我國*ST公司盈余管理研究

【摘 要】中國證監會出臺的ST制度，促使上市公司為避免被暫停和終止上市產生負面影響而進行盈余管理。本文通過分析2010年首次被*ST的上市公司盈余管理行為，發現被*ST當年及前兩年分別會進行向上和向下的盈余管理行為，而其“摘星”后的一年盈余管理行為不明顯，而截面修正Jones模型在實證盈余管理程度方面并不適用。

【關鍵詞】*ST公司；盈余管理；截面修正Jones模型

一、引言

為保護投資者利益，提高資本市場質量，我國監管部門陸續出臺了一系列法律、法規來規范和監督上市公司行為。1998年3月16日，中國證監會發布了《關于上市公司狀況異常期間的股票特別處理方式的通知》，要求上海和深圳證券交易所根據《股票上市規則》的規定，對財務狀況異常和其他狀況異常的上市公司股票交易實行特別處理，被實施退市風險警示的公司股票冠以*ST；其他風險警示的公司冠以ST字樣。同年6月，兩市陸續發布改進和完善退市制度的方案，明晰退市標準，明確恢復上市條件，并實施“退市整理期”制度，企求建立更加明晰、合理和有效的退市機制，更好地指導我國上市公司，維護投資者利益，完善我國資本市場。在我國，上市資格是一種稀缺和寶貴的資源，爭取和保護這一資源對企業十分重要。公司一旦上市，可通過股票市場的直接融資功能，達到擴張規模、提高效率和轉換機制的目的；若被暫停交易、乃至終止上市，這些優勢將喪失，不僅不利于公司的長遠發展，還會因公眾關注而產生負面影響。為避免連續虧損導致暫停交易、退市，上市公司是否會通過盈余管理實現扭虧為盈，規避政策監管正是本文研究的目的。

二、文獻綜述

Rosner、Rebecca L（2003）發現即將破產的公司比正常經營的公司更有可能為了對其盈余和總資產產生重大有利的影響而做出有利的操控性會計政策變更。Charitou，Lambertides和Trigeorgis（2007）發現在申請破產前一年，美國公司開始進行盈余管理。陸建橋（1999）對上交所22家虧損公司進行實證，發現這些公司在虧損年份及其前后年份通過可操控性應計利潤進行盈余管理達到“保牌”目的。竺印、路靜（2011），陳亮（2012）等發現ST類公司在扭虧年度有較明顯的調增可操控應計利潤行為。縱觀國內外文獻，多數研究是在探討公司盈余管理的具體手段，或證明公司為避免暫停交易、退市等進行盈余管理，還沒有文獻從上市公司虧損年度、被*ST當年及“摘星”后一年等時間維度對公司盈余管理程度進行研究。本文以*ST公司此三年為研究對象，研究其盈余管理現象。

三、理論分析與假設的提出

一方面，上市公司的會計報表需經注冊會計師的獨立審計，公司的經營狀況惡化不是一朝一夕形成的，在公司的經營業績短期內無法好轉的情況下，出現虧損無法避免；公司在無法于虧損當年扭虧為贏的情況下，會為了在將來能較快地“扭虧為盈”，避免受到停牌、退市等懲罰，便會在虧損年度進行向下的盈余管理行為。另一方面，公司在被*ST當年，為了避免被退市的危機，保市動機非常強烈，會做出調增收益的盈余管理行為。當它們成功扭虧摘星后，公司面臨停牌、退市的壓力逐漸減小。

H1：上市公司在被*ST當年及前兩年的虧損年度會進行向上和向下的盈余管理，扭虧后的一年盈余管理行為不明顯。如果*ST公司滿足當年經審計的凈利潤為正值等條件，便可申請撤銷退市風險警示，成功“摘星”。因此，我國特殊的退市制度會引發此類公司在被*ST當年采用各種手段管理會計盈余、扭虧為盈，實現報表盈余，維持上市資格。

H2：上市公司在被*ST當年及T-1年的盈余管理程度最高。

四、實證研究

（一）樣本選取及模型選擇

由于*ST的公司數少，且我們需研究被*ST前兩年的盈余管理情況，因此本文選取我國A股市場在2010年被*ST的公司作為研究對象。其中，2010年有59家上市公司被*ST，剔除因“財務破產”、“重大訴訟”等原因，僅留下因“兩年虧損”造成公司被*ST的樣本，剩余56家。選取2007～2012年的數據為研究樣本，分析這些公司虧損至被*ST后的盈余管理行為。研究所用數據來自國泰安數據庫CSMAR。

黃梅（2009）通過對7種Jones模型進行比較，發現修正Jones模型犯第一類錯誤和第二類錯誤的頻率小，模型設定較優，建議分年度分行業使用截面修正瓊斯模型。截面模型會內在假設樣本公司在同行業內沒有顯著差異，不同行業間可能存在應計項目水平差異，且利用非ST類公司的財務數據進行分行業回歸求出系數更具代表性。不同年份的經濟環境不一樣，也會對結果產生影響。因此，本文采用截面修正Jones模型來測度*ST公司的盈余管理。運用SPSS19.0通過分年度分行業對非ST公司樣本使用式（2）進行回歸，求出參數α1、α2、α3，將參數帶入式（3）中求出非操控性應計利潤NDA，最后求出操控性應計利潤DA。

TAi，t=NIi，t-CFOi，t （1）

（2）

（3）

（4）

TAi，t、NDAi，t、NIi，t、CFOi，t、PPEi，t和Ai，t-1分別為公司i第t年的總應計利潤、非操控應計利潤、凈利潤、經營活動現金凈流量、固定資產和期初總資產。ΔREVi，t、ΔRECi，t分別是公司i第t年主營業務收入增加額和應收賬款增加額；DAi，t是操控性應計利潤，盈余管理程度的重要衡量指標。上述變量都經過期初總資產標準化處理，以消除公司規模差異造成的影響。ξi，t是隨機誤差項。

（二）實證分析

表1可以看出，樣本的DA各項指標差異都較大，只有在t年DA的均值和中值都大于0，顯著差異于其他年份。說明樣本公司在t-1和t-2年，通過向下調劑可操控性應計利潤來調低當年的利潤，加大當年虧損，為在被*ST當年扭虧做好準備，爭取扭虧為盈。經過前兩年的利潤調整，大多數樣本公司在t年，向上調劑可操控性應計利潤，扭虧為盈，出現DA的均值和中值在該年均大于0。在t+1年，進行盈余管理的動機大幅度減弱，DA的均值和中值則在0上下微小浮動，也說明公司在該年不會進行明顯的盈余管理行為。

表1 2008～2011年DA和|DA|統計表及t檢驗

為了保證分析結果的可靠性，分別對相應變量的均值和中位數的顯著性進行了T檢驗和Wilcoxon符號秩檢驗。從表1的T檢驗中我們可以看出，第t-2，t-1和第t年的雙側T檢驗的P值分別為0.001、0.000和0.026，均小于0.05，說明這三年的樣本與檢驗值0有顯著性差異，具有統計意義；而在第t+1年，Sig.=0.842，不具有顯著差異。說明企業在被*ST前兩年有向下的盈余管理行為，在被*ST當年有明顯的向上盈余管理行為，而在第t+1年，企業的盈余管理不明顯。假設1得到驗證。

表2可以看出，第t-1年與第t年DA的對比中，Z=-5.139，漸近顯著性P<0.05，具有顯著性差異，說明這兩年的可操縱性應計利潤具有顯著性差異，此兩年的盈余管理程度具有顯著性差異。同理，第t-2年、第t+1年與第t年的可操縱性應計利潤的對比中，Z=-5.547，Z=-2.651，漸近顯著性P<0.05，分別與第t年的盈余管理程度具有顯著性差異。

為了檢驗被*ST當年的盈余管理程度最高，我們嘗試通過|DA|來進行分析。從表2可以看出，t年|DA|的中值和均值相對t-2，t-1和t+1年最小，說明該年的盈余管理程度相對較小，表2也顯示，四年的盈余管理程度不具有顯著性差異，由此看來假設2不成立。實證結果與假設不符，造成的原因可能是由于僅選擇了2010年被*ST的樣本，導致樣本量太少，也說明截面修正Jones模型驗證此類公司盈余管理程度存在缺陷性。

表2 檢驗統計量b

五、結論與建議

本文根據我國資本市場特殊的*ST政策，將研究期間劃分為三個時間段，虧損年度、被*ST當年和扭虧后一年來分析*ST的盈余管理現象。實證結果表明，受到退市風險警示處理的上市公司確實存在盈余管理行為，而截面修正Jones模型在實證盈余管理程度方面并不適用。企業進行盈余管理是借助于會計準則的不完善性，政府應從建立準則評估機制和完善會計理論方面來完善會計準則；健全公司治理及加強對ST公司的監督和審計等方面來加強監管，以避免盈余管理行為的大量存在對我國資本市場的資源配置功能的影響。

參 考 文 獻

[1]Rosner，Rebecca L.I.Earnings Manipulation in Failing Firms[J].Contemporary Accounting Research； Summer2003，Vol.20 Issue.2，361～408

[2]Charitou，A.Trigeorgis，L.Lambertides，N.Managerial discretion indistressed firms[J].British Accounting Review.2007（12）vol.39：323～346

[3]陸建橋.中國虧損上市公司盈余管理實證研究[J].會計研究.1999（9）：25～35

[4]竺印，路靜.論ST類扭虧公司的盈余管理-基于年報數據的實證分析[J].財會通訊.2011（8）：103～105

[5]陳亮.所有權結構、行業監管與盈余管理-基于ST上市公司經驗證據[J].預測.2012（3）：36～40

[6]黃梅.操縱性應計利潤模型檢測盈余管理能力的實證分析[J].南開管理評論.2009（5）：136～143

備注：統計中的第一類錯誤也稱“棄真”錯誤，它是指原假設（盈余管理為零）為真、但被拒絕的錯誤。第二類錯誤也稱“取偽”錯誤，是指原假設（盈余管理為零）是假、但被接受的錯誤。