創業板上市公司盈余管理論文范文

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一、研究設計

(一)實證模型與研究變量根據研究內容需要，本文設定如下回歸模型:(1)式中，α為需要檢驗研究假設的待估系數，C為常數項，ε為殘差項，其余相關變量具體解釋為:被解釋變量:盈余管理(DA)指利用Jones修正模型(Dechow，1995)估計創業板上市公司盈余管理程度，具體為:DA=TA/A－NDA=(NI－CFO)/A－NDA(2)(2)式中，TA為當年度的應計利潤值，由當年度凈利潤(NI)與當年度經營活動現金凈值(CFO)的差值求得，并由上年度資產總額(A)進行平滑調整，NDA為本年度非操縱性應計利潤值，需通過下式計算求得:NDA=β1(△REV－△REC)/A+β2PPE/A+β3/A(3)(3)式中，△REV為本年度與上年度營業收入變動值，△REC為本年度與上年度應收賬款變動值，PPE為本年度固定資產凈值，而β為變量待估系數，為求得β具體數值，需要構建以下回歸估計模型:TA/A=γ1(△REV－△REC)/A+γ2PPE/A+γ3/A+ε(4)通過(4)式求得的γ估計值即為(3)式中的β具體數值。解釋變量:社會責任(CSR)參考肖作平與楊嬌(2011)構建的社會責任指數衡量:CSR=a1政府貢獻率(X1)+a2員工貢獻率(X2)+a3股東貢獻率(X3)+a4債權人貢獻率(X4)+a5供應商貢獻率(X5)+a6客戶貢獻率(X6)(5)在(5)式中，X1=(支付的各項稅費－受到的稅費返還)/經營現金流入值，X2=支付給職工以及為職工支付的現金/營業收入，X3=應付股利/營業收入，X4=財務費用/營業收入，X5=購買商品接受勞務支付的現金/經營現金流出值，X6=營業成本/營業收入。而a為各利益相關者指標的權重，借鑒沈洪濤(2005)的研究結果，a1=0．0053，a2=0．0117，a3=0．4637，a4=0．2516，a5=0．1138，a6=0．1539。控制變量:總資產(Size)以創業板上市公司當年度總資產衡量，并對其取自然對數;盈余操縱(ROE)指以創業板上市公司當年度凈資產收益率衡量的虛擬變量，若凈資產收益率為負值，或位于6%－7%之間，則ROE=1，否則ROE=0;資產負債率(Debt)以創業板上市公司當年度總負債與總資產比值衡量。

(二)數據選擇創業板上市公司于2009年正式上市，同時考慮到變量指標需要利用上年度數據，因此本文樣本年度選擇為2010－2012年，并剔除樣本期間缺失數據的樣本，最終得到2010－2012年間創業板上市公司462個樣本。

二、實證檢驗結果

(一)統計分析表1列出樣本年度內創業板上市公司履行社會責任狀況的統計結果。可以看出，2010－2012年間創業板上市公司平均社會責任程度為0．184，而且各年度履行社會責任狀況較為平均，3年的CSR均值分別為0．179、0．189以及0．183，并未出現較大幅度波動，但2012年較2011年卻出現了降低。同時也發現，不同公司社會責任履行程度的差距是存在的，而且這種差距逐年擴大，這說明創業板不同的上市公司的社會責任投入不同，這與不同創業板上市公司經營業務、企業發展理念及企業實際經營能力存在差異是相關的。表2列出樣本年度內創業板上市公司盈余管理行為的統計結果。可以看出，2010－2012年間創業板上市公司盈余管理行為基本狀況與履行社會責任狀況存在不同，盈余管理行為表現出較大的波動狀況。總體來看，創業板上市公司盈余管理行為表現出正向的盈余操弄狀況，平均盈余管理程度為0．008，這與主板上市公司相比并不算高，說明創業板上市公司并不存在相對較高的盈余管理行為，但2010年與2012年盈余管理程度均為負值，僅2011年盈余管理行為為正值，這說明不同年度創業板上市公司的盈余管理行為存在較大的波動程度。另外，不同年度創業板上市公司盈余管理的最大最小值間差異較大，盈余管理程度最大值達到0．368，而最小值為0．210，這說明不同的創業板上市公司盈余管理程度差異較大，不僅盈余管理方向存在差異，而且操弄盈余管理的程度也存在較大差異。表3列出主要變量的描述性統計結果。可以看出，被解釋變量DA均值為0．008，樣本年度內創業板公司呈現正的盈余管理趨勢，但不同的創業板公司盈余管理程度與方向均有較大差異。解釋變量CSR均值為0．184，樣本年度內創業板公司社會責任履行狀況較好，但同樣不同公司的社會責任履行狀況存在較大差異。而在控制變量中，變量ln(Size)均值為20．817，表明創業板公司資產規模均值約為10．983億元，創業板公司規模相對主板公司要小;變量ROE均值為0．104，表明樣本內約有一成左右的創業板公司的ROE為負值或在6%－7%之間，更多的創業板公司并沒有主動操弄盈余管理的動向;變量Debt均值為0．194，表明創業板公司的負債總額約占資產總額的不到兩成，創業板公司資產負債率并不高。

(二)相關性檢驗結果表4列出了主要變量的相關性檢驗結果。檢驗結果表明，解釋變量與控制變量尤其是控制變量間的相關系數值均較小，基本都在0．30以下，這就說明在本文實證模型中的變量間共線性問題較小，并不存在多重共線性問題，可以認為后文實證結果是可信的。

(三)回歸結果利用(1)式及樣本數據，得到實證檢驗結果為(6)式，本文實證檢驗軟件為EViews7．0。從(6)式的實證結果來看，首先整個回歸結果的調整R2值為0．071，雖然該值并不高，但是在公司金融的研究中，通常調整R2值需要結合F統計量共同檢驗，并不能單純地看調整R2值大小，而F統計量是可以通過常規置信水平的顯著性檢驗，這就說明整個實證模型擬合程度較好，實證結果可信。具體到解釋變量的回歸結果，解釋變量CSR與被解釋變量DA間存在負相關關系，而且這種負相關關系是可以通過顯著性檢驗的，這就意味著創業板上市公司履行社會責任的程度越高，盈余管理程度就越低，說明創業板上市公司會在短期的盈余管理行為與長期的履行社會責任行為之間，選擇更加適合長期發展的履行社會責任行為，會更加重視具有可持續發展的履行社會責任行為，而較低程度的進行盈余管理操弄。也可以認為，創業板上市公司的社會責任行為可以抑制盈余管理行為，履行社會責任好的創業板上市公司具有更好的責任心，會為股東、為證券市場、為市場普通投資者負責，并不會高程度地操弄盈余管理。而在控制變量的檢驗結果中，控制變量ln(Size)與被解釋變量DA間存在顯著的正相關關系，表明創業板上市公司資產規模越大，盈余管理程度就越大。這說明資產規模越大，創業板上市公司更有可能操縱盈余管理;控制變量ROE與被解釋變量DA間也存在顯著的正相關關系，說明創業板上市公司的凈資產收益率為負值，或處于6%－7%之間時，也就是說具有盈余管理跡象的創業板上市公司操弄盈余管理的可能性會增加;控制變量Debt與被解釋變量DA間同樣存在顯著的正相關關系，說明創業板上市公司的資產負債率越高，負債壓力越大，操弄盈余的可能性就相應越大。

(四)穩健性檢驗為證明研究結論并非是因特殊樣本而得到的，本文進行穩健性檢驗。首先，考慮到樣本中極端值對回歸結果的影響，本文對極端值進行剔除后進行回歸檢驗;其次，考慮到被解釋變量，即盈余管理變量的測度方法有很多，本文采用Jones原始模型計算被解釋變量DA后進行回歸檢驗;最后，考慮到影響被解釋變量盈余管理的因素很多，即可加入的控制變量很多，本文繼續加入如每股凈資產、每股收益、大股東持股數量等控制變量后進行回歸檢驗。穩健性檢驗的回歸結果與前文實證結果并沒有顯著差異，因此可以認為本文研究結論并非是由特殊樣本而得到的，即研究結論是穩健可信的。

三、研究結論

本文以2010－2012年間的462家創業板上市公司為樣本，實證檢驗了履行社會責任狀況與盈余管理行為間的關系。實證結果表明，變量CSR與變量DA間存在顯著的負相關關系，即創業板上市公司社會責任履行狀況與盈余管理程度間存在顯著的負相關關系，也就是說履行社會責任的程度越高，相應的盈余管理程度就越低，表明社會責任的履行可以抑制創業板上市公司的盈余管理行為。同時，本文的經驗證據還表明創業板上市公司資產規模越大、有顯著的盈余操弄跡象及負債率越高，相應的盈余管理程度也就越高。從本文的經驗證據來看，社會責任的履行可以抑制盈余管理的行為。因此，對于創業板上市公司而言，首先必須重視自身的社會責任履行狀況，這就要求創業板上市公司不僅要順應當前履行社會責任狀況的潮流，保證按時披露社會責任的履行狀況，即公開披露社會責任報告，而且應多參加慈善事業，比如可以以公開捐款的方式來建立良好的企業形象，獲得公眾認可，擴展企業繼續發展的空間，當然，還可以用其他方式，如提供一些自愿服務、設立認捐基金等。總之，要讓社會公眾感受到企業參與到了社會責任的履行中。其次，創業板上市公司應拒絕大幅度的盈余管理行為，這要求公司管理層要有公開與公正的經營理念，保證外部審計對內部經營活動正常與透明的監督。再次，創業板上市公司應提高自身的公司治理整體水平，如確立合理的股權結構，經常召開股東大會，保證公司的獨立董事機制、職工監事機制等起到監管公司運作的作用等等，只有這樣，才能從根本上提升公司的社會責任履行行為、抑制盈余管理行為。

作者：劉秀莉單位：重慶第二師范學院經濟與工商管理系講師