IPO公司盈余管理分析

【前言】IPO公司盈余管理分析由文秘帮小编整理而成，但愿对你的学习工作带来帮助。经营性总体应计利润（CACC）=净利润（NI）+财务费用（FINF）*（1-T）－投资收益（INVI）－经营活动现金流量（CFO）（1） 根据其中经营性总体应计利润（CACC）是否能够被管理层操纵，将其划分为经营性非操纵应计利润（ONDA）和经营性操纵应计利润（ODA），后者即为衡量...

一、引言

上市公司盈余管理问题越来越受到社会各界的广泛关注。2001年3月我国对新股发行由最初充满计划经济色彩的审批制过渡到市场化的核准制。虽然如今的核准制顺应了市场经济的发展要求，并且仍赋予政府部门否定公司上市的权利，但是由于证券中介机构的推荐、审查和辅导逐步代替了政府，其可能会为了获得更大的发行数量和更高的发行价格而对公司管理层的盈余管理情况听之任之，在一定程度上可能会弱化公司ipo（首次公开发行股票）过程中的监督。证监会于2006年5月17日公布了《首次公开发行股票并上市管理办法》，其中对发行人提出了更为明确的要求，如最近3个会计年度净利润均为正数且累计超过人民币3000万元，净利润以扣除非经常性损益前后较低者为计算依据；最近3个会计年度经营活动产生的现金流量净额累计超过人民币5000万元，或者最近3个会计年度营业收入累计超过人民币3亿元等。有些公司为了能够达到上市条件，管理层操纵利润的行为屡见不鲜。鉴于我国市场化的发展程度不高以及证券市场的信息不对称性，盈余管理仍然是投资者对IPO公司关注的重点。

二、研究设计

（一）应计利润模型 在现代盈余管理的实证研究中，应计利润分离法的应用最为广泛（夏立军，2002）。应计利润分离法主要是指首先计量测试样本的非操纵性应计利润，再通过其与总应计利润的差值计量操纵性应计利润。应计利润是指那些没有直接形成当期现金流入或留出，但是按照权责发生制和配比原则应当计入当期损益的那些收入和费用。总应计利润的计算方法有两种，分别是资产负债表法和现金流量表法。根据Hribar（2000）的观点，当有些样本公司存在收购兼并、非持续性项目、外币转换等情况时，用资产负债表法计算总应计利润不如现金流量表法好。因此，本文选用现金流量表法计算总应计利润。Wilson（1986）将总应计利润（TA）定义为净利润（NI）与经营活动的现金净流量（CFO）的之差。然而，净利润与经营活动现金流量却由于核算项目的差别而导致一定程度的不匹配。如线上项目中的财务费用在现金流量表的筹资活动中体现，而投资收益则体现为投资活动的现金流量等等。由于上述情况的存在，必定使计量应计利润的模型存在一定程度的误差。因此，我们首先将总应计利润按照企业活动性质的不同，划分为经营性应计利润（CACC）和非经营性应计利润（NCACC）。本文研究的重点集中于经营性应计利润（CACC）。

周铁等（2006）提出的对经营性应计利润的调整，从营业利润出发，在一定程度上剔除了财务费用的影响。但笔者认为，应该更进一步考虑投资收益以及所得税的影响，因此提出了更为全面的经营性应计利润的核算公式。如公式（1）所示，其中T为企业所得税税率。

经营性总体应计利润（CACC）=净利润（NI）+财务费用（FINF）*（1-T）－投资收益（INVI）－经营活动现金流量（CFO）（1）

根据其中经营性总体应计利润（CACC）是否能够被管理层操纵，将其划分为经营性非操纵应计利润（ONDA）和经营性操纵应计利润（ODA），后者即为衡量企业盈余管理程度的指标。提前或推迟确认收入可能导致经营性操纵应计利润的增加，而当即付现项目多属于经营性非操纵应计利润。

经营性总体应计利润（CACC）=经营性操纵应计利润（ODA）+经营性非操纵应计利润（ONDA）（2）

自从Jones（1991）首次提出了基本的Jones模型以计量非操纵性应计利润以来，Dechow，et al（1995）又提出了修正的Jones模型。随着实证研究的不断深入，又有不同的学者提出了无形资产琼斯模型（陆建桥，1999）、现金流量琼斯模型（Dechow P. M.等，2002）、收益匹配琼斯模型（Kothari，2005）等等。有证据显示，截面修正琼斯模型在盈余管理的检验能力方面表现出色（黄梅等，2009）。本文在选择模型时参考了不同学者针对我国上市公司关于修正Jones模型的调整，其中包括长期资产调整（陆建桥，1999），现金流量调整（王春峰，2003；吕艳艳，2008），期间费用调整（张宗益等，2003）等。本文在此加入了新的变量，以丰富操纵性应计利润的检验指标。经调整后的新的Jones修正模型如下：

ONDAi，t/ASt-1=α0/ASt-1+α1（?驻REV-?驻REC）/ASt-1+α2PPEi，t/ASt-1+α3

LAi，t/ASt-1+α4?驻CFOi，t/ASt-1+α5?驻EXPi，j/ASt-1（3）

与此相对应，我们设计的经营性总体应计利润的回归方程为：

CACCi，t/ASt-1 = a0 /ASt-1+a1（?驻REV-?驻REC）/ASt-1+a2PPEi，t/ASt-1+a3

LAi，t/ASt-1+a4?驻CFOi，t/ASt-1+a5?驻EXPi，t/ASt-1+?着i （4）

上述模型（3）中变量的含义分别为：ONDAi，t为第i个公司第t期的经营性非操纵应计利润；?驻REV为主营业务收入增加额，即?驻REV=REVi，t-REVi，t-1；?驻REC为应收账款增加额，即?驻REC=RECi，t-RECi，t-1；PPEi，t为第i个公司第t期的固定资产价值；LAi，t为第i个公司第t期的长期资产价值，包括无形资产和长期待摊费用；?驻CFOi，t为第i个公司第t期的经营活动现金流量净额的变动额，即?驻CFOi，t=CFOi，t-CFOi，t-1；?驻EXPi，r为期间费用增加额，包括销售费用和管理费用。模型（4）中，CACCi，t为第i个公司第t期的经营性总体应计利润，其他变量含义同模型（3）中相同。α0，α1，α2，α3，α4分别是回归方程中a0，a1，a2，a3，a4估计的回归参数；?着i为回归方程的残差，即代表公司经营性操纵应计利润的部分。ASt-1为上期总资产，为了消除公司规模的影响，模型中的变量都通过前一期的总资产进行调整。

（二）研究假设 由于在新的Jones模型中添加了长期资产（LA）、经营活动现金流量变动额（CFO）以及期间费用变动额（EXP）等变量，模型将具有更好的解释能力。因此本文提出假设：

假设1：经修正的新的Jones模型具有更好的拟合效果

对各年份进行分别回归，减少了各年宏观经济环境对回归结果的影响，提出如下假设：

假设2：全样本模型可能存在一定的误差性

公司经理层可以通过提前或推迟确认收入的方法来操纵利润，而应收账款在一定程度上能够反映公司没有收到现金的收入状况，两者对CACC产生相反的影响。固定资产和其他长期资产由于存在无须付现的折旧和摊销费用，因此与CACC呈相反方向变动。现金流量的变动额在经营利润不变的情况下与CACC呈负相关。当期间费用没有使用现金进行支付时，EXP与CACC呈反方向变动。由此，根据不同变量对经营性总体应计利润的影响，本文提出：

假设3：REV-REC与CACC呈正相关，PPE和LA与CACC呈负相关，在一定条件下，CFO和EXP与CACC呈负相关

有些公司为了能够达到IPO要求，通过“美化”公司财务报表，可能会对公司进行盈余管理，而一旦公司成功上市，管理层盈余管理的动机下降，必然会使盈余管理在IPO前后出现变化。本文提出：

假设4：公司在IPO前后盈余管理会出现波动，且公司在IPO后盈余管理水平会出现明显的下降趋势

（三）样本数据 本文的相关财务数据来源于清华金融研究数据库以及相关公司年报，选取的样本为在深交所和上交所A股上市的制造业公司，其中剔除了被ST和*ST的公司。控制样本为2000年以前上市的公司，测试样本为2006年以及2007年进行IPO的公司。定义IPO年为0年，IPO前第一年为-1年，IPO前第二年为-2年，同样，IPO后第一年为1年，IPO后第二年为2年。回归模型中2004年至2008年计量盈余管理程度控制样本各为430个，由于截至目前部分上市公司2009年年报尚未披露，因此回归模型中2009年盈余管理程度的控制样本为393个。2006年及2007年制造业IPO公司分别为36家和81家，其中有效样本分别为33家和78家。

三、实证结果

（一）计量经营性操纵应计利润的步骤首先，根据2000年以前上市的公司在2004年至2009年的财务数据，对模型（4）进行回归，估计出相应解释变量的回归参数。然后，将回归方程的系数带入2006年至2007年IPO公司相应期间，利用方程（3）计量经营性非操纵应计利润。最后，根据公式（2）计算出相应年度的经营性操纵应计利润，即盈余管理程度。

（二）回归模型拟合情况 多数学者对同一行业内不同期间的经营性非操纵应计利润回归为一个方程，在此，笔者分别对2004年至2009年的数据以及全样本进行回归。如表1所示。

从各年的拟合情况来看，上述所设计的应计利润模型是非常有效的，验证了假设1的正确性。方程整体都通过了F检验，调整后R Square的最差结果也达到了国际应计利润模型的10%左右的拟合程度。回归方程均通过了D-W检验，不存在自相关，并且膨胀因子均未超出经验值（VIF=5）的范围，因此也不存在多重共线性。

（三）对各年回归系数符号的判定 如表2所示，对不同年度的经营性总体应计利润回归后，REV-REC、PPE以及CFO的回归系数较为稳定。REV-REC与经营性非操纵应计利润成正相关关系，即赊销情况越严重，经营性非操纵应计利润越小。PPE由于存在无须付现的折旧费用，因此其金额越大，经营性非操纵性应计利润越小。CFO与经营性非操纵性应计利润为负相关。除此之外，LA与EXP的系数符号在2006和2007年出现了变化，并在2007年之后与经营性非操纵应计利润成正相关关系。通过各年回归系数与全样本的比较可以看出，单纯通过一个总体方程来回归公司上市前后的盈余管理程度会出现一定的偏差，宏观经济环境以及企业的特殊情况都将对回归模型产生影响。

REV-REC、PPE和CFO的符号与假设3的期望一致。LA和EXP在2004至2006年的范围内与CACC的关系同假设3的期望一致，可能由于会计准则的变化导致了在2007年之后回归系数符号发生了变动。

（四）公司IPO前后盈余管理变动如表3所示，通过对比IPO前后总资产收益率（ROA）的变动情况可以看出，ROA在公司IPO前后波动较大，且呈明显的下降趋势。这说明IPO公司的经营业绩在IPO后出现较大幅度的下滑，也在一定程度上说明公司在IPO前存在盈余管理的可能性。

如表4和表5所示，经营性操纵应计利润占总资产的比重{ODA/AS（t-1）}在公司IPO后出现下降趋势，从经营性操纵应计利润（ODA）的数额来看，2006及2007年IPO公司，均在IPO后1至2年间出现了均值不显著异于零的情况，在一定程度上验证了假设4的正确性。但是上市公司在IPO当年盈余管理程度并没有出现明显下降，这与林舒等（2000）的结论存在差异。

四、研究结论

本文进一步明确了应计利润的核算项目，通过对经营活动项目的匹配，提出经营性应计利润（CACC）是研究的重点。通过在Jones模型基础之上增加新的解释变量，新的Jones修正模型能够较好的解释盈余管理程度。本文提出的应计利润模型整体上都通过了检验，且不存在自相关和多重共线性，达到了较好的拟合效果，且回归模型中各解释变量的符号比较稳定。通过对IPO前后盈余管理的计量可见，其盈余管理所占总资产比例在IPO后会出现下降趋势，同时其数额也会在IPO后出现不显著异于零的检验结果，这在一定程度上表明公司在IPO前后存在盈余管理的迹象。

但是，从本文的测试样本中可以看出，上市公司在IPO后经营性操纵应计利润的下降趋势并不明显。同时，由于不同年份的拟合程度存在波动，这就可能产生估计经营性操纵应计利润的误差，导致盈余管理程度计量的不稳定。另外，我们也应该看到，会计准则的变动以及不同年份宏观经济环境的变化都可能会对盈余管理的计量产生较大的影响，因此，计量模型的稳定性仍然是我们需要解决的首要问题。限于本文选取的样本期间较短且正处于会计准则更替阶段，研究结果可能存在一定的特殊性。我国经济的高速发展必然伴随着经济环境的不断变化，我们的研究应该与时俱进而不是墨守陈规，因此，如何在变化中寻找规律，如何剔除宏观指标的影响以及在更长的时间范围内观测样本的变化情况将是继续研究的重点。

参考文献：

［1］夏立军：《国外盈余管理计量方法述评》，《国外经济与管理》2002年第10期。

［2］周铁：《应计利润计量偏差及对识别盈余管理的影响-基于计量信息相关性分析和中国制造业上市公司经验验证》，《会计研究》2006年第6期。

［3］陆建桥：《中国亏损上市公司盈余管理实证研究》，《会计研究》1999年第9期。

［4］黄梅、夏新平：《操纵性应计利润模型检测盈余管理能力的实证分析》，《南开管理评论》2009年第12期。

［5］张宗益：《我国上市公司首次公开发行股票中的盈余管理实证研究》，《中国软科学》2003年第10期。

［6］林舒、魏明海：《中国A股发行公司首次公开募股过程中的盈利管理》，《中国会计与财务研究》2000年第2期。

［7］Jones J. J.. Earnings Management During Import Relief Investigations.Journal of Accounting Research, 1991, 29(2): 193-228.

［8］Dechow P M.Detecting Earnings Management［J］. The Accounting Review， 1995， 70（2）:193-225.（编辑刘姗）