国内上市公司增发的利润刍议

样本选择与数据处理本文选取机械、设备、仪表行业，研究该行业2010年增发A股上市公司增发前后利润操纵情况。数据处理如下：剔除IPO数据，上市公司在股票首次公开发行年度的净资产收益率有人为调高的可能(Teoh,WelchandWong,1998)；剔除ST、*ST等特别处理的上市公司，亏损上市公司在亏损年度及其前后普遍采取了相应的调减或调增收益的利润操纵行为（陆建桥，2002）；剔除异常值与数据缺失值，消除异常值对模型解释能力的影响。数据来源于CCER数据库以及《新浪网-股票》。模型设计本文以修正的Jones模型为基础，加入存货增加额及投资收益两个变量。基于我国证券市场起步较晚，上市公司历史较短的现状，难以采用同一公司的历史数据来估计回归参数。因此，本文采用DeFondandJiambalvo(1994)提出的Jones截面模型，该模型假设在同一行业的各企业之间，企业非操纵性应计利润水平的变化是一致的。采用加入新变量的修正的Jones模型进行回归后，模型所得的调整的R2有较大的提高：2008年调整的R2从0.0305提高到0.3500；2009年调整的R2由0.1528提高到0.3439；2010年调整的R2从0.0120显著提高到0.6999；2011年调整R2的由0.0651调整为0.2568。回归模型中新变量的估计参数4年内均显著，原修正的Jones模型中的变量显著性也明显提高。

从以往的研究来看，自Jones本人开始,使用Jones模型或修正的Jones模型,研究结果都显示出较低的拟合优度R2，仅有10%左右。这并不是代表方程的拟合优度不好，而是因为“总体应计利润”是一个综合科目，它与众多科目相关，如营业收入、存货、固定资产、无形资产、线下项目等等，特别是与“营业收入增加额”的关系比较复杂。随着公司营业收入的增加，会引起应收账款等借项科目的增加,从而导致应计利润总额增加，同时也会引起应付账款等贷项科目的增加，从而导致应计利润总额的减少。因此两个方向的作用会相互抵消，影响了对被解释变量的解释能力，本文的拟合优度还算是较好的。利润操纵程度本文采用T检验对操纵性应计利润进行分析，T检验的使用条件为：所检验的数据必须服从正态分布。因此，在本小节中对计算所得的DA进行单样本Kolmogorov-Smirnov检验（以下均简称为K-S检验），单样本K-S检验的原假设是：样本来自的总体与指定的理论分布无显著差异。本小节指定的理论分布为正态分布，以此来验证操纵性应计利润是否成正态分布。2008～2011年增发上市公司操纵性应计利润的K-S检验概率值均大于0.05，即操纵性应计利润的分布与正态分布无显著性差异，可以进行T检验。2008～2010年操纵性应计利润的T检验概率值均小于0.05应拒绝原假设,即说明增发当年、增发前一年及前两年操纵性应计利润均显著不为零，存在利润操纵；而2011年的概率值大于0.05应接受原假设，即说明增发后一年操纵性应计利润均值与零无显著性差异，不存在利润操纵。

由此可见，监管部门在审批上市公司增发资格时，如果依靠单一指标（ROE）的高低，而不关注指标“走高的”内在动因，极有可能诱发上市公司进行操纵利润的行为。目前，我国资本市场有效性有待提高，政府监管仍是必要的。因此，监管部门应当制定并完善相关的法律法规，以规范上市公司行为，随着制度的不断完善，减少可能发生操纵行为的法律漏洞。在制定增发资格的规范中，还应当建立综合评价指标，可以考虑引进ROA、CFO以及EVA（经济附加值，EconomicValueAdded）等指标，从多方面识别上市公司增发前后的表现。此外，完善的公司治理结构以及内部控制制度，能够起到自身监督作用，对防止上市公司利润操纵具有积极意义。

作者：李双杰 赵丹艺 单位：北京工业大学经管学院