減值計提、治理層變更與盈余治理

【摘要】 本文運用全部應計利潤模型和均值回復應計利潤模型，對四川長(cháng)虹2004年通過(guò)計提巨額資產(chǎn)減值預備進(jìn)行盈余治理的行為進(jìn)行了檢驗和度量，并對其治理層變更背景下的盈余治理動(dòng)機進(jìn)行了探討。
　　【關(guān)鍵詞】 盈余治理；資產(chǎn)減值預備；案例分析；全部應計利潤模型；均值回復應計利潤模型
　　
　　2004年，四川長(cháng)虹年報報出虧損近37億，這個(gè)彩電業(yè)龍頭成為中國歷史上首個(gè)發(fā)生巨額虧損的上市公司，在業(yè)界引起了軒然大波。專(zhuān)業(yè)人士和投資者就其巨虧是“真虧”還是盈余治理的結果展開(kāi)激烈的討論。本文運用盈余治理理論和模型對四川長(cháng)虹2004年度盈余治理行為進(jìn)行檢驗和度量，并對其盈余治理的動(dòng)機進(jìn)行分析。
　　
　　一、文獻綜述
　　
　�。ㄒ唬┯�余治理的定義及其檢驗方法
　　盈余治理是20世紀80年代中后期實(shí)證會(huì )計研究復興起的一個(gè)重要領(lǐng)域，但對盈余治理的界定一直未達成共叫，其中最具代表性的三種觀(guān)點(diǎn)是由Schipper、Healy和Wahlen及Scott提出的。Schipper以為，盈余治理是企業(yè)治理職員為了獲得某種私人利益，進(jìn)行有意識的干預外部報告的過(guò)程。Healy和Wahlen指出，盈余治理發(fā)生在治理當局運用職業(yè)判定編制財務(wù)報告和規劃交易以變更財務(wù)報告時(shí)，旨在誤導那些以公司的經(jīng)濟業(yè)績(jì)?yōu)榛�礎的利益關(guān)系人的決策或者影響那些以會(huì )計報告數字為基礎的契約的結果。而Scott則將盈余治理界定為在GAAP答應的范圍內，通過(guò)會(huì )計政策的選擇使經(jīng)營(yíng)者自身效用或企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值最大化的行為。本文將盈余治理界定為上市公司為了自身的特定目的，對盈利進(jìn)行操縱的行為。
　　盈余治理的檢驗方法分為應計利潤分離法、特定項目法和分布檢測法三類(lèi)。其中，應計利潤分離法是國外學(xué)者最常用的盈余治理計量方法，這類(lèi)方法將應計利潤定義為報告凈收益與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)凈現金流量之間的差額，再把應計利潤分為操控性應計利潤與非操控性應計利潤，并通過(guò)各種回回模型對非操控性應計利潤進(jìn)行估計。由于西方學(xué)者以為，企業(yè)治理層主要是利用操控性應計項目進(jìn)行盈余治理，因此可用操控性應計利潤（＝應計利潤－非操控性應計利潤）來(lái)衡量盈余治理的大小和程度。常用的應計利潤分離法的計量模型可分為：1.全部應計利潤模型；2.隨機游走模型；3.均值回復應計利潤模型；4.成分模型；5.Jones模型；6.修正的Jones模型；7.行業(yè)模型。另外，還有一些上述模型的變形。其中，全部應計利潤模型和隨機游走模型分別將總應計利潤和總應計利潤的變化作為可操控性應計利潤，而Jones模型和修正的Jones模型等則是通過(guò)回回方法將應計利潤分離為非操控性應計利潤和操控性應計利潤的復雜模型。
　�。ǘ�）減值計提在盈余治理中的應用及相關(guān)動(dòng)機
　　研究表明，資產(chǎn)減值預備已成為我國上市公司進(jìn)行盈余治理的重要手段（韓道琴、盧相君及沈向國，2006，丁方飛，蔣柏娟，2006）。同時(shí)，資產(chǎn)減值預備的政策選擇與盈余治理的動(dòng)機相關(guān)。陸建橋（ 2002）發(fā)現上市公司通過(guò)操縱性應計項目在首次虧損年度調減收益，在首次虧損的前一年度和扭虧為盈年度調增收益。趙玉玲、衛建華（2001）發(fā)現具有扭虧動(dòng)機的公司傾向于較低的資產(chǎn)減值預備計提比例，或沖回以前年度多計提的減值預備以增加利潤；具有夸大虧損動(dòng)機的公司傾向于采用較高的計提比例，為其業(yè)績(jì)筑底，輕裝上陣，以增加未來(lái)收益。
　　目前，國內關(guān)于盈余治理的實(shí)證研究主要是針對上市公司的IPO 動(dòng)機、配股增發(fā)動(dòng)機以及避免退市的動(dòng)機，對治理層變更動(dòng)機的研究較少。Strong等（1987）的研究發(fā)現，經(jīng)理人變更因素對資產(chǎn)減值預備的計提有較大影響，在主要治理職員變更時(shí)企業(yè)會(huì )提取大量資產(chǎn)減值預備（秘密預備），以便在來(lái)年轉回減值以進(jìn)步業(yè)績(jì)。Elliott等（1988）和Francis等（1996）的研究也證實(shí)了上述結論。
　　
　　二、案例背景和研究假設
　　
　�。ㄒ唬┌咐�背景
　　四川長(cháng)虹（600839）始創(chuàng )于1958年，是我國“一五”期間的156項重點(diǎn)工程之一，主要經(jīng)營(yíng)彩電、冰箱等家用電器。在1998年前，四川長(cháng)虹不僅僅是中國的彩電大王，而且還成為在國內外享有盛譽(yù)的國際化企業(yè)團體。其股價(jià)曾一度創(chuàng )50元的天價(jià)，是上海A股市場(chǎng)的龍頭老大。
　　2005年4月，四川長(cháng)虹公布的2004年報報出虧損37億元，成為中國歷史上首個(gè)發(fā)生巨額虧損的上市公司。根據年報表露，其發(fā)生巨虧的主要原因是該公司一次性計提了37億元的資產(chǎn)減值預備，包括：對APEX公司按個(gè)別認定法計提的壞賬預備25.97億元，對存貨計提的存貨跌價(jià)預備10.13億元，對南方證券公司委托理財項目全額計提的委托理財投資跌價(jià)預備1.828億元。專(zhuān)業(yè)人士和投資者就其巨虧是“真虧”還是盈余治理的結果展開(kāi)了激烈的爭論。
　�。ǘ�）研究假設
　　1.1999至2004年四川長(cháng)虹資產(chǎn)減值預備計提對凈利潤的影響。
　�。�1）應收賬款壞賬預備的計提對利潤的影響：
　　1999至2004年，四川長(cháng)虹應收賬款壞賬預備對凈利潤的影響如表1所示。筆者發(fā)現，1999－2002年該公司壞賬預備凈計提額（即凈增加額）呈逐步上升趨勢，但對凈利潤影響有限。2003年壞賬預備凈計提額增長(cháng)幅度較大，而2004年壞賬預備凈計提額更猛增至25.06億元，占凈虧損的百分比達到68.1％。因此，筆者有理由懷疑四川長(cháng)虹在2004年度利用應收賬款壞賬預備的計提進(jìn)行了盈余治理。
　　
　�。�2）存貨跌價(jià)預備的計提對利潤的影響：
　　1999至2004年，四川長(cháng)虹計提的存貨跌價(jià)預備凈計提額對凈利潤的影響如表2所示。該表數據顯示，四川長(cháng)虹在1999年轉回存貨跌價(jià)預備96 880 236.72元，并在此后三年中逐步減少該項跌價(jià)預備的計提額度。但自2003年開(kāi)始公司加大了存貨跌價(jià)預備的計提力度，尤其在2004年該公司一次性計提了近10億元的存貨跌價(jià)預備，較上年增長(cháng)2 536.46％，占凈利潤的比重達到27.51％。由此可見(jiàn)，2004年存貨跌價(jià)預備計提對該年度的凈利潤有明顯影響，該公司有可能利用存貨跌價(jià)預備的計提進(jìn)行了盈余治理。
　�。�3）委托理財投資跌價(jià)預備的計提對利潤的影響：
　　如表3所示，四川長(cháng)虹在1999至2003年計提的委托理財投資跌價(jià)預備一直為零，但在2004年卻一次性計提了高達1.828億元的跌價(jià)預備，占當期凈利潤的4.97％。因此，筆者以為四川長(cháng)虹在2004年度有用委托理財投資跌價(jià)預備的計提進(jìn)行盈余治理的嫌疑。
　　2.提出假設。
　　根據以上對四川長(cháng)虹1999至2004年三項資產(chǎn)減值預備計提對凈利潤的影響分析，筆者提出下列假設：
　　假設一：四川長(cháng)虹在2004年度存在盈余治理現象。
　　假設二：四川長(cháng)虹在2004年利用三項資產(chǎn)減值預備（短期投資跌價(jià)預備、應收賬款壞賬預備及存貨跌價(jià)預備）的計提進(jìn)行盈余治理。
　　
　　下面，筆者將分別運用應計利潤分離法中的全部應計利潤模型和均值回復應計利潤模型來(lái)檢驗和度量四川長(cháng)虹2004年的盈余治理程度。
　　
　　三、模型檢驗過(guò)程和結果
　　
　�。ㄒ唬┻\用全部應計利潤模型進(jìn)行檢驗
　　1.模型建立。
　　全部應計利潤法將盈余治理的結果視為凈收進(jìn)與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現金凈流量之間的差額。報告盈余可以分為現金流量和對現金流量進(jìn)行會(huì )計調整的部分，對現金流量進(jìn)行調整的部分稱(chēng)為總應計利潤（TACC），它是凈利潤（NI）與經(jīng)營(yíng)現金流量?jì)纛~（CFO）的差額，即TACC＝NI－CFO。傳奇式投資者巴菲特也曾建議中小投資者利用這一方法來(lái)識別盈余治理。但這里的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現金流量和報告凈收益都要用期初的總資產(chǎn)來(lái)修正。模型如下：
CFOEMt＝NIt／TAt－1－ CFOt／TAt－1
　　其中，CFOEMt：公司第t年凈收益中的操控性部分，即全部應計利潤；
　　NIt：公司第t年報告的凈收益；
　　CFOt：公司第t年的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現金流量；
　　TAt－ 1：公司在第t年的期初總資產(chǎn)即第t－1年的期末總資產(chǎn)。
　　2．檢驗結果與分析。
　　如表4所示，根據全部應計利潤模型計算得出1999至2004年度四川長(cháng)虹全部應計利潤（CFOEM）分別是－13.5％、－11.92％、
　�。�7.94％、17.87％、5.28％及－20.79％。筆者發(fā)現，四川長(cháng)虹在這六年間的CFOEM變化幅度逐漸加大，特別是2004年的全部應計利潤達到－20.79％。
　　筆者假定四川長(cháng)虹在以前年度即1999至2003年不存在盈余治理現象，可求得2004年前5年全部應計利潤均值為：
　　CFOEM2004＝（－13.50％－11.92％－7.94％＋17.87％＋5.28％）／5＝－2.04％
　　即假如四川長(cháng)虹在2004年不存在盈余治理現象，那么該年度的全部應計利潤比重應為－2.04％。進(jìn)一步可推得此種條件下2004年的模擬凈收益：
　　NI2004’＝（CFOEM2004＋ CFO2004／TA2003）× TA2003
　　 ＝323 833 302.21（元）
　　而該公司2004年實(shí)際報告凈收益是－36.81億元，與無(wú)盈余治理行為下的模擬凈收益相差－40.05億元（見(jiàn)表5）。
　　以上通過(guò)全部應計利潤模型的檢驗說(shuō)明，四川長(cháng)虹在2004年確實(shí)存在盈余治理現象，且金額高達約－40億元。那么這40億元從何而來(lái)呢？不難發(fā)現四川長(cháng)虹在2004年計提的應收賬款壞賬預備、存貨跌價(jià)預備和短期投資跌價(jià)預備加總共計37.43億元，占報告與模擬凈收益差額的93.47％（見(jiàn)表6）。由此可見(jiàn)，該公司主要利用這三項減值預備計提進(jìn)行了盈余治理。
　　
　　
　�。ǘ�）運用均值回復應計利潤模型進(jìn)行檢驗
　　1.模型建立。
　　由于應計利潤（TACC）可進(jìn)一步分解為操控性應計利潤（DA）和非操控性應計利潤（NDA），因此操控性應計利潤DA＝TACC－NDA。為了度量非操控性應計利潤，Healy和DeAngelo提出了隨機游走模型基礎，該模型把上一年度的實(shí)際利潤作為本年度的非操控性應計利潤。此后，Dechow等人以為應計利潤，尤其是活動(dòng)性應計利潤具有均值回復的特性。為此，他們提出了均值回復應計利潤模型，該模型用過(guò)往五年的應計利潤均值作為本年度非操控性應計利潤的估計值，從而估算出本年度的操控性應計利潤。即：
　　TACCt＝NIt－CFOt＝NDAt＋DAt
　　NDAt／TAt－1＝TACC／TAt－2
　　其中，TACC：公司2004年的總應計利潤；
　　NI：當期凈利潤；
　　CFO：經(jīng)營(yíng)現金流量?jì)纛~；
　　NDA：非操控性應計利潤；
　　
　　DA：操控性應計利潤；
　　NDAt：第t年度的非操控性應計利潤；
　　TACC：過(guò)往五年的總應計利潤均值；
　　TAt－1、TAt－2：公司第t－1年和第t－2年的期末總資產(chǎn)。
　　2.檢驗結果與分析。
　　根據表7中四川長(cháng)虹1999至2003年的總應計利潤數據，可以計算出該公司過(guò)往五年的總應計利潤均值（TACC）為－331 550 730.58元。
　　根據相關(guān)數據進(jìn)一步可得出2004年公司的非操控性應計利潤（NDA2004）為：
　　NDA2004＝TACC／TA2002×TA2003
　　 ＝－331 550 730.58／18 670 367 252.39×21 400 202 746.57
　�。剑�380 027 492.73（元）
　　由此得出公司當期的操控性應計利潤DA2004為：
　　DA2004＝TACC2004－ NDA2004
　�。剑�4 441 578 282.11－（－380 027 492.73）
　�。剑�4 061 550 789.38（元）
　　同樣，筆者發(fā)現公司2004年計提的應收賬款壞賬預備、存貨跌價(jià)預備及短期投資跌價(jià)預備總額占當期操控性應計利潤的比例達到92.17％（見(jiàn)表8）。均值回復應計利潤模型的檢驗表明，2004年四川長(cháng)虹的操控性應計利潤為－40.6億元，而公司當年計提的上述三項預備是致使該年度發(fā)生巨額虧損的主要原因。
　　
　�。ㄈ�）結論
　　根據上述全部應計利潤模型及均值回復應計利潤模型的檢驗，筆者均得到如下結論：四川長(cháng)虹在2004年度存在異常盈余治理行為，其主要手段是一次性計提巨額的資產(chǎn)減值預備，包括短期投資跌價(jià)預備、應收賬款壞賬預備和存貨跌價(jià)預備。
　　
　　四、動(dòng)機分析
　　
　　上文中筆者對四川長(cháng)虹2004年盈余治理行為及其手段進(jìn)行了檢驗，那么，四川長(cháng)虹盈余治理的動(dòng)機何在呢？有觀(guān)點(diǎn)以為，其動(dòng)機是為了配合MBO，2005年底甚至出現了“朗趙之爭”。而筆者以為，該公司盈余治理的主要動(dòng)機在于高級治理層變更背景下的業(yè)績(jì)考核效應，該動(dòng)機具有紅利報酬效應和政治本錢(qián)效應的“雙重性質(zhì)”。
　�。ㄒ唬﹪�企高管變更與業(yè)績(jì)考核效應
　　研究顯示，盈余治理的動(dòng)機眾多，其中之一便是在治理層變動(dòng)之際，后任治理層會(huì )進(jìn)行盈余治理以進(jìn)步自己的業(yè)績(jì)考核結果。（Strong，1987；Elliott等，1988；Francis等，1996）。在我國，國企老總一般采用人事任免制，其人選由政府（以及黨委組織部）直接決定。而政府對國企老總的考核依據是會(huì )計盈余信息所反映的企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jì)，尤其像四川長(cháng)虹這樣的大型國有企業(yè)，其業(yè)績(jì)的好壞直接關(guān)系到省市兩級的GDP和財政收進(jìn)。在這一制度背景下，企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jì)考核不僅關(guān)系到國企負責人的薪酬水平，還關(guān)系到其仕途安全和政治生命，在某種程度上甚至后者更為重要。因而，對于國企控股上市公司高管而言，盈余治理中的業(yè)績(jì)考核動(dòng)機便具備了紅利報酬效應和政治本錢(qián)效應的“雙重性質(zhì)”。由此，在公司高管換屆之際，新一屆高管伺機通過(guò)“洗大澡”甚至“餅干罐”儲備的方式進(jìn)行盈余治理，對后期個(gè)人的經(jīng)濟利益和政治利益的最大化無(wú)疑都是有百利而無(wú)一害的。
　　在本案例中，通過(guò)該公司換帥前后財務(wù)指標變化的分析，可以發(fā)現該動(dòng)機的存在。
　�。ǘ�）四川長(cháng)虹換帥前后盈利指標變化分析
　　2004年7月，四川長(cháng)虹改朝換代，原董事長(cháng)倪瑞峰下臺，趙勇成為新任董事長(cháng)。以2004年年報為分水嶺，2005年年報成為趙勇交出的第一份答卷。趙勇走馬上任之際就高調宣稱(chēng)四川長(cháng)虹將在半年內扭虧為盈，結果公司不僅在2005年第一季度奇跡般地實(shí)現了這一目標，而且在2005年實(shí)現了全面盈利。
　　如表9所示，從盈利指標來(lái)看，四川長(cháng)虹2005年主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤增幅為47.47％，而同年實(shí)現凈利潤2.8億元，增幅達107.74％。相關(guān)數據顯示，盈利好轉并非主要來(lái)自于主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤的增長(cháng)，而是由于治理用度由2004年的40.2億元猛降至3.4億元，而治理用度之所以大幅降低則回功于2004年資產(chǎn)減值預備的巨額計提和2005年沖回的雙重影響。也就是說(shuō)，四川長(cháng)虹2005年盡管在賬面上實(shí)現利潤，但實(shí)在際盈利能力并未明顯改善，甚至有利用“餅干罐儲備”之嫌。
　�。ㄈ�）結論
　　以上根據公司換帥前后盈利指標變化分析，可以清楚地看到，四川長(cháng)虹2005年扭虧為盈并非源于公司經(jīng)營(yíng)績(jì)效的改善，而主要應回功于2004年巨額的減值計提所帶來(lái)的“洗大澡”效應。為此，不難得出結論，2004年四川長(cháng)虹進(jìn)行盈余治理的動(dòng)機是該公司的新任治理層為顯示上任后公司業(yè)績(jì)的明顯改善，以便取得較好的業(yè)績(jì)考核結果，從而進(jìn)步自己的薪酬水平和政治收益。
　　
　　本文運用全部應計利潤模型和均值回復應計利潤模型對四川長(cháng)虹2004年盈余治理行為進(jìn)行了檢驗，并對其盈余治理的手段和動(dòng)機進(jìn)行了探討。上市公司在治理層變更之際，新任治理層往往通過(guò)計提巨額資產(chǎn)減值預備進(jìn)行盈余治理，從而尋求在未來(lái)業(yè)績(jì)考核中達到自身利益的最大化。這種行為違反了會(huì )計信息的可靠性和相關(guān)性原則，造成報表反映的企業(yè)業(yè)績(jì)同企業(yè)實(shí)際情況脫節，誤導了投資者及其他利益相關(guān)者，不利于證券市場(chǎng)資源的優(yōu)化配置。這一現象值得監管機構和廣大投資者予以關(guān)注�！�
　　
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