韩国季节性股票发行公司盈余管理研究

ForeignEconomies&ManagementVol.24No.9

Sep.2002

中图分类号:F273.4󰀁文献标识码:A󰀁文章编号:1001󰀁4950(2002)09󰀁0035󰀁00

韩国季节性股票发行公司盈余管理研究

颜󰀁敏,张永国

(郑州航空工业管理学院,河南郑州450005)

󰀁󰀁摘󰀁󰀁要:本文从盈余管理检验模型、盈余管理检验方法和盈余管理诱因三个方面对韩国季节性股票发行公司盈余管理检验进行了说明和研究。

󰀁󰀁关键词:盈余管理;经营现金流量;操控性应计项目;盈余管理诱因;相关性检验

一、引言

󰀁󰀁正像一些文献所反映的(Levitt,1998;Brown,1999)那样,滥用盈余管理的潜在危害已成为全世界所关注的问题。当管理者在财务报告中运用职业判断或组织交易以改变财务报告时,都会发生盈余管理。其目标是误导公司股票持有者对公司潜在的经济业绩的了解,影响那些以报告中的会计数据为依据的契约的执行结果(Healy和Wahlen,1999)。

󰀁󰀁盈余管理的动机是多种多样的:如平滑收益(Moses,1987);管理者报酬(Healy,1985);所有权控制或管理者收购(DeAngelo,1986、1988;Perry和Williams,1994);政治成本(Cahan,1992;Liberty和Zimmerman,1986;Maydew,1997)。

󰀁󰀁已有很多学者研究证明,季节性股票发行(seasonedequityoffering,SEO)公司在季节性股票发行年度或之前进行了盈余管理(Loughran和Ritter,1995和1997;Rangan,1998;Teoh,Welch和Wong,1998)。很多季节性股票发行公司在其股票发行之后,经营业绩和股票回报都较差(Loughran和Ritter,1995;Rangan,1998;Spiess和Affleck󰀁Graves,1995;Teoh等1998)。但是,Shivakumar(2000)认为,季节性股票发行者进行盈余管理也许并没有打算误导投资者,只不过是发行者发布公告参与市场行为的一种理性反应。他认为,季节性股票发行公司的盈余管理是理性的,因为在股票发行公告之时,投资者能够推断出盈余管理并能理性地消除它的影响。

󰀁󰀁Choi和Paik(1999)调查了1991-1995年期间,韩国236家季节性股票发行公司在季节性股票发行年度前5年的经营业绩和盈余管理。他们证明,季节性股票发行公司的操控性应计项目逐渐增加并于季节性股票发行年度达到顶峰,然后逐渐减少。他们还发现,与相同行业

收稿日期:2002-07-09

作者简介:1󰀁颜敏(19-),女,郑州航空工业管理学院副教授;2󰀁张永国(1963-),男,郑州航空工业管理学院副教授。

󰀁35󰀁的非季节性股票发行公司相比,季节性股票发行公司现金流量和收益都较差。SoonSukYoon和GaryMiller(2002)等人对韩国1995-1997年期间249家季节性股票发行公司进行考察,运用三种检验方法(应计项目差异、相关性和符号变化),发现那些欲在来年进行季节性股票发行的公司,尤其是当它们的经营业绩较差时,都进行了盈余管理。通过对操控性应计项目进行回归分析发现,当季节性股票发行公司经营业绩较差并且发行规模相对较大时,其盈余管理的程度也比较严重。

二、盈余管理检验模型

󰀁󰀁应计项目总额(totalaccruals,TA)被定义为净收益(netincome,NI)减去经营现金流量

(cashflowsfromoperations,CFO)的差额。应计项目总额可以分为操控性应计项目(discre󰀁tionaryaccruals,DA)和非操控性应计项目(non󰀁DA)。其中,操控性部分代表了盈余管理的程度。因此,盈余管理检验主要是通过建立模型将操控性应计项目从TA中分离出来。

󰀁󰀁Healy(1985)建立了一个随机游走模型。Jones(1991)提出了一个启发性模型。之后,De󰀁chow,Sloan,和Sweeny(1995)提出了一个修正的Jones模型,被很多研究者广泛使用。Kang和Sivaramakrishnan(1995)提出了一个模型(KS模型),指出应计项目余额会随着收入、费用和固定资产的变化而变化。SoonSukYoon,GaryMiller(2002)等人开发了一个模型,对韩国SEO公司盈余管理进行检验。该模型描述如下:󰀁󰀁TAit/BTAit=󰀁0+󰀁1(󰀁REVit-󰀁RECit)/BTAit

+󰀁2(󰀁EXPit-󰀁PAYit)/BTAit

+󰀁3(NCASHit-1󰀁GPPEGRWit)/BTAit+󰀁it

(1)

󰀁󰀁这里,TAit=应计项目总额=NIit-CFOit=净销售收入;RECit=应收项目;EXPit=扣除非

付现费用后的经营费用;PAYit=应付项目;NCASHit-1=前期非现金支出,如折旧;GPPEGR󰀁Wit=固定资产增长率;BTAit=本期期初资产总额。

󰀁󰀁该模型假定,应计项目总额在正常情况下决定于现金销售收入的变化、现金支出的变化和部分随固定资产变化而变化的非付现金费用的变化。

󰀁󰀁第一个解释变量(󰀁REV-󰀁REC)/BTA是从修正的Jones模型中借入的。这一变量表示现金收入的变化,可以说明流动性应计项目的影响,代表了未经操控的正常收入部分。这一变量能够反映公司在年底通过增加信用销售来增加净收入的意向。也就是说,现金销售的变化可以不受以前负担的信用销售的影响。所以,该变量能够较好反映公司增加信用销售的意向。󰀁󰀁第二个解释变量(󰀁EXP-󰀁PAY)/BTA是从KS模型中借入的。这一变量将流动性应计项目与现金支出的变化结合起来。管理者不仅利用销售额,而且会利用费用来管理净收益。如果模型仅包括第一个变量,鉴于现金收入和现金支出具有一定程度的相关性,也许会反映现金支出对流动性应计项目的含义,而且将相关的解释变量都包括进来有可能会出现复共线性问题。因此,必须在复共线性和省略变量的不利影响之间作一抉择。根据SoonSukYoon和GaryMiller(2002)的研究,虽然收入和费用的变化具有高度相关性(PearsonProuct相关系数=0󰀁953),但现金收入和现金支出之间的相关性显著下降(Pearsonprouct相关系数=0󰀁838)。因此,除非对现金收入和现金支出进行适当计量,否则不能很好地反映流动性应计项目的两面性。应计项目总额与流动性应计项目之间有一种确定关系。但是,要预测现金销售的变化与应计项目总额的关系非常困难。这种关系可能是正向的,也可能是逆向的。某些时候,销售和应收项目被用来管理盈余;而另一些时候,费用和应付项目将因同一目的而被利用。󰀁36󰀁

󰀁󰀁第三个变量将当期支出与流动性应计项目结合起来。一个正常的或未经操控的非现金支出水平可以通过以前年度的非现金支出与固定资产增长率相乘得到。第三个变量将呈负值。󰀁󰀁操控性应计项目可以通过从应计项目总额中扣除非操控性应计项目来求得:󰀁󰀁DAit=TAit/BTAit-[B0+B1(󰀁REVit-󰀁RECit)/BTAit

+B2(󰀁EXPit-󰀁PAYit)]/BTAit+B3(NCASHit󰀁GPPEGRWit/BTAit)

(2)

󰀁󰀁这里,Bk表示式(1)中󰀁k的估计系数。从式(2)得到的操控性应计项目DA等于实际应计项目总额TA与根据每个观测值预期的(非操控性)应计项目总额的差额。用TA估计模型对韩国1995-1997年期间249个SEO公司盈余管理行为进行检验,结果见表1。

表1󰀁操控性应计项目估计模型

行业编号050015001700180019002100230024002500260027002800290030003100320033003400350036004000450050005100520060006100Other

行业公司数量

192202367952159304438713520567132451053013416025484926614145402535

X1-2.18-5.93-5󰀁84-2.94-5.22-2.99-0.05-14.39-5.83-8.06-7.82-3.58-9.51-4.15-6.26-6.10-4.60-8.09-3.59-4.1.03-1.76-2.08-5.13-5.53-2.06-2.82-1.90

解释变量(t比率)

X2

2.655.976.683.476.7.152.8113.026.037.569.904.908.494.106.676.684.417.916.736.79-0.933.781.735.596.673.082.951.72

-----------------------X30.790.584.030.170.534.900.277.012.123.773.170.102.960󰀁492.395.831.295.021.261.043.591.050.590.47-1.66-3.390.18-2.69

调整的拟合优度R2.293.152.203.104.456.231.226.420.326.3.3.250.454.285.344.255.506.430.755.516.195.063.168󰀁173.551.293.253.403

󰀁󰀁在该模型中,修正的平均拟合优度R2是0󰀁324,变动范围最低为0󰀁063,最高为0󰀁755,远高于修正的Jones模型。当该模型使用两变量时,可以得到两个变量显著一致的信号。但是,如果省略了第二个变量,可能会得到不一致的回归系数。模型中单个变量显示出一致性和重大的统计意义。也就是说,现金收入项目的变化(󰀁REV-󰀁REC)/BTA与应计项目总额负相

󰀁37󰀁关。28个行业中26个的结果有重大的统计意义。现金支出的变化(󰀁EXP-󰀁PAY)/BTA与应计项目总额正相关,且其统计意义要高于现金收入的变化。因此,用现金收入变化和现金支出变化可以较好地反映流动性应计项目中非操控性应计项目的特征。最后,用以反映非流动性应计项目中非操控性应计项目的非现金支出与应计项目总额呈负相关。其中大约一半具有统计意义。

󰀁󰀁模型:TAit/BTAit=󰀁0+󰀁1(󰀁REVit+󰀁RECit)/BTAit+󰀁2(󰀁EXPit+󰀁PAYit)/BTAit+󰀁3(NCASHit󰀁GPPEGRWit/BTAit+󰀁it)。

󰀁󰀁解释变量X1,X2和X3分别表示(󰀁REVit-󰀁RECit)/BTAit,(󰀁EXPit-󰀁PAYit)/BTAit和(NCASHit󰀁GPPEGRWit)/BTAit。为了使表格简洁,每一个变量仅列示了t比率。

󰀁󰀁修正的Jones模型的一个最主要缺陷就是未考虑现金支出的变化,只用第一个变量即现金收入的变化并不能很好地预测与应计项目总额的关系。SoonSukYoon,GaryMiller(2002)等人用修正的Jones模型,对表1内28个行业249个公司进行检验,修正的拟合优度R非常低,解释变量的解释力和一致性也很低。28个行业模型的回归,仅有两个修正的R2大于0󰀁2,而5个介于0󰀁1-0󰀁2之间,剩余的21个根本没有解释力。此外,两个重要变量的解释力也很有限。(󰀁REV-󰀁REC)BTA有20个正值(其中6个有统计意义),8个负值(其中2个有统计意义)。GPPE/BTA有24个正值(其中6个有统计意义),4个负值(均没有统计意义)。所以,修正的Jones模型,在解释韩国(特别是1993-1997年间)的应计项目总额时,表现出较低的解释力。

三、盈余管理检验方法

󰀁󰀁Yoon(1998)曾证明,韩国盈余管理的主要原因是经营业绩。除非公司有意识要延迟或提前确认伴随收入或费用的现金,经营现金流量一般能公正地代表一个公司的经营业绩。经营现金流量表的贡献是为判断盈余管理提供了一个良好的基准。所以,拥有经营现金流量为负值的公司从事盈余管理的动机就更大,尤其是当该公司要在下一年度完成季节性股票发行时。SoonSukYoon和GaryMiller(2002)等人按照经营现金流量是正值或负值这个标准将季节性股票发行公司分成两组,采用三种检验方法进行检验,包括应计项目差异检验、净收益与经营现金流量之间相关性检验以及符号变化比率检验。

󰀁󰀁应计项目差异检验用来评判处理样本与配对的控制样本的应计项目(操控性和总额)差异。基于盈余管理的假设,季节性股票发行公司将会在季节性股票发行前一年度采用增加收入的策略。所以,季节性股票发行公司的操控性应计项目DA和应计项目总额(TA)必定高于非季节性股票发行公司,即差异不为零。对于在前一年度经营现金流量为负值的季节性股票发行公司,差异则会更大。

󰀁󰀁相关性检验是用来评判经营现金流量和净收益之间的相关性。当不存在盈余管理时,预期经营现金流量和净收益之间的相关系数将是正数且很高,因为二者都是计量经营业绩的指标。但是,当公司进行盈余管理时,就不可能有很高的正相关性。特别是当季节性股票发行公司经营现金流量为负数值时,经营现金流量与净收益之间的相关系数很低。

󰀁󰀁符号变化检验是用来评判当经营现金流量为负值时公司报告正的净收益的比率或者相反。拥有经营现金流量为负值的公司将有很强的动机去报告正的净收益数值。但是,正常情况下,拥有经营现金流量正值的公司将不会报告净收益负值,除非公司有很强的动机去减少所得税或政治成本。所以拥有经营现金流量负值的公司其符号变化率将远远高于拥有经营现金󰀁38󰀁

2流量正值的公司。符号变化检验是一种比率变动检验,也是一种非参数检验。

󰀁󰀁表2的数据表示,韩国1995-1997年期间249个季节性股票发行公司和以经营现金流量为比较基础的控制样本公司应计项目差异检验结果。结果清楚地表明,无论是操控性应计项目DA还是应计项目总额TA,季节性股票发行公司都大于非季节性股票发行公司,尤其是当季节性股票发行公司经营现金流量为负值时就表现得更为明显。当经营现金流量为负值时,应计项目差异为正值且具有重大的统计意义。当经营现金流量为正值时,虽然季节性股票发行公司应计项目大于非季节性股票发行公司,但两类公司应计项目差异并不明显或不太明显。应计项目差异的t检验结果强烈一致支持这一假设:相对于非季节性股票发行公司,季节性股票发行公司进行了盈余管理。

表2󰀁平均数差异检验结果

平均数差异检验

应计项目经营现金流量DA

-+合计

TA

-+合计

SEO公司

公司数量平均数

9315624993156249

0.1091-0.01220.03310.10500.05300.0060

标准差0.08180.07740.09840.08650.07870.1118

以经营现金流量匹配的非SEO公司

公司数量平均数标准差

160249160249

0.0663-0.02060.01040.0560-0.0598-0.0184

0.07250.06160.07770.07540.06820.0900

差异0.04280.00840.02270.04900.00680.0244

T比率3.741.072.854.080.822.69

P值.000.143.002.000.208.004

󰀁󰀁表3列示了净收益NI和经营现金流量CFO相关性分析的结果。

表3󰀁CFO和NI相关性检验结果

经营现金流量

-SEO公司

公司数量93

相关系数.0284(t=0.27),-󰀁1402(t=-1󰀁35)

+

156

󰀁6203(t=9󰀁81),󰀁4631(t=6󰀁48)

合计

249

󰀁4605(t=8󰀁15),󰀁3224(t=5󰀁35)

249160

以经营现金流量匹配的非SEO公司

公司数量相关系数

󰀁4184(t=4󰀁30),󰀁1727(t=1󰀁)󰀁6044(t=9󰀁54),󰀁4727(t=6󰀁74)󰀁6147(t=12󰀁25),󰀁5428(t=10󰀁16)

󰀁󰀁注:上一行数据:PearsonProduct相关系数(t比率)。下一行数据:SpearmanRank相关系数(t比率)。

󰀁󰀁相关性分析表明,在同一年度内,对于经营现金流量为负值的公司来说,季节性股票发行公司的盈余管理要比非季节性股票发行公司严重得多,CFO和NI两个变量的PearsonProd󰀁

uct相关系数仅为0󰀁28(t比率为0󰀁27),SpearmanRank相关系数为-0󰀁1402(t比率为-1󰀁35)。与此相对照,经营现金流量为正值的季节性股票发行公司两个指标呈显著的正相关。非季节性股票发行公司的两个指标的相关系数是正值,且很大。PearsonProduct相关系数在经营现金流量指标上的表现并不相同。但是,当非季节性股票发行公司经营现金流量为负值时,SpearmanPank相关系数变得很小,虽然它们仍表现为正相关。

󰀁󰀁表4列示了符号变化分析的结果。符号变化检验是一种非参数检验,其结果不受异常观

󰀁39󰀁测值存在的影响。基于这样一个事实:因非现金支出(如折旧)、退休金费用和其他支出等的作用,应计项目总额正常情况下应是负值。很少有公司会因为其经营现金流量是正值而报告净损失,以表明公司未进行盈余管理。也就是说,当公司的经营现金流量为正值或是较小的负值时,特别是公司要在下一年度完成季节性股票发行时,就不愿意报告净损失。

表4󰀁符号变化检验的结果

SEO公司

经营现金流量

-+合计

公司数量93156249

符号变化数量85792

符号变化百分比0.9140.0450.369

以经营现金流量匹配的非SEO公司公司数量160249

符号变化数量531669

符号变化百分比0.5960.1000.277

差异0.318-0.0550.092

差异检验Z值7.59-1.31

P值.000.101

󰀁󰀁符号变化检验的结果强有力地支持了这一假设:即打算在下一年度进行季节性股票发行且其经营现金流量为负值的公司,进行了严重的盈余管理。被比较的公司符号变化率显示了极端的对比结果。几乎所有的经营现金流量为负值的季节性股票发行公司(93家中有85家或91󰀁4%)在前一年度都报告了正的收益。这意味着几乎所有的经营现金流量为负值的公司都明显地进行了盈余管理以报告正的收益。相反,几乎没有经营现金流量为正值的季节性股票发行公司(156个中有7个或4󰀁5%)报告了负的收益。虽然经营现金流量为负值的非季节性股票发行公司符号变化率也很高,但是,季节性股票发行公司和非季节性股票发行公司(经营现金流量均为负值)符号变化的差异非常明显(差异为0󰀁318,z值为7󰀁59)。在经营现金流量为正值的两类公司中,符号变化差异为-0󰀁055,z值为-1󰀁31,显著低于经营现金流量为负值的公司。这些结果总的来说与下述盈余管理假设一致:即当季节性股票发行公司经营现金流量为正值时,会努力避免报告净损失,以达到在下一年度实施季节性股票发行计划的目的。󰀁󰀁综上所述,三种检验的结果都强有力地说明,拥有经营现金流量为负值且在下一年度打算进行季节性股票发行的公司,其盈余管理非常严重。这一有力的检验结果并不令人吃惊,因为当季节性股票发行公司经营现金流量为负值时,应该有很强的动机去增加净收益以保证季节性股票发行计划的成功实施。当净收益为负值时,公司要说服潜在的认购者去参与认购却是很困难的。由于股票价格低,公司从股票发行中获得的现金流入也会很低。

四、盈余管理诱因检验

󰀁󰀁SoonSukYoon和GaryMiller(2002)等人,用一种多元回归方法证明与盈余管理活动相关的重要因素。要引用的三个重要变量是企业规模、负债率和经营现金流量。这三个变量被假

设为与操控性应计项目呈负相关。经营现金流量被预期是操控性应计项目的主要决定因素。如果经营现金流量很差,公司将有动机去增加净收益。此外,如果经营现金流量很好,公司将有动机去减少净收益以达到减少政治成本或税收的目的。其他一些因素也会激励季节性股票发行公司进行盈余管理,如发行规模和财政年度结束到季节性股票发行当月的时间差会影响盈余管理的程度。发行规模越大,季节性股票发行公司越有可能进行盈余管理。财政年度结束到季节性股票发行日之间的时间越短,管理者越有可能选择增加收入的会计。总之,季节性股票发行公司盈余管理的程度与发行规模呈正相关,与时间差呈负相关。盈余管理诱因检验模型见(3)式。

󰀁󰀁DAit=󰀁0+󰀁1SIZEit+󰀁2LEVit+󰀁3CFOit+󰀁4INCit+󰀁5LAGit+vit󰀁(3)󰀁40󰀁

󰀁󰀁DA在(2)式中已被定义。SIZE是期初资产总额的自然对数。CFO是经营现金流量与期初资产总额之比。INC是用来计量发行规模的,也就是股本增长率,是季节性股票发行的结果。LAG是财政年度结束到季节性股票发行当月的时间差。󰀁󰀁多元回归结果见表5。

表5󰀁盈余管理诱因分析结果

变量常数规模负债率经营现金流量发行规模时间差

系数0.1835-0.0039-0.0856-0.66360.0229-0.0005

标准误差0.05660.00310.02860.03250.01260.0012

T比率3.24-1.24-2.99-20.431.82-0.40

P值.001.217.003.000.070.686

调整的拟合优度R2.629

󰀁󰀁模型:DAit=󰀁0+󰀁1SIZEit+󰀁2LEVit+󰀁3CFOit+󰀁4INCit+󰀁5LAGit+󰀁it。

󰀁󰀁回归结果显示,操控性应计项目在很大程度上决定于经营现金流量,且与经营现金流量呈负相关。这一结论与Yoon(1998)证明的󰀁韩国企业盈余管理的主要决定因素是经营现金流量󰀁一致。结果表明,操控性应计项目与负债率呈负相关。这与一般的预期不一致:即高杠杆公司将倾向于增加净收益。进而,发行规模与操控性应计项目呈不显著的正相关。这一点与预期一致:即发行规模越大,公司越有可能增加净收益。事前预测是,企业规模与时间差都被预期与应计项目呈负相关。也许季节性股票发行公司会利用所有因素来增加净收益。不考虑公司的规模,公司将会关注用最合适的会计选择来帮助其成功实施季节性股票发行计划。另外,季节性股票发行公司会提前精心计划其季节性股票发行,以便使管理者能够在季节性股票发行前一年度选择并制定公司的会计,因此时间差并不影响公司的会计选择。

主要参考文献:

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󰀁41󰀁