制造業(yè)上市公司財務(wù)重述的時機選擇問題研究

摘 要：很多制造業(yè)上市公司在公布財務(wù)報告之后，才發(fā)現(xiàn)其存在著一些重大差錯或者遺漏了一些重要事項的情況，財務(wù)重述報告由此出現(xiàn)。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)上市公司的財務(wù)重述報告的時機公布與它涉及的相關(guān)利益有著直接關(guān)系。財務(wù)重述報告也由此變成了最大化（最小化）投資者對好消息（壞消息）的反應(yīng)的一種途徑。本文使用spss統(tǒng)計軟件的相關(guān)分析來論證我國制造業(yè)上市公司的財務(wù)重述報告的公布與它涉及的相關(guān)利益是否有直接關(guān)系。

關(guān)鍵詞：財務(wù)重述報告 時機選擇 及時性

一、引言

在我國，對財務(wù)重述報告的發(fā)布時間沒有明確的要求，上市公司可以自行決定在什么時候?qū)ν夤钾攧?wù)重述報告，一定的機會主義行為便由此產(chǎn)生。然而，這一機會主義行為存在著嚴重弊端，主要體現(xiàn)在兩個方面：第一，這一機會主義行為會導(dǎo)致投資者對該企業(yè)是否盈利做出錯誤判斷，進而喪失對該公司財務(wù)報告的信心；第二，這種機會主義行為還容易引起哄抬股價等其他行為以牟取暴利，威脅了上市公司的持久發(fā)展，最終導(dǎo)致威脅我國證券市場健康發(fā)展的嚴重后果。本文從財務(wù)重述報告公布的及時性及股權(quán)集中度出發(fā)，檢驗財務(wù)重述報告的公布是否存在時機選擇的機會主義行為。

二、相關(guān)文獻回顧

Kinney和McDaniel（1989）研究了1976至1985年間發(fā)生財務(wù)重述的73家上市公司，結(jié)果表明有關(guān)于季度盈余的財務(wù)重述公司的股價普遍下跌，并且在1%的水平上顯著。Palmrose（2004）選取了1995到1999年間的403份重述報告，發(fā)現(xiàn)在財務(wù)重述公告涉及核心賬戶、欺詐、調(diào)減盈余等對財務(wù)報表不利的消息時，引起股價下跌的負面反應(yīng)。Hribar等（2004）發(fā)現(xiàn)財務(wù)重述可能使投資者持有的公司股票數(shù)量減少，導(dǎo)致了公司的盈余質(zhì)量下降。在國內(nèi)研究方面，李曉玲、牛杰（2011）研究了2007至2008年間A股上市公司發(fā)布的更正、補充或更正補充公告，采用事件研究法，考察了財務(wù)重述公告發(fā)布前后日的市場反應(yīng)，研究表明，我國財務(wù)重述的市場反應(yīng)影響程度較小，但顯著為負。李世新、劉興翠（2011）認為不同類型的重述公告其市場反應(yīng)不同。由收入確認問題引發(fā)的財務(wù)重述，其負面市場反應(yīng)最大；當(dāng)涉及核心會計指標(biāo)及盈余調(diào)減時，或者重述公告的發(fā)起人為外部監(jiān)管機構(gòu)，其負面的市場反應(yīng)更為顯著。而關(guān)于收入確認問題的財務(wù)重述，其負面市場反應(yīng)最大。

三、研究設(shè)計

1.數(shù)據(jù)來源與樣本選取

本文選取了2008至2012年間在滬深兩市A股上市的所有制造業(yè)上市公司，并從巨潮資訊網(wǎng)上獲取了這5年間發(fā)布年報補充或更正公告的328份制造業(yè)上市公司作為財務(wù)重述樣本。然后分析每份財務(wù)重述報告的內(nèi)容，判斷每份財務(wù)重述報告的消息屬性是好消息、壞消息、無影響或不確定，并將股權(quán)集中度加以區(qū)分，分為50%以上和50%以下，這些資料都是通過手工收集整理的。

2.研究假設(shè)

現(xiàn)實中，我國的財務(wù)重述報告有些是對年報重大差錯進行補救的壞消息，也有些是調(diào)增利潤、減少稅收的好消息。在我國，財務(wù)重述制度是從2007年開始建立的，時間相對短暫，因此有許多有待于完善的地方。由于對重述公告的披露時間沒有明確的時間限制，有些上市公司甚至對10年前的年報進行重述，導(dǎo)致了信息披露的嚴重滯后，使得投資者無法及時獲取公司的相關(guān)信息，直接使得投資者的投資行為產(chǎn)生不良后果。由于審計師不需要對財務(wù)重述公告進行審計，因此，延遲壞消息的披露所獲得的收益要大于其付出的成本。通過上述分析，提出如下假設(shè)：

H1：財務(wù)重述報告涉及好消息時，其公布的時滯短；財務(wù)重述報告涉及壞消息時，其公布的時滯長。

在股權(quán)集中度方面普遍存在著兩種觀點：“利益協(xié)同效應(yīng)觀”和“壕溝防御效應(yīng)觀”。有學(xué)者認為“利益協(xié)同效應(yīng)”主要體現(xiàn)在第一大股東持有公司半數(shù)以下的上市公司，而第一大股東若持有超過公司半數(shù)以上的持股比例的上市公司體現(xiàn)的主要是“壕溝防御效應(yīng)觀”。蔣基路（2009）證明了股權(quán)集中度與壞賬的應(yīng)計盈余呈倒U型的關(guān)系。孫永祥（1999）論證了股權(quán)集中度與托賓Q值之間的變換關(guān)系。以上文獻都驗證了“利益協(xié)同效應(yīng)”和“壕溝防御效應(yīng)”并不是兩種對立的觀點，二者應(yīng)該統(tǒng)一起來。基于以上分析，本文提出下列假設(shè)：

H2α：第一大股東持股比例達50%以下的公司，股權(quán)集中度越高，重述公布的時滯越長。

H2b：第一大股東持股比例達50%以上的公司，股權(quán)集中度越高，重述公布的時滯越短。

3.變量選取

（1）因變量

財務(wù)重述報告公布的時滯 TL：財務(wù)報告重述公告的日期減去其年報披露的日期。

（2）自變量

①好消息GN：當(dāng)財務(wù)重述報告體現(xiàn)的是對該公司有利或某些會計指標(biāo)利好的消息，例如增加了收益、減少稅收及相關(guān)風(fēng)險等，就賦值為1，否則為O。

②壞消息BN ：當(dāng)財務(wù)重述報告體現(xiàn)的是對該公司不利或某些會計指標(biāo)不利的消息，例如減少了收益、增加了稅收及相關(guān)風(fēng)險等，就賦值為1，否則為0。

③股權(quán)集中度FIR1和FIR2。FIR1即對于第一大股東持股不超過半數(shù)時，F(xiàn)IR1取其比例，而持股超過半數(shù)的數(shù)值，F(xiàn)IR2取0。FIR2即對第一大股東持股超過半數(shù)時，F(xiàn)IR取其比例，持股不超過50%的數(shù)值，F(xiàn)IR2取0。

（3）控制變量

①公司規(guī)模（SIZE）重述公司為當(dāng)年總資產(chǎn)的自然對數(shù)。

②國有終極控股（SOE）如果最終控制人產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國有則賦值為1，否則是賦值為0。

③年份（YEAR）啞變量。

四、實證分析

1.變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

表1列示了在2008年到2012年發(fā)布了財務(wù)重述報告的A股上市公司各變量的描述統(tǒng)計。

本論文研究的財務(wù)重述報告數(shù)據(jù)來自巨潮信息網(wǎng)，財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，經(jīng)手工整理分析每份財務(wù)重述報告的內(nèi)容進行其余變量的賦值，數(shù)據(jù)統(tǒng)計是用SPASS軟件計算獲得。

從表1我們可以看出，好消息GN的均值0.18與壞消息BN的均值0.25加起來是0.43，而0.57的消息是無影響的。而股權(quán)集中度方面的均值方面，由于樣本中第一大第一大股東持股比例為50%以上的數(shù)量較少，因此導(dǎo)致FIR1大于FIR2。

2.財務(wù)重述報告與時滯的實證結(jié)果與分析

財務(wù)重述報告公布的時滯（TL）指財務(wù)重述報告披露日期減去其年報的披露日期。在此，本文采用2008年至2012年組成的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，利用SPASS統(tǒng)計分析軟件來檢驗上述假設(shè)，本文建立的回歸模型如下：

TLit=α+β1GNit+β2BN+β3FIR1it+β4FIR2it+β5SIZEit +

β6YEARit+β7SOE+ε （1）

從表2我們可以看出，財務(wù)重述報告為GN與時滯在1%水平上顯著負相關(guān)，而壞消息的財務(wù)重述報告BN與時滯在1%水平上正相關(guān)。這說明了財務(wù)重述報告公布的時機的確存在著一定的機會主義行為，即好消息公布的早，壞消息公布的晚，符合了本文提出的第一個假設(shè)。而本文所選取的制造業(yè)上市公司也存在著這一現(xiàn)象。

FIR1在5%水平上正相關(guān)，這說明股權(quán)集中度低的制造業(yè)上市公司財務(wù)重述公布的時滯長，這是由于“利益協(xié)同效應(yīng)”導(dǎo)致了公布時滯的延長，第一大股東持股比例達50%以下的公司，股權(quán)集中度越高，重述報告公布的時滯越長。而FIR2在5%水平上負相關(guān)。這說明第一大股東持股比例達到50%以上的制造業(yè)上市公司“壕溝防御效應(yīng)”明顯，因此，第一大股東持股比例達50%以上的公司，股權(quán)集中度越高，重述公布的時滯越短。

另外，在公司的基本特征中，公司規(guī)模SIZE與時滯在1%水平上負相關(guān)，這說明公司規(guī)模越大，財務(wù)重述的時滯越短，公布的越及時。

而股權(quán)性質(zhì)（SOE）在1%顯著性水平上正相關(guān)。這說明產(chǎn)權(quán)在市場交易中的重要作用，而產(chǎn)權(quán)的性質(zhì)對公司相關(guān)信息的披露也有著極其重要的作用。要想避免相關(guān)惡劣影響的出現(xiàn)，在其產(chǎn)權(quán)上必須加以約束。

本文用 Durbin-Watson 值來檢驗隨機誤差項間的自相關(guān)問題。表2中Durbin-Watson 值為1.908，接近于2，說明模型中不存在自相關(guān)問題。

五、結(jié)論

通過上述實證，我們可以得出以下結(jié)論：

第一，好消息的財務(wù)重述報告，其公布的時滯短；壞消息的財務(wù)重述報告，其公布的時滯長。為了證實制造業(yè)財務(wù)重述報告存在公布時機選擇的現(xiàn)象，在實證研究中，本文以我國A股上市公司2008年至2012年發(fā)生財務(wù)重述的公司為樣本，利用回歸分析的方法對提出的假設(shè)進行檢驗。實證結(jié)果證明好消息在1%水平上負相關(guān)，而壞消息在1%水平上正相關(guān)，充分證明了好消息披露的早，壞消息披露的晚這一假設(shè)。

第二，股權(quán)集中度低的制造業(yè)上市公司中，其財務(wù)重述報告公布的時滯長。從實證結(jié)果可以看出，F(xiàn)IR1與時滯在5%水平上顯著正相關(guān)，這是由于股權(quán)集中度低的公司，往往存在“利益協(xié)同效應(yīng)”，因此，股權(quán)集中度越高，重述公布的時滯越長。而FIR2在5%水平上顯著負相關(guān)，這說明由于“壕溝防御效應(yīng)”的作用，股權(quán)集中度越高，公布的時滯越短。

參考文獻：

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