配股权与上市公司利润操纵

配股权与上市公司利润操纵陈小悦肖星过晓艳(清华大学经济管理学院会计系 100084)关键词 :利润操纵 净资产收益率 配股权一、研究背景会计作为现代商业社会的通用语言 ,已成为联结各经济关系人的重要纽带。特别是随着我国证券市场的发展 ,会计信息日益受到证券监管部门和广大投资者的关注 ,同时一些政策法规中也开始使用会计数据作为标准。对上市公司配股权的规定就属于这种情况。虽然证监会有关规定有过三次变动 ,但始终是以净资产收益率 (为惟一标准。由于会计本身具有弹性 ,所以管理当局在很多时候需要利用自己的判断 ,在会计信息相关性和可靠性之间进行权衡。这种会计弹性的存在要求管理当局进行会计选择 ,同时也为企业提供了操纵利润的机会。在我国目前的情况下 ,由于企业融资渠道相对狭窄 ,上市融资又受到政府的额度管制 ,上市公司为充分发挥资本市场的融资优势 ,扩大规模 ,自然会想尽办法达到证监会的配股要求 ,甚至不惜采用操纵利润的方式。1989)将利润操纵定义为为了获得个人利益而对企业财务报告进行有目的的干涉 ,因此 ,她认为利润操纵实际上是对所披露信息的操纵。由于利润操纵行为会引起企业各契约关系人之间财富的重新分配 ,甚至会引发他们之间新的利害冲突 ,再加上过分的利润操纵行为很容易演变成舞弊、欺诈、内幕交易等非法行为 ,所以近年来利润操纵问题受到了广泛的关注。 1997年 3 月 ,琼民源由于提供虚假财务报告而被宣布停牌 ,更使证券监管部门、会计准则制定部门和广大投资者认识到了过分进行利润操纵可能造成的严重危害。本文结合证监会关于上市公司配股权的要求 ,考察我国上市公司是否存在利润操纵现象 ,探讨如何更好地健全证券市场法规体系。二、文献回顾国外对利润操纵的研究始于 20 世纪 80 年代 ,一类研究集中在是否 (何时 (生利润操纵 ,研究多以操纵利润动机强烈的公司为样本 ,而检验的对象主要是综合的计量项目 ,如应计利润总额 (1988) 、 1985) 、 1986) 、 1990) 、 991) 、 1998) ) 。另一类研究则将研究的问题具体化 ,检验对象也缩小为某些特定的会计科目 ,如银行贷款损失备抵、线下科目 (等 ( 1989) 、 1998) ) 。还有一些研究考查利润操纵的规模和频率 ( 1998) )及其对资源配置的影响 (即利润操纵带来的经济后果 ) 。从研究方法上看 ,主要的差别在于如何确定利润操纵的存在。普遍的做法是以操控性应计利润 (为利润操纵的标志 ,但识别操控性应计利润与非操控性应计利润的方法各有不同。其中比较有代表性的方法有五种。一种是用估计期中若干年应计利润总额除以下一年总资产后的平均值作为研究窗口中某年的非操控性应计利润 ( 1985) ;另一种方法是用第 星、过晓艳 :配股权与上市公司利润操纵 1995o., 年的应计利润总额作为第 t 年的非操控性应计利润 (1986) ;第三种方法是用第 t 年相对于第 t - 1 年销售收入的增加额和第 t 年固定资产总值作为解释变量 (二者均除以第 t - 1 年的总资产 ) ,用最小二乘法估计出第 t 年的非操控性应计利润 (1991) ;第四种方法是对上述型的修正 ,主要的变化在于检验非操控性应计利润的存在时 ,将销售收入增加值减去应收账款净额作为一个解释变量 ;第五种方法是用非样本公司在第 t 年应计利润总额除以当年总资产之后的数值作为解释变量 ,用最小二乘法估计样本公司第 t 年的非操控性应计利润 (1991) 。卡普兰 ( 1985)曾经指出权责发生制会计的本质是应计利润会随着经济环境的变化而变化 ,因此在对应计利润 (预期非操控性应计利润 ) 的计量中应该控制经济环境变化产生的影响。而在上述方法中 ,只有 型和修正的 型明确地将经济环境的变化引入了对非操控性应计利润的估计中。因此 型对之后的利润操纵研究产生了深远的影响 ,它后来被诸多研究者修正或作为基础对各种不同的问题进行研究。 1996) 对上述五种方法的可靠性进行了评价 ,也发现只有 型和修正的 型能对非操控性应计利润提供可靠的估计 ,并能有效地用于假设检验。三、研究方法我们的研究重点在于上市公司对于证监会有关配股资格所做的“净资产收益率 10 %”规定的反应 ,因此 ,我们按照税后净资产收益率将样本分为三组 :5 % 9 % ,10 % 12 %和 12 %以上 (按照证监会的规定 ,部分能源、原材料和基础设施类公司的配股要求可以降低到 9 %) 。在这里 ,净资产收益率在 5 % 9 %和 12 %以上的两组公司是作为对比样本 ,我们预期只有净资产收益率在10 % 12 %的公司有明显的利润操纵现象。本文采用的是参数检验的方法 ,在确定操控性应计利润时 ,我们采取的是以 型为基础的方法。但是 ,在 型中 ,是采用时间序列数据得到对每家公司非操控性应计利润的估计 ,再在此基础上利用横截面数据检验是否存在明显的利润操纵行为。在我国 ,股票市场的存在不过8 年时间 ,使用时间序列模型是不可能的。因此 ,我们借鉴 1998) 和 Wu 1998)在处理类似问题时的做法 ,对 型进行修正 ,保留其主体部分 ,加入虚拟变量判断利润操纵存在与否。所使用的数据是 1993 年到 1997 年的一组 (数据。具体来说 ,本研究中采用的模型是 : + 1 2 3 4 5J Y +其中 i 在 t 年的应计利润总额 ;i 在 t 年的总资产 ; i 第 t 年和第t - 1 年的主营业务收入的差额 ; i 在 t 年的固定资产原值 ; 虚拟变量 ,当公司 i 的 5 %到 9 %之间时取 1 ,否则取 0 ;虚拟变量 ,当公司 i 1996 或 1997 年的 10 %到 12 %之间时取 1 ,否则取 0 ;J 当公司 i 在 1996 和 1997 两年的 高于 12 %时取 1 ,否则取 0 ; 为残差。与前人的研究一致 ,此模型中的“主营业务收入变动值”反映公司经营业绩和经济环境的变化 ,而“固定资产原值”则用来表示公司的资产规模 ,各个变量除以“资产总额”是为了消除公司规模的影响。根据被解释变量和各个解释变量之间的关系 ,我们预测“主营业务收入变动值”的系数为正 ,因为营运资本项目 (如应收账款、存货和应付账款等 )是应计利润总额的一部分 ,而营运资本与主营业务变动收入从总体上讲是正相关的 (不排除某些项目 ,如应付账款与主营业务收入变动是负相关的 ) 。“固定资产原值”的系数应该为负 ,因为固定资产规模的扩大会导致折旧额的增加 ,从而减少应计利润总额。三个虚拟变量中哪一个的系数能够通过 t 检验 ,则说明哪一组公司存在明显的利132000 年第 1 期 1995o., 而其系数的符号则表明操纵利润的方向。检验利润操纵问题 ,必须确定操控性应计利润。而确定操控性应计利润 ,又必须确定应计利润的总额 (操控性应计利润与非操控性应计利润之和 ) 。在本研究中 ,对应计利润总额的定义如下 :应计利润总额 = 净利润 - 经营活动现金流 = (流动资产增加额 - 货币资金增加额 - 短期投资增加额 - 一年内到期的长期债券投资增加额 ) - (流动负债增加额 - 短期借款增加额 - 未付股利增加额 - 一年内到期的长期负债增加额 ) - 固定资产折旧额 - 无形资产递延资产及其他资产摊销额- 固定资产净盘亏额 - 清理固定资产净损失 - 递延税款贷项 - 财务费用 + 投资收益四、样本选择和数据来源中国证监会对上市公司配股资格最初有明确规定是在 1993 年 12 月 17 日证监会关于上市公司送配股的暂行规定中 ,要求“连续两年盈利” ;以后于 1994 年 12 月 20 日、 1996 年 1 月 25 日和1999 年 3 月 26 日进行了三次变动 ,分别要求公司净资产税后利润率三年平均在 10 %以上 ;每年均达到 10 %以上 ;以及三年平均在 10 %以上 ,同时每年不低于 6 %。我们研究的对象是上述关于配股权规定的第二次变更是否引起了上市公司的利润操纵行为 ,所以重点是 1996 年和 1997 年。本文将 1994 年到 1997 年作为研究窗口 ,样本中包括所有自 1993 年以来在上海和深圳证券交易所上市的 A 股公司。但由于上市公司在股票初次发行 ( 度的净资产收益率有人为调高的可能 ( 1998) ,而在以后年度则会降低 ,其利润操纵行为与本论文所研究的“配股权生命线”有所不同 ,所以我们去除了 1996 年和 1997 年新上市公司的数据。按照上述标准 ,我们共得到了 1053 个样本 (见表 1、表 2 和表 3) ,其中在上海证券交易所上市的公司样本 609 个 ,在深圳证券交易所上市的公司样本 444 个。有关的原始数据全部从这些公司各年的年度报告中提取 ,年报主要采自国家信息中心数据库 ,部分缺失数据来自先资信息有限公司出版的 讯导航系统和中国人民大学出版社出版的 1997 年上市公司资料。表 1 样本总体分布 交易所交易所 1994 1995 1996 1997 合 计 百分比上 海 61 145 173 230 609 58 %深 圳 37 98 111 198 444 42 %合 计 98 243 284 428 1053 100 %表 2 样本总体分布 行业1994 1995 1996 1997 合计 百分比工业 53 130 152 218 553 53 %商业 15 34 37 62 148 14 %房地产 7 24 27 30 88 8 %公用事业 11 20 21 32 84 8 %综合 12 35 47 86 180 17 %合计 98 243 284 428 1053 100 %表 3 三组样本分布一般公司 临界公司 绩优公司 合计上海 43 64 % 135 60 % 46 64 % 224 61 %深圳 24 36 % 91 40 % 26 36 % 141 39 %合计 67 100 % 226 100 % 72 100 % 365 100 %23陈小悦、肖 星、过晓艳 :配股权与上市公司利润操纵 1995o., 计分析及其结果11 对 型可行性的讨论型中有两个解释变量 主营业务收入变动值和固定资产原值 ,前者的经济意义非常易于理解 ,而且这一前提无论在美国还是在中国都可以得到比较好的解释 随着公司经济环境和经营业绩的变化 ,相应的应计项目会发生变化 ;但是固定资产原值的经济意义在这里却需要进一步的讨论。根据 推导 ,固定资产折旧方法是会计准则和税法严格限制的 ,上市公司不能利用变更折旧方法影响折旧额 ,因此在应计利润总额中 ,折旧是不能被操纵的。但是由于中美两国会计准则对固定资产折旧的规定有所不同 ,中国的上市公司在改变其折旧方法之后 ,只要在财务报表附注中加以披露 ,并说明影响即可。因此 ,不能排除上市公司在迫不得已时利用折旧方法的改变操纵利润。基于上述原因 ,我们对上市公司改变折旧方法的情况进行了统计。结果发现 ,在 1053 个样本中 ,只有 36 个样本进行过折旧方法的改变 ,只占样本总量的 314 %。所以 ,我们有理由相信上市公司没有明显的利用折旧方法的改变进行利润操纵的现象。21 描述性统计结果上市公司取得上市资格后 ,不但可以通过初次发行 ( 募集大量资金 ,而且可以通过后续配股进行融资。对于上市公司而言 ,配股可以对公司产生直接而明显的效果 :首先 ,可以改善上市公司股本结构 ,改变公司形象 ,增强投资者的信心 ;其次 ,可以一次募集大量的资金 ,有利于投资项目的开展 ,培育新的利润增长点 ;再次 ,还可以在短期内提高每股收益水平 ,有助于树立公司形象。上市公司对配股的意义都有明确的认识 ,因此随着政策监管法规的严格和完善 ,上市公司的行为也在发生变化。我们对 1993 年到 1997 年我国股票市场上 A 股的净资产收益率 ( 的分布情况进行了统计 (见图 1) 。从图形中我们不难看出 ,上市公司年度报告中最重要的指标 净资产收益率(分布呈现出明显的“ 10 %现象” ,即分布在 10 %到 11 %区间内的公司数量激增 ,该区间公司的数量占当年 A 股上市公司总数的比例从 1993 年的 3109 %跃增到 1997 年的 28179 % ,增长了8 倍多 ,而 8 %到 9 %区间内的公司比例则从 1993 年的 5167 %降低到 1997 年的 0195 %。如此鲜明的对比不能不让人对该区间公司 标的可信度产生怀疑。图 1 1995 年和 1996 年是样本分布发生显著变化的两年 ,这与 1994 年底和 1996 年初进行的两次政策变更是非常吻合的。 1994 年关332000 年第 1 期 1995o., 续三年平均在 10 %以上”的规定由于是在年底出台 ,所以上市公司基本上来不及对 1994 年的年报进行包装 ,同时由于“平均”的概念 ,上市公司可以寄希望于来年将净资产收益率做高一点 ,以弥补本年的差额 ,操纵利润的动机并不十分强烈 ,所以从总体上讲 ,1994 年和 1993 年的分布没有显著差别 ,但到 1995 年 ,这种差别就产生了。而 1996 年出台的通知对配股资格的要求更为严格 ,以往那些接近但低于 10 %的公司无法再寄希望于“平均” ,所以挤上 10 %配股线的公司数量陡然增加。从样本公司净资产收益率的分布图中我们也可以看到 ,“ 10 %现象”最为明显的时候就是在 1996 年和 1997 年。表 4 卡方分布检验结果卡方检验值 临界值 结果1993 994 23 51 不显著1994 995 86 51 显著1995 996 85 51 显著1996 997 44 51 不显著注 :临界值的显著性水平为 1 % ,自由度为 (2 - 1) 3 (32 - 1) = 31。表 5 回归与参数检验结果总体样本 1996 1997a 0105 0103 0104(7186) 3 3 (2129) 3 3 (2191) 3 3107 0110 0109(4107) 3 3 (2175) 3 3 (3109) 3 3 0116 - 0114 - 0114( - 9111) 3 3 ( - 3195) 3 3 ( - 4169) 3 3一般 ) 0101 0101 0103(0173) (0141) (1153)临界 ) 0103 0103 0105(4104) 3 3 (2105) 3 3 (3180) 3 3绩优 ) 0101 0101 0103(0195) (0142) (1148)N 1053 284 428111 0111 0111调整后的 110 0110 0110F 值 25108 7107 11100注 : 3 3 代表在 0105 的显著性水平下显著。31 回归分析表 5 是对模型进行回归分析的结果 ,我们对总体样本、 1996 和 1997 年度样本分别进行了回归 ,以检验假设是否成立。43陈小悦、肖 星、过晓艳 :配股权与上市公司利润操纵 1995o., 主营业务收入变动值的系数为正 ,而固定资产原值的系数为负 ,同时两个解释变量的 t 检验结果均显著 ,符合模型的经济意义。虚拟变量“一般公司”和“绩优公司”的系数 是 0101 ,而 t 检验结果分别为 0173 和 0195 ,在 0105 的显著性水平下都是不显著的 ,有力地说明这两组样本公司都不存在利润操纵的行为。而“临界公司”的系数 0103 ,t 检验结果为 4104 ,在 0105 的显著性水平下显著 ,说明临界公司存在调高利润的利润操纵行为 ,验证了我们的假设。对 1996 年和 1997 年进行的回归检验得到了相似的结果。我们发现 ,1996 年和 1997 年临界公司的系数分别为 0103 和 0105 ,而 t 检验结果分别为 2105 和 3180 ,说明 1997 年临界公司的利润操纵行为更加显著 ,而规模也大于 1996 年 (1996 年虚拟变量 系数 0103) 。从回归结果看 ,总体和分年度的 F 检验值分别达到了 25108、 7107 和 11100 ,显著大于临界值 ,说明我们在研究中使用的修正的琼斯模型中 ,被解释变量“应计利润总额”与解释变量“主营业务收入变动值”和“固定资产原值”之间存在显著的线性关系。但同时我们发现 ,方程的 较小 ,只有10 %。从前人的研究结果看 ,自琼斯本人开始 ,使用琼斯模型或修正的琼斯模型 ,研究结果都显示出低 特征。这并不是说方程的拟合优度不好 ,而是因为“应计利润总额”是一个综合科目 ,它与两个解释变量的关系 ,特别是“主营业务收入变动值”的关系比较复杂。主营业务收入的变动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 ,从而导致应计利润的减少。因此两个方向的作用会相互抵销 ,影响了对被解释变量的解释能力。由于我们的目的是检验上市公司对应计利润总额 (而不是其中各个独立的科目 ) 的操纵 ,所以低 征的出现是正常的。此外 ,从计量经济学的角度讲 ,样本容量较大 ( 30) 时 ,拟合优度以较低 ,需要配合 F 检验一起对模型进行检验 ,而合理的经济解释是最重要的 ,不能片面强调拟合优度。由于本回归的总体显著性检验 ( F 检验 ) 显著大于临界值 ,有力地说明了本模型的总体线性关系是显著的。六、研究结论与建议根据现代企业理论 ,企业的实质是“一系列契约的联结” ,而且各契约关系人之间又存在着利害冲突 ,当我们承认经济人的逐利本质、契约的不完备性和部分契约是以会计数字作为基础等前提条件时 ,部分契约关系人 (如企业管理者 )便有动机和机会进行利润操纵 ,以实现自身利益最大化。同时根据信息经济学理论 ,在信息不对称现象普遍存在的情况下 ,由于代理人总是比委托人拥有更多的信息 ,因此当这种信息是会计信息时 ,代理人便有动机进行利润操纵 ,将信息优势转化为利益优势。大量有关利润操纵的实证研究结果从各个侧面对上述理论进行了经验验证。在 1996 年到 1998 年的三年中 ,我国证监会规定上市公司进行后续融资 (配股 ) 的必要条件是净资产收益率必须连续三年达到 10 %以上 ,这实际上是一个隐含的监管部门与上市公司之间的契约。在这一契约中 ,上市公司管理人员是代理人 ,掌握着公司真实的会计信息。为了获得配股的权利 (于上市公司有利 ,从而于管理人员有利 ) ,上市公司具有强烈的动机利用现有的信息不对称和契约的不完备性 (即仅凭净资产收益率指标决定配股权 ) 对利润进行操纵 ,从而达到获取配股权的目的。我们的研究结果说明上市公司为迎合监管部门的配股权规定存在利润操纵行为 ,这对我国整个证券市场体系以及相关研究所带来的启示是十分深远的。证监会于 1999 年 3 月 26 日公布的关于上市公司配股工作有关问题的通知中 ,对上市公司配股权有了新的规定 :由原来每年净资产税后利润率均达到 10 %变成了净资产税后利润率三年平均在 10 %以上 ,同时每年都在 6 %以上。虽然从表面上看 ,这与 1996 年以前的配股权规定非常相似 ,只是在原来的基础上增加了每年的最532000 年第 1 期 1995o., 但这并不是一种简单的重复。在这个过程中我们可以看出监管部门的良苦用心 :1994 年到 1995 年 ,由于总体经济形势比较乐观 ,采用三年平均净资产税后利润率 10 %的标准就显得过于宽松 ,于是在 1996 年对这一规定进行了修改 ,也就是变成了每年都必须达到