胡志穎 卜云霞 劉應(yīng)文

(北京科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院,北京 100083）

一、引言

在信息不對稱的環(huán)境下,管理層業(yè)績預(yù)告可向市場傳遞公司的業(yè)績信息,給投資者警示或增強投資者信心,因此受到資本市場的廣泛關(guān)注。高質(zhì)量的業(yè)績預(yù)告可加強投資者保護(hù)。業(yè)績預(yù)告信息質(zhì)量的高低不但取決于預(yù)告的準(zhǔn)確程度,更與信息生成過程中的盈余管理程度緊密相關(guān)。大部分文獻(xiàn)顯示,預(yù)告業(yè)績與實際業(yè)績基本相符,準(zhǔn)確度較高,但為了保證預(yù)告準(zhǔn)確度,沒有發(fā)生業(yè)績預(yù)告修正的公司進(jìn)行了盈余管理[1],因此無修正預(yù)告信息的質(zhì)量受到損害,卻較少有文獻(xiàn)對業(yè)績預(yù)告修正做系統(tǒng)研究,故我們無從判斷此類信息的質(zhì)量。

業(yè)績預(yù)告修正信息的質(zhì)量問題在我國尤為重要。監(jiān)管機構(gòu)要求利潤總額達(dá)到一定要求的公司在年度報告披露之前作年度業(yè)績預(yù)告,并在實際業(yè)績與第三季度報告或臨時報告中公布的業(yè)績不符的情況下,進(jìn)行業(yè)績預(yù)告修正,因此與強制性預(yù)告相同,預(yù)告修正也是國內(nèi)主板、中小板和創(chuàng)業(yè)板業(yè)績預(yù)告制度的重要組成部分。Wind咨訊的數(shù)據(jù)顯示,近年來,我國業(yè)績預(yù)告的修正較為頻繁,且有逐年增加的趨勢。郭娜和祁懷錦發(fā)現(xiàn)預(yù)告類型為首虧、續(xù)虧、扭虧和續(xù)盈的公司存在著明顯的盈余管理[2]。本文的統(tǒng)計發(fā)現(xiàn),在2007～2009年,相比于總體21%的水平,發(fā)布上述四類業(yè)績預(yù)告的公司中約有29%修正了預(yù)告,因此業(yè)績預(yù)告修正的信息質(zhì)量值得進(jìn)一步研究。本文以2007～2009年發(fā)生業(yè)績預(yù)告修正的公司為樣本,根據(jù)成本收益原則分析各類公司業(yè)績預(yù)告修正過程中的盈余管理,以期填補這方面研究的空白。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

業(yè)績預(yù)告是美國和歐洲資本市場重要的信息來源。研究者們發(fā)現(xiàn),自愿披露了業(yè)績預(yù)告的公司,特別是高估了業(yè)績的公司會選擇調(diào)節(jié)操控性應(yīng)計和變更會計政策的方法管理當(dāng)期盈余,以使得預(yù)告信息的準(zhǔn)確程度在形式上得以提高,但盈余管理卻降低了業(yè)績預(yù)告信息的質(zhì)量[3]?？傮w上,大多數(shù)文獻(xiàn)探討的是無修正公司的盈余管理,只有Kasznik簡單對比了修正和無修正公司的操控性應(yīng)計,發(fā)現(xiàn)二者無顯著差異[3],這說明修正預(yù)告的公司也有盈余管理的嫌疑。但是他并沒有對預(yù)告修正過程進(jìn)行更深入的分析,結(jié)論也顯得不夠有力。

隨著業(yè)績預(yù)告制度的確立,業(yè)績預(yù)告信息也成為我國證券市場的重要信息來源。楊德明認(rèn)為我國現(xiàn)階段缺乏成熟分析師預(yù)測信息的引導(dǎo),獲取信息的渠道仍相當(dāng)有限,我國業(yè)績預(yù)告更多體現(xiàn)為減少投資者與上市公司之間的信息不對稱,從而抑制盈余管理[4]。但郭娜和祁懷錦卻發(fā)現(xiàn),與無預(yù)告公司相比,業(yè)績預(yù)告公司的盈余管理程度更高。研究結(jié)論不同的部分原因在于楊德明的樣本中剔除了最有可能進(jìn)行盈余管理的虧損和微利公司,這兩類公司對應(yīng)的業(yè)績預(yù)告類型恰恰是郭娜和祁懷錦的研究中發(fā)現(xiàn)的盈余管理程度最高的首虧、續(xù)虧、扭虧和續(xù)盈。而這些公司又是最頻繁發(fā)生業(yè)績預(yù)告修正的公司,這預(yù)示著業(yè)績預(yù)告修正信息并不完全可靠。

業(yè)績預(yù)告修正是主動努力改變業(yè)績,或因不可控因素造成業(yè)績被動變化的后果。我們把本年的業(yè)績較上年同期有大幅度下降,或者公司面臨著繼續(xù)虧損的預(yù)告界定為壞消息,而把業(yè)績較大增加,或公司繼續(xù)保持盈利的消息界定為好消息。我們認(rèn)為,首次預(yù)告壞消息的公司更可能主動做出努力以使業(yè)績發(fā)生重大變化,最終修正預(yù)告。原因如下:首先,預(yù)告壞消息公司的管理層承受著來自政府監(jiān)管部門、公司股東和并購市場等方面的壓力,面臨著退市、被并購或管理層被更換的威脅,會盡可能使用包括盈余管理在內(nèi)的方法提高業(yè)績[5]。其次,趙宇龍發(fā)現(xiàn),我國資本市場已經(jīng)達(dá)到了半強式有效[6],由壞向好的預(yù)告修正可以帶來正的市場反應(yīng),增加股東財富。但如果盡了力也無法扭轉(zhuǎn)頹勢,這些公司則會選擇利用盈余管理或其他手段做“大洗澡”為來年的一舉扭轉(zhuǎn)困境儲備利潤[7],最終促使業(yè)績向更壞的方向修正。因此這類公司在首次預(yù)告壞消息后,業(yè)績向好或壞方向改變帶來的收益高于預(yù)告修正對管理層聲譽的影響以及為修正業(yè)績而付出的成本,故樂于修正預(yù)告。因公司在第三季報附近對年度業(yè)績做預(yù)測,故我們將第四季度作為盈余管理期間。基于以上分析,我們提出假設(shè)1。

假設(shè)1:原預(yù)告壞消息的公司如果向好的方向修正,那么公司在第四季度會做正向的盈余管理;如果向壞的方向修正,那么公司在第四季度有負(fù)向的盈余管理行為。

而首次預(yù)告中披露好消息的公司已經(jīng)取得了重大的業(yè)績增加,同時獲得了預(yù)告帶來的正向市場反應(yīng),在此基礎(chǔ)上的任何修正都會給市場造成公司業(yè)績預(yù)告不謹(jǐn)慎的印象,從而損害公司在業(yè)績預(yù)告準(zhǔn)確度上的聲譽。在這種情況下,即使是更好方向的修正帶來的收益也有限,而且管理層傾向于將更好的業(yè)績進(jìn)行儲備以平滑利潤。而向壞的方向調(diào)整,更會給公司帶來負(fù)面市場反應(yīng)和預(yù)告準(zhǔn)確度聲譽的雙重?fù)p失,因此管理層會盡量增加當(dāng)期利潤以維持原來的預(yù)告。綜上所述,出于成本收益考慮,管理層傾向于維持原來預(yù)告,甚至阻礙業(yè)績改變,修正最終只是不得已而為之。有鑒于此,我們提出假設(shè)2。

假設(shè)2:原預(yù)告好消息的公司如果向好的方向修正,那么公司在第四季度會做負(fù)向的盈余管理;如果向壞的方向修正,那么公司在第四季度有正向的盈余管理行為。

三、研究設(shè)計

本文用橫截面修正Jones模型估計第四季度的操控性應(yīng)計利潤(DA）,以此衡量盈余管理程度。具體估計過程如下:

首先,根據(jù)每個行業(yè)所有上市公司第二、三和四季度的數(shù)據(jù),估計如下方程:

其次,計算預(yù)告年度樣本公司第四季度的總應(yīng)計:TA4quar=N I4quar-CFO4quar

最后,計算預(yù)告年度樣本公司第四季度操控性應(yīng)計(DA）:

在得出四季度操控性利潤后,我們首先比較四季度操控性應(yīng)計數(shù)與0的大小。Dechow等發(fā)現(xiàn),操控性應(yīng)計模型存在著估計偏差,估計偏差與公司的業(yè)績緊密相關(guān)[8];郭娜和祁懷錦發(fā)現(xiàn),不同類別的業(yè)績預(yù)告類型存在著不同程度的盈余管理[2];同時,信息披露的及時性也會對盈余管理造成影響。因此為了控制估計偏差的影響,我們?yōu)槊總€樣本公司選擇一個配比樣本,并比較樣本和配比公司的四季度操控性應(yīng)計。配比樣本選取標(biāo)準(zhǔn)如下:(1）與樣本公司的業(yè)績預(yù)告類型一致,預(yù)告時間相近;(2）規(guī)模相近;(3）行業(yè)相近;(4）沒有業(yè)績預(yù)告修正。對于假設(shè)1和2,我們將修正樣本分為原預(yù)告壞消息修正更壞、原預(yù)告壞消息修正變好、原預(yù)告好消息修正更好以及原預(yù)告好消息修正變壞四類,設(shè)計模型(1）加以驗證。各變量的定義見表1。

表1變量定義

控制變量的選取理由如下:(1）洪衛(wèi)青認(rèn)為,對業(yè)績預(yù)告及預(yù)告修正及其他財務(wù)信息披露的控制是上市公司實際控制人實現(xiàn)自身利益的重要手段之一,他發(fā)現(xiàn)實際控制人是國有實業(yè)公司的上市公司的業(yè)績預(yù)告發(fā)生修正的可能性更大[9]。(2）實際控制人的決策通過董事會達(dá)成,故董事會特征也影響業(yè)績預(yù)告及修正,我們選擇股權(quán)制衡作為董事會質(zhì)量的代理變量。(3）根據(jù)Kasznik的研究,財務(wù)的靈活性會對公司盈余管理的能力造成直接的影響[3],資產(chǎn)質(zhì)量、財務(wù)杠桿程度和資產(chǎn)的營運能力與公司的財務(wù)靈活性高度相關(guān),故我們也將其選作控制變量。有鑒于此,如果假設(shè)1得證,那么原預(yù)告壞消息的公司如果修正更壞,其DA的系數(shù)應(yīng)為負(fù)且顯著,而向好的方向修正則相反。如果假設(shè)2得證,那么原預(yù)告好消息的公司如果修正變壞,其DA的系數(shù)應(yīng)顯著為正,而向好的方向修正則相反。

四、樣本選取和實證結(jié)果

(一）樣本選取

表2的Panel A列示了2007～2009年有業(yè)績預(yù)告修正的所有樣本公司。業(yè)績預(yù)告及修正數(shù)據(jù)來自w ind數(shù)據(jù)庫。從表2中可以看出,與原預(yù)告好消息的公司相比,預(yù)告壞消息的公司的業(yè)績預(yù)告修正更頻繁,而且更多向更壞的方向修正。在剔除2007～2009年金融類公司、暫停上市、破產(chǎn)重整、找不到配比樣本或數(shù)據(jù)不全的樣本后,共得到544個業(yè)績預(yù)告修正的樣本,具體見Panel B。財務(wù)數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)均來自于CCER數(shù)據(jù)庫。

表2樣本選取

(二）實證結(jié)果

我們采用單變量T檢驗比較樣本操控性應(yīng)計(DA）均值與0的關(guān)系;同時在比較樣本和配比公司的操控性應(yīng)計均值時,我們采用配對樣本T檢驗。此外,我們還采用列聯(lián)表檢驗分析樣本與配比公司負(fù)的操控性應(yīng)計占全部操控性應(yīng)計個數(shù)的比例。

表3 操控性應(yīng)計單變量檢驗

表3顯示,向更壞的方向修正的原預(yù)告壞消息的公司進(jìn)行了“大洗澡”,樣本四季度操控性應(yīng)計均值為-0.1,在1%的水平上顯著小于0,T值為-3.48,小于配比樣本,同時四季度負(fù)操控性應(yīng)計的比例在1%的顯著性水平上高于配比樣本,χ2值為82.6。反之,如果向好的方向修正,則樣本公司傾向于正向盈余管理,四季度操控性應(yīng)計均值為正,在1%的顯著性水平上高于配比樣本,且四季度操控性應(yīng)計的正數(shù)比例在5%的水平上顯著高于配比公司。因此驗證了假設(shè)1。而原預(yù)告好消息的公司顯示出相反的模式。在向好的方向修正時,樣本公司的四季度操控性應(yīng)計均值為-0.7,且在1%的水平上顯著小于配比公司,其負(fù)數(shù)比例也高于配比樣本,在1%的水平上顯著;在向壞的方向修正時,樣本公司的四季度操控性應(yīng)計均值為0.04,在1%的水平上顯著高于配比公司,其正數(shù)的比例也大于配比公司,也在1%的水平上顯著。因此,假設(shè)2得到驗證。

我們進(jìn)一步做多元回歸分析。表4列示了剔除控制變量數(shù)據(jù)不全的樣本后的預(yù)告修正樣本和配比樣本的有關(guān)變量的描述性統(tǒng)計,從表4中可以看出,首次預(yù)告壞消息公司的資產(chǎn)負(fù)債率更高,資產(chǎn)運營質(zhì)量也更低。另外,相關(guān)系數(shù)表顯示(限于篇幅,未在文中列出）,解釋變量之間的最大相關(guān)系數(shù)為0.5,不會對回歸結(jié)果造成重大影響。

具體回歸結(jié)果如表5所示。由表5可知,加入控制變量后的總體結(jié)果與單變量分析類似,首次預(yù)告壞消息并向壞的方向修正的公司的四季度操控性應(yīng)計系數(shù)為-2.639,在1%的水平上顯著;而向好的方向修正時,四季度操控性應(yīng)計的系數(shù)為2.074,在10%的水平上顯著。概而言之,對于原預(yù)告壞消息的公司而言,盈余管理方向與業(yè)績預(yù)告修正的方向相同,這與假設(shè)1相符。

而首次預(yù)告好消息的公司如果修正變壞,會增加四季度的操控性應(yīng)計,四季度操控性應(yīng)計的系數(shù)為3.808,在1%的水平上顯著為正;如果修正變好,則樣本公司會利用四季度操控性應(yīng)計向下調(diào)整利潤,操控性應(yīng)計的系數(shù)為-2.88,在1%的水平上顯著。可見,原預(yù)告好消息的公司的預(yù)告修正方向與盈余管理方向相反,這與假設(shè)2的預(yù)測相符。

表4 解釋變量描述性統(tǒng)計

表5 模型回歸結(jié)果

在我國的制度背景下,除了調(diào)節(jié)操控性應(yīng)計可以增加盈余外,資產(chǎn)重組、債務(wù)重組、政府補貼和關(guān)聯(lián)方交易等交易安排也是常見的手段[10]。因此我們在模型(1）的基礎(chǔ)上,引入了代表是否在第四季度進(jìn)行了資產(chǎn)重組、債務(wù)重組和獲得政府補貼的啞變量,以考察有增加業(yè)績動機的公司是否采用了其他盈余管理手段。財務(wù)報告中沒有披露關(guān)聯(lián)方交易的具體日期,因此我們無法對四季度是否發(fā)生購銷商品和勞務(wù)等關(guān)聯(lián)方交易加以驗證。同時有些公司在第三季度報中未披露政府補貼數(shù)據(jù),故無法根據(jù)年報和三季度報的政府補貼差異判斷四季度是否獲得了新的政府補貼,我們將此類樣本剔除。表6報告了新模型的回歸結(jié)果。

表6顯示,在加入上述三個變量后,兩個模型的總體擬合度和預(yù)測準(zhǔn)確率都有明顯的提高。首次預(yù)告好消息修正變壞的公司,除了增加四季度操控性應(yīng)計外,也在四季度進(jìn)行資產(chǎn)重組,債務(wù)重組的系數(shù)雖然也為正,但不顯著,而樣本公司獲得政府補貼的可能性稍稍低于配比公司,但在統(tǒng)計上不顯著。首次預(yù)告壞消息后向好的方向修正的公司的四季度操控性應(yīng)計雖然仍大于0,但變得不顯著,而四季度資產(chǎn)重組在1%的水平上顯著,債務(wù)重組在5%的水平上顯著,政府補貼的系數(shù)為正,卻不顯著。這說明,四季度操控性應(yīng)計并不是這類公司做高盈利的首選,更常用的手段是四季度突擊重組。

五、結(jié)論

本文以2007～2009年業(yè)績預(yù)告修正的公司為樣本,實證檢驗了業(yè)績預(yù)告修正的信息質(zhì)量。研究發(fā)現(xiàn),我國的上市公司在預(yù)告修正過程中存在著盈余管理。因為預(yù)告修正帶來的收益高于修正的成本,所以首次預(yù)告壞消息的公司進(jìn)行的是一種主動性修正,盈余管理的方向與業(yè)績修正方向相同。相反,首次預(yù)告好消息的公司,預(yù)告修正的收益無法抵補成本,所以體現(xiàn)出被動修正的模式。除此之外,有著向上調(diào)節(jié)盈余的公司,同樣在使用交易安排的方式進(jìn)行重組。原預(yù)告好消息向壞的方向調(diào)整的公司,在第四季度調(diào)高了操控性應(yīng)計并進(jìn)行了更多的資產(chǎn)重組;而原預(yù)告壞消息向好的方向修正的公司,則進(jìn)行了更多的資產(chǎn)重組和債務(wù)重組,而較少使用調(diào)高操控性應(yīng)計的方法。

表6 加入其他盈余管理手段的回歸結(jié)果

因此,本文找到了業(yè)績預(yù)告修正過程中存在盈余管理的證據(jù),這意味著業(yè)績修正過程中的盈余管理降低了財務(wù)信息的質(zhì)量,從而會對投資者的決策造成影響,故建議監(jiān)管機構(gòu)、會計師事務(wù)所應(yīng)加強對預(yù)告修正信息質(zhì)量的關(guān)注,制定相關(guān)制度抑制業(yè)績預(yù)告修正過程中的盈余管理。具體措施為:(1）要求業(yè)績預(yù)告修正信息需經(jīng)過注冊會計師審計以增強信息的可靠性;(2）改變以利潤為業(yè)績預(yù)告標(biāo)準(zhǔn)的局面,因為資產(chǎn)重組和債務(wù)重組是業(yè)績預(yù)告修正公司常用的調(diào)高盈余的手段,而這兩類交易收益計入營業(yè)外利潤,故可將扣除非經(jīng)常性損益后的利潤作為業(yè)績預(yù)告的判斷標(biāo)準(zhǔn)。

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