应计盈余管理（共6篇）
应计盈余管理 篇1
一、引言
由于现代企业中委托代理关系的普遍存在,企业管理者会出于个人薪酬、股权激励、并购、IPO、配股融资和迎合监管等目的进行盈余管理,而管理者作为企业战略决策的领军者,其行为势必会对企业的生产和经营管理产生重大影响。1984年Hambrick和Mason提出的“高层梯队理论”认为,高管的年龄、性别、任期和教育背景等个人因素会影响高管的行为决策,如有过研发经验的CEO在企业研发支出上会给予更多的投入(Barker、 Mueller,2002);有过操作性工作经验的CEO更加支持企业内部多元化的发展,而那些从未有过操作性工作经验的CEO则倾向于通过收购等方式推动企业的发展(Song, 1982)。
Cullinan和Roush(2011)将《萨班斯法案》通过前后的企业进行对比研究发现,新任命的CEO当中有更多比例的CEO拥有财务背景,该法案可能影响了董事会倾向于聘任拥有财务背景的CEO。美国财富百强企业中曾担任过CFO的CEO比例由十年前的12%上升至20%(Durfee,2005)。Gore、Matsunaga和Yeung(2011)通过对1993年至2001年间8 191家企业的研究发现拥有财务背景的CEO更倾向于对CFO采取较低程度的权益激励薪酬,并且更偏好与CFO一起制定财务政策,从而限制CFO独立决策的能力。姜付秀和黄继承(2013)认为,财务经历CEO加快了资本结构的调整速度,降低了资本结构偏离目标的程度 ,对公司资 本结构决 策具有正 面的影响 。Cláudia Custódio、Daniel Metzger(2014)研究发现,有财务专长的CEO使得公司的现金持有量有所减少,并保持较高的负债水平。王霞等(2011)以发生财务重述的上市公司作为研究样本,发现CFO的CPA专长不仅可以降低发生会计差错的概率,而且可以减少会计差错发生的频率。那么, 具有财务背景的管理者会不会受其经验影响,更容易操纵盈余呢?
从现有文献来看,已有部分文献探讨了管理者背景特征对盈余管理的影响,但是国内从管理者财务背景出发研究盈余管理的却很少。鉴于此,本文从高管财务背景出发,将财务背景分为财务工作经历和财务教育背景,研究了管理者财务背景对盈余管理的影响,对相关领域的研究进行了补充和完善,同时也解释了公司聘用拥有财务背景管理者的内在原因。
二、研究设计
(一)数据与样本选取
选取2011年至2013年沪深两市A股上市公司作为本文的研究样本,并按照以下标准对样本进行剔除:1剔除属于金融保险业的样本;2剔除ST和*ST的样本;3剔除当年IPO的样本;4剔除存在退市风险,即资产负债率大于1的样本;5剔除董事长和总经理或总裁由一人担任的样本;6剔除相关数据缺失的样本,经过以上筛选,本文最终选取2 376家上市公司作为研究样本,其中2011年717家、2012年805家、2013年854家。
本文的财务数据和股权类型数据来自CCER数据库,高管财务背景数据通过对上市公司2011年至2013年年报手 工搜集得 到 ,运用EXCEL 2013、SPSS 18.0和MATLAB软件对数据进行处理和分析。
(二)变量定义及研究模型
1. 盈余管理。盈余管理分为真实盈余管理和应计盈余管理两种方式。蔡春等(2011)指出真实盈余管理主要通过操控真实交易活动或者控制交易时间实现,最终会影响企业未来的现金流量和市场价值,有利于企业获得税收优惠和财政补贴;应计盈余管理是利用会计政策或者会计估计进行的非正常应计项目操纵,不会影响企业的现金流量。本文从盈余管理的这两种方式出发设置变量来衡量盈余管理:
(1)真实盈余管理。为了估计公司的真实盈余管理, 本文参照Roychowdhury(2006)建立的真实盈余管理模型,构建了模型(1)异常生产成本、模型(2)异常经营活动现金流量和模型(3)异常操纵性费用三个模型,分别用上述模型的残差来代表异常生产成本(ACOSTi,t)、异常经营活动现金流量(ACFOi,t)和异常操纵性费用(ADISEXPi,t),残差越低说明通过上述三种手段操纵的真实盈余管理程度越高。具体模型如下:
在上述模 型中 ,COSTi,t=SALEi,t+ △ INVi,t,其中COSTi,t是公司i第t期的生产成本,SALEi,t是公司i第t期的营业成本,△INVi,t是公司i第t期与第t-1期存货的变动额;CFOi,t是公司i第t期的经营活动净现金流量; DISEXPi,t是公司i第t期的可操纵性费用,即销售费用与管理费用之和;Ai,t-1是公司i第t-1期期末资产总额;Si,t-1和Si,t分别是公司i第t-1期和第t期的营业收入;△Si,t-1和△Si,t分别是公司i第t-1期和第t期营业收入的变动额;EMi,t是公司i第t期的真实盈余管理,最终以EMi,t的绝对值REMi,t作为真实盈余管理的衡量指标。
(2)应计盈余管理。本文采用Dechow等(1995)提出的修正Jones模型(Jones,1991)估计可操纵应计利润来衡量公司应计盈余管理的程度。首先,使用样本数据对式(6) 采用最小二乘法进行回归,得到回归系数α1、α2、α3,然后根据式(7)计算非操纵性应计利润,最后将结果带入式 (8)得到操纵性应计利润,具体模型如下:
在式(6)中,TAi,t=NTi,t-CFOi,t,其中:TAi,t是公司i第t期的应计利润总额;NTi,t是公司i第t期的净利润; CFOi,t是公司i第t期的经营活动现金流量净额;Ai,t-1是公司i第t-1期期末资产总额;△REVi,t是公司i第t期与t-1期营业收入的变动额;PPEi,t是公司i第t期期末固定资产原值。
在式(7)中,NDAi,t是公司i第t期的非操纵性应计利润,△RECi,t是公司i第t期与第t-1期应收账款的变动额,其余变量的含义同式(6)。
在式(8)和式(9)中,DAi,t是公司i第t期的操纵性应计利润,本文取其绝对值AEMi,t来衡量应计盈余管理程度,其余变量的含义同式(6)和式(7)。
2. 高管及其财务背景的界定。目前我国对高管的界定尚未达成共识。由于财务负责人是经公司其他高管提名,再由董事会通过,其权力要比其他高管小,而且财务负责人的财务决策需要服从其他高管的战略决策,或者迫于其他高管的压力,因此本文将“高管”定义为企业的董事长、总裁和总经理,而不包括财务负责人。
姜付秀等(2013)将CEO的财务经历界定为曾担任过财务负责人、财务总监、首席财务官和总会计师;王霞等 (2011)以CPA来衡量CFO的财务专业技术水平;Aier等 (2005)以财务负责人的工作经历、MBA学位以及CPA作为CFO的特殊技能。结合前人已有研究,本文将管理者的财务背景分为财务工作背景和财务教育背景,其中财务工作背景指拥有中级会计师以上职称、担任过总会计师、 CFO、财务负责人等职位,或者在银行、证券、投资及审计单位有过相关工作经历;财务教育背景指拥有会计、财务管理、审计、MBA、EMBA相关专业方向的教育背景,或者是注册会计师。本文分别考察了三位高管的财务背景,有财务背景的取1,没有财务背景的取0,最终按照董事长、 总裁和总经理三位高管取值得分的平均值来衡量企业高管的财务背景。
3. 控制变量。为了控制影响企业盈余管理的其他因素,本文在已有学者的研究基础上,引入下列控制变量: 公司规模(ln Size)、财务杠杆(LEV)、盈利能力(ROA)、公司成长性(Growth)、产权性质(Owner)、审计质量(Audit)、审计意见(Opinion)。
4. 实证检验模型。为了检验高管财务背景对盈余管理的影响,本文建立了如下模型:
其中:Background为管理者财务背景的替代变量; Controls为控制变量。
三、实证分析
(一)描述性统计
描述性统计结果见表2。从全样本的描述性统计可以看出,真实盈余管理(REM)的均值为0.994,标准差为1.422, 应计盈余管理(AEM)的均值为0.064,标准差为0.093,说明企业的真实盈余管理程度大于应计盈余管理程度。高管财务工作经历(Work_exp)的均值为0.128,财务教育背景(Edu_exp)的均值为0.059,即拥有财务工作经历的管理者占总样本的12.82%,比拥有财务教育背景的管理者多6.89%。产权性质(Owner)的均值为0.71,即在总样本中71%为国有控股样本,29%为非国有控股样本。
将国有控股企业与非国有控股企业比较来看,在盈余管理水平方面,国有控股企业真实盈余管理的平均水平与非国有控股企业基本无异,非国有控股企业应计盈余管理的平均水平要高于国有控股企业。在管理者财务背景特征方面,非国有控股企业拥有财务工作经历的高管比例略高于国有控股企业,拥有财务教育背景的高管比例则无明显差异。这可能是因为非国有控股企业以盈利作为首要目标,他们面临更大的市场竞争压力,因而有更大的盈余操纵动机来提高企业披露的业绩质量,意图聘用财务背景丰富的管理者对企业资金链进行更合理的管理、提高企业绩效,从而获得市场对他们的信心。
(二)多元线性回归结果
本文首先检验了高管财务背景对企业盈余管理的影响,并进一步分析了在不同产权性质下高管财务背景对盈余管理的影响。
1. 高管财务背景对真实盈余管理和应计盈余管理的影响。我们分别以上市公司真实盈余管理和应计盈余管理作为被解释变量,以高管财务工作背景和财务教育背景作为解释变量,分析其财务背景对盈余管理的影响。具体实证结果如表3所示。
表3的第1列是高管财务背景与真实盈余管理的回归分析结果。我们发现,高管财务工作经历的回归系数为-0.400,并且在1%的水平上显著为负,而财务教育背景的回归系数为0.123,与真实盈余管理水平正相关但不显著,说明与财务教育背景相比,管理者的财务工作经历对于提高真实盈余质量起到了主要作用,管理者个人的财务工作经历越丰富、管理团队中拥有财务工作经历的成员越多,真实盈余管理程度就越低,企业的财务信息质量就越高。分析其中的原因,可能是因为财务工作的实践操作性很强,而真实盈余管理业务层面上的操纵方式又相对复杂、隐蔽,只有在财务工作中不断地实践和总结,才能更好地把握会计政策,提高对企业真实盈余的管理能力。就控制变量而言,公司规模的系数在1%水平上显著为负,企业规模越大,真实盈余管理的程度越低;企业偿债能力、盈利能力和成长性均与真实盈余管理呈显著正相关关系,说明负债水平越高、盈利越好、成长性越高的企业,其真实盈余管理的水平就越高;审计质量和审计意见的系数没有通过显著性检验。
表3的第2列是高管财务背景与应计盈余管理的回归分析结果。实证结果表明,高管财务工作经历和教育背景的回归系数分别为-0.002和-0.001,与应计盈余管理存在不显著的负相关关系。这一结果表明,当管理团队中拥有财务背景的成员增加时,高管的应计盈余操纵会有所收敛,但抑制效果有限,这可能是因为与真实盈余管理相比,应计盈余管理的操纵方式更加传统、简单,所以高管的财务背景不会明显影响企业制度层面上的应计盈余管理水平。
注:*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平上具有显著,下同。
2. 不同产权性质下,高管财务背景对真实盈余管理和应计盈余管理的影响。通过以上研究我们发现,高管财务工作经历会抑制真实盈余管理,财务工作经历越丰富, 公司真实盈余管理水平越低。然而在不同产权性质下,企业管理者追求的目标有所差异,导致盈余管理的动机不同。鉴于以上分析,本文引入了财务工作经历(Work_exp) 和财务教育背景(Edu_exp)与公司所有权性质(Owner)的交乘项(Work_exp×Owner和Edu_exp×Owner),分别检验了在不同产权性质下,高管财务背景对真实盈余管理和应计盈余管理的影响。具体实证结果如表4所示。
通过表4我们发现,在真实盈余管理样本中,财务工作经历(Work_exp)的系数显著为负,同时财务工作经历和产权性质交乘项(Work_exp×Owner)的系数显著为负, 财务教育背景(Edu_exp)和交乘项(Edu_exp×Owner)的系数均不显著,这说明与非国有控股企业相比,国有控股企业中高管的财务工作经历对企业真实盈余管理水平的影响更大,而财务教育背景没有显著影响真实盈余管理水平,并且也不受企业产权性质的影响。同样,在应计盈余管理样本中,我们发现Work_exp、Edu_exp、Work_exp× Owner和Edu_exp×Owner的系数均不显著,表明产权性质和管理者财务背景以及它们的交互作用对国有控股企业与非国有控股企业的应计盈余管理均没有显著影响, 与前文研究结果一致。
我们认为这可能是由于国有控股企业相对收益目标而言更看重政治和社会地位,即使企业经营失败对管理者自身的影响也不会很大,因此他们没有动机从企业生产经营的各个业务环节进行真实盈余操纵,再加上国有控股企业有效的内部控制以及高管的财务工作经历,抑制了企业的盈余管理行为,有利于上市公司财务信息质量的提高以及对社会责任的履行;而非国有控股企业的兴衰关系着管理者事业的成败,他们一直保持谨慎的态度,不敢为了追求眼前利益,付出长远的代价来进行真实盈余操纵,因此高管的财务背景并不会对企业的真实盈余操纵有太大影响。
四、结语
本文选取2011 ~ 2013年沪深两市A股上市公司作为研究样本,实证分析了高管财务背景对盈余管理的影响, 同时还检验了不同产权性质下,高管财务背景对企业盈余管理的影响,得出的研究结论如下:1在全样本中,高管的财务工作经历能够显著抑制真实盈余管理水平,管理者团队中拥有财务工作经历高管的比例越高,公司的真实盈余管理水平就越低;而财务教育背景对盈余管理的影响并不显著。2进一步研究发现,与非国有控股企业相比,国有控股企业管理者的财务工作经历对真实盈余管理水平的影响更大。
本文为管理者背景特征异质性对盈余管理的影响提供了新的依据,为企业今后的用人制度提供了新的思路, 具有较强的现实意义。第一,管理者应不断完善企业的内部控制体系建设,严格遵守内部控制制度的各项要求,从制度层面上减少盈余管理行为。第二,与财务教育背景相比,高管的财务工作经历能够显著抑制真实盈余管理水平,企业对于今后高管的聘用条件应侧重于他们的财务工作经历而非财务教育背景,财务工作经历越丰富,对会计政策把握越深入,从而提高企业的会计信息质量。
摘要：本文以2011~2013年沪深两市A股上市公司作为研究对象,将财务背景分为财务工作经历和财务教育背景,实证检验了高管财务背景对公司盈余管理的影响。研究发现,高管财务工作经历对真实盈余管理有显著的抑制作用,但对应计盈余管理的影响并不显著。进一步区分上市公司产权性质后发现,对于不同产权性质的企业,高管财务背景对盈余管理的影响存在一定的差异。
关键词：真实盈余管理,应计盈余管理,财务背景,公司高管
参考文献
Barker V.L.,Mueller G.C..CEO Characteristics and Firm R&D Spending[J].Management Science,2002(48).
Song J.H..Diversification strategies and the experiences of top executives in large firms[J].Strategic Management Journal,1982(3).
Cullinan C.P.,Roush P.B..Has the likelihood of appointing a CEO with an accounting/finance background changed in the post-Sarbanes Oxley era?[J].Research in Accounting Regulation,2011(23).Durfee D..Why more companies are tapping their fi-
nance chiefs for CEO[J].CFO,2005(21).
Gore A.K.,Matsunaga S.,Yeung P.E..The Role of Technical Expertise in Firm Governance Structure:Evidence from Chief Financial Officer Contractual Incentives[J].Strategic Management Journal,2011(32).
姜付秀,黄继承.CEO财务经历与资本结构决策[J].会计研究,2013(5).
Cláudia Custódio,Metzger D..Financial expert CEOs:CEO's work experience and firm's financial policies[J].Journal of Financial Economics,2014(114).
王霞,薛跃,于学强.CFO的背景特征与会计信息质量——基于中国财务重述公司的经验证据[J].财经研究,2011(37).
蔡春,朱荣,谢柳芳.真实盈余管理研究述评[J].经济学动态,2011(12).
Roychowdhury S..Earnings management through real activities manipulation[J].Journal of Accounting and Economics,2006(42).
应计盈余管理 篇2
国内外学者关于盈余管理问题的研究主要集中在应计盈余管理这一方面。而对盈余管理的真实盈余管理研究则不是很多, 尤其是国内目前关于二者关系的研究更是十分有限, 且结论存在很大的分歧, 有的研究认为二者之间是替代关系 (Cohen and Zarowin, 2008) , 而有的研究则认为二者之间是互补关系 (Wan, 2013) , 还有学者认为二者之间是“二元”关系, 即, 既存在替代关系, 又存在互补关系 (王良成, 2014) 。由于世界各国主要采用原则导向型会计准则, 这对应计盈余管理的抑制起到很大作用。管理层将目光投向真实盈余管理, 而真实盈余管理较之应计盈余管理对公司的未来价值损害很大 (Chi et al., 2011;Graham et a1., 2005) 。因此, 有必要对二者之间的关系做出判断, 以使企业实现价值最大化的同时, 保护投资者等利益相关者的利益和规范市场。本文将针对这一问题进行归纳总结, 以期为以后进行应计盈余管理和真实盈余管理的关系研究的学者提供一个帮助。
2 应计与真实盈余管理的关系研究文献综述
2.1 应计与真实盈余管理的替代关系文献综述
2.1.1 国外文献综述
Ewert and Wagenhofer (2005) 认为会计准则的严厉执行会增大应计盈余管理的难度进而会使公司降低应计盈余管理, 但同时带来的一个后果就是真实盈余管理会增加。
Cohen et a1. (2008a) 研究发现, 在SOX法案颁布之后, 由于法律保护水平上升、证券监管和惩罚趋严, 上市公司对盈余管理方式的选择由应计盈余管理转向了真实盈余管理。之后, Cohen and Zarowin (2008) 发现, 真实盈余管理与应计盈余管理是可以相互替代和影响的。这和Graham et a1. (2005) 的研究一致, 为规避监管者的注意, 管理者更偏爱真实盈余管理行为, 面对不同的监管环境和压力, 管理者会认真权衡应计和真实盈余管理运用的策略差异。
2.1.2 国内文献综述
李增福、郑友环 (2010) 则认为预期税率上升的公司, 主要进行真实向上的盈余管理;预期税率下降的公司, 主要进行应计向下的盈余管理。李增福、郑友环、连玉君 (2011) 进一步研究后认为上市公司会同时实施应计盈余管理与真实盈余管理两种盈余管理方式。
和辉 (2012) 认为IPO企业在首次公开发行股票前同时实施了两种盈余管理方式;IPO企业在选择盈余管理方式时是以发行价格最大化为原则的, 当其审计师为国际“四大”、会计弹性水平较低、处于非管制行业时, 选择真实盈余管理更有利于提高股票发行价;反之, 选择应计盈余管理更有利于提高股票发行价。
2.2 应计与真实盈余管理的互补关系文献综述
2.2.1 国外文献综述
Chen et al. (2001) 和Jian and Wong (2010) 发现, 当面临退市和再融资的管制压力时公司的盈余管理动机很强烈, 其行为也很极端。公司不管采用应计盈余管理还是真实盈余管理, 管制压力都是其内在的驱动力量, 使得应计盈余管理与真实盈余管理可能并不表现出替代关系, 而是互补关系 (王良成, 2014) 。但是Chen et al. (2008) 经过进一步的研究后发现市场并不能辨别应计与真实盈余管理。
Wan (2013) 的研究也进一步证实, 应计与真实盈余管理在外部监督严的情形下并不具有相互替代关系。
2.2.2 国内文献综述
刘启亮等 (2011) 研究发现, 在新法律实施以后, 公司的应计盈余管理行为尽管得到了一定的抑制, 但由于我国新法律执行力度不够, 公司的真实盈余管理整体在调节利润方面则没有明显的一致方向。即, 在我国二者之间并不存在替代关系。
王良成 (2012) 的研究认为, 我国的实际情况可能与国外成熟的资本市场不同, 在法律基础、投资者保护意识、相关会计制度等有待完善以及我国独有的市场制度背景下, 应计与真实盈余管理之间并非存在此消彼长的替代关系, 而是具有同高同低联动的正相关关系。
2.3 应计与真实盈余管理的“二元”关系文献综述
王良成 (2014) 经研究发现, 在中国市场上应计与真实盈余管理之间存在“二元”关系。即替代关系和互补关系。具体而言, 市场竞争压力在应计与真实盈余管理之间具有明显的成本比较优势, 使得两者具有替代关系;控制利益、管制压力在应计与真实盈余管理之间不具有显著的成本比较优势, 而是应计与真实盈余管理的驱动因素, 使得两者具有互补关系。
3 结论
虽然关于盈余管理的研究的历史已经很长, 但是对其两种方式关系的研究才开始不久, 而且结论存在很大的争议。也就是说, 对二者关系的研究是很有必要的。同时, 也会对国家未来法律法规以及政策的制定都会产生深远的影响。
参考文献
[1]Cohen, D.A., Dey, A., and Lys, T.Z. (2008a) , ’Real and Accrual—Based Earnings Management in the Pre—and Post—Sarbanes—Oxley Periods’.The Accounting Review 83 (3) :757—787.
应计盈余管理 篇3
对于盈余管理问题的研究已经有相当长的一段历史。最先开始的研究主要着眼于应计盈余管理，而真实盈余管理的研究要滞后多年。从Schipper (1989) 的研究开始，首次将真实盈余管理包含在了对盈余管理的定义中，并且把这种盈余管理定义为：“对外部财务报告过程的有目的干预以期获得一些私人利益……”。至此，大量的研究开始关于对真实盈余管理的研究。虽然针对两种类型的盈余管理方式的各自的研究有很多，涉及操控方式、监管控制、盈余管理动机和经济后果等各个方面，但是对这两种盈余管理方式之间的关系研究却非常有限，并且存在不同结论，有的研究认为两者之间存在替代效应，而有的研究则认为存在互补效应。本文将针对这一问题进行归纳总结。
二、应计盈余管理与真实盈余管理的关系的文献综述
应计盈余管理主要涉及对会计处理方式等的选择以达到掩盖或伪饰真实的业务表现(Dechow and Skinner 2000)。应计盈余管理并不会伴随着公司真实经营活动的改变，而是通过对会计方法等的选择来反映公司的活动，相比之下，真实盈余管理主要通过改变公司的真实经营活动来增加当期的收益。两种类型的盈余管理都是管理者出于增加或者降低盈余的目的，一种影响经营活动而另一种则对经营活动没有影响。在现有的研究中，对应计盈余管理的衡量一般采用琼斯模型或修正的琼斯模型等，而对真实盈余管理的衡量一般借鉴Roychowdhury (2006)的模型。
虽然对两种盈余管理方式的存在学界达成了基本共识，但是对于这两种方式自身关系的研究却存在着不同的结论。国外的研究中，Cohen et al. (2008) 对安然事件之后萨班斯奥克斯利法案的实施影响研究认为该法案对盈余管理产生了明显影响。更为严格的萨班斯奥克斯利法案的强制实施并未像众多学者所想象的那样乐观，而是对公司的应计盈余管理与真实盈余管理产生了影响，即萨班斯奥克斯利法案实施之后公司管理者管理盈余的手段发生了变化，由应计盈余管理转换为更为隐蔽，更不易计量的真实盈余管理。因此，Cohen et al. (2008) 研究，认为真实盈余管理与应计盈余管理之间存在着替代相应。
与之研究结论类似的还有Graham et al. (2005) 和Chi et al. (2011) 。他们都认为，应计盈余管理容易受到监管，从而公司的管理层更加倾向于采用真实盈余管理的方式来对利润进行管理。因此，他们的观点也是应计与真实盈余管理之间是负相关的，即存在替代效应。
然而，近期以中国资本市场为研究对象的研究却得到了相反的结论。例如王良成(2012)的研究就认为应计与真实盈余管理之间并非是此消彼长的关系而是具有同高同低的联动关系。学界将这种实证研究结果的差异性归纳为：中国的实际情况可能与国外成熟的资本市场不同，中国发展市场经济不过短短的几十年时间，在法律基础、投资者保护意识、相关会计制度等都还不够完善，以及现在的中国注册会计师行业还没有脱离激烈的业务竞争等。
这两种截然不同的结论不禁引发思考：应计盈余管理与真实盈余管理之间究竟是替代效应还是互补效应;是什么因素导致了这样的差异;政策制定者应该如何进一步制定规范措施。针对这种差异是由于中国制度不完善等原因的思考也仅仅是猜测。到底是何种因素导致了这种不同亟待进一步的检验，以为我国进一步完善制度提供依据。
三、应计盈余管理与真实盈余管理的关系研究的展望
虽然盈余管理问题研究由来已久，但对应计盈余管理和真实盈余管理两者之间的关系的研究却存在着不同的研究结论。对于应计与真实盈余管理替代效应和互补效应的研究能够厘清两者之间的关系，并进一步研究判断是什么因素导致了这样的差异，对未来的政策制定有着深远的影响。
摘要：随着真实盈余管理被纳入盈余管理的研究, 除了对方式、监管、动机和后果等方面的研究, 学界开始关注应计与真实盈余管理这两种方式自身的关系。然而, 相关研究却得到了不同的结论。本文对两方面不同的观点进行了归纳总结, 以期对未来的进一步研究提供一定的借鉴意义。
关键词：应计盈余管理,真实盈余管理,替代效应,互补效应
参考文献
[1]Cohen, Daniel A., A.Dey, and Thomas Z.Lys, 2008.Real and accrual-based earnings management in the Pre-and Post-Sarbanes-Oxley periods[J], The Accounting Review.
[2]Chi, Wuchun, L.L.Lisic, and M.Pevzner, 2011.Is enhanced audit quality associated with greater real rarnings management[J], Accounting Horizons
[3]Graham, J.R., C.R.Harvey, and S.Rajgopal, 2005.The economic implications of corporate financial reporting[J], Journal of Accounting and Economics.
应计盈余管理 篇4
股票市场是信息的市场,即信息引导股票价格的运行,进而引导股票市场资源的配置。股价同步性是指单个公司股票价格的变动与市场平均变动之间的关联性,即所谓的股价“同涨同跌”现象。国内外相关研究发现,股价同步性往往与证券市场信息效率相关,并且对公司财务活动、资本市场资源配置及经济政策都将造成影响。在已有的相关文献中,对于这种相关性有两种截然相反的学说,即信息效率说(股价同步性与信息效率负相关)和噪声说(股价同步性与信息效率正相关)。中国作为新兴市场,股价同步性更加严重。Jin和Myers(2006)研究发现,中国证券市场的股价同步性位居世界第一[1]。我国的数据研究多认为我国股市价格在很大程度上受噪声影响,股价同步性与信息效率正相关关系得到国内外大量文献支持(Chan等,2014[2];史永,2013[3];王亚平、刘慧龙、吴联生,2009[4])。但是,随着中国股市的发展,各项制度逐渐完善,近年来也有相关研究发现,我国股市价格受进入市场的个股信息的影响,股价同步性与信息效率存在负相关关系。
以往的研究基本都是选择应计盈余管理来度量信息效率(谭跃、夏芳,2012;李志生、朱雯君,2015;王亚平、刘慧龙、吴联生,2009[4]),但是,现在公司越来越倾向于采用真实盈余管理进行盈余操纵。Zang(2007)研究发现,应计盈余管理和真实盈余管理在公司盈余管理方式选择中存在替代性[7]。Roychowdhury(2006)研究发现公司管理层更倾向于采用真实盈余管理[8]。Cohen和Zarowin(2008)进一步研究发现,管理层在选择相应的盈余管理方式前会权衡不同盈余管理方式的成本和收益[9]。在现有的制度框架下,公司采用真实盈余管理手段操纵盈余隐蔽性较高(Zang,2007)[7],面临的风险低,成本小。由于采用应计盈余管理的空间受会计弹性的制约,随着中国新会计准则的实施和相关制度的完善,上市公司应计盈余管理的空间变小,而成本变大,公司越来越倾向于采用真实盈余管理,因此有必要基于真实盈余管理的视角,分析中国股票市场研究信息效率和股价同步性的关系。
在目前国内外的研究中,有一种观点认为“非理性因素”影响了股价同步性,此类观点的支持者从投资者非理性和市场摩擦等角度对股价同步性代表信息效率的观点发起了挑战。投资者情绪是否影响股价定价一直是传统金融与行为金融关注的重点,传统金融学认为市场中的交易者都是理性的,但是近年来,以DSSW模型为理论基础,国外学者开始研究投资者情绪的度量方法以及股票价格是否受到投资者情绪的影响。Brown和Cliff(2005)认为如果过分乐观导致股价偏离内在价值,那么在一段时期高涨的投资者情绪过后必然会有基于市场基础价值的较低的收益。他通过研究发现这一现象在整个股票市场是广泛存在的。同时也发现投资者情绪的程度和股价偏离内在价值之间是正相关的[10]。Schmeling M(2009)用消费者信心指数代表投资者情绪,通过对比研究18个国家的情况发现,在羊群效应更加明显的国家中,投资者情绪对股价影响更加明显[11]。
在国内的研究中,李燕妮和杨贵宾(2005)发现我国证券市场封闭式基金同世界众多证券市场一样,存在明显折价现象,各基金间的折价率呈明显正相关,明显受到共同的因素影响——投资者情绪[12]。王一茸和刘善存(2011)选择央视看盘、BSI指数、封闭式基金折溢价律及消费者信心指数作为投资者情绪的度量指标,通过实证研究发现:中国股市中牛市状态下投资者情绪对于股票收益的影响小于熊市,中国股市中投资者情绪对股票市场收益的影响程度大于美国股市[13]。作为一个新兴市场,中国证券市场投资者情绪波动幅度大,导致上市公司的股价严重偏离其基础价值,因此,在我国“非有效市场”的背景下,立足于行为金融这一前沿领域,研究投资者情绪对股价同步性尤为必要。
本文认为,信息效率源于信息不对称,而投资者情绪源于投资者非理性因素,两个学派研究的侧重点不同。然而在研究中国股票股价同步性时,难以辨别股价同步性究竟是管理层操控盈余引起的还是由投资者非理性造成的。两个学派均采用间接的方法衡量信息效率和投资者情绪,衡量结果有一定的缺陷甚至重叠的部分,如管理层可以通过操控盈余来间接影响投资者情绪。因此,本文将代表信息效率的盈余管理和投资者情绪放在一个框架内研究,采用交叉的方式研究,符合股市现实情况,尤其符合中国股市的现状。本文采用中国新会计政策颁布后至今的最新数据,交叉研究盈余管理、投资者情绪对股价同步性的影响。
相比之前的研究,本文的贡献之处可能在于:(1)笔者采用盈余管理与投资者情绪交叉研究,相比之前只从一个方面研究股价同步性,能够更加真实地揭示影响股价同步性的因素与方式;(2)本文考虑到公司越来越多地采用真实盈余管理,将真实盈余管理和应计盈余管理一起研究,更加符合股市现状,为盈余管理与股价同步性研究提供增量数据;(3)笔者发现,公司可以通过操纵盈余来影响投资者情绪进而影响股价同步性,为股票市场投资者情绪研究提供新的研究思路,甚至为证券市场投资者投资行为等提供经验数据;(4)笔者发现,应计盈余管理和真实盈余管理对股价同步性的影响方向不一致,可以为我国证券市场不同盈余管理方式的识别难度对比提供经验数据。
2 理论分析与研究假设
中国作为新兴市场,股价同步性更加严重。我国的研究数据大多表明我国股市价格在很大程度上受噪声影响,股价同步性与信息效率正相关关系得到国内外大量文献支持。但是,随着中国股市的发展,各项制度逐渐完善,近年来也有相关研究发现,我国股市价格受进入市场的个股信息的影响,股价同步性与信息效率存在负相关关系。盈余管理分为应计盈余管理和真实盈余管理,目前国内外研究中普遍认为真实盈余管理相对于应计盈余管理隐蔽性更高,更加不易识别。倪晓燕(2011)通过检验资本市场对扭亏公司盈余管理行为的反应程度,发现市场投资者有进行应计盈余管理识别的意识,而投资者既没有办法识别真实盈余管理,也没有意识进行真实盈余管理识别[14]。李蓓蓓(2013)依据败德/违法,可控性的程度和大小两个维度将盈余管理分为四个层次,第一层次主要表现为应计盈余管理,具有可控性,第二层次主要表现为真实盈余管理,很难识别和控制,第三层次和第四层次的盈余管理轻微违背道德,后果严重[15],因此,笔者认为并非所有的盈余管理都能够识别,真实盈余管理往往很难被识别和控制。Chen和Rees(2010)实证检验了真实和应计盈余管理与未来公司表现的关系,以及市场对当期真实和应计盈余管理反映情况,结果发现,为了迎合分析盈利预期而进行真实盈余管理行为的公司,比起使用应计盈余管理达到其目标的公司,其未来业绩表现更好,且与不进行盈余管理的公司未来业绩相比没有显著差别,真实盈余管理较应计盈余管理更不易被分析和识别[16]。
通过以上分析,投资者能够识别应计盈余管理,不能够识别或不能够完全识别真实盈余管理。当管理层进行应计盈余管理向市场传递盈余信息时,投资者能够识别全部或部分应计盈余管理信息。此时,将有较少的个股盈余信息进入市场,股价同步性将升高。当管理层进行真实盈余管理后向市场传递盈余信息时,投资者完全不能够识别盈余管理,此时盈余信息相比正常的盈余信息,将有更多的体现个股盈余特征的盈余信息进入市场,股价主要受噪声影响,股价同步性将降低。据此,提出假设1。
H1:在其他条件不变的情况下,股价同步性与应计盈余管理正相关,与真实盈余管理负相关。
行为金融学是金融学、心理学、行为学、社会学等学科相交叉的边缘学科,力图揭示金融市场的非理性行为和决策规律,对传统金融理论的创新发展具有重要意义。传统金融理论认为,人们的决策是建立在理性预期、风险回避、效用最大化,以及相机抉择等假设基础之上的。然而,大量的心理学研究表明,人们的实际投资决策并非如此,这种对理性决策的偏离是系统性的,并不能因为统计平均而被消除,因此,股价的“同涨同跌”同样也受非理性因素的影响。投资者不能够完全根据公司个股信息进行理性投资,因此,投资者情绪造成的错误定价必然会影响股价在一定程度上的错误定价。当投资者情绪造成的错误定价较高时,投资者往往不会根据公司个股信息进行投资;当投资者造成的错误定价较低时,公司个股股价则较多地反映了公司个股的特质信息。因此,投资者情绪引起的错误定价越高,公司个股信息往往越容易被忽略,投资者受市场大环境的影响越强,股价同步性越高。反之,投资者情绪引起的错误定价越低,投资者受个股影响越强,公司个股信息往往越容易被重视,股价同步性越低。据此,提出假设2。
H2:在其他条件不变的情况下,股价同步性与投资者情绪正相关。
应计盈余管理能够部分或全部被识别,管理层利用应计盈余管理引导投资者情绪,欲使投资者通过公司向市场传递的应计盈余信息进行错误定价,但是,投资者能够部分或全部识别到其目的,此时,投资者将会更加不信任公司的个股信息,从而加剧投资者情绪造成的错误定价,因此,应计盈余管理加强了投资者情绪与股价同步性的正相关关系。真实盈余管理完全不能够被投资者识别,当管理层利用真实盈余管理引导投资者错误定价,投资者会相信个股公司向市场传递的个股盈余信息,投资者将受个股影响加强,从而投资者情绪引起的错误定价会减弱,因此,真实盈余管理没有显著加强投资者情绪与股价同步性的正相关关系,甚至减弱其关系。据此,提出假设3。
H3:限定其他条件,应计盈余管理增强了股价同步性与投资者情绪的正相关关系,真实盈余管理没有显著地增强股价同步性与投资者情绪的正相关关系,甚至减弱其关系。
3 样本选择和研究设计
3.1 样本选择与数据来源
考虑到新旧会计准则之间的差异会影响到盈余管理程度计算的可比性,本文采用2008年~2014年全部A股上市公司为初始样本。在此基础上按照如下规则进行样本筛选:(1)剔除金融保险两个行业的样本;(2)剔除当年IPO上市的公司样本;(3)剔除处于ST、*ST等异常交易的样本;(4)剔除交叉上市的公司样本;(5)剔除资产负债率大于1的公司样本;(6)剔除数据缺失的公司样本。最终剩余7455个观测值,2008年~2014年观测值数目依次为963、1098、1115、1079、1093、1088和1019。为了减弱极端值可能带来的影响,本文对所有连续变量在上下1%分位数进行了WINSORIZE缩尾处理。第一大股东持股比例数据来自RESSET数据库,其余数据来自CSMAR数据库或根据CSMAR数据库自行计算。本文在统计及多元回归分析中,采用SAS9.2软件。
3.2 模型设计与变量度量
3.2.1 变量度量
(1)应计盈余管理的度量
本文采用Kothari等(2005)[17]提出的修正Jones模型来衡量个股盈余管理的程度,采用总应计模型的残差来衡量盈余管理的程度,见模型(1)。
(2)真实盈余管理的度量
本文借鉴Roychowdhury(2006)[8]、Cohen等(2010)[18]、方红星和金玉娜(2012)[19]的研究,分别计算操控性经营现金流量、操控性生产成本和操控性酌量费用,进而得出真实活动盈余管理总额。
第一,经营现金流量模型。
Roychowdhury(2006)[8]认为正常的经营活动现金流量是当期销售收入和当期销售收入变化的线性函数,据此得出期望经营现金流量估计模型,见模型(2)。
第二,生产成本模型。
生产成本等于销售产品成本与存货变动之和,Roychowdhury(2006)[8]通过期望销售成本模型与期望存货模型得出期望生产成本估计模型,见模型(3)。
第三,酌量性费用模型。
酌量性费用包括销售费用和管理费用,与上期销售收入存在线性关系,据此得到期望酌量性费用估计模型,见模型(4)。
第四,真实活动盈余管理总额模型。
根据前述分析,真实盈余管理总额等于操控性生产成本与操控性经营现金流和操控性酌量费用之差,见模型(5)。
(3)投资者情绪的度量
(4)股价同步性的度量
注:*、**、***分别代表10%、5%和1%水平显著(双尾),上下半角分别为Pearson和Spearman相关系数
3.2.2 模型设计
本文计算盈余管理时的行业分类采用证监会2001年分类标准,制造业取二级行业代码进行分类,处于C9行业和C2行业的公司数目较少,将两者合并为一个类别,其他行业采取一级行业代码进行分类。参照谭跃、夏芳(2012)[5]、王亚平、刘慧龙、吴联生(2009)[4]的研究设计,本文构建模型(8)、(9)来检验假设1和假设2:
为了验证假设H3,本文在模型(7)、(8)中分别加入盈余管理与投资者情绪的交叉项DA*Q和DREM*Q构建模型(10)、(11)。
在模型中,SYN为股价同步性,DA为应计盈余管理,DREM为真实盈余管理,Q为投资者情绪。此外,我们参考国内外研究,还分别控制了以下变量:INST(机构投资者持股比例)、FIRST(第一大股东持股比例)、NSOE(最终控制人性质)、SIZE(公司规模)、LEV(公司财务杠杆)、ROE(公司盈利能力)、GROW(公司成长性)、YEAR(年份控制变量)、IND(行业控制变量)。各变量的定义如表1所示。
4 实证结果分析
4.1 描述性分析
表2是主要变量的描述性统计结果。SYN的最小值为-2.5218,最大值为1.9528,说明我国上市公司股票同步性有正、负两个方向的变动。DA的最小值为-0.2298,最大值为0.2837,REM的最小值为-0.7482,最大值为0.6558,说明我国上市公司倾向于采用真实盈余管理,真实盈余管理的程度大于应计盈余管理。Q的最小值为-1.7074,最大值为3.4393,标准差为0.8856,说明我国上市公司投资者不够理智,股价同步性受投资者情绪引起的错误定价较严重。INST的均值为0.1704,说明本样本中机构投资者的平均持股比例为17.04%,最小值为0,最大值为0.7842,说明上市公司中有全部投资者为中小投资者的公司,也有机构投资者控股的公司。FIRST的均值为0.3536,说明我国上市公司中“一股独大”的现象较为突出。NSOE的均值为0.1960,75%分位数为0,说明上市公司中有超过75%的公司的最终控制人为非国有。LEV的均值为0.4251,最大值为0.8546,且中位数和25%分位分别为0.4297和0.2724,说明上市公司的资产负债率较高。ROE的均值为0.0653,中位数为0.0605,说明盈利能力较弱。GROW的均值为0.1495,25%分位和中位数分别为-0.1002和0.0621,说明公司的成长性较弱。
注:*、**、***分别代表10%、5%和1%水平显著(双尾)
4.2 相关性分析
表3是主要变量的相关性分析结果,(1)SYN与DA的Pearson和Spearman相关系数在1%水平上均与DA显著正相关,与REM的Pearson和Spearman相关系数在1%水平上显著负相关,初步验证了假设1;(2)SYN与Q的Pearson和Spearman相关系数在1%水平上显著负相关,初步验证了假设2;(3)Q与DA的Pearson相关系数在1%水平上显著正相关,Spearman相关系数在5%水平上显著正相关,Q与REM的Pearson相关系数相关性不显著,初步验证了假设H3。以上仅是单变量分析的结果,更为深入严谨的结果将在多元回归分析中进行验证。
4.3 多元回归分析
表4是被解释变量与解释变量之间的OLS多元回归分析结果,第1列~第4列分别对应模型(7)到模型(10),第5列考虑了各个变量的共同影响,将所有变量一起进行回归的结果。各模型的F值均值1%水平显著,且调整的值在0.23附近,模型的整体效果较好。
第(1)列中,DA的回归系数在5%的水平上显著为正,第(2)列中,DREM的回归系数在1%的水平上显著为负,说明应计盈余管理水平越高,股价同步性越高,真实盈余管理水平越高,股价同步性越低,本文假设1得到支持;第(1)列和第(2)列中的Q的回归系数在1%的水平上显著正相关,说明投资者情绪引起的错误定价越高,股价同步性越高,本文的假设2得到支持;第(3)列中,DA的回归系数在5%的水平上显著正相关,Q的回归系数在1%的水平上显著正相关,与前面结论一致,而且DA*Q的回归系数在5%的水平上显著正相关,说明应计盈余管理水平显著地调增了投资者情绪引起的错误定价。第(4)列中,DREM的回归系数在1%的水平上显著负相关,Q的回归系数在1%的水平上显著正相关,与前面结论一致,但是REM*Q的回归系数与SYN在10%、5%和1%的水平上不显著相关。因此,本文假设3得到支持;考虑到公司同时存在应计盈余管理和真实盈余管理,第(5)列将所有变量同时进行回归,结果与前四列结果一致,更加稳健地支持了本文的三个假设。
在控制变量方面,INST的回归系数在5个模型中都在1%的水平上显著负相关,说明机构投资者持股比例越高,股价同步性越低;FIRST的回归系数在5个模型中都在5%的水平上显著正相关,说明第一大股东持股比例越高,股价同步性越高;SIZE的回归系数在5个模型中都在1%的水平上显著正相关,说明公司的净资产规模越大,股价同步性越高;LEV的回归系数在5个模型中都在1%的水平上显著正相关,说明公司的财务杠杆越大,股价同步性越高;ROE的回归系数在5个模型中都在1%的水平上显著正相关,说明公司的净资产收益率越高,即公司的盈利能力越强,公司的股价同步性越高。
4.4 稳健性检验
为了验证本文研究结论的稳健性和可靠性,本文进行了如下敏感性测试(限于篇幅,具体表格数据略去)。
(1)考虑到最近的一些行为,公司财务研究开始使用动量指标作为投资者情绪的替代变量来检验投资者情绪对公司投资行为的影响。本文借鉴吴世农和汪强(2009)[25]以及花贵如等(2011)[26]的研究设计,以半年期的动量指标计量投资者情绪,即上一期6个月的累积月度股票收益作为投资者情绪的替代性指标,重复正文研究,实证结果没有显著差异。
(2)投资者情绪对股价同步性有影响,但同时股价同步性也会影响到投资者情绪。这说明股价同步性和投资者情绪之间可能互为因果关系,模型存在内生性问题。因此,本文进一步将解释变量和控制变量滞后一期,重复正文的研究。研究结果没有实质性差异。
5 研究结论与启示
本文以2008年~2014年我国A股上市公司的7455个观测值为样本,通过实证检验发现,应计盈余管理由于较容易被识别,当公司向市场传递基于应计盈余管理的盈余信息时,进入市场的个股信息减少,股价同步性上升。真实盈余管理由于不易被识别,当公司向市场传递基于真实盈余管理的盈余信息时,将有更多的基于公司意志的个股信息进入市场,股价同步性下降。
投资者情绪引起的错误定价越高,股价同步性越高,同时公司可以通过应计盈余管理调节投资者情绪与股价同步性的正相关关系,不能通过真实盈余管理调节投资者情绪与股价同步性的相关关系。
在我国资本市场,股价同步性远远高于世界平均水平,说明股市的资源配置效率有待提高。作为向市场传递信息过程中的重要部分,盈余信息在投资者进行决策的过程中非常重要,但是,目前我国上市公司中盈余管理现象普遍存在,而且,近年来显示出由应计盈余管理向真实盈余管理转变的趋势,这不仅损害投资者利益,而且对于公司的长远发展也极其不利。同时,这也严重影响了股价同步性,阻碍资本市场的资源有效配置。监管者应当加强资本市场制度建设,切实保证上市公司向市场传递无偏差信息,保证资本市场资源配置和投资者的相关利益。投资者情绪造成我国的股价同步性升高,相关管理机构应该加大力度普及股市知识,同时,投资者自身也要加强学习,理性投资。
摘要：鉴于中国证券市场信息严重不对称、真实盈余管理与应计盈余管理识别难度不同,以及投资者非理性共存等问题,本文分别将真实盈余管理和应计盈余管理与投资者情绪结合起来,进而研究其对股价同步性的影响,以我国2008年2014年A股上市公司为样本,检验不同方式盈余管理和投资者情绪对股价同步性的影响。研究发现,应计盈余管理与股价同步性正相关,真实盈余管理与股价同步性负相关,投资者情绪与股价同步性正相关。投资者情绪能够增强应计盈余管理与股价同步性的正相关关系,但不能显著增强真实盈余管理与股价同步性的关系。
应计盈余管理 篇5
股权价值高估是指股权的市场价值高于其内在价值,它是证券市场失灵的常见现象。自从Jensen对股权价值高估企业的委托代理成本进行首次阐述后,股权价值高估逐步成为学术界和实务界关注的焦点。
Jensen(2005)指出,除非偶然因素,否则在不进行盈余管理的情况下企业几乎不可能创造维持股价持续高估的业绩水平,盈余管理往往成为股权价值高估企业进行内部人交易的重要前期准备工作。在此基础上,过去的研究多侧重于考察股权价值高估企业的应计盈余管理行为。然而,近期的研究发现,随着会计制度的不断完善,隐蔽性较强的真实盈余管理越来越受到管理层的青睐。二者的本质区别在于应计盈余管理通过会计手段来操纵利润,只是改变了盈余在各个会计期间的反映和分布情况,而真实盈余管理改变了企业的实际生产经营活动,对公司的现金流量和长期价值具有重大的影响。已有研究表明,企业在操纵利润时会交互替代性地使用这两种盈余管理方式。那么,股权价值高估企业是如何选择应计或者真实盈余管理的呢?两者之间的替代机制是怎样的呢?在此背景下,本文以我国创业板市场上股权价值高估企业为研究样本,深入探究其盈余管理行为。
本研究的贡献主要体现在:首次综合对比分析了股权价值高估企业的应计及真实盈余管理行为,实证探究了两种盈余管理方式的替代机制,深化了股权价值高估企业的委托代理理论,为我国股权价值高估企业的治理提供了经验数据。
二、文献综述及研究假设
盈余管理是指管理层运用会计方法或安排真实交易来粉饰财务报告,以误导投资者对公司业绩的理解。大量研究表明,股权价值高估时,公司存在着强烈的动机进行盈余管理来维持甚至助推高估的股价。这些动机主要体现在以下几个方面:首先,在现代上市公司股权激励的薪酬结构安排中,管理者的奖金、工资、期权等薪酬回报与公司股票价格密切相关。Cheng、Warfied(2005)发现股权价值高估与企业应计项目操纵的相关性显著,管理者为提升自身薪酬会进行相应的盈余管理。其次,较高的估值也能给管理层带来更多的隐性收入,如在上市公司增发、配股时,较高的估值可以“圈”更多的钱回来,以增加管理者控制的资源。再者,.公司股票在二级市场上的表现是管理者经营能力的主要体现,表现良好则可以提升管理者的美誉度和知名度。Chi(2009)研究发现,股权价值高估时,公司为迎合市场预期及吸引投资者,会操纵会计利润来提高盈余水平,以维持高估股价时的经营业绩。最后,股权价值高估企业有动机进行盈余管理,还因为公司股票价格较高时,外部“野蛮人”收购成本较大,公司被“野蛮人”收购的风险较小,管理层能获得一个“在职”的奖赏。
基于以上动机,国内外学者进行了多方面的探索:Wang(2012)以美国上市公司为样本,发现股权价值高估企业会更多地进行盈余管理,且这些公司股价泡沫破灭的可能性更大。相比而言,股权价值低估企业更乐于向市场传递真实信息,较少地进行盈余管理。Raoli(2013)在研究意大利上市公司时,发现股权价值提高时公司会用应计盈余管理来调高利润,股权价值降低时公司会用应计盈余管理来调低利润。Coulton(2012)在对澳大利亚市场的研究中也发现股权价值高估公司应计项目操纵值更高。由此可见,股权价值高估的委托代理成本在成熟市场上普遍存在。在我国,刘睿智等(2009)研究发现,上市公司的操纵性应计盈余与股权价值高估程度呈正相关关系,股权价值高估企业会更多地采用盈余管理方式来隐瞒公司的真实表现,表明股权价值高估的委托代理成本在中国新兴市场同样具有适应性。
遗憾的是,以上研究都是基于应计盈余管理的考察,相对而言,针对股权价值高估企业真实盈余管理的研究甚为有限。目前仅有Sawicki(2008)对此进行了初步的探索,其研究了真实盈余管理在规避股价泡沫破灭方面的积极效应,却忽略了其在维持和助推高估股价方面的重要作用,该结论在中国制度背景下是否适用,目前还缺乏系统的研究。股权价值高估企业是如何使高估股价一步步攀升,最终出现泡沫破灭的呢?股价高估过程中两种盈余管理方式又起着什么样的作用呢?它们之间是否存在替代性,若存在,其替代机制又是什么呢?目前国内外对此的研究甚少。本文认为,股权价值高估企业作为理性经济人,在选择盈余管理方式时会综合考虑各种方式的成本和收益,从而选取净收益最大的盈余管理方式。下面本文将对股权价值高估企业应计及真实盈余管理的行为选择进行分析。
应计盈余管理是通过会计处理来操纵盈余,如减少坏账准备、变更折旧方法等,这种方式并没有改变股权价值高估公司的实际生产经营活动和实际盈余,只是改变了盈余在各个会计期间的反映和分布情况,不会影响到公司的现金流量,对股权价值高估企业长期损害较小。从操作的难易程度来看,应计盈余管理不需要建立真实的交易,通过会计处理便可实施,操作的低成本性和便利性使得其深受股权价值高估企业的青睐。目前我国创业板市场仍不成熟,各项法律、法规、制度仍不完善,加之创业板上市公司大都为高新技术企业,会计灵活性较大,为应计盈余管理提供了较大的空间。总体来说,应计盈余管理的操纵成本较低。但是由于应计盈余管理具有反转的性质,当股权价值高估程度过大时,企业为了克服反转带来的业绩下降,不得不进行更大幅度的盈余管理,长此下去很容易被外部的审计师和监管者发现,从而造成严重的后果。此时,仅仅使用应计盈余管理已不能满足维持高估股价的需要。
已有研究表明,当应计盈余管理受到限制时,企业具有强烈的动机采用另外一种盈余管理方式,即真实盈余管理。真实盈余管理是管理当局刻意改变或者虚构公司的生产经营活动,有目的地对公司盈余进行调节。这会导致企业偏离最优的生产模式,从而对企业的长期成长性产生严重的影响。真实盈余管理相对于应计盈余管理最大的优势在于隐蔽性较强,不容易被外部的审计师和监管者发现。但其操纵成本较高,长此以往会削弱公司的竞争力,对未来的发展产生不利影响。作为股权价值高估企业的理性管理者,只有在应计盈余管理受到限制时,才会采用操纵成本较高的真实盈余管理。鉴于此,本文提出如下假设:
假设1:股权价值高估程度越大,企业进行的正向应计及真实盈余管理的总和越大。
假设2:随着股权价值高估程度的增大,企业的盈余管理方式逐步由应计盈余管理转化为真实盈余管理。
三、研究设计
(一)应计盈余管理的度量
本文采用应计利润分离模型,将总应计利润分离为非操纵性应计利润和可操纵性应计利润。其中,非操纵性利润是指企业的正常利润水平,可操纵性应计利润则代表企业的应计盈余管理。Dechow(2000)指出横截面修正的Jones模型能较好地度量可操纵性应计利润,章东卫等(2011)还发现考虑业绩因素会使可操纵性应计利润的度量更加准确。因此,本文采用业绩匹配的修正Jones模型来度量股权价值高估企业的应计盈余管理。具体步骤如下:
1. 计算总应计利润(TAi,t):
其中:EBXIi,t表示i公司在第t季度扣除非经常性损益后的净利润;CFOi,t表示i公司在t季度的经营现金流量。上式中各变量都经i公司t-1期总资产Ai,t-1标准化,以消除公司规模所带来的误差。
2. 计算非操纵性应计利润(NDAi,t):
其中:Ai,t-1仍用来消除公司规模带来的误差;△REVi,t表示i公司在t季度的营业收入增加额;△RECi,t表示i公司在t季度的应收账款增加额;PPEi,t表示i公司在t季度的固定资产总额;ROAi,t表示i公司在t季度的总资产收益率。α1、α2、α3、α4通过公式(3)采用横截面数据分行业、分年度估计得到:
3. 计算可操纵性应计利润(AMi,t)。
(二)真实盈余管理的度量
真实盈余管理的手段包括销售操控、费用操控和成本操控,本文借鉴Roychowdhury(2006)的方法,分别用异常经营现金流量(RM-CFO)、异常酌量性费用(RM-DISEXP)、异常生产成本(RM-PROD)来度量,具体方法如下:
1.销售操控是指提供异常的价格折扣和信用条件来扩大销售,这会导致当期单位经营现金净流量的减少。Roychowdhury将正常经营现金流量表示为销售收入与销售收入变动额的线性关系,如(5)式所示,从而估算出正常经营现金净流量(CFOi,t),其与实际经营现金净流量的差额则为销售操控额。
2.费用操控是指异常削减研发费用、广告费用以及职工培训费等必要支出,以增加当期的利润水平(由于我国上市公司不单独披露以上费用,而是将其包含于销售费用和管理费用中,因而费用操控主要是对销售费用和管理费用的操控)。Roychowdhury将正常酌量性费用与销售收入的函数关系表示为式(6),以此来估算出正常酌量性费用(DISEXPi,t),费用操控额则为实际酌量性费用减去正常酌量性费用的差值。
3.成本操控是指扩大生产量,利用规模经济来降低单位成本,增加利润。生产成本为销售成本与当期存货变动额之和。Roychowdhury将正常生产成本与销售收入的函数关系表示为式(7),以此来估算出正常生产成本(PRODi,t),实际生产成本减去正常生产成本则为成本操控额。
4.真实盈余管理为销售操控、费用操控和成本操控三者之和,当企业运用真实盈余管理调增利润时,往往伴随着经营现金流量的减少、酌量性费用的减少和生产成本的增加,因此真实盈余管理可表示为式(8)。RM的正负表示盈余操纵的方向,当企业采用真实盈余管理调增利润时,RM为正值,反之为负值。
(三)股权价值高估的度量
股权价值高估是指股权市场价值(M)高于其内在价值(V),即。股权市场价值容易计算,而内在价值的估计则比较繁琐。本文借鉴Coulton(2012)、袁知柱(2014)等的研究思路,采用Rhodes-Kropf模型来度量股权价值高估程度,如(9)式所示:
式中,α1、α2、α3、α4由式(10)估算得到:
其中:Vi,t表示i公司t季度内在价值;Mi,t表示i公司t季度市场价值;Bi,t表示i公司t季度权益账面价值;NIi,t-1表示i公司t-1季度净利润绝对值,若t-1季度净利润为正数,则I(NI≤0)赋值0,反之,I(NI≤0)赋值1;Levi,t表示i公司t季度资产负债率。Over>1的企业则为股权价值高估样本。
本文甄选了下列控制变量:参考Badertscher(2011)、Cohen(2008)、袁知柱(2014)等的研究,加入净资产收益率(ROE)、会计弹性(NOA)、公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、成长性(Growth)作为控制变量;参考李福增等(2011)的研究,加入了管理层持股比例(Share)、独董比例(IDR)、行业法律风险(Law)作为控制变量。各变量及其含义详见表1。
(四)模型设计
根据前文的分析,本文构建了模型(11)来研究股权价值高估对盈余管理的影响,用以检验H1和H2。模型中EM代表盈余管理程度,分别用AM、RM、TM三个指标来表示。
(五)样本选择
本文选取2012~2015年我国创业板上市公司为初选样本,剔除股权价值未高估的公司样本、金融保险业的公司样本、信息不全或数据异常的公司样本后,得到1312个样本观测值,本文相关数据均来自国泰安数据库、Wind数据库和深圳证券交易所数据中心,数据处理采用Matlab完成。
四、实证结果与分析
(一)描述性统计
为描述股权价值高估样本的分布情况,本文绘制的散点图如下所示:
从图中可知,绝大部分股权价值高估企业的Over值都分布在1~3之间。为研究不同股权价值高估程度企业的盈余管理行为选择,本文将股权价值高估程度介于1~3的企业划分为股权价值一般高估样本(N=1022),将股权价值高估程度大于3的企业划分为股权价值严重高估样本(N=290),表2分别报告了两组样本的描述性统计结果。
如表2所示,股权价值一般高估样本中总盈余管理(TM)的均值为0.066,明显低于股权价值严重高估样本中总盈余管理(TM)的均值(0.125),表明股权价值高估程度越大,企业进行的总盈余管理程度越大,这与本文假设1相一致。股权价值一般高估样本中应计盈余管理(AM)均值与总盈余管理(TM)均值的比例为78.79%,说明应计盈余管理是股权价值一般高估企业盈余管理的主要方式;股权价值严重高估样本中真实盈余管理(RM)均值与总盈余管理(TM)的比例为69.60%,说明真实盈余管理是严重高估企业盈余管理的主要方式。总体来说,随着股权价值高估程度的增大,企业盈余管理方式逐步由应计盈余管理转化为真实盈余管理,初步证实了假设2。限于篇幅,其他变量的描述性分析不再赘述。
(二)相关性分析
表3报告了模型中各变量的Pearson及Spearman相关系数。从表3的相关关系可以得出:应计盈余管理(AM)与真实盈余管理(RM)负相关,这说明两种盈余管理方式之间存在着替代性;股权价值高估程度(Over)与应计盈余管理(AM)、真实盈余管理(RM)、总盈余管理(TM)之间均呈正相关关系,证实了股权价值高估时公司会进行正向的盈余管理。但表3仅仅列示了简单的相关系数,并没有控制其他因素,其结论尚待进一步回归检验。
在表3的Pearson和Spearman相关系数中,AM与TM的相关系数、RM与TM的相关系数均较大,由于应计及真实盈余管理是盈余管理的两种不同方式,模型中盈余管理程度(EM)分别用AM、RM、TM三个指标来表示,三个指标不会出现在同一回归方程中,因此不存在多重共线性。其他变量相关系数的绝对值基本不超过0.3,方差膨胀因子均小于5,说明各变量之间不存在多重共线性。
(三)股权价值高估对盈余管理方式选择的回归分析
为了进一步探究股权价值高估对盈余管理方式选择的影响,本文仍按照股权价值高估程度的不同,将全样本划分为股权价值一般高估样本和股权价值严重高估样本,分别对模型(11)进行多元回归分析。表4报告了回归结果。
从表4可以发现,在股权价值一般高估和严重高估样本中,总盈余管理(TM)与股权价值高估程度(Over)的回归系数(t值)分别为0.191(2.396)和0.228(3.053),且都在1%的水平上显著。这说明股权价值高估程度越大,企业进行的应计及真实盈余管理总和也越大,本文假设1得到验证。
从表4还可以看出,在股权价值一般高估样本的回归中,应计盈余管理(AM)与股权价值高估程度(Over)的回归系数(t值)为0.123(2.310),且在1%的水平上显著,而真实盈余管理(RM)与股权价值高估程度(Over)的回归系数(t值)为0.068(0.793),且未通过显著性检验,说明股权价值一般高估时,企业主要采用应计盈余管理方式来操纵利润。在股权价值严重高估样本的回归中,真实盈余管理(RM)与股权价值高估程度(Over)的回归系数(t值)为0.217(2.639),且在1%的水平上显著,而应计盈余管理(AM)与股权价值高估程度(Over)的回归系数(t值)为0.011(0.411),不显著,说明股权价值严重高估时,真实盈余管理是企业操纵利润的主要方式。由此可见,随着股权价值高估程度的不断增大,企业的盈余管理方式逐步由应计盈余管理转化为真实盈余管理,假设2得到验证。
注:表格左下半部分和右上半部分分别为Pearson和Spearman相关系数;***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。
注:括号内为t值;***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。下同。
(四)稳健性检验
然而,股权价值高估与盈余管理也可能存在着逆向关系,即盈余管理导致股权价值高估,而不是股权价值高估企业为维持高估股价进行盈余管理。为了解决这种因果关系内生性带来的偏差问题,本文采用联立方程法进行两阶段最小二乘法回归分析。参考袁知柱(2014)等的研究,在股权价值高估的影响因素中加入了盈余管理(EM)、股票波动率(STDRET)、管理者持股比例(Owner)、第一大股性质(Top)、公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、成长性(Growth)等变量。建立联立方程,如式(12)所示:
限于篇幅,表5仅报告了股权价值一般高估样本的两阶段最小二乘法检验结果。如表5所示,在联立方程组1中,当Over为因变量时,AM的系数(t值)为0.236(2.320),且在5%的水平上显著,说明股权价值高估与应计盈余管理的逆向关系是存在的。当AM为因变量时,Over的系数(t值)为0.132(3.137),且在1%的水平上显著,说明考虑了内生性后,在股权价值一般高估阶段应计盈余管理与股权价值高估程度仍显著正相关,这与表4的结果相一致。
在联立方程组2中,当Over为因变量时,RM的系数在5%的水平上显著为正,说明真实盈余管理程度越大,股权价值高估程度也越大,这种逆向关系也是存在的。当RM为因变量时,Over的系数不显著,即考虑了内生性后,在股权价值一般高估阶段真实盈余管理与股权价值高估程度无显著相关性,这与表4的结果相一致。
在联立方程组3中,当TM为因变量时,Over的系数仍显著为正,原结果并未发生显著变化。
在严重高估阶段,考虑了逆向因果关系导致的内生性后研究结果也未发生显著变化。综上,前述结论具有稳健性。
五、研究结论
本文主要考察了股权价值高估对公司盈余管理行为选择的影响。研究发现:股权价值高估程度越大,企业进行的应计及真实盈余管理的总和越大;在股权价值一般高估阶段,企业主要采用成本低、操作便利的应计盈余管理来操纵利润;但由于应计盈余管理具有反转的性质,当其使用受到限制时,企业会转而采用成本高、隐蔽性强的真实盈余管理来操纵利润,在股权价值严重高估阶段,真实盈余管理是其利润操纵的主要方式。这一结论是对股权价值代理理论在我国创业板上市公司的有效验证。
本研究的现实意义体现在:一方面,本文对股权价值高估企业应计及真实盈余管理替代机制进行了系统阐述,不但为西方股权价值高估委托代理理论在我国的适应性提供了新的依据,而且为我国股权价值高估企业的治理提供了有益的启示;另一方面,本文结论对国家相关部门规范内部人交易、抑制上市公司盈余管理、保护中小投资者具有借鉴意义。
参考文献
李福增,林盛天,连玉君.国有控股、机构投资者与真实活动的盈余管理[J].管理工程学报,2013(3).
Zang A..Evidence on the trade-off between real activities manipulation and accrualbased earnings managemen[tJ].Accounting Review,2011(2).
Wongsunhai W..The effect of external monitoring on accrual-based and real earnings management:Evidence from venture-backed initial public offerings[J].Contemporary Accounting Research,2013(1).
Badertscher B.A..Overvaluation and the choice of alternative earnings management mechanisms[J].Accounting Review,2011(9).
Raoli E..Do managers engage in earnings management to support firm's market valuation[J].Corporate Ownership&Control,2013(2).
李增福,郑友环,连玉君.股权再融资、盈余管理与上市公司业绩滑坡--基于应计项目操控与真实活动操控方式下的研究[J].中国管理科学,2011(12).
张卫东.定向增发股份解锁后机构投资者减持行为与盈余管理--来自我国上市公司定向增发解锁的经验数据[J].会计研究,2011(12).
Roychowdhury S..Earnings management through real activities manipulation[J].Journal of Accounting and Economics,2006(12).
应计盈余管理 篇6
近年来关于国际财务报告准则的采用是否能提高会计信息质量、抑制盈余操纵是一个争论激烈的热点问题。一种有代表性的观点(Leuzetal.,2008;H ailetal.,2009)认为,各国的制度环境、会计准则等都是影响会计信息质量的重要因素(Leuz etal.,2003;Cohen etal.2008)。Cohen etal.(2008)发现,在美国规则导向会计准则的前提下,SO X法案的实施对应计与真实盈余管理产生了明显的影响。那么,一个相关的问题是,会计准则是否会对公司的应计与真实盈余管理产生影响呢?尤其是在强制采用国际财务报告准则的背景下。我国近年来在法律和会计准则上的实施情况,则为研究上述问题提供了一个较好的独特环境。一方面,我国从2006年1月1日实施新的公司法和证券法,这样,使2005年至2008年我国公司面临的法律环境基本相同。另一方面,从2007年1月1日,我国上市公司被要求强制采用与国际财务报告准则趋同的新会计准则,在此之前,我国实施的是主要借鉴于美国G A A P的会计准则。这样,从2005年至2008年我国公司面临的法律环境基本相同而实施的会计准则不一样,这就为研究国际财务国际趋同对公司应计与真实盈余管理的影响,提供了恰当的检验环境。因此,本文使用我国上市公司2005年至2008年的数据来研究会计准则国际趋同对公司应计及真实盈余管理的影响,同时,也顺便考察盈余管理动机在其中所起的作用。
二、文献综述
尽管有一些文献(H unt,M oyerand Shevlin,1996;Beatty,Cham berlain and M agliolo,1995;G averand Paterson,1999;Barton,2001;Pincusand R ajgopal,2002)研究公司使用多种方式进行盈余管理的情况,但是到现在,主要的文献还是应计盈余管理研究为主(如:Jones,1991;D efond and Jiam balvo,1994;D echow etal.,1995;K otharie etal.,2005),只是近期有少数学者才开始同时关注应计和真实盈余管理两种方式。R oychowdhury(2006)认为,真实盈余管理是由于管理层试图误导一些股东,以使其相信公司通过正常经营活动达到了既定的财务目标,通过偏离正常经营情况的真实经营活动来操纵利润的行为。最初对于真实盈余管理的研究(Ben etal.,2002,2003;D echow and Sloan,1991;Baberetal.,1991;Bushee,1998;Zarowin etal.,2005;O sm a and Y oung,2009;Seybert,2009)主要集中在通过减少研发费用来降低费用开支以增加利润。W ang etal.(2006)发现当会计灵活空间小(高)时,管理层更(不)可能削减研发支出。然而,对于研发费用之外的其他真实盈余管理的研究,则没有发现一致的证据(A nderson etal.,2003;Chapm an etal.,2005;Cohen etal.,2009)。G unny(2005)发现真实盈余管理对公司未来的业绩有负面影响,R oychowdhury(2006)发现为了避免年度报告亏损,公司利用真实盈余管理(包括经营活动现金流操纵、产品成本操纵和费用操纵)来进行盈余管理的证据。Edelstein etal.(2007)发现由于受股利支付的约束,公司会通过真实盈余管理来减少税收性的收入来满足股利支付的要求。A thanasakou etal.(2009)发现市场并不会奖励通过盈余管理(含真实盈余管理)来满足分析师预测的公司。近年来,一些学者开始同时注意应计与真实盈余管理。Zang(2007)发现公司在操纵利润的时候,会相互替代性地使用应计与真实盈余管理方式,同时也发现诉讼风险加重以后,公司会从应计盈余管理转向真实盈余管理。Chen etal.(2008)发现市场并不能辨别应计与真实盈余管理。Lin etal.(2006)发现公司会使用一套盈余管理的方式(包括真实盈余管理)来满足分析师的盈利预测目标。Cohen etal.(2008)发现在2002年萨班斯法案通过之前,公司应计盈余管理稳定地逐年增加,但是发布该法案之后,应计盈余管理则显著下降,而真实盈余管理则恰好与此相反,是先降后升。这就说明,该法案通过之后,公司的盈余管理从应计盈余管理方式转向了真实盈余管理方式。Cohen etal.(2008)则发现为股票增发(SEO s),公司使用了真实与应计盈余管理两种方式。K im etal.(2009)研究了公司的权益资本成本是否以及怎样受公司真实盈余管理程度的影响,发现公司的真实与应计盈余管理加剧了外部投资者所面临信息的不确定性,其中真实盈余管理带来的不确定比应计盈余管理更严重,因此,市场对真实盈余管理比对应计盈余管理会要求更高的风险溢价。
三、研究设计
(一)样本选取
从2006年1月1日至2008年,我国关于公司方面的法律规定基本没有变化,同时我国于2007年1月1日实施了与国际财务报告准则趋同的新会计准则,这正好可以检验国际财务报告准则的强制采用对公司应计与真实盈余管理的影响。因此,本文选择从2005年至2008年的纯A股上市公司的年报数据作为本文的研究样本。在样本选择时,本文剔除了金融行业的公司、计算应计盈余管理数据不完整的样本观察值。由于同时发行B或H股的公司可能直接采用国际财务报告准则,也剔除了同时发行B或H股的公司。这样,共得到4582个观察值,2005年1059个,2006年1105个,2007年1203个,2008年1215个。
(二)变量定义
对于应计盈余管理,使用修正的Jones模型(D echow等,1995;Ball和Shivakum ar,2006)来计算。首先,运用不同行业不同年份的数据对模型(1)进行O LS回归取得参数α1,α2,α3,再将其代入模型(2)中计算得出不可操纵性应计数,最后将计算所得的不可操纵性应计数代入模型(3)估计出可操纵性应计数(D At)。
这里,TAt=N Tt-CFOt,其中N Tt为第t期经营利润,CFOt为第t期的经营活动现金流量;At-1:第t-1期期末总资产;N D At:经过t-1期期末总资产调整后的第t期的非操控性应计数;△R EVt:第t期和第t-1期主营业务收入的差额;△R EC t第t期和第t-1期应收帐款的差额;PPEt:第t期期末总的厂场、设备等固定资产原值。对于真实盈余管理,仿照R oychowdhury(2006)和Cohen etal.(2008a),用异常经营活动现金流净额、可操控性费用和异常产品成本来计量。首先,计算出正常的经营活动现金流量、不可操控性费用和正常产品成本,基于此,分别算出异常经营活动现金流量、可操控性费用和异常产品成本。首先,根据D echow等(1995),正常的经营活动现金流和销售额存在如式(4)的线性关系,通过回归可计算出正常现金流。再用实际的经营活动现金流减去正常的经营活动现金流,就是异常经营活动现金流量。公司通过折扣和赊销等可以扩大销售,会增加公司盈利,但反过来可能会使公司的经营现金流降低。也就是说,由于来自经营活动的现金流的异常降低可能是通过销售折让、折扣等促销活动形成的。因此,现金流的异常降低可能增大了公司的盈利,反之,则调低了公司的盈利水平。CFOt/At-1=a0(1/At-1)+β1(St/At-1)+β2(△St/At-1)+εt(4)
产品成本就是销售产品成本加上当年存货的变动额。销售产品成本和当期销售存在如式(5)的线性关系。
存货变化额和当期及上期销售变动额存在如式(6)的线性关系。
根据式(5)和(6),用式(7)来估计正常的产品成本。公司实际的产品成本减去正常的产品成本就是异常的产品成本。产品成本的增加主要来自产品产量的增加,产量的增加则导致单位产品固定费用的减少,因此,异常产品成本的增加就可能导致单位产品的获利能力的提高,进而调增公司的利润,反之,就调低公司的利润。Prodt/At-1=a0(1/At-1)+β1(St/At-1)+β2(△St/At-1)+β3(△St-1/At-1)+εt(7)
同时,使用式(8)来估计不可操控性费用。公司实际的费用减去不可操控性费用,就是可操控性费用。可操控费用的增加会使公司的利润降低,反之,则使公司利润增加。
在上述公式中,CFOt是当年来自经营活动的现金流量净额,St是当年的销售收入,△St是当年和上年销售收入的变化额,△St-1是上年和前两年销售收入的变化额。△IN Vt是当年和上年存货变化额。CO G St是当年的产品销售成本。Prod是当年的产品成本,由当年的销售产品成本和存货变化额组成。D isc Exp是当年的可操控性费用,包括当年的销售费用和管理费用。异常现金流量、异常产品成本和异常费用均是实际数与正常数之间的差额。使用这三个指标来代表真实盈余管理。异常现金流的增加、异常产品成本的降低和异常费用的增加,则分别表示公司的利润被调低,反之,则表示公司的利润被调高。同时,公司可能会对真实盈余管理进行总体规划,有可能同时从几个方面进行真实盈余管理,因此,为捕获到这一点,仿照Cohen(2008),也将这三个指标之和作为真实盈余管理的总体计量指标(R M-Proxy)。当然,正如Cohen(2008)所说,三个真实盈余管理的个体指标也有其独特的信息含量,它们变化方向的含义也不一致,会存在相互抵消的关系,仅用总体计量指标来分析可能会遗漏一些信息,因此,本文会同时使用三个个体指标和一个总体指标来计量真实的盈余管理水平。此外,为增加稳健性,根据三个指标变化方向的含义,本文也将综合真实盈余管理指标按照式(9)计量,以此来反映公司通过真实盈余管理调节利润的方向。该指标的含义是,N R M-Proxy高则意味着公司调高了利润,反之,则表示公司调低了利润。
需要说明的是:在计算D A和真实盈余管理的各项指标时,为了避免异常值的影响,均对各相关因素变量两端按1%进行了winsorize处理,据此计算各相关的盈余管理指标。根据李享等(2008)的总结,我国资本市场盈余管理的动机主要表现为扭亏、保持微利(或称避免亏损)、融资动机、无法避免亏损时进行大清洗和盈余平滑等。因此,针对这些动机,本文设置了扭亏动机变量TP,避免亏损动机变量Spora,融资动机变量D issue(债务融资)和Zengfa(股票增发),大清洗变量动机变量1Loss、2Loss、3Loss,以及利润平滑动机变量Sm ooth。各变量的定义如(表1)。
(三)模型建立
仿照Barth etal.(2008)和Cohen etal.(2008a),对于应计盈余管理,本文使用下列模型(式10)来回归:
同样,对于真实盈余管理,仿照Cohen etal.(2008a),本文使用下面的模型(式11)来进行回归。
这里,RDEPj代表五个真实盈余管理的指标。Abs_DA代表应计盈余管理的绝对值。其余变量的含义同(10)式。
四、实证结果分析
(一)描述性统计
从2005年至2008年应计盈余管理绝对值的折线图(图1)来看,2007和2008年比2005和2006年有明显上升。从(图2)来看,正向应计盈余管理的分布趋势与应计盈余管理绝对值的分布一致,负向盈余管理的分布趋势与应计盈余管理绝对值的分布刚好相反。表明2007和2008年的应计盈余管理比2005和2006年有明显上升。从(图3)来看,综合真实盈余管理(R M_Proxy)幅度的分布是从2005年至2008年呈下降趋势。现金流真实盈余管理(R_CFO)从2005年至2007年逐年上升,在2008年则明显下降。产品成本真实盈余管理(R_PR O D)从2005年至2008年基本呈V型分布。费用真实盈余管理(R_D ISX)基本逐年下降。从(表2)来看,2005年至2006年A bs_D A的均值为0.062,中位数为0.044,2003年至2004年A bs_D A的均值为0.066,中位数为0.043,A bs_D A的均值在2005年至2006年明显降低。相比于2003年至2004年,R-CFO的均值和中位数在2005年至2006年有所提高。R-PR O D的均值和中位数在2003和2004年分别为-0.006和-0.013,在2005和2006年分别为-0.014和-0.017,有显著下降。费用方面的真实盈余管理(R-D ISX)在2005年至2006年的均值为0.012,中位数为0.005,在2003年至2004年的均值则为0.009,中位数为0.001,均有所提高。R M-Proxy的均值和中位数则均有所降低,N R M-Proxy的均值和中位数均有显著下降。相比于2003年至2004年,在2005年至2006年,公司亏损(Loss)、资产周转率(Turn)、公司规模(Size)、采用国际四大审计的公司(Big4)无论从均值还是中位数来看,均有显著增加。公司成长性(G rowth)、债务变化(D issue)、公司现金流(CFO)、负债水平(Lev)、股权增发(Eissue)只在中位数检验方面有明显变化。从(表2)Á来看,A bs_D A的均值和中位数在2007年至2008年分别为0.073和0.044,在2005年至2006年分别为0.062和0.044,2007年至2008年均比2005年至2006年有显著增加。对于正向应计盈余管理(+D A)和负向应计盈余管理(-D A),无论是均值还是中位数,2007年至2008年均比2005年至2006年在应计盈余管理幅度上均显著增加。真实盈余管理除费用(R-D ISX)在均值上有显著降低外,其余则没有明显变化。在控制变量方面,相比于2005年至2006年,在2007年至2008年,公司业绩(R oa)、股份增发(Eissue)、资产周转率(Turn)、公司规模(Size)、采用国际四大审计的公司(Big4)无论从均值还是中位数来看,均有显著增加,公司亏损(Loss)和政府控制(G ov)则有显著下降。公司现金流(CFO)和公司成长性(G rowth)只在中位数检验方面有明显变化。
注:均值检验报告的是T检验的P值,中位数检验报告的是W ilcoxon检验的P值(双尾)。(2)本表中对R O A、CFO、R R O W TH、LEV和TU R N两端按1%进行winsorize处理
(二)相关性分析
从应计盈余管理与真实盈余管理指标之间的相关性来看(表3,此表省略),D A与R_PR O D、N R M-Proxy显著正相关,与R_CFO和R_D ISX显著负相关,与R M-Proxy也显著负相关。A bs_D A与R_CFO显著负相关,与R_PR O D和R_D ISX显著正相关,与R M-Proxy、N R M-Proxy也显著正相关。这表明应计盈余管理空间与真实盈余管理之间基本没有一致的相互替代的关系,也不是一致的互补关系,公司可能同时使用了几种具体的盈余管理方式。R M-Proxy与R_CFO、R_PR O D和R_D ISX显著正相关。R M-Proxy与N R M-Proxy也显著正相关。
注:“***”,“**”,“*”分别表示在1%、5%和10%水平下显著
注:“***”,“**”,“*”分别表示在1%、5%和10%水平下显著
(三)回归分析
本文对模型1和模型2进行了回归,考察了盈余管理动机、IFR S的强制采用与应计及真实盈余操纵。
(1)盈余管理动机、IFR S的强制采用与应计盈余操纵。从(表3)中模型1来看,因变量为A bs_D A时,IFR S的系数是0.014,P值是0.000,表明公司利用新会计准则的强制实施扩大了应计盈余管理管理的空间。当因变量为+D A时,IFR S的系数均不显著,当因变量为-D A时,IFR S的系数显著为负。说明公司的应计盈余管理行为趋于稳健,主要是通过负向盈余管理调低了利润。从盈余动机来看,扭亏动机(Tp)与A bs_D A不显著,与+D A和-D A显著负相关。说明公司为扭亏通过应计盈余管理调低了利润,结合后面的(表5A)来看,公司利用真实盈余管理显著地调高了利润。因此,这可能是公司利用真实盈余管理过多地调高了利润,因此,利用应计盈余管理来予以冲减利润所致。避亏动机(Sproa)与A bs_D A负显著,与-D A显著负相关。可以看出,对于避亏动机,公司利用应计盈余管理调低了利润。同样,结合表5A来看,这可能是因为公司利用真实盈余管理过度调高了利润,因此,利用应计盈余管理来抵消一些过度调高的利润所致。从洗大澡动机来看,A bs_D A与B1loss显著负相关,与B2loss和B31loss显著正相关,B1loss、B2loss和B31loss与-D A均显著负相关。说明洗大澡动机促使公司显著地利用应计盈余管理调低了利润。从盈余平滑动机(Sm ooth)来看,公司为此显著地调增了公司的盈余管理管理空间(A bs_D A),通过正向盈余管理显著地调高了利润。同样,结合(表5A)来看,为平滑盈余,公司通过真实盈余管理显著地调低了利润。因此,这可能是公司通过真实盈余管理更大幅度地调低了利润,同时利用应计盈余管理来做一个缓冲所致。对于融资动机,zengfa与+D A显著正相关,表明公司为股权融资调高了利润。对于债务融资,D issue与A bs_D A显著正相关。进一步,试图考察各种盈余管理的动机是否会借IFR S的实施来进行真实盈余管理。
注:“***”,“**”,“*”分别表示在1%、5%和10%水平下显著
(3)盈余管理动机、IFR S的强制采用与应计及真实盈余操纵。进一步,结合(表3)和(表4A)、(表4B)来看,公司的盈余管理表现一些有趣的特征:一方面,公司为满足各种盈余管理的动机需求,会灵活地结合使用应计与真实盈余管理来进行盈余管理,以达到恰当地调节利润的目的。如为了达到扭亏(TP)和避亏(Sproa)的目的,公司通过真实盈余管理显著地调高利润,同时又通过应计盈余管理把利润调低,从而最终使利润刚好满足监管需要。洗大澡动机(1Loss、2Loss、3Loss)、利润平滑动机(Sm ooth)、融资动机(D issue、Zengfa)分别在应计盈余管理与真实盈余管理方面,均表现出同样的特征。这表明,公司的盈余管理行为是经过公司的精心策划来进行的。这值得进一步的研究。另一方面,结合(表3)模型2和(表4A)、(表4B)来看,除了股票增发(Zengfa)以外,其余各种动机在一定程度上都利用了新会计准则的实施来进行应计或各种真实盈余管理,以达到操纵利润的目的。
五、结论
本文利用我国于2007年强制实施与国际财务报告准则趋同的新会计准则、并且2005年至2008年我国的法律环境基本相同的条件,来研究IFR S的强制实施对公司应计与真实盈余管理的影响,藉此也可以考察国际财务报告准则在转型经济中的运用情况。本文研究发现:首先,与国际财务报告准则趋同的新准则强制实施以后,公司的应计盈余管理空间扩大了,同时,公司的真实盈余管理也明显地增加了。其中,应计盈余管理空间的扩大是会计稳健主义的结果,而公司通过真实盈余管理则是明显地调低了利润。这可能表明,与IFR S趋同的新会计准则的实施可能产生了一些对会计利润的治理作用。其次,与以前的发现一样,公司的扭亏动机、避亏动机、洗大澡动机、盈余平滑动机和融资动机均影响了公司的应计与真实盈余管理行为。再次,公司为满足盈余管理的各种动机需求,会灵活地同时使用应计与真实盈余管理来达到恰当地调节利润的目的。也就是说,公司的应计与真实盈余管理呈现互补协调的特征。可以看出,公司对各种具体盈余管理方式的采用表现出了较为细致、周密安排的特征。这可能是IFR S的强制采用可能改变了各种具体盈余管理的成本,公司因此基于各种盈余管理方式的成本来做出综合选择。最后,除了股票增发(Zengfa)动机以外,其余各种动机在一定程度上都利用了新会计准则的强制实施来进行应计或各种真实盈余管理,以达到操纵利润的目的。
本文认为有两个方面还值得进一步研究:一方面,公司同时利用应计与真实盈余管理来协调互补地调节利润的现象。这可能表明,以前仅仅从应计盈余管理角度展开的研究可能是不全面的,以此得出的结论可能是不稳健的。另一方面,国际财务报告准则的强制采用,可能会改变公司应计与真实盈余管理的成本,进而会影响到公司的具体盈余管理方式的选择及其方式组合。
摘要：本文运用我国2005年至2008年A股市场的数据,实证研究了新会计准则的实施、盈余动机与应计及真实盈余管理的关系。结果发现:与国际财务报告准则趋同的新准则强制实施以后,公司的应计盈余管理空间扩大了,公司的真实盈余管理也明显地增加了,其中应计盈余管理空间的扩大可能是由于会计稳健的结果;公司为满足盈余管理的各种动机需要,会灵活地同时使用应计与真实盈余管理来协调互补地达到恰当调节利润的目的;除了股票增发(Zengfa)动机以外,其余各种动机在一定程度上都利用了新会计准则的强制实施来进行应计或各种真实盈余管理,以达到操纵利润的目的。