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1、避免亏损的盈余管理程度 : * 上市公司与非上市公司的比较吴联生 薄仙慧 王亚平 (北京大学光华管理学院 100871) 摘要 本文 以非上市公司盈余管理程度作为基准 , 运用参数估计的方法 , 对股票市场是否提高了公司盈余管 理 程度的问题进行研究 。 研究结论 显示 , 1998 年至 2004 年我国上市公司与非上市公司每 年都存在避免亏损的盈 余 管理 ; 在上市公司中 , 盈余管理 公司比例为 15 87% , 它们提高 ROA 数据 0 0122; 在非上 市公司 中 , 盈余管 理 公司比例则只 有 5 49% , 它们提高 ROA 数据 0 0009。 上市公司盈余管理频率大约
2、为非上市公司的 3 倍 , 平均盈 余管理幅度大约为非上 市公司的 13 倍 ; 两类公司盈余管理程度差异随着时间的推移 而不断增大 , 因为非上市 公 司盈余管理程 度在年度上的分布比较稳定 , 而上市公司盈余 管理程 度则随着 时间的 推移而 不断增 大 。 研究结 论 表明 , 股票市场提高了 公司的盈余管理程度 。 关键词 盈余管理 盈余分布 股票市场 上市公司盈余管理是股票市场监管部门和投资者所关注的重大问题 , 也是会计学研究的核心问题之 一。已有研究表明 , 上市公司经营者为了影响股票市场对公司价值的理解、提高经营者的报酬、降低违背 贷款合约的可能性以及避免监管部门的干预 , 往
3、往会运用应计项目和构造真实交易的方式进行盈余管理 ( H ealy and W ah len, 1999)。然而 , 股票市场对上市公司实行了严格的会计信息披露制度 , 不仅要求上市 公司经营者有责任披露真实公允的会计信息 , 并且会计信息披露之前需要经过具有执业能力并负有法律责 任的注册会计师进行审计 ; 与此同时 , 股票市场也促使上市公司不 断完善公司治理。以上两方面从制度层 面上促使上市公司提高会计信息质量。那么 , 严格的会计信息披露制度和较为完善的公司治理 , 是否能够 抑制股票市场所促生的盈余管理动机呢 ? 显然 , 这是一个有关股票市场制度建设的重大问题 , 也是直接影 响投资
4、者决策的核心问题。另外 , 盈 余管理虽然是会计学研究的核心问题之一 , 但是目前只有为数不多的 研究关注盈余管理程度问题。本文从盈余管理程度的角度来研究股票市场机制的有效性 , 一方面可以回答 股票市场是否提高了公司盈余管理程度的问题 , 一 、 文献回顾 另一方面可以丰富盈余管理程度方面的研究。 目前 , 已有盈余管理研究主要关注盈余管理的 动机和手段 , 并得出了比较一致的结论。整体上的研究 结论表明 , 经营者为了影响股票市场对公司的理解、提高经营者的报酬、降低违背贷款合约的可能性以及 避免监管部门的干预 , 往往会运用具体的应计项目和构造真实交易的方式进行盈余管理。但是 , 已有文献
5、 在盈余管理程度方面所提供的证据还远远不足以揭示 客观事实。 * 本文系国家社会科学基金项目 ! 上市公司盈余管理程度研究 (项目批准号 : 05B JY016) 的研究成果。 44 用以研究盈余管理程度的方法主要有两种 , 一种方法是运用非预期应计利润的方法来估计特殊事项下 公司是否存在盈余管理的行为、以及有多少公司进行盈余管理。这种研究方法针对的往往是某一特殊事 项 , 因而其所得出的结论不具有普遍性意义 ; 同时 , 非预期应计利润估计方法的可靠性目前也受到普遍的 质疑。另一种方法是盈余分布法 , 它通过检验报告盈余在阈值处的分布 , 来推断公司是否在阈值处进行了 盈余管理。在不存在盈余
6、管理的情况下 , 盈余分布函数在统计意义上是光滑的 ; 而在阈值处存在盈余管理 时 , 盈余分布函数直方图中阈值的左边相 邻间隔内的观察数会出现不寻常的低值 , 右边相邻间隔内的观察 数会出现不寻常的高值 , 从而造成在阈值处密度分布函数不光滑。因此 , 判断阈值处是否存在盈余管理便 转化为判断阈值处盈余分布函数的光滑与否 ( Burgstahler and D ichev, 1997; D egeoge, P atel and Z eckhaus e, 1999) 。然而 , H o lland ( 2004 ) 发 现运 用以 上盈 余分 布 法研 究盈 余管 理程 度问 题 存在 如下
7、不足 : ( 1) 研 究结论对盈余分布函数直方图中盈余间隔的选择非常敏感 ; ( 2) 假设盈余的对称性分布不太合理 ; ( 3) 当盈余分布的最高点接近阈值时 , 研究结论往往缺乏统计意义上的可靠性和稳健性。王亚平、吴联 生和白云霞 ( 2005) 建立了一个基于混合正态分布的模型 , 解决了 H olland ( 2004) 所提出的所有问题 , 并且研究结论表明公司盈余管理的频率和幅度的估计具有稳健性。因此 , 本文运用该模型分别来估计上市 公司和非上市公司的盈余管理频率和幅度。 王亚平、吴联生和白云霞 ( 2005) 首先对不可观察的真实盈余分布与可观察到的盈余管理之后的报 告盈余进
8、行理论上的联系 : 假定真实盈余分布函数服从混合正态分布 ; 为刻画公司的真实盈余小于阈值的 幅度增大而导致的盈余管理可能性的降低 , 以及盈余管理公司的报告盈余离阈值越远 , 其相应的概率也会 降低 , 假定公司盈余低于阈值时进行盈余管理的可能性以及盈余管理之后的报告盈余都服从指数分布。这 样 , 可以得到所有公司 (包括盈余管理公司和非盈余管理公司 ) 报告盈余的理论分布。通过比较真实盈 余分布和报告盈余分布 , 可以计算出 盈余管理的频率与幅度。其次 , 在具体估计盈余管理频率和幅度的过 程中 , 根据能够得到的报告盈余 , 运用极大似然估计法来估计真实盈余分布函数的参数 ( 1, 1,
9、 2, 2, ) 以及盈余管理的参数 ( !, k1, k0 )。 ( 1, 1 ) 和 ( 2, 2 ) 为真实盈余所服从的两个正态分布 的均值和方差 ; 为真实盈余服从第 1 个正态分布的概率 ; 0 表示真实盈余刚好小于阈值时 , 公司进行盈 余管理的概率 ; 1 表示公司真实盈余小于阈值的幅 度增大而导致的盈余管理可能性的降低 ; !表示盈余 管理公司的报告盈余离阈值越远 , 其相应的概率也降低。估计出相关参数后 , 代入用以计算盈余管理频率 与幅度的公式 , 就可以得到盈余管理的频率和幅度 。 在非上市公司盈余管理研究方面 , M ensah, Consid ine and O ak
10、es ( 1994) 发现美国保健组织 ( HMO ) 为了达到减少监管成本的目的 , 对已发生但未报告的费用进行操控 ; B eatty and H arris ( 1999) 通过比较 上市银行和非上 市银行的有价证 券收益 , 发现 上市银行 为了降低 信息不对 称而进行 更多的 盈余管理 ; Shacke lford ( 1999) 则建议将 Beatty and H arris ( 1999) 的报告结果作为上市公司比非上市公司具有更高 程度的盈 余管理 的证据 而予 以广泛 引用 ; Beatty, K e, and Petron i ( 2002 ) 利用 Burgstahler
11、 and D ichev ( 1997) 的方法对公众银行和私有银行的盈余管理进行研究 , 发现公众银行 避免业绩下降的盈余管理大于 私有银行 ; 与 Beatty and H arris ( 1999) 和 B eatty, K e, and P etron i ( 2002) 的结论相反 , Burgstahler, H a il and L euz ( 2006) 使用 L euz, N anda and W ysocki ( 2003) 中的四种盈余管理指标 , 发现欧盟各国的非上市 公司比上市公司表 现出更 高水平的 盈余管 理 ; G oncharov and Z i m erm
12、ann ( 2006) 利用 Burgstah ler and D ichev ( 1997) 的方法 , 研究俄罗斯税法对上市公司和非上市公司盈余管理的影响 , 发现非上市公司由于 # 相关的理论模型和理论论述请参见王亚平、吴联生和白云霞 ( 2005)。 45 # 避税动机的存在而使 其盈余管理程度更高。此外 , 还有一些研究以上市公司为基准 , 检验非上市公司是否 存在盈余管理 , 但未对上市公司和非上市公司的盈余管理程度进行比较。比如 Coppens and Peek ( 2005) 利用八个欧洲国家非上市公司的数据 , 发现非上市公司尽管不存在资本市场的压力 , 但仍然存在避免亏损
13、的盈余管理 ; Bauw hede, W illekens and G aerem ynck ( 2003) 研究发现 , 比利时的上市公司和非上市公司均 存在收益平滑和避免盈余下降的盈余管理行为。总的来看 , 以上非上市公司盈余管理的研究 , 也采用两种 方法 : 非预期应计利润法和盈余分布法 , 但是 , 它们在运用盈余分布法对上市公司和非上市公司的盈余管 理程度进行比较时 , 都没有真正估计出上市公司与非上市公司的盈余管理程度 , 而只是对盈余管理程度的 替代变量进行比较。因而 , 如何真正估计出上市公司与非上市公司的盈余管理 程度 , 并在此基础上对上市 公司和非上市公司盈余管理的频率
14、和幅度进行比较 , 仍然是一个有待于解决的重要问题。 司 , 二 、 上市公司与非上市公司避免亏损的盈余管理频率和幅度 公司业绩亏损表明经营者对公司的经营管理不力 , 从而直接影响经营者的报酬。如果公司是上市公 那么它还会影响公司的股票价格 , 并进一步影响经营者的报酬。 Burgstahler and D ichev ( 1997) 以及 H ayn ( 1995) 等众多文献发现美国公司普遍存在为避免亏损而进行的盈余管理 , 而陆建桥 ( 1999) 以及 白云霞、王亚平和吴联生 ( 2005) 等在中国公司中也发现了同样的盈余管理行为。可见 , 避免亏损是普 遍存在的公司进行盈余管理的最
15、为基本的动机之一。 由于本文对上市公司与非上市公司的盈余管理程度进行比较 , 而能够得到的非上市公司数据的时间区 间为 1998 年至 2004 年 , 因此 , 本文的研究所涉及的时间为 1998 年至 2004 年。 A harony, Lee and W ong ( 2000) 发现 , 我国上市公司会进行 IPO 动机的盈余管理 , 因而本文剔除当年 IPO 的公司 ; 同时 , 本文还 剔除了金融类公司。在上市公司中 , 1998 年至 2004 年披露了年报的非金融类公司总共有 7717 个观测值 , 剔除 653 个 IPO 公司的观测值 , 最后样本为 7064 个观测值。由于
16、非上市公司只报告了税前利润 , 没有报 告税后利润 , 因而 , 我们将总资产标准化的税前利润 ( ROA ) 作为盈余来研究盈余管理。上市公司的所 有数据均来自于色诺 芬数据库。为使估计具有可靠性 , 我们选取 ROA 位于 - 0 2, 0 2 区间内的 6739 个观测值 , 占总观测值的 95 40% ( 见表 1 第 1 部分 )。图 1 为 2004 年上市公司 ROA 的分布图 , 其中 X 轴代表 ROA, Y 轴代表公司比例 , 图中的条柱为报告 ROA。根据图 1, 报告 ROA 在 0 点有明显的跳跃现 象 , 这正是盈余管理的结果。其它年度的报告 ROA 的分布与图 1
17、 类似 , 表 1 盈余 管理程度 : 上市公司 ( 1) 样本 差别仅在于 0 点的跳跃程度不同。 总样本 7064 使用样本 6739 使用样本 /总 样本 95 40 (% ) ( 2) 估计参数 (括号中为标准差 ) 1 1 2 2 ! 0 1 0 4300 ( 0 0282 ) 0 0008 ( 0 0089) 0 0963 ( 0 0057) 0 0469 ( 0 0019 ) 0 0350 ( 0 0007) 33 4270 ( 4 9468) 0 8262 ( 0 0257 ) 5 8067 ( 1 5207) ( 3) 拟合程度 报告 (拟合 ) ROA 的平均值 报告 (拟
18、合 ) ROA 的标准差 报告 (拟合 ) ROA 小于零的比例 (% ) 0 0396 ( 0 0397) 0 0563 ( 0 0563) 10 2389 ( 10 2596) ( 4) 盈余管理的频率和幅度 盈余管理公司占所有公司的比例 15 8673% 46 盈余管理公司占亏损公司的比例 60 7315% 总盈余管理幅度 0 0769 平均盈余管理幅度 0 0122 ( 5) 盈余管理频率和幅度的年度分布 续表 年度 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 使用样本 677 786 885 1010 1066 1143 1172 盈余管理公司占所有公司的比
19、例 6 8473 9 7848 7 6806 10 9930 17 4208 22 4655 22 5574 (% ) 盈余管理公司占亏损公司的比例 42 4309 55 3306 46 4683 48 2017 60 0673 68 9823 66 9670 (% ) 总盈余管理幅度 0 0503 0 0652 0 0531 0 0814 0 0682 0 0819 0 0804 平均盈余管理幅度 0 0034 0 0064 0 0041 0 0089 0 0119 0 0184 0 0181 说明 : ( 1) 使用样本的 ROA 区间为 - 0 2, 0 2。 ( 2) 总盈余管理幅度为
20、盈余管理公司平均提高 ROA 数据的幅度 ; 有公司的比例。 平均盈 余管理幅 度为总盈 余管理幅 度乘以盈 余管理公 司占所 表 1 的第 2 部分是估计的参数。参数 k0 的估计值为 0 8262, 标准差为 0 0257, 因而 , 相应的 t 值为 32 15 ( 0 8262 /0 0257), 表明 k 0 的估计值显著异于 0, 说明上市公司的确存在避免亏损的盈余管 理 ; 参 数 k1 的 t 值为 3 82 ( 5 8067 /1 5207), 表明公司的真实盈余越小于 0, 其进行盈余管理的可能性也越小 ; 参数 !的 t 值为 6 76 ( 33 4270 /4 9468
21、), 表明盈余管理公司所报告的盈余越 大于 0, 其可能性越小。图 1 中的虚线即为估计的真实 ROA 的分布函数 , 而实线则是拟合的报告 ROA 的分布函数。在阈值 0 点的左 边 , 实线与虚线所围成的空白部分 , 即为盈余管理公司真实盈余的分布 ; 而在阈值 0 点的右边 , 实线超过 虚线的部分 , 就是盈余管理公司在管理盈余之后的报告 ROA 的分布。 表 1 第 3 部分报告了拟合程度。报告 ROA 的平均值为 0 0396, 拟合 ROA 的平均值为 0 0397, 两者非 常接近 ; 报告 ROA 和拟合 ROA 的标准差相同 , 均为 0 0563; 报告 ROA 小于 0
22、 的比例为 10 2389% , 而拟 合 ROA 小于 0 的比例为 10 2596% , 好 , 可以替代实际数据进行分析。 两者也非常接近。以上结果说明 , 拟合函数对实际数据的拟合效果很 表 1 第 4 部分报告了上市公司盈余管理的频率和幅度。占亏损公司 60 73% 的上市公司为避免亏 损而 进行盈余管理 , 它也相当于占所有上市公司的 15 87% 。盈余管理公司平均提高 ROA 数据 0 0769 ( 总盈 余管理幅度 ) , 将总盈余管理幅度乘以盈余管理公司占所有公司的比例 , 可以得到平均盈余管理幅度 , 即 上市公司盈余管理幅 度相当于 股票市场 中每家上 市公司提 高 R
23、OA 数据 0 0122 ( 0 0769 15 87% ), 也就是说 , 所有上市公司的任何 1 元资产 , 相应地存在 0 0122 元的盈余管理。从分年度来看 ( 表 1 第 5 部分 ) , 1998 年至 2004 年上市公司每年都存在盈余管理行 为 ; 盈余管理 公司占所有研究样本的比例 逐年上升 , 同时 , 盈余管理公司占亏损公司的比例也逐年上 升 , 说明随着 时间的推移 , 越来越多的上 市公司进行了盈余管理 ; 移而逐步上升。 在盈余管理幅度方面 , 总盈余管理幅度和平均盈 余管理幅度也随着时间的推 本文运用华美特公司的中国工业企业统计数据库所提供的数据对非上市公司的盈
24、余管理程度进行估 计。该数据提供的 1998 年至 2004 年的总样本为 1276094 个观测值 , 我们选取 ROA 位于 - 0 6, 0 6 区间内的 1255614 个观测值 , 占总观测值的 98 40% ( 见表 2 第 1 部分 )。图 2 为 2004 年非上市公司 ROA 的分布图 , 其中 X 轴代表 ROA, Y 轴代表公司比例 , 图中的条 柱为报告 ROA。根据图 2, 报告 ROA 在 0 点也存在明显的盈余管理现象 , 其它年度报告 ROA 的分布与图 2 类似。 47 表 2 盈余管理程度 : 非上市公司 总样本 1276094 1 1 ( 1) 样本 使用
25、样本 1255614 ( 2) 估计参数 (括号中为标准差 ) 2 2 ! 使用 样本 /总样本 98 40 0 (% ) 1 0 4382 ( 0 0007 ) 0 0813 ( 0 0002) 0 1574 ( 0 0001) 0 0111 ( 0 0001 ) 0 0278 ( 0 0000) 10000000 ( 126852) 0 3740 ( 0 0038 ) 31 00000 ( 0 8860) ( 3) 拟合程度 报告 (拟合 ) ROA 的平均值 报告 (拟合 ) ROA 的标准差 报告 (拟合 ) ROA 小于零的比例 (% ) 0 0425 ( 0 0426) 盈余管理公
26、 司占所有公司的比例 5 4885% 0 1111 ( 0 1109) ( 4) 盈余管理的频率和幅度 盈余管理公司占亏损公司的比例 16 7984% 23 6202 总盈余管理幅度 0 0156 ( 27 1842) 平均盈余管理幅度 0 0009 年度 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 使用样本 145780 149908 156490 164213 176904 191872 270447 ( 5) 盈余管理频率和幅度的年度分布 盈余管理公司占所有公司的比例 (% ) 盈余管理公司占亏损公司的比例 7 1834 17 7185 7 5521 18 74
27、02 6 9151 19 8639 6 3344 19 0053 5 5337 18 1893 4 4501 16 4408 3 1404 11 1914 (% ) 总盈余管理幅度 0 0140 0 0137 0 0127 0 0151 0 0174 0 0211 0 0209 平均盈余管理幅度 0 0010 0 0010 0 0009 0 0010 0 0010 0 0009 0 0007 说明 : ( 1) 使用样本的 ROA 区间为 - 0 6, 0 6。 ( 2) 总盈余管理幅度为盈余管理公司平均提高 ROA 数据的幅度 ; 有公司的比例。 平均盈 余管理幅 度为总盈 余管理幅 度乘以
28、盈 余管理公 司占所 注 : reported 为报告 ROA; true 为真实 ROA; fitted 为拟合 ROA; 注 : reported 为 报 告 ROA; tru e 为 真 实 ROA; fitted 为 拟 合 d ens ity 为公司数占总样本的百分比。 图 1 上市公司 2004 年 ROA 分布 表 2 第 2 部分中的参数 k0、 k1 与 !的 t 值分别为 ROA; 98 42 den sity 为公司数占总样本的百分比。 图 2 非上市公司 2004 年 ROA 分布 ( 0 3740 /0 0038)、 34 99 ( 31 0000 / 0 8860)
29、 以及 78 83 ( 10000000 /126852), 说明参数 k0、 k 1 与 !的估计值显著异于 0, 表明非上市公司的确存在避 免亏损的盈余管理 ; 公司的真实盈余越小于 0, 其进行盈余管理的可能性也越小 ; 盈余管理公司所报告的 盈余越大于 0, 其可能性越小。图 2 中的虚线即为非上市公司估计的真实 ROA 的分布函数 , 而实线则是 48 拟合的报告 ROA 的分布函数。在阈值 0 点的左边 , 实线与虚线所围成的空白部分 , 即为盈余管理公司真 实盈余的分布 ; 而在阈值 0 点的右边 , 实线超过虚线的部分 , 就是盈余管理公司在管理盈余之后的报告 ROA 的分布。
30、表 2 第 3 部分的结果表明 , 报告 ROA 与拟合 ROA 在平均值、标准差以及小于 0 的比例方面 都非常接近 , 说明拟合函数对实际数据的拟合效果很好 , 可以替代实际 数据进行分析。 表 2 第 4 部分的结果表明 , 占亏损公司 16 80% 的公司 , 即占所有非上市公司的 5 49% 的公司为避免 亏损进行盈余管理 , 盈余管理公司平均提高 ROA 数据 0 0156 ( 总盈余管理幅度 ) , 相当于所有非上市公 司每家提高 ROA 数据 0 0009 ( 平均盈余管理幅度 ) , 即所有非上市公司的任何 1 元资产 , 相应地存 在 0 0009 元的盈余管理。从分年度来
31、看 (表 2 第 5 部分 ), 1998 年至 2004 年非上市公司每年都存在盈余管 理行为 ; 非上市公司的盈余管理频率和幅度在各年间的变化不大 , 基本保持平稳。 三 、 避免亏损的盈余管理程度 : 上市公司与非上市公司的比较及时间序列分析 第二部分的研究结论表明 , 上市公司进行盈余管理的比例为占亏损公司的 60 73% (占所有上市公司 的 15 87% ) , 而非上市公司进行盈余管理的公司比例则为占亏损公司的 16 80% ( 占所有非上市公司的 5 49% )。通过简单计算 , 可以发现 , 上市公司进行盈余管理的频率是非上市公司的 3 倍左右。图 3 和图 4 分别直观地展
32、示了两类公司两种盈余管理频率的年度分布 , 上远远高于非上市公司。 结果同样表明上市公司的盈余管理频率总体 图 3 盈余管理公司 占所有公司的比例 图 4 盈余管理公司占亏损公司的比例 第二部分的 研究 结论 还表 明 , 进 行 盈余 管理 的上 市 公司 , 其 盈余 管 理的 幅 度为 提 高 ROA 数 据 0 0769, 平均盈余管理幅度为提高 ROA 数据 0 0122; 而进行盈余管理的非上市公司 , 其盈余管理的幅度 为提高 ROA 数据 0 0156, 平均盈余管理幅度为提高 ROA 数据 0 0009。通过简单计算 , 上市公司总盈余 管理幅度是非上市公司的 5 倍左右 ,
33、 而平均盈余管理幅度则是非上市公司的 13 倍。图 5 和图 6 分别直观 地展示了两类公司总盈余管理幅度和平均盈余管理幅度的年度分布 , 度总体上远远高于非上市公司。 结果同样表明上市公司的盈余管理幅 表 3 报告了上市公司与非上市公司盈余管理程度差异的时间变化趋势。模型 1 至模型 4 分别以上市公 司与非上市公司的盈余管理公司占所有公司的比例之差、盈余管理公司占亏损公司的比例之差、总盈余管 理幅度之差以及平均盈余管理幅度之差作为被解释变量 , 将年度作为解 释变量进行回归。其中 , 所有被解 释变量的值均为上市公司的值减掉同年度的非上市公司的值 , 年度赋值为 1998 年设为 1, 1
34、999 年设为 2, 一直这样下去 , 直至 2004 年设为 7。回归结果表明 , 4 个模型中的年度虚拟变量都显著大于零 , 表明随着 时间的推移 , 上市公司与非上市公司的盈余管理频率差异 ( 模型 1 和模型 2) 和盈余管理幅度差异 (模型 3 和模型 4) 都显著变大。根据第二部分的研究结论 , 非上市公司的盈余管理频率和幅度在年度分布上基 本平稳 , 而上市公司的盈 余管理频率和幅度则随着时间的推移而逐步提高 , 显然 , 上市公司与非上市公司 盈余管理程度差异的不断增强 , 其原因在于上市公司盈余管理程度的不断提高。 49 表 3 图 5 总盈余管理幅度 盈余管理程度差异 的时
35、间变化趋势 图 6 平均盈余管理幅度 截距 项 Y ear F Va lue Ad jR square 模型 1 盈余 管 理公 司占 所 有 公司的比例之差 - 0 0647 ( - 2 68)* * 0 0364 ( 6 75 )* * * 45 51* * * 0 8812 模型 2 盈 余管 理 公司 占 亏损 公司的比例之差 0 1813 ( 3 20 )* * 0 0501 ( 3 96 )* * 15 67* * 0 7098 模型 3 总盈余管理幅度之差 0 0382 ( 5 22 )* * * 0 0035 ( 2 16 )* 4 65* 0 3782 模型 4 平均盈余管理
36、幅度之差 - 0 0017 ( - 0 90 ) 0 0028 ( 6 35)* * * 40 34* * * 0 8677 注 : ( 1) 第一行的指标为各 OLS 回归模型的被解释变量 , 它等于各自的上市公司值减去同年度非上市公司的值 ; 自变量均为 Y ear (年 度 ), 1998 年设为 1, 1999 年设为 2, 这样一直下去 , 直至 2004 年设为 7。 ( 2) 括号内为 t 值 , 四 、 研究结论 * * * 代表 1% 水平上显著 , * * 代表 5% 水平上显著 , * 代表 10% 水平上显著。 在股票市场上 , 上市公司经营者为了影响股票市场对公司价值
37、的理解以及提高经营者的报酬 , 往往会 运用应计项目和构造真实交易的方式进行盈余管理 ; 而股票市场制定有严格的会计信息披露制度并促使上 市公司建立较为完善的公司治理 , 这又能够从制度层面上促使上市公司提高会计信息质量。那么 , 两 者相 抵的结果到底如何呢 ? 也就是说 , 严格的会计信息披露制度和较为完善的公司治理是否能够抑制股票市场 所促生的盈余管理动机呢 ? 本文以非上市公司盈余管理程度作为基准 , 运用所有研究样本的报告盈余信 息 , 通过假设真实盈余服从混合正态分布 , 运用参数估计的方法对盈余管理程度进行推断 , 对 股票市场是 否提高了盈余管理程度的问题进行研究。虽然已有研究
38、曾使用盈余分布法对上市公司和非上市公司的盈余 管理程度进行比较 , 但他们都没有真正估计出上市公司与非上市公司的盈余管理程度 , 而只是对盈余管理 程度的替代变量进行比较。本文的贡献就在于真正估计出上市公司与非上市公司的盈余管理程度 , 在此基 础上对上市公司和非上市公司盈余管理的频率和幅度进行比较。 研究结论表明 , 1998 年至 2004 年我国上市公司与非上市公司每 年都存在避免亏损的盈余管理行为 ; 15 87% 的上市公司进行了盈余管理 , 盈余管理的平均幅度相当于股票市场中平均每家公司 ROA 的数据提 高了 0 0122; 与此相对应的 , 只有 5 49% 的非上市公司进行了
39、盈余管理 , 盈余管理的平均幅度相当于所 有非上市公司中平均每家公司 ROA 的数据提高了 0 0009。上市公司盈余管理频率大约为非上市公司的 3 倍 , 平均盈余管理幅度大约为非上市公司的 13 倍。从分年度来看 , 上市公司盈余管理程度总体上也高于 非上市公司 , 并且盈余管理程度差异 随着时间的推移而不断增大 , 因为非上市公司盈余管理程度在年度上 的分布比较稳定 , 而上市公司盈余管理程度则随着时间的推移而不断提高。 50 以上研究结论表明 , 非上市公司尽管不存在资本市场的压力 , 但仍然存在避免亏损的动机。而上市公 司避免亏损的盈余管理的频率和幅度均大于非上市公司 , 司治理未能
40、抑制股票市场所促生的盈余管理动机。因而 , 这表明严格 的会计信息披露制度和较为完善的公 如何强化会计信息披露制度和公司治理的监管作 用 , 以有效地抑制上市公司盈余管理的动机 , 从而达到提高公司盈余质量的目的 , 仍然是股票市场建设过 程中需要予以解决的重要问题。可见 , 本文的研究结论不仅有助于增强对非上市公司盈余管理的理解 , 同 时还 为股票市场制度建设和投资者的投资决策提供重要依据。 主要参考文献 白云霞 , 王亚平 , 世界 , 5 吴联生 . 2005. 业绩低于阈值公司的盈余管理 % % % 来 自控制权转 移公司后续 资产处 置的证 据 . 管理 陆建桥 . 1999. 中
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