会计盈余质量、新股定价与长期绩效1
--来自中国发行制度改革后IPO市场的证据
Quality of Earnings, IPO Pricing and Long-term Performance
－－ Evidence from Chinese Post-reformed IPO Market
摘 要
以往的研究指出中国上市公司发行前普遍存在盈余管理行为，这些行为导致了市场对盈余
错误定价以及长期绩效下降。本文以发行制度改革后2002-2005年IPO公司为样本，用可操纵应
计利润衡量盈余质量，得到了与以往研究不同的结论：没有证据表明IPO公司总体上有显著的盈
余管理行为，但规模较小、成长性较高并处于非保护性行业的企业盈余信息质量较差；对这些
公司，无论一级市场还是二级市场都能基于盈余质量因素显著调低对公司盈余的估价，使得发
行价格和市场价格不受盈余管理的误导。此外我们还发现，新股发行后两年的长期绩效的下滑
并不能归因于对发行前较差盈余质量的错误定价。
关键字 可操纵应计利润 盈余管理 IPO定价 长期业绩
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会计盈余质量、新股定价与长期绩效
--来自中国发行制度改革后IPO市场的证据
一、研究背景
新股定价是企业在资本市场融资的一个重要环节，也是投资银行承销的核心任务之一。在
信息不对称的条件下，定价效率取决于信息披露的质量以及投资者处理公开信息的有效性。在
IPO市场上，上市前有限的公开信息使得以盈余为核心的会计信息成为投资者判断公司价值的重
要依据。
鉴于盈余信息对价值判断的重要性，一方面，公司有动机操纵盈余来误导投资者的价值判
断--许多学者认为虚高的会计盈余是发行价格高估、发行后公司长期绩效下降的重要原因
（Teoh,Welch 和Wong，1998；Teoh，Wong和Rao，1998，Ducharme，Malastesta和Sefcik，2004）。
另一方面，为了防止扭曲的盈余信息造成资源配置效率损失，监管机构对发行时披露信息的真
实性和完整性要求更加严格，对违规行为进行的惩罚更加严厉。同时市场中介机构，如投资银
行和审计师，出于以后较大法律诉讼风险的考虑，也会对可能引起显著经济后果的发行前盈余
进行严格监督(Venkataraman,Weber和Willenborg,2004)，这些都会形成对利润操纵行为的约束
（Ball和Shivakumar，2008；Armstrong Foster和Taylor 2008）。
中国作为重要的新兴市场，其特殊的制度背景使得有关IPO前盈余质量经济后果的实证研
究具有重要的现实意义：首先，发行市盈率管制造成盈余与定价之间的联系非常紧密，因此盈
余质量的经济后果可能比成熟市场更加显著；其次，与成熟市场相比，中国资本市场对投资者
的法律保护、对市场公开信息的监管还不完善，为企业机会主义行为提供了可乘之机，与此同
时中国资本市场又处于一个快速发展、法规不断变革的过程中，特别是2001年发行制度改革以
来，新股发行向市场化方向迈进一大步，公司治理和投资者法律保护方面的监管措施不断推陈
出新，这些措施的实施效果有待及时的评价和反省；然而现有针对中国IPO市场盈余质量的文献，
大多数是基于2001年发行制度改革以前的样本（见表1），对近年来中国IPO市场改革及其政策效
果的研究非常有限，本研究有助于补充这一空缺并提供较全面且具有时效性的新证据。
在新的发行制度和监管环境中， 本文从总体上评价中国IPO公司发行前盈余质量，并在此
基础上讨论盈余质量对新股定价和长期市场绩效的影响。我们用修正的琼斯模型(Jones Model)
估计可操纵应计利润，用其在盈余中所占比例来衡量会计盈余质量。研究结果显示，没有证据
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表明IPO公司总体上有显著的盈余管理行为，但规模较小、成长性较高并处于非保护性行业的发
行公司盈余质量较差；对于这些公司，无论一级市场还是二级市场都能基于盈余质量因素显著
调低对公司盈余的估价，使得发行价格和市场价格不受盈余管理的误导。此外，尽管发行前盈
余水平与新股发行后的长期绩效负相关，但那些通过盈余管理提高发行前盈余的公司，新股发
行后长期绩效的下降幅度显著缓和，所以长期绩效的下滑并不能归因于对发行前较差盈余质量
的错误定价1。本文的研究结果表明随着对我国证券市场改革的深入，上市公司的外部监督和内
部治理能够在一定程度上约束发行中的机会主义行为，改善对投资者的保护，维护市场秩序。
后文行文如下：第二部分对相关文献进行总结和回顾，第三部分对发行制度改革后中国
IPO公司盈余管理的动机和约束进行分析，第四部分对研究样本和研究变量设计进行描述，第五
部分至第七部分分别报告了对发行前盈余质量的检验，盈余质量对发行定价以及发行后长期绩
效的影响，第八部分运用不同样本或不同盈余质量衡量方法进行稳健性检验，最后是全文总结。
二、文献回顾
IPO公司在发行收入的诱惑下有动机操纵盈余水平。这方面的实证研究中，Teoh，Wong
和Rao（TWR，1998）以及Teoh, Welch和Wong（TWW，1998）最具有代表性。TWR（1998）
以美国1980-1990年IPO公司为样本，报告了两方面的证据：一是发行当年可操纵应计利润显著
大于零，随后发生反转，反映企业为了提高发行价格临时采取了推高利润的激进会计政策。他
们根据琼斯模型估计的可操纵应计利润与总资产比例在发行当年的中位数为%，而在发行后
第2年下降为%，至发行后第6年下降为%；二是由于可操纵应计利润的反转，发行当
年的盈余水平无法维持，在发行后显著下跌，可操纵应计利润越高，发行后下跌幅度越大。在
上述研究的基础上，TWW（1998）又以美国1980-1992年IPO公司为样本，提供了发行前可操纵
应计利润与发行后股票长期市场业绩显著负相关的证据，即发行前盈余管理提高了披露的盈余
水平，误导投资者对发行证券价值的判断，发行后高估的价格回归价值，所以呈现出长期市场
回报下降的趋势。他们发现会计激进组IPO后三年的持有收益比会计稳健组降低约29%。
对上述研究，Ball和Shivakumar（2008）从理论假说和研究方法两方面提出质疑。Ball和
Shivakumar认为，IPO公司从私人公司成为公众公司，面临着更高的信息披露质量要求。除了监
管层外，审计师、投资银行、分析师以及财经媒体都会对财务信息进行层层监督，而且企业IPO
时的盈余管理行为将在未来带来更大的诉讼风险。此外，上市的过程会改善公司内部治理，将
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管理者置于更多的内部监督之下，这些都构成盈余操纵的约束力量。在研究方法方面，Ball和
Shivakumar指出，IPO发行定价是基于发行前的盈余信息，而TWW（1998）用发行当年的可操
纵应计利润来衡量以操纵IPO定价为目的的盈余管理是不恰当。为了证明IPO市场对盈余管理约
束的力度，他们用1992-1999年英国IPO样本，对比公司发行前未公开披露的报表信息与IPO招股
说明书公开披露的报表重述（restatement），发现在直接影响发行价格的公开信息披露中，企业
倾向于采用更加保守的会计政策：报告较低的总资产和净资产额，对无形资产价值的确认更加
谨慎，而重述的盈余与发行前未公开披露的比较没有显著差异，与同时期已上市公司和未上市
公司相比，IPO公司的会计盈余体现出显著有条件的稳健性。Armstrong，Foster和Taylor (2008) 以
1986-2005年美国IPO公司为样本，发现发行前IPO公司的可操纵应计利润显著为负，表明IPO公
司在发行前采取了保守而不是激进的会计政策，控制了现金流后，IPO前可操纵应计利润的横截
面差异不再能解释IPO后市场回报长期下跌程度。他们还对管理者盈余管理的动机进行了检验，
结果表明提高可操纵应计利润既不能提高发行价格，也不能提高管理者薪酬或内部人交易的利
润。另一方面，与Ducharme，Malastesta和Sefcik（2004）一致，他们发现随着可操纵应计利润
的提高，IPO公司遭受法律诉讼的概率及其带来的损失都将提高，表明法律在一定程度上对盈余
管理行为构成约束。Venkataraman,Weber和Willenborg （2004）同样没有发现IPO公司发行前
盈余质量低于其它公司，他们还发现审计师对IPO公司的收费高于其它公司，说明审计师对其在
新股发行中承担的风险有充分地认识，因而会付出较多的努力来履行监督职责。
针对中国IPO市场的文献中，现有大多数研究是基于2001年发行制度改革之前的样本（见
表1的总结），2这些研究多将会计业绩在发行前后的不可持续性作为发行前较低盈余质量的证据
（Aharony , Lee和Wong，2000；Kao,Wu和Yang, 2008；陈文斌,2005）。例如Aharony , Lee和Wong
（2000）报告了1992-1995年B股和H股市场83家国有IPO公司发行前后两年会计业绩的变化，从
整体样本看，发行前总资产收益率逐渐上升，在发行当年达到最高，而在发行后则逐年下降。
与保护性行业相比，非保护性行业发行后会计业绩下降较为显著。Lau（2004)发现1992-1998
年A股IPO公司发行后的流动性应计利润额显著低于发行前，而且差异与发行定价管制相关：在
依据历史每股收益定价的情况下，流动性应计利润在IPO后的反转程度显著大于依据预期每股收
益定价的情况。然而值得注意的是，发行后会计业绩下滑并不意味着发行前必然存在盈余管理，
如陈文斌、陈超 (2007) 发现募集资金投资不足和投向变更能够在一定程度上解释会计业绩下
滑，此外，IPO公司上市时所处的生命周期阶段、上市后大股东对利润的侵占等等都可能导致会
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计业绩的下滑。
对长期绩效的影响方面，Kao,Wu和Yang（2008）发现我国IPO前的盈余水平越高，发行折
价越小，市场长期绩效越差，发行前对IPO后每股收益预测最乐观的公司，其发行折价和市场长
期绩效都比较低，作者认为这说明投资者虽然对企业发行前的盈利预测心存疑虑，但仍然未充
分估计管理层为推高股价而刻意提高预测的盈余管理程度。
综上所述，现有对IPO发行前盈余质量的研究主要建立在发行制度改革之前IPO市场的检验
上，得到基本一致的结论：不但IPO公司发行前存在盈余管理，并且这一行为会误导发行定价，
并导致投资者回报的持续下降。而本文对发行制度改革之后IPO样本的检验得到与上述结论相反
的结果，本文的证据有助于更全面了解和评价中国的新股发行制度变革的经济效果与政策意义。
三、发行制度改革后对IPO公司盈余管理的动机和约束
我国从证券市场创立伊始就对发行市场进行准入管制。准入资格由证监会对发行公司盈利
状况、资产规模、股权结构等方面进行规定。在 2001 年 4 月以前，实施 “额度指标制”，其中
1997 年以前是额度制，1997-2001 年是指标制。在“额度指标制”阶段，中央政府统一制定当
年 IPO 总发行额度或发行家数指标，然后将额度或指标分配给各级地方政府或部委，由其推荐
当地符合条件公司上市。从 2001 年 4 月开始取消行政导向的“额度指标制”，证监会的职能由
审批上市额度指标转为核准发行资格，推荐发行公司的权力由行政主体（政府）转移到市场主
体（承销商），IPO 市场的发行监管朝着市场化方向迈进一大步。伴随着发行制度的变化，发行
人的性质也有所变化，越来越多的民营企业加入到发行公司的行列，打破了国有企业垄断证券
市场的局面。随后的 2003 到 2005 年被称为公司治理年，证监会陆续推出了《上市公司治理指
引》等文件，对上市公司提高了公司治理和投资者保护方面的要求。从 2004 年起还实行新股保
荐制强化承销商等中介机构在新股发行中的责任。这些变化和改革对中国新股发行公司盈余管
理约束具有重要影响。
我国发行公司盈余管理行为由追求发行资格和追求发行收入两方面驱动。与再融资相比，
IPO的发行资格管制比较宽松，在我们样本期(2002-2005)内，发行资格对IPO公司会计盈余的要
求仅仅是连续三年盈利。因此发行价格，而不是发行资格是诱发IPO前盈余管理的主要动因。另
外IPO 定价不像再融资那样以市场价格为主要参照，发行市盈率管制使得IPO定价的主要依据
是每股盈余3，故而企业通过操纵盈余来影响定价的动机更强。
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在2001年以前，审核发行前披露信息的责任主要在地方政府和各级部委。由于自身的利益
和公司发行利益紧密相关，地方政府和各级部委不但不能有效监督发行公司披露的信息质量，
甚至还会成为发行公司盈余管理的“同谋”。发行制度改革后，IPO市场对企业盈余管理的约束
主要来自于证监会对发行资料的审核，相对独立的市场专业人士--如审计师和投资银行--对会
计信息的监督，以及公司内部基于长期融资需求而设立的治理机制。在改革后的发行体系中，
证监会是最终决定公司能否发行的机构。而会计信息，尤其盈余质量，是证监会审核IPO资格最
重要的内容之一。在证监会内部，不但审核人员（预审员）具备良好的财务业务素质，而且还
有专门的文件指导会计信息审核重点。此外证监会设立发行审核委员会，聘请外部财务和会计
专家对发行公司的资格进行审核。Chen和Yuan（2004）就证实证监会的审核能够有效识别利用
线下项目进行的盈余操纵。除了发行审核外，证监会还对发行公司设置了旨在限制盈余操纵行
为的规定，比如规定如果发行公司发行当年的实际盈余大幅低于盈利预测水平，管理层需要公
开道歉。另一方面，审计师和承销商等专业机构出于自身的职业风险压力，也有动机监督发行
人的盈余质量。例如证监会规定承销商的项目负责人对发行披露的真实性负有责任，若发生虚
假陈述，最高将受到5年监禁的刑事处罚，且承销机构在IPO发行后一年半内必须对发行公司进
行持续督导，若这一期间企业财务状况发生严重下滑，承销商需承担相应责任。李仙、聂丽洁
（2006）发现规模较大的会计师事务所对发行前盈余管理也有显著的制约作用。
在上述动机和约束的共同作用下，IPO公司会计盈余质量及其经济后果成为有待数据检验
的实证问题。本文试图填补这方面实证研究的缺失，为我国IPO文献提供了新的证据。
四、样本描述和研究设计
1.样本描述
本文重点考察2001年发行制度改革之后的新股发行，所以我们的研究样本为2002-2005年A
股市场IPO公司4，数据来源为CCERDATA。这一期间共有253家公司首次公开发行，从中剔除
发行前数据不全的公司11家，金融行业的公司3家， 买壳上市的3家，得到研究样本236家，见
表2。其中2002年61家，2003年63家，2004年99家，2005年13家。行业分布为农林牧渔业10家，
采掘业6家，制造业154家，电力和公共供应业12家，建筑业10家，交通运输仓储业14家，信息
技术产业19家，批发零售业5家，房地产业3家，社会服务业3家。样本公司发行前一年末帐面总
资产平均为亿元，平均每股盈余为元，平均发行股份数为9千万股，平均发行价格为每
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股元，平均发行市盈率为，平均发行折价为%， 样本发行前财务状况以及发行规
模与价格的描述性统计见表3 Panel A。表3 Panel B和Panel C 显示了样本特性在时间序列和行业
上的分布。
2.会计盈余质量的衡量
会计盈余由现金流和应计利润构成，其中建立在权责发生制基础上的应计利润，是现代会
计制度区别于以现金收付为基础的原始价值计量方式的关键。本文延用大多数研究的做法，将
会计盈余质量定义为应计利润的质量，用可操纵应计利润来度量应计利润质量，可操纵应计利
润是指应计利润中不能被企业经济变量所解释的部分，可操纵应计利润越高，应计利润及会计
盈余质量越低。Bartov，Gul和Tsui (2001) 和张雁翎、陈涛（2007）分别用美国和中国的数据
对估计可操纵应计利润的模型加以检验，结果都认为修正的琼斯模型对横截面数据的解释力较
强，因此本研究中采用修正的琼斯模型估计可操纵应计利润。具体做法是：
首先，从当年全部上市公司中剔出IPO样本，再按行业（，制造业按2位行业代码，其它行
业按1位行业代码）分类并剔出行业样本量小于8的行业（剔除行业为C2），逐年分行业用以下模
型进行回归：
t t
t 0 1 2
1 1 1
GSALE - GAR1TAC + t t
t t t
PPE
TA TA TA
α β β β
− − −
= + + ξ+
该回归中被解释变量为应计利润总额（TACt），即净利润与经营现金流之差，解释变量主要
为固定资产投资规模(PPEt)以及剔除应收账款增加净额(GARt)后的主营业务收入增长(GSALEt)，
固定资产投资规模越大，预期折旧等负向的应计利润越多，销售收入增长率越高，对营运资本
的投资需求越大，预期正向的应计利润越高。按照通常的惯例，我们使用上年末的总资产对回
归中的变量标准化。
其次，将IPO样本代入模型，用上述回归估计得到的系数计算IPO样本应计利润期望值作为
预期应计利润（EAC），公式中的残差作为可操纵应计利润（DAC）。从表3可以看到，发行前一
年可操纵应计利润占总资产比例的均值为，中位数为，最大值为，最小值为
，从年度分布看，最低的为2002年，均值为，中位数为，最高的在2004年，
均值为，中位数为。从行业分布看，最低的是房地产业，均值为，中位数为
，最高的是社会服务业，均值为，中位数为。而在样本最为集中的制造业，
均值为，中位数为。作为参照，表4 Panel A中列出了发行前一年预期应计利润和经
7
营性净现金流占总资产比例的分布频率，预期应计利润均值为，中位数为，经营
性净现金流占总资产比例均值为，中位数为。
使用总资产对上述变量进行标准化存在一些缺陷，如募集资金带来的资产扩张对这些变量
的影响。此外Ball和Shivakumar（2008）指出，将上期总资产当作标准化的分母，会高估盈余管
理的程度。有鉴于此，我们使用可操纵应计利润在盈余中所占比例（PDAC）来衡量会计盈余质
量，该比例越高，说明可操纵应计利润的影响越大，盈余管理程度也就越高。同样，我们用预
期应计利润和经营性净现金流占净利润的比例来衡量这两者对盈余的影响程度，分别为PEAC，
PCFO，显然存在如下关系：
PDAC+PEAC+PCFO=1。
五、IPO发行前会计盈余质量
1．样本总体盈余质量的检验
表4 Panel A显示发行前一年用上年总资产规模标准化的可操纵应计利润DAC-1均值为
，t检验显示不显著。从盈余的构成比例来看，发行前一年PDAC-1均值为%，中位数
为% ，PEAC-1的均值为%，中位数为%，PCFO-1的均值为%，中位数为
%，该指标大于1表明发行前企业的经营性净现金流大于净利润，即企业用负的应计利润
推迟将现金流入确认为盈利（或提前亏损的确认）。无论是DAC-1还是PDAC-1都没有显著大于零，
说明至少总体上IPO企业没有利用正向的可操纵应计利润提高盈余，也就是说，总体上发行前企
业没有采取激进的会计政策。
根据已有文献，若发行前企业利用正向的可操纵应计利润进行盈余管理，那么在发行后这
些应计利润应当出现反转下跌的态势。然而表4 Panel B报告的IPO前后盈余组成部分变化却与这
一预期不完全相符。DAC在发行当年不但没有下降，反而增长到，随后才有所下降，在
发行后第一年为，第二年为，即便如此，仍然高于发行前一年的水平，无论是t检
验还是Wilcoxon检验，发行当年与其后第一年的DAC均在1%的水平下显著高于发行前一年。
PDAC均值逐年增长，在发行当年为，发行后第一年为，发行后第二年达到，
见图1。发行后各年该指标的中位数经Wilcoxon检验均显著高于发行前一年。表5 Panel B的相关
性检验同样没有发现因可操纵应计利润反转造成DAC和PDAC发行前后该项指标的负相关关系。
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-2
-1
0
1
2
-1 0 1 2
PDAC
PEAC
PCFO
图1 IPO前后盈余组成部分占盈余比例均值的变化。PDAC为可操纵应计利润占盈余的比
例，PEAC为预期应计利润占盈余的比例，PCFO为经营性现金流占盈余的比例。
2．发行前盈余质量对发行后会计业绩的影响
现有文献多用发行后会计业绩的下滑来推断发行前的盈余管理行为。表6报告了经行业（证
监会2位行业代码）调整的会计业绩呈现逐年下滑趋势。发行前净资产收益率均值为%，中
位数为%，发行当年即出现大幅下降，均值和中位数分别降至%和%，发行后继续
下降，发行第一年均值为%，发行后第二年均值为%。总资产收益率同样呈现出显著
的下跌的态势，从发行前的%下降至发行后第二年的%。为了消除发行造成的资产额膨
胀对盈利指标的影响，我们采用以主营业务收入为分母计算的边际净利率和边际经营利润率衡
量会计业绩。从图2看到这两项指标下滑程度有较大的缓和，表6显示经行业调整的边际净利率
均值和中位数从发行前的%、%下降至发行后第二年的%、%，边际经营利润率
从发行前的%下降至发行后第二年的%。
0
-1 0 1 2
ROA
ROE
OPM
NPM
图2 发行前后经行业中位数调整的会计指标中位数。ROA为总资产收益率，
ROE为净资产收益率，OPM为边际经营利润率，NPM为边际净利率。
9
为了检验发行前盈余质量能否解释发行后业绩的下滑，我们按照发行前可操纵应计利润占
盈余比例从小到大将样本分为四组，剔除排序首尾1%的极端值，PDAC-1最小的一组为会计稳健
组（Q1），中位数为-145%，PDAC-1最大的一组为会计激进组（Q4），中位数为%，中间的
两组（Q2和Q3）PDAC-1的中位数分别为%和%。对比会计稳健组和激进组，两组样
本IPO后边际净利润都发生下滑，但下滑程度没有明显差异。表7对比各组IPO前后边际净利率
和边际经营利润率下跌幅度。与发行前一年相比，会计稳健的Q1组样本在发行当年边际经营利
润率平均下滑%，边际净利率平均下滑%，发行后第一年边际经营利润率平均下滑
%，边际净利率平均下滑%，发行后第二年边际经营利润率平均下滑%，边际净利
率平均下滑%。会计激进的Q4组样本在发行当年边际经营利润率平均下滑%，边际净
利率平均下滑%，发行后第一年边际经营利润率平均下滑%，边际净利率平均下滑
%，发行后第二年边际经营利润率平均下滑%，边际净利率平均下滑%。对两组差
异的t检验和Wilcoxon检验几乎没有发现统计上的显著性（除了两组在发行当年边际净利润率的
下降幅度差异在10%的水平下显著）。
综上所述，尽管我们发现发行后会计业绩逐年下滑，但没有证据表明发行前较低的盈余质
量是这一现象的原因。
3．公司特征与发行前盈余质量
尽管IPO公司总体上没有显著的盈余管理行为，但不容否认，IPO公司盈余质量存在很大的
横截面差异。如表3 Panel A 所示，DAC的标准差为，约为其均值的60倍。上述四分位的
分组中，会计激进组可操纵应计利润占会计盈余的比重中位数高达%，远远高于其它各组，
反映了该组样本较高的盈余管理程度，下面我们进一步研究这类样本所具有的特征。
设置哑变量表示样本是否属于会计激进组，以该变量被解释变量，对公司的规模、行业、
产权性质、公司治理特点、盈利能力以及成长性等特征进行logistic回归，结果见表8。我们看
到保护性行业（电力、公共供应行业）哑变量、发行当年市值总额的自然对数与被解释变量显
著负相关，而发行当年的市价、账面价值比的自然对数与被解释变量显著正相关，表明IPO前会
计盈余质量较差的公司往往规模较小、成长性较高，并且处于非保护性行业。
六、发行前盈余质量与发行定价
10
推高发行价格是IPO公司盈余管理的主要动机。本节重点考察IPO公司盈余管理对短期发行
定价的影响。发行价格高低的判断有两个标准，一是与同时期、同行业IPO公司相比，二是和上
市后的市场价格相比。我们分别用经同年度同行业（制造业两位行业代码相同，其它行业一位
行业代码相同）IPO发行价格中位数调整后的发行价格，以及与上市首日收盘价相比得到的发行
折价来衡量上述两类标准下的发行价格。除了考察盈余质量对发行价格的影响，我们还检验了
盈余质量对上市后市场价格的影响，以了解市场投资者对新股的价值判断是否受盈余质量的误
导。
1.对发行价格的影响
图3列示了各组发行价格、发行市盈率和发行折价的中位数。如果发行公司使用可操纵应
计利润来推高发行价格，那么我们应该观察到可操纵应计利润急剧升高的Q4组发行价格显著高
于其它组，然而在图3中却没有反映出这一点，Q2、Q3以及Q4组的发行价格几乎没什么差异，
Q1组的发行价格较低，说明采用保守会计政策的公司导致盈余水平较低，由此降低发行价格。
Q4:%Q3:%Q2:%Q1：-145%
PDAC
Median
发行市盈率
发行价格
发行折价
图3 按发行前可操纵应计利润占盈余比例分组的发行价格、发行市盈率以及发行折价中位数
发行折价定义为（上市首日收盘价-发行价格）/发行价格，发行市盈率为发行价格/发行前一年末的每股盈
余
用发行前盈余组成比例对经行业、年度调整后的发行价格进行回归。回归结果见表9 Panel A。
11
在单
计激进组（Q4）样本用哑变量DDAC定
义。
分和盈余质量对上市首日收盘价的回归结果。与发行折价相
同，
响
盘价与发行价格之比减一，它是企业的一项重要融资成本，它反映
了发
变量回归(1)中，PDAC-1几乎对经行业和年度调整后的发行价格没有解释能力，调整后的
R2小于0，变量的系数也不显著。相比之下，PEAC-1则与发行价格正相关（在10%的水平下显著），
调整后的R2为%。可见，同样是应计利润，但预期应计利润和可操纵应计利润在定价中发挥
的作用有很大差别。PCFO-1对发行价格没有显著影响。根据Ohlson(1995)的剩余收益模型，股权
价值是权益账面价值和预期盈余的函数，因此在多元回归中我们使用发行前每股净资产和每股
盈余作为控制变量5。回归结果显示，发行前每股盈余EPS-1对发行价格有非常强的解释能力，这
与我国IPO市场按照管制市盈率定价的现象非常一致。PDAC-1系数为，符号方向与盈余管
理推高发行价格的研究假设相反，仍不具有显著性。
我们进一步将可操纵应计利润占盈余比例最高的会
在表9 Panel A 的回归7中引入该哑变量与EPS-1的交互变量，该变量的系数为，并且
在1%的水平下显著。说明其它因素相同，发行前每股盈余每提高1元，对于可操纵应计利润比
例较低的样本，发行价格平均会提高元（见表9 Panel A回归7中EPS-1的系数），但对于可操
纵应计利润较高的样本，发行价格平均只能提高元（，见表9回归7中EPS-1和
DDAC*EPS-1的系数），也就是说，较低盈余质量的公司将按照较低的市盈率发行，从而抵消提
高盈余对发行价格的正向作用。
2。对上市首日收盘价的影响
表9 Panel B 报告了盈余构成部
这里的上市首日收盘价也经过同年度同行业中位数调整。回归结果与 Panel A 非常类似：
发行前一年的可操纵应计利润占盈余的比例对调整后的上市首日收盘价几乎没有解释能力。回
归（7）中，会计激进组哑变量与每股盈余的交互变量系数为，在1%的水平下显著，说明
对盈余质量较差的公司，投资者会显著降低对其每股盈余的定价，这表明市场投资者也没有受
到盈余质量的误导。
3. 对发行折价的影
发行折价为上市首日收
行人提供的股票出售价格与市场投资者愿意接受的购买价格之间的差异，较高的发行折价
意味着发行价格相对市场价格较低。除了会计盈余外，表9 PanelC的回归中还控制了其它因素对
发行折价的影响，如发行日到上市日的市场回报（MKT）、发行规模（回归中用发行股份数的
对数LNISS表示）、主承销商声誉（回归中用主承销商当年承销股份数是否位于前5名的哑变量
12
UWREP表示）、是否国有股权私有化发行（PRVT）、发行到上市的间隔天数（TIMELAG）以及
行业和年份的固定效应。回归结果显示，每股盈余的回归系数为，在1%的水平下显著，
会计激进组哑变量与每股盈余的交互变量系数为，在1%的水平下显著，表明以市场价格为
标准，对于那些盈余质量良好的公司，每股盈余越高，发行定价越高；对于盈余质量较差的公
司，由于对盈余的发行定价较低，因此在相同的盈余水平下，这类公司需要支付更多的发行折
价成本。
七、发行前盈余质量对长期市场绩效的影响
例排序，将样本分为四组，重点考察盈余管
理行
部分对IPO后长期回报回归。被解释变量为IPO后连续24个月的持有
收益
本节仍然按照可操纵应计利润在盈余中所占比
为严重的会计激进组样本的长期市场绩效。图4显示了各组发行后24个月的持有收益以及经
市场回报调整的24个月持有收益率中位数。与以往的研究一致，各组IPO公司在发行后都呈现较
大幅度的价格下跌。但是从图中不难看出发行前不同程度的PDAC-1与发行后回报的下跌幅度之
间不存在显著的单调关系。
AdjBHR
BHR
Median
Q4Q3Q2Q1
PDAC
图4 按发行前可操纵应计利润占盈余比例分组的样本IPO后24个月持有收益中位数
BHR为发行后24个月的持有收益，AdjBHR为经市场回报调整后的24个月持有收益
其次，表10用盈余组成
率。解释变量除了发行前盈余构成和盈余水平的变量外，还包括：相应时期市场指数持有
13
回报、发行后市场价值的自然对数以及市价与账面价值之比（Fama和French，1992）；第一大股
东持股比例，它代表大股东剥削投资者的能力；独立董事在董事会中所占比例，它代表公司内
部治理机制对大股东剥削行为的监督；发行公司是否国有企业（徐浩萍、陈欣、陈超，2008）。
此外，还控制年度固定效应。回归结果显示，在既定的盈余水平下，PDAC-1系数为，不
具有显著性。同样，PEAC-1的系数为，也不显著，PCFO-1系数为，在5%的水平下显
著。这一显著正相关关系表明，发行前的现金流似乎更能预示未来的股票回报。在回归（1）-
（3）中，发行前的盈余水平对发行后的长期回报有显著的影响，发行前盈余水平越高，发行后
2年在该公司股权投资上的损失越大。然而这是否可以归咎为发行前的盈余管理？为了回答这个
问题，表10的回归（4）中引入哑变量DDAC和发行前每股盈余的交互变量，DDAC代表了应计利
润质量较低的会计激进组样本（可操纵应计利润比例较高），如果发行前较低的应计利润质量导
致发行后市场回报的下跌，那么该交互变量的系数应当小于零，然而结果与这一预测恰好相反，
该交互变量系数为，且在1%的水平下显著，说明发行前盈余质量并不是每股盈余和长期回
报之间负相关的原因。
八、稳健性检验
（2000）指出保护性行业的IPO公司由于受到政府扶持，比较容易获得
上市
也可以定义为其功能的执行程度（Dechow和Dichev
（D
1. 剔除保护性行业
Aharony, Lee,和Wong
发行资格，因而盈余管理的动机不强。为了避免政府产业政策对本文结果的影响，表11中
我们剔除电力和公共供应业的样本12家，仍然得到了与前文一致的结果，即发行前可操纵应计
利润均值都不显著异于零，且对发行价格和发行后股权长期收益率没有显著影响。
2. 用功能执行程度来度量应计利润质量
除了可操纵应计利润外，应计利润的质量
D），2002；Ball和Shivakuma（BS），2006）。 DD（2002）指出应计利润的主要功能是降低现
金流在反映公司价值变化方面的噪音。作为平滑现金流的工具，应计利润应当能够反映过去、
当期以及未来的现金流量。BS（2006）在DD（2002）的基础上，补充了应计利润对未实现利润
确认的功能，即应计利润反映了相关事件引起的未来现金流变化的现值，并且由于会计的谨慎
性原则，应计利润对亏损的确认更为及时和显著。因此，我们通过DD(2002)和BS（2006）模型
对应计利润的解释程度来反映两项功能的执行程度，并以此作为对应计利润质量的另一个度量。
14
DD模型为：
tCAC 1 1 2 3 1* * *t t t tCFO CFO CFOα β β β ξ− ++ + + （DD）
其中CACt表示当期流动性应计利润，CFOi，（i=t-1,t,t+1） 经营性
现金
型的基础上，BS(2006)用当年现金流代表未实现的经济利润（亏损），考虑稳健性后
的模
* * * * * +t t t t t tCFO CFO DCFO DCFO CFO t
= +
表示上期、本期和下期的
流。
在DD模
型（BS模型）为：
t 1CAC + *CFO 1 2 3 1 4 5 1α β= β β β β ξ− + ++ + + +
（BS）
其它
两年的公司，对
余下
、总结
制度改革后2002-2005年IPO公司为样本，用可操纵应计利润在盈余中的比例衡量
会计
BS模型中，DCFOt代表了发生经济亏损的情形，当现期经营性现金流CFOt为负时取值为1，
情况取值为零，根据稳健性的假设，交互项的系数β5应该显著大于零。
作为对照，我们从2002-2005年上市公司中剔除亏损公司6和IPO发行不超过
样本用DD和BS模型进行回归，结果见表12。首先，无论是DD模型还是BS模型，IPO样本的模
型解释能力在%%之间，显著高于%%非IPO的盈利公司模型的解释能力。这说明
IPO样本的应计利润与现金流具有更高的相关性，尤其是发行前一年的样本，应计利润与下期现
金流（CFOt+1）具有较为显著正相关关系。其次，注意到与BS（2006）的预期相反，BS模型中DCFOt
与CFOt交互项的系数在不同的样本类别中都小于零，说明中国的IPO公司和上市公司普遍不具有
稳健性，而上市超过两年的盈利公司该系数在1%的水平下显著，说明这些公司在发现亏损时采
取了激进的会计政策对此进行掩盖，而对于IPO样本，该系数则不具有显著性，至少说明相对于
上市时间较长的盈利公司，IPO公司没有明显的利用应计利润掩盖亏损的行为。
九
本文以发行
盈余质量，检验了IPO发行前会计盈余质量及其对发行定价和发行后长期市场绩效造成的影
响。研究结果表明，首先，从总体上看，发行前一年IPO公司没有显著为正的可操纵应计利润，
尽管发行后2年内会计业绩出现下滑，，但发行前盈余质量对此没有显著的解释能力。在稳健性
检验中，我们发现IPO样本相对其它上市时间较长的样本更多地被前后各期现金流解释，说明IPO
公司的应计利润能较好地执行降低现金流噪音的功能，这些证据都不支持IPO公司在发行前普遍
存在显著盈余管理行为的论断。但是发行前的盈余质量存在较大的横截面差异，规模较小、成
15
长性较高的非保护性行业企业发行前的盈余管理程度较高；其次，对那些发行前盈余质量较差
的公司，发行价格和上市首日市场价格对其盈余的定价也比较低，在同样的盈余水平下，这些
公司需承担较高的发行折价成本；最后，从IPO公司发行后长期绩效来看，尽管发行前盈余水平
与新股发行后的长期绩效负相关，但那些利用可操纵应计利润提高盈余水平的公司，新股发行
后长期绩效的下降幅度显著缓和，说明长期绩效的下滑并不能归因于对发行前较差盈余质量的
错误定价。我们的检验结果与TWW （1998） 与TWR（1998）的结论相反，与Ball和Shivakumar
（2008）以及Armstrong ，Foster和Taylor (2008) 结果比较一致。
我们认为，对发行公司机会主义行为的约束可能来自于近年来严格的行政监管、市场监督
以及
公司治理的改善。随着市场和法律法规趋于完善，我国IPO市场的政府监管效力逐渐增强，
市场专业机构也能在一定程度上履行职责、发挥作用，这显然有助于提高证券市场的资源配置
效率。
余水平与发行后长期市场绩效负相关可能是发行后盈余水平的下降造成的，而盈余水平的下降可能
大股东掠夺、公司现金流的下滑等因素造成，但对这些原因的检验并不在本文研究的范围内，
会提高发行价格、上市价格和IPO
1995)的剩余收益模型，公司价值是未来预期的盈余水平、账面价值、资本成本的函数。这里我们
余的质
1 发行前盈
由募集资金使用、
本文的证据仅表明发行前的应计利润质量不能解释两者之间的负相关关系。
2在作者检索到的文献中，只有陈共荣、李琳（2006）混合了不同发行制度的样本（2000-2004年IPO公司），得
到了与其它研究相似的结果，他们发现IPO之前的盈余管理仍然普遍存在，并且
发行折价。
3 根据证监会的文件，定价中采用的盈余是“发行前一年经会计师事务所审计的、扣除非经常性损益前后孰低的
每股净利润”
4 样本截至到 2005 年是因为我们需运用IPO后两年长期绩效的数据，所以实际使用数据截至 2007 年。
5 根据Ohlson(
用实际盈余来代替预期盈余水平，但实际盈余能够在多大程度上代表预期未来盈余水平，取决于实际盈
量，质量越高，实际盈余代表预期盈余的程度越高。另外，资本成本的主要决定因素是企业的系统风险，而系
统风险的一个主要来源是行业因素，由于我们已经在被解释变量中剔除了行业因素，所以在回归中不再控制资
本成本，而将股权价值假设为实际盈余水平、账面价值与盈余质量的函数。
6剔除亏损公司是因为通常认为亏损公司的盈余管理程度较高，应计利润质量较差。
16
表1 现有文献中对中国IPO市场盈余质量研究的总结
文 献 样本 主要结论
Aharony，Lee和Wong（2002） 1992-1995年发行B股和H股83
家国有公司
中国IPO公司，尤其是非保护性行业的公
司，存在显著的财务包装
Kao，Wu和Yang(2008) 1996-1999年发行A股的国有
企业
发行后ROA下滑。发行前盈利预测激进的
公司发行折价较低，长期市场绩效较差
Lau(2004) 1992-1998年发行A股公司 发行后的流动性应计利润显著低于发行
前水平，但
陈文斌（2005） 1992-2000年发行A股公司 新股发行公司存在长期业绩“变脸”现
象
陈文斌、陈超（2007） 1992-2000年发行A股公司 新股发行公司净资产收益率等指标发行
后长期下降
张宗益、黄新建（2003） 1998-2000年发行A股公司 IPO发行前一年、当年和后一年均存在显
著为正的的可操纵应计利润
陈共荣、李琳（2006） 2000-2004年发行A股公司 新股发行前的盈余管理程度与发行折
价、发行价格以及收盘价均正向关
表2 样本选择
剔除样本 年份 家数来源
数据不全 金融公司 买壳上市
有效样本
2002 71 6 1 3 61
2003 67 2 2 -- 63
2004 100 1 -- -- 99
2005 15 2 -- -- 13
合 计 253 11 3 3 236
17
表3 2002-2005年A股IPO样本发行指标及财务状况的描述性统计以及年度、行业分布
Panel A 全部样本的描述性统计，N=236
均值 中位数 最大值 最小值 标准差
发行股份数（百万股）
发行价格(元)
发行折价
发行市盈率
发行前一年末账面总资产
(亿元)
发行前一年末每股盈余
(元)
发行前一年末可操纵应计
占上年末总资产的比例
发行前一年末经营性现金
流占上年末总资产的比例
Panel B 样本分年度的变量均值(上行)及中位数(下行)，总样本N=236
年度 N 发行股
份数
( 百 万
股)
发 行
价格
发 行 折
价
发 行 市
盈率
发 行 前
一 年 末
账 面 总
资产 ( 亿
元)
发行前一
年末每股
盈余(元)
发 行 前 一
年 末 可 操
纵 应 计
(%)*
发 行 前 一
年 末 经 营
性 现 金 流
(%)*
2002 61
2003 63
2004 99
2005 13
18
Panel C 样本分行业的变量均值(上行)及中位数(下行)，总样本N=236
行业
(代码)
N 发 行 股
份数 (百
万股)
发 行 价
格
发 行 折
价
发 行 市
盈率
发 行 前
一 年 末
账 面 总
资产 (亿
元)
发 行 前
一 年 末
每 股 盈
余(元)
发 行 前
一 年 末
可 操 纵
应 计
(%)*
发 行 前
一 年 末
经 营 性
现 金 流
(%)*
农林牧渔 10
采掘业 6
制造业 154
电力和公共
供应
12
建筑业 10
交通运输、
仓储业
14
信息技术产
业
19
批发零售业 5
房地产业 3
社会服务业 3
19
表4 2002-2005年IPO前后可操纵应计利润，预期应计利润和经营现金流在盈余中所占比重均值及中位数变化，
N=236。DAC、EAC以及CFO分别为用修正琼斯模型估计的可操纵应计利润，预期应计利润以及经营性现金流，
均用上一年总资产作分母，PDAC，PEAC以及PCFO分别为用修正琼斯模型估计的可操纵应计利润，预期应计利润
以及经营性现金流占净利润的比例。Yi（i=-1，0，1，2）表示相对发行年度前后的年份。
Panel A 发行前一年的可操纵应计利润，预期应计利润和经营现金流在盈余中比重的统计分布
发行前盈余构成 均值(t值) 25%分位 50%分位 75%分位
DAC
（）
EAC ***
（）
CFO
()
PDAC
()
PEAC ***
()
PCFO ***
()
Panel B IPO前后可操纵应计利润，预期应计利润和经营现金流在盈余中比重均值（上行）和中位数（下行）的
变化,均值检验为t检验，中位数检验为Wilcoxon检验，
相 对 于
IPO 前 后
的年份
Y-1 Y0 Y1 Y2 Y0 Vs Y-1
t（Z）值
Y1 Vs Y-1
t（Z）值
Y2 Vs Y-1
t（Z）值
DAC
***
()***
***
（）***
（）
EAC
***
()***
***
（）***
**
（）**
CFO
***
()***
***
（）***
***
（）***
PDAC
()***
()***
***
()***
PEAC
*
()***
***
()***
***
()***
PCFO
()***
()
()
20
表5 相关性分析，Pearson相关系数。剔除样本中按照PDAC-1排序首尾1%的极端值，有效样本N=233。DAC、
EAC以及CFO分别为用修正琼斯模型估计的可操纵应计利润，预期应计利润以及经营性现金流，均用上一年总
资产作分母，PDAC，PEAC以及PCFO分别为用修正琼斯模型估计的可操纵应计利润，预期应计利润以及经营性现
金流占净利润的比例。下标i(i=-1,0,1,2)表示上述变量的统计年份为IPO发行前一年、发行当年，发行后第一
年、第两年。
Panel A 发行前盈余组成部分之间的相关性
DAC-1 EAC-1 CFO-1 PDAC-1 PEAC-1 PCFO-1
DAC-1 1 **
*
**
*
*** **
*
***
EAC-1 1 * **
*
***
CFO-1 1 **
*
***
PDAC-1 1 **
*
***
PEAC-1 1
PCFO-1 1
Panel B 发行前后盈余组成部分的相关系数
DAC0 DAC1 DAC2 PDAC0 PDAC1 PDAC2
DAC-1 ** --- --- ---
PDAC-1 --- --- --- ***
EAC0 EAC1 EAC2 PEAC0 PEAC1 PEAC2
EAC-1 ** --- --- ---
PEAC-1 --- --- --- *** ***
CFO0 CFO1 CFO2 PCFO0 PCFO1 PCFO2
CFO-1 * *** *** --- --- ---
PCFO-1 --- --- --- *** ***
Panel C 发行前的盈余组成部分与发行后会计业绩变化的相关系数
OPM NPM
Y0-Y-1 Y1-Y-1 Y2-Y-1 Y0-Y-1 Y1-Y-1 Y2-Y-1
DAC-1 *
EAC-1 ** **
CFO-1 ** *
PDAC-1
PEAC-1 *
PCFO-1
21
表6 2002-2005IPO样本前后经行业中位数调整的会计业绩指标均值（上行）和中位数（下行），N=236。ROE
为净资产收益率，ROA为总资产收益率，NPM为边际净利率，即净利润除以销售收入，OPM为边际经营利润
率，即经营利润除以销售收入,NPM和OPM均经行业中位数调整。Yi（i=-1，0，1，2）表示相对发行年度前后
的年份。
Y-1 Y0 Y1 Y2 Y0 Vs Y-1
t（Z）值
Y1 Vs Y-1
t（Z）值
Y2 Vs Y-1
t（Z）值
ROE
***
()***
***
()***
***
()***
ROA
***
()***
***
()***
***
()***
NPM
***
()*
**
（）
*
()
OPM
***
()***
***
()**
***
()***
表7 按PDAC-1分组，不同组别IPO前后会计指标均值（上行）和中位数（下行）的变化。剔除样本中按照PDAC-1
排序首尾1%的极端值，有效样本为N=233。NPM为边际净利率，即净利润除以销售收入，OPM为边际经营利
润率，即经营利润除以销售收入,NPM和OPM均经行业中位数调整。Yi（i=-1，0，1，2）表示相对发行年度前
后的年份。
IPO前后OPM的变化 IPO前后NPM的变化 按照PDAC-1分组
Y0 - Y-1 Y1 -Y-1 Y2 -Y-1 Y0 -Y-1 Y1 - Y-1 Y2 - Y-1
Q1(conservative) 58
Q2 59
Q3 59
Q4（Aggressive） 57
Q1 Vs Q4
t（Z）值
()
()
()
*
()
()
()
表8 公司特征对会计激进组样本哑变量的Logistic回归。剔除样本中按照PDAC-1排序首尾1%的极端值，有效样
本N=233。被解释变量为哑变量DDAC，若可操纵应计利润占盈余的比例处于样本排序的前25%，则取值为1，
其它取值为0。解释变量中，保护性哑变量REGIND，若样本为电力或公共供应行业取值为1，其它取值为0。
LNSIZE为发行年度末市值规模的自然对数, PB为发行年度末市价、账面价值之比，哑变量PRVT，若为国有企
业私有化的IPO则取值为1，其它取值为0，MGMTSH为发行年度末企业管理层持股比例，INDIR为企业发行年
度末独立董事占董事会比例。ROA为发行前一年的总资产收益率。
解释变量 回归系数 WALD
CONSTANT
REIND *
LNSIZE *
PB *
PRVT
MGMTSH
INDIR
ROA
Cox&Snell R2:
22
表9 盈余构成对发行价格、上市首日收盘价和发行折价的回归。样本中剔除同年发行的的同行业公司不足2个
的公司，并剔除样本按照PDAC-1排序首尾1%的极端值，回归中使用的有效样本为N=221. PDAC，PEAC以及PCFO
分别为发行前一年用修正琼斯模型估计的可操纵应计利润，预期应计利润以及发行前一年经营性现金流占净利
润的比例。EPS为每股盈余，BPS为每股净资产,DDAC为会计激进组哑变量，若可操纵应计利润占盈余的比例处于
样本排序的前25%，则取值为1，其它取值为0。下标-1表示为发行前一年。
Panel A 盈余构成对调整后发行价格的回归。被解释变量为发行价格减去同年度同行业IPO发行价格中位数。
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7)
Constant **
()
**
()
***
()
***
()
***
()
***
()
***
()
PDAC-1
()
()
PEAC-1 *
()
()
PCFO-1
()
()
EPS-1 ***
()
***
()
***
()
***
(
DDAC*EPS-1 ***
()
BPS-1 ***
()
***
()
***
()
***
()
Adj R2 % % % % % % %
Panel B 盈余构成对调整后上市首日收盘价的回归。被解释变量为上市首日收盘价减去同年度同行业IPO上市
首日收盘价中位数。
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7)
Constant
()
*
()
***
()
()
***
()
***
()
***
（）
PDAC-1
()
（）
PEAC-1
()
()
PCFO-1 ***
()
**
()
EPS-1
（）
***
()
***
()
***
()
DDAC*EPS-1 ***
()
BPS-1 **
（）
**
()
**
()
*
()
Adj R2 % % % % % % %
Panel C 盈余构成对上市首日发行折价的回归。被解释变量为上市首日收盘价与发行价格之差减1.
解释变量 回归系数 t值
Constant ***
EPS-1 ***
DDAC*EPS-1 ***
MKT
LNISS ***
UWREP
PRVT *
TIMELAG
INDUSTRY √
YEAR √
Adj R2 %
23
表10 盈余构成对IPO后长期回报的回归。被解释变量为IPO后24个月的持有收益BHR。回归控制了年度固定效
应，剔除样本中按照DAC-1排序首尾1%的极端值，回归中使用的有效样本为N=233。PDAC，PEAC以及PCFO分别
为用修正琼斯模型估计的可操纵应计利润，预期应计利润以及经营性现金流占净利润的比例。EPS为每股盈余；
DDAC为会计激进组哑变量，若可操纵应计利润占盈余的比例处于样本排序的前25%，则取值为1，其它取值为0；
MKT为同期市场指数持有回报；LNSIZE为发行年度末市值规模的自然对数, PB为发行年度末市价、账面价值之
比；哑变量PRVT，若为国有企业私有化的IPO则取值为1，其它取值为0，LARSH为发行当年第一大股东持股
比例，INDIR为企业发行年度末独立董事占董事会的比例。下标-1表示上述变量的统计年份为IPO发行前一年。
(1) (2) (3) （4）
Constant ***
()
***
()
***
()
***
()
PDAC-1
()
PEAC-1
()
PCFO-1 *
（）
EPS-1 *
()
**
()
*
（）
***
（）
DDAC*EPS-1 **
（）
MKT ***
()
***
()
***
（）
***
（）
LNSIZE ***
()
***
（）
***
（）
PB
（）
()
()
()
PRVT
（）
**
()
*
()
*
()
LARSH *
（）
（）
()
*
（）
INDIR
（）
（）
()
()
YEAR √ √ √ √
Adj R2 % % % %
24
表11 剔除保护性行业（电力和公共供应业）样本后的稳健性检验。DAC为用修正琼斯模型估计的可操纵应计利
润；PDAC为可操纵应计利润占盈余的比例；EPS为每股盈余；BPS为每股净资产，DDAC为会计激进组哑变量，若
可操纵应计利润占盈余的比例处于样本排序的前25%，则取值为1，其它取值为0；MKT为同期市场指数持有回
报；LNSIZE为发行年度末市值规模的自然对数, PB为发行年度末市价、账面价值之比；哑变量PRVT，若为国
有企业私有化的IPO则取值为1，其它取值为0，LARSH为发行当年第一大股东持股比例，INDIR为企业发行年
度末独立董事占董事会的比例。下标-1表示上述变量的统计年份为IPO发行前一年。
Panel A IPO前可操纵应计利润频数分布，均值下方括号内为t检验t值，N=224
发行前变量 均值(t值) 25%分位 50%分位 75%分位
DAC
()
PDAC
()
Panel B 可操纵应计对调整后发行价格的回归。被解释变量为ADJISSP。样本中剔除同年发行的的同行业公司
不足2个 的公司，并剔除样本按照DAC-1排序首尾1%的极端值，回归中使用的有效样本为N=209.
Constant PDAC-1 EPS-1 BPS-1
系数
t 值
Panel C 可操纵应计对IPO后长期回报的回归。被解释变量为IPO后24个月的持有收益BHR。回归控制了年度固
定效应，剔除样本中按照PDAC-1排序首尾1%的极端值，回归中使用的有效样本为N=221.
Constant PDAC-1 EPS-1 MKT LNSIZE PB LARSH PRVT INDIR YEAR
系数
***
**
***
***
*
**
√
t 值 ---
表12 DD（2002）和BS（2006）模型对应计利润解释能力的比较，被解释变量为流动性应计利润（CACt）。
IPO发行前一年样本为236家IPO发行公司，从中剔除发行前两年现金流数据不全的2家，得到有效样本234家。
IPO上市两年以内样本为2002-2005年全部上市公司中剔除金融行业公司后IPO上市不超过两年的样本，共有年
度-公司样本1724家，其它盈利公司为2002-2005年全部上市公司中剔除IPO上市两年以内样本，亏损样本以及
金融行业样本后得到的5860例年度-公司样本。CFO为经营性现金流，哑变量DCFO取1，当CFOt<0,其它取0。
下标t，t+1,t-1分别表示本年、下年和上年。
IPO样本
IPO发行前一年 IPO上市两年以内
对照样本
（非IPO的盈利公司）
DD(2002) BS(2006) DD(2002) BS(2006) DD(2002) BS(2006)
Constant ***
()
***
()
***
()
***
()
***
()
***
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