流大致成一定比例，從而凈利潤的分布在形狀上應該與經營現金流相似，只是在位置上有所偏移。因為圖3和圖4給出的凈利潤和經營現金流在分布上有顯著差異，表明上市公司普遍存在著在不同會計期間平滑利潤的現象，即通過一定的盈余管理策略，把利潤率盡量維持在某一個較小的區間內。本文的研究著眼于股改對上市公司盈余管理的影響，因此，重點關注A、B兩組樣本的差異。圖3顯示，兩組樣本之間在經營現金流的分布上沒有體現出顯著差異。由于經營現金流可以很好地衡量一家公司的實際運營情況，因此，這樣的分布表明這兩組樣本的公司在2005年的實際經營狀況是基本類似的。

與經營現金流不同，圖4表明，這兩組樣本在2005年利潤分布上有較明顯的差異，樣本B的凈利潤水平要顯著低于樣本A。在這兩組樣本的經營狀況基本相同的前提下，這種凈利潤上的差異是因盈余管理的不同所致。因此，相對于樣本A，樣本B的公司明顯調低了應計利潤。這與本文前面的差異分析的結論相同，也符合假設1。

(四)回歸分析

使用兩組樣本2005年的報表數據對方程(4)進行回歸，結果如表4所示:盡管從回歸得到結果看不能拒絕截距為零的假設，但使用無截距項的回歸模型得到的結果會帶來嚴重的多重共線性，ln BTA和LEV的方差膨脹因子分別高達13.58和10.4，而且調整的R2沒有多少改進(變為0.35)，因此本文使用有截距項的模型來回歸，后面使用的方程與此相同。

表42005年報表數據對DA的回歸結果回歸結果中的方差膨脹因子用于控制變量的多重共線性，對變量間關系強度的測定結果，本文不做專門的匯報，文中所有方程的回歸都不存在嚴重的多重共線性。

回歸結果顯示，公司的負債率、營業現金流、資產規模和預設的虛擬變量較好地解釋了主觀應計。除截距項外，各個變量都非常顯著，變量的符號也均符合預期。營業現金流(CFO)是主要的解釋變量，而且對DA的影響為負。即公司在進行盈余管理時，營業現金流是主要的考慮因素，經營現金流多時，公司選擇調低利潤，而經營現金流少時，公司選擇調高利潤。這表明，平滑利潤是公司進行盈余管理的重要動機。這一結論與前面圖表分析的結論相同。負債率的系數為負，表明負債越多的公司，越傾向于調低應計利潤。代表股改的虛擬變量D系數顯著為負，表明在2005年，A、B兩組樣本的盈余管理有顯著差異，相對于樣本A的公司(已經股改的公司)，樣本B的公司(在2006年股改的公司)有更低的主觀應計利潤。即這些將在短期之后進行股改的公司，存在著明顯調低應計利潤的行為以減少報告盈余。控制其他因素不變，股改前上市公司調低應計利潤的幅度約為總資產的1.7%。這與本文前面的差異分析的結論基本吻合。

為了進一步研究同一樣本組在2004年與2005年財務報告數據體現出來的盈余管理的差異，本文對每組樣本這兩年的財務數據所構成的橫截面數據進行回歸。回歸模型依然是方程(4)。與分析樣本間的差異不同的是，在每組樣本中，虛擬變量D的設置為:對2004年的數據取0，對2005年的數據取1。

表5的回歸結果表明，樣本A的虛擬變量系數的t值為-0.65，即認為，2005年宣布股改的上市公司(樣本A)在2005年與2004年的盈余管理水平上沒有顯著差異。這些公司在股改之后第一年的報表中，沒有像本文假設2那樣，體現出故意提高盈利水平的盈余管理策略。

而那些在2006年年初股改的上市公司(樣本B)，其行為就有著明顯的不同。代表年份的虛擬變量的系數的t值為-1.98，表明在這兩年這些公司的盈余管理的水平有顯著差異(5%的置信區間下)。與2004年的報表相比，這些公司在2005年報表中明顯調低了應計利潤。

由于這兩組樣本的惟一分組標準是股改時間，而這兩組樣本在跨年度的盈余管理水平的連續性上體現出明顯差異(樣本A有較好的連續性，樣本B則有明顯的不同)，因此可以肯定，股改對上市公司的盈余管理水平有顯著影響，那些有時間對財務報告做出調整的上市公司，在預期到股改的事件后采取了故意調低股改前財務報告中的盈余的管理策略，以此來獲取一定利益。這與本文的假設1相符。

以上三種分析方法均表明，2006年股改的上市公司在股改前的2005年年度報表中普遍采取了故意降低利潤的盈余管理策略;而在2005年股改的上市公司，在股改之后第一年的報表中沒有體現出針對性盈余管理策略。

五、 結 論

通過對上市公司在股改中的盈余管理行為進行實證研究，結果表明:(1)上市公司在股改前肯定選擇了故意調低盈利的盈余管理策略。(2)2005年宣布股改的上市公司在2005年的年報中并未采取針對性盈余管理策略。

本文的研究結論對資本市場監管者和投資者都有一定借鑒意義。對監管者而言，本文的研究結論可以提供一個嶄新的監管視角，有助于其制定相應的措施以減弱控股股東及管理層操縱盈余的動機，抵制股改過程中的不公平利益流動;對投資者而言，本文的研究結論有助于其正確地衡量目標公司的流通權價值，對目標公司真實的經營狀況做出判斷。

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(責任編輯:于振榮)