中国亏损上市公司盈余管理实证研究，本文主要内容关键词为：盈余论文,中国论文,上市公司论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
在我国，经济正日益市场化，企业各利益相关人对会计盈余还是亏损十分敏感，会计盈余成为许多契约（包括政治契约）的重要参数。按照《中华人民共和国公司法》第157条和第158条的规定，上市公司如果“最近三年连续亏损”，将由国务院证券管理部门决定暂停其股票上市。上市公司若最近三年连续亏损，且“在限期内未能消除，不具备上市条件的，由国务院证券管理部门决定终止其股票上市”；同时，又规定，“公司决议解散、被行政主管部门依法责令关闭或者被宣告破产的，由国务院证券管理部门决定终止其股票上市”。由此可见，上市公司如果出现连续三年亏损的情况，那么，它将因此而受到暂停股票上市、甚至终止股票上市的处罚。这对于这些上市公司本身及其股东、管理层和有关主管部门而言，其不利影响是显见的，可以推测，在这种情况下，他们为了实现自身效用的最大化，会竭尽全力，采取种种盈余管理手段，以免出现亏损或连续亏损三年的情况。
本文选取了在上海证券交易所上市交易的22家亏损上市公司作为研究样本，对这些公司在出现亏损年份及其前后年份是否采取了盈余管理行为，以免出现连续亏损三年的情况，进行了经验验证。研究结果显示，这22家亏损上市公司没有一家出现过连续三年亏损的情况，当然也没有受到暂停股票上市乃至终止股票上市的处罚，它们在首次出现亏损的前一年份，作出了能显著调增收益的操控性应计会计处理，以尽量推迟出现账面亏损并因此而陷入被管制困境的时间。在首次出现亏损年份，则作出了能显著调减收益的操控性应计会计处理，而在扭亏为盈年份，又作出了能显著调增收益的操控性应计会计处理，从而有效避免了公司连续三年出现亏损。换句话说，本文的实证研究结果表明，亏损上市公司为了避免公司连续三年亏损而受到证券监管部门的管制和处罚，在亏损及其前后年份普遍存在着调减或调增收益的盈余管理行为。
二、研究假设
根据陈小悦、陈晓和顾斌（1997）、杨朝军等（1997）和胡朝霞（1998）等的研究表明，中国股票市场已经达到弱式效率，说明股票价格已经反映了以往的历史信息，并且随着交易手段的日趋现代化、交易机制的日趋完善、投资者队伍的日益扩大和日趋理性，我国股票价格对公开信息已具有较快的反映速度，尽管尚没有证据表明，中国股票市场已经具备半强式效率（杨朝军等，1997）。这说明，我国股票市场正从最初的“投机市”、“消息市”逐步走向规范化和理性化，投资者正越来越凭借各种有价值的信息（information），而非噪音（noise），进行投资决策。在这种情况下，公开披露的会计盈余信息便成为投资者据以进行投资决策的重要信息来源，并会对股价产生直接影响。如果上市公司出现亏损，与投资者的期望相背，那么，公司的股票价格将下跌，股东的财富将减少。与此同时，当公司经理人员的报酬与公司盈余业绩挂钩时，公司出现亏损和业绩滑坡，还会影响公司经理人员的报酬，甚至危及其职位。更何况，公司一旦出现亏损后，公司的压力将大大加大，因为如果公司不能立刻扭亏为盈的话，它接踵而来面对的便是暂停股票上市、终止股票上市等现实问题。因此，当公司财务状况恶化，经营业绩不佳，濒临亏损边缘时，公司管理层会尽可能采取一些多计收益、少计费用的会计选择或会计处理，以推迟账面亏损的出现，尤其是亏损上市公司在首次出现亏损的前一年度。但会计选择的余地是有限的，公司会计报表每年还必须经注册会计师的独立审计，所以，当公司经营业绩短期内无法好转时，出现亏损便无法避免。为了使公司将来能较快地“扭亏为盈”，避免受到暂停股票上市、终止股票上市的惩罚，公司便会在亏损年度作出尽可能多计费用、递延确认收入的应计会计处理。由此，我们提出本研究的第一、二个假设：
假设1：亏损上市公司在首次出现亏损的前一会计年度， 会作出能调增收益的应计会计处理。
假设2：亏损上市公司在首次出现亏损年度， 会作出能调减收益的应计会计处理。
当公司出现亏损后，公司必须马上采取措施扭亏，否则如果公司无法在后续两年内扭亏，那么公司将会被处以暂停股票上市，并进而有可能受到终止股票上市的处罚。同时，如果公司持续亏损，经营状况难以得到明显改观，那么其股票价格将会一路下跌，从而还会面临被收购兼并的危险。但是上市公司出现亏损绝非一日之故，积重难返，通常很难在短期内使其经营业绩有显著改善，在这种情况下，公司便会利用现行会计准则、会计制度所提供的会计选择的灵活性，采取盈余管理的手段，尽可能多计收入、少计费用，以使公司在按有关法规规定不受任何处理或处罚的亏损年限内扭亏为盈，因此我们可以推论，在亏损公司扭亏为盈的年份，公司会作出能调增收益的应计会计处理。由此，提出本研究的第三个假设为：
假设3：亏损上市公司在其扭亏为盈年度， 会作出能调增收益的应计会计处理。
公司的会计盈余（即净利润）包括经营现金流量和应计利润额两部分，因此从理论上讲，公司盈余管理可通过操控经营现金流量和应计利润额两条途径来实现。但由于经营现金流量一般与公司营销政策、收款政策密切相关，与会计选择关系不大或者无关。所以，经营现金流量的可操控性不强，而应计利润项目相对弹性较大，公司盈余管理主要通过调剂应计利润额来实现。由此建立本研究的第四个假设（我们在提出前面三个假设时，实际上已隐含着这一假设）：
假设4 ：亏损上市公司主要通过调剂应计利润额来达到盈余管理的目的。
应计利润项目按其可变现程度分为流动性应计利润（CurrentAccruals）和非流动性应计利润（Non-current Accruals）两部分，其中，流动性应计利润主要是指营运资金变动部分（Change in WorkingCapital）；非流动性应计利润主要是指固定资产折旧、 无形资产和递延资产的摊销以及递延税款。鉴于非流动性应计利润项目一旦其折旧、摊销年限、方法确定后，很难再进行管理、调剂，除非进行会计变更，而会计变更又必须公开披露，注册会计师还将对此发表意见，公司恐无法达到利用信息不对称现象操纵损益、以谋求自身利益的机会主义目的。相对而言，应收款项、存货等营运资金项目，其会计选择的余地较大；同时，它们的增减变动又直接影响到会计盈余的多寡；再加之，在大部分公司里，与营业有关的交易发生得最为频繁，且数额最大，因此，营运资金项目通常被视为是一种便捷而且形似正当的盈余管理工具。在亏损上市公司中，为了达到盈余管理目的，使用这一工具恐怕亦在所难免。故提出第五个假设：
假设5 ：亏损上市公司会在其亏损及其前后年度利用营运资金项目进行盈余管理。
三、实证研究设计
（一）实证分析期间
鉴于我国证券市场的发展现状和上市公司资料的取得情况，本论文的实证分析期间包括亏损上市公司自上市年份起到1997年底止。为了研究的方便，本论文假设首次出现亏损年份为第0年， 并以此为基点依次倒计或顺计亏损前后年份（具体见图1）。这样， 根据我们的研究目的和假设，本论文的实证研究主要集中在第－1、0和1年， 通过检验这三年的操控性应计利润额情况，验证亏损上市公司在亏损及其前后年份是否存在盈余管理行为。
图1 实证分析期间
（二）样本
1.样本选择过程
本论文的研究样本选自上海证券交易所A 股股票市场上上市的亏损公司。截止1997年底，在上海A股上市公司中共出现亏损上市公司32 家，其中，考虑到我国《企业会计准则》和《股份制试点企业会计制度》在1992年方始施行，在这之前，上市公司的盈余业绩主要是根据计划经济体制时期延续下来的统一会计制度核算的，其目的并不是为了满足投资者的信息需要，企业据此进行资产计价和收益计量等往往难以真实、公允地反映其实际的财务状况和经营成果； 再加上我国《公司法》到1993年12月才颁布，在此之前，没有任何法规作出过公司连续亏损三年将被处以暂停股票上市乃至终止股票上市的规定，这样，1993年以前出现亏损的公司就很难有为避免暂停股票上市（乃至终止股票上市）而进行盈余管理的动机。为此，我们将在1993年以前出现亏损的4 家上市公司排除在研究样本之外。与此同时， 根据斯托尔和柯利（Stooll andCurley，1970）、里特（Ritter， 1991）、 洛夫兰和里特（Loughranand Ritter，1995）、 俄哈勒内、 李志文和黄德尊（Aharony ， Leeand Wong，1997）等的研究，上市公司在其首次公开发行股票（IPO[,s]）之前，往往会通过财务包装行为高估公司发行股票前年度的利润，以图提高股票发行价格和公司信誉，而当公司发行股票之后，前期高估的利润就会冲转回来，导致公司股票发行后年度业绩的人为滑坡。为了使本论文的研究免受股票发行定价方面因素的影响，我们在选取样本时又将亏损上市公司中上市尚不足两年的6家公司予以排除。这样， 我们最终得到了22家亏损上市公司样本，作为我们的研究对象。
另外，为了控制外部环境和行业因素的影响，我们在选择亏损公司样本时， 还为每家亏损公司选取了一个控制公司， 组成控制样本（Control Sample），控制样本公司的选取步骤为：（1 ）确定每家亏损公司所属行业及其第一次出现亏损前一年末的资产总额；（2 ）在扣除所有亏损公司之外的上海证券交易所A 股盈利公司中选取与亏损公司行业的公司；（3）在与每家亏损公司隶属行业相同的盈利公司中， 最终选取亏损前一年度与亏损公司资产总额相类（最为接近）的那家公司作为控制公司。
这些与亏损公司行业相同、资产规模相类的控制公司共同组成了控制公司样本，通过亏损公司样本与控制公司样本的比较，可以在一定程度上检验亏损公司样本的盈余管理行为。
本论文研究数据主要来自所选样本公司1992—1997年年度报告。这些报告数据来源于WIND资讯《97’中国证券期货资讯大全》（电子版）、《上海证券市场上市公司年度报告汇编——1992》（上海证券交易所，1994）、《上海证券交易所上市公司年度报告——’93》（上海证券交易所，1994）、《上海证券报》和《中国证券报》上公开披露的年报资料以及上海证券交易所上市部各上市公司所提交的报表原件（注：由于1994年所有在上海证券交易所上市的公司所公开披露的年报都是简要报告，财务数据披露不完整，不利于据以计算公司经营现金流量和应计利润额等指标，所以1994年的财务报表资料主要直接来自上海证券交易所上市部各上市公司所提交的完整报表原件。）。
2.研究样本的描述性统计
表1列示了22家亏损公司样本的行业特征和亏损年度分布情况。 从表中可以看到这22家亏损公司的行业分布面较广，分别隶属于10个不同的行业，其中既有传统行业，也有象电子、高科技等现代行业，可见，在市场竞争日趋激烈的今天，任何行业的公司都不可能永远立于不败之地。从表1还可以看到，在22家亏损公司中，有16家公司仅亏损1年便扭亏为盈，有5家公司连续2年出现亏损，只有1家公司出现1年亏损之后，第2年便扭亏，但第3年再度亏损，分别占亏损公司样本总数的72.73 %、22.73%和4.54%。到1997年底为止， 在上海证券交易所上市的公司中，还没有一家公司出现过连续亏损3年的情况， 即没有一家公司越过该“政策死亡线”而被处以暂停股票上市或终止股票上市。
表1 亏损公司样本的行业和亏损年度分布
1995 1996 1997 1995+1996 1996+1997 1995+1997 合计
电子 12
1 1 5
纺织 112
机械 11 1 3
冶金 112
汽车 1 1 2
自行车11
商业
1 1 2
化工 11
高科技11
综合 11 1 3
合计 48414 1 22
表2提供了在亏损公司首次出现亏损的前一年度， 亏损公司样本和控制公司样本的一些描述性统计数据。从中可以看到，亏损公司样本和控制公司样本在亏损公司首次出现亏损前一年度的资产总额、股本和股东权益金额均非常接近，无显著差异，说明两样本的规模相似，从而为后面的研究排除了规模因素所可能产生的对盈余管理行为的影响。但同时，表2又显示，在亏损公司首次出现亏损的前一年度， 两样本的财务状况和经营业绩均存在显著差异。亏损公司样本的资产负债率和净资产收益率、总资产报酬率均在0.01的显著水平下分别高于或低于控制公司样本。这说明，亏损公司的财务状况在其出现亏损的前一年度已经恶化，业绩已经滑坡。
3.应计利润总额的衡量
在现行权责发生制会计模式下，企业净利润实际由经营现金流量和应计利润总额两部份构成，所以：应计利润总额＝净利润－经营现金流量
但是，由于我国的现金流量表会计准则在1998年才颁布并生效，所以在我们的研究期间内，各公司仅编制财务状况变动表，不编制现金流量表，因此，在公司财务报告中，我们无法直接获得经营现金流量和应计利润额数据，故只能在原有三张基本会计报表的基础上，根据我国现金流量表会计准则的要求，用间接法调整得到公司历年经营现金流量。其调整方法如下：
经营现金流量＝净利润+固定资产折旧额+无形资产、递延资产及其他资产摊销额+固定资产净盘亏损+清理固定资产净损失+递延税款贷项+财务费用－投资收益－（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）
表2
在亏损公司首次出现亏损前一年度亏损公司样本和控制公司样本基本财务数据的描述性统计
平均数 中位数 标准差 最小值 第一分位数
资产总额(万元)
亏损公司样本 124308 94571
145154 1230749274
控制公司样本 94214 6306578011 1836439012
负债(万元)
亏损公司样本
77910 52018
109196
566718149
控制公司样本
46633 2930344682
637311789
股本(万元)
亏损公司样本
20913 1380222061
5084 7826
控制公司样本
18876 1584612884
5503 8797
股东权益(万元)
亏损公司样本
46397 3369942700
664016084
控制公司样本
47580 3423937491
797419941
资产负债率%
亏损公司样本
54.04 57.3216.45 28.2940.92
控制公司样本
43.30 43.8412.61 21.0332.99
总资产报酬率%
亏损公司样本1.63
0.79 1.70
0.04 0.49
控制公司样本5.94
4.26 5.57
0.03 1.65
净资产收益率%
亏损公司样本3.73
2.00 4.64
0.11 1.00
控制公司样本
10.57
9.50 9.46
0.23 3.25
第三分位数 最大值 两样本平均两样本中位
数差异的检数差异的检验
t值[1]z值[2]
资产总额(万元)
亏损公司样本
118901 578518 1.083 11.500
控制公司样本 128969 311199
负债(万元)
亏损公司样本
80918
406695 1.490 49.500
控制公司样本
74087
141167
股本(万元)
亏损公司样本
23105
97181 0.472-14.500
控制公司样本
22957
51797
股东权益(万元)
亏损公司样本
48923
177388-0.127-15.500
控制公司样本
65016
170727
资产负债率%
亏损公司样本
66.8086.29
2.892[***] 77.500[***]
控制公司样本
52.8465.01
总资产报酬率%
亏损公司样本1.89 5.67 -3.494[***] -97.500[***]
控制公司样本9.3922.73
净资产收益率%
亏损公司样本4.5018.00 -3.103[***] -82.000[***]
控制公司样本
15.6441.00
注：1.两样本平均数差异的检验使用的是t检验。 在该列中分别列示了t值和p值（括号内数值）。
2.两样本中位数差异的检验使用的是威尔科克森符号秩检验。在该列中分别列示了z值和p值（括号内数值）。
3.***：0.01的统计显著水平。
与此同时，我们还以营运资金增加额作为流动性应计利润的替代变量和衡量企业盈余管理行为的辅助变量，其数额则直接来自财务状况变动表，计算公式为：
营运资金增加额＝流动资产增加额－流动负债增加额
4.实证方法
在盈余管理实证研究中，关键是要在会计盈余（主要是应计利润总额）中分离出哪些是未经管理的、哪些是已经人为管理的。所以，一般将应计利润总额分为操控性应计利润（Discretionary Accruals）和非操控性应计利润（Nondiscretionary Accruals）两部分， 并以操控性应计利润作为验证盈余管理假设的依据。为此，自海利（Healy， 1985）开始，许多会计学者在这方面作出了努力，但科学、准确的察觉、检测盈余管理行为的方法仍处于探索当中。本论文研究过程中，在借鉴现有盈余管理实证研究成果的基础之上，分别采用了以下四个模型来计算操控性应计利润，进而检验亏损上市公司的盈余管理行为：
（1）应计利润总额的随机游走预期模型（简称模型1）
这一模型假设公司上年度的应计利润总额为未经管理的应计利润额，本年度应计利润总额与上年度的差额部分，为被管理的操控性应计利润部分。换句话说，该模型假设公司历年的非操控性应计利润遵循随机游走，其表达式为：
TA[,t]＝TA[,t-1]+ε[,t]；或DA[,t]＝TA[,t]－TA[,t-1]＝△TA[,t]
其中，TA[,t]＝第t年的应计利润总额；DA[,t]＝第t年的操控性应计利润；△TA[,t]＝第t年的应计利润变动额。
毫无疑问，如果公司不存在盈余管理行为，那么，操控性应计利润DA[,t]应等于零；反之，如果应计利润额显著地异于零，则说明公司存在着盈余管理行为。为此，本论文分别采用t 检验和威尔科克森符号秩和检验方法，通过检验亏损上市公司的应计利润变动额平均数和中位数在亏损及其前后年度是否显著地大于或小于零，来验证亏损上市公司是否存在盈余管理行为。
（2）考虑成长因素的应计利润预期模型（简称模型2）
应计利润总额的随机游走预期模型的一个重要缺陷是它没有考虑公司成长因素，而事实上，公司成长因素会影响公司的应计利润额，即公司应计利润额往往会随着公司的成长而增加。由此，本论文提出考虑成长因素的应计利润预期模型，该模型假设公司的应计利润额将会按照上年的应计利润增加规模稳定增长，公司的应计利润额只有在扣除上年的应计利润额和成长因素影响之后，方为操控性应计利润部分，其表达式为：
TA[,t]＝TA[,t-1]+△TA[,t-1]+ε[,t]；或DA[,t]＝△TA[,t]－TA[,t-1]；
根据考虑成长因素的应计利润预期模型，本论文分别采用t 检验和威尔科克森秩和检验方法，通过检验亏损上市公司的应计利润变动额平均数和中位数在亏损及其前后年度是否显著地大于或小于上年数，来验证亏损上市公司是否存在盈余管理行为。
（四）考虑规模和行业因素的应计利润预期模型（简称模型3）
这一模型是假设与研究公司（即亏损公司）行业、规模相同的盈利公司的应计利润额为未经管理的应计利润额，即将控制样本公司的应计利润额作为亏损样本公司非操控性应计利润额的替代变量，将亏损样本公司应计利润额与控制样本公司应计利润额之间的差异视为操控性应计利润额，其表达式为：
DA[,t]＝TA[,t]－TA[,ct]
其中，TA[,ct]＝控制样本公司在第t年的应计利润总额。
为此，本论文分别采用t检验和威尔科克森符号秩检验方法， 通过比较亏损上市公司的应计利润及其变动额的平均数和中位数与控制样本公司之间是否存在显著差异，来验证亏损上市公司是否存在盈余管理行为。
（五）扩展的琼斯模型（简称模型4）
琼斯（1991）在其发表的一篇论文中认为，随着公司营业收入的增加和固定资产规模的扩大，相应的应收、应付项目及其折旧额等应计利润项目便会自然增加，因此，非操控性应计利润是公司营业收入增加额和固定资产规模的函数，预计期实际应计利润总额与之的差额才是操控性应计利润额。琼斯由此提出的模型为：
TA[,it]／A[,it-1]＝α[,i][1／A[,it-1]]+β[,1i][△REV[,it]／A[,it-1]]+β[,2i][PPE[,it]／A[,it-1]]+ε[,it]；或NDA[,it]／A[,it-1]＝α[,i][1／A[,it-1]]+β[,1i][△REV[,it]／A[,it-1]]+β[,2i][PPE[,it]／A[,it-1]]
其中，TA[,it]＝i公司第t年的应计利润总额；TA[,it-1]＝i 公司第t－1年的应计利润总额； △REV[,it]＝i 司第t年的营业收入变动额；PPE[,it]＝i公司第t年的财产、厂房和设备，即固定资产；NDA[,it]＝i公司第t年的非操控性应计利润额； A[,it-1]＝i公司第t－1年的资产总额。
随后，戴求、斯罗恩和斯威尼（Dechow、Sloan and Sweeny，1995）对琼斯模型提出了异议，他们认为琼斯模型容易高估非操控性应计利润额，低估盈余管理行为，原因是在营业收入增加额中，信用销售收入增加额的部分（即应收款项增加额）往往是盈余管理的结果，而在琼斯模型中则将其视为影响非操控性应计利润额的一个因素，显然会产生较大的估计误差。为此，戴求、斯罗恩和斯威尼提出了修正的琼斯模型（the Modified Jones Model），在修正的琼斯模型中，营业收入增加额自变量被扣除了应收款项增加额部分，其表达式为：
NDA[,it]／A[,it-1]＝α[,i][1／A[,it-1]]+β[,1i][△REV[,it]／A[,it-1]－△REC[,it]／A[,it-1]]+β[,2i][PPE[,it]／A[,it-1]]
其中，△REC[,it]＝i公司第t年的应收款项增加额。
但是，修正的琼斯模型仍存在缺陷，其中一个突出的问题是，它和琼斯模型都忽视了无形资产和其他长期资产对非操控性应计利润的影响，因为无形资产和其他长期资产摊销额是非操控性应计利润的重要组成部分，如果忽视了这一因素，会使琼斯模型和修正的琼斯模型低估非操控性应计利润额，高估盈余管理行为。为此，我们提出了扩展的琼斯模型，该模型在修正的琼斯模型的基础之上，在自变量中增加了无形资产和其他长期资产变量，其表达式为：
NDA[,it]／A[,it-1]＝α[,i][1／A[,it-1]]+β[,1i][△REV[,it]／A[,it-1]－△REC[,it]／A[,it-1]]+β[,2i][FA[,it]／A[,it-1]]+β[,3i][IA[,it]／A[,it-1]]
其中，FA[,it]＝PPE[,it]，即为i公司第t年的固定资产；IA[,it]＝i公司第t年的无形资产和其他长期资产。
本论文即采用扩展的琼斯模型来预计亏损上市公司的操控性应计利润额和非操控性应计利润额，其预期模型为：
TA[,it]／A[,it-1]＝α[,i][1／A[,it-1]]+β[,1i][△REV[,it]／A[,it-1]－△REC[,it]／A[,it-1]]+β[,2i][FA[,it]／A[,it-1]]+β[,3i][IA[,it]／A[,it-1]+ε[,it]
四、实证结果与分析
（一）模型1的经验验证结果与分析
表3提供了利用模型1对研究假设的经验验证结果。从表中可以看到，亏损上市公司应计利润变动额的平均数和中位数在第－1 年分别为－0.002和－0.006，利用单侧的t检验和威尔科克森符号秩检验发现， 在统计上并未显著地大于零，故未能支持亏损上市公司在亏损前一年度存在调增盈余的应计会计处理的假设（假设1）；第0年的应计利润变动额的平均数和中位数分别为－0.143和－0.118，分别在0.01的显著水平下小于零，这说明亏损公司在第0 年存在着明显的调减盈余的应计会计处理行为，从而支持了假设2；第1年的应计利润变动额的平均数和中位数分别为0.046和0.067，分别在0.01和0.10的显著水平下大于零，也支持了亏损公司在扭亏为盈年度存在人为调增收益的盈余管理行为，与假设3相符。而从营运资金增量变动额的检验结果来看，其亦在第0、1 年分别存在着调低和调高盈余的应计会计处理，但第－1 年的检验结果则未能支持假设。
（二）模型2的经验验证结果与分析
在上面我们利用模型1 对亏损上市公司在亏损前后年度的盈余管理行为进行验证时，我们假设每年的应计利润变动额均为操控性应计利润，但实际上公司每年所增加或减少的应计利润有可能是公司实际经济状况发生变化所致，而非公司管理人员盈余管理的结果，即它没有考虑公司成长因素的影响。故这里我们假设上年的应计利润变动额是正常的，在下一年度仍将按此金额成长，这样，每年与上年的应计利润变动额的差异部分才是操控性应计利润部分。表4 列示的便是在考虑成长因素后，亏损上市公司应计利润变动额、营运资金增量变动额以及净利润变动额在亏损及其前后年度与上年相比是否存在显著差异的经验验证结果。
表3 亏损上市公司在亏损及其前后年度的应计利润变动额、 净利润变动额、营运资金增量变动额的显著性检验结果
年-3
年-2年-1
应计利润变动额
平均数 0.060 -0.000 -0.002
t值[1] 1.224 -0.004 -0.087
负值数:正值数
3:69:8 12:10
中位数 0.020 -0.053 -0.006
z值[2] 5.5-2.5-2.5
净利润变动额
平均数 0.020 -0.010 -0.017
t值 1.511 -1.269 -3.288[***]
负值数:正值数
3:67:1017:5
中位数 0.023 -0.040 -0.020
z值 11.500-13.500 -86.5[***]
营运资金增量变动额
平均数 0.209 -0.122
-0.038
t值 2.955[**] -2.798[**]
-1.332[*]
负值数:正值数
1:8
14:3 13:9
中位数 0.174 -0.089
-0.012
z值20.500[**] -50.500[**] -34.5
年0 年1 年2
应计利润变动额
平均数 -0.143 0.046 0.041
t值[1] -4.612[***] 1.906[**] 0.353
负值数:正值数 19:33:11 1:3
中位数-0.118
0.067 0.067
z值[2]-114.5[***] 26.5[*]
2.000
净利润变动额
平均数-0.090
0.085 0.044
t值
-7.170[***] 3.798[***]1.144
负值数:正值数 22:00:14
1:3
中位数-0.072
0.061 0.009
z值
-126.500[***]52.5[***] 3.000
营运资金增量变动额
平均数-0.070
0.135 0.035
t值
-2.010[**]
3.350[***]0.241
负值数:正值数 14:8 0:14
1:3
中位数-0.0469 0.083 0.069
z值
-47.500[*]
52.500[***]
2.000
注：1.t检验被用于检验各变量平均数的统计显著水平。同时， 对第－1、0、1 年的应计利润变动额和营运资金增量变动额的检验分别采用的是单侧检验，其他均为双侧检验。
2.威尔科克森符号秩检验被用于检验各变量中位数的统计显著水平。同时，对第－1、0、1 年的应计利润变动额和营运资金增量变动额分别采用的是单侧检验，其他均为双侧检验。
3.* * *：0.01的统计显著水平；
* *：0.05的统计显著水平；
*：0.10的统计显著水平。
表4 亏损上市公司在亏损及其前后年度的应计利润变动额、 营运资金增量变动额和净利润变动额与上年度相比的显著性检验结果
年-3
年-2年-1
应计利润变动额
t值[1] -0.996 0.883
0.045
z值[2] 00.862
0.099
净利润变动额
t值 -1.546 -2.097[**] -0.786
z值 1.479 1.886[*]1.203
营运资金增量变动额
t值 4.486[***]-4.201[***] 1.664[*]
z值 -2.404[**] 3.396[***] -1.855[**]
年0 年1 年2
应计利润变动额
t值[1]
3.437[***]-4.812[***] -0.0406
z值[2]
3.063[***] 3.878
0.053
净利润变动额
t值 -5.423[***] 7.371[***] -0.873
z值 -4.941[***] 4.981[***] -1.434
营运资金增量变动额
t值 -0.700 3.782[***] -0.657
z值 -0.458 3.521[***] -0.265
注：1.t 检验被用于检验各变量历年平均数与上年相比的统计显著水平。同时，对第－1、0、1 年的应计利润变动额和营运资金增量变动额与上年相比的检验分别采用的是单侧检验，其他均为双侧检验。
2.威尔科克森秩和检验被用于检验各变量中位数的统计显著水平。同时，对第－1、0、1 年的应计利润变动额和营运资金增量变动额与上年相比分别采用的是单侧检验，其他均为双侧检验。
3.* * *：0.01的统计显著水平；
* *：0.05的统计显著水平；
*：0.10的统计显著水平。
从单侧的t检验和威尔科克森秩和检验结果来看， 亏损上市公司的应计利润变动额在第－1年并未显著地大于上年，但在第0、1年， 其平均数和中位数则分别在0.01的显著水平下小于和大于上年，从而支持了亏损公司在第0和第1年存在通过操控应计会计项目达到盈余管理目的的假设。对营运资金增量变动额的单侧的t 检验和威尔科克森秩和检验结果则发现，营运资金增量变动额在第－1年分别在0.10和0.05 的显著水平下大于第－2年，在第0年则并未显著地小于第－1年，而在第1年则亦分别在0.01的显著水平下大于第0年。显示亏损上市公司在第－1、1 年存在着管理营运资金项目以调增盈余的行为。
（三）与控制样本的比较分析（对模型3的验证与分析）
在前面利用模型1、2对研究假设进行经验验证时，我们没有考虑行业、时间、公司规模等因素对应计利润、营运资金等会计变量的影响，而这可能会对我们的统计检验结果的准确性带来影响，为此，我们以下试图利用模型3， 通过将亏损公司样本与控制样本在相同年度的比较分析，来检验亏损上市公司在剔除行业、时间、规模影响因素之后，在亏损及其前后年度是否存在盈余管理行为。
表5列示了第－4至第2年间亏损上市公司样本历年应计利润总额、净利润和营运资金增加额与控制样本相比是否存在显著差异的统计检验结果情况。从表中可以看到，在第－1年， 亏损公司样本应计利润总额的平均数和中位数与控制样本相比，并不存在显著差异，两样本营运资金增加额比较结果亦是如此。与此同时，亏损公司的净利润平均数和中位数则分别在0.01的显著水平下小于控制样本，表明在第－1年， 亏损公司的经营业绩相对于控制样本而言已经出现明显滑坡。 而在第0年， 无论是亏损公司样本的应计利润总额、营运资金增加额，还是净利润，均分别在0.01的显著水平下小于控制样本，表明亏损上市公司在亏损年度（第0年）存在着明显的人为调低盈余的操控性应计会计处理， 从而支持了假设2和假设4、5。再来看第1年，在这一年，亏损公司样本的应计利润总额、营运资金增加额和净利润平均数与中位数仍显著地小于控制样本，故而未能支持假设3。
表6列示了第－3至第2年间亏损上市公司应计利润变动额、 营运资金增量变动额和净利润变动额与控制样本相比的统计检验结果。从表中可以看出，亏损公司应计利润变动额的平均数和中位数在第－2 年显著大于控制样本，营运资金增量变动额则在第－3年显著大于控制样本， 而两样本净利润变动额在第－3、－2年却无显著差异，这意味着亏损公司相对于控制样本而言，在第－2年（甚至第－3年）可能已存在通过管理应计利润项目（包括流动性应计利润项目）调高收益、递延出现账面业绩滑坡乃至亏损的盈余管理行为。然而对第－1 年两样本的比较结果显示，假设1没有得到有效支持， 因为亏损公司应计利润变动额的平均数和中位数分别在0.10的显著水平下小于控制样本，而两样本的营运资金增量变动额平均数和中位数则无显著差异，其可能的解释是，亏损公司调高盈余的应计会计处理可能提前发生在亏损前二年（乃至亏损的前三年）了。
表5 亏损上市公司的应计利润总额、 净利润和营运资金增加额与控制样本相比较的统计检验结果
年-4 年-3 年-2年-1
应计利润总额
两样本平均数 -1.346
-1.640 0.466 -0.576
差异的检验[1]
两样本中位数
-8
-305-6.500
差异的检验[2]
两样本平均数 -1.426
-1.541-3.729[***] -3.173[***]
差异的检验
两样本中位数
-9 -31.000 -88.500[***] -95.500[***]
差异的检验
营运资金增加额
两样本平均数 -1.7862.000-0.422
-0.436
差异的检验
两样本中位数-10.000
23.000 9.500 -44.500[*]
差异的检验
年0
年1 年2
应计利润总额
两样本平均数
-3.594[***] -2.920[***] -1.662
差异的检验[1]
两样本中位数
-98.500[***] -40.500[***] -4.000
差异的检验[2]
两样本平均数
-6.127[***]
-2.984[***] -1.419
差异的检验
两样本中位数
-126.500[***] -39.500[***] -4.000
差异的检验
营运资金增加额
两样本平均数
-4.137[***]-2.492[***] -1.646
差异的检验
两样本中位数
-101.500[***] -31.500[**] -5.000
差异的检验
注：1.两样本平均数差异的检验使用的是t检验。同时，对第－1、0、1年的应计利润总额和营运资金增加额的比较检验分别采用的是单侧检验，其他均为双侧检验。
2.两样本中位数差异的检验使用的是威尔科克森符号秩检验。同时，对第－1、0、1 年的应计利润总额和营运资金增加额的比较检验分别采用的是单侧检验，其他均为双侧检验。
3.* * *：0.01的统计显著水平；
* *：0.05的统计显著水平；
*：0.10的统计显著水平。
表6 亏损上市公司的应计利润变动额、 净利润变动额和营运资金增量变动额与控制样本相比较的统计检验结果
年-3 年-2 年-1
应计利润变动额
两样本平均数差异的检验[1]
-0.4442.049[*] -1.313[*]
两样本中位数差异的检验[2]
-1.000
37.000[*] -31.500[*]
净利润变动额
两样本平均数差异的检验 -1.772
-1.474-1.770[**]
两样本中位数差异的检验 -12.000 -20.000
-67.500[**]
营运资金增量变动额
两样本平均数差异的检验 2.258[*]-0.782-0.295
两样本中位数差异的检验 13.000[*] 9.000
-23.500
年0
年1
年2
应计利润变动额
两样本平均数差异的检验[1] -2.403[***] -0.670
-2.301
两样本中位数差异的检验[2] -87.500[***] 1.500
-5.000
净利润变动额
两样本平均数差异的检验 -6.179[***] 3.044[***] 0.137
两样本中位数差异的检验
-126.500[***]41.500[***] -1.000
营运资金增量变动额
两样本平均数差异的检验 -2.074[**] 1.024[*]
-0.709
两样本中位数差异的检验-42.500[**] 13.500 -2.000
注：1.两样本平均数差异的检验使用的是t检验。同时，对第－1、0、1年的应计利润变动额和营运资金增量变动额的比较检验分别采用的是单侧检验，其他均为双侧检验。
2.两样本中位数差异的检验使用的是威尔科克森符号秩检验。同时，对第－1、0、1 年的应计利润变动额和营运资金增量变动额的比较检验分别采用的是单侧检验，其他均为双侧检验。
3.* * *：0.01的统计显著水平；
* *：0.05的统计显著水平；
*：0.10的统计显著水平。
而在第0年，单侧的t检验和威尔科克森符号秩检验结果均发现，亏损公司样本应计利润变动额的平均数和中位数分别在0.01的显著水平下小于控制样本，亏损公司样本营运资金增量变动额的平均数和中位数亦分别在0.05的显著水平下小于控制样本。与此同时，亏损公司净利润变动额的平均数和中位数也分别在0.01的显著水平下小于控制样本，这说明亏损公司在第0 年——首次出现亏损年度存在着显著的调低盈余的应计会计处理，从而支持了假设2和假设4、5。在第1年，亏损公司净利润变动额的平均数和中位数分别在0.01的显著水平下大于控制样本。但同时，亏损公司样本的应计利润变动额与控制样本相比，无显著差异；而亏损公司样本营运资金增量变动额的平均数则在0.10的显著水平下大于控制样本。由此可见，亏损公司在第1 年存在着通过操控流动性应计会计项目调高盈余、从而实现扭亏为盈目的的可能，但从总的实证结果来看，对假设3的支持不足，所以不能排除公司业绩已经得到了真正改善， 在实质上已扭亏为盈的情况。
（四）模型4的经验验证结果与分析
应用模型4验证我国亏损上市公司盈余管理行为时， 碰到的现实困难是公司上市的年份太短，尤其是公司出现亏损前的年份更短，这使得我们无法在现有条件下用过去的会计数据和扩展的琼斯模型来预测亏损公司在出现亏损年度及其前后年度的非操控性和操控性应计利润。在这种情况下，我们采用了一种变通的方法，即用扩展的琼斯模型计算出亏损公司各年的残差，并将各年的残差视作操控性应计利润。从理论上讲，残差是回归方程的随机项，其均值应等于零，如果其值显著地异于零，则说明存在异常的操控性应计利润，即存在盈余管理行为。
表7
应计利润总额多元回归等式（扩展的琼斯模型）的描述统计量[1]
平均数 中位数 标准差 最小值 第一四分位数
α 0.030 -0.088 0.802
-1.348
-0.513
t统计量
-0.515 -0.348 3.775 -12.470
-1.583
β[,1] 0.160
0.108 0.682
-0.990
-0.210
t统计量
-0.288
0.209 5.513 -13.380
-1.295
β[,2]-0.597
0.354 4.763 -19.310
-1.267
t统计量0.262
0.337 4.448 -11.900
-1.140
β[,3]-0.409
1.262 32.582
-87.83
-2.321
t统计量0.528
0.828 4.143
-7.100
-0.710
R[2]
0.867
0.914 0.1330.6190.764
调整后的R[2]
0.562
0.695 0.413
-0.3900.224
DW统计值
2.247
2.261 0.6511.1391.736
年数
5.409
5 0.50355
第一序列自相关-0.300 -0.289 0.266
-0.725
-0.513
F值
27.800
4.058 51.2570.6251.485
F检验的P值 0.303
0.347 0.2260.0100.096
第三四分位数最大值
α0.1342.202
t统计量
0.5258.947
β[,1]0.5311.661
t统计量
2.026
11.956
β[,2]2.1053.721
t统计量
1.954
11.660
β[,3]9.852
53.868
t统计量
1.363
15.620
R[2] 0.9780.998
调整后的R[2] 0.9270.994
DW统计值 2.6303.349
年数 66
第一序列自相关0.1620.265
F值 19.084 213.105
F检验的P值0.4650.705
注1：扩展的琼斯模型为：
TA[,it]／A[,it-1]＝α[,i][1／A[,it-1]]+β[,1i][△REV[,it]／A[,it-1]△REC[,it]／A[,it-1]]+β[,2i][FA[,it]／A[,it- 1]]+β[,3i][IA[,it]／A[,it-1]]+ε[,it]
其中，TA[,it]＝i公司第t年的应计利润总额；A[,it-1]＝i公司第t－1年的资产总额；△REV[,it]＝i公司第t 年的营业收入变动额； △REC[,it]＝i公司第t年的应收款项增加额。FA[,it]＝i公司第t 年的固定资产；IA[,it]＝i公司第t年的无形资产和其他长期资产。
根据扩展的琼斯模型计算的亏损上市公司历年操控性应计利润额的描述性统计量及其统计检验结果见表8，图2则展示了亏损上市公司历年操控性应计利润额的平均数和中位数变化趋势的直观图。在表中，我们利用单侧的t检验和威尔科克森符号秩检验结果显示， 亏损上市公司在出现亏损前一年度，其操控性应计利润额平均数和中位数分别在0.05和0.10的显著水平下大于零，表明亏损上市公司在亏损前一年度存在着人为调增收益的盈余管理行为，以达到递延出现亏损的目的，从而支持了假设1；在出现亏损年度， 公司操控性应计利润额平均数和中位数则分别在0.05的显著水平下小于零，表明亏损上市公司在出现亏损年度存在着人为调减收益的盈余管理行为，支持了假设2；而在扭亏为盈年度， 亏损上市公司的操控性应计利润额并不显著地异于零，假设3 未获支持，这表明亏损公司在该年可能并没有通过应计利润项目来管理盈余，或者公司在该年的业绩可能的确得到了实质性的改善，也有可能由于样本数据不足、模型尚待完善以及操控性应计利润的计算不当，导致实证结果对假设的支持力不够。
表8
根据扩展的琼斯模型计算的亏损上市公司历年操控性应计利润额的描述性统计
年-4年-3
年-2
年-1
平均数0.005 -0.000
0.006 0.021
t值[1]0.106 -0.019
0.595 1.751
(P值)(0.301)(0.985) (0.559)
(0.047)[**]
中位数0.006
0.003
0.001 0.008
z值[2]0.500 10.500 13.50043.000
(P值)(0.250) (0.644) (0.672)
(0.084)[*]
年0 年1
年2
平均数 -0.025-0.0110.014
t值[1] -2.254-0.6542.456
(P值) (0.018)[**](0.262) (0.091)[*]
中位数 -0.016-0.0000.009
z值[2] -66.500-4.5005.000
(P值) (0.014)[**](0.404) (0.125)
注：1.t检验用于对操控性应计利润额平均数的显著性检验。 同时，在第－1、0、1年采用的是单侧检验，其他年份为双侧检验。
2.威尔科克森符号秩检验用于对操控性应计利润额中位数的显著性检验。同时，在第－1、0、1年采用的是单侧检验， 其他年份为双侧检验。
3.* *：0.05的统计显著水平；
*：0.10的统计显著水平。
图2 亏损上市公司历年操控性应计利润
五、结论与建议
本论文对亏损上市公司为避免出现连续三年亏损以逃避有关管制而在亏损及其前后年度采取盈余管理行为提供了经验证据。从论文的实证研究结果（模型1、2、3、4验证结果）来看，在亏损上市公司首次出现亏损年份，公司存在着显著的非正常调减盈余的应计会计处理，在首次出现亏损前一年度和扭亏为盈年度，又明显地存在着调增收益的盈余管理行为（分别见模型4和模型1、2、3验证结果），表明为了避免公司出现连续三年亏损而受到证券监管部门的管制，亏损上市公司在亏损及其前后年度普遍采取了相应的能调减或调增收益的盈余管理行为，而且这些盈余管理行为主要是通过管理应计利润项目来达到的，原因是管理应计利润项目一方面是现行会计准则和权责发生制会计所允许的，另一方面，它还具有不容易被外部报表信息使用者洞悉的优点。同时，我们的实证研究还发现，在各类可资运用的应计利润项目中，亏损上市公司又主要是通过管理短期的、与营业有关的应计利润项目来达到盈余管理目的的，因为根据本研究的实证结果，亏损上市公司的营运资金项目在亏损及其前后年度有明显的被管理的痕迹，由此可见，营运资金项目——尤其是应收应付项目、存货项目等有可能是上市公司最主要的盈余管理工具。
显然，既然上市公司可以通过机会主义盈余管理行为逃避因亏损而有可能受到的暂停股票上市乃至终止股票上市的处罚，说明我国证券市场监管系统有亟待完善之处。为此我们建议：（1 ）完善或修改《公司法》。一条思路是在根据公司连续三年亏损而应处以暂停股票上市乃至终止股票上市的规定之外，再附以其他判断指标或参数，如公司持续盈余指标，经营现金流量指标，以及公司的生产经营活动是否已处于严重的非正常状态，或基本停产状态，或资不抵债、难以清偿到期债务状态等；另一条思路是修改《公司法》，取消上市公司连续三年亏损将被处以暂停股票上市乃至终止股票上市的有关规定，由市场本身来对上市公司进行优胜劣汰。（2）加紧制定会计准则， 减少企业会计选择（进而操控损益）的余地。（3）提高注册会计师的风险意识和执业水平， 加强道德规范，对濒临亏损边缘的上市公司，以及亏损上市公司发生异常波动的营运资金项目和利润表中的异常应计收益项目，注册会计师应予以特别的职业关注。（4）加强证券监管部门的监管力度， 对于严重的违反有关法规操纵损益的行为，应予严肃查处，以确保上市公司的质量和整个证券市场的健康发展。