我国微利上市公司盈余管理方式研究.doc

1、我国微利上市公司盈余管理方式研究摘要：基于我国资本市场“微利现象” ，以 19982009 年沪深两市A 股非金融类上市公司为样本，采用独立样本 T 检验和多元回归分析方法，研究微利上市公司的盈余管理方式。研究表明：微利上市公司同时存在应计盈余管理和真实活动盈余管理两种方式，并且真实活动盈余管理是微利公司调增利润的主要手段，微利公司的总体真实活动盈余管理程度比非微利公司平均高 3%或 4.6%，而应计盈余管理程度平均只高 1.5%，为我国资本市场真实活动盈余管理的存在性提供了新的经验证据。 关键词：真实活动盈余管理；应计盈余管理；微利上市公司 中图分类号：F832.5；F275 文献标识码：A

2、 文章编号：1003-3890（2013）12-0023-06 一、引言 由于我国资本市场的独特设计，我国上市公司存在着显著的“微利现象” 。19982009 年 ROE 处于0，1%区间（微利区间）的上市公司数量共有 970 家，占全部上市公司的比例为 5.78%，而 ROE 处于-1%，0）区间的（微亏区间）上市公司却不到 30 家，所占比例仅为 0.13%。在20012003 年，平均有 65%的亏损公司在阈值 0 点处进行了盈余管理并达到了避免报告亏损的目的（吴联生，2005）1。那么，这些公司采用了哪些盈余管理方式，各种盈余管理方式的采用程度如何，对于这一问题目前还鲜有研究。许多研究

3、验证了我国微利上市公司存在显著的应计盈余管理行为（胡玮瑛等，20032；周晓苏，20043；干胜道等，20064） ，也有研究发现微利公司存在真实活动盈余管理行为（张俊瑞等，20085；朱朝晖，丛丽莉，20116） 。但是，以上研究都是对应计盈余管理和真实活动盈余管理方式进行的单独检验，并没有将这两类盈余管理方式结合起来，微利公司是否同时存在两类盈余管理方式以及两类盈余管理方式采用的程度及其二者之间的联系，目前研究还没有涉及，而对此研究将有助于深入了解微利上市公司的盈余管理行为，对监管者识别和防范微利上市公司的盈余管理行为具有重要的现实意义。因此，本文研究微利公司是否同时采用应计盈余管理和真实

4、活动盈余管理两种方式，以及两种盈余管理方式的采用程度。 二、文献回顾 盈余管理是造成会计信息质量低下的重要原因之一，它是经营者运用会计手段或者安排交易来改变财务报告以误导利益相关者对公司业绩的理解或者影响以报告会计数字为基础的合约的结果（Healy & Wahlen，1999）7。从盈余管理的实现方式来看，主要可以分为应计盈余管理和真实活动盈余管理（Schipper，1989）8。前者是通过会计手段（主要是会计政策）实现的，而后者则是通过有意安排真实的交易活动实现的。自 Healy（1985）和 DeAngelo（1988）从应计项目视角研究盈余管理以来，应计盈余管理研究得到了蓬勃发展，并成为

5、盈余管理研究的主流9-10。然而，随着 Healy & Wahlen（1999）和 Dechow & Skinner（2000）指出管理者除采用应计盈余管理方式外，还可能会采用加速销售和延迟已有研发计划、减少当期的研发费用和维修费用等真实活动来操纵盈余，真实活动盈余管理方式才受到关注7，11。国外其他学者从不同角度对两种盈余管理方式进行了研究12-17。 对于应计盈余管理，我国学者进行了大量研究，并取得了丰富的研究成果，但对于真实盈余管理活动的研究起步较晚，而且也主要集中在真实盈余管理活动的存在性和具体方式研究上。张俊瑞等（2008）以及朱朝晖和丛丽莉（2011）借鉴 Roychowduryd

6、（2006）的研究方法，证实了我国微利公司存在基于保盈动机的真实盈余管理行为5-6，13。李增福等（2011）发现在股权再融资及定向增发过程中，上市公司同时使用了应计盈余管理和真实活动盈余管理18。李彬和张俊瑞（2010）发现上市公司利用真实活动盈余管理实现现金流量扭负目标19，赵景文和许育瑜（2012）也发现，上市公司会出于税收筹划目的对盈余管理方式进行选择，但没有发现真实活动盈余管理方式被采用20。 微利上市公司具有强烈的盈余管理动机，存在显著的盈余管理迹象。但是，微利上市公司是否同时存在应计盈余管理和真实盈余管理两种方式，还是只偏好其中一种，以及这两类盈余管理方式之间的相互影响关系，在现

7、有文献中还鲜有涉及。本文以微利公司为研究样本，同时研究两种盈余管理方式的采用程度，并比较我国微利上市公司的盈余管理偏好。 三、研究假设 已有研究发现真实活动盈余管理和应计盈余管理两种方式可以相互替代使用，管理者可以通过一种方式或两种方式的同时使用实现盈余管理目标（Barton，200114；Pincus & Rajgopal，200215） 。相较于应计盈余管理，真实活动盈余管理是对企业日常经营活动的偏离，与企业正常经营活动决策很难区分，不易引起审计师和市场监管者的注意，随着会计准则和证券监管制度的完善，管理者更偏好真实活动盈余管理方式（Graham et al.，2005）12。但是，真实活

8、动盈余管理方式是通过不同的交易处理来调节利润的，只能在会计年度内使用，而且不能对盈余管理的后果进行准确控制。而应计盈余管理由于是通过更改会计估计或会计政策调节应计利润，可以在会计年度终了后财务报告日前进行，相较于真实活动盈余管理方式，应计盈余管理对利润的影响更快速而且能准确控制（Zang，2011）21。因此，在强烈的盈余管理动机下，微利上市公司很可能同时采用应计盈余管理和真实活动盈余管理两种方式调节利润以避免亏损。据此，提出如下假设： 微利公司同时存在显著的应计盈余管理和真实活动盈余管理行为。 四、样本选取与模型设计 （一）样本选取和数据来源 由于金融类上市公司的特殊性，本文选取 19982

9、009 年所有非金融类 A 股上市公司，共 15 196 个有效年度样本，按下面步骤对数据进行筛选：（1）由于盈余管理程度计量模型对数据的连续性要求（最少三年） ，删除数据不连续年度样本 2 139 个；（2）删除收入为负或为 0 的年度样本 57 个；（3）删除股东权益为负或为 0 的年度样本 477 个；（4）删除其他数据不全的样本 19 个，剩余有效年度样本 12 504 个，共 1 572 家上市公司。 本文对应计和真实活动盈余管理计量模型采用分年度分行业估计，因此对上述 12 504 个有效年度样本按中国证监会上市公司行业分类指引划分的行业分类进行分年度分行业统计，共拆分成 144个

10、有效年度行业样本。为保证模型估计的可靠性，剔除掉公司数目不足12 个的年度行业样本 12 个，还剩 122 个年度行业样本，有效年度样本为12 305 个，平均每个年度行业约有不低于 100 个的样本量。 本文将净资产收益率 ROE 处于0，1%这一区间的上市公司界定为微利上市公司，全行业 12 305 个样本中共有 674 个样本为微利上市公司。 样本数据主要来源于国泰安数据库。 （二）变量设计 1. 被解释变量。 （1）应计盈余管理的计量。应计盈余管理有多种计量方式，但相关研究表明截面修正的 Jones 模型的计量结果最为准确（Dechow et al.，1995）22，因此本文选择截面修

11、正 Jones 模型计量的可操控性应计利润来衡量应计盈余管理程度。 在截面修正的 Jones 模型中，非操控性应计利润估计模型如下： NDAi，t = ？鄣 1+？鄣 2+？鄣 3+i，t（1） 其中，NDAi，t 是公司 i 经过第 t-1 期期末总资产调整的第 t 期的非操控性应计利润，？驻 Si，t 是公司 i 第 t 期与第 t-1 期营业收入差额，？驻 RECi，t 是公司 i 第 t 期与第 t-1 期应收账款差额，PPEi，t 是公司i 第 t 期期末的固定资产原值，Ai，t-1 是公司 i 在第 t-1 期期末的总资产。？鄣 1、？鄣 2、？鄣 3 是不同年度-行业的特征参数，

12、其估计值是由模型（2）回归估计取得。 =？鄣 1+？鄣 2+？鄣 3+i，t（2） 其中，TAi，t 是公司 i 第 t 期的总应计利润，其余数据解释与模型（1）相同，可操控性应计利润 DA=TAi，t/Ai，t-1-NDAit。 （2）真实活动盈余管理的计量。常见的真实活动盈余管理方式主要包括三种：销售操控、费用操控、生产操控。本文借鉴Roychowdhury（2006）和李彬等（2009）的研究，采用异常经营活动净现金流、异常酌情费用和异常生产成本分别计量上述三种真实活动盈余管理方式13，23。具体估计模型如下： =？鄣 1+？鄣 2+？鄣 3+？鄣 4+？鄣 5+？鄣 6+i，t（3）

13、=？鄣 1+？鄣 2+？鄣 3+？鄣 4+i，t（4） =？鄣 1+？鄣 2+i，t（5） 模型（3）中，CFOi，t 表示经营活动产生的净现金流；TCi，t 表示现金流中相关的税费开支，ECi，t 指支付给职工以及为职工支付的现金；OCi，t 表示其他与经营活动有关的现金；模型（4）中，PRODi，t 表示制造成本，即 t 期的销售成本与 t 期和 t-1 期的存货差额之和；模型（5）中，DISXi，t 表示管理费用和销售费用之和，其他变量解释同模型（1） 。 与 Jones 模型类似，异常经营活动净现金流（R_CFO） 、异常酌情费用（R_DISX）和异常生产成本（R_PROD）分别为各自

14、的实际值减去上述模型估算出的正常值。 一家公司可能会同时使用多种真实活动盈余管理手段，总的真实活动盈余管理程度应为上述三种真实活动盈余管理程度之和（下文用 RM 表示） 。由于一种真实活动盈余管理手段的结果可能会影响其他真实盈余管理手段的结果，如扩大生产不仅导致当期异常高的生产成本，也会导致异常低的经营活动现金流，因此三种真实活动盈余管理手段的结果之间具有抵消作用，为了尽量避免这种影响，本文分别用以下两种形式表示真实活动盈余管理总程度：RM1=（-1）*R_DISX+R_PROD，这里只考虑异常酌情费用和异常生产成本，是因为扩大再生产也会导致当期异常低的经营活动净现金流，如加入 R_CFO，可

15、能会导致总体真实活动盈余管理程度虚增；RM2=（-1）*（RDISX+RCFO） ，由于异常经营活动净现金流不仅由费用操控和生产操控引起，也可能由销售操控等引起的，因此在 RM2中考虑到了其他真实活动盈余管理引起的异常经营活动净现金流。 2. 解释变量。以企业是否处于微利区间作为被解释变量。SUSPECT是哑变量，当样本公司处于微利区间时取值为 1，否则为 0。 3. 控制变量。已有研究表明，公司规模（SIZE） 、市场价值与账面价值比率（MTB）和总资产报酬率（ROA）是影响盈余管理程度的重要因素。其中，SIZE 是总资产的自然对数。由于被解释变量 Yt 是对正常值的偏离，为提高模型估计的准

16、确性，也为了控制行业影响，各控制变量取值为样本公司实际值与各年各行业样本平均值的偏离值。 （三）模型设计 根据研究假设，相较于非微利公司，微利上市公司应存在显著的真实活动盈余管理和应计盈余管理特征，为此构建如下线性回归模型： Yt=？鄣+1（SUSPECT）t+2（MTB）t-1+3（ROA）t+1（SIZE）t-1+t（6） 在模型（6）中，因变量 Yt 是样本公司根据前文盈余管理计量模型计算的可操纵性应计利润（DA） 、异常现金流（R_CFO） 、异常生产成本（R_PROD）和异常酌情费用（R_DISX）及总体真实活动盈余管理程度（RM1 和 RM2） 。 五、实证结果分析 （一）盈余管理

17、模型计量结果 应用应计盈余管理和真实活动盈余管理计量模型分别对 122 个年度行业样本进行估计，得到各模型的平均系数、模型拟合度 R2 和相关系数均值 T 检验结果如表 1 所示。 R_PROD 估计模型的拟合度最高，达到了 90%，与Roychowdhury（2006）的计量结果 89%相当，R_CFO 和 R_DISX 的模型拟合度分别为 34%和 19%，说明模型拟合较好，应计盈余管理模型为10%，与 Roychowdhury（2006）的计量结果相比，没有Roychowdhury（2006）的计量效果好，但总体趋势相同，在一定程度上说明了盈余管理模型估计的可信性13。 （二）相关性分析

18、 表 2 列示了 19982009 年 12 305 个有效年度样本对应的盈余管理相关变量的 Pearson 和 Spearman 相关性检验结果。单位资产总应计利润（TA/A）和单位资产经营活动净现金流（CFO/A）在 1%水平上显著负相关，这与基本会计理论相一致。 DA 与 R_CFO 显著负相关（-71.9%和-63.1%） ，与 R_PROD 显著正相关（22.4%和 13.9%） ，与 R_DISX 显著负相关（-8.1%和-8.6%） ，说明（1）我国上市公司为了实现盈余目标同时采用了应计盈余管理和真实活动盈余管理两种方式；（2）某一盈余管理活动会同时影响其他盈余管理活动，如扩大生

19、产不仅造成当期异常多的生产成本，同时也增大了可操控性应计利润。R_CFO 与 R_PROD 显著负相关（-32%和-32.9%） ，与 R_DISX 显著正相关（7.2%和 3.8%） ，R_PROD 与 R_DISX 显著负相关（-36.8%和-43.5%） ，这与前文的分析一致，扩大生产增加生产成本的同时减少了异常经营活动现金流，减少酌情费用的同时也会增加现金流，某一真实活动盈余管理手段会对其他手段的计量产生影响。 （三）微利公司与非微利公司的均值和中值比较 表 3 为 19982009 年的微利公司样本与剩余总体样本的相关会计数据的均值和中值比较结果。由于资产总额与销售收入高度相关（Pe

20、arson相关系数为 89.5%，Spearman 系数为 81.9%） ，所以 CFO/A、PROD/A 和DISX/A 相当于是经营活动净现金流、生产成本和酌情费用与销售收入的比值。从表 3 中可以看出微利公司的 CFO/A 和 DISX/A 均显著低于非微利公司，均值差异分别为 3.2%和 2.8%，中值差异分别为 2.8%和 1.6%，与前文分析一致，存在真实活动盈余管理的公司具有较低的经营活动净现金流和酌情费用。 微利样本公司 R_CFO 和 R_DISX 要显著低于非微利样本公司（均值差异分别为-1.5%和-2.3%，中值差异分别为-1.2%和-1.5%） ，R_PROD 要显著高

21、于非微利样本（均值差异何中值差异分别为 3.9%和 3.0%） ，说明微利公司的真实活动盈余管理程度要显著于非微利公司。总体真实活动盈余管理的结果也显示出微利公司的总的真实活动盈余管理平均程度要比非微利公司高到 6.2%和 3.9%（中值差异分别为 4.7%和 2.8%） 。 但是经过前期总资产调整的总应计利润（TA/A）和可操控性应计利润（DA）的均值和中值并没有显著差别，这可能是因为剩余总体样本并不是一个很纯净的对比样本，其中不乏存在一些其他盈余管理动机很强烈的公司。而且我们还可以看到无论是微利公司还是非微利公司的平均可操控性应计利润都很低，均不超过 1%，这可能有两方面原因：一是样本公司

22、的应计盈余管理并不明显，另一种可能是样本公司中存在向下盈余管理的公司，而使得均值和中值的比较存在误差。为进一步验证，将可操控性应计利润绝对值化（ABSDA） ，则微利公司的平均应计盈余管理程度达到 6.9%（中值为 4.7%） ，显著高于非微利公司的 5.2%（中值为3.7%） 。 （四）线性回归结果分析 回归模型的结果如表 4 所示。 表 4 中第 1 列是因变量 Y 为可操控性应计利润（DA）的回归系数，自变量 SUSPECT 系数为 0.015，在 1%水平上显著，表明微利区间上市公司单位资产的可操纵性应计利润平均要比非微利区间样本公司高 1.5%。 第 2 列和第 3 列是因变量 Y 为 R_CFO 和 R_DISX 的回归系数。R_CFO对应的 SUSPECT 的系数为-0.008，在 5%水平上显著，表明微利样本公司单位资产异常现金流要比其他公司平均少 0.8%。这个差异是非常大的，因为剩余总体样本的单位资产现金流均值仅为 5.9%。R_DISX 的 SUSPECT的系数为-0.023，在 1%水平上显著，表明微利区间样本公司单位资产的异常酌情费用要比其他公司平均少 2.3%，而剩余总体样本的单位资产现金流均值仅为 9.2%。这说明相较于非微利公司，微利样本公司存在显著的销售操控和费用操控行为。