我國上市公司增發新股前的盈余管理實證研究

王茂超　干勝道

摘要:文章以1998年～2008年間增發過新股的中國滬深兩市A股上市公司作為考察對象,對其基于增發動機的盈余管理進行了實證研究。實證結果表明,不論是從全部樣本來看,還是從區分公開增發與非公開增發的部分樣本來看,中國上市公司在增發新股的前三年及增發當年均存在顯著異于零的向下盈余管理(調低利潤)。這是一種更隱蔽的侵蝕中小股東利益的行為,值得引起廣大投資者的充分關注。

關鍵詞:增發新股;盈余管理;信息不對稱;利益輸送

一、 研究背景

一般情況下,企業利潤越高,其股價也越高(Bernard & Thomas,1990;Chaney & Lewis,1995)。因此,公司管理人員為了提高股票發行價格,就會操控報告盈余,即盈余管理。Haw & Daqing & Woody(1998)對我國1994年~1997年間A股上市公司進行實證研究,發現上市公司的管理者運用包括線下項目在內的交易事項和應計利潤進行盈余管理,以獲得配股資格。陸正飛和魏濤(2006)也發現中國證監會對配股的“門檻”要求使得上市公司管理層有很強的動機在配股前進行盈余管理。

那么,增發新股(簡稱“增發”,下同)同樣作為一種股權再融資方式,我國上市公司在增發新股前是否也存在著盈余管理行為呢?本文將通過實證研究來回答這一問題。

二、 計量模型與樣本選擇

1. 計量模型。從國內外相關研究文獻來看,在盈余管理實證研究中,修正Jones模型的運用頻率最高。陸建橋(1999)、黃新建(2003)、楊秀艷(2007)結合我國實際情況,對修正的Jones模型又作了進一步修正,分別在模型中加入了無形資產和其他長期資產的攤銷因素、期間費用因素和線下項目①因素。本文在構造盈余管理計量模型時將綜合考慮他們的觀點,并對模型再作如下進一步修正:

(1)將總應計利潤定義為“總應計利潤=凈利潤-行業凈利潤現金流量比×經營現金凈流量”,因為,①凈利潤是權責發生制下的財務指標,而經營現金凈流量是收付實現制下的財務指標,不同會計模式下的財務指標值之間不宜直接進行算術運算;②從構成范圍來看,雖然凈利潤的來源范圍較經營現金凈流量的范圍廣,但多數情況下凈利潤往往小于經營現金凈流量②,因此,兩者相減的結果多數是“負”值。這樣,用“負”的因變量參與對非操控性應計利潤的回歸過程,將顯得不合邏輯;

(2)用“營業收入”代替“主營業務收入”,原因是市場經濟中企業經營日益多元化,很難劃清主營業務與其他業務的界線③;

(3)所有數據均采用賬面原始值,不再計算變動額(比如營業收入變動額、應收賬款變動額),因為,①與非操控性應計利潤相聯系的是營業收入總額、應收賬款余額,而不僅僅是其變動部分;②用變動額進行回歸,其隱含的假設前提是 “基期沒有進行盈余管理”,這顯然不符合實際情況;③在Jones模型以及修正Jones模型中,衡量固定資產折舊對非操控性應計利潤的影響時,使用的也是固定資產原值,而不是折舊變動額。

基于上述思考,本文的盈余管理計量模型如下:

第一步:計算總應計利潤

TAi,t=NIi,t-NICFORt×CFOi,t

其中:TAi,t表示i企業第t年總應計利潤;NIi,t表示i企業第t年凈利潤;NICFORt表示i企業所屬行業第t年凈利潤現金流量比④;CFOi,t表示i企業第t年經營現金凈流量。

第二步:計算操控性應計利潤。

DACi,t=■-(?茁0■+?茁1■+?茁2■+?茁3■+?茁4■+?茁5■)

其中:DACi,t表示i企業第t年操控性應計利潤;Ai,t-1表示i企業第(t-1)年年末總資產;REVi,t表示i企業第t年營業收入;RECi,t表示i企業第t年年末應收賬款余額;PPEIAi,t表示i企業第t年非流動資產之和;EXPi,t表示i企業第t年管理費用、財務費用及銷售費用之和;INVTi,t表示i企業第t年投資收益;NONSUBi,t表示i企業第t年營業外收支凈額和補貼收入之和;?茁i(i=0,1,…,5)為系數⑤。

2. 樣本選擇。(1)用于計量盈余管理程度的研究樣本

由于我國A股上市公司增發新股始于1998年,并且金融保險業上市公司的經營特性有別于一般上市公司,而綜合類上市公司的行業特性又過于模糊。因此,本文將以1998年～2008年間進行過增發新股的非金融保險業且非綜合類A股上市公司作為計量盈余管理程度的研究樣本。

(2)用于估計參數?茁(i=0,1,…,5)的回歸樣本。目前關于回歸樣本的選擇方法有兩種,一是使用本企業的時間序列數據;二是使用同行業同年度的截面數據。本文為了擴大回歸樣本規模,提高回歸參數值的精度,采用面板數據(Panel Data)作為回歸樣本。具體選擇過程如下(假設要檢驗i企業第t年的盈余管理程度):

第一步:選取與i企業同行業的所有上市公司在[t-3,t]年間的所有年度數據;

第二步:剔除在[t-3,t]年間內可能存在盈余管理行為(主要包括股權融資、企業并購和資產重組)的上市公司年度數據;

第三步:剔除經營現金凈流量為“負”的上市公司年度數據,因為這類上市公司的經營情況不正常,不宜用作回歸樣本;

第四步:剔除數據不全的年度數據。

本文所有數據均來自于CCER、CSMAR和RESSET相關數據庫;數據處理軟件為SPSS11.5和EXCEL2003。

三、 實證結果與分析

1. 非操控性應計利潤回歸方程的擬合優度。運用前文所述回歸樣本對非操控性應計利潤方程進行回歸,我們共得到在10%水平上具有顯著性的46⑥個分行業分年度回歸方程。具體情況如表1所示。

從表1可以看出,經本文改進后的回歸方程解釋能力(調整R2)平均值達到41%,遠高于國際上10%的平均解釋能力,也高于黃新建(2003)所提出的新應計利潤模型12.9%的解釋能力。這將有助于提高本文后續研究結果的精確度。

2. 增發新股前的盈余管理程度。表2的實證數據表明,從全部樣本來看,(1)我國上市公司在增發新股的前三年及增發當年均存在盈余管理行為,調低利潤(即向下盈余管理)是其顯著特征,這四年中向下盈余管理的程度依次為上年末資產總額的19.54%、19.79%、21.05%和17.66%,并且均在1%的水平上顯著異于零;(2)上市公司在增發新股前存在持續調低利潤的現象,且越接近增發時間,其向下盈余管理的程度越高,但在增發當年向下盈余管理程度有較大幅度反彈,我們認為這可能與監管部門對增發當年的業績要求和上市公司為了迎合證券分析師關于增發當年的市場預期有關。

由于增發新股有公開增發新股和非公開增發新股兩種具體方式,并且從實踐情況來看,增發公司對這兩種增發方式表現出了階段性偏好⑦。因此,我們分別對這兩種具體增發方式下的盈余管理程度進行了研究,并對兩者之間的均值差異進行了兩獨立樣本t檢驗,具體情況如表3所示。

從表3可以看出,(1)與全部樣本的檢驗結果一樣,不論是公開增發新股還是非公開增發新股,增發公司在增發前三年及增發當年均存在向下盈余管理行為,并且在1%的水平上顯著異于零;(2)從第(t-3)年到第t年,公開增發的向下盈余管理程度均弱于非公開增發的向下盈余管理程度,兩者的均值差依次為0.023 7、0.088 9、0.080 2和0.034 6;(3)兩種增發方式下的盈余管理程度總體方差不存在顯著差異(F統計量的概率P值在10%的水平上均不顯著);(4)兩種增發方式下的盈余管理程度的均值在第(t-2)年和第(t-1)年存在顯著差異(5%的顯著水平上)。

3. 對實證結果的分析。現有研究文獻表明,盈余管理更多地表現為將利潤調高(向上盈余管理)而不是調低。為什么本文的實證結果卻與此相反呢?

我們認為,信息不對稱理論可以較好地解釋這一現象。信息不對稱理論認為,有關交易的信息在交易雙方之間的分布是不對稱的,雙方中一方處于信息優勢地位(占有較多信息),而另一方處于信息劣勢地位(占有較少信息)。當雙方利益發生沖突時,信息優勢方就有可能為了實現自身利益最大化而憑借自己的信息優勢作出不利于信息劣勢方的行為選擇。

由于歷史的原因,我國絕大多數上市公司都是由國有企業集團的部分優質資產組建而成的。國有企業集團在上市公司的股權結構中處于“一股獨大”的控股地位,并且在上市公司的日常經營中表現出“一言堂”和“一手遮天”的行為特征。可見,大股東(國有企業集團)相對于中小股東來說處于絕對的信息優勢地位。為了分享上市“成果”,實現集團整體發展,大股東就會利用自己的權利優勢迫使上市公司采取“圈錢”和利益輸送行為。上市公司也不得不為之。

在配股融資方式下,由于認股權僅限于原有股東,因此輸送利益的唯一路徑就是“從資本市場圈錢→與關聯企業進行交易”。圈錢數量越多,向關聯方輸送的利益也才越多。通過向上盈余管理不但可以抬高股價和保證股票認購率,以盡可能多地“圈錢”,而且大股東持有的股票還會由于股價升高而增值,在以后的股票轉讓中還可實現“二次圈錢”。可見,調高利潤是配股融資方式下實現利益輸送的必然選擇。

在增發新股融資方式下,一方面,由于新股認購權不再局限于原有股東,從而使“關聯企業低價認購上市公司股票→抬高股價后再高價售出股票”成為上市公司實現利益輸送的又一可選路徑;另一方面,由于在增發中引入了機構投資者,大股東的信息優勢地位大大削弱⑧,這又使得通過向上盈余管理來實現圈錢的效果大打折扣;再者,2005年股權分置改革完成后,大股東持有的股票數量大幅減少,使得向上盈余管理所能帶來的股票溢價收入也大幅減少。基于上述三方面的原因,大股東更樂于選擇“關聯企業低價認購上市公司股票→抬高股價后再高價售出股票”的方式實現利益輸送。可見,調低利潤是增發融資方式下實現利益輸送的最佳選擇。

另外,從公開增發新股與非公開增發新股的比較來看,在非公開增發方式下,只有機構投資者才有資格認購新股,而且機構投資者數量不得超過10家,這就有利于上市公司管理層在排除非關聯方后以引入戰略投資者或者進行資產重組的名義,向關聯方輸送利益。由此,非公開增發方式下的向下盈余管理程度強于公開增發方式下的盈余管理程度也就不足為奇了。

四、 結論

本文以1998年～2008年間在我國滬深兩市增發過新股的A股上市公司作為考察對象,對其基于增發動機的盈余管理程度進行了實證研究。實證結果表明,不論是從全部樣本來看,還是從區分公開增發與非公開增發的部分樣本來看,我國上市公司在增發新股前三年及增發當年均存在顯著異于零(1%的顯著水平上)的向下盈余管理行為,并且公開增發與非公開增發的盈余管理程度均值在第(t-2)年和第(t-1)年有顯著差異(5%的顯著水平上)。

基于實證結果,我們認為上市公司在增發新股前進行的向下盈余管理是一種更隱蔽的侵蝕中小股東利益的行為,它們借引進戰略投資者或者進行資產重組之名,行向關聯企業輸送利益之實。這值得引起廣大投資者的充分關注。

注釋:

①2007年起實施的新會計準則對原屬于舊會計準則體系下的線下項目有所調整,主要包括:將“補貼收入”并入“營業外收入”科目;將“投資收益”納入營業利潤的核算范疇(即線上項目)。

②我們根據CCER提供的上市公司財務數據庫,統計得出“凈利潤-經營現金凈流量”為負的公司大約占上市公司全體的61%。

③我國2007年起實施的新會計準則也不再要求在填制利潤表時單獨列示主營業務收入與主營業務成本、其他業務收入與其他業務成本。

④行業凈利潤現金流量比=該行業所有非虧損上市公司的凈利潤之和÷該行業所有非虧損上市公司的經營現金凈流量之和。

⑤?茁i可通過下式回歸求得■=?茁0■+?茁1■+?茁2■+?茁3■+?茁4■+?茁5■+?著i,t其中:?著i,t為回歸殘差項。

⑥傳播文化業回歸樣本數不符合大樣本要求(不足30個),本文未予回歸;建筑業各年度回歸方程及采掘業2001年度回歸方程在10%水平上均不顯著,本文也予以剔除。

⑦2006年以前偏好于公開增發新股,2006年及以后偏好于非公開增發新股。

⑧機構投資者資金實力雄厚,并且通常都擁有一批經驗豐富的專業人才,信息渠道非常廣泛,有的還甚至與相關部門和機構建有特殊關系,可以較早得到部分“內幕消息”。因此,在有機構投資者參與的股權認購中,上市公司向上盈余管理的行為將受到較大限制。

參考文獻:

1. Bernard, V. L., Thomas, J. K. Evidence that Stock Prices do not Fully Reflect the Implications of Current Earnings for Future Earnings. Journal of Accounting and Economics,1990,(13):304-340.

2. Chaney, P. K.,C. M. Lewis. Earnings Management and Firm Valuation under Asymmetric Information. Journal of Corporate Finance,1995,(1):319-345.

3. Haw I M, Daqing Q I, Woody W U. Earnings management of listed firms in response to security regulations in China's emerging capital market. Chinese University of Hong Kong,1998.

4. 陸正飛,魏濤.配股后業績下降:盈余管理后果與真實業績滑坡.會計研究,2006,(8):52-59.

5. 黃新建.中國上市公司股權融資中的盈余管理研究.重慶大學博士學位論文,2003.

6. 楊秀艷.上市公司盈余管理及其市場反應檢驗研究.西北農林科技大學博士學位論文,2007.

基金項目:國家自然科學基金(70672013);教育部新世紀優秀人才支持計劃(NCET-08-0384)。

作者簡介:干勝道,四川大學工商管理學院教授、博士生導師;王茂超,四川大學工商管理學院博士生。

收稿日期:2009-09-22。