会计稳健性与公司风险

会计稳健性与公司风险（精选8篇）

会计稳健性与公司风险 篇1

一、引言

由于股价暴跌对投资者个人财富和资本市场发展的不利影响,以及全球股市暴跌事件的频繁发生,个股暴跌风险日益成为监管层、投资者和学术界的热点问题。

从现有的文献来看,对股价暴跌现象的研究主要集中在不完全信息理性均衡和行为金融学两大框架下。这些研究都认为股价暴跌是由坏消息的集中释放而导致的,只是所强调的角度不同。一部分学者从投资者私人信息释放的角度考察股价暴跌原因。他们认为知情投资者个人的负面信息没有及时体现在股价上,当这些坏消息最终集中释放时,股价就会暴跌(Romer,1993;Hong和Stein,2003)。另一部分学者从公司管理层与投资者的信息不对称角度考察股价暴跌原因。他们认为由于公司管理层出于自利目的对坏消息的隐瞒,致使坏消息没有被逐渐释放出来,而是在不得不披露时一次性涌入市场,导致股价暴跌(Jin和Myers,2006;Hutton etal.,2009;Kim etal.,2011)。

会计稳健性本质上是对好、坏消息的非对称确认,因此能及时确认坏消息,避免坏消息在公司内部的累积,从而减轻坏消息对股价暴跌的影响(Kim和Zhang,2011;王冲和谢雅璐,2013)。但与此同时,由于会计稳健性对好消息的推迟确认,也会导致投资者过低预期企业未来的赢利能力,从而错误低估企业价值(刘斌、吴娅玲,2010)。因此,本文将对会计稳健性与股价暴跌之间的关系进行深入研究,考察在不同宏观环境下,稳健性的影响是否有所不同。

二、文献回顾与研究假设

当公司出现负面消息时,管理层有可能基于职位和薪酬的考虑,将这些坏消息隐藏起来,而不是及时披露出来。负面消息累积到一定程度而不得不一次性披露时,股价就会因此遭受极大冲击而最终崩盘。可见,信息不透明所导致的坏消息的累积及瞬间释放会加大股价崩盘的风险。众多学者通过实证检验证实了这一点。Jin和Myers (2006)通过比较全球40个市场的宏观数据,证实国家层面的财务报告透明度与股价暴跌风险之间存在负向关系。Hutton等(2009)用公司的盈余管理程度来构建公司透明度指标,发现公司层面的信息不透明度越高,股价越可能发生暴跌。Kim等(2011a)从公司治理角度进一步发现,管理层会基于避税目的隐藏坏消息,导致避税行为与公司层面的股价暴跌风险呈正相关关系。潘越等(2011) 以我国A股市场为研究样本,考察了公司信息透明度与个股暴跌风险之间的关系。结果发现,上市公司的信息透明度越低,个股发生暴跌的风险越大。

会计稳健性本质上是对好、坏消息的非对称确认。 Kim、Pevzner(2010)发现,稳健性程度高的公司,未来坏消息出现的可能性较小。也就是说,稳健性程度较高的公司,会将坏消息尽可能早地计入盈余中,使得公司财务报告能够及时地反映企业的风险和不确定性。这样,投资者就不会高估公司价值,也就不会形成股价泡沫,并引发随后的暴跌。会计稳健性非对称确认的特性可以抑制管理层隐藏坏消息的动机,避免坏消息在企业内的不断累积, 因此可以降低公司股价暴跌风险。Kim和Zhang(2011)以美国上市公司为样本,发现会计稳健性能有效降低股价崩盘的可能性。王冲等(2013)以我国A股上市公司为样本,考察会计稳健性、信息不透明程度与股价暴跌风险三者之间的交互影响,结果发现随着会计稳健性的提高,股价暴跌风险显著降低,而且这种治理作用在信息不透明程度高的公司更加显著。

另一方面,也有学者认为会计稳健性会导致会计盈余中含有更多噪音,从而降低了会计盈余的持续性(Chen等,2007)。由于会计稳健性对利得与损失、收入与费用、 资产与负债的非对称处理,人为地制造一种主观偏差,扭曲了会计信息对经济业务真实情况的反映,从而降低了会计盈余的相关性,提高了信息不对称程度,导致投资者过低预期企业未来的盈利能力,从而错误低估企业价值 (张荣武、伍中信,2010;刘斌、吴娅玲,2010)。

因此,会计稳健性可能因及时确认坏消息而能够降低股价暴跌风险,也可能因延迟确认好消息导致股价偏低。为了区分这两种效应,我们需要引入宏观经济环境变量。当宏观环境好的时候,公司出现好消息的可能性大, 这时会计稳健性越高,股价下跌可能性越高;当宏观环境差的时候,公司出现坏消息的可能性大,这时会计稳健性越高,股价下跌可能性越低。货币政策在一定程度上能影响公司经营状况,货币政策宽松时,公司融资相对容易, 产品需求也更多;而货币政策紧缩时,公司融资难度加大,产品需求萎缩。因此,我们以货币政策作为宏观经济环境的替代变量,提出如下假设:

H1:货币政策宽松期,会计稳健性越高,个股暴跌风险越高。

H2:货币政策紧缩期,会计稳健性越高,个股暴跌风险越低。

三、研究设计

(一)数据来源

本研究数据大部分来自CSMAR数据库,分析师预测数据来源于CCER数据库。

(二)样本选择

本文以2004 ~ 2012年的A股上市公司为研究对象, 样本的筛选遵循以下原则:1剔除金融类上市公司;2由于ST公司会进行显著的向下盈余管理行为,而这不是会计稳健性的表现,因此剔除当年为ST的公司;3在利用指数模型计算特定周回报率时,为保证指数模型回归结果的可靠性,剔除每年股票的周收益率数据不足30的公司;4在利用修正的Jones模型估计信息不透明程度时, 剔除回归样本数不足30的样本;5剔除缺失值。最后得到1 513家公司10 822个公司/年度观测值。

本文采用winsorization的方法对异常值进行处理,对所有小于1%分位数(大于99%分位数)的变量,令其值分别等于1%分位数(99%分位数)。

(三)变量设计

1. 股价暴跌风险。首先,本文借鉴Chen等(2001)及Kim等(2011a,2011b)的方法,用股票回报的负向偏度 (NCSKEW)和收益上下波动比率(DUVOL)两种方法来度量个股暴跌风险:

(1)股票回报的负向偏度(NCSKEW):

(2)收益上下波动比率(DUVOL):

在式(1)和式(2)中:n表示全年交易周数;nu(nd)表示股票j的周特定回报率;Wj,t表示大于(小于)该年周特定回报率均值的周数。

周特定回报率Wj,t=ln(1+εj,t),εj,t为如下回归的残差:

式(3)中:rj,t为股票j在第t周考虑现金红利再投资的回报率;rm,t为A股所有股票在第t周考虑现金红利再投资的回报率(流通市值加权平均法)。

NCSKEWj,t越大,意味着股票回报率越向左偏,表明股价暴跌倾向越大。同样,DUVOLj,t越大,表明股价暴跌风险越大。

(3)基于我国特有的跌停制度,本文构造了连续跌停次数(NUMDOWN)这一变量来衡量股价暴跌风险。连续跌停次数(NUMDOWN):

式(4)中,Double Downj,t表示连续两个交易日跌停事件。NUMDOWN越大,说明该股价暴跌风险越高。

2. 货币政策。借鉴李志军(2011)的做法,用名义GDP增长率与M2增长率之差来衡量货币紧缩程度。如果该差额为正,说明经济发展所需货币超过货币的供应水平,货币供应不足,处于货币紧缩时期,此时MP=1;如果该差额为负,说明货币供应量超过经济发展所需货币量,货币供应充足,处于货币宽松时期,此时MP=0。

从2004年到2012年,名义GDP增长率与M2增长率之差分别为0.033、-0.023、0.013、0.061、0.004、-0.199、 -0.012、0.005、-0.045,因此,本文将差值为正的2004年、 2006年、2007年、2008年、2011年定义为货币紧缩时期,其他年份定义为货币宽松时期。

3. 会计稳健性。由于本文需要稳健性的公司年度测量,因此我们将主要采用CSCORE法度量稳健性:

其中为公司i第t年的每股盈余(EPSit)除以t-1年末股票价格,并经所有样本公司年度均值调整; RETit为公司i第t年(t年5月到t+1年4月)的股票收益率减第t年(t年5月到t+1年4月)的市场收益率;DRit为公司i第t年的股票收益率的哑变量,当Rit≥0(表示“好消息”)时,DRit取0;Rit<0(表示“坏消息”)时,DRit取1; SIZEit为期末总资产的自然对数;MBit为年个股总市值除以年末所有者权益账面价值;LEVit为资产负债率。

CSCORE即为对坏消息反映的及时性(即稳健性水平)。CSCORE越高,会计稳健性程度越高。

4. 控制变量。已有研究表明,异质信念、回报率的均值、回报率的波动、分析师跟踪人数、公司透明度、公司规模、账面市值比、盈利能力和财务杠杆均会影响股价暴跌风险,本文将上述变量作为控制变量纳入模型中,具体变量定义见表1。

(四)模型构建

本文采用如下模型检验稳健性与个股股价暴跌之间的关系:

其中:Crah Riski,t分别由第t年的NCSKEW、DUVOL和NUMDOWN度量;CSCOREi,t-1表示滞后一期第t-1年的会计稳健性;Control Variablesi,t-1代表第t-1年的控制变量,具体定义见表1。

如果H1成立,则β1应显著为正,表明货币政策宽松时期,会计稳健性越高,股价暴跌风险越高;如果H2成立,则β2应显著为负,表明货币政策紧缩时期,会计稳健性越高,股价暴跌风险越低。

四、实证研究

(一)描述性统计

由表2的变量描述性统计可知,样本公司NCSKEW、 DUVOL和NUMDOWN的平均值分别为-0.177、-0.157和0.145,标准差分别为0.713、0.501和0.402,说明样本公司在股价暴跌风险中存在较大差异。CSCORE均值为0.043,姜国华、饶品贵(2011)运用1998 ~ 2008年A股数据得到CSCORE均值为0.033,说明总体来看,国内上市公司的稳健性在提高。

进一步的,我们将样本按照稳健性程度分组,会计稳健性高于中位数的观测值(公司)为高会计稳健性组,会计稳健性低于中位数的观测值(公司)为低会计稳健性组。表3给出了按稳健性程度和货币政策进行联合分组之后各变量的描述性统计结果。结果证实了本文假设:货币宽松时期,会计稳健性较高组的NCSCKEW、DUVOL和NUMDOWN均高于会计稳健性较低组;而货币政策紧缩时期,则正好相反。表3中*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平,表4 ~ 表7中相同。

表4的相关性分析表明,NCSCKEW、DUVOL和NUMDOWN显著正相关,表明三个股价暴跌风险代理变量具有一致性。这三个股价暴跌风险指标与会计稳健性指标CSCORE都存在显著正相关关系,说明总体来看, 会计稳健性越高,股价暴跌风险越高。表4中左下角为Pearson相关性系数,右上角为Spearman相关性系数。

(二)回归分析

表5给出了会计稳健性与股价暴跌风险的回归结果。 从回归(1)~(3)的结果来看,会计稳健性的系数为正,尤其当以NCSKEWt为因变量时,在1%的水平上显著。

进一步的,我们考察了在不同货币政策下,会计稳健性对股价暴跌风险的影响。在回归(4)~(6)中,我们加入了会计 稳健性和 货币政策 的交叉变 量 。结果显示 , CSCOREt-1×MPt显著为负,而当因变量为NCSKEWt和DUVOLt时,CSCOREt-1显著为正,说明在货币政策宽松时期,会计稳健性高的公司股价暴跌风险更高,而货币政策紧缩时期则相反。

可能的原因是:货币政策宽松期,资金流充足,宏观经济环境良好,公司坏消息爆发可能性小,而好消息出现可能性更大,因此,低稳健性公司因坏消息一次性涌入市场而导致股价暴跌的可能性较低,而高稳健性公司由于延迟确认好消息则会导致股价被低估,虽然没有形成显著的连续跌停现象,但股票回报负向偏度更大,收益向下波动程度更大。

货币政策紧缩期则不同,宏观经济增长趋缓,同时资金流收紧,融资受限, 公司坏消息爆发可能性增大,因此,低稳健性公司之前未确认的坏消息集中爆发的可能性增大,而高稳健性公司则由于提前确认坏消息而降低了股价暴跌的风险,结果CSCOREt-1×MPt显著为负。

在控制变量方面,DTURNt-1显著为正,这与Kim、Zhang(2010)、陈国进和张贻军(2009)的结论一致,说明,投资者异质信念程度越大,股价暴跌的可能性也越大。MBt-1显著为正,ABACCt-1显著为正,这与潘越等(2011)、王冲和谢雅璐 (2013)的结论一致。

可见,会计稳健性在不同货币政策时期对股价暴跌风险的影响是不一样的。货币政策宽松期,会计稳健性由于延迟确认好消息导致股价回报负向偏度更大,而货币政策紧缩期,会计稳健性由于及时确认坏消息降低了股价暴跌风险。

五、敏感性检验

(一)用离散变量衡量会计稳健性

为了避免会计稳健性计量上的误差,本文将会计稳健性分为高和低两个层次,用离散变量DCSCORE而不是连续变量CSCORE衡量会计稳健性:当CSCOREt- 1高于中位 数时 ,DCSCOREt-1=1,否则为0。在此基础上,用DCSCOREt-1与货币政策度量MPt组成交叉变量,代入回归方程。结果见表6,与表5的结果相似,DCSCOREt-1的系数显著为正,而DCSCOREt-1×MPt的系数显著为负。因此,以离散变量计量会计稳健性,CSCOREt-1显著为正,CSCOREt-1× MPINDEXt显著为负,不改变本文的基本结论。

(二)以货币政策感受指数衡量货币 政策紧缩与否

从2004年第1季度起,中国人民银行网站上开始发布“全国银行家问卷调查报告”。该问卷以全国各类银行机构(含外资商业银行机构)的总部负责人及其一级分支机构、二级分支机构的行长或主管信贷业务的副行长为调查对象,全国共调查各类银行机构3 000家左右。全国银行家问卷调查报告每季度发布一次,提供被调查银行家中认为当前货币政策“偏松”、“适度”和“偏紧”的人数比例。这里以“偏紧”指数来衡量货币政策的紧缩程度。

由于自2010年第1季度开始,仅提供“适度”指标。因此以“偏紧”指数衡量货币政策紧缩程度时,样本窗口期为2004 ~ 2009年。2004年 ~ 2009年的货币偏紧指数分别为37.53%、18.95%、18.98%、39.63%、51.03%、5.03%,这意味着2004年、2007年和2008年的货币政策更为紧缩,而2005年、2006年和2009年则较为宽松。因此,将2004年、 2007年和2008年定义为货币紧缩时期。

结果如表7所示,与前文基本保持一致,高稳健性在政策宽松期,可能增加股价暴跌风险,在货币政策紧缩期则会降低股价暴跌风险。

注:括号中的数值为 t 值;标准误差按公司层面进行了聚类调整(cluster at firms)(Petersen,2009)。

六、结论

本文选取2004 ~ 2012年A股上市公司为研究对象, 深入考察了会计稳健性与股价暴跌风险之间的关系。结果发现,货币政策紧缩时期,会计稳健性能降低股价暴跌风险,但在货币政策宽松时期,则恰恰相反,会计稳健性越高,股价暴跌风险越高。

本文考察了不同宏观环境下,会计稳健性对股价暴跌风险的影响。研究结果表明,由于会计稳健性对坏消息的及时确认,能在一定程度上抑制管理层隐藏坏消息的倾向,在货币政策紧缩时期能降低股价暴跌风险。但与此同时,会计稳健性对好消息的延迟确认也使得投资者对公司未来盈利能力的预期过低,导致公司价值被低估,股票回报负向偏度变大,这一点在货币政策宽松期更为明显。从这一意义上来说,会计稳健性并非越高越好,公司会计政策应在相关性和可靠性之间保持一定平衡。

山西煤炭上市公司会计稳健性研究 篇2

关键词：山西煤炭；企业会计；稳健性

一、 引言

会计稳健性是是国际会计准则中较为重要的原则之一，同时也是我国会计基本原则之一，是对企业财务报告中会计信息的基本质量要求。稳健性又称为谨慎性，是企业对交易或者事项进行会计确认、计量和报告应当保持应有的谨慎，不应高估资产或者收益、低估负债或者费用。

山西的煤炭企业如大同煤业、阳泉煤业、西山煤电、兰花科技、潞安环能、煤气化、山西焦化、安泰集团、晋煤等都大部分已经上市，虽然这些上市公司在财务规章制度上趋于完善，但由于煤炭企业具有属于特殊资源性大型国有企业、需要开采的煤矿日益增多和人才缺口日益增大等特殊性，这些上市公司在会计处理过程中还是会出现一些新的问题。因此，对山西煤炭上市公司会计稳健性的研究对于保障山西煤炭企业可持续发展，保护国有资产安全完整，维护投资者的合法权益都具有重要意义。

二、会计稳健性文献回顾

美国的watts最早对会计稳健性进行了系统的研究，他认为外部环境的不确定性是对会计稳健性具有重要影响的因素，因此导致会计稳健性成为会计确认与计量的一项重要原则，并对会计准则制定和会计实务都产生了很深的影响，如在会计实务中，较为稳健的会计处理办法包括加速折旧、对存货估价采用成本与市价孰低、采用各种减值准备、直接冲销研究费用等。

随后，FASB（美国财务会计准则委员会）与IASB（国际会计准则委员会）都对会计稳健性作了一定解释上的说明，奠定了其理论定义的基础。

而Basu（1997）则使得会计稳健性的实证研究取得了重大突破。他认为稳健性可以表述为“会计人员倾向于对当期好消息的确认比对坏消息的确认要求有更严格的可证实性”，从而“坏消息”比“好消息”能够更加及时地影响到会计盈余。Basu所说的“好消息”指的是导致市场收益为正的事项，“坏消息”指的是导致市场收益为负的事项。这个定义说明稳健性原则可以反映为会计人员对利得和损失的不对称性处理。

在Basu（1997）的基础上，Beaver和Ryan（2005）将会计稳健性明确区分为条件稳健性和无条件稳健性两个子概念。

我国首次就稳健性原则明确提出要求是在1992年11月颁布的《企业会计准则———基本会计准则》中，但是直到 2001年财政部颁布了《企业会计制度》，其中才比较详细阐述了会计稳健性的概念，即企业在会计核算时，应当遵循谨慎性原则的要求，不得多计资产或收益，少计负债和费用，但不得计提秘密准备。2006年我国新会计准则进一步明确了稳健性的概念。基本准则的第十八条规定：企业对交易或者事项进行会计确认、计量和报告应当保持应有的谨慎，不应高估资产或者收益、低估负债或者费用。相较于《企业会计制度》，新准则中对稳健性的定义更加强调了估计。

综上所述，关于会计稳健性的研究，一部分成果更多地是在完善已有的理论基础，把国外学者在这方面的研究与国内具体国情相结合，讨论国外理论与国内理论的比较，并通过实证研究进行理论完善，例如“职工薪酬契约也是会计稳健性契约需求方之一，这拓展了Watts对会计稳健性的契约需求方的认识”（《职工薪酬与会计稳健性——基于上市公司的经验数据》）。而更多的文献则是讨论会计稳健性对于总体上市公司理论层面的研究，例如房子龙在其论文《公司治理结构对于会计稳健性的影响》中利用C-Score来定量测量公司的年度会计稳健性，通过实证研究来证明国家控股及第一大股东持股比例高的公司更倾向于稳健性，但是这仅仅是从模型和其变量来计算分析出的结果，对于其一些具体原因并没有涉及。

会计稳健性对于公司企业的理论意义研究这一课题，虽然已经有相当多的学者对此进行了具体详实地研究，并取得了很多重要性的学术成果，但是对于国内山西煤炭上市公司而言，则没有具体的可操作性的文献。因此若落实到基层，财务处理在实际操作过程中依然还是会存在很多问题。

三、 山西煤炭上市公司在财务处理中的一些问题

山西焦煤集团有限责任公司（简称山西焦煤）组建于2001年10月，是国家规划的14个大型煤炭基地骨干企业之一，是我国目前规模最大、品种最全的优质炼焦煤生产企业和炼焦煤市场主供应商，也是全国第二家煤炭产量过亿吨、销售收入超千亿元的“双亿”级煤炭企业。

山西焦煤目前拥有西山煤电、汾西矿业、霍州煤电、华晋焦煤、山西焦化等18个子分公司，拥有西山煤电、山西焦化、南风化工三个A股上市公司。

由于山西焦煤拥有如此众多的子公司，因此笔者重点走访并调查了汾西矿业的财务数据，而且了解到其出现的问题在其他众多煤炭企业都有或多或少的存在。

首先，处于基建期的煤矿产生的一些收入（包括主营业务收入和营业外收入）和费用统统被计入在建工程科目，因此并不产生利润表，这会导致虚增企业最终的财务报表中的资产和低估费用，严格来讲，这与我国的《企业会计准则》是相违背的，并由此严重违反会计稳健性。

其次，一些煤炭企业的会计制度采用的会计制度是类似于国库集中支付制度，虽然这些煤炭企业大多属于国企，但是他们毕竟是属于企业，应严格遵守我国的《企业会计准则》。

第三，虽然2013年世界经济仍然不景气，但通过煤炭市场分析可以发现煤炭需求出现恢复性增长，煤炭企业仍是山西最重要的工业支柱之一，因此他们仍需要大量的财务人员，尤其是一些比较偏僻的煤矿地区。财务人员的数量如果达不到标准，那么企业财务会计信息质量如会计稳健性一定也会受到很大影响。

四、 建议

针对以上所发现的问题，笔者提出了一些自己的观点，相信对于解决以上问题会有所帮助。

首先，国家应及时完善《企业会计制度》，针对煤炭企业中新建煤矿的会计处理问题，提出有建设性的指导方针。

其次，企业应建立专门的在建工程备查登记簿。对于所有费用及收益全部计入在建工程这一国家目前默许的会计处理方式，企业应自觉建立在建工程明细账，并定时检查分析，避免高估资产、收益，低估负债、费用的情况出现。

第三，新建煤矿的煤炭企业还应建立专门的备查利润表。虽然国家在这方面不要求新建煤矿的煤炭企业编制利润表，但是若综合实际情况，新建煤矿在开采、打井过程中会出现卖水等其他收益，并且煤炭企业在会计处理过程中用其收益直接冲减在建工程，本人认为这一做法严重违反会计原则，因此，煤炭企业应该建立专门的备查利润表，这样既可以不违反会计原则，也符合《企业会计制度》的要求。

第四，山西煤炭上市公司虽然大部分属于国企，但是其并不属于国家政府部门，其存在的使用类似于国库集中支付制度的做法，从严格讲，并不符合企业会计制度，而且容易出现破坏会计稳健性的情况。因此，其应严格遵守企业会计制度的要求，剔除不必要的会计处理方式。

第五，国家应制定执行实行改善新建煤矿的煤炭企业条件、积极引导就业的政策，增加偏远煤炭企业的财务人员，并及时对其培训，这样才能保证会计信息质量。（作者单位：山西财经大学）

参考文献

[1]赵春光. 中国会计改革与谨慎性的提高. 世界经济， 2004（4）： 53-62

会计稳健性与公司风险 篇3

在二十世纪六十年代中期, 控告注册会计师的诉讼案件数量骤增。在之后, 会计事务所受到诉讼的现象一直存在。2010年, 安永会计师事务被指出其通过不正当手段协助雷曼兄弟做假账, 该事件引起了美国业界的普遍关注。审计师在经济时代发挥了“经济警察”的作用, 会计师事务所所遇到的外界压力也骤增, 研究风险控制策略成为会计师事务所的核心问题, 决定了其发展实力。会计师事务所为了降低运行风险, 就需要结合实际情况制定相应的风险控制机制。面对审计客户需要承担较大风险时, 会计师事务所应获得相应的风险补偿溢价, 或者退出审计、通过发表非标审计意见来降低风险。通过分析传统使用的风险控制策略可知, 强制审计客户保持一定的会计稳健性具有可操性强和成本较低的特点, 在实际运行中被广泛应用 (Krishnan, 2007) 。在处理诉讼风险较高的业务中, 会计师事务所收取额外的审计收费来降低风险。同时, 高审计收费与强制客户保持一定稳健性存在替代关系, 该问题对会计事务所发展也有重要作用。法律环境是财务报告稳健性的主要影响因素, 具体指会计师事遭受诉讼所处的外部环境 (Basu, 1997;Watts, 2003) 。我国的政府管制影响到审计市场, 在具体实施过程中有“劣币驱逐良币”现象发生 (刘峰和林斌, 2000) 。并且, 中小会计师事务所不能直视审计风险的地位, 未能充分地重视风险 (刘伟, 2005) 。同时, 政府监管模式不严, 人民和政府官员监控不及时 (叶雪芳, 2006) 。针对目前所形成的审计市场环境, 本文通过研究我国上市公司数据来分析会计师事务所与客户保持一定的会计稳健性的必要性, 并获得采取风险控制策略与审计收费影响的关系。

二、文献综述

会计师事务所为降低审计风险做出诸多尝试, 较为常见方式包括增加审计精力、把控审计质量和注重审计对象的分析, 还包括强制客户保持会计稳健性或发表非标意见、退出审计契约以及提高审计费用等。Krishnan (2007) 研究指出, 会计师事务所能够通过强制审计客户保持一定的会计稳健性控制审计风险。在防控审计风险中, 由于实施成本诉讼风险的第一道防线发挥不了应有的作用, 且企业呈交的财务报告不稳健, 审计师需要付出更多的精力, 所对应审计费用需要提高。Gul等 (2000) 主要分析了香港金融低迷与会计稳健性之间的相互作用联系, 而企业会计稳健性降低必然引起所需审计投入和审计费用的增加。Krishnan (2007) 具体研究了实施强制转换审计师行为的影响, 发展卓有成效的安达信会计师事务所增加了客户盈余稳健性。通过对比非安达信客户的配比公司发现, 这些公司的稳健性水平更高, 这就说明盈余稳健性已经成为后安达信时代“四大”会计师事务所的风险控制策略。朱松等 (2010) 研究了审计任期延长过程中, 财务报告稳健程度在上市公司中要求获得降低, 该研究获得结论为强制稳健性对于会计事务所起到了控制风险作用。

三、研究设计

(一) 研究假设

会计稳健性基本原则就是能够在最短时间内获取坏消息, 相应的延长确认好消息的时间 (Basu, 1997) , 不合理的会计方法可能导致投资方和监管当局对公司经验产生怀疑, 并制定企业不按照GAAP执行 (Gul等, 2000) 。这种会计运行方式就大幅增加了承担审计风险的概率, 审计师必须防止发生错误陈述。错误陈述会导致过高地估计企业的运营利润和总资产, 从而使审计师的预期诉讼成本发生变化, 也降低了审计师声誉。因此, 审计师要采取相应的措施来控制审计风险, 采取有实质作用的测试和分析, 该过程就会增加审计费。在事务所遭受诉讼的影响因素中, 主要包括:高估资产和收入, 低估负债和费用 (Pierre和Anderson, 1984;Carcello和Palmrose, 1994) 。同时, 一般情况下都是由事务所承担经济损失, 所以审计师要以稳健的财务报告为主 (De Fond和Subramanyam, 1998) 。会计事务所在承担相应增大的风险应获得一定的风险补偿溢价, 或者采取发表非标审计意见、退出审计业务的措施来达到降低风险的效果。然而, 在实际运行过程中后者由于存在成本问题可执行性不高。所以, 多收取的审计收费可以看作会计事务所处理高风险业务所使用的风险控制策略, 该过程就涉及到判断客户会计稳健性和分析审计风险容忍度。我国经济发展过程中, 对会计事务所工作需求大, 存在较大的审计市场, 而会计事务所基本处于被选择的地位上, 并且会计事务所之间存在较激烈的竞争 (陈艳萍, 2011) 。会计事务所在审计收费上存在较大的差异, 一方面取决于自身的议价能力, 另一方面是客户的定价, 单纯地提高审计收费在很大程度上难以控制风险。针对客户要求保持一定的会计稳健性, 需要在审计过程中完成, 该措施能够发挥降低审计风险作用, 进而有效地降低风险溢价补偿。经过以上叙述可以获得假设1:

假设1:会计稳健性与审计收费负相关

经济市场发展导致了监管体制逐渐完善, 诉讼环境不稳定因素较多, 企业财务报告稳健程度要求越来越高 (Ball和Shivakumar, 2008) 。法律环境影响到财务报告稳健性, 在很大程度也决定了会计事务所受到诉讼的概率。而在相对法制完善、诉讼机制环境良好的地区, 会计师事务所受到诉讼的概率增大。美国在较早时间就开始法律体制建设, 因此, 其诉讼成本和法律风险相对较高, 这就促使企业为避免导致经济损失而制定的财务报表更稳健, 同时审计师行为的稳健性要求高 (Kothari等, 1988) 。通过分析我国审计市场可知, 政府管制导致了会计师事务所处于较低的法律风险环境中 (刘峰和许菲, 2002) 。并且, 不健全的注册会计师法律法规也使法律风险较低, 这些法规不具备较强的实用性, 对于审计质量规范不够严格。在此环境下, 会计师事务出现了单方面追求经济利益, 而不能按照工作职责进行对被审计单位调查。尽管在发现会计师事务所存在工作失误后会给予一定制裁措施, 但往往以警告、整改或通报批评为主, 违规成本偏低, 不足以引起会计事务所关注。此外, 考虑到诉讼程序及诉讼成本, 中小型企业很少对产生侵权的会计师事务所进行诉讼。针对同时发行A股和其他类型股票的企业, 不仅受到国内投资者和监管部门的监督, 而且要结合实施的国际会计准则, 定期向海外投资者汇报, 海外监管对企业要求更为严格。当企业的财务报告出现失误被泄露时, 上市公司和相应的会计师事务所就会遭到海外诉讼, 同时国内的监管部门和投资者也会加强对该企业的调查。境外监管会导致企业和会计事务所受到诉讼的概率增大, 审计风险较高。所以, 与这些企业合作的会计事务所要从会计稳健性和审计风险研究收费标准。经过以上叙述可以获得假设2:

假设2:对于同时发行A股和其他类型股票的企业而言, 会计稳健性与审计收费的负相关关系更明显

(二) 样本选取与数据来源

本文选取了1999至2006年在市的全部公司, 获得了相应的稳健性指标。同时对部分不可靠样本进行了剔除, 进行分析的最终样本有4627家。其中根据Wind数据库和上市公司年报, 获得了分析所用的审计收费数据。

(三) 变量定义与模型构建

根据Simunic审计收费模型, 本文所建立的研究模型具体如下:

其中, Ln Fee表示审计收费, Conserve表示会计稳健性指标, Type表示是否同时发行A股和其他类型股票, 其他表示控制变量。相对于纯A股企业审计收费, 同时发行A股和其他类型股票的企业更加复杂。所以, 在审计收费 (Auditfee) 项目中仅包括上市公司A股年报审计收费。通过进行对数化处理 (Ln Fee) 后进行审计收费的回归分析, 并且采用样本上下1%的处理实现数据的归并 (winsorize) , 从而有效地控制异常值对结果的影响。目前, 较为常用的稳健性衡量指标有许多, 本文分析应用Ahmend和Duellaman (2007) 模型作为稳健性分析指标, 该模型主要借助统计三年内应计项进行分析。考虑到1999到2006年后新上市公司或者这阶段退市影响到稳健性计量指标, 本文主要分析了1999到2006年在市的全部公司。其中, 应计项 (Acc1) = (净利润经营活动现金流量) /期初总资产, 累计应计项 (Cum Acc1) 表示3年应计项的累积。同时, 为了减小企业盈余管理中计量误差 (Cum Acc2) , 本文在计算应计项目中也采用非经常性损益前净利润。并且, 考虑到计算的简便性, 将三年累计应计项乘以1, Conserve表示稳健程度, 该数值 (Conserve1和Conserve2) 与稳健程度成正比 (Ahmend和Duellaman, 2007) 。在进行检验敏感性检验中, 主要参考其他稳健性指标。具体的变量定义如表 (1) 所示。

四、实验检验分析

(一) 描述性统计

通过表 (2) 可以看出, 不同的上市公司在审计收费中差异性明显。其中, 审计收费自然对数的最大值为16.95, 相比最小值为9.933。10%左右的上市公司被出具非标准审计意见。并且, 稳健性指标结果显示均值均在0以上, 证明了财务报告稳健程度高, 与曲晓辉和邱月华 (2007) 的研究相一致。11.3%上市公司Type为1, 这些公司由于同时发行A股和其他类型股票具备较高的诉讼风险。此外, 对于另外的基本面上样本公司同样存在差异性明显, 影响到审计收费和审计意见。相关系数最大未超过0.4, 不存在严重共线性。

(二) 回归分析

表 (3) 表示在Simunic模型下的回归分析结果, 其中, 应用两个稳健性计量指标检验所有的样本。交叉变量模型应用到全部样本。并且, Conserve为不显著的正系数。Type的回归系数都在0.01水平上高度显著, 这就说明同时发行A股和其他类型股票企业遭受诉讼风险更大, 会计师事务为了应对审计风险增加收取风险溢价。Conserve Type的系数显著为负就说明了稳健性较强, 能够有效地降低审计风险。然而, 对比Type=0和Type=1公司的回归结果, Type=0稳健指标Conserve为正不显著;而Type=1稳健指标Conserve高度显著为负, 这就说明稳健性只有在Type=1公司起到降低审计风险效果。该结果也就说明了稳健性作用与法律环境密不可分。处于国内A股市场的会计事务所, 不会因为审计失败而付出较大的代价, 审计费用也就不能体现出他们对稳健性的关注。所以, 稳健性与审计收费关系并不是理论上的负相关, 该关系有着一定的适用范围。然而, 对于同时发行A股和其他类型股票的公司, 受到海外监管以及诉讼风险较大, 财务报告问题会导致企业和事务所的诉讼赔偿责任, 产生重大的经济损失。因此, 针对财务报告稳健性有着特殊的关注, 并且说明了稳健性与审计风险存在作用关系。通过分析结果, 诉讼环境影响稳健原则作用的发挥, 并且诉讼风险较高环境更容易产生作用。通过表 (3) 分析结果证实了本文假设1和假设2。通过表 (3) 分析结果还可以发现, 审计任期 (Tenure) 、经营风险 (Lev) 、盈余管理的可能性 (Pre Loss) 、地区经济水平差异 (Locate) 、国际四大公司的声誉 (Big4) 、审计业务复杂程度 (Size、Sub、Inv和AR) 股权结构特点 (State) 等因素对审计收费影响显著。

(三) 敏感性检验

表 (4) 内包括对Type=1公司样本进行敏感性检验结果, 采用Conserve1。这些公司存在于部分直接聘请国际“四大”审计A股年报, 而“四大”审计公司审计收费明显不同于我国国内地区, 所以在聘请“四大”审计样本进行了剔除。经过分析获得Conserve的系数在0.01水平上显著为负, 与表 (3) 分析获得结果相吻合, 证实了本文提出的假设。系统性导致了非标意见的公司风险较高, 这与收取的溢价补偿费用有直接关系, 也就导致了其与普通企业存在明显差异, 所以非标意见的公司进行剔除, 并相应的进行了回归分析, 获得分析结果如表 (4) 第2列所示。Conserve的系数高度显著为负, 同样证实了本文提出的假设。针对存在破产风险的上期亏损的公司, 其面临继续亏损的概率较大, 同时盈余管理目的性强, 事务所遭受诉讼风险较高。所以, 在分析中上期亏损的公司进行了剔除, 并相应的进行了回归分析, 获得分析结果如表 (4) 第3列所示。Conserve的系数在0.01水平上显著为负, 同样证实了本文提出的假设上市公司更换会计师事务会导致企业的审计收费发生变化, 所以本文在分析中对更换会计师事务所的公司进行剔除, 获得分析结果结果如表 (4) 第4列所示。Conserve的系数在0.01水平上高度显著为负, 证实了本文提出的假设。本文在分析中剔除了会计师事务所为“四大”、非标审计意见、上期亏损、审计师更换的公司样本, 具体结果如表 (4) 最后一列所示, 回归结果依旧显示Conserve的系数高度显著为负, 符合上述分析规律。这就证实:针对同时发行A股和其他类型股票的公司, 稳健明显降低了审计风险。通过对比和分析表 (3) 和表 (4) 获得结果可知, 在一定范围内, 高审计收费和强制的稳健性存在替代关系, 并且, 会计稳健程度越高审计收费越低。

注:***, **, *分别表示在0.01, 0.07, 0.10水平上显著。下同。

(四) 样本自选择分析

在关于诉讼风险的研究中, 公司经营行为和审计师行为都会受到影响。例如, 诉讼风险高的环境中公司经营会充分考虑运行经济利益, 借助会计稳健程度实现提供企业的运行稳定。并且, 在此环境下, 审计师会采取出具非标审计意见和收取更多审计收费来防控诉讼风险。所以, 样本自选择可以从分析结果体现出来。在分析中采用Chaney et al. (2004) 提出的Heckman (1978) 二阶段回归方法检验了本文的问题。逆米尔森系数 (Inverse Mills Ratios, IMR) 主要根据建立的逻辑回归模型 (2) 估

根据获得分析结果, IMR系数均表现为不显著, 自选择问题在分析过程中不明显。然而, 在审计收费回归分析中, Conserve系数均表现为高度显著为负, 同样证明了会计稳健性与审计收费呈负相关性, 与上述证明相吻合。因此, 在本文的分析中不存在自选择问题。

(五) 内生性分析

内生性问题在分析中有重要影响, 通过选用联立模型进行了本文的内生性分析。根据表达式 (4) 和 (5) 可知, 模型 (4) 是研究审计收费模型, 模型 (5) 研究稳健性影响因素模型。

经过分析可知, Conserve的系数都显著为负的, 从而可以认为财务报告稳健性越高, 审计收费越低, 两者呈现负相关性, 与上述证明相吻合, 同时证明了上述不受内生性影响的结论。

(六) 其他稳健性指标检验

市值与账面值比 (M/B) 以及C_score是检验风险控制策略主要指标, 因此, 本文分析中选用这两种指标 (Khan和Watts, 2009) 。在本文的分析中, Conserve×Type都为负的回归系数。然而, C_score是分析中一定范围内的稳健性。可以看出, 非条件稳健性也严重影响了审计师风险判断结果, 其中包括研发费用和折旧计提等。因此, 结论和上述证明相吻合。

五、结论

经过本文的调查、分析和研究, 强制审计客户保持会计稳健性能够降低审计收费, 强制的会计稳健性与较高的审计收费这两种风险控制策略存在一定的替代关系;然而, 取代关系并不是在任何环境下都具有一致性, 与法制环境有较大关联, 在诉讼风险较高的环境下会计稳健性更能发挥降低审计费用的作用。传统研究会计稳健性仅限于企业层面, 本文主要从会计师事务所角度分析, 从而为研究会计稳健性对于审计风险控制影响提供参考。此外, 本文研究分析了不同的风险控制策略之间的相互关系, 说明其中存在的替代关系, 这就丰富了我国会计师事务所风险控制策略的研究理论。通过研究可知, 为了有效地达到控制审计风险的目的, 会计师事务可以采用强制客户保持一定的会计稳健性来替代收取较高的审计收费;企业为了降低审计收费和信息不对称成本, 可以采取保持一定的会计稳健性。

摘要：本文主要分析了我国在2001至2006年间上市公司的发展, 研究发现:风险控制策略能够降低审计风险, 主要借助于强制审计客户保持会计稳健性, 达到降低审计收费的目的;在实际运行中, 稳健性还与诉讼风险、法律环境有直接关系, 其作用范围仅限于同时发行A股和其他类型股票的企业;较高审计收费的风险控制策略与强制客户保持一定稳健性的风险控制策略之间存在替代关系。

关键词：风险控制策略,会计稳健性,审计收费

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[7]罗莉:《会计师事务所审计风险原因及建议》, 《财经界 (学术版) 》2010年第7期。

会计稳健性与公司风险 篇4

控制权竞争下的制衡股权结构是最优的股权结构。股权制衡是指控制权由几个大股东分享, 通过内部牵制使得任何一个大股东都无法单独控制企业的决策, 从而使大股东互相监督的股权安排模式。股权制衡能改善上市公司的治理结构, 它使得各大股东形成互相监督的态势。

制衡的股权结构下, 股东都有对稳健会计信息的需求, 稳健的会计信息对股东是有利的;同时, 制衡的股权结构下, 能形成稳健会计信息的有效供给。为了减少公司的代理成本, 大股东基于自身利益会起到抑制经理机会主义行为的作用。大股东会收集信息来监督经理, 利用投票权对经理施加压力, 甚至采取代理权竞争或者接管来剥夺经理的管理权。股权制衡促使企业提供稳健性较强的会计信息。股权制衡度较高的上市公司, 其会计信息具有较强的稳健性。

我们基于以上分析提出假设:

股权制衡度与会计稳健性正相关, 即其他条件不变时, 股权制衡度越高, 会计稳健性越强;股权制衡度越低, 会计稳健性越弱。

二、样本选择

本文将样本的选取期间定为2005~2008年。为了满足研究需要, 本文依据以下标准对初始样本进行了筛选: (1) 首先剔除2005~2008年被ST、PT的公司; (2) 剔除在2005~2008年新增的上市公司; (3) 剔除金融类上市公司; (4) 剔除关键财务数据缺失的公司。依据上述标准对样本进行筛选后, 最终获得样本4 346个。本文研究所用财务数据均来自上海万得咨询有限公司公布的上市公司年报, 本文采用SPSS13.0统计软件对相关数据进行处理和检验。

三、模型构建

Basu提出运用反向回归法估计会计盈余对收益等“好消息”和损失等“坏消息”的不对称确认程度, 并构建了如下回归模型 (简称“Basu模型”) :

Basu模型中, β1表示会计盈余对“好消息”的反应系数, (β1+β3) 表示会计盈余对“坏消息”的反应系数。会计稳健性可以用 (β1+β3) /β1来表示, 该指数表示会计盈余对“坏消息”的反应系数相对于其对“好消息”的反应系数的倍数。

我们不但可以运用Basu模型直接检验上市公司是否存在会计稳健性, 而且可以通过添加相关变量来检验这些变量对会计稳健性的影响。我们在Basu模型中加入股权制衡度及其与其他变量的交叉项, 从而构建以下模型:

其中:“Epsi, t/Pi, t-1”是“每股盈余/每股股价”, 为了减小异方差的影响, 本文研究使用“每股盈余/期初股价”;Ret是从t年5月至t+1年4月的年股票回报率;Dr是虚拟变量, 如果Ret<0, 取值为1, 否则为0;Bh为股权制衡度, 本文用第二至第十大股东持股比例之和与第一大股东持股比例之比表示股权制衡度。

模型 (2) 主要考察β1、β3、β7这三个系数的关系。预计β1和β3的符号为正号。会计稳健性可以用 (β1+β3+β7) /β1来表示, 该指数表示会计盈余对“坏消息”的反应系数相对于其对“好消息”的反应系数的倍数。如果该指数大于 (β1+β3) /β1, 则表示股权制衡使会计稳健性增强;反之, 则表示股权制衡削弱了会计稳健性。

四、实证检验与分析

1. 变量的描述性统计分析。变量的描述性统计分析结果如表1所示:

从表1可以看出, Eps/P的均值大于中位数, 说明其值为右偏分布, 共有368家公司的EPS/P为负, 约占全部样本的8.47%, 样本上市公司中大部分为盈利公司, 而亏损公司较少。Ret<0的样本公司有1 514家, 约占全部样本的34.84%, 接近一半的上市公司的年度个股收益率为负值。从波动性来看, 全部样本的股票收益率Ret的标准差是1.291 73, 远大于Eps/P的标准差0.059 54, 市场波动率大于会计数据, 符合Ball等 (2000) 所预期的新兴国家的资本市场特点。

Bh的平均值为0.700 11, 中位数为0.486 134。Bh大于1的样本公司有1 143家, 占总样本数的26.3%。也就是说, 26.3%的样本公司的第二至第十大股东的持股比例之和超过第一大股东持股比例, 另有73.7%的样本公司的第一大股东持股比例超过第二至第十大股东的持股比例之和。

2. 多元回归分析。表2是股权制衡度与会计稳健性相关关系的回归结果。

注:括号内为各系数的t值 (双尾) ;*、**表示在1%和5%的水平上显著。

在不考虑股权制衡前, 会计的稳健性系数为: (β1+β3) /β1= (0.481 41+0.083 74) /0.481 41=1.174。也就是说, 会计盈余对“坏消息”的敏感性是“好消息”的1.174倍。另外, 从表2可知, 加入股权制衡度这一变量后, 会计盈余对“坏消息”的反应程度为: (β1+β3+β7) /β1= (0.481 41+0.083 74+0.173 983) /0.481 41=1.535。这是原来的会计稳健性系数1.174的1.307倍, 股权制衡度对会计稳健性具有显著的正向作用。这个结果验证了本文提出的假设, 即股权制衡度影响会计稳健性, 若股权制衡度较高, 则会计稳健性较强。

3. 敏感性分析。

前文分析将股票收益率设为原始收益率, 为使研究结果更具完整性, 我们根据调整后的收益率进行敏感性分析, 所得结果与原始收益率类似。将模型 (1) 和模型 (2) 中Eps/P值位于上1%和下99%分位的值剔除, 所得结果分别与原结论无实质性差异。

五、结论

本文运用Basu模型, 将会计稳健性定义为会计报告对“坏消息”的确认比对“好消息”的确认更及时。借鉴Basu模型, 以2005~2008年我国沪深两市的上市公司为样本, 对股权制衡度与会计稳健性之间的相关关系进行了实证研究, 研究结果表明:股权制衡度与会计稳健性之间具有显著的正相关关系。

我国上市公司的股权高度集中, “一股独大”现象普遍存在, “一股独大”削弱了会计稳健性。改善公司治理结构, 增强会计稳健性, 必须从股权结构这一源头抓起, 要建立制衡股权结构, 努力使代表不同利益主体的若干个法人或自然人股东共同形成相对的股权制衡局面。具体来说, 一方面, 大力发展机构投资者;另一方面, 必须保证企业的国有资本都由确定的、排他性的出资人机构持有, 并能够履行股东职责, 确保代理人到位, 在公司治理准则制定、上市首发、增发和配股过程中进行股权制衡的指引。

本文研究主要存在两点不足: (1) 本文研究使用的是静态分析方法, 而股权制衡度对会计稳健性的影响可能是动态变化的, 本文研究没有用动态分析方法研究股权制衡度对会计稳健性的影响。 (2) 会计政策选择或许是有行业差异的, 行业因素可能会影响上市公司的会计稳健性, 本文研究没有考虑行业影响。如果将行业因素纳入模型中, 就能丰富这一领域的实证研究。

摘要：本文利用2005～2008年沪深两市A股上市公司的样本数据, 对股权制衡度与会计稳健性的关系进行了实证研究, 研究结果表明:股权制衡度会影响上市公司的会计稳健性, 股权制衡度越高的公司, 其会计稳健性越强。

关键词：股权制衡度,会计稳健性,Basu模型

参考文献

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[5].李增泉, 王志伟, 孙铮.掏空与所有权安排.会计研究, 2004;12

会计稳健性与公司风险 篇5

相关研究表明, 会计稳健性潜在的作用是减轻与管理者投资决策相关的代理问题。Ball和Shivakumar (2005) 认为如果管理者事前知道损失会以更快的速度在损益中得到确认, 他们会减少投资净现值为负的项目的可能性, 也会以更快的速度终止不良项目。就这种事前作用的影响, Watts (2003) 指出, 稳健性为董事会和股东提供了评估投资项目业绩的及时信息, 有利于他们对净现值为负的项目及时地采取纠正措施。

会计稳健性分有条件和无条件两类:无条件稳健性更加注重说明某些资产和负债计价的困难以及其对未来收益的影响;有条件稳健性则更关注在经理有动机高估会计数字的情况下, 能够抵消这种高估倾向, 从而增进契约有效性。两种稳健性最终都减少了利润和所有者权益, 但减少的时机很关键。理论和经验证据已经充分表明, 来自契约激励、法律和政治制度的约束都会促使管理层做出稳健的财务呈报。

本文将对公司未来盈利能力与会计稳健性的相关性进行考察, 以期发现稳健性减弱与投资决策相关的代理冲突而产生的效率, 着重关注无条件稳健性对投资效率的影响, 特别是管制因素即会计准则对稳健性经济后果的影响。

二、研究假设

已有的研究发现, 会计稳健性越强的企业, 在投资机会减少时会更及时地削减投资, 即投资效率更高, 稳健的会计原则能在公司事前避免让管理者选择净现值为负的项目, 或事后及时终止不利项目, 那么公司未来的盈利能力就会更好。当然, 稳健性也会让管理者放弃一些净现值为正的项目或提前终止短期内会导致现金流为负但长期却为正的项目, 这会抵消稳健性在监控投资决策上的优势。鉴于此, 本文提出假设1:会计稳健性越强的公司, 其未来的盈利能力更强, 即会计稳健性与公司未来盈利能力正相关。

徐晓东、陈小悦 (2003) 发现, 上市公司第一大股东的所有权性质不同, 其公司业绩、股权结构和治理效力也不同。非国有控股公司有着更高的企业价值和更强的盈利能力, 第一大股东在经营上更具灵活性, 公司治理的效力更高, 其高级管理层也面临着更多的来自企业内部和市场的监督与激励。国有控股公司的产权主体是具有多层委托代理关系的各级政府和主管部门, 而政府部门并不直接分享投资决策所带来的财富效应, 缺乏监督经理人的经济动机。因此易导致经理人的内部人控制, 经理人可能会以股东利益为代价, 利用对公司资本的超强控制为自己谋利, 致使公司整体绩效下降。现有许多文献表明, 非国有控股公司具有产权、剩余索取权得益人相对明晰等特点, 从而导致非国有控股公司具有更强的监督意愿。由此本文提出假设2:会计稳健性与公司未来盈利能力的相关性受股权性质的影响, 非国有控股公司的会计稳健性与公司未来盈利能力的相关性更强。

三、研究设计

借鉴Ahmed等 (2009) 的思路及Francis等 (1996) 的研究:市场回报率与资产减值的规模负相关, 预期股票回报率 (ret) 的系数为负;债权人出于谨慎性原则要求借款人及时确认资产损失, 以确保债权的收回, 因此预期财务杠杆 (lev) 的系数与未来减值发生的可能性正相关;收入增长率 (gr_saleit) 代表公司的发展阶段, 增长率越高说明公司处于发展阶段, 资产减值的可能性较低, 但收入的快速增长可能是由于公司激进的发展战略导致, 经营风险就会增加, 因此无法预期系数的方向;公司规模 (lnsizeit) 越大, 经营的范围越广, 经营风险也会增加, 预期系数为正;bid_askit、volatit代表信息不对称程度, 根据管理者“报喜不报忧”的心理倾向, 信息不对称程度越大, 计提减值的可能性越低, 预期系数为负;acit、herf10it、stateit、gpayit、tunnelit反映公司治理因素对资产减值可能性的影响, 管理费用越大, 管理者减少资产减值的动机越大, 预期ac的系数为负;股权集中度越高, 大股东对管理者减少资产减值动机的影响也越大, 因此无法断定系数的方向。股权性质对管理者的动机影响也是复杂的, 朱松、夏冬林 (2009) 发现国有控股的公司会计稳健性更强, 而朱茶芬等 (2008) 的结论却相反, 因此无法对该变量的系数方向进行预期;高管薪酬与公司业绩相关, 预期该系数为负;大股东占款会损害公司本身的经营, 降低资产质量, 增加资产减值的可能性, 预期该变量的系数为正。本文采用以下模型检验稳健性对公司未来盈利能力的影响:

profiti, t+3=β0+β1conbtmit+β2ave_profitit+β3std_profitit+β4levit+β5gr_saleit+β6lnsizeit+β7retit+β8acit+β9bid_askit+β10volatit+β11herf10it+β12stateit+β13gpayit+β14tunne lit+蒡δyear+蒡γindustry+εi, t+310j=223j=2

其中:profiti, t+3表示未来第三年盈利能力的因变量, 有三个财务指标可选用, 包括净资产收益率 (roe) 、营业毛利率 (gross) 、经营活动产生的现金净流量/平均总资产 (cfo) 。

conbtm是t年市净率的倒数乘以-1, 选择3年的差距是为了减少稳健性与收益率之间内在的机械性关联。

ave_profitit表示第t年至t-2年roe (或gross、cfo) 的均值, 根据Dechow等 (1998) 的发现, 跟预测当期的现金流量相比, 当期的利润对预期未来经营现金流量的预测更为准确, 其系数预期为正。

std_profitit是第t至t-2年ROE (或gross、cfo) 的标准差, 这是控制公司经营风险的指标, 公司的经营业绩变化越大, 说明之前的年度报告利润偏高或偏低, 其系数预期为负。

levit等于总负债/总资产 (lev1) 或长期借款/总资产 (lev2) , 资本结构可能影响投资承担的风险, 公司利用的债务融资越大, 越可能受到债权人的约束, 从事风险项目的可能性越低, 未来的盈利能力可能越低, 另外杠杆也能控制投资机会, 其系数预期为负。

gr_saleit控制企业所处的生命周期, 在成熟阶段收入增长率相对较低, 其系数预期为负, 用营业收入增长率表示;控制规模的影响, 取期末总资产的自然对数, 资产规模对利润有积极的影响 (Fama、French, 1995) , 其系数预期方向为正。

retit代表年度股票收益率, 控制市场反应对盈利能力的影响;bid_askit代表股票日买卖价差的年均值, volatit代表股票日收益率的年度波动率, 反映了信息不对称程度对盈利能力的影响;acit等于管理费用/总资产, 反映代理成本的影响, 其系数预期为负。

herf10it是股权集中度, 取公司前10位大股东持股比例的平方和;stateit反映股权性质的影响, 如果为国有控股公司, 取值为1, 非国有控股公司取值为0;gpayit是公司前3名高管年薪总额的自然对数, 其系数预期为正;tunneli, t代表大股东占款的影响, 等于其他应收款/总资产, 其系数预期为负。

γindustry是行业哑变量, 控制行业差异影响, 减少因行业差异引起的经济租金和成长机会的差异 (按证监会的行业分类标准, 将制造业继续划分为小类, 其他行业以大类为准, 共23个行业) 。

四、样本选择及变量描述性统计

本文以2001~2009年为研究窗口, 为保证变量滞后项的获取, 选取的样本时间区间实际上为2000~2009年。股票市场交易数据来自CAMAR中国股票市场研究数据库, 公司治理和财务报表数据主要来源于CCER金融研究数据库, 个别错漏之处通过查阅上市公司的年报予以补充纠正。为了消除异常值的影响, 本文采用winsorization的方法对异常值进行处理, 即对所有小于1%分位数 (大于99%分位数) 的变量, 令其值分别等于1%分位数 (99%分位数) 。本文的数据处理过程主要通过stata11.0软件完成。本文研究样本的筛选过程:剔除基本数据不全者;剔除金融保险行业和样本数量少于20个的行业;剔除ST、PT公司样本;剔除资产负债率大于1的样本;剔除营业收入增长率大于500%的样本, 最后样本数量为10612个, 涉及23个行业。表1是主要变量的描述性统计情况。

从表1来看, conbtm的均值 (中值) 是-0.372 (-0.337) , 最大值是196.078, 最小值是-1.922, 表明样本存在稳健性。为了剔除极值的影响, 本文对conbtm在1%和99%的水平上进行了winsorzation处理, 处理后均值 (中值) 是-0.394 (-0.338) 。代表盈利能力的三个指标, 即三年的roe、gross、cfo的均值 (中值) 分别是0.056 (0.067) 、0.247 (0.212) 、0.054 (0.052) , 未来的盈利能力的均值 (中值) 分别是0.03 (0.064) 、0.235 (0.2) 、0.055 (0.054) , 其中roe的持续性较低。按股权性质对主要变量进行分类, 并对其进行均值检验, 结果表明 (未列出) , 无条件稳健性和未来营业毛利率的均值存在显著差异, 其中国有 (非国有) 控股的无条件稳健性均值为-0.434 4 (-0.379 8) , t检验值为9.173, 即非国有控股公司的无条件稳健性显著大于国有控股公司。

五、实证结果和分析

由于对盈利能力的回归涉及前后5年的数据, 因此部分样本因数据缺失而被剔除, 最终的样本量为3 755个, 回归结果见表2。表2中的模型1是未来第三年的roe与当年稳健性及其他控制变量的回归 (控制时间和行业的影响) , 模型2是未来第三年的gross与当年稳健性及其他控制变量的回归, 模型3是未来第三年的cfo与当年稳健性及其他控制变量的回归。从表2的回归结果可知, 三个模型中会计稳健性 (conbtm) 的系数分别在5%、1%、10%的水平上显著为正, 表明会计稳健性越高的公司其未来的盈利能力越强, 从而验证了假设1。比较表2中的3个模型, 可以发现过去的盈利能力 (mv_roe、mv_gross) 与未来的盈利能力都有显著的正相关性, 说明盈利能力具有一定的持续性, 而这恰恰也是会计稳健性的体现, 即稳健的盈余是具有持续性的, 不容易反转。会计稳健性与未来营业毛利率的相关性最强 (系数为0.048, 在1%的水平上显著) , 其次是未来的经营活动现金流量比例 (系数为0.026, 在1%的水平上显著) 和净资产收益率 (系数为0.088, 在5%的水平上显著) 。

注:括号内的数值代表t检验值;***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著, 下同。

由表3的回归结果可见, 考虑股权性质的影响后, 会计稳健性与公司未来净资产收益率的相关性发生了较大的变化, 分类后conbtm的系数不再显著。

同时也可以看出非国有控股公司的稳健性与未来盈利能力的相关性更强, 特别是与营业毛利率的相关性, 二者有较大差异, 在均值检验中就可以发现非国有控股公司的毛利率显著高于国有控股公司, 在控制其他因素影响后, 非国有控股公司的稳健性仍然对于未来毛利率有着更为显著的积极影响, 说明无条件稳健性程度越高, 未来收益率就越可能更高, 支持了假设2。

为了提高研究结论的可靠性, 本文采用roa (总资产收益率) 对假设进行检验, 结果类似, 支持假设1和假设2。

六、研究结论

一般认为, 无条件的会计稳健性关注稳健性对资产、负债估价的影响及其对未来收益的影响, 在公司治理中可以发挥对管理层的监控职能, 减少非效率投资。

本文以我国2001~2009年上市公司的经验数据为样本, 通过实证研究发现, 在控制了其他影响公司盈利能力和资产减值的因素 (包括公司规模、营业收入增长率、利润的波动性、市场回报、公司治理因素、行业和年度效应) 后, 无条件会计稳健性与公司未来盈利能力有着显著的正相关性, 但受股权性质的影响, 非国有控股公司的稳健性水平与未来盈利能力相关性更强, 说明稳健的会计信息是决策有用的, 符合投资者的要求。

【注】本文受广西教育厅科研立项项目 (编号:201106LX-025) 、广西大学科研项目 (编号:X081022, XBS1100005) 资助。

摘要：本文以我国2001～2009年上市公司的经验数据为样本进行研究发现, 在控制了其他影响公司盈利能力和资产减值的因素后, 无条件稳健性与公司未来盈利能力有着显著的正相关性。受股权性质的影响, 非国有控股公司的稳健性水平与未来盈利能力相关性更强, 说明稳健的会计信息是有用的, 符合投资者的需求。

关键词：会计稳健性,有条件稳健性,无条件稳健性,盈利能力,股权性质

参考文献

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会计稳健性与公司风险 篇6

关键词：会计稳健性,自由现金流,投资行为

在公司财务报告的拟定过程中,会计稳健性是其中的重要内容和属性,对公司财务管理有着重要影响,会计稳健性可反映出公司投资环境的优劣以及对风险的预警能力。公司的进行投资时要充分考虑各种不确定因素,既不能高估资产和收益,也不能低估负债和费用。因此,公司在选择会计政策时,较高会计稳健性的是投资可比性和一致性的重要保证。具备稳健性的财务报告同时也具有透明性和公正性,是资本市场中信息来源的基准。本文从公司投资行为研究会计稳健性和自由现金流的代理成本的影响。

一、会计稳健性

(一)会计稳健性的概念

会计稳健性是公司财务管理过程中的一种有效的契约证明手段,在对公司信息进行及时披露的同时还能避免代理成本过高,缓解管理层与股东之间的利益冲突。会计稳健性的发展历史悠久,对公司财务影响重大。公司投资时应提高会计稳健性,提高产权性质。当公司面临自由现金流向投资倾向过渡时,公司对会计稳健性的需求有所增加,会计稳健性通过改善公司的投资决策从而提高公司投资的价值。会计稳健性根据性质差异分为条件稳定性和非条件稳定性,因此,公司在进行投资决策时,必须要以公司的实际资金流情况为前提,有针对性的制定出适合公司战略发展的会计准则,以便于更好的、更有效的、更科学的发挥会计稳健性治理非效率投资的功能。

(二)会计稳健性的作用

1、会计稳健性可以有效的抑制自由现金流的过度投资

会计稳健性对公司的经济损失有及时确认功能和公司治理功能,因而,在公司投资之前降低管理者投资净负债项目的机率,在投资之后引导管理者更快的对差项目的投资进行终止,并对公司董事会、债权人的投资行为进行监督。根据研究显示,会计稳健性可以有效的抑制自由现金流的过度投资。同时,公司投资面临各种不确定因素和问题,政府的控制可以对会计稳健性和过度投资之间起到积极促进作用。

2、会计稳健性能够约束融资导致的投资不足行为

尽管会计稳健性从理论上能够减轻公司在外部融资的逆向性选择,有助于解决公司外部昂贵的融资问题,缓解投资不足。但是,如果公司外部的资金供应者不能够识别公司融资会计稳健性,导致会计稳健性不被定价,会产生对利润、净资产的低估,对公司外部融资带来不利影响,加剧资金投资不足。根据研究数据表明,会计稳健性能够约束融资导致的投资不足行为。政府控股影响公司、商业银行之间的债权债务关系,因而导致了会计稳健性对公司投资不足的不利影响。

二、自由现金流的代理成本

(一)自由现金流的代理成本的概念

在公司财务管理工作中,对自由现金持有量进行核算是一项重要内容,由于公司资产中现金具有较强的流动性,公司在经营过程中会有一定的投资行为和预算支出,若公司资金周转出现暂时性短缺,但短时间内又无法筹措到所需资金时,会导致财务风险,严重的甚至会造成公司破产。同时,公司的现金持有量会转化为成本支出,不利于公司盈利,也与效益最大化的经营目标相悖。因此,公司必须对风险与收益平衡进行严格把控,保证现金持有量处于最佳水平。自由现金流存在广义与狭义的区别,目前通常所谓的自由现金流属于广义概念,大致上包括现金和与其等值的物品,例如等价物、银行存款,其他固定的保值资产等。

(二)自由现金流的代理成本的作用

1、交易

满足公司的日常开支和消费需求,例如购置生产材料、支付企业员工薪资和股东分红等等。

2、预防

防止意外发生时的需要,由于市场行情的不确定性和变化性,公司除了需保有能应付正常业务活动开销的现金量外,还需预存一部分应急资金,抵御突发事件对公司造成的财务影响,例如自然灾害、客户延期付款、资金运转不畅等。

3、投资

公司投资行为和预算支出,利用未来能够获得利润的投资机会。

(三)自由现金流的代理成本的措施

在公司的长远发展规划中,自由现金流具有重要的指导意义,因此,公司要高度重视自由现金流的代理成本问题。为了缩减公司自由现金流的代理成本,可从以下方面进行:

1、增加公司负债筹资在资金链中的比重

公司拥有大量的自由现金流,管理人员可通过对股东承诺提高未来股价的措施来提高未来支出的现金流。但是这种方法不具有强大的约束力,在各种不确定因素存在的情况下未来股利可能被削减。公司通过负债筹资方式,必须合理安排利息和本金的使用,否则会造成公司破产。除此之外,负债还会引发公司的财务危机,这就提醒管理者要作出科学、有效的投资决策。

2、增加公司管理者的持股比例

在公司管理者持股比例增加的前提下,管理者会为了实现公司盈利最大化而采取一系列措施,在此过程中,管理者自身承担了自由现金流的部分成本开支,使公司股东利益和管理者的利益基本保持一致。可通过股票期权奖励、杠杆收购等方法解决管理者持股比例,缓解自由现金流的代理成本问题。

3、改善公司管理结构,对投资决策提供帮助

公司的管理结构是影响自由现金持有量的重要因素,公司内部的多余现金可以缓解自由现金流的代理成本的问题。目前,我国公司管理结构不完善,导致部分股东之间的利益难以实现,所以要改善公司管理结构,进一步完善公司内部管理机制,公司最佳自由现金持有量对财务有着重要影响,管理者要非常了解公司自由现金流的代理成本,运用自由现金流模式确定投资,在进行投资决策时提供大力支持。

四、案例分析

我国大多数公司广泛存在自由现金流的问题,导致公司过度投资和投资不足,甚至导致公司破产。

高效的会计稳健性可以科学的抑制非效率投资,缓解委托与代理之间的冲突。在公司投资相同的自由现金流代理成本下,采取高效的稳健会计政策,可以保证公司降低出现投资过度和投资不足情况发生的可能性。

案例:选取A、B两家公司作为研究样本进行分析。A公司在投资时考虑会计稳健性和自由现金流的代理成本;B公司在投资时按照传统的投资模式进行。

A公司有效防止投资不足和投资过度的概率,同时较高会计稳健性对经济投资活动中进行不确定性、风险性的谨慎反应,有效的降低风险的发生,实现公司运营利益的最大化。

通过研究发现,会计稳健性可以有效的抑制自由现金流的过度投资,能在一定程度上约束融资导致的投资不足行为,为投资决策提供大力支持,降低风险的发生,实现公司利益的最大化。

五、结束语

在我国,公司管理者学会对会计稳健性与自由现金流的代理成本对公司投资行为的影响分析。完善会计稳健性对公司财务报告信息披露系统,确保公司财务的安全性、可靠性。公司自由现金流的持有量,对管理者进行投资行为具有重要启示。重视会计稳健性与自由现金流的代理成本工作,改善公司管理结构,积极推动公司的发展。

参考文献

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会计稳健性与公司风险 篇7

随着我国资本市场的不断发展, 企业对资金的需要也越来越多, 首次公开募股 (Initial Public Offerings, 简称IPO) 是企业融资的一种重要渠道, 同时能优化企业的资本结果, 提高企业的资信等级、企业市场占有率和竞争地位。近年来, 国内IPO市场也随着证券市场的发展而壮大, IPO市场在为企业提高造血功能来源的同时, 如何使得企业在IPO融资后得到更好、更快地发展, 募集资金是否能够有效利用, 这些仍然是我们需要回答和解决的问题。从理论上讲, 通过股票上市能够为企业带来诸多的优越性, 募集的资金将会帮助企业在短时间内迅速扩大企业规模, 提高市场竞争力, 因而IPO后的上市公司应该具有比IPO前更好的经营业绩。但国内外研究学者均发现, 无论是发达国家的资本市场还是新兴的亚洲市场, 都不约而同地出现IPO后经营绩效下滑的现象, 即“IPO效应”。经过全球多位专家和学者的研究验证了IPO效应已经成为了一个公认的普遍现象。大多数关于IPO效应的研究都集中在IPO效应的存在与否以及IPO效应的影响因素上, 对于IPO效应成因大多也集中在行业、政策、股东比例、创投机构、公司规模等上, 却很少有从会计稳健性角度来分析。然而, 会计稳健性是财务报告最重要的特征, 会计稳健性对企业的经济活动有着重要的影响。本文研究能在一定程度上填补这块研究的不足, 可以为规范企业的IPO行为、提高IPO募集资金使用效率、弱化IPO效应、保持资本市场的稳定起到一定的作用。

二、理论分析与研究假设

关于IPO效应的理论解释, 目前国内外学者的主流观点主要有:一是机会之窗, 即IPO公司的管理层会选择公司在业绩最好的时候进行上市融资;二是过度粉饰, 即IPO公司的管理层为了能在上市时获得更高的股票估值, 通过相对合理的会计操纵, 高估其上市前的经营业绩, 这导致了上市后业绩水平无法超过上市前的业绩水平、甚至会显著低于上市前的业绩水平;三是代理理论, 即公司在IPO上市后, 原有股东和管理层的权益被迅速稀释, 导致了管理层和外部股东的利益冲突, 代理成本增加。如果双方的利益方向不同, 管理层的投资行为以其自身利益考虑, 会投资风险较大、收益较高的项目, 但这样可能会导致公司现金流投向于股东不利的方面, 从而使公司上市后的业绩水平下降;四是内部控制失效, 即公司在上市后获得了较多的资金, 但由于内部激励机制和内部治理的失效, 可能投资失败, 公司业绩也可能遭受大幅度的下降。契约理论认为企业是建立在委托代理机制下的, 由股东、经理人、员工、债权人、供应商及社会公众等利益相关者参与的一系列契约的缔结。由于信息不对称, 且委托人和代理人之间的目标函数不一致, 所以代理人以牺牲委托人的利益为代价从而追求个人私利的现象时常发生。为此, 委托人必须寻求有效的监督机制来缓解代理人的代理成本这一问题, 其中会计稳健性就是其中机制之一。Basu (1997) 将会计稳健性界定义为对好消息的确认比对坏消息的确认采用更加严格的标准。会计稳健性能够降低代理人和委托人之间的信息不对称程度, 从而有助于创造一个更具信息含量的资本市场。在信息不对称的情况下, 管理层有动机通过有选择地隐瞒坏消息, 提前披露好消息来高估业绩, 他们希望当期没有披露的不良业绩能够被将来的较高业绩所掩盖。如果管理层能够将坏消息隐瞒到未来期间, 那么这些坏消息会在公司里不断积累。当坏消息的积累达到一定程度时, 公司的业绩将会大幅度下降, 这会在短期内反映在证券市场中, 导致公司股票出现股价大跌。而会计稳健性对损失和收益确认的非对称可验证性的要求, 能够加速财务报告对损失的确认, 推迟对收益的确认, 这就对管理层提早披露好消息而隐瞒坏消息的倾向起到了一种抵消作用。因而, 企业的会计稳健性水平越高, 就越严格地要求管理层及时确认损失, 严禁采用激进的会计政策以增加盈余, 一定程度上能约束管理层滥用会计应计增加收益, 坏消息被隐瞒和积累的可能性就越小, 能显著降低公司高估盈余的能力, 今后发生业绩大幅度下滑的可能性也就越小。因此, 基于上述理论, 本文提出假设:

假设:会计稳健性与企业IPO效应间负相关, 即会计稳健性水平越高, 企业IPO效应越低

三、研究设计

(一) 样本选取与数据来源

考虑到研究需要IPO前后两年的财务数据, 本文选取新会计准则颁布实施后2009-2012年我国所有A股首次公开发行的上市公司为研究样本, 共885家, 剔除ST*、ST类特别处理的上市公司和数据缺失的上市公司后, 最终得到449个观测样本。研究数据主要来源于CSMAR数据库和WIND数据库, 数据处理及模型统计检验采用EXCEL2013、MATLAB7.0和STATA12.1统计软件。

(二) 变量定义与模型构建

(1) 变量定义。第一, 被解释变量。本文借鉴黄碧 (2008) 、杨亦民与胡晟姣 (2008) 、杜传文和叶乃杰 (2010) 等的研究, 采用净资产收益率 (ROE) 指标来衡量A股上市公司IPO前后的业绩, 反映其所有者权益的投资报酬率, 具有很强的综合性。由于中国上市公司IPO前后存在高位和地位两个业绩分离区, 并且它们各自内部的变化不显著, 所以我们可以采用公司IPO前两年的净资产收益率的中位数与公司IPO当年及后三年的净资产收益率的中位数的差值来度量上市公司的IPO效应值。用公式表示即IPOi=ROEi, 1-ROEi, 0, 该值越大表示IPO效应越明显, 在这里ROEi, 1表示i公司IPO前两年的净资产收益率的中位数值, ROEi, 0表示i公司当年及后三年的净资产收益率的中位数值。第二, 解释变量。本文选取Khan&Watts (2009) 方法作为对会计稳健性度量的指标。Khan&Watts在Basu (1997) 模型的基础上, 选取公司规模 (Size) 、股东权益的市场价值与账面价值比率 (M/B) 、资产负债率 (Lev) 的线性组合作为好消息与坏消息的工具变量 (IV) , 代入Basu (1997) 模型, 采用横截面数据分年度进行回归, 估计出坏消息的增量反应系数值λi (i=1, 2, 3, 4) , 然后将λi代入C_Score模型, 从而得出每个公司各年度的会计稳健性指数。会计稳健性指数的计算方法如下:

其中, 表示i公司第t年的每股收益, Pit-1表示t-1年度末的股票收盘价Rit是t年买入并持有的股票年度收益率, 且。Dit为虚拟变量, 当Rit<0时, 赋值为1, 否则为0。模型 (1) 中β2表示对好消息确认的及时性, β2+β3表示对坏消息确认的及时性, β3表示坏消息比好消息确认及时性的增量效应, 所以用β3是否显著大于零来衡量会计稳健性。Khan&Watts运用上述公司特征的三个工具变量的线性组合来构造对好消息与坏消息确认的非对称及时性, 用G_Score表示盈余对好消息的反应程度, C_Score表示盈余对坏消息反应的增量程度, 用来衡量公司的稳健性。

将 (2) 式和 (3) 式代入 (1) 式, 得到方程 (4)

考虑到方程 (4) 中存在收益与公司特征的交互作用项, 所以额外加入公司特征的控制变量。运用模型 (4) , 采用年度横截面数据进行回归, 估计出每年的系数λ1、λ2、λ3、λ4, 再将各年的系数代入方程 (3) 中, 从而估算出每个公司各年的会计稳健性指数。第三, 控制变量。根据已有研究文献, 本文考虑了会计师事务所声誉、主承销商声誉、有无风险投资公司、融资规模、控制人类型、第一大股东持股比例、行业和年度等控制变量。变量定义见表1。

(2) 模型构建。为了研究会计稳健性对IPO效应的影响, 本文拟采用多元线性回归的方法检验会计稳健性对IPO效应的影响程度, 建立如下研究模型:

其中, 被解释变量为IPO, 表示IPO前后公司业绩的下滑程度, 即IPO效应程度。模型中我们主要检验解释变量会计稳健性 (C_SCORE) 是否降低IPO效应。为了使模型设定更加符合经济理论和实际情况, 同时参照黄碧 (2008) 、范志敏 (2009) 、刘奕洵 (2011) 等研究设计, 我们在模型中加入了会计师事务所声誉 (AUDIT) 、主承销商声誉 (SPONSOR) 、有无风险投资公司 (VC) 、融资规模 (NF/TA) 、控制人类型 (STATE) 、第一大股东持股比例 (BIG) 作为控制变量。进一步地, 我们也加入了年度虚拟变量和行业虚拟变量来控制行业效应和年度效应。

四、实证分析

(一) 描述性统计

表2报告了主要研究变量的描述性统计。从结果中可以看出, 被解释变量IPO效应的标准差为0.034, 表明观测样本的IPO效应存在较小差异。会计稳健性水平 (C_SCORE) 的最大值为0.030, 最小值为-0.052、平均值 (中位数) 为0.010 (0.011) , 表明观测样本上市公司的会计稳健性水平存在一定的差异。上市公司的审计机构声誉 (AUDIT) 的平均值 (中位数) 为0.040 (0) , 表明观测样本大部分审计机构不是国际四大会计师事务所。主承销商声誉 (SPONSOR) 的均值 (中位数) 为0.459 (0) , 标准差为0.499, 表明观测样本大部分主承销商不是排名前十的承销商, 各上市公司的主承销声誉存在较大的差异。有无风险投资公司 (VC) 的均值 (中位数) 为0.786 (1) , 表明大部分样本公司都有风险投资机构。融资规模 (NF/TA) 最大值为0.802, 最小值为0.006, 标准差为0.161, 表明样本公司IPO时的融资规模存在一定的差异。控制人类型 (STATE) 的均值 (中位数) 为0.060 (0) , 表明大部分公司不是国有企业。第一大股东持股比例 (BIG) 的平均值 (中位数) 为46% (45.1%) , 表明观测样本的股权集中度较高。主要变量直接的Pearson相关系数见表3。可以看出, 会计稳健性与IPO效应之间存在着显著的负相关关系, 因此这初步验证了我们的假设。同时IPO效应与审计机构声誉、主承销商声誉、有无风险投资公司、融资规模、控制人类型及第一大股东持股比例等变量之间都存在显著的相关关系, 故采用多元线性回归模型是合适的。

注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上的统计显著性。下同。

(二) 回归分析

会计稳健性与IPO效应的多元线性回归结果见表4。可以看出, 模型的整体F值是显著的, 调整的R方为0.315, 自变量对因变量的解释效果总体而言较好。会计稳健性的回归系数为-0.1079, 且在1%的水平下显著, 表明越稳健的上市公司IPO前后业绩变化越小, 即IPO效应越低, 进一步验证了本文的假设。同时研究结果表明, 审计机构的声誉和有无风险投资在5%水平上与IPO效应显著负相关, 融资规模在1%水平上与IPO效应显著负相关, 控制人类型在1%水平上与IPO效应负相关, 主承销商声誉和第一大股东持股比例与IPO效应负相关, 但统计结果并不显著。

(三) 稳健性检验

为了考察研究结果的可靠性, 本文还进行了敏感性分析。我们采用Givoly and Hayn (2000) 非经营性应计项目计量模型来度量会计稳健性指标:会计稳健性 (C_SCORE) =- (非经营性应计项目/企业的期初总资产) 。检验结果表明会计稳健性仍然与IPO效应显著负相关, 即越稳健的公司IPO效应越低, 控制变量的结果也基本与先前的结果保持一致。敏感性测试的结果说明本文的实证检验结果和结论具有较高的稳定性和可靠性。

五、结论与启示

(一) 结论

本文通过对样本公司数据的实证分析得出结论:公司的会计稳健性水平越高, IPO后业绩下滑程度越低;审计机构的声誉、主承销商的声誉越高, IPO效应越低;有风险投资公司的企业比没有风险投资的企业IPO效应越低等。

(二) 启示

本文研究启示: (1) 对我国上市公司而言, 提高会计稳健性水平有助于缓解经理人与股东之间的代理问题、提高信息的披露程度, 降低信息的不对称, 抑制公司的不良行为, 进而避免公司出现大幅度的业绩下滑现象; (2) 如何降低中国上市公司的IPO效应, 保证我国证券市场长期持续地健康发展, 不但要进一步加快发行制度的市场化进程、强化中介机构的法律责任, 而且应该从公司自身内部进行明确的要求和规定。

参考文献

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会计稳健性与公司风险 篇8

一、文献综述

针对管理层持股与会计稳健性的研究并不是太多, 而且得出的结论也不尽相同。例如, 国外学者Ryan和Sugata (2007) 研究显示管理层持股与会计稳健性之间存在负相关关系, 在将相关变量控制之后, 所得出的结论保持一致。我国学者温章林 (2010) 通过在Basu模型中添加管理层持股变量的方式研究了管理层持股与会计稳健性的关系, 也得出了二者之间存在负相关的关系。吕先培等人 (2011) 通过非线性回归等方式得出高管持股与会计稳健性之间存在倒U型的非线性关系。综上所述, 不同的学者以不同的研究对象、不同的研究方法所得出的结论也是不一致的, 而且前人研究的对象基本上都是整个资本市场的上市公司, 在研究对象所属的行业方面并没有一个精准的划分。众所周知, 行业差异性的存在可能会导致企业在出具财务报告时所依据的准则以及面临的政治法律环境不一致, 所以在得到的结论方面或多或少都会存在误差。因此, 本文以建筑业的上市公司为研究对象, 实证研究建筑业上市公司管理层持股与会计稳健性的关系, 有助于该类上市公司寻找到一个最佳的股权激励水平及提高企业会计稳健性, 进而达到企业价值最大化。因此具有一定的理论意义和现实意义。

二、理论分析与研究假设

现代企业制度的建立导致两权分离现象的产生, 企业的经营权和所有权分别由不同的人所掌握。股东 (委托人) 希望经营者能够努力工作并以股东价值最大化为目标, 而管理者 (代理人) 希望自己的付出能够得到同等价值的回报。正是由于二者的目标不一致以及信息不对称等因素的存在, 导致委托代理成本产生。股东为了缓解代理冲突、降低代理成本而授予管理者一定的剩余索取权, 促使双方利益趋于一致。当管理者持股数量较低时, 其会选择较为稳健的会计信息, 因为选择不稳健的会计信息会带来一定的法律风险, 权衡收益与损失, 管理者会做出较为稳健的选择, 即选择稳健的会计政策及提供稳健的会计信息。当管理者持股数量较高时, 会产生管理者防御效应。这间接的说明了管理者持股比例较高时, 会对公司的治理水平产生负面的影响。Gabrielsen (2002) 发现, 在丹麦的公司中管理层持股比例与会计盈余价值负相关, 且管理层持股比例与可操纵盈余正相关, 在一定程度上说明管理层持股比例与会计信息质量负相关。根据以上分析, 提出假设:管理层持股数量与会计稳健性之间存在负相关关系。

三、实证研究设计

(一) 样本数据。

本文选取2013-2015年度建筑业上市公司的财务数据为研究对象, 并按照以下方式进行筛选:1.剔除样本缺失的观测值;2剔除ST公司数据, 这类数据的异常可能会影响实证结果。最终得到71家建筑业业上市公司的193个样本观测值, 本文数据均来自于国泰安数据, 并以stata及excel软件进行处理。

(二) 模型设计与变量定义。

本文选取Basu (1997) 提出的反向回归法来测量会计稳健性的存在。此外, Basu模型不仅可以用来检验会计稳健性的存在, 还可以添加相应的变量, 来考察该变量对会计稳健性的影响。所以本文在Basu模型中加入管理层持股变量, 以及其他交叉变量。因此, 模型设置如下:

其中EPS表示每年的每股收益;P表示每年年初的股价;RET表示每股收益率;DR表示哑变量, RET<0时, DR等于1, 反之为0;CG表示管理层持股数量。此外, 其中系数a3表示相对于好消息, 坏消息对会计盈余反映的增量, 若其符号为正表不存在会计稳健性;反之存在会计稳健性。系数a7表示管理层持股对会计稳健性的影响, 若符号为正表明管理层持股对会计稳健性产生了正面积极的影响;反之是负面的影响。

(三) 实证结果分析。

1.相关变量的统计性分析。由表1可以看出, 样本公司中RET的最大值为0.38, 最小值为-1.22, 均值为0.04, 可以看出建筑业收益率并不是太高, 样本公司之间收益率差距过大;管理层持股CG的最大值为0.68, 最小值为0, 均值为0.11, 可以看出建筑业上市公司管理层持股比例并不是太高, 零持股的现象依然存在, 这显然不利于上市公司的长远发展。2.回归结果分析。从表2中的回归结果 (1) 可以看出, DR*RET的系数为0.0852, 且在1%的水平上通过检验, 表明相对于好消息, 会计盈余对坏消息的反应要更敏感说明建筑业上市公司是存在会计稳健性的。此外在加入了管理层持股变量后, 可以发现RET*DR*CG的系数为-0.0369, 且在5%的水平上通过了检验, 这表明管理层持股会对会计稳健性产生负面的影响, 即管理层持股与会计稳健性之间存在负相关的关系, 即管理层持股数量越高, 企业会计稳健性越低;管理层持股比例越低, 会计稳健性就越高。

四、结论及建议

本文以Basu模型作为测量会计稳健性的方式, 以2013-2015年度建筑业上市公司的财务数据为研究样本, 实证研究考察了管理层持股与会计稳健性的关系。研究结果显示, 建筑业上市公司整体上存在会计稳健性, 然后在Basu模型中加入了管理层持股变量后, 发现管理层持股对会计稳健性产生了负面影响, 即管理层持股与会计稳健性之间存在负相关关系, 即管理层持股越高, 会计稳健性越低;管理层持股越低, 会计稳健性越高。针对以上结果, 本文提出以下几点建议:1.完善独立董事制度, 增加独立董事在董事会中所占的比重, 制约管理层因持股比例过高而做出有损企业会计稳健性及企业价值的行为;2.加强监管, 完善相关的法律建设, 提高管理层的法律成本, 从法律上防止管理层采取粉饰报表等不稳健的行为;3.加强员工的薪酬激励, 从根本杜绝类似行为的发生。

摘要：本文以2013-2015年度建筑业上市公司为研究对象, 实证研究考察了管理层持股与会计稳健性的关系。研究结果显示, 建筑业上市公司整体上存在会计稳健性, 然后在Basu模型中加入了管理层持股变量后, 发现管理层持股对会计稳健性产生了负面影响, 即管理层持股与会计稳健性之间存在负相关关系, 即管理层持股比例越高, 会计稳健性越低;管理层持股比例越低, 会计稳健性越高。

关键词：管理层持股,会计稳健性

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