對(duì)上市公司利用新四項(xiàng)計(jì)提進(jìn)行盈余管理的實(shí)證研究

1、對(duì)上市公司利用新四項(xiàng)計(jì)提進(jìn)行盈余管理的實(shí)證研究一、 研究背景我國(guó)企業(yè)會(huì)計(jì)制度和企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則規(guī)定，企業(yè)應(yīng)當(dāng)定期或者至少于每年年度終了，對(duì)各項(xiàng)資產(chǎn)進(jìn)行全面檢查，合理地預(yù)計(jì)各項(xiàng)資產(chǎn)可能發(fā)生的損失，對(duì)可能發(fā)生的各項(xiàng)資產(chǎn)損失計(jì)提資產(chǎn)減值準(zhǔn)備。為何要對(duì)沒(méi)有發(fā)生只是可能發(fā)生的資產(chǎn)損失作確認(rèn)呢？因?yàn)槠髽I(yè)在經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中存在著各種風(fēng)險(xiǎn)和不確定因素，所以制度要求：企業(yè)在進(jìn)行會(huì)計(jì)核算時(shí)，應(yīng)當(dāng)遵循謹(jǐn)慎性原則，即要求企業(yè)在面臨不確定因素的情況下做出職業(yè)判斷時(shí)，應(yīng)當(dāng)保持必要的謹(jǐn)慎，充分估計(jì)到各種風(fēng)險(xiǎn)和損失，不高估資產(chǎn)或收益，也不少計(jì)負(fù)債或費(fèi)用。確保資產(chǎn)的真實(shí)，符合資產(chǎn)定義（資產(chǎn)是指過(guò)去的交易、事項(xiàng)形成并由企業(yè)擁有或者控制的資

2、源，該資源預(yù)期會(huì)給企業(yè)帶來(lái)經(jīng)濟(jì)利益）的要求。我國(guó)目前的關(guān)于資產(chǎn)減值準(zhǔn)備規(guī)定不僅說(shuō)明了謹(jǐn)慎性原則的重要性，也是為了避免資產(chǎn)的虛增導(dǎo)致企業(yè)利潤(rùn)的虛增，同時(shí)保證企業(yè)財(cái)務(wù)資料的真實(shí)性，可比性。需要注意的是，運(yùn)用謹(jǐn)慎性原則并不意味著企業(yè)可以設(shè)置秘密準(zhǔn)備，否則就屬于濫用謹(jǐn)慎性原則，將視為重大會(huì)計(jì)差錯(cuò)處理。按照會(huì)計(jì)核算一般原則中的謹(jǐn)慎性原則和真實(shí)性原則，財(cái)政部199935號(hào)文增加了計(jì)提短期投資跌價(jià)準(zhǔn)備、存貨跌價(jià)準(zhǔn)備、長(zhǎng)期投資減值準(zhǔn)備，加上計(jì)提應(yīng)收款項(xiàng)壞賬準(zhǔn)備，統(tǒng)稱“四項(xiàng)計(jì)提”。財(cái)政部199935號(hào)文強(qiáng)調(diào)了計(jì)提短期投資跌價(jià)準(zhǔn)備、長(zhǎng)期投資減值準(zhǔn)備，一定程度上能防止上市公司將長(zhǎng)期投資和短期投資中有些無(wú)法收回的投資

3、空掛在賬面上；計(jì)提存貨跌價(jià)準(zhǔn)備在一定程度上能如實(shí)反映公司存貨的真正價(jià)值，避免了存貨中潛在的虧損因素。通過(guò)對(duì)短期投資計(jì)提跌價(jià)準(zhǔn)備，對(duì)長(zhǎng)期投資計(jì)提減值準(zhǔn)備，對(duì)存貨計(jì)提跌價(jià)準(zhǔn)備，一方面可以反映出公司投資、經(jīng)營(yíng)方面的正確性；另一方面不至于導(dǎo)致公司利潤(rùn)虛增。投資者還可通過(guò)不同時(shí)期的比較，看公司的發(fā)展前景，調(diào)整投資結(jié)構(gòu)。2001年初，在財(cái)政部最新頒布的企業(yè)會(huì)計(jì)制度中，企業(yè)要計(jì)提的會(huì)計(jì)準(zhǔn)備從四項(xiàng)擴(kuò)大到了八項(xiàng)。因此，過(guò)去的“四項(xiàng)計(jì)提”就將會(huì)被“八項(xiàng)計(jì)提”所取代。新增的四項(xiàng)計(jì)提包括委托貸減值準(zhǔn)備、固定資產(chǎn)減值準(zhǔn)備、在建工作減值準(zhǔn)備和無(wú)形資產(chǎn)減值準(zhǔn)備。新增的四項(xiàng)計(jì)提，同樣是遵循了謹(jǐn)慎性原則所做的會(huì)計(jì)處理，而且準(zhǔn)備

4、的計(jì)提也能較為真實(shí)公允的反映公司的財(cái)務(wù)經(jīng)營(yíng)狀況。 新四項(xiàng)計(jì)提的實(shí)施使上市公司2001年中期業(yè)績(jī)受到了不同程度的影響。聯(lián)合證券的一份最新研究報(bào)告顯示，上市公司實(shí)行新四項(xiàng)計(jì)提后業(yè)績(jī)均出現(xiàn)了下滑。其中固定資產(chǎn)、在建工程比重較大的上市公司下滑較大。據(jù)披露，2001年度1071家上市公司因新增四項(xiàng)減值準(zhǔn)備調(diào)減凈資產(chǎn)達(dá)165億元，凈資產(chǎn)收益率僅為5.5%左右。而此前1997年上市公司凈資產(chǎn)收益率接近11%。同時(shí)，2001年宣布預(yù)虧的90家上市公司中，在預(yù)虧原因中提到由于執(zhí)行新的四項(xiàng)減值準(zhǔn)備而導(dǎo)致虧損的有21家。本文主要關(guān)注2001年新頒布的企業(yè)會(huì)計(jì)制度中關(guān)于新四項(xiàng)準(zhǔn)備的計(jì)提對(duì)于上市公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的影響，并從

5、2000年到2001年相關(guān)公司的凈利潤(rùn)的變化情況來(lái)分析此項(xiàng)政策的一系列經(jīng)濟(jì)后果。二、研究方法我們假設(shè)在2001年政策新頒布時(shí)確實(shí)起到了一定效果，表現(xiàn)為一部分上市公司本來(lái)在2000年是盈利的，但是2001年由于執(zhí)行了新的計(jì)提政策，導(dǎo)致出現(xiàn)虧損，從而變成st公司。在研究模型的選擇上，我們借鑒瓊斯模型并對(duì)其進(jìn)行了一定的修正：tat/at-1=+revt/at-1+x2ppet/at-1+x3jtt/at-1+e其中，tat代表應(yīng)計(jì)利潤(rùn)總額，at-1代表資產(chǎn)總額，revt代表前后兩年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的變動(dòng)值，ppet代表固定資產(chǎn)總值，jtt代表t年計(jì)提的準(zhǔn)備金額， e代表殘差。與前人的研究一致,此模型中的

6、“主營(yíng)業(yè)務(wù)收入變動(dòng)值”反映公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)和經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化,而“固定資產(chǎn)原值”則用來(lái)表示公司的資產(chǎn)規(guī)模,各個(gè)變量除以“資產(chǎn)總額”是為了消除公司規(guī)模的影響。根據(jù)被解釋變量和各個(gè)解釋變量之間的關(guān)系,我們預(yù)測(cè)“主營(yíng)業(yè)務(wù)收入變動(dòng)值”的系數(shù)為正,因?yàn)闋I(yíng)運(yùn)資本項(xiàng)目(如應(yīng)收賬款、存貨和應(yīng)付賬款等)是應(yīng)計(jì)利潤(rùn)總額的一部分,而營(yíng)運(yùn)資本與主營(yíng)業(yè)務(wù)變動(dòng)收入從總體上講是正相關(guān)的(不排除某些項(xiàng)目,如應(yīng)付賬款與主營(yíng)業(yè)務(wù)收入變動(dòng)是負(fù)相關(guān)的)。“固定資產(chǎn)原值”的系數(shù)應(yīng)該為負(fù),因?yàn)楣潭ㄙY產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)導(dǎo)致折舊額的增加,從而減少應(yīng)計(jì)利潤(rùn)總額。同時(shí)預(yù)測(cè)“t年計(jì)提的減值準(zhǔn)備金額”的系數(shù)也為負(fù)，因?yàn)闇p值準(zhǔn)備的計(jì)提一般都?xì)w入費(fèi)用類，對(duì)于應(yīng)計(jì)

7、利潤(rùn)總額也是起到降低的作用，即應(yīng)該與應(yīng)計(jì)利潤(rùn)總額呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系。研究方法主要采用參數(shù)檢驗(yàn)法，預(yù)計(jì)對(duì)方程進(jìn)行多元回歸，并且進(jìn)行t檢驗(yàn)、異方差檢驗(yàn)、自相關(guān)檢驗(yàn)等等，并根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)本文作出的預(yù)測(cè)進(jìn)行驗(yàn)證，同時(shí)對(duì)模型進(jìn)行適當(dāng)?shù)男拚?。三、樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源由于本文研究的重點(diǎn)就是判斷2001年新頒布的新四項(xiàng)計(jì)提制度對(duì)于上市公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的影響，并且在前面已經(jīng)假設(shè)此政策確實(shí)存在一定的經(jīng)濟(jì)后果，具體就可能表現(xiàn)為某些在2000年盈利的公司，由于在2001年執(zhí)行了新的會(huì)計(jì)制度，計(jì)提了新的四項(xiàng)減值準(zhǔn)備，從而導(dǎo)致2001年度經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)大幅度下滑，很可能從盈利轉(zhuǎn)為虧損，因此本文樣本選擇的標(biāo)準(zhǔn)就是2000年盈利但是2001

8、年虧損的上市公司。數(shù)據(jù)主要來(lái)自于csmar數(shù)據(jù)庫(kù)中上市公司的年報(bào)信息。根據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)我們一共得到了樣本公司82個(gè)，都是2000年盈利但是2001年就出現(xiàn)虧損的上市公司。本來(lái)符合條件的上市公司有147個(gè)，但是由于我們搜集數(shù)據(jù)所用的csmar系統(tǒng)在提供部分公司數(shù)據(jù)的完整性上還存在缺陷，無(wú)法得到研究所需的數(shù)據(jù)，所以我們?cè)谶x取樣本的時(shí)候?qū)?shù)據(jù)缺失的公司進(jìn)行了剔除，這樣只得到82個(gè)可供研究的樣本公司。四、統(tǒng)計(jì)分析及其結(jié)果 我們對(duì)收集到的樣本進(jìn)行了一系列的統(tǒng)計(jì)分析，根據(jù)前面所提到的相關(guān)檢驗(yàn)以及回歸分析來(lái)判定相應(yīng)解釋變量是否對(duì)應(yīng)變量具有顯著影響，以及方程的整體擬合優(yōu)度怎樣，方程的總體顯著性怎樣，研究結(jié)果是否證

9、明或否定了我們開(kāi)始提出的假設(shè)。以下就是我們對(duì)于本文所選的樣本進(jìn)行多元回歸以及相關(guān)檢驗(yàn)的結(jié)果。1、多元回歸的結(jié)果dependent variable: ymethod: least squaresdate: 06/04/05 time: 19:50sample: 1 82included observations: 82variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c0.0051200.0545400.0938850.9254x10.6596910.1338714.9277950.0000x2-0.0383030.051428-0.7447880.4

10、586x3-0.9911700.248585-3.9872450.0001r-squared0.453817 mean dependent var-0.190653adjusted r-squared0.432810 s.d. dependent var0.516356s.e. of regression0.388878 akaike info criterion0.996449sum squared resid11.79565 schwarz criterion1.113850log likelihood-36.85442 f-statistic21.60309durbin-watson s

11、tat2.364907 prob(f-statistic)0.000000 tat/at-1=0.005120+0.659691revt/at-1-0.038303ppet/at-1+-0.991170jtt/at-1t=(0.093885)( 4.927795) ( -0.744788) ( -3.987245)r=0.453817, dw=2.364907, f=21.60309給定顯著性水平0.05,查自由度為78的t分布表.t=2.000,從而可以得出x1,x3的t檢驗(yàn)顯著，說(shuō)明方程中的解釋變量“主營(yíng)業(yè)務(wù)收入變動(dòng)值”和“t年計(jì)提的減值準(zhǔn)備金額”對(duì)于方程的被解釋變量“應(yīng)計(jì)利潤(rùn)總額”的影響

12、是顯著的。x1的檢驗(yàn)結(jié)果為正數(shù)，證明了本文開(kāi)始的假設(shè)，即“主營(yíng)業(yè)務(wù)收入變動(dòng)值”與應(yīng)計(jì)利潤(rùn)總額是正相關(guān)的。而x2和x3的檢驗(yàn)結(jié)果均為負(fù)數(shù)，也驗(yàn)證了“固定資產(chǎn)原值”和“t年計(jì)提的減值準(zhǔn)備金額”與應(yīng)計(jì)利潤(rùn)總額之間都是呈負(fù)相關(guān)的。此外，在顯著性水平0.05下f檢驗(yàn)臨界值為2.76,方程的f檢驗(yàn)值達(dá)到了21.6，顯著大于臨界值，說(shuō)明我們?cè)谘芯恐惺褂玫男拚沫偹鼓Ｐ椭?，被解釋變量“?yīng)計(jì)利潤(rùn)總額”與解釋變量“主營(yíng)業(yè)務(wù)收入變動(dòng)值” 、“固定資產(chǎn)原值”和“t年計(jì)提的減值準(zhǔn)備金額”之間存在顯著的線性關(guān)系。但是我們也可以看到系數(shù)x2的t檢驗(yàn)不顯著，說(shuō)明上市公司很少有采用改變計(jì)提折舊方法來(lái)進(jìn)行盈余管理的現(xiàn)象。同時(shí)，.

13、回歸檢驗(yàn)的可決系數(shù)不高。2、多重共線性從上表結(jié)果可以看出共線性不明顯，說(shuō)明本文研究模型中所確定的幾個(gè)解釋變量之間不存在明顯的共線性，可以較好的反應(yīng)各自對(duì)于被解釋變量的影響，因此檢驗(yàn)結(jié)果可以信任。3、異方差檢驗(yàn),采用white檢驗(yàn)white heteroskedasticity test:f-statistic148.1881 probability0.000000obs*r-squared77.79994 probability0.000000test equation:dependent variable: resid2method: least squaresdate: 06/05/05

14、time: 10:59sample: 1 82included observations: 82variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-0.0243610.046297-0.5261810.6004x1-0.3346760.195372-1.7130150.0910x120.7753710.07666310.113990.0000x1*x22.3159250.09052125.584350.0000x1*x3-15.734270.566224-27.788040.0000x20.3267170.0971873.3617320.0012x2

15、2-0.2696910.035985-7.4944860.0000x2*x32.0290550.19538010.385150.0000x3-1.2821340.494301-2.5938310.0115x32-2.5719600.317246-8.1071430.0000r-squared0.948780 mean dependent var0.143849adjusted r-squared0.942377 s.d. dependent var0.852186s.e. of regression0.204565 akaike info criterion-0.222012sum squar

16、ed resid3.012975 schwarz criterion0.071491log likelihood19.10248 f-statistic148.1881durbin-watson stat2.181626 prob(f-statistic)0.000000n數(shù)進(jìn)行回歸r=77.79994，(5)=16.7496,，n數(shù)進(jìn)行回歸r(5)，由于存在異方差，故以w=1/e為權(quán)數(shù)進(jìn)行wls修正：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 06/05/05 time: 11:12sample: 1 82included observat

17、ions: 82weighting series: wvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c0.0107750.00089212.082350.0000x10.7498320.01811341.398260.0000x2-0.0476520.005978-7.9718280.0000x3-1.0392910.050460-20.596420.0000weighted statisticsr-squared1.000000 mean dependent var-0.041595adjusted r-squared1.000000 s.d.

18、dependent var0.376411s.e. of regression1.07e-05 akaike info criterion-19.99872sum squared resid8.99e-09 schwarz criterion-19.88132log likelihood823.9475 f-statistic1217.944durbin-watson stat1.767693 prob(f-statistic)0.000000unweighted statisticsr-squared0.447764 mean dependent var-0.190653adjusted r

19、-squared0.426524 s.d. dependent var0.516356s.e. of regression0.391027 sum squared resid11.92636durbin-watson stat2.413230修正后，x2得t檢驗(yàn)也顯著.可決系數(shù)大大提高=1，這幾乎不可能，說(shuō)明取了錯(cuò)誤的權(quán)數(shù)。采用glejser檢驗(yàn)，用w=對(duì)x1 x2 x3 分別用glejser提出的5種函數(shù)形式回歸，只有對(duì)w=+x3+的回歸擬和優(yōu)度和x3的t檢驗(yàn)最優(yōu)，但是擬和優(yōu)度也很低。dependent variable: wmethod: least squaresdate: 06/06/

20、05 time: 16:28sample: 1 82included observations: 82variablecoefficientstd. errort-statisticprob. x30.6865220.1755563.9105490.0002c0.1000780.0397982.5146690.0139r-squared0.160479 mean dependent var0.179490adjusted r-squared0.149985 s.d. dependent var0.336171s.e. of regression0.309937 akaike info criterion0.519193sum squared resid7.684880 schwarz criterion0.577894log likelihood-19.28692 f-statistic15.29239durbin-watson stat2.114422 prob(f-statistic)0.000192從以上檢驗(yàn)結(jié)果可以看出模型存在異方差,但是用對(duì)x1 x2 x3回歸, 擬和效果都不好,無(wú)法消除異方差, 說(shuō)明模型tat/at-1=+rev