盈余质量分析

盈余质量分析（共12篇）

盈余质量分析 篇1

作为会计信息的重要组成部分,会计盈余代表了最典型的会计确认和计量,是会计信息使用者评价一个公司业绩的最重要、最综合的数据。本文通过对盈余质量和盈余持续性的分析,从源头上防范盈余管理行为,提高盈余数据信息质量,使其更能真实地反映公司实际业绩。

什么是盈余质量?目前关于盈余质量的定义在学术界仍然没有统一,但是具有代表性的有两种:一种是从盈余信息的决策相关性角度,即当期盈余的现金保障性;另一种定义是从盈余管理的角度来定义盈余质量,即当期盈余反映企业的真实经营业绩的程度。会计盈余虽然是对企业历史经营成果的反映,但是它提供了预见企业未来发展前景的基础,从而为决策者提供决策信息。笔者认为:盈余质量的衡量标准就是盈余的预测价值,即盈余的持续性水平,它可以综合反映盈余各项具体的信息。

一、盈余质量与盈利能力

上市公司的盈利能力一般是指上市公司赚取利润的能力,这是一个非常重要而敏感的信息。盈利能力指标是以权责发生制为基础,以资产负债表和利润表所列示的各项财务数据为基本依据,通过计算与分析得到的反映该公司在一定时期内获取利润能力的评价结果;而盈余质量指标是公司盈利水平的内在揭示,是在盈利能力评价的水准上,以收付实现制为计算基础,通过一系列现金流量指标与资产、损益指标的比较和各项资产利用效率等的反应,对公司盈利水平进一步修复与检验,从而反映公司获取的收益质量如何的一种评价结果。

理性的投资者关注的是上市公司当年的盈利状况及未来的发展能力。盈余质量和盈利能力在说明上市公司的投资价值时是相辅相成的,必须将两者结合起来考虑。一家公司的盈利能力强,并不一定说明该公司的盈余质量令人满意,超正常的盈利能力可能是因为某些投机性项目所形成的,并不能保持持久的盈利状况。反之,一家公司的盈余质量好,也并不能说明该公司的股票具有投资价值,往往只能说明该公司的报告业绩比较接近真实而持久的盈利能力而已。

二、盈余质量与盈余管理

盈余管理是企业的一种内部管理行为,是一种管理过程。由于大多数盈余管理活动都会影响会计数据的真实性,因此,这就影响了会计信息的决策相关性。由于大多数盈余管理活动会使得会计数据变的不是很可靠,而失去了可靠性的盈余数字是很难称得上有相关性意义的,因此,盈余管理活动是产生盈余质量低下的原因之一。当然,影响盈余质量的因素不仅仅是盈余管理活动,还有诸如公认会计准则、信息监管条例也都会影响到企业最终的盈余质量结果,但是盈余管理活动无疑是影响盈余质量的比较重要的因素之一。

三、盈余质量与盈余持续性

“收益质量”分析最著名的倡导者之奥格洛弗(O'Glove),在他颇有影响力的投资咨询报告《收益质量》中详细提出了收益构成的分析方法,以便评价报告收益的持久程度,将收益的持久性作为盈余质量的主要问题。从盈余的时间序列角度考虑,盈余的持续性是指导致当前盈余变动的事件或者交易能够影响未来盈余的时间长短及稳定程度。从目前资本市场的情况来看,投资者获得企业盈余信息的主要途径就是通过企业的报表。要想通过报表得知企业盈余的持续性信息,首先至少要保证盈余数字信息的真实性,及投资者要甄别企业是否存在盈余管理活动;在此基础上,企业的各种利润构成以及利用资产获得利润的能力,即盈利能力,表明企业为未来发展提供了多大的基础和能量。因此,对盈余的持续性进行度量是企业各种综合素质和发展能力的体现,对企业未来盈余有较强的预测价值。

四、盈余持续性的影响因素分析

我国企业中能够一直保持良好成长态势的企业较少,许多企业由于成功开发了某一技术或产品,从而迅速成为明星企业,但是由于企业的创新能力以及管理效率等因素,又迅速沦落为流星企业,因此,企业成长的持续性较差。分析其原因,主要以下几个方面:

(一)资本依赖程度

企业的盈余成长及持续性离不开资金资源的支持,缺少了资金资源支持的企业,盈利持续就失去了动力。企业的资金来源主要为投入资本和内部的留存收益,企业的投入资本在一定的时间内是固定不变的,真正可持续的资本资源是来自企业的留存收益,而企业的留存收益来源正是靠盈余来源源不断地提供。但是,目前我国上市公司资金资源大部分都是靠发行新股和不分配利润这两部分。要想发行新股,必须近三年净资产收益率达到一定的标准,因此,操纵利润、粉饰财务报表的现象比比皆是。同时,对于不具备发行新股条件的上市公司,通过大量采取不分配政策,以期通过内部留存收益实现公司成长。当企业的资本依赖程度较高时,为了达到配股条件很有可能放弃长远的发展来达到短期筹资的目的,这样就产生了恶性循环,自然企业的盈余水平就无法持续。因此,企业真正的成长应该是靠自身源源不断的盈余来提供,过渡依赖外部资本不是长久之计。

(二)资本结构合理化程度

由于财务杠杆的存在,在企业资本既定时,如果企业的负债经营有助于企业的发展,及企业的息税前资产利润率大于利息率与资产负债率的乘积,则负债的增加有助于企业盈余的成长;反之,如果企业为了追求较高的盈利而过度负债,破坏最优资本结构,则难以保持良好的盈余持续性。企业过度负债的最终结果是企业成长的可持续性降低,众多的明星企业沦为流星企业就是过度负债的直接后果。

(三)企业的管理效率

在科学技术和各种先进的管理技术迅猛发展的条件下,企业的竞争已经进入到白热化阶段。企业的管理效率是企业能否立足的关键,资金的周转效率、成本控制水平、生产能力和营销能力等,都与企业的盈余持续性水平密切相关。

(四)企业的创新程度

创新是一个企业的生命力,没有创新力的企业必将停滞不前。创新应该伴随着企业发展的始终,企业的一次性创新容易,持续创新难;单个人创新容易,群体创新难;单项创新容易,系统创新难。因此,建立可持续的创新机制是企业可持续成长的核心。

目前学术界已经提出了可持续的创新能力这一概念,现在各国的“绿色贸易壁垒”越来越多,不达到环保标准的产品是不被国际市场接受的。因此,企业要想持续不断地发展下去,必须建立系统完善的创新体系。

(五)企业的成长协调性

企业是一个各种资源协同利用的有机整体,只有企业的各个零部件协调运作才可以最大程度地利用企业资源,充分发挥企业的能量。由于委托代理关系的存在以及企业的融资需求等,很容易造成企业重视短期利益、盲目追求规模经济,而忽视企业的长远发展,表现在盈余实现与现金流量不同步、资产的增长与资产的利用效率不同步、盈余的增长与资产的增长不同步等。因此,企业要想一直保持良好的运营状态,必须合理有效地整合企业的各种资源,才能保持企业可持续盈利成长能力,才能使企业持续健康成长。

五、盈余持续性与企业可持续发展的关系

企业的可持续发展是企业经营的根本目的,没有企业的可持续发展,企业就很难“做强做大”,也难以为相关利益集团和社会创造更多的财富,甚至难以维持和延续企业的生命。因此,可持续发展是企业的必由之路。

企业的可持续发展包括生产的可持续发展、销售收入的可持续发展和盈余的可持续发展等。而生产的可持续发展仅反映企业的生产能力和技术能力等:销售收入的可持续发展除反映企业生产能力、技术能力外,还反映了企业的营销能力、创新能力等;但盈余的可持续发展则几乎反映了企业的全部能力。因此,盈余能否持续不断地发展下去,是企业可持续发展的关键,而企业可持续发展的外在表现就是企业盈余的可持续,二者相辅相成,不可分割。

盈余质量分析 篇2

一、引言

盈余管理通常是指为了在最大程度上让个人或者企业获取利益，企业的管理层通过对会计政策的选择，以及对企业的业务进行调整等一系列的手段对企业的盈余产生影响，使企业无法真实公允地在对外披露的财务报告中反映出企业的实际经营成果。而独立的审计机制就是为了制约企业管理当局控制盈余和粉饰财务报告的行为而存在的，在一定的程度上提升会计信息的真实可靠性，并且降低企业的代理成本。并且，审计质量的高低影响着审计对盈余管理的制约力度，审计的质量越高，越容易发现并且限制企业管理层的会计错误以及违反规定的行为，进而更有效率地控制盈余管理。薄仙慧、吴联生（2011）对审计意见类型与公司盈余管理水平的关系进行了研究，但是并没有发现企业当期盈余管理水平与审计师出具非标准审计意见的可能性呈显著的相关关系，说明审计师没有显著揭示企业的盈余管理行为，审计质量偏低。本文通过新的数据，对上市公司审计质量与盈余管理之间的关系进行实证研究，并试图用中国上市公司盈余管理程度来检验中国注册会计师审计质量。

二、研究设计

（一）研究假设

注册会计师在对上市公司的财务报表审计查出重大错报、漏报问题时，会因为审计风险合理地做出审计意见报告。同时，注册会计师和会计师事务所也会选择提升执业人员的执业水平，提升审计质量。由此看来，注册会计师出具的审计报告中的审计意见类型与上市公司的盈余管理程度有着一定的关联，注册会计师是否对被审计单位的盈余管理现象出具了恰当的审计意见，决定审计质量的高低。对此提出本文的假设（H1）：注册会计师可以在一定的程度上反映出上市公司的盈余管理水平，对于过分盈余管理的企业，则不会发表标准无保留意见报告。

（二）样本与数据

本文所采用的数据样本来自2014年至2015年的上市公司，在防止被不同股票类别影响时，也尽量确保足够的样本容量。其中，剔除了一些财务数据不完整的公司，以及盈余情况不稳定的金融、保险等行业的公司信息。由此得出2015年的473个上市公司的样本观测值。依据国泰安数据库中展示的审计报告，2015年得到标准无保留意见的样本公司有459家，而非标准无保留意见的样本公司共14家。本文的数据主要来源于国泰安数据库，主要运用MicrosoftExcel软件对获得的数据进行筛选、统计。在实证研究部分，则通过SPSSStatistic统计分析软件对筛选后的样本数据展开描述性统计和二分类变量Logistic回归分析。

（三）构建模型

本文采用的盈余管理的计量方法是修正的Jones模型，总应计利润包含可操控性应计利润和不可操控性应计利润，为更精准地测量盈余管理水平，还将应收账款的情况加入研究。并且，修正的Jones模型也用可操控性应计利润衡量盈余管理水平。构建模型：TDAt=NIt-CFOtTDAt/At-1=α1（1/At-1）+α2[（△REVt-△RECt）/At-1]+α3（PPEt/At-1）NDAt/At-1=α1（1/At-1）+α2[（△REVt-△RECt）/At-1]+α3（PPEt/At-1）DAt/At-1=TDAt/At-1-NDAt/At-1其中，TDAt表示第t年的总应计利润；NDAt表示第t年的不可操纵应计利润；At-1表示第t-1年的资产总额；NIt表示第t年的净利润；CFOt表示第t年的经营现金流量净额；△REVt表示第t年的营业收入变动额，即第t年的营业收入额减去第t-1年的营业收入额；△RECt表示第t年的应收账款变动额，即第t年的应收账款减去第t-1年的应收账款额；PPEt表示第t年的固定资产总额；DAt表示第t年的可操控应计利润的绝对量；DAt/At-1表示经上一年资产总额调整过的可操纵应计利润的相对量，即盈余管理水平。

（四）多元回归模型

关于假设（H1），注册会计师对于过分盈余管理的被审计单位，出具标准审计意见的可能性会很低。审计意见作为模型的因变量，用以表示注册会计师对被审计单位发表的审计意见类型，包括标准无保留审计意见和非标准无保留审计意见。审计意见的类型用虚拟变量OP来表示，假设被审计单位获得的是标准无保留审计意见，则OP=1；反之，OP=0。模型的自变量则是盈余管理水平，由此，建立模型：OP=β0+β1｜DAt/At-1｜+ζ。其中，OP表示审计意见；β0表示截距；β1表示系数；ζ为残值。

三、实证结果及分析

（一）描述性统计

由表1中看出，样本公司的盈余管理水平最小值为0.***65，几乎为零，几乎没有发生任何动机的盈余管理行为，最大值为2.009201445026，样本均值0.050***，最大值较样本均值极高，说明存在大量的上市公司有着程度不高的盈余管理，而有着极高盈余管理行为的只存在于极少数的上市公司，这与我国市场的现实情况及理论分析相符合。另外，对比表2与表3分析发现，2015年出具标准无保留意见的盈余管理水平的均值为0.049517176，极小值为0.***65，而出具非标准无保留意见的上市公司的盈余管理水平的均值为0.07***8，极小值为0.0***，由此可以大致表明，出具非标准无保留意见的上市公司的盈余管理现象更为严重。并且，从极大值角度出发，出具标准无保留意见的上市公司样本盈余管理水平的极大值为2.009201445026，而出具非标准无保留意见的上市公司样本盈余管理水平极大值仅为0.***9，这里又表现出了审计的局限性，即存在上市公司进行盈余管理，但注册会计师并没有出具适当审计意见。

（二）Logistic回归检验

将计算出的盈余管理水平代入公式OP=β0+β1｜DAt/At-1｜+ζ，并对OP应变量进行回归分析，从表4中可以看出，盈余管理水平的系数为-1.984，系数为负，注册会计师发表标准无保留审计意见报告的可能与被审计单位的盈余管理水平负相关，即盈余管理程度越高的上市公司，注册会计师越不容易出具标准无保留意见。由此可以验证假设（H1）：注册会计师可以在一定的程度上反映出上市公司的盈余管理水平，对于过分盈余管理的企业，则越不会发表标准无保留意见报告。

四、结论

本文利用2014年1月1日至2015年12月31日的上市公司的数据为样本，采用修正的Jones模型，利用Excel以及SPSS软件，对我国上市公司的盈余管理和审计质量的关系进行实证研究。由此得出结论，注册会计师发表标准无保留审计意见报告的可能和上市公司的盈余管理程度呈负相关关系，注册会计师在一定程度上可以识别出盈余管理，并对其做出适当的披露。对于越是过分盈余管理的上市公司，注册会计师越不可能出具标准无保留报告，而是出具非标准无保留报告。

参考文献

盈余质量评述 篇3

关键字：盈余质量 应计项目 备抵项目 会计方法变更

众所周知，上市公司可以通过多种手段操纵其盈利，使其盈利指标显示出比其真实盈利能力更好的结果。那么我们如何才能判断一个上市公司盈利能力的真伪呢？那些专业的方法对我国广大股民并不适用，本文旨在介绍简便易懂的方法，以帮助我国广大“散民”们合理判断上市公司盈利的质量，以更有效的作出决策，不盲目投资。笔者认为，当一个公司的盈利指标显示其盈利能力较好时，判断其真伪可从以下三个方面入手：

一、应计项目分析

应收账款是伴随企业的销售行为发生而形成的一项债权，是反映上市公司盈利真實状态的重要指标之一。它虽然确认为企业的收入但并没有实际的现金流入，投资者应异常警惕应收账款的“窗饰作用”。如果一个企业大量的应收账款为对母公司赊销的货款或者是股东方的欠款的话，说明该公司有受母公司或欠款方股东的操纵，向母公司转移资金或抽逃注册资本的可能；如果其大规模的应收账款过期未能收回的时间已经很长，说明该企业的应收账款收回的可能性已经很小，投资者应该充分估计坏账对公司财务状况和持续经营能力的负面影响；如果一个公司每年的营业收入都在增加，与此同时其每年的应收账款也在增加，并且其应收账款的增长率高于营业收入的增长率，那么我们便可以合理怀疑该公司利用权责发生制的缺点来操纵利润的可能性。

案例1：四川长虹主要经营彩电冰箱等家用电器，曾是“中国彩电大王”。1994年改组为股份有限公司并于当年挂牌交易，上市10年来因其业绩好送配好,成为广大投资者追逐的对象。但是长虹在2004年度却突然报亏37个亿，这对广大投资者好比一个深水炸弹，消息公布后,其股价从每股8元掉到4元，跌幅达50%,给投资人造成巨大的损失。但是一个盈利异常好倍受投资者追捧的公司为什么会一夜之间巨亏37亿呢？究其原因，都是“应收账款”惹的祸。

自1996年以来，四川长虹的应收账款迅速增加，从1995年的 1900万元增长到 2003 年的近50亿元，应收账款占资产总额的比例从1995年的0.3％上升到2003年的23.3％。长虹巨额的应收账款主要来自于其美国的经销商——APEX公司。从2001年7月开始，长虹将其彩电源源不断地发往APEX，然而产品是出去了，贷款却没收到。长虹2003年年报2004年半年报都显示，APEX拖欠长虹应收账款近40亿元。2004年3月23日，长虹发表的2003年年度报告披露，截至2003年年末，公司应收账款49.85亿元人民币，其中APEX的应收账款为44.46亿元。

长虹在公布巨亏时其新闻发言人称“截止2004年12月25日,公司应收APEX账款余额46750亿美元。可能收回的资金1.5亿美元。据此公司董事会现决定按更为谨慎的个别认定对该项应收账款计提坏账准备。对APEX应收账款按3.1亿美元计提坏账准备”。从以上发言可以看出，造成长虹巨亏的重要原因确实是企业无法收回应收账款。

长虹事件对广大投资者有着十分重要的警示作用，一定要关注上市公司的应收账款异常变动，账面的盈利也许并不是真实的盈利。

二、备抵项目分析

会计上计提减值准备的初衷是基于稳健原则考虑，使企业财务报表反映其资产的真实价值和盈利能力。但在我国现实条件下，减值准备的计提往往变成企业操纵利润的手段。一些上市公司在某个年度滥用稳健原则多提减值准备，一次亏个够，以待来年一举“扭亏为盈”;一些上市公司不是根据资产的实际情况，而是根据财务报表的需要少提或不提减值准备，粉饰业绩。

案例2：*ST江纸原第一大股东江纸集团共占用上市公司资金10亿元,这成为*ST江纸连年亏损的重要的原因。从2002年开始,眼见扭亏无望,*ST江纸陆续对江纸集团占用的资金计提坏账减值准备,2002年计提22833万元,2003年计提35250万元。连续两年大量计提坏账,导致了连续三年亏损而被暂停上市。2004年,*ST江纸上半年又踏上了一条回冲计提之路。半年报表显示,江纸集团公司归还占用资金11800万元,冲回坏账准备8260万元,并一举盈利2070万元,达到了提交恢复上市申请的条件。三季报表显示,江纸集团报告期内又偿还了3.32亿元,冲回坏账准备23240万元。正是依靠这失而复得的23240万元,连年亏损的*ST江纸造就了一个季度每股盈利0.92元的“神话”。

从上面的案例我们可以看到，*ST江纸的盈利只是来自于坏账准备的冲回，并没有实际的收入，但是大额的冲回金额却直接计入公司利润，说明公司利润并不是真实的利润，其盈利能力并不具有可持续性。

三、会计方法变更分析

会计方法变更主要包括会计政策变更、会计估计变更和会计差错更正。按照规定，会计政策变更和会计差错更正适用于追溯调整法。有一些上市公司从中发现了机会：通过变更会计政策或者更正会计差错来实现以前年度业务事项的巨额冲销或计提，既可填补资产窟窿或建立秘密准备，又不影响各年会计利润数据和对再融资或亏损资格的认定，同时只需在年报披露中寥寥数语带过，除了专业人士外很少有投资者关注，一举多得何乐而不为呢？

案例3：K房地产公司2000年在确认商品房经营收入的同时，按估计单位成本予以结转经营成本，2001年按实际计算的单位成本计算发现，2000年少结转经营成本2192万元，公司视为重大会计差错更正，采用了追溯调整法，调增2000年经营成本2192万元，并相应调减存货项目。公司2001年商品房收入6175万元，成本5492万元，营业毛利只有683万元。如果没有以上调整，2001年营业利润就将是负数。

从上可以看出，K公司2001年收入盈利，但其实利润并不是真实的利润，并没有现金流入，公司的盈利不具有可持续性。

参考文献：

[1]阎长乐.上市公司的会计舞弊分析[J].管理世界,2004(4)

[2]张为国,王霞.中国上市公司会计差错的动因分析[J].会计研究,2004(4)

影响盈余预测质量的因素分析 篇4

财务分析师的盈余预测信息通过向资本市场和广大投资者传递会计信息, 影响着投资者的投资决策和市场的资源配置。盈余预测的质量也日益成为研究的焦点。

依据先前金融和会计学者研究结论, 笔者认为可以从3个范畴来定义盈余预测质量, 它们是:预测的精确性、预测的偏差和预测效率。预测的精确性指标是指财务分析师的盈余预测的期望值;预测的偏差指标是指盈余预测的离差;而预测效率指标是指预测过程中盈余预测的收益与成本的权衡。

对应于不同的范畴, 我们可以将影响盈余预测质量的因素归纳为以下4个变量:会计信息质量、盈余可预测性、财务分析师专业胜任能力和激励机制。

一、会计信息质量

首先, 会计信息是影响盈余预测质量的重要基础因素。由于市场的差异性和投资者的多元化受制于会计信息生成成本, 会计信息必须按照统一的会计规范, 即统一的会计准则, 并由此生成统一的财务报告。统一规范的财务报告在一定程度上无法满足使用者的多元化需求, 因此, 会计准则制定机构和证券监管部门允许多元化的财务披露形式和多渠道的会计信息来源的存在。也正如此, 财务分析师的盈余预测服务日益成为会计信息来源之一。会计信息质量不仅决定着财务分析师的盈余预测质量和精确性, 反过来, 盈余预测结果也将作为会计信息的重要来源, 对会计信息质量形成重要影响。

其次, 会计信息的生产方式也构成了财务分析师盈余预测质量要求的必要条件。会计信息的生产方式可以分为:1.提供“更优信息”, 即在现存的历史成本为基础的报告中, 添加更多的细节。例如提供新的或者经过扩展的附注披露、分部报告等。2.提供“额外信息”, 额外信息是指那些历史会计信息系统中尚未涵盖的项目。例如提供财务分析师盈余预测信息、公允价值计量信息、管理当局的讨论分析书等未来导向的财务信息等。3.增强“可靠性”, 对会计系统来说, 越可靠的会计信息越值得信赖。例如, 能与财务分析师盈余预测相吻合的管理层预测和信息披露更具可靠性和可信性。盈余预测信息不仅是一种形式上“额外信息”, 有质量的盈余预测更是一种“更优信息”, 加强了财务报告所蕴含会计信息的质量特征。

二、盈余可预测性

盈余预测的质量依赖于上市公司盈余可预测性。会计系统中, 主要有两个方面会影响盈余的可预测性:一是应计项目的计量方法;二是会计信息的披露。

一方面, 应计项目计量方法的差异会影响盈余的可预测性, 当管理者选择那些能更好代表公司当前和未来业绩的会计计量方法时, 就会提高盈余的可预测性;反之, 当应计项目处理方法反映了资产或负债的市场价值的某些不确定的变化时, 就会减弱盈余的可预测性。可见会计程序选择的灵活性会影响盈余的可预测性, 这取决于企业管理者通过暂时性和异常会计应计项目进行盈余管理的动机。

另一方面, 会计信息的披露也会影响盈余的可预测性, 特别是盈余信息披露的及时性。企业年报的信息披露的“量”的水平与盈余预测的精确性之间是存在正相关关系的。当盈余信息披露及时性不够强的时候, 市场对上市公司信息披露的“量”的要求也就变得更高。另外, 盈余及时性本身也是不对称的, 这主要表现在:盈余披露在市场出现利空消息时要比出现利好消息时表现得更及时性。原因之一是消极的盈余信息比积极的盈余信息对市场的影响要更剧烈也更短暂。

三、财务分析师专业胜任能力与激励机制

财务分析师的盈余预测实际上是一种对上市公司财务或非财务信息进行收集、整理、加工、输出、解释等的一系列工作的集成。每个信息处理的步骤都直接或间接的影响着财务分析师的盈余预测质量。具体而言, 财务分析师应该具有至少3个方面的基本能力:一是财务报告的解释能力。会计系统日渐复杂, 要求分析师能够理解、综合和解释会计数据, 并能够结合非财务信息, 使上市公司的财务信息更具可读性和可理解性。这一过程需要财务分析师具有扎实的会计、金融知识和良好的数据分析能力。二是财务预测能力。分析师要从纷繁复杂的会计信息中, 运用专业经验, 处理财务数据, 向投资者提供准确、及时、客观、独立的盈余预测结果。三是决策咨询能力。除了财务分析师的盈余预测信息为投资者提供价值外, 还会根据部分投资者和企业管理者的要求提供其它经营和投资决策咨询服务, 例如研究企业运营信息、股票发行、评价企业价值和稳健性、股票推荐等附加值服务。总之, 盈余预测过程是财务分析师的专业胜任能力、职业经验和职业道德操守的综合的结果。

财务分析师的专业胜任能力对盈余预测的质量影响不言而喻, 但激励机制直接影响财务分析师专业能力的发挥。活跃在资本市场中的财务分析师一般可以分成两类:卖方分析师和买方分析师。通常, 卖方分析师受雇于证券公司, 专为那些对股票投资感兴趣的投资者提供上市公司的盈余预测等相关投资服务, 他们一般都专注于研究某个特定行业股票;而买方分析师主要是为那些机构投资者和持有投资组合的中小投资者等。与卖方分析师不同的是, 买方分析师并不为公众投资者提供盈余预测等专业报告, 而是主要为他们的雇主买入并持有合适股权的决策提供信息。但是买方分析师在提供买入股权决策的信息时, 也会参考卖方分析师出具的盈余预测等专业报告, 用以评估拟买入股权的价值。买方和卖方分析师的不同职能暗示着其不同的激励动机和信息需求。本文只对卖方分析师的激励动机和行为特征进行分析。

对于卖方分析师而言, 其它博弈主体主要包括:卖方分析师受雇的券商、目标上市企业投资者及其管理者、潜在投资者。各主体的收益———成本函数不同, 表现出不同的激励行为特征。卖方分析师激励相容约束是其所发布的盈余预测报告为雇佣他的券商、目标上市企业投资者带来的收益要大于其为提高盈余预测的精确度而搜寻额外信息所付出的成本。目标上市企业投资者关注的是其股票市值。股票市值除受到宏观经济环境、企业个别风险等因素影响外, 也受到卖方分析师盈余预测质量的影响。盈余预测的质量不仅表达了卖方分析师的独立意见, 更是市场预期的集合, 是确定目标上市公司的股票价格和风险级别的重要依据。而卖方分析师的收益与其受雇的券商紧密联系。券商持有目标上市公司的股票, 一方面是其雇佣的分析师专业评估的结果, 同时也具有信号传递功能, 影响市场上其他券商和分析师的预测结论。目标上市公司的管理者关心的是其所持公司股权的价值和现金薪酬, 而这些收益的兑现有赖于业绩目标的实现, 特别是盈余目标的实现。可以见得, 管理者与分析师的利益既有关联又有区别, 许多高级管理者惯于通过所谓的分析师“吹风会”、证交所公告和投资者关系网站向分析师传递私人或公开信息, 以期主导分析师的盈余预测结论, 配合其业绩的实现。最后, 对于广大的投资者, 卖方分析师的盈余预测与上市公司年报、非财务信息等诸多信息为其提供了具有一定投资价值的预测信息。综上所述, 卖方分析师的盈余预测信息的质量会影响到各交易主体的投资决策, 提高其预测的质量有利于增强市场的有效性。

摘要：本文系统地分析了影响财务分析师盈余预测的主要因素, 从会计信息质量、盈余的可预测性、财务分析师的专业能力和激励行为特征等4个方面论述了影响独立盈余预测质量的主要动因, 并指出只有通过改进会计信息系统及完善交易主体激励相容约束机制才能最终提高盈余预测的质量。

盈余质量分析 篇5

上市公司盈余操纵尽管不像财务欺诈被法规政策所禁止，但过度、过滥的盈余操纵，其危害性是显而易见的。不仅会削弱国家宏观经济的调控能力，造成经济秩序混乱，影响证券市场的健康发展，还会误导投资人的投资行为，损害投资人的利益。为了准确判断上市公司是否存在盈余操纵的行为，有必要对上市公司盈余操纵的动机和主要手段进行深入分析。

一、上市公司盈余操纵的动机

1、获得融资资格

企业上市最大的好处就是可以从证券市场上筹集到大量的资金，许多企业发行股票和股票上市的愿望十分强烈。根据有关证券法规的规定，发行和上市股票的.公司必须具备三年盈利的条件，于是一些本不符上市条件的企业，为了能上市，采用各种手段进行盈余操纵，甚至造假：股票已上市的公司可以通过配股或增发新股在证券市场进行再融资。由于在我国资本市场中，股东对上市公司经理层的约束机制没有建立起来，上市公司没有分红派现的压力，股权融资成本较低，配股或增发新股的意愿也十分强烈。但根据有关法规的规定，上市公司配股，在其申请配股的前三个年度的净资产收益率平均在10%以上；属于能源、原材料、基础设施类的公司可以略低，但也不得低于9%；上述指标计算期间内任何一年的净资产收益率不得低于6%。在这种约束条件下，一些经营业绩较差的上市公司就想方设法进行盈余操纵，以抬高净资产收益率。尤其是那些前两年净资产收益率平均已达到10%的公司，如果第三年净资产收益率达不到10%，则前功尽弃，于是在配股或增发新股动机的驱驶下，更会采取各种手段操纵盈余，以期获得配股资格。我国上市公司股权集中，控股股东能从上市公司获得大量的资金。当上市公司连续三年未能配股或增发新股融资时，控股股东往往具有很强烈的盈余管理动机。

2、提高新股发行或配股价格。

上市公司发行新股的最直接目的就是大限度地从证券市场筹集到资金。公司所能够募集资金的数额取决于股票发行数量和每股发行价格两个因素。由于我国对上市公司发行股票的数量有额度限制，在有限的额度内要获得最大限度的资金量，只有提高股票的发行价格。股票发行价格等于每股收益乘以市盈率，而市盈率的大小受到政府的管制，所以每股收益的大小就成为上市公司通过发行股票筹集资金多少的决定因素。因此，上市公司都有意提高每股收益，一些券商为了争取到公司的承销资格，承诺帮助公司进行利润包装，在公司业绩不佳的情况下，为了募集更多的资金，就产生了进行利润操纵的动机。此类问题在配股过程中同样存在。配股价格一般按该上市公司股票一定期间市场收盘价平均数的一定比例进行确定。为了尽可能以较高的价格进行配股，上市公司往往配合庄家推高股价或将股价维持在较高的位置，但股价需有业绩支撑，因此，需配股的上市公司往往会通过盈余操纵来提高公司业绩。

3、二级市场炒作（操纵股价）

企业股票上市后，为维持股价或为使股票价格能达到预期的波动，常利用不实的财务报表，以达到目的。股票价格预期的波动也可能是蓄意地使股价作暂时的下跌，以便操纵者得以廉价购进股票，以取得更大的控制权或待价而沽。

4、扭亏为盈，改善公司在二级市场的形象或避免处罚

公司上市对于企业的另一个影响就是提高公司的知名度，许多公司在上市以前默默无闻，无人知晓，但上市之后却成为证券市场上投资者关注的热点。企业的知名度大幅提高，作为企业的大股东和经营者的声誉，能力也和上市公司的形象联系在一起，控股股东与管理者的形象往往与上市公司的形象俱荣俱损。如果上市公司业绩不佳甚至亏损，公司的股票就会进入“垃圾股”的行列，公司的形象也随之受损。更为重要的是，我国证券市场实行的“特别处理”和“摘牌”制度更是给上市公司敲响了警钟，形成巨大的压力。按照我国证券交易所的规定，如果上市公司连续两年亏损或当年每股净资产低于面值，就要被实施有别于其他股票的交易制度，在股票名称之前冠以“ST”符号以示区别；如果

盈余质量分析 篇6

[关键词] 盈余质量 应计利润 持续性 盈余反应系数

最近几年，盈余质量受到很多的关注。这种关注很大程度是因为2000年早期的会计丑闻的影响。在美国，盈余质量术语已经应用了很长时间。早在20世纪90年代，美国公司的管理当局就已经把盈余质量提到工作日程上了。甚至在美国经过最近的会计改革之后，盈余仍然像以前一样易于操纵，这是因为美国的GAAP在规范公司盈余时仍然允许大量的估计判断。由于盈余质量具有多种特征，相应的，对盈余质量不同特征的关注就将导致不同定义和度量方法。

盈余质量的多维角度。盈余对于企业很重要，一个原因在于它们被大量的使用者作为企业业绩的综合计量方法来运用。但至今盈余质量本身还没有建立一个统一的定义，它还是一个相对模糊的概念。在会计文献中出现了几种盈余质量的定义。一些学者认为盈余质量是与盈余的持续性相关(盈余的时间序列性质）。Richardson认为盈余质量是在下一个期间盈余能够持续的程度。持续性在某种意义上被理解为公司能够很长一段时间保持盈余，也就是说当前的盈余对未来的盈余提供了很好的指示。另外一些学者认为盈余质量是对经济交易和事项的准确陈述(即对企业业绩的如实表述）。基于会计信息的决策有用性观点，美国FASB的前主席Katherine将盈余质量定义为公司报告盈余忠实于经济学盈余定义的程度。按照同样的思路，Schipper，Vincent，Chan和Hodge定义盈余质量是净收益与真实盈余的差别程度。如实表述这个术语表达了在方法上或描述上与它所代表的现象之间的相关性或一致性。还有一些其他的学者认为盈余质量是与盈余反应系数(ERC)相关。Collins和 Salatka认为盈余反应系数是盈余质量的一个代理变量。对于有这些不同的解释可能的原因是不同的使用者运用这些信息来做不同的决策。很难给盈余质量下一个惟一的定义，带来的后果是在盈余质量文献中运用的度量方法的多样化。应计项目作为和盈余质量相关的重要指示器最近得到了关注。但实际上还没有广泛接受的度量盈余质量的方法。现有的文献用各种方法来捕捉盈余质量的不同表现。

收益、应计利润和现金流量。从一个较长的期间来看，会计盈余同现金流量总额趋于相等。然而，从短期内考察，内生于应计制会计的主观判断将导致会计盈余同现金流量的偏离。这种偏离既可能是由公司风险、行业因素等公司特质造成，也可能是因为公司管理层的盈余管理行为所致。但无论如何，这种偏离将导致会计盈余质量下降。因此通过会计盈余、应计利润和现金流量之间的关系可以判断盈余质量。运用会计基础对非正常应计利润直接估计来表达现金流量和应计利润的相关性。在这些文献中，琼斯模型是一个里程碑。琼斯模型引进了“非操纵性应计利润”这个概念，并作为盈余质量的指示器。她的模型考虑了销售的变化和固定资产的水平与总的应计利润的关联度。这个模型是一个直接估计模型，因为它识别了会计基础作为期望应计利润的决定变量。目的是从应计利润中分离出非正常应计利润。回归的残差作为非正常或操纵性应计利润。这个模型控制了经济环境对应计利润的影响。

然而，琼期模型计量操纵性应计利润的能力受到了质疑。一些研究者基于Dechow 和Dichev的模型研究盈余质量（当前应计利润和现金流量的相关性）。Dechow和Dichev模型不同于琼斯模型。Dechow和Dichev从应计和现金流之间的概念关系发展了一个关于盈余质量的计量模型。该模型捕获了现金流和盈余的关联性，并且避免了由会计基本面数据带来的计量问题。他们采用当期应计与过去一期、当期和未来一期现金流之间的映射关系来衡量盈余质量，当期应计是指短期应计项目。DD模型不需要预先假设会计基本面数据中立性，提出现金流量和当期应计之间的对应关系，该模型捕获了盈余管理与经济环境变化对盈余质量的联合影响。他们声称应计和盈余的质量与应计估计误差反向相关。他们的模型假定：盈余质量受应计利润的估计误差影响（它涉及盈余质量的一个方面）。更准确的说Dechow和Dichev模型用应计利润的估计误差数量来测量盈余质量（盈余质量的反向测量）。他们的应计利润质量的计量相关于运营资本应计项目与经营现金流量的配比。差的配比意味着低的应计项目质量。他们的模型因此提供了现金流量和应计项目的直接联系。相对于琼斯模型，Dechow和Dichev模型在盈余质量的度量上更具有魅力。但是该模型未能区分盈余操纵的引起的估计误差，隐含假定经营资本应计对现金流量确认和支出的影响时间不超过一年，这使其准确性受到了限制。Scholer通过对应计质量的回归进一步探讨了盈余质量（间接的测量了盈余质量），并证实了应计利润与会计基础的相关性越弱，期望的盈余质量将越低。

盈余的时间序列特征。持续性是一个富有挑战性和有用的概念。原因之一，正如Ramakrishnan和Thomas所提出的那样，盈余的不同组成部分也许有不同的持续性。持续性指的是导致当前会计盈余变动的事件或交易能够影响未来盈余的时间长短及稳定程度。理论和实证研究均表明，持续性较高的盈余有助于投资者对企业的定价，因为投资者通常认为持续性较高的盈余包含了较多的永久性项目和较少的短暂性项目，更有效地反映了企业交易事项的本质，因此高质量的盈余是可持续的。Lev和Thiagajan的研究结果表明，盈余质量与其持续性呈显著的正相关关系。Sloan将会计盈余分成应计利润和经营现金流量两部分，并通过未来会计盈余对应计利润和经营现金流量的回归以进行盈余质量的研究，回归方程如下:arningst+1=r0+r1Accruals +r2CashFlows+vt+1。研究发现应计利润的系数r1小于现金流量的系数r2，从而得出结论:在会计盈余的组成部分中，应计利润的持续性弱于现金流量。这表明，當前会计盈余中，若应计利润所占比重高，这表明盈余质量低。

Finger认为，盈余的预测能力反映了当前盈余与公司未来业绩之间的依存关系和关联度，通常以未来现金流量作为公司未来业绩的代理变量，则盈余的预测能力体现为盈余与现金流之间的关联性，关联性越强，则盈余质量越高，因此盈余持续性是预测价值的本质特征，两者本质上是从同一个角度对盈余质量进行度量。而Mikhail,Walther和Willis则从FASB的概念框架出发，将盈余质量定义为当前盈余预测未来现金流量的能力高低。为此，他们以未来经营现金流量分别对前期总会计盈余和会计盈余的组成部分进行了回归，并以调整的模型判定系数(adj一R2)作为盈余质量的表证变量。需要注意的是，由于采取的是时间序列模型，因此，该模型隐含了在回归年度内，公司盈余质量保持不变或波动不大的假设，我们认为，这是一个较强的假设，从而可能降低了模型的解释能力。

盈余的市场反应。从直观上讲，对较高质量的盈余，我们将期望较高的ERC。因为投资者能更好地从现行营运情况来推断公司未来的营运状况。这样一些研究人员也把ERC看作盈余质量的表征变量。在对会计盈余信息含量的研究中，通常采用回归分析法来检验盈余对股票超常收益的影响程度。其中，盈余变量的回归系数即盈余反应系数(ERC)被用来度量盈余质量。其理论假设为市场是有效的。根据珐玛的有效市场假说，在有效市场条件下，股价能够反映一切对外公告的和内幕的信息，因此有效市场能够自动识别出不同质量的盈余。对质量好的盈余，有效市场将反映积极，而对质量不好的盈余则反映平淡。因此在有效市场假设前提下，如果盈余反映系数(ERC)越大，说明企业的盈余质量越好。从信息经济学视角考察会计盈余与股票价格，由于盈余质量将对当期盈余与未来股利联系的紧密程度产生影响，因此市场将会对质量更高的盈余做出更为强烈的反映，从而表现伴随盈余质量上升，ERC也将上升。从另一方面看，如果某事件(如会计准则变更)导致ERC提高，也可说明该事件导致会计盈余质量的提高。因此，以ERC作为盈余质量的计量标准有一定的理论基础。但需要指出的是，由于ERC反映的是未预期盈余同股票报酬的关联程度，因此，通过ERC度量的盈余质量只是未预期盈余的质量，而不是会计盈余本身。

总而言之，高质量的盈余是具有持续性和信息含量的盈余。持续性是长时期保持盈余的能力，或者比暂时性盈余更持久。信息含量是关于未来盈余的信息内容。这些变量被多个因素所影响（公司特质，盈余管理和非故意性错失），因此也就从不同方面对盈余质量产生了影响。目前为止大多数的文献从应计利润、盈余的持续性、盈余反应系数对盈余质量进行单个维度的度量，其结论对于信息使用者来说都是有价值的。然而，由于没有一个公认的盈余质量概念，这样也就导致了同时存在着众多的计量方法。在一些文献中，应计利润和现金流量被用来作为盈余质量的指示器。许多学者用非正常应计或非预期应计来度量盈余质量。但实质上这一种度量盈余管理的方法。实事上许多学者混淆了盈余质量和盈余管理。获取非正常应计的一个广泛采用的模型是琼斯模型或其修正模型。但琼斯模型受到了越来越多的批评。因此，这个模型计量的管理层引起的操纵性应计会不准确。由于存在着不同的盈余质量的度量方法，而且其结果也不相一致，这样就有必要从盈余质量的多维角度来发展一个更完整的盈余质量的度量方法，这也是进一步研究的重点。

參考文献:

[1]Chan, K. Chan, L. Jegadeesh, N. Lakonishok, J.:“Earnings quality and stock returns”, 2004, working paper University of Illinois at Urbana-Champaign - Department of Finance, pp.50

[2]Dechow, P.:“Accounting earnings and cash flows as measures of firm performance: the role of accounting accruals”, 1994, Journal of accounting and economics, No.18, pp.3-42

[3]Dechow, P. Dichev, D.:“The quality of accruals and earnings: the role of accrual estimation errors”, 2002, Supplement 2002, The Accounting Review, Vol.77, pp.35-59

[4]Finger,:“The ability of earnings to predict future earnings and fow",1994, Journal of Accounting Research, pp:210-223

盈余质量:博弈相关性实证分析 篇7

盈余质量研究分为两个方向:盈余信息的生产质量研究和盈余信息的认知质量研究, 两者的博弈可称为盈余的价值相关性。在信息不对称、风险和不确定因素的影响下, 盈余的生产质量和认知质量之间的博弈关系是影响盈余质量的重要因素之一。本文将从实证角度研究盈余生产质量和认知质量之间的博弈关系。

二、理论假说与模型发展

(一) 盈余质量性态假说

通过对盈余质量作性态分解, 建立盈余性态假说, 可以进一步明确信息不对称对盈余质量的影响。按照盈余质量属性的不同, 可以将其分为固有质量属性和外向质量属性。其中固有质量属性是指盈余信息诠释的经济利润的质量要求。固有质量属性可以分为可靠性和基础相关性两部分。基础相关性直接评价盈余信息诠释经济利润的质量, 所以将其称为基础相关性。外向质量属性是指由于信息不对称, 导致了盈余生产者需要估计信息使用者的信息需求, 从而引发了盈余质量相关性的变化, 本文将这种相关性称为博弈相关性。很明显, 可靠性和基础相关性是盈余质量评价的主体, 随着两者的提高, 盈余质量才会提高。一般的, 基础相关性有两个运动的方向:其一是转化成下一会计年度盈余质量中的可靠性部分, 另一是转化成博弈相关性, 而在信息不对称的情况下, 最常见的是两者兼而有之。博弈相关性是非完美市场中的信息交易成本, 是由信息不对称引发的信息市场摩擦的一种主要形式。随着信息市场的发育, 信息交易成本的逐渐消失, 博弈相关性最终会随之消失, 而在非完美市场中, 博弈相关性是盈余生产者和信息使用者共同关注的重要部分。盈余质量总是在信息使用者和盈余信息生产者的博弈过程中趋向于均衡的。

(二) 有效市场和盈余质量

已有的研究一般认同中国股市远非强势有效市场。基于市场弱势有效理论, 本文认为只有在盈余固有属性和市场认知相均衡时, 盈余才是高质量的。但是市场认知和盈余固有属性的均衡是不稳定的, 两者之间的不均衡是常态。因此本文将研究的焦点集中于盈余生产质量和认知质量的不均衡上。博弈相关性是盈余生产质量和盈余认知质量博弈对象, 随着博弈相关性的变化, 盈余信息生产者会修改其基础相关性, 同时博弈相关性会适当随之调整, 在可靠性的约束下, 盈余信息生产者确定了最终报告的盈余信息。此时, 盈余信息的生产者实现其最大效应, 盈余信息是可靠性和相关性的均衡。博弈相关性的变化突出体现在盈余信息生产的第二阶段和盈余认知的第一阶段。

首先, 考察盈余认知质量的第一阶段。该阶段主要是指信息使用者对将要公布的盈余信息质量的期望的形成阶段。由于信息不对称, 我们较难确定该阶段时间的起止, 本文中, 将该阶段限定为本会计年度结束至本会计年度的盈余报告公布日之间的时间段。信息使用者所能收集到的信息一般可以分为两种:历史盈余质量信息和除盈余公告以外的新的各种渠道的关于本年度盈余质量的信息。我们用可靠性、基础相关性和博弈相关性来衡量历史盈余质量, 可以建立如下的回归模型:

其中, 变量定义为:

QRen=“盈余认知质量”;

Ct-1=“信息使用者度量的前期盈余信息的可靠性”, 简称可靠性;

●隋立秋刘百芳

BRt-1=“信息使用者度量的前期盈余信息的基础相关性”, 简称基础相关性;

GRt-1=“信息使用者度量的前期盈余信息的博弈相关性”, 简称博弈相关性。

Outi=“企业的非盈余信息, 即其它市场信息变量”。

信息交易成本的主要部分就是盈余信息供求双方的信息质量博弈。因此, 我们可以推断盈余认知质量和博弈相关性显著负相关, 即模型1中博弈相关性的系数β4显著为负。可靠性是盈余质量的最基本的约束条件, 所以盈余认知质量应和可靠性显著正相关, 即模型1中可靠性系数β2显著大于0。基础相关性的增大随着交易成本增加, 市场需要更加慎重的认知和评价盈余质量, 因此基础相关性和盈余认知质量显著负相关, 基础相关性系数β3显著为负。现实的信息市场是竞争的, 信息使用者可以从各种渠道获得关于企业盈余的信息, 因此, 我们判断模型1中的回归元系数β5显著。

其次, 我们考察盈余生产质量的第二阶段。该阶段是指自企业会计年度结束日起到企业财务报告公布日止的这一段时间。这一阶段, 会计人员及企业管理人员需要根据信息使用者的信息需求和企业的其他相关的契约体的信息需求, 确定最终报告的企业盈余的质量。我们将研究的重点集中在盈余信息生产者如何确定博弈相关性上。盈余信息生产者通过确定盈余信息使用者对盈余信息质量的期望确定博弈相关性。确定了博弈相关性后, 盈余信息生产者并不能直接确定要报告的盈余质量, 即博弈相关性还受到基础相关性和可靠性的约束, 最终确定的盈余质量是修正后的博弈相关性、可靠性和基础相关性的均衡解。可见, 可靠性和基础相关性应该进入最终的博弈相关性回归模型。我们可以建立如下回归模型:

其中, 变量定义为:

GRt=“盈余信息生产者拟确定的盈余质量博弈相关性”, 简称博弈相关性;

E (QAccrual) =“信息使用者对本年度盈余质量的期望”, 即市场期望;

BRt=“盈余信息生产者拟确定的盈余质量基础相关性”, 简称基础相关性;

Ct=“盈余信息生产者拟确定的盈余质量可靠性”, 简称可靠性。

在非完美市场中, 模型2中的诸回归元的系数应该显著。

(三) 契约理论与盈余质量

契约理论把现代企业抽象为一组合约体, 认为企业是各参与要素之间的基于产权交易而形成的一系列的合约形式。研究企业的生存和发展就是要研究各合约主体之间的产权博弈。一般的, 我们可以将企业的合约主体分为三大类:管理者、股东和债权人。与普通股不同, 债权人对盈余信息质量的要求更偏重可靠性。对债权人来说, 如何通过盈余信息确保自己权利的安全性才是至关紧要的。与债权人不同, 大股东的存在给公司治理带来了两大效应:“掏空效应”和“协同效应”。这两大效应看似相互矛盾, 其实质都是大股东为实现自身效应的最大化, 在不同条件下的理性选择。无论大股东出于“掏空动机”还是“协同动机”来获利, 一条可能的途径是进行盈余管理来改变盈余质量实现其企图。公司发生盈余管理时, 其影响更多地体现在博弈相关性的变化, 无论盈余管理的后果是平滑收益还是巨额冲销, 博弈相关性都会增大。

本文选取债务资产比率作为债权契约的替代变量, 大股东控股比例的变化率作为股权契约的替代变量, 构建如下模型:

其中, 变量定义为:

Lev=“债务资产比率”;

ΔCon=“大股东控股比例的变化率”, 计算公式为报告期会计年度与报告期前期的大股东的控股比例的差额平减报告期前期的大股东控股比率。

由前段分析可知, 债务资产比率和博弈相关性应该显著负相关, 大股东控股比率的变化率的系数β6应该显著。

三、样本选择和研究设计

(一) 数据来源和样本选取

研究数据来自CCER (色诺芬数据库) , 主要选取了2007年CCER股票价格收益数据库, 2005、2006年CCER一般上市公司财务数据库和2005、2006年CCER上市公司治理结构数据库。不同的行业可能具有不同的盈余质量性态分布, 为避免异方差的不利影响, 同时又要充分体现盈余质量性态分布的变化, 我们选取了综合类上市公司为研究样本, 2006年的综合类上市公司为77家, 剔除数据不全的样本最终共有68家综合类上市公司。

(二) 变量设计

1. 被控变量。

(1) 盈余认知质量。选取股价变动的标准差作为盈余认知质量的替代变量。股价部分的体现了资本市场对盈余质量的认知和评价, 股价变动的标准差体现了信息使用者和盈余生产者的盈余质量博弈。本文计算了两个阶段的股价变动的标准差:一是自会计年度结束日至财务报告公布日的样本公司股价变动的标准差, 一是自财务报告公布日至财务报告年度次年的第二季报期末。实际计算日期为:一是2007年1月1日至各样本公司财务报告公布日, 一是自各样本公司财务报告公布日至2007年6月30日。由于样本公司的情况不同, 有的样本公司由于涨停原因或是其他原因缺失几日的股价数据, 这并不影响我们计算股价变动的标准差。股价使用的是收盘价。

(2) 博弈相关性。根据盈余质量性态分解假说, 将样本公司的利润总额与营业利润的差额平减资产总额作为博弈相关性的替代变量。如此处理是基于两点考虑:第一, 线下项目更多地体现了盈余生产者对未来的企业现金流量的判断和估计, 同时也是盈余生产者进行盈余管理等博弈行为的主要区域;第二, 平减资产总额既能消除规模效应对回归模型的影响, 也真正体现了相关性的来源。资产总额既采用2006年的年初额, 也采用2006年的年末额。

2. 控制变量。

(1) 可靠性。本文以经营活动产生的现金净流量平减总资产作为可靠性的替代变量。其原因有两点:一是经营活动产生的现金流量是企业生存和发展的原动力, 是公司运营增长的主体部分;一是经营活动产生的净现金流量具有稳定的持久性, 是盈余信息中最可靠的部分。

(2) 基础相关性。笔者以营业利润与经营活动产生的净现金流量的差额平减资产总额作为基础相关性的替代变量。为保证以上计算所得的数据符合理论分析规定的可靠性、基础相关性和博弈相关性为[0, 1]内的正数, 在进入模型时均采用绝对值。

(3) 其它市场信息变量。其它市场信息变量是指信息使用者获得的关于企业的非盈余信息变量。其它市场信息诠释了企业的经济利润, 而即将公布的盈余信息也诠释了经济利润, 我们可以选择报告年度的盈余信息质量作为其他市场信息的替代变量。与前面的可靠性、基础相关性和博弈相关性不同, 这里的可靠性、相关性采用2006年报数据计算, 而前面的诸变量采用的是2005年报数据计算的。

(4) 市场期望。本文认为市场期望体现在股价的波动上, 因此, 以股价的标准差作为市场期望的替代变量。在实证分析时采取了分段计算股价标准差的办法:自2007年1月1日至财务报告公布日的股价标准差和自财务报告公布日至2007年6月30日止的股价标准差。这是因为盈余生产者在生产盈余信息时, 不仅要关注准备期的股价变动, 而且更会预测盈余信息公布后的市场反应。

(5) 契约变量前面已经论述, 不再赘述。

四、实证结果分析

(一) 线性回归分析

为深化我们的分析, 我们将需要进行回归分析的线性经验模型归结如下:

其中, 变量Spf定义为“财务报告公布日之前的股价变动标准差”。采用SPSS15.0软件进行回归分析, 在下面实证模型回归分析表中, 给出了回归结果的部分摘要。

首先, 模型1的显著性水平为0.006, DW=2.065, 不存在随机误差项的自相关性。模型1中同时考虑了历史的盈余可靠性、基础相关性、博弈相关性和预期的盈余可靠性、基础相关性、博弈相关性的联合影响, 其中显著的变量分别是预期的基础相关性和历史的博弈相关性, 其显著性水平分别为0.016和0.008, 支持了理论假说, 而其余的影响因素都不显著其中预期的可靠性的显著性水平为0.127, 预期的博弈相关性的显著性水平为0.9, 历史的可靠性的显著性水平为0.208, 相关性显著性水平为0.36。这说明在历史的盈余质量和其他的市场信息的联合影响下, 市场的盈余认知质量表现出两大特点:一是认知锚定现象, 另一是认知学习现象。盈余认知质量对历史的博弈相关性十分敏感, 其回归关系极为显著, 表明在盈余认知与盈余生产的博弈过程中, 盈余认知不能很好的认知和评价博弈相关性而造成了对盈余质量认知的偏差, 这种偏差对市场盈余认知行为的冲击是巨大的, 因此, 在新的盈余质量博弈时期, 市场的盈余认知格外关注历史的博弈相关性, 呈现出显著的锚定现象。市场的盈余认知行为还表现为认知学习现象, 这与锚定现象并不矛盾, 正是由于市场的盈余认知行为对历史的博弈相关性的“震惊”巨大, 所以, 在新的盈余质量博弈时期, 市场的盈余认知行为自然将认知的重点集中在对新的博弈相关性的预期上。拟合优度不高的实证结果提醒我们:信息市场是竞争的, 盈余质量信息并不具备竞争的优势地位。

其次, 模型2的显著性水平不高, 表明存在可靠性、基础相关性对博弈相关性的约束关系, 但不显著;加入以债务资产比率和第一大股东控制权变化率为代表的契约变量后, 模型3在10%水平上显著, 其显著性水平水平为0.097。我们对模型3进行详细分析, 股价变动标准差系数β2=0.001, 显著性水平为0.712, 表明盈余生产者在确定盈余质量的博弈相关性时较少的考虑市场认知的情况, 可能的原因有两点:第一, 市场的盈余认知行为有锚定现象, 锚定在历史的博弈相关性方面, 而对即将公布的盈余质量的博弈性认知能力有限;第二, 盈余信息生产者在确定博弈相关性时更多的受到可靠性和基础相关性的制约, 模型3中可靠性系数β3=-0.187, 显著性水平为0.011, 基础相关性系数β4=0.166, 显著性水平为0.038, 这是可靠性和基础相关性制约博弈相关性的有力的经验证据。债务资产比率和第一大股东控制权变化率均和博弈相关性负相关, 但是显著性水平不高, 分别为0.153和0.185, 这表明, 目前企业的契约变量并不能有效的影响盈余信息的生产质量。

(二) 非线性回归分析

单纯的以线性模型来研究盈余质量, 其结论可能是片面的。

与前面的研究不同:我们只建立市场认知对盈余生产质量的非线性回归模型。我们选取盈余认知质量的第一阶段, 以股价标准差和盈余生产质量为变量建立非线性回归模型。

变量定义为:

Spf=“财务报告公布日之前的股价变动标准差”;

GRt-1=“信息使用者度量的前期盈余信息的博弈相关性”, 简称博弈相关性。

模型4的拟合优度达到0.113, 修正后的拟合优度达到了0.099。模型的显著性水平为0.005, 极为显著, β=-0.98, t=-2.895。模型4的回归结果验证了我们的理论推断:盈余认知质量和盈余生产质量具有非线性关系, 博弈相关性与市场对盈余生产质量的认知和评价是显著负相关的。

为验证市场是否存在“锚定”现象, 我们将市场认知与预期的盈余质量的博弈相关性建立幂函数回归模型, 如下:

其中, GRt=“信息使用者预期的本期盈余信息的博弈相关性”, 简称博弈相关性。本文选取2006年公司盈余年报的博弈相关性作为替代变量。回归结果显示模型的显著性水平为0.479, 不显著, β=0.028, t=0.713, R=0.008, 修正后的R=-0.008, 可见在盈余年报公布之前, 信息使用者基本不能正确的预期未来的盈余质量的博弈相关性。

由上述分析知盈余认知对博弈相关性的认知和评价是曲线相关的, 随着博弈相关性的变化, 盈余认知质量呈现一种反向变化趋势。

(三) 相关分析

本部分将对线性模型1和3进行变量之间的相关分析, 检验变量之间是否存在严重的多重共线性并对模型进行优化。

首先对模型1进行相关分析和偏相关分析。

结果验证了我们的理论假说:市场的盈余认知行为与博弈相关性负相关。模型1中的可靠性和基础相关性相关程度较高, 可靠性05和博弈相关性05的相关水平能够接受。为研究非盈余的市场信息能否为信息使用者提供信息增量, 我们控制了历史的盈余信息质量, 研究非盈余市场信息的边际效用。如下表:

结论表明, 在控制了历史的盈余信息质量后, 可靠性06的相关系数由模型1的联合效应下的0.011变为-0.137, 显著性水平由联合效应下的0.932变为0.285, 虽然仍不显著但是显著性水平已有大幅提高。

这里似乎有个“悖论”:可靠性与市场认知呈负相关的关系, 博弈相关性与市场认知呈正相关的关系。原因可能为:在排除历史盈余信息后, 市场不能认清博弈相关性的本质是一种交易成本, 而认为其对提高决策是有益的;市场在剖析博弈相关性同时却忽略了盈余质量的根本约束——可靠性。

结合理论分析、实证结果与我国的资本市场的现状, 将模型1进行了优化, 删掉可靠性变量, 有:

模型6的显著性水平为0.031, 拟合优度为0.158, 修正后的拟合优度为0.103, 各控制变量不存在显著的相关关系, 残差的Durbin-Watson检验值为2.071, 不存在自相关。其次, 分析模型3。研究的结果表明在控制了可靠性、基础相关性、债务资产比率和第一大股东控制权变化率后, 股价标准差并没有提供显著的信息增量。模型3中的可靠性和基础相关性存在较高的相关关系, 本文认为这对预测未来的博弈相关性影响不大, 可以接受。

(四) 稳健性检验 (盈利效应)

为了保证结论的可靠性, 本文剔除了亏损样本保留盈利样本做回归分析, 以检验结论的稳健性。剔出的亏损样本包括2005和2006两年的亏损公司。按照模型6作回归分析。回归结果如下:

稳健性检验的结果证明了盈利效应的存在。市场对连续盈利样本的盈余质量认知有其独特之处:清醒的认识到了基础相关性的复杂多变, 将认知的重点锚定在前期的基础相关性上;同时受到连续盈利的影响, 对未来的博弈相关性持过分乐观的态度, 不认为未来的博弈相关性是一种交易费用, 而是真实的盈余 (这种过分乐观的态度统计上并不显著) 。

五、研究结论

实证研究发现市场的盈余认知行为存在“锚定现象”和“学习现象”, 而盈余生产者在确定盈余的博弈相关性时没有特别留意市场的盈余的认知特点或者说没有利用市场的盈余认知特点因势利导调整博弈相关性。通过连续盈利样本的稳健性检验发现盈余认知行为的锚定现象和学习现象主要由盈利样本引致的, 但是市场的盈余认知行为对盈利样本有新的锚定现象, 而且表现的过分乐观。

实证结论表明:由于存在盈余认知的锚定效应和学习效应, 市场不能有效的认知盈余质量, 盈余的可靠性和相关性并没有达到均衡, 盈余认知质量和生产质量也是非均衡状态。

摘要：文章对盈余质量进行了性态分解, 通过构建线性和非线性实证模型, 研究了博弈相关性在盈余信息生产和认知的博弈过程中的变化。研究表明, 我国的资本市场存在锚定现象和学习现象。盈余生产者在确定盈余的博弈相关性时受多种因素约束, 没有特别留意市场的盈余认知特点。

关键词：博弈相关性,非线性,锚定现象,学习现象

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盈余质量分析 篇8

分析师的主要任务是通过收集与公司价值相关的各种信息,并对这些信息进行系统、科学地分析,通过预测公司未来盈余走向,建立价值评估模型来评估公司的内在价值,把评估价值和股票市值进行对比,向投资者提供买入、 卖出或者继续持有的建议。分析师预测水平主要由其自身能力以及预测时从外界获取信息的数量和质量所决定的。 其中,会计信息取得成本较低且较真实地反映公司经营状况,因而成为分析师预测的主要依据。因此上市公司所披露的会计信息质量,尤其是盈余信息质量的好坏,在很大程度上影响着分析师预测的结果。审计师执行的独立审计工作能够有效改善会计信息质量。代理理论认为高质量的审计工作能够提高会计信息的可信度,从而减轻代理问题,提高公司的整体价值。审计师相比于分析师来说,更容易接触公司内部信息,更能够了解上市公司的实际经营情况,因此在信息获取方面更具备优势。因此,分析师倾向于相信声誉好的审计师或会计师事务所出具的审计报告,从而降低对公司盈余信息的依赖,最终削弱分析师预测与盈余质量之间的关系。本文将审计师和分析师结合起来,深入了对分析师预测行为的解释,可以帮助投资者更好地理解分析师预测误差,有助于增强市场的有效性。

二、理论分析与研究假设

(一)盈余质量与分析师预测分析师预测反映了市场对公司未来盈余的预期,那么预测结果的好坏尤为重要。我国分析师进行盈余预测时,信息来源主要有公开信息、公司调研、间接来源和非正式信息四个方面。其中财务报告由于经过注册会计师审计并且受到证监会的监督管理,其可信度比通过其他方式获得的私有信息相对要高。 另外,由于财务报告属于公开信息,取得成本较低,并且其直接反映公司经营情况,因而成为分析师进行预测的重要依据。在财务报表包含的所有内容当中,最重要的一项就是盈余信息。高质量的盈余信息能够真实地反映公司运营和财务状况,从而降低分析师预测的难度,同时减少分析师对公司价值的异质信念,从而降低分析师之间的分歧度。这一分析与李丹、贾宁(2009)的研究结果是一致的。她们通过研究2003年至2007年上市公司数据,发现公司盈余质量越高,分析师预测准确度高,分歧度越少。基于以上分析,本文提出如下假设:

H1:上市公司盈余质量越高,分析师预测准确度越高

H2:上市公司盈余质量越高,分析师预测分歧度越低

(二)盈余质量、审计质量与分析师预测独立审计是现代资本市场的重要角色,通过独立性能改善公司披露报告的质 量 ,从而更容 易被市场 参与者信 任 。Watts and Zimmerman(1983)的早期研究就发现,现代企业的两权分离导致市场参与者之间存在大量委托代理关系,由此产生高昂的资本成本,为了获取信任公司自发聘用高声誉审计师。学术界对审计质量与分析师预测的研究较少。Bruce K. Behn等(2008)发现分析师对经过五大审计或者由非五大中的专家审计过的上市公司进行盈余预测的准确度更高, 而且分歧度低。储一均等(2011)考察了财务分析师如何看待审计质量。他们发现分析师认为审计任期与审计质量正相关。李刚(2013)研究了年报审计质量对证券分析师盈余预测行为的影响,结果表明审计质量对证券分析师盈余预测行为有显著的影响。前文分析表明,分析师预测的特征会受到信息来源的影响,而公司盈余的真实情况会作为公司的内部资料被保密。同样,分析师也很少能有机会接触具体的数据,因此很难详细分析公司实际经营情况对公司价值的影响。而审计师有机会接触具体的账目和报表,并且能够对公司的实际经营状况进行判断。审计师的判断也就成为了分析师的重要参考资料。独立审计通过提高信息的可靠性和相关性,使会计信息与公司经济实质更趋于一致。高质量的审计能够区分盈余管理的性质,并对此做出反应,出具非标准的意见或者导致事务所的更换。但由于审计结果是消除了错误的会计报告,并且其消除过程是保密无法对外披露,那么到底是消除了错误,还是并未消除错误而是和公司一起掩盖问题,难以被投资者直接判断, 所以审计质量本身是无法直接观测衡量的,资本市场的参与者对于审计涉及的专业能力和审计师是否独立难以定量分析。国内外大多数研究文献选用审计意见作为审计质量的替代变量。较高的审计质量下,即使盈余质量较差,盈余管理程度较大,但审计师认可了其行为,那么这种状况可能是公司特殊环境或者特定时期的体现。分析师会倾向于利用经高质量审计的结果进行判断,盈余质量对于分析师分析结果的干扰程度也较低。因此本文提出如下假设:

H3:被出具标准无保留审计意见的公司,盈余质量对预测准确度的影响较少

H4:被出具标准无保留审计意见的公司,盈余质量对预测分歧度的影响较少

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源本文选取2008-2012年沪深A股上市公司作为样本,剔除金融、综合类、公用行业、2012年上市、数据缺失、值异常的公司。在研究分析师预测分歧度时,剔除参与预测分析师数目少于3人的公司。最终样本涉及八个行业的数据。本文数据均来自国泰安数据库。

(二)变量定义本文选取如下变量:

(1)被解释变量:分析师预测准确度(Accuracyi,t),分析师预测分歧度(Divergencei,t)。准确性的内涵一般是取每股盈余的预测值和实际值的差的绝对值 (以每股价格标准化)。本文被解释变量Accuracyi,t表示的是分析师对公司i第t年的年度每股盈余预测的准确度,具体公式如下:

其中为所有分析师对公司i第t年的年度每股盈余预测的平均值,REPSi,t为公司i第t年的年度每股盈余实际值,APSi,t为公司i第t年的每股总资产。由于有些分析师会利用第t-1年的会计信息预测第t+1年EPS,相比来说预测的准确性必然降低,因此,本文剔除这一部分数据,仅考虑分析师利用第t-1年的会计信息预测第t年EPS的情况。

分歧度指的是在任何一个时间点上,对某家公司同一季度或年度盈余所有分析师预测的标准差,反映了分析师之间意见的不一致性。本文被解释变量Divergencei,t为分析师对公司i第t年年度盈余预测的标准差除以公司i的每股总资产。需要注意的是,此处仅考虑参与预测的分析师数目三人及以上的公司。

(2)解释变量:盈余质量(Abnormal Accrualsi,t),审计质量(Audit Qualityi,t)。在可操纵性应计利润的计算中,本文主要参考了Dechow等(1995)中的截面修正琼斯模型。首先, 基于行业的年度截面数据估计模型从而得到行业φ1,φ2及 φ3的估计值。其中,Total Accrucalsi,t表示的是总应计项目,等于当年营业利润减去经营活动现金净流量;Assetsi,t-1为上一年年末总资产;△REVi,t为主营业务收入的变化额,等于当年主营业务收入减去上一年主营业务收入;△ARi,t为应收账款变化额,等于当年应收账款减去上一年应收账款; PPEi,t为当年年末固定资产原值;i,t分别表示样本公司和年度。之后,对于每一个行业中每一家样本上市公司的每一个样本年,分别计算上列模型的残差,即可得到每一家上市公司的可操纵性应计利润。由于正或负的可操纵性应计利润都表明公司报告的盈余与其真实值的偏离,所以本文取可操纵性应计利润的绝对值来表示盈余质量,绝对值越大,盈余质量越差。本文选择审计意见作为审计质量的替代变量进行稳健性检验,如果审计师出具的是标准无保留审计意见,则Audit Qualityi,t=1,否则为零。

(3)控制变量。表1列示了本文研究中的控制变量,以及计算公式。

(三)模型构建

模型一:

模型二:

模型三:

模型四:

模型五:

模型六:

四、实证分析

(一)描述性统计表2列示了样本公司相关数据的描述性统计结果。分析师数目的均值为34.78,中位数为8,极大值为587,极小值为0,标准差为58.416,说明分析师对不同上市公司的关注度差异非常大,部分上市公司被过多关注,而大多数上市公司受关注度极低。另外,预测准确度方面,均值为0.02056,表示分析师预测每股收益的平均值与实际每股收益之间的差额大约是上一年度每股总资产的2.056%,预测分歧度方面,均值为0.012988,表示预测的分歧度大约是上一年度每股总资产的1.2988%。根据琼斯模型计算出来的可操纵性应计利润 (盈余质量) 均值为0.1328,表示上市公司应计利润中可操纵部分大约是上一年度总资产的13.28%。盈余持续性的平均值为-0.72986。审计意见的均值为0.99,四分位数均为1,说明大多数上市公司被出具的都是标准无保留审计意见。

(二)回归分析本文进行了如下回归分析:

(1)盈余质量与分析师预测。表3列示了盈余质量与分析师预测准确度的回归结果。结果显示,盈余质量的回归系数为0.004,在10%的水平上显著为正,说明分析师预测准确度与上市公司盈余质量显著正相关,上市公司盈余质量越高,分析师预测的EPS越准确。因此,假设1验证成立。 另外,模型一回归检验中的多数变量都有显著结果,例如公司规模的系数显著为负,说明公司规模越大,分析师预测的准确度降低,是否亏损的系数显著为正,说明分析师对亏损公司的预测准确度较高,分析师数目的系数显著为负,说明分析师数目的增多会降低预测的准确性。模型一的F值为19.26308,在1%的水平上显著,说明整个模型的拟合度很好。并且所有变量共线性统计量VIF均小于10,说明各个变量之间不存在严重的共线性问题。表4列示了盈余质量与分析师预测分歧度的回归结果。结果显示,盈余质量的回归系数为0.003,在1%的水平上显著为正,说明分析师预测分歧度与上市公司盈余质量显著正相关,上市公司盈余质量越高,在预测EPS时分析师之间的分歧越小越。因此,假设2验证成立。模型二的F值为19.26308,在1%的水平上显著,说明整个模型的拟合度很好。并且所有变量的共线性统计量VIF均小于10,说明各个变量之间不存在严重的共线性问题。

(2)盈余质量、审计质量与分析师预测。假设3和假设4研究的是审计质量对于盈余质量和分析师预之间关系的影响。本文首先检验审计质量对分析师预测是否有直接影响,即不包含交叉项的模型三和模型四。表5列示了分析师预测准确度与审计质量回归的结果。结果显示,审计质量的系数为-0.062,在1%的水平下显著,说明审计质量越高, 分析师预测的准确度高,预测误差越小。并且F值为25.8812在1%的水平下显著,说明整个模型拟合度较好。表6列示了分析师预测分歧度与审计质量回归的结果。结果显示,审计意见的系数不显著,说明审计质量与分析师预测分歧度之间存在显著的相关关系。为了进一步检验审计质量对盈余质量在分析师预测中的重要性,我们通过模型五和模型六来进行分析。表7列示了包含交叉项的分析师预测准确度与盈余质量、审计质量之间的回归结果。结果显示,盈余质量与审计意见交叉项的系数为负,在5%的水平下显著, 说明盈余质量一定的情况下,上市公司审计质量越高,分析师预测准确度越高,预测误差越小。因此,通过以上分析,假设3验证成立。表8列示了包含交叉项的分析师预测分歧度与盈余质量、审计质量之间的回归结果。结果显示, 审计意见、盈余质量与审计意见交叉项的系数均不显著, 也就是说,审计质量无法影响盈余质量与分析师预测分歧度之间的关系。因此,假设4验证不成立。通过以上实证分析,最终假设1、假设2、假设3成立,假设4未通过检验。

五、结论

盈余质量分析 篇9

自从1993年9月的“宝延事件”以来, 国有上市公司的民营化走过了16个年头。截至2007年底, 沪深两市主板共有247家民营化上市公司 (这里的民营化是指民营公司通过“买壳”国有上市公司而成为上市公司) 。2009年大股东华伦涉嫌6亿高利贷, 被疑违规掏空上市公司—四川金顶 (600678) 的案例, 以及S*ST恒立 (000622) 自从2006年以来艰难的重组过程、暂停上市三年的S*ST圣方 (000620) 的重组希望、*ST金果2009年7月提交的重组方案被否决以及退市进入倒计时、S*ST昌源2000年以来的重组历程、*ST太光近5年的多次重组等等案例, 再一次促使我们来思考和审视民营化的效应。以往的文献大都是从公司治理的视角来研究民营化后业绩或企业价值的变化, 鲜有文献从盈余质量的视角来研究民营化的后果。本文从盈余质量的视角来研究民营化的效应, 不仅考察民营化前后的盈余质量差异, 而且考察民营化公司及其配对国有上市公司的盈余质量差异。

1 理论分析与研究假设

1.1 民营化公司盈余质量下降的外部动机与压力

我国国企改革的根本特征在于“渐进性”和“政府主导性”, 这两个特征从根本上决定了我国国企民营化的方式、方向和效率。民营化过程中必然存在着我国转型期特殊背景下的并购动机, 比如通过并购获得政府的税收减免以及政府补贴;组织企业集团即政府官员试图通过并购来扩大公司规模, 提升企业的行政级别, 从而享受更多的控制权收益;或者将并购作为公司破产的替代机制 (李哲, 2007) ;或者为了获得配股、增发资格, 因为控制权转移常常和上市公司“保壳”、“保配”相联系 (方轶强, 夏立军, 李莫愁, 2006) 这种由于体制因素而导致并购重组的非市场行为, 尤其是并购重组过程中的非等价交易与ST公司的“保壳运动”, 已成为我国民营化过程的特殊现象, 也是“体制因素下的价值转移与再分配假说”在我国的应用。

体制因素下的价值转移与再分配假说提供了民营化公司盈余管理的可能动机, 而管制理论下的证监会行为是民营化公司盈余管理的机制压力。证监会基于资本市场进入资格的审批所进行的替代性管制涉及公司新股发行、配股或增发以及摘牌或退市的全过程。在上市公司控制权转移之后, 为了获得配股、增发资格或者为了避免被摘牌, 管理层很可能通过盈余管理来避免证监会配股、增发资格甚至摘牌的限制。我国上市公司曾经出现的净资产收益率10%、6%现象足以说明证监会管理的压力和上市公司盈余管理的可能性。

1.2 民营化公司盈余管理下降的内在动机

体制因素下的价值转移与再分配假说和监管理论提供了民营化公司盈余管理的外部动机和压力, 而民营化之后主营业务的不稳定和频繁的负利润是其盈余管理的内在压力。我们通过对1999-2005年154家民营化公司的数据计算发现:民营化之后, 企业的资产规模、负债程度、所有者权益、收入、营业利润、净利润、经营活动现金净流量等大都发生了显著性的变化, 除了应收账款与民营化前后第一年的经营活动现金流、第二年的净利润没有显著的变化之外孙亮、刘春 (2008) 利用2003-2005年的国有和IPO上市的民营上市公司对比组数据, 通过调整的截面Jones现金流模型计量操控型应计利润, 证明民营上市公司的盈余管理程度显著高于国有上市公司。向阳 (2007) 以沪深两市2002年至2005年非金融类上市公司为样本, 使用盈余反应系数 (ERC) 模型与盈余管理模型来计量上市公司盈余质量, 发现, 国有公司的盈余信息含量显著高于民营公司的盈余信息质量。吕久琴、惠丰廷 (2009) 使用1998至2000年281家民营上市公司及其配对国有上市公司样本, 以MDD模型计算的连续5年残差标准差作为盈余质量的衡量, 发现:民营上市公司与国有上市公司的盈余质量有显著差异;并且民营上市公司的盈余质量变化幅度较大, 呈现下降的趋势。但是, 这些文献都没有提供民营化公司盈余管理的证据。向阳、吕久琴都将民营化公司包含在民营公司样本中, 作为其中的一部分, 而孙亮、刘春则将民营化公司排除在研究的样本之外。

基于民营化公司的与理论分析、现状和已有的经验证据, 得出我们的研究假设:比起民营化之前的国有公司以及同行业同规模同时上市但没有民营化的国有公司, 民营化公司的盈余质量有显著下降的趋势。

2 研究设计

2.1 研究思路

首先, 我们来比较民营化前后的盈余质量, 通过描述性统计和单变量检验来说明民营化之后上市公司的盈余质量的下降趋势;其次, 通过描述性统计和单变量回归来比较民营化公司及其配对样本的盈余质量差异。

2.2 样本选择与数据来源

民营化公司的原始数据来源于CCERDATA数据库, 其他的原始数据来源于Wind、CSMAR、巨潮咨询网和金融界网, 经作者整理和手工收集。首先, 选取1992年至2008年民营化的公司, 剔除金融保险行业、数据不全的样本、样本量很少的年份, 最后得到1999～2005年民营化的公司共有154家。民营化公司配对样本的选取:选取民营化之前上市的国有企业, 同时控制行业和规模, 规模控制在资产总额的30%以内。比如1999年民营化的公司, 其配对样本的选取来自1998年上市的同行业、同规模的国有企业, 如果没有符合条件的, 就选择1997年或1997年以前上市的同行业同规模的国有企业, 其他年份民营化的公司, 配对样本的选取以此类推。这样选择的结果, 有100家民营化的公司, 其配对的样本有121, 总样本221家。

2.3 变量的定义及其计量方法

什么是盈余质量, 理论界至今没有一个标准的定义。以往的文献从经济实质观、计量观、信息观、契约观等方面对盈余质量进行了有争议性的探讨。实证上有三类盈余质量的计量方法: (1) 会计调整方法, (2) 时间序列调整法, (3) 市场计量法。从会计盈余管理的角度计量盈余质量是文献中采用的主要方法, Healy and Wahlen (1999) 对此有较详细的述评 (吕长江, 2008) 。

会计调整方法是指基于盈余管理角度, 从非经常损益、应计项目和现金流量等不同方面, 将会计盈余调整为盈余质量。因为会计调整方法来衡量盈余质量更符合我国上市公司的实际, 为此, 我们借鉴 (Dechow and Dichev, 2002) 应计与现金的关系的衡量误差来定义盈余质量, 较小的误差导致较高的盈余质量。当然, 利用应计与现金关系的衡量误差来计量盈余质量的模型很多, 比如DD模型, 修正的DD模型有MDD、FDD等 (Gemma and Ronald, 2008;McNichols, 2002) , Jones Model及其各种各样修正的Jones Model。因为民营化公司在民营化过程中可能会涉及到行业的变更, 因此不便采用原始Jones模型。又因为有些民营化公司在上市之后不到5年就实施了民营化, 也不便使用MDD模型。最后, 我们借鉴Ball and Shivakumar (2005) 修正的Dechow and Dichev (2002) 模型计算盈余质量, 即等式 (1) :

ACCt=α0+α1CFt+α2CFt-1+α3CFt+1+α4DCFt+α5DCFt*CFt+εt (1)

ACCt表示第t年的总应计, 总应计是非常项目之前的盈余减去经营现金流, 再除以第t年的平均资产, 平均资产等于年初的资产加上年末的资产再除以2。CFt表示第t年的经营现金流, 再除以第t年的平均资产;CFt-1表示第t-1年现金流, 再除以第t年的平均资产;CFt+1表示第t+1年的经营现金流, 再除以第t年的平均资产。DCFt是个虚变量, 如果第t年的现金流减去第t-1年的现金流 (即CFt-CFt-1< 0) 小于0, 则DCFt为1, 否则为0。εt是残差项。交叉向DCFt*CFt是经济损失的代理。期望εt能够体现背离企业经营交易的总应计的非期望部分。残差的绝对值将作为盈余质量的衡量, 较高的绝对值表示较差盈余质量, 较低的绝对值表示较好的盈余质量。

为了使检验结果更可靠, 我们使用盈余中暂时性损失的持续性模型、Ball and Shivakumar (2005, 2006) 修正的Jones模型进行稳健型检验。

3 实证检验

3.1 民营化前后的盈余质量差异

当年民营化的公司, 其当年财务状况和经营结果并不体现民营企业本身的状况, 所以, 我们使用民营化之后第一年的数据作为计算盈余质量的起点, 连续3年的数据就是民营化之后第一年、第二年、第三年的数据。而民营化之前的数据则采自于民营化当年的前一年、前二年、前三年的数据。比如, 1999年民营化的企业, 对于民营化后的数据则来自于2000、2001、2002年, 对于民营化之前的数据则采自于1998、1997、1996年。其他年份的数据依此类推。由此可见, 民营化之前和之后盈余质量的比较, 实际上是在比较民营化之前的第二年和民营化之后的第二年的盈余质量。这样就排除了民营化过程中当年的影响。

首先, 利用公式 (1) 进行回归, 计算出公式 (1) 回归的残差绝对值, 作为盈余质量的衡量。对于1999～2005年的154家公司样本, 分年度和混合样本进行均值和中值检验 (见表2, 混合数据回归中控制了年份虚变量) 。分年度的检验中, 无论是均值还是中位数的数值, 1999年、2001、2002、2003 、2005年的民营化前的数值都小于民营化后的数值, 由于较小的数值代表较高的盈余质量, 因此, 这几年民营化的上市公司在民营化前的盈余质量都好于民营化后的盈余质量。2000年和2004民营化的公司中, 民营化前的盈余质量要劣于民营化后的盈余质量。1999～2005年混合数据的检验表明:民营化前后盈余质量的显著性差异 (1%的显著性水平) , 民营化前的盈余质量显著性地好于民营化后的盈余质量。

*表示在10%水平上显著, **表示在5%水平上显著, ***表示在1%水平上显著。

其次, 我们进行单变量检验。以民营化时间作为Dummy自变量 (当民营化前时, 取1, 民营化后时, 取0。) , 以公式 (1) 的残差的绝对值作为因变量进行回归, 其结果在1%的水平上显著 (t=-2.771) , 系数为-0.023, Constant系数=0.075, F=7.677, Adjusted R Square=2.1%。这说明, 相比民营化后的EQ数值, 民营化前的EQ的数值下降了0023, 由于较小的EQ数值代表较好的盈余质量。因此, 民营化前的盈余质量好于民营化后的盈余质量。

3.2 民营化公司及其配对样本盈余质量的比较

首先, 利用公式 (1) 计算的残差绝对值作为盈余质量的衡量, 对1999～2005民营化及其配对样本进行检测, 发现民营化公司与非民营化公司的盈余质量均值有着显著性的差异, 显著性水平为1%。无论是均值还是中位数, 非民营化公司的数值小于民营化公司的数值, 由于较高的数值表示较差的盈余质量, 因此, 民营化公司的盈余质量显著低于非民营化公司的盈余质量。

其次, 我们进行单变量检验。以是否民营化公司为自变量 (当民营化公司时, 取1, 非民营化公司, 取0。) , 以公式 (1) 的残差的绝对值作为因变量进行回归, 其结果在1%的水平上显著 (t=2.839) , 系数为0.018, F=8.059, Adjusted R Square=3.1%。Constant系数为0.041, (t=9.506) 。说明:民营化公司比非民营化公司的盈余质量数值高了0.018, 由于较高的数值表示较低的盈余质量, 因此, 民营化公司的盈余质量较非民营化公司低。

3.3 盈余质量下降的持续性检验

由于前所述及的盈余质量是上市公司民营化之后第2年的盈余质量, 为了检验民营化后盈余质量的变化趋势, 我们同时依据等式 (1) 计算了民营化之后第4年的盈余质量 (见表4) 。表3显示:1999、2001、2003年数据中, 无论是均值还是中值, 民营化第2年的盈余质量要低于第4年的盈余质量 (较大的数值表示较小的盈余质量) , 而2000、2002年的均值和中位数中, 民营化后第2年的盈余质量要高于第4年的盈余质量。如果以1999～2003年的混合数据作为计算对象, 在控制了年份之后, 民营化后第4年的盈余质量要高于第2年的盈余质量。这说明, 总体上, 民营化之后尽管盈余质量下降了, 但随着时间的变化, 民营化上市公司的盈余质量在不断提高。此外, 关于民营化及其配对样本的检验得出了相似的结论。

3.4 稳健型检验

3.4.1 暂时性损失的持续性

为了进一步证明民营化前后以及民营化公司及其配对样本的盈余质量差异, 我们借鉴DECHUN WANG (2006) 关于盈余中暂时性损失的持续性来检验民营化前后盈余质量的变化状况, 回归的结果同样验证了假设1:民营化前后盈余质量有显著差异, 而且民营化前的盈余质量高于民营化后的盈余质量。回归方程 (2) 及其变量定义如下:

注:因为需要民营化后连续5年的数据, 所以只能计算到2003年。

ΔNIt=α0+α1DΔNIt-1+α2ΔNIt-1+α3ΔNIt-1*DΔNIt-1+α4BAPt+α5DΔNIt-1*BAPt+α6ΔNIt-1*BAPt+α7ΔNIt-1*DΔNIt-1*BAPt+α8SIZEt+α9DΔNIt-1*SIZEt+α10ΔNIt-1*SIZEt+α11ΔNIt-1*DΔNIt-1*SIZEt+εt

这里:ΔNIt表示公司在t年非常项目之前的净利润的变化, 除以t-1年的平均总资产。ΔNIt-1表示公司在t-1年非常项目之前的净利润的变化, 除以t-1年的平均总资产。DΔNIt-1为1, 如果△NIt-1<0, 否则为0。BAP是DUMMY变量, 当公司是民营化前时, BAP=1, 当公司是民营化后时, BAP=0.SIZE是资产规模, 取总资产的自然对数。

其中, ΔNIt-1*DΔNIt-1*BAPt的系数α7显示出民营化前后暂时性损失的增量持续性。正的α7将表明民营化之前的暂时性损失更具有持续性, 即更低的盈余质量。相反, 负的α7表示民营化之前的暂时性损失具有较小的持续性, 即较高的盈余质量。我们的实证结果表明:α7为负 (-.489) , 在5%水平上显著 (t=-2.053**)

同样, 将民营化公司及其配对样本代入回归方程 (2) , 测试的结果是 不显著而且为正 (系数为0.120, t=0.207) 。这说明民营化公司的暂时性损失具有较大的持续性, 即较低的盈余质量。

3.4.2 修正的Jones model来测量稳健性

利用Ball and Shivakumar (2005, 2006) 修正的Jones (1991) model (见公式 (3) ) 来检验民营化前后以及民营化与非民营化公司盈余质量的稳健性, 得到了和上述结论一样的结论:民营化之后, 民营化公司的盈余质量下降了;相比同行业同规模同时上市但没有民营化的国有上市公司, 民营化公司的盈余质量较低。

ACCj, t=α0+α1CFj, t+α2ΔSalesj+α3FASSETj, t+α4DCFJ, T+α5DCFj, t*CFj, t+α6BAPj, t+α7BAPj, t*CFj, t+α8BAPj, t*ΔSalesj, t+α9BAPj, t*FASSETjt+α10BAPj, t*DCFj, t+α11BAPj, t*CFj, t*DCFj, t+εj, t

其中, ΔSales表示主营业务收入的变化额, 等于期末减去期初数据;FASSET表示固定资产净值, 当CFj, t<0时, DCFj, t=1, 否则, DCFj, t=0。其他的变量定义同前面公式。

4 研究结论、不足和未来研究展望

体制因素下的价值转移与再分配假说和监管理论提供了民营化公司盈余管理的外部动机和压力, 而民营化之后主营业务的不稳定和频繁的负利润是其盈余管理的内在压力。我们的经验证据同样表明了研究假设的正确性。相比民营化之前的国有上市公司和同行业同规模同时上市但没有民营化的国有上市公司, 民营化公司的盈余质量有下降的趋势。但利用公式 (1) 计算出来的第2年与第4年盈余质量结果表明, 民营化公司在民营化之后其盈余质量的下降趋势不具有持续性。暂时性损失的持续性检验与利用修正的Jones模型进行的检验结果揭示了民营化公司盈余质量下降的稳健性。

本文只是通过经验证据验证了民营化公司盈余质量的下降趋势, 或者说验证了民营化公司比国有上市公司盈余质量较低的现象。但没有从动机上去探求引起民营化公司盈余质量下降的驱动因素、影响因素及其经济后果。因此, 未来的研究可以集中在这些方面。

摘要：体制因素下的价值转移与再分配假说和监管理论提供了民营化公司盈余质量下降的理论基础。利用1999～2005年154家民营化上市公司以及民营化公司及其配对的221家上市公司样本, 通过实证检验发现:比起民营化之前的国有上市公司以及同行业同规模同时上市但没有民营化的国有上市公司, 民营化公司的盈余质量有显著下降的趋势。但这种下降趋势不具有持续性。稳健性检验也支持我们的结论。这种结论弥补了民营化效应的研究中关于盈余质量研究的不足。

关键词：民营化,盈余质量,上市公司

参考文献

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盈余质量分析 篇10

一、提出假设

基于资本结构动态调整理念的导向下, Rangan、Flannery等学者在研究活动开展过程中, 利用模型设计方法, 对企业资本结构进行了调整。而我国学者在资本结构调整过程中, 注重结合负债水平、财务风险、代理冲突等因素的影响, 由此实现对动态资本结构的调节, 满足企业盈余管理需求。同时, 经研究发现, 盈余管理质量与企业未来收益间存在着正相关关系, 例如, Bharath等人的研究活动中指出现金流具备一定的不确定性, 因而企业盈余质量管理越差, 经济收益波动越大, 为此, 本文在模型设计过程中提出了对应的假设条件:

第一, 企业盈余质量越差, 资本结构偏离最优资本结构的程度越大;

第二, 企业盈余质量越差, 资本结构调整速度越慢。

二、模型和变量设计

在本文研究过程中, 为了实现对假设问题的验证, 将Dist, i, 即资本结构偏离最优资本结构程度作为被解释变量, 且利用实际资本结构、最优资本结构间差值进行表示。例如, 当Dist, i差值接近0时, 即表示企业在经营活动开展过程中处在最佳的资本结构调整状态。同时, 为了精准化研究结果, 在本次模型设计过程中, 注重将确定时间、企业特征等作为被解释变量的影响因素, 即利用公式:TLevi, t=α+βXi, t-1+yt-1对最优资本结构进行表示, 且设定TLevi, t、Xi, t-1为最优结构及最优结构向量, 而yt-1为变量, 由此达到模型设计目的[1]。此外, 为了实现对假设一、假设二的验证, 在模型和变量设计过程中, 注重将假设一模型设定为:Dist, i=α+β1DAi, t-1+β3Xi, t-1+yt-1+εi, t, 而资本结构动态调整过程为:Levi, t-Levi, t-1=δ (TLevi, t-TLevi, t-1) +εi, t, 继而通过对δ>1, δ=1的形式, 对资本结构调整速度进行反馈, 例如, δ>1时, 表示调整过快, 最终满足实验研究条件。

三、数据统计

在本次研究活动开展过程中, 为了保障实验研究结果的精准性, 注重将2010年-2015年沪深A股上市公司作为实验研究样本, 同时在样本数据统计过程中, 为了精准化样本数据, 将锐思数据库和国泰安数据库作为数据获取途径, 即在数据采集过程中从1800家公司中获取9543个有效样本, 满足了实验研究需求。此外, 在数据统计过程中, 为了深化对我国上市公司经营状况等层面的了解, 以数据整理形式对统计数据进行了计算, 即我国当前上市公司负债率均值、中值均为0.27, 而与美国0.26相比, 呈现出较高的负债发展趋势。但从负债率标准差角度来看, 负债率在我国上市公司最优结构中分布较为明显[2]。另外, 从会计盈余角度来看, 我国会计盈余质量均值、中值分别为0.09、0.007, 即幅度较大的盈余管理公司比例较大。

四、实证分析

本文模型设计过程中, 实证研究结果主要体现在以下几个方面:

第一, 从会计盈余质量与资本结构偏差程度角度来看, 会计盈余质量DA1系数1%=0.02, 即基于会计盈余质量提高的基础上, 上市公司最优资本结构偏离问题将得到改善。即本文中假设一成立。因而当代企业领域在可持续发展过程中, 为了增强自身整体竞争实力, 应注重制定会计盈余质量管理对策, 由此推进自身的快速发展[3];

第二, 从会计盈余质量与资本结构调整速度角度来看, 样本数据中, 企业资本结构动态调整模型代入后计算结果, 为0.098, 即二者存在着正相关关系, 因而本文中假设二亦成立。

五、结论

综上可知, 会计盈余质量影响着企业资本结构动态调整效果, 为此, 当代企业在可持续发展过程中应着重提高对此问题的重视程度, 并注重在实践盈余管理工作开展过程中, 综合信息不对称、代理冲突等影响因素, 对会计盈余质量管理工作进行规划, 且要求会计人员在实际工作开展过程中严格遵从盈余管理规章制度, 就此提升企业整体资本结构调整能力, 满足企业运营条件, 同时便于企业在生产、经营过程中, 达到最佳的资本配置状态。

参考文献

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盈余质量分析 篇11

关键词：盈余质量不确定性；投资者短期回报；固有不确定性

一、 盈余质量不确定性的概念阐述

Dechow等在其2010年发表的文献综述中提出了较为全面的盈余质量定义：高质量的盈余向决策者提供了更多的关于公司财务绩效相关的投资决策信息。Lev（1989）针对资本市场的投资决策，将盈余质量定义为盈余信息预测投资者未来回报的能力。由此可见，这些盈余质量的定义反映了现有研究主要关注盈余质量的期望值，并未考虑盈余质量的不确定性。

然而，在现实过程中，投资者判断盈余质量有时是非常困难的，主要有两点原因。第一，判断盈余质量对投资者来说是一个极其困难的过程。投资者需要根据之前对于公司盈余质量的了解，或者需要搜集和分析公司的盈余报告对公司的盈余质量予以判断。但由于投资者获取的信息比较有限并且投资者对信息的分析能力不强，投资者都可能对盈余质量的判断存在不确定性。第二，公司的盈余质量并不一定完全稳定，公司的盈余质量忽高忽低，使得投资者对盈余质量的判断存在不确定性。以上两点说明，投资者在判断盈余质量的过程中存在不确定性。因此，盈余质量就应当同时包括盈余质量水平和盈余质量不确定性两个因素。

与盈余质量不确定性相关的概念是信息不确定性（Zhang，2006；Jiang，Lee & Zhang，2005；于李胜和王艳艳，2006）。信息不确定性主要是指预测企业未来价值的新信息所带来的不确定性，主要包括企业基本面的波动性和信息质量两个方面。根据这一概念，Francis等（2007）提出，可以将盈余质量可以作为信息不确定性的替代变量，认为盈余质量越高，信息不确定性越小。由此可以看出，信息不确定性与盈余质量不确定性所研究的投资者的决策过程的区别：信息不确定性关注的是投资者利用盈余信息来预测公司未来回报的过程，而盈余质量不确定性关注的是投资者评估盈余质量的过程。

基于上述分析，本文从概念上将盈余质量分为盈余质量水平和盈余质量不确定性两个方面，并在现有文献的基础上进一步分析盈余质量不确定性将如何影响投资者短期回报。

二、 研究假设

1. 盈余质量不确定性与投资者短期回报。研究界对于盈余信息与盈余质量将如何影响投资者盈余公告的短期回报已经有了深入的研究。当盈余公告发布时，投资者会对未预期盈余做出反应（Ball & Brown，1968），且未预期盈余越大，投资者估计股票的新价值越大。但即使公司的未预期盈余一致，盈余信息质量也会对投资者回报产生影响。投资者判断的盈余质量期望值越大，未预期盈余预测股票回报的能力越强，则未预期盈余与未来价值的关系越大。那么，盈余质量不确定性又将如何影响投资者的短期回报呢？Ellsberg（1961）认为，当投资者对信息质量的判断存在不确定性时，投资者对公司价值的预期会低于依据该盈余信息的主观估计值。Epstein和Schneider（2008）延续Ellsberg（1961）的逻辑进行分析，明确提出投资者回报会随着公开信息质量的不确定性的增大而减少。Illeditsch（2011）也发现，风险厌恶的投资者在面对公开信息质量的不确定性时会降低自身对公司价值的预期。那么，盈余质量不确定性会降低投资者对公司未来价值的预期，从而减少投资者的短期回报。因此，提出：

假设1：盈余质量不确定性越大，公司盈余公告期内累计超额回报越小。

2. 不同性质的盈余质量不确定性与投资者短期回报。细分盈余质量不确定性的类型将有助于进一步分析盈余质量不确定性与投资者回报的关系。借鉴Francis等（2005），按照盈余质量不确定性的来源区分，盈余质量不确定性可以分为固有不确定性和操控不确定性两个方面。固有不确定性是指由于企业经营环境不确定性引起的盈余质量不确定性。操控不确定性是指由于管理层操控引起的盈余质量不确定性。

固有不确定性与操控不确定性对投资者短期回报的影响程度不同。首先，经营环境作为影响公司价值的重要因素，经营环境不确定性引起的固有不确定性对投资者回报的影响更为显著。而由于管理层仅能在准则允许的情况下进行操控，除非发生严重的财务舞弊行为，操控不确定性对投资者回报的影响较为有限。其次，管理层参与整个会计信息的制作和披露过程，而投资者作为外部人很难清楚地了解这一过程。那么，管理层相比投资者掌握更多的会计操控类的信息。然而，由于经营环境层面的信息往往与市场和行业等因素相关，投资者也能够较为清楚地掌握很多经营环境层面的相关信息。那么，管理层在经营环境层面相比投资者未必有绝对的信息优势。因此，相比操控不确定性，投资者能够更有效地识别固有不确定性，这也会使得固有不确定性相比操控不确定性对投资者短期回报的影响更为显著。基于上述分析，提出：

假设2：固有不确定性对投资者短期回报的影响显著大于操控不确定性。

三、 研究设计

1. 研究样本。本文的数据均来源于Resset数据库，选取2007年～2010年的上市公司季报、半年报和年报的季度数据。由于需要多期滞后值来计算应计模型残差的标准差作为盈余质量不确定性的替代变量，研究选用季度数据来保证足够数量的观测值。样本还做了如下处理：①由于金融企业的业务性质与其他公司有较大差异，剔除了金融企业样本；②剔除了数据缺失的样本；③对所有变量进行1%分位数缩尾处理。

2. 变量定义。

（1）解释变量。盈余质量不确定性（Sdaccruals）等于应计项目总额的标准差。通过下列式（1）得到总应计项目的绝对值，利用t-7到t期公司i标准化后的总应计项目绝对值的标准差得到盈余质量不确定性。

TCAi，t=？驻CAi，t-？驻CLi，t-？驻Cashi，t+？驻STDEBTi，t（1）

TCA代表应计项目，CA代表流动资产，CL代表流动负债，Cash代表现金，STDEBT代表一年内到期长期负债。

固有不确定性等于应计项目总额的标准差对经营环境相关变量回归的拟合值后的拟合值部分，操控不确定性等于应计项目总额的标准差对经营环境相关变量回归的残差值。回归模型如式（2）。

sdaccruals=？茁0+？茁1×Assets+？茁2×？滓（CFO）i，t+？茁3×？滓（Sales）i，t+？茁4×OperCycle+？茁5×NegEarn+？着i，t（2）

其中，Assets表示当期公司总资产价值，？滓（CFO）i，t代表公司t-7期到t期经营现金流量的标准差，？滓（Sales）i，t代表公司t-7期到t期营业收入的标准差，OperCycle代表公司当期的营运资金周转天数，NegEarn代表公司t-7期到t期净利润为负的次数。

（2）被解释变量。投资者短期回报（CAR）等于市场调整法计算的事件（0，30）期间的累计超额回报率。

（3）控制变量。盈余质量水平（Accruals）、风险（Beta）、市盈率（BM）、资产规模（Assets）、未预期盈余（UE）、资产回报率（Roa）、机构投资者持股比例（Inst）和产权比率（Lev）。所有变量定义如表1所示。

3. 研究步骤。利用模型（3）检验假设1。

CAR=？茁0+？茁1×Sdaccruals+？茁2×Accruals+？茁3×Beta+？茁4×Assets+？茁5×UE+？茁6×Roa+？茁7×Inst+？茁8×Lev+？着（3）

利用模型（4）检验假设2。

CAR=？茁0+？茁1×InnateEQ+？茁2×DisEQ+？茁3×Accruals+？茁4×Beta+？茁5×Assets+？茁6×UE+？茁7×Roa+？茁8×Inst+？茁9×Lev+？着（4）

四、 研究结果

1. 盈余质量不确定性与投资者短期回报。盈余质量不确定性是否能够影响投资者短期回报呢？回归结果如表2所示。盈余质量不确定性的系数在全样本和未预期盈余小于零的样本中均在1%或5%的水平上显著为负，但盈余质量水平的系数在所有样本中均不显著。上述回归结果说明，盈余质量不确定性越大，市场的累计超额回报就越小，假设1得到验证。并且，当面临坏消息时，投资者对盈余质量的不确定性反应更加敏感。

2. 固有不确定性、操控性不确定性与投资者短期回报。表3列示了固有不确定性和操控性不确定性对投资者短期回报影响的回归结果。如表3所示，固有不确定性与操控不确定性的系数均在1%的水平上显著为负。并且，固有不确定性的回归系数是操控不确定性系数的两倍，且应用wald test发现两者的系数差异显著大于零（F=6.49）。上述回归结果验证了假设2，固有不确定性对投资者短期回报的影响显著大于操控性不确定性。

3. 稳健性检验。本文利用Francis等（2005）的方法对本文的假设1、假设2进行了稳健性检验，回归结果基本不变。另外，利用Jones（1991）的应计质量计量模型对本文的假设1与假设2进行了稳健性检验，得到的结论与之前的检验结果一致。最后，利用标准化的未预期盈余（未预期盈余除以当期的总资产）代替未预期盈余进行检验，回归结果依然不变。

五、 结论

长期以来，盈余质量的研究都关注盈余质量的高低水平，潜在的假设就是投资者判断盈余质量不存在不确定性。但由于投资者的掌握信息较为有限并且信息解读能力不强，投资者对公司的盈余质量的判断存在不确定性。本文据此分析盈余质量不确定性对投资者短期回报的影响。研究发现，盈余质量不确定性能够显著降低投资者的盈余公告后的短期回报。进一步将盈余质量不确定性分为固有不确定性和操控不确定性，发现固有不确定性对投资者短期回报影响大于操控不确定性。

通过上述研究，提出如下两点建议：第一，公司财务报告应该披露更多关于管理层确认盈余的假设和条件的相关信息，从而帮助投资者更好地判断管理层提供的盈余信息质量。例如，在董事会报告中对未来前景展望的部分披露管理层作出收入确认和资产减值准备的原因。第二，监管层应当培养一批高素质的信息中介队伍。例如，鼓励信息中介队伍通过实地调查接触上市公司的实际业务来获取上市公司的最新信息，并培养专业人员来分析这些信息。信息中介的搜集和分析信息的专业能力能够帮助投资者更好地判断盈余信息的质量。

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基金项目：国家自然科学基金项目“终级控制人、资本市场环境与企业风险承担”（项目号：71472096）。

作者简介：刘倩茹（1987-），女，汉族，四川省绵阳市人，南开大学商学院博士生，研究方向为会计信息质量和高管薪酬。

盈余质量分析 篇12

一、信息不对称

尽管会计准则、市场监管机构、市场微观结构和注册会计师在资本市场的作用各自不同, 但都是对公司信息结构产生重要影响的因素。然而在市场均衡分析中, 考虑信息不对称对资产定价和权益资本成本的影响也是十分必要的。

基于Grossman和Stiglitz (1980) 的古典分析框架, 大量学者探讨了私有信息在理性预期模型中的作用。Wang (1993) 认为, 信息不对称对权益资本成本产生两方面的影响:一是不知情的投资者会要求风险溢价作为对与知情投资者交易产生的逆向选择问题的补偿;二是知情投资者会使股价更具信息含量从而降低不知情投资者的风险, 不知情投资者要求补偿的风险溢价将会降低。但在两种不同影响同时存在的条件下, 信息不对称对资产均衡价格和权益资本成本产生怎样的影响, 现有的研究模型尚未给出明确答案, 而且这些模型中只包含一种风险资产。那么信息不对称如何影响资本市场股票截面回报和投资者的资产组合选择也不清楚。

Dow和Gorton (1995) 提供了另一种分析思路。知情投资者因为他们的信息优势而获益, 而相应的不知情投资者却遭受损失。知情投资者必须确保他们的投资组合不被不知情投资者复制或者模仿才能通过交易获取利益。显然, 现有模型中限定不知情投资者资产组合的选择 (他们不能模仿知情投资者资产组合的选择) 并不符合资本市场的实际情况, 因此这些模型的一般化扩展能力受到很强的约束。

信息不对称假说以Easley和O'Hara (2004) 的研究最有代表性。他们研究了市场公共信息和私有信息的不同结构对资本成本的影响 (公共信息和私有信息的不同组成结构即为市场信息不对称程度的衡量指标) , 研究指出, 处于信息劣势的投资者意识到他们处于信息不利地位, 并因此而选择持有少量获取信息并不充分的资产。因此, 信息结构中私有信息所占比例较大的股票即信息不对称程度较严重的公司股票需求会降低, 股价会下降, 相应的公司权益资本成本就会增加。其最终的结论为:私有信息引致一种新的系统风险, 而且在资产的均衡价格中投资者要求相应的风险补偿。

由上述信息不对称理论可以归结出会计信息对权益资本成本的影响: (1) 增加投资者预期投资回报的不确定性 (投资风险) , 投资者因此要求额外的风险补偿; (2) 影响公司股票需求量和流动性, 增加股票交易成本从而影响权益资本成本。

二、信息精确性

信息质量通过影响投资者对所投资的资产未来收益估计的不确定性, 从而影响资产均衡价格和权益资本成本。而信息质量对权益资本成本的影响既有可能是指信息反映公司本期或者预期价值的能力即本文所述信息精确性, 也有可能是指由于信息在投资者之间的不对称分布而导致的投资者所拥有信息的质量差异对权益资本成本的影响。因此, 信息质量差异导致的投资者估计预期回报的不确定性有两个来源:其一是因为信息在投资者之间的分布不同即信息不对称, 这是信息不对称假说主要讨论的问题;其二是公司披露的信息本身的精确性 (即信息反映公司变化的商业模式、经营环境以及盈利能力的准确程度) , 这是信息精确性假说研究的主要问题。

Merton (1987) 认为, 是信息不完备而不是信息不对称导致的信息风险对资产价格和资本成本产生影响。在Merton (1987) 的模型中, 投资者了解单个资产预期回报的具体分布情况 (信息对称) , 但并不完全知道市场上有多少同质或者异质的资产 (信息不完备) 。尽管他所提出的信息不完备仍然是市场信息不对称的一种表现形式, 但是其理论分析模型和对研究结果的解读对于后续研究以及信息精确性假说的提出有重要的参考价值。后续研究如Coles et al. (1995) , Cuoco (1998) 以及Shapiro (2002) 探讨了信息质量对资本成本的影响, 认为信息质量通过影响投资者估计资产未来回报的参数的不确定性, 从而影响资产定价和资本成本。

Lambert et al. (2008) 在Easley和O'Hara (2004) 研究的基础上建立的理论模型, 进一步研究了信息精确性对权益资本成本的作用机理。Lambert et al. (2008) 并没有发现私有信息能引致一种新的系统风险。处于信息劣势的投资者会减少对未来收益更加不确定资产的持有量, 而不会减少信息不对称越严重的公司股票的持有量。而且投资者对资产未来回报估计的不确定性程度会随着市场上其他投资者信息获取量的增加而降低, 即使其他投资者所获取的是私有信息。这是因为私有信息会通过股票价格传递给 (或者部分传递给) 不知情的投资者, 即相应的信息风险会分散。并且他们证明, 如果信息结构的变化使得市场总体的信息精确性提高, 信息不对称程度的加剧实际上会降低权益资本成本。

三、盈余信息质量的直接作用与间接作用

通过对以上两类理论文献的梳理, 笔者认为, 信息质量对权益资本成本的作用包括直接影响和间接影响两部分。直接影响是指基于精确性有差异的信息预测资产未来回报的不确定性 (估计风险) ;间接影响是指在信息精确性一定的情况下, 信息在投资者之间的不对称分布影响投资者基于信息预测资产未来回报的不确定性, 即信息质量对权益资本成本的间接作用。信息质量与权益资本成本之间的相互关系可用图1来表示 (其中虚线表示本文所论述的间接影响) :

会计盈余是会计信息系统输出的结果, 盈余信息是资本市场公共信息的重要组成部分。而盈余质量对权益资本成本既会产生直接影响, 又会产生间接影响。其中, 直接影响是指盈余质量本身对投资者预期回报估计产生不确定性作用;间接影响是指同质量的盈余信息在投资者之间的不对称分布对投资者预期回报估计产生不确定性作用。

1. 盈余信息质量对股票预期回报的间接影响。

会计盈余是会计信息系统输出的结果之一, 会计的基本原则 (如配比原则、收入确认原则等) 使得管理层的财务报告决策过程包含较多的主观判断、会计估计与会计政策的选择。管理层在进行判断、会计估计与会计政策选择之前, 可能已经明确某项交易或者事项的经济实质, 而所选择的会计处理方法可能并不能如实反映某项交易或者事项的经济后果, 而且管理层十分明确所选择的会计处理方法会对盈余信息质量产生影响。而只有公司内部管理层和一部分知情的外部投资者能够获取这部分信息。可见, 公司管理层和一部分知情投资者相对不知情投资者具有信息优势, 盈余信息在投资者之间的分布是不对称的。

高质量的盈余信息能够精确地反映企业当期经营业绩, 有助于减少投资者对企业未来经营情况和预期价值估计的不确定性, 减少投资者预测未来投资回报的不确定性。投资者基于盈余信息对公司未来业绩或者基本价值作出的估计之所以存在不确定性, 是由以下两个因素造成的:

(1) 公司未来经营状况或者未来价值本身随着市场竞争环境和技术革新而变化, 高质量的盈余能够捕捉到这种变化。因此, 这部分盈余信息导致未来的不确定性属于公司系统风险, 可解读为盈余质量对权益资本成本的直接影响。

(2) 公司管理层的财务决策导致公开披露的盈余信息质量在不同的投资者之间产生的影响是不同的。由于盈余信息分布的不对称, 具有信息优势的投资者能明确了解公开披露的盈余信息部分不能反映公司基本特征的实际变化情况, 即投资者之间的盈余信息质量存在差异。知情投资者可以利用这种信息优势而获益。因此盈余信息在投资者之间的不对称分布导致不知情投资者基于公开披露的盈余信息作出的投资决策相对于知情投资者更具不确定性。笔者将由于这种不确定性对权益资本成本产生的影响称为盈余信息质量对权益资本成本的间接作用。因为这种影响是盈余信息在投资者之间的不对称分布造成的, 而不是盈余信息公允地反映公司的实际经营业绩和未来价值对权益资本成本造成的。

2. 盈余信息质量对股票预期回报的直接影响。

除盈余信息在投资者之间的不对称分布导致投资者所获取的盈余信息质量产生差异外, 盈余信息质量还受到公司经营业绩、竞争环境等的影响。盈余信息质量是指盈余信息所反映的公司经营业绩的好坏、未来价值的高低。这也是会计信息系统的基本目标:“财务会计报告的目标是向报告使用者提供与企业财务状况、经营成果和现金流量等有关的会计信息, 反映企业管理层受托责任履行情况, 有助于财务会计报告使用者作出经济决策”。从这一点看, 盈余信息质量对权益资本成本的影响实际上是指公司经营业绩和基本价值对权益资本成本的影响。笔者将这部分影响解读为盈余信息质量对权益资本成本或者股票预期回报的直接影响。投资者基于盈余信息判断公司历史业绩与未来价值, 实际上是公司历史业绩与预期价值、公司权益资本成本或者股票预期回报率对投资者投资决策等产生的影响, 是盈余信息质量对股票预期回报的直接影响。

综上所述, 盈余信息在投资者之间的不对称分布, 造成投资者所获取的盈余信息在反映公司经营模式和经营业绩以及基本价值变化的精确性方面产生差异。由于这部分差异导致权益资本成本的变化实质上是信息不对称对权益资本成本的影响。而由于盈余信息质量中所包含的信息不对称及这种信息不对称对权益资本成本或者股票预期回报的影响可解读为盈余信息质量对权益资本成本的间接影响。因此, 盈余信息所反映的公司经营业绩和预期价值的变化对权益资本成本或者股票预期回报的影响便可解读为直接影响。盈余信息质量如何以及在何种程度上直接或者间接作用于权益资本成本, 两种影响之间有无交互作用, 两种影响是此消彼长还是呈现同方向变化等, 这需要实证研究来证实。

四、盈余信息质量实证研究的意义

我国相关实证研究文献中, 较多采用应计盈余质量作为盈余信息质量的代理变量。而应计质量可区分为固有部分和可操控性部分。固有部分主要受企业经营模式和经营环境的驱动, 短期内不受管理层财务报告决策的影响。这部分信息在投资者之间的分布是对称的。而可操控性部分主要受管理层财务报告决策的影响, 这部分信息在投资者之间呈不对称分布。因此, 固有部分可解读为会计盈余所反映的公司基本经营情况对权益资本成本或者预期回报率的直接影响;而可操控性部分可解读为盈余信息在投资者之间的不对称分布即信息不对称对权益资本成本或者预期回报的间接影响 (应计质量与权益资本成本间的相互作用机理见图2) 。

盈余信息质量如何以及在何种程度上直接或者间接作用于权益资本成本, 两种影响之间有无交互作用, 两种影响是此消彼长还是呈现同方向变化等, 是一个实证研究命题, 需要实证来解答。因此, 在盈余信息质量与权益资本成本的实证研究中, 可在研究盈余信息质量与权益资本成本相互作用的基础上, 进一步检验盈余信息质量的不同组成部分对权益资本成本的直接影响和间接影响, 以及盈余信息质量对权益资本成本或者股票预期回报率的两种影响之间的交互作用。

摘要：会计盈余是股东、债权人及其他利益相关者主要关注的会计信息。而会计信息质量将直接影响资本市场资本配置效率。本文在对西方理论研究文献进行梳理的基础上认为:盈余信息质量通过其对公司基本价值反映的精确性, 直接影响股票预期回报;盈余信息质量因在投资者之间的不对称分布, 间接影响股票预期回报;区分直接、间接两种不同的作用, 对我国资本市场会计信息经济后果的实证研究及更好地发挥会计信息的作用具有重要意义。

关键词：盈余信息质量,股票预期回报,权益资本成本,信息不对称,信息精确性

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