会计应计（共7篇）
会计应计 篇1
一、引言
当前, 一些经济转型国家开始研究经济合作与发展组织中的成员国在公共支出管理系统改革方面的模式与经验。由于这些国家在会计信息披露和改革这些会计系统等方面面临着持续的压力, 因此它们已经开始寻求遵循经济合作与发展组织中成员国的会计系统改革的经验———通常是把政府会计制度从现金制转变为应计制。
虽然在事实上这种转变仅仅只在少数几个经济合作与发展组织成员国家才能够实现, 但由于国际政府财政统计手册推荐在现有的现金制会计数据基础上增加应计制信息, 并且要求报告的现金制数据与应计制数据相一致, 因此这就使得应计制会计报告获得了相当多的关注。
二、应计制会计内涵
一般认为, 完全应计制会计应该包括应计制、费用基础和跨期分配三个问题。
1. 应计制。
在介绍应计制之前, 我们先看会计基础的另一个极端———现金制。现金制是指确认 (或者记录) 交易和事项仅在现金收到或者付出时———收入和支出。现金制会计对较小的组织来说是够用的。由于在现金制下资产和负债是不予记录的, 因此外部相关者看不到相关信息, 这样管理者就能通过操纵现金流隐瞒运营的真实结果和财务的真实状况。应计制基础在交易或事项发生的期间确认其对财务的影响, 而不考虑现金是否已经收到或者是否已经支付。此处应注意的是, 应计制会计是关于资产和负债的确认的, 而不是关于收入和费用的确认的, 收入和费用的确认是另一个问题。在应计制下, 当资产 (如存货) 收到但实际没有付款时, 应付账款就是应计的, 因此负债就被记录在资产负债表上。资产负债表的特征就是必须平衡, 因此如果记录了一项负债, 那么必须有对应的项目。这样第二个问题就出现了:未付款的存货对应的项目究竟是支出、费用还是资产?
一旦一项负债被记录, 按照“有借必有贷, 借贷必相等”的记账规则, 其对应的项目也必须记录。在企业会计里, 只有两种选择———费用或资产。然而, 在非营利组织会计里, 还存在第三种选择———支出。支出和费用的区别非常细微, 但对非营利组织来说严格区分两者是非常重要的。
支出基础:不仅包括已经发生的某种类型的费用, 而且从商业意义上来讲, 还包括债务偿还和资本支出。总之, 它们表示现金支出, 或者是为了获得资产和服务或者是清偿损失而发生的负债。当获得商品和服务或者负债发生时, 在会计处理上通常做支出记录。
2. 费用基础。
费用是会计主体当期应承担的资产的耗费, 其发生目的是取得营业收入, 获得更多的新资产, 包括实际资金流出及部分本期应摊提的各项支出。费用概念源于配比。在经营过程中, 使用商品或者消费服务时确认的流出额, 在确认一项费用之前, 该项流出项被确认为资产。
政府采购发生时, 政府单位在会计处理上通常将其所购买的材料和物料记录为开支, 把所购买的东西作为存货, 即使这些存货在本财政年度晚些时候才被使用也是如此。此时, 存货和固定资产的会计处理方法一样, 我们称之为购买法。也就是说, 假定这些东西在其购买时就已经被“用掉”了。由于它们不在一般“固定资产”账户中予以记录, 因此在资产负债表中看不到它们。当使用购买法时, 这些资产的“用掉”被视为“资产的购买”。
也有一些政府机构在记录存货时, 采用与商业企业一样的做法:在购买这些物料时, 将这些物料记做资产, 在“消费”时, 将其记做费用。这种方法叫做消费法。消费法的逻辑依据是:资产在使用时, 即确认为“消费”的发生。因此, 对得到的一种可作为存货的项目来说, 它仅表示一种资产与另一种资产的交换。
在使用支出基础时, 利润表显示支付一定量的现金 (或其他资产) 或承诺支付 (应计) 。传统的非营利组织会计使用应计支出法, 也就是修正的应计制。使用支出法可以让捐赠人知晓本年里组织的管理者是如何使用其资源的。
一种普遍的误解是, 在支出基础上不允许确认资产, 因为一切支出在发生时就立即注销了。实际上, 在传统的支出基础基金会计框架下, 有很多种记录资产的方法。例如, 为遵守完全披露的会计准则, 并表明购买的这些物料不是“可利用的消费性资金”, 存货中现有的材料数量应通过“存货”账户和储备账户在资产负债表中予以报告。使用支出基础并不意味着所有的资产脱离监管从而不能问责。
3. 跨期分配。
费用总是需要分配的。费用分配就是把记录的成本从资产负债表转到营运表的过程。跨期分配是一个非常棘手的会计问题。例如, 企业的存货进出量很大, 存货的品种多, 存货的单位成本多变, 这样就难以保证各种存货的成本流转与实物流转相一致。于是便出现了存货成本的流转假设, 采用某种存货成本流转的假设, 在期末存货与发出存货之间分配成本, 就产生了不同的存货成本分配方法, 即发出存货的计价方法。
存货成本的分配由于其跨期短, 所以是一个相对简单的过程, 分配通常是合理的且是透明的。真正的问题来自于长期的跨期分配。典型的跨期分配便是折旧 (也称为摊销) , 如一项长期有形资产 (例如设备) 的部分成本在每个会计期间转到营运报表。
摊销和折旧往往也会引起混淆。二者的相同点都是逐步计入成本费用, 但是计入的期限长短不同, 折旧至少在两年以上, 而摊销除了长期待摊以外都是一年内摊销完毕;对象不同, 折旧是针对固定资产而言的, 即折旧一般是指固定资产折旧, 而摊销是针对无形资产和费用而言的。折旧一般有残值, 而摊销没有残值。
分配既是基于对会计政策的选择, 也是基于一系列会计估计如资产的使用寿命和剩余价值估计。会计政策选择是使用何种摊销方法, 其中最常见的是直线法和加速折旧法。方法的选择基本上是任意的, 其要求是摊销必须“合理而系统”。
三、从现金制向应计制会计转换
经济合作与发展组织成员国的经验说明, 实行应计制会计并不简单, 它需要时间和持续的政治承诺, 同时许多国家也并不认为它是最好的选择。什么时候国家会尝试着向应计制会计转变呢?接受这种转变的国家的性质和进步速度很可能是不同的, 并且对每一个国家的政府来说转移的步骤也许都是不同的, 描绘出发展中国家政府会计系统的转换阶段可能吗?笔者认为, 会计系统改革可能实施的策略可以描述为以下几个步骤:
第一阶段:使现金制会计良好运行。首先, 清除这个系统通常的滥用行为, 然后, 调整补充现金账户来改善财政报告。正如前面所建议的, 应计制会计的一些优势可能来源于通过调整现金制到包括一些应计制数据的现金制。例如, 有一个很充分的理由是应计制会计更好地反映了突发的负债例如未发现的公共服务退休金, 而多年度现金制支出计划同样强调了这个问题。同时, 许多现金制系统不能很好地提供延迟支付的信息。一个合理的步骤是增加一个系统, 使它能产生付款账单和到期付款单的信息。这些适合现金制系统的改善将会推动下一阶段会计系统的发展———修正的应计制系统。
第二阶段:整合营业账户与财务资产和负债类账户———转变到修正的应计制。整合资产和负债类账户与营业账户表示改革向前跨出了重要的一步, 它保证了所有的交易在一致的自我平衡的结构中进行。例如, 通过发行政府债券建立银行资产来调整银行资本, 不用显示出线上相关的赤字, 将在任何形式的应计制账户中完全反映出来。尽管通过采取一些修正的应计制系统的形式可以获得一致性, 但是可接受的第二个最佳解决发法也许会提出报告这样交易的一个明显标准, 作为现金制系统营业账户的备查项目。
第二阶段应该是发展中国家政府会计改革的合理目标, 它意识到了任何向合并的应计制概念的转变都将会为财务决策者提供更多有用的信息。对任何一个国家而言, 识别修正的应计制一系列的步骤是可能的, 它将代表一个符合逻辑的转变路径。依靠一个整合的资产和负债类账户与营业账户, 用现金制记录和报告的系统, 它会获得整合的营运优势, 而没有权责制基础上的维持账户的额外的复杂性。
第三阶段:引进更多的应计制会计要素并在事后报告中提供部分应计制信息。在这个阶段, 应计制会计的额外要素应包括对以下方面的确认:第一, 为雇员提供津贴。例如雇员自己挣得的养老金 (与一些服务年数和离职相关的) , 这些津贴是政府承担的重大的隐藏成本, 它会导致将来年度对预算资源的未列入基金预算的巨大需求。组织通过准备这种需要的确认给了预算管理者将来可能发生现金问题的早期警告, 并按照正确的方式运行。第二, 政府收到预付账款。这些预付款包括销售资产的存款及提供政府货物和服务的分期付款。这些收入可以用来高估目前会计期间的财务成果并低估将来的财务成果。因为受某些限制, 它们不能确认为收入, 但是显示出的财务交易影响了资产和应收类账户。第三, 应付利息。借款利息是预算资源的重要流失, 简单地按所支付的利息来记录也许不会提供足够的信息, 如将来利息支付趋势的信息和将来能否按照预算资金提出可接受需求的信息, 特别是零息债券的情况。这些信息可以被看成是互补的支出控制以及在商业银行内持有的基金水平。
在向应计制会计转变的过程中, 预算的事后报告将包括带有选择的财务资产和负债的部分资产负债表, 并且调整现金流量表, 包括一些建立在应计制基础上的项目。
第四阶段:确认非财务资产———应计制会计的最后阶段。从只确认财务资产到确认财务和非财务资产的转变使会计过程复杂化, 这需要对政府的所有非财务资产实行一致的评估。一旦这个任务完成了, 折旧就成为每一会计期间的费用, 因此能更好地反映政府运营的完全成本。这个阶段, 甚至对会计技术最先进的经济合作与发展组织成员国来说, 也是不容易达到的。
仅仅在这个阶段, 完全应计制事后报告将包括:第一, 绩效运营报告显示收入和费用怎样解释资产净存量的变化;第二, 反映会计期间期初和期末财务状况的资产负债表;第三, 现金流量表显示资产、负债、收入和费用的现金流动, 清楚地区分了运营投资活动例如贷款和预付款与政府发行证券构成的现金流之间的区别。
第五阶段:应计制会计向应计制会计和预算的转变。应计制预算应该显著地不同于应计制会计。到目前为止仅新西兰、澳大利亚和冰岛等国已经转向这样一个系统, 这个系统是一个以预算平衡为目标的并基于应计制基础计量的系统。其他国家也许会以应计制基础进行事后报告, 而以现金制基础进行预算。尽管在绩效导向系统里, 逻辑的一致性是需要考虑的, 但是向这最后一个阶段的转变有很大的困难。对应计制预算所需的主要信息还包括以下方面的补充: (1) 要经常准备现金制预算中的信息, 即现金和现金等价物的变动, 购买资产的花费和销售资产收到的现金, 以及估计的交易融资。 (2) 估计存货、应收账款、应付账款、雇员津贴和其他负债的变动。 (3) 资产折旧政策的细节。
应计制预算将显示出预计现金流、预计收入、预计费用和营业报表中的运营结果, 预计资产、负债以及财务状况报表中的权益。当然, 如果做出应计制预算, 它会产生对财务分析非常重要的经济指标。而且, 如果一个政府能获得应计制预算, 它应该也有能力对整个政府实行某种形式的应计制监督, 例如监督实际的收入和费用以及不仅仅是现金还包括所有资产和负债的变动。
四、结论
理论上, 在宏观和微观层次上实行应计制会计制度将有利于所有国家。原因在于实施应计制会计的国家都将受益于:全面的应计制提供的可持续发展的财政措施;有关的全部资源暗示的信息, 而不仅仅是政府项目的现金支出;透明度的提高以及由此产生的资产和负债的更好管理。
尽管如此, 有能力执行以应计制为基础的会计制度的许多国家因为缺乏资源, 特别是缺乏会计信息技术以及政府财务管理方面的资源而被严重制约。因此, 对于这些国家来说, 全面实施应计制基础系统被视为一项长期目标。但这不应该妨碍执行进程的启动以及向应计制会计第一阶段的迈进。政府可以通过逐步确定和衡量金融资产、负债来展开这个过程, 从而构建一个开放的金融资产负债表。这可以初步形成一个应计制会计制度的基础, 同时继续进行识别和评估非金融资产这个任务艰巨的工作。
有一些国际经验可以明确地指导一些国家沿过渡路径进行转变:在政府现有的现金制系统不健全之前, 不应该尝试实施完全的应计制会计制度;执行应计制预算情况比较复杂, 在应计制会计系统没有稳定确立之前, 一般不应当尝试它。
国际经验还表明, 实施应计制会计是需要强有力的政治支持的重大改革, 需要数年时间来维持, 并且涉及人力和财力资源的大量投入。在对其公共财政管理框架开始改变前, 各国政府应该认识到这些。
参考文献
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会计应计 篇2
自2001年以来,美国的安然、世通、默克制药等国际大型公司相继曝出虚假财务报告的丑闻,我国上市公司也出现了像红光实业、东方锅炉等造假事件。在人们探究公司愈演愈烈的会计造假以及次贷危机爆发的原因时,会计准则成了众矢之的。而会计稳健性作为衡量会计信息质量的一个重要指标,理所当然受到了学术界的广泛关注。在20世纪90年代之前,稳健性研究多数是规范性研究,主要是由于对会计稳健性的度量存在一定的难度。直到1997年巴苏(Basu)模型问世,系统的经验研究才慢慢出现。继巴苏模型之后,涌现出了度量会计稳健性的多种计量方法,这才逐渐打开了稳健性原则实证研究的大门。
稳健性计量方法在会计稳健性实证研究中具有重要的作用,已经有不少学者对会计稳健性计量方法进行了分析。然而研究主要集中在描述和理论分析各计量方法的优缺点,很少有学者通过实证来检验不同会计稳健性计量方法在中国的适应性问题。此外,会计稳健性度量模型几乎都是以国外的公司样本数据为基础,因此在我国进行实证研究时,其计量方法的适用性需要进一步进行验证。本文选取我国A股上市公司数据为样本,来检验应计-现金流法和负的累计应计制法在我国的适应性。该研究对正确选择稳健性计量方法、提高实证研究结果的可靠性和说服力具有一定的启示意义。
二、文献回顾
会计稳健性研究在国外起步较早。但是对于会计稳健性的定义,学术界并没有权威的统一概念。Bliss(1924)将稳健性表述为:“不预计任何利润,但预计所有损失。”Basu(1997)将会计稳健性概括为:“会计师在确认利得等好消息时所要求的可验证程度比确认损失等坏消息时要高。”美国财务会计准则委员会(FASB)于1980年发布的《财务会计概念公告第二辑》(SFAC2)将稳健性定义为:“稳健性是对不确定性事件的审慎反应,尽可能确保商业环境中存在的不确定性和风险被充分考虑到。”在较长的一段时期内,对于会计稳健性研究的理论成果主要集中在稳健性存在的原因分析:Ahmed et al.(2002)证明了债务契约是稳健性存在的原因之一;此外,还有报酬契约、诉讼(沃特,1993和2003)、政治成本(Watts,1977;Walker,1992;Benston,1969)、税收、盈余管理(Hana,2002)等原因。
对于稳健性原则计量方法的研究,学术界于1997年才拉开序幕。最初是Basu在文章中提出,用盈余/报酬这一反向回归的方法来度量稳健性,该方法的出现为稳健性的研究迈入实证领域奠定了基础。Basu之后不断地涌现出关于会计稳健性度量的方法及一系列关于稳健性经济后果的实证研究。在稳健性度量方面,张兆国和刘永丽等(2012)总结了六种主要计量方法:盈余-股票报酬计量法(Basu,1997)、盈余持续计量法(Basu,1997)、累计盈余-股票报酬计量法(Roychowdhury和Watts,2007)、应计-现金流关系计量法(Ball和Shivakumar,2005)、净资产账面市价比率法(Beaver和Byan,2000)、负的累计应计法(Givoly和Hayn,2000),并将这六种方法在相关性和可靠性方面进行了比较,指出盈余-股票报酬计量法与净资产账面市价比率法、应计-现金流关系计量法与净资产账面市价比率法、净资产账面市价比率法与负的累计应计法呈正相关关系,不能同时使用。可靠性较高的是盈余-股票报酬计量法和应计-现金流关系计量法。夏冬林和朱松(2009)在研究应计-现金流会计稳健性时,发现会计盈余的稳健性可能是由于非经营性应计项造成的。在区分应计项的不同性质后,发现非经营性应计项可以削弱与经营活动现金流之间的负相关性,体现出了基于应计项及时确认损益的稳健原则。张长海和胡国柳等(2012)首次利用我国公司的数据对公司年度会计稳健性计量方法在我国的适应性进行了检验,文中采用相互验证的方式来检验公司两种年度会计稳健性:负应计和K&W稳健性指数。
在稳健性的计量方法中,盈余-股票报酬计量法(Basu,1997)、盈余持续计量法(Basu,1997)和累计盈余-股票报酬计量法(Roychowdhury和Watts,2007)这三种计量方法都是根据盈余来衡量会计稳健性的,因此,可归属于同一种计量方法。在计量方法中,巴苏模型存在一定的计量问题,在没有控制信息披露的环境下,及时性差异往往会出现计量偏差。在我国证券市场中股票不完全流通和市场不完全有效的背景下,采用股票市场收益代表公司经济收益的三种方法,其可靠性存在一定的问题。因为模型对市场有效性有较高的要求,对于我国而言,股权分置的制度环境使得我国证券市场的有效性难以同西方发达国家相提并论,因此,计量方法是否能够合理地度量稳健性存在较大的争议。净资产账面市价比率模型认为,会计稳健性会导致较低的资产价值的低估,从而导致账面市价比(BTM)偏低。但是,如果存在缺乏可验证而不能被确认的经济租,即使会计稳健性不存在,也会导致较低的BTM(Roychowdhury和Watts,2007)。Beaver和Ryan认为,BTM由两方面形成:一方面是采取稳健性原则而导致的净资产下偏,另一方面是由在未来几年内消失的暂时性成分导致的。而暂时性成分主要是由于历史成本、公司经营环境和其他总体经济环境所引起的,与企业会计政策选择无关。因此,直接采用BTM指标来度量企业的会计稳健性,会造成一定的偏差。
尽管目前已有较多的文献对会计稳健性的计量方法进行了总结,但很少对会计稳健性计量方法在中国的适应性进行实证分析。本文选取应计-现金流法、负的累计应计制两种计量方法,对其在中国的适用性进行检验。选取应计-现金流法对稳健性进行度量,是因为这种方法具有不依赖资本市场有效性的特点,能克服我国资本市场不完善可能对实证结果带来的影响。负的累计应计制,在无偏会计下,从长期来看未扣除折旧和摊销的净收益的累积额应与经营活动的现金流量趋于一致,应计项目倾向于反转,使得最终的累计应计项目归于零。该指标不仅反映了条件稳健性,也反映了非条件稳健性。
三、样本选取与数据来源
(一)样本选取
本文选取了2009~2014年在我国上市的全部A股公司为样本,并对其进行了筛选。本文剔除了金融类的上市公司、ST和PT类及违规的上市公司、数据异常及缺失的和首次发行股票的上市公司等。经筛选后,最终得到了3224个样本数据。数据主要来源于国泰安数据库,采用Spss和Eviews软件进行分析。
(二)模型设定
夏冬林和朱松(2009)对应计-现金流模型中的应计项目做了进一步的划分,将应计项划分为经营性应计项与非经营性应计项,区分不同属性应计项的影响,对Ball和Shivakumar(2005)模型进行了修订。基于应计-现金流量法,本文采用如下计量稳健性的模型进行实证研究:
其中:ACCi,t是当期总的应计项,OPERACCi,t是经营性应计项目,NOACCi,t是非经营性应计项目;CFOi,t=经营活动现金流/期初总资产;DRi,t为哑变量,当CFOi,t<0时,DRi,t=1,否则为0;β0反映的是应计项目与正的经营性现金流的关系;(β0+β1)反映的是应计项目与负的经营性现金流的关系,β1是稳健性系数,反映的是应计项目对负的经营性现金流敏感程度比对正的经营性现金流的敏感程度的增量,即β1>0,会计稳健性存在。
负的累计应计制模型如下:
其中:总应计项目(TACC)=净利润+折旧-经营活动现金流;OPACC=应收账款的变动+存货的变动+待摊费用的变动-应付账款的变动-应交税费的变动;ASSETS为总资产;CONACC为非经营性应计项目。财务报告稳健程度采用三年累计的非经营性应计项来表示。即累计应计等于三年累计的非经营性应计项,会计稳健性越强,该值越大。
四、计量方法适用性分析及检验
(一)应计-现金流量模型的适用性分析
1. 样本的描述性统计。
表1显示的是应计-现金流模型中变量的描述性统计结果。从描述性统计的结果可以看出,总应计项(ACC)、经营性应计项(OPERACC)的均值分别为0.015471、0.018565,最小值分别为-0.416769、-0.404459,最大值分别为1.533786、1.837980,最大值与最小值存在着一定的差异。表中的非经营项均值和中位数分别是-0.003094、-0.004255,均小于零,证明我国上市公司存在稳健性。表1中总应计项、经营性应计项、非经营性应计项和经营活动现金流的标准差分别为0.092296、0.092416、0.064741和0.190210,说明非经营性应计项的差异比其他属性应计项的差异要小,而不同公司间的经营活动现金流差异较大,这也说明各公司的稳健性存在较大差异。从表中还可以看出,经营活动现金流(CFO)的均值是0.045197,中位数也为正值,表示经营活动现金流量为正的公司多于经营活动现金流量为负的公司。
2. 相关性分析。
本文针对各变量进行了相关性分析,分析结果如表2所示。总应计项与经营性应计项和非经营性应计项正相关,相关系数为0.754和0.349,说明总应计项大部分受经营性应计项的影响。表中还显示总应计项、非经营性应计项和经营性应计项都与现金流呈现负相关关系,相关系数分别为-0.199、-0.131和-0.107且关系显著,这说明不同属性的应计项都可以缓解现金流中的噪音。表2中总应计项、非经营性应计项和经营性应计项与负的现金流也呈现出负相关关系,对于不同属性的应计项是否能够减弱与现金流的负相关关系,需要在回归分析中进一步验证。从变量的相关系数可以看出,因变量与各变量、各变量之间相关系数大多数小于0.5,因此,各变量之间不存在严重的多重共线性问题。
注:**表示在1%水平上显著相关,*表示在5%水平上显著相关。
3. 回归结果。
针对会计稳健性的计量,本文采用的是面板数据的回归分析。分析结果如表3所示。从回归分析的结果来看,总应计项与经营性现金流量相关系数为-0.183233,与负的经营性现金流(DR×CFO)相关系数为-0.906927,即总应计项与经营性现金流、负的经营现金流均负相关。结果与Givoly和Hayn(2000)、Klein和Marquardt(2006)、李远鹏(2006)等的回归结果相同,总的应计项目并没有体现出Ball和Shivakumar模型所预测的回归结果。对于经营现金流为负的企业来说,总应计项与经营活动现金流之间的负向关系不但没有被减弱,反而是被加强了。经营性应计项与负的经营现金流相关系数为-0.965833,这说明经营应计项与总应计项一样,并没有减弱负的现金流中包含的噪音。但是回归结果显示,非经营性应计项与经营性现金流的相关系数为-0.092658,呈现负相关关系且在1%的水平上显著;与负的经营性现金流(DR×CFO)相关系数为0.030494,在5%的水平上显著正相关,即说明非经营性应计项能够缓解经营活动现金流中包含的噪音,可以削弱与经营活动现金流的负相关关系,体现了Ball和Shivakumar的稳健性原则,符合Givoly和Hayn(2000)的结论。因此对于稳健性的计量,非经营性应计项更具适用性。不同模型的F值分别为490.5834、195.1235、30.90332,Prob(F-statistic)值都为0。这表明模型通过了1%水平上的显著性检验,总体上较显著。
(二)负的累计应计制模型的适用性检验
对于负的累计应计制适用性的检验,本文采取张长海和胡国柳等(2012)的相互验证方法进行验证。根据负的累计应计制的计量方法,本文将样本按稳健性的程度由低到高分为4组:会计稳健性CONACC小于四分之一分位数的为第一组,在四分之一分位数和中位数之间的为第二组,在中位数与四分之三分位数之间的为第三组,剩余的样本为第四组。然后采用应计-现金流的方法来验证结果的一致性,结果如表4所示。
从表4的结果可知,从第一组至第四组非经营性应计项与经营活动现金流(CFO)的回归系数分别为-0.236787、-0.141509、0.005249、-0.183537,其中第三组出现了正相关关系,但该组显著性并不强,说明稳健性程度不会影响非经营性应计项与经营活动现金流总体呈现的负相关关系。回归结果中的稳健性系数分别为-0.011951、-0.011587、0.0221867、0.125091。即从第一组至第四组稳健性程度是逐渐增强的,这与按照负的累计应计制度量的稳健性程度相一致,而且稳健性程度越强,非经营性应计项越能够减弱与经营活动现金流的负相关关系。这说明应计-现金流模型法基本认同按照负的累计应计度量的会计稳健性程度,但由于前两组的显著性不强,而且调整的R2也比较小。因此,尽管从趋势上看较一致,但我们很难从统计上有把握地说,这种趋势是非常可靠的。因此在我国对会计稳健性进行研究时,应采用两种及以上的度量方法进行研究。四组样本经回归后得到的F值分别为32.06091、32.06091、25.06843、17.09353,Prob(F-statistic)值都为0。这表明模型通过了1%水平上的显著性检验,总体上较显著。
注:**表示在1%的水平上显著相关,*表示在5%的水平上显著相关,下同。
五、研究结论与启示
对于我国上市公司会计稳健性的计量问题,本文通过简单的实证分析,得出非经营性应计项能够更好地减弱与经营活动现金流的负相关关系,运用非经营性应计项研究会计稳健性,比其他属性的应计项更符合我国上市公司对稳健性原则的研究。本文通过相互验证的方法,证明了负的累计应计制在我国也具有适用性,但是可靠性并不是太强。因此,在研究过程中评价报告制度的整体稳健性时,使用单一计量方法有可能得出错误的结论。从最近国内外的研究文献可以看出,采用多种计量方法研究会计稳健性,使其互相补充和验证的做法逐渐成为一种研究趋势。会计稳健性度量适用性问题,是进行稳健性实证研究首先需要解决的一个问题。在进行稳健性实证研究时,有必要先进行度量方法的适用性分析。此外,还要努力优化度量方式,针对不同的研究领域和市场环境选择或设计相应的模型,让模型更完善,结果更合理、可靠。由于没有系统的权威方法对适用性进行验证,本文选取一定时期上市公司的财务数据,采用的是相互验证的方法对两种计量法进行适用性分析,仍然存在一定的局限性。
摘要：稳健性原则的普遍采用已成为各国会计准则体系的特征之一。会计稳健性计量方法的出现,使其由规范性研究进入了实证性研究阶段。会计稳健性计量方法是进行稳健性实证研究的基本工具,其选择和正确使用对相关的实证研究至关重要。本文以我国A股上市公司的数据为样本,对会计稳健性的两种计量方法即应计-现金流模型和负的累计应计制模型的适用性进行实证研究。分析发现:应计-现金流计量方法中的非经营性应计项更具适用性;负的累计应计制在我国也有一定的适用性。
关键词：会计稳健性,计量方法,适用性
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会计应计 篇3
由于现代企业中委托代理关系的普遍存在,企业管理者会出于个人薪酬、股权激励、并购、IPO、配股融资和迎合监管等目的进行盈余管理,而管理者作为企业战略决策的领军者,其行为势必会对企业的生产和经营管理产生重大影响。1984年Hambrick和Mason提出的“高层梯队理论”认为,高管的年龄、性别、任期和教育背景等个人因素会影响高管的行为决策,如有过研发经验的CEO在企业研发支出上会给予更多的投入(Barker、 Mueller,2002);有过操作性工作经验的CEO更加支持企业内部多元化的发展,而那些从未有过操作性工作经验的CEO则倾向于通过收购等方式推动企业的发展(Song, 1982)。
Cullinan和Roush(2011)将《萨班斯法案》通过前后的企业进行对比研究发现,新任命的CEO当中有更多比例的CEO拥有财务背景,该法案可能影响了董事会倾向于聘任拥有财务背景的CEO。美国财富百强企业中曾担任过CFO的CEO比例由十年前的12%上升至20%(Durfee,2005)。Gore、Matsunaga和Yeung(2011)通过对1993年至2001年间8 191家企业的研究发现拥有财务背景的CEO更倾向于对CFO采取较低程度的权益激励薪酬,并且更偏好与CFO一起制定财务政策,从而限制CFO独立决策的能力。姜付秀和黄继承(2013)认为,财务经历CEO加快了资本结构的调整速度,降低了资本结构偏离目标的程度 ,对公司资 本结构决 策具有正 面的影响 。Cláudia Custódio、Daniel Metzger(2014)研究发现,有财务专长的CEO使得公司的现金持有量有所减少,并保持较高的负债水平。王霞等(2011)以发生财务重述的上市公司作为研究样本,发现CFO的CPA专长不仅可以降低发生会计差错的概率,而且可以减少会计差错发生的频率。那么, 具有财务背景的管理者会不会受其经验影响,更容易操纵盈余呢?
从现有文献来看,已有部分文献探讨了管理者背景特征对盈余管理的影响,但是国内从管理者财务背景出发研究盈余管理的却很少。鉴于此,本文从高管财务背景出发,将财务背景分为财务工作经历和财务教育背景,研究了管理者财务背景对盈余管理的影响,对相关领域的研究进行了补充和完善,同时也解释了公司聘用拥有财务背景管理者的内在原因。
二、研究设计
(一)数据与样本选取
选取2011年至2013年沪深两市A股上市公司作为本文的研究样本,并按照以下标准对样本进行剔除:1剔除属于金融保险业的样本;2剔除ST和*ST的样本;3剔除当年IPO的样本;4剔除存在退市风险,即资产负债率大于1的样本;5剔除董事长和总经理或总裁由一人担任的样本;6剔除相关数据缺失的样本,经过以上筛选,本文最终选取2 376家上市公司作为研究样本,其中2011年717家、2012年805家、2013年854家。
本文的财务数据和股权类型数据来自CCER数据库,高管财务背景数据通过对上市公司2011年至2013年年报手 工搜集得 到 ,运用EXCEL 2013、SPSS 18.0和MATLAB软件对数据进行处理和分析。
(二)变量定义及研究模型
1. 盈余管理。盈余管理分为真实盈余管理和应计盈余管理两种方式。蔡春等(2011)指出真实盈余管理主要通过操控真实交易活动或者控制交易时间实现,最终会影响企业未来的现金流量和市场价值,有利于企业获得税收优惠和财政补贴;应计盈余管理是利用会计政策或者会计估计进行的非正常应计项目操纵,不会影响企业的现金流量。本文从盈余管理的这两种方式出发设置变量来衡量盈余管理:
(1)真实盈余管理。为了估计公司的真实盈余管理, 本文参照Roychowdhury(2006)建立的真实盈余管理模型,构建了模型(1)异常生产成本、模型(2)异常经营活动现金流量和模型(3)异常操纵性费用三个模型,分别用上述模型的残差来代表异常生产成本(ACOSTi,t)、异常经营活动现金流量(ACFOi,t)和异常操纵性费用(ADISEXPi,t),残差越低说明通过上述三种手段操纵的真实盈余管理程度越高。具体模型如下:
在上述模 型中 ,COSTi,t=SALEi,t+ △ INVi,t,其中COSTi,t是公司i第t期的生产成本,SALEi,t是公司i第t期的营业成本,△INVi,t是公司i第t期与第t-1期存货的变动额;CFOi,t是公司i第t期的经营活动净现金流量; DISEXPi,t是公司i第t期的可操纵性费用,即销售费用与管理费用之和;Ai,t-1是公司i第t-1期期末资产总额;Si,t-1和Si,t分别是公司i第t-1期和第t期的营业收入;△Si,t-1和△Si,t分别是公司i第t-1期和第t期营业收入的变动额;EMi,t是公司i第t期的真实盈余管理,最终以EMi,t的绝对值REMi,t作为真实盈余管理的衡量指标。
(2)应计盈余管理。本文采用Dechow等(1995)提出的修正Jones模型(Jones,1991)估计可操纵应计利润来衡量公司应计盈余管理的程度。首先,使用样本数据对式(6) 采用最小二乘法进行回归,得到回归系数α1、α2、α3,然后根据式(7)计算非操纵性应计利润,最后将结果带入式 (8)得到操纵性应计利润,具体模型如下:
在式(6)中,TAi,t=NTi,t-CFOi,t,其中:TAi,t是公司i第t期的应计利润总额;NTi,t是公司i第t期的净利润; CFOi,t是公司i第t期的经营活动现金流量净额;Ai,t-1是公司i第t-1期期末资产总额;△REVi,t是公司i第t期与t-1期营业收入的变动额;PPEi,t是公司i第t期期末固定资产原值。
在式(7)中,NDAi,t是公司i第t期的非操纵性应计利润,△RECi,t是公司i第t期与第t-1期应收账款的变动额,其余变量的含义同式(6)。
在式(8)和式(9)中,DAi,t是公司i第t期的操纵性应计利润,本文取其绝对值AEMi,t来衡量应计盈余管理程度,其余变量的含义同式(6)和式(7)。
2. 高管及其财务背景的界定。目前我国对高管的界定尚未达成共识。由于财务负责人是经公司其他高管提名,再由董事会通过,其权力要比其他高管小,而且财务负责人的财务决策需要服从其他高管的战略决策,或者迫于其他高管的压力,因此本文将“高管”定义为企业的董事长、总裁和总经理,而不包括财务负责人。
姜付秀等(2013)将CEO的财务经历界定为曾担任过财务负责人、财务总监、首席财务官和总会计师;王霞等 (2011)以CPA来衡量CFO的财务专业技术水平;Aier等 (2005)以财务负责人的工作经历、MBA学位以及CPA作为CFO的特殊技能。结合前人已有研究,本文将管理者的财务背景分为财务工作背景和财务教育背景,其中财务工作背景指拥有中级会计师以上职称、担任过总会计师、 CFO、财务负责人等职位,或者在银行、证券、投资及审计单位有过相关工作经历;财务教育背景指拥有会计、财务管理、审计、MBA、EMBA相关专业方向的教育背景,或者是注册会计师。本文分别考察了三位高管的财务背景,有财务背景的取1,没有财务背景的取0,最终按照董事长、 总裁和总经理三位高管取值得分的平均值来衡量企业高管的财务背景。
3. 控制变量。为了控制影响企业盈余管理的其他因素,本文在已有学者的研究基础上,引入下列控制变量: 公司规模(ln Size)、财务杠杆(LEV)、盈利能力(ROA)、公司成长性(Growth)、产权性质(Owner)、审计质量(Audit)、审计意见(Opinion)。
4. 实证检验模型。为了检验高管财务背景对盈余管理的影响,本文建立了如下模型:
其中:Background为管理者财务背景的替代变量; Controls为控制变量。
三、实证分析
(一)描述性统计
描述性统计结果见表2。从全样本的描述性统计可以看出,真实盈余管理(REM)的均值为0.994,标准差为1.422, 应计盈余管理(AEM)的均值为0.064,标准差为0.093,说明企业的真实盈余管理程度大于应计盈余管理程度。高管财务工作经历(Work_exp)的均值为0.128,财务教育背景(Edu_exp)的均值为0.059,即拥有财务工作经历的管理者占总样本的12.82%,比拥有财务教育背景的管理者多6.89%。产权性质(Owner)的均值为0.71,即在总样本中71%为国有控股样本,29%为非国有控股样本。
将国有控股企业与非国有控股企业比较来看,在盈余管理水平方面,国有控股企业真实盈余管理的平均水平与非国有控股企业基本无异,非国有控股企业应计盈余管理的平均水平要高于国有控股企业。在管理者财务背景特征方面,非国有控股企业拥有财务工作经历的高管比例略高于国有控股企业,拥有财务教育背景的高管比例则无明显差异。这可能是因为非国有控股企业以盈利作为首要目标,他们面临更大的市场竞争压力,因而有更大的盈余操纵动机来提高企业披露的业绩质量,意图聘用财务背景丰富的管理者对企业资金链进行更合理的管理、提高企业绩效,从而获得市场对他们的信心。
(二)多元线性回归结果
本文首先检验了高管财务背景对企业盈余管理的影响,并进一步分析了在不同产权性质下高管财务背景对盈余管理的影响。
1. 高管财务背景对真实盈余管理和应计盈余管理的影响。我们分别以上市公司真实盈余管理和应计盈余管理作为被解释变量,以高管财务工作背景和财务教育背景作为解释变量,分析其财务背景对盈余管理的影响。具体实证结果如表3所示。
表3的第1列是高管财务背景与真实盈余管理的回归分析结果。我们发现,高管财务工作经历的回归系数为-0.400,并且在1%的水平上显著为负,而财务教育背景的回归系数为0.123,与真实盈余管理水平正相关但不显著,说明与财务教育背景相比,管理者的财务工作经历对于提高真实盈余质量起到了主要作用,管理者个人的财务工作经历越丰富、管理团队中拥有财务工作经历的成员越多,真实盈余管理程度就越低,企业的财务信息质量就越高。分析其中的原因,可能是因为财务工作的实践操作性很强,而真实盈余管理业务层面上的操纵方式又相对复杂、隐蔽,只有在财务工作中不断地实践和总结,才能更好地把握会计政策,提高对企业真实盈余的管理能力。就控制变量而言,公司规模的系数在1%水平上显著为负,企业规模越大,真实盈余管理的程度越低;企业偿债能力、盈利能力和成长性均与真实盈余管理呈显著正相关关系,说明负债水平越高、盈利越好、成长性越高的企业,其真实盈余管理的水平就越高;审计质量和审计意见的系数没有通过显著性检验。
表3的第2列是高管财务背景与应计盈余管理的回归分析结果。实证结果表明,高管财务工作经历和教育背景的回归系数分别为-0.002和-0.001,与应计盈余管理存在不显著的负相关关系。这一结果表明,当管理团队中拥有财务背景的成员增加时,高管的应计盈余操纵会有所收敛,但抑制效果有限,这可能是因为与真实盈余管理相比,应计盈余管理的操纵方式更加传统、简单,所以高管的财务背景不会明显影响企业制度层面上的应计盈余管理水平。
注:*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平上具有显著,下同。
2. 不同产权性质下,高管财务背景对真实盈余管理和应计盈余管理的影响。通过以上研究我们发现,高管财务工作经历会抑制真实盈余管理,财务工作经历越丰富, 公司真实盈余管理水平越低。然而在不同产权性质下,企业管理者追求的目标有所差异,导致盈余管理的动机不同。鉴于以上分析,本文引入了财务工作经历(Work_exp) 和财务教育背景(Edu_exp)与公司所有权性质(Owner)的交乘项(Work_exp×Owner和Edu_exp×Owner),分别检验了在不同产权性质下,高管财务背景对真实盈余管理和应计盈余管理的影响。具体实证结果如表4所示。
通过表4我们发现,在真实盈余管理样本中,财务工作经历(Work_exp)的系数显著为负,同时财务工作经历和产权性质交乘项(Work_exp×Owner)的系数显著为负, 财务教育背景(Edu_exp)和交乘项(Edu_exp×Owner)的系数均不显著,这说明与非国有控股企业相比,国有控股企业中高管的财务工作经历对企业真实盈余管理水平的影响更大,而财务教育背景没有显著影响真实盈余管理水平,并且也不受企业产权性质的影响。同样,在应计盈余管理样本中,我们发现Work_exp、Edu_exp、Work_exp× Owner和Edu_exp×Owner的系数均不显著,表明产权性质和管理者财务背景以及它们的交互作用对国有控股企业与非国有控股企业的应计盈余管理均没有显著影响, 与前文研究结果一致。
我们认为这可能是由于国有控股企业相对收益目标而言更看重政治和社会地位,即使企业经营失败对管理者自身的影响也不会很大,因此他们没有动机从企业生产经营的各个业务环节进行真实盈余操纵,再加上国有控股企业有效的内部控制以及高管的财务工作经历,抑制了企业的盈余管理行为,有利于上市公司财务信息质量的提高以及对社会责任的履行;而非国有控股企业的兴衰关系着管理者事业的成败,他们一直保持谨慎的态度,不敢为了追求眼前利益,付出长远的代价来进行真实盈余操纵,因此高管的财务背景并不会对企业的真实盈余操纵有太大影响。
四、结语
本文选取2011 ~ 2013年沪深两市A股上市公司作为研究样本,实证分析了高管财务背景对盈余管理的影响, 同时还检验了不同产权性质下,高管财务背景对企业盈余管理的影响,得出的研究结论如下:1在全样本中,高管的财务工作经历能够显著抑制真实盈余管理水平,管理者团队中拥有财务工作经历高管的比例越高,公司的真实盈余管理水平就越低;而财务教育背景对盈余管理的影响并不显著。2进一步研究发现,与非国有控股企业相比,国有控股企业管理者的财务工作经历对真实盈余管理水平的影响更大。
本文为管理者背景特征异质性对盈余管理的影响提供了新的依据,为企业今后的用人制度提供了新的思路, 具有较强的现实意义。第一,管理者应不断完善企业的内部控制体系建设,严格遵守内部控制制度的各项要求,从制度层面上减少盈余管理行为。第二,与财务教育背景相比,高管的财务工作经历能够显著抑制真实盈余管理水平,企业对于今后高管的聘用条件应侧重于他们的财务工作经历而非财务教育背景,财务工作经历越丰富,对会计政策把握越深入,从而提高企业的会计信息质量。
摘要：本文以2011~2013年沪深两市A股上市公司作为研究对象,将财务背景分为财务工作经历和财务教育背景,实证检验了高管财务背景对公司盈余管理的影响。研究发现,高管财务工作经历对真实盈余管理有显著的抑制作用,但对应计盈余管理的影响并不显著。进一步区分上市公司产权性质后发现,对于不同产权性质的企业,高管财务背景对盈余管理的影响存在一定的差异。
关键词：真实盈余管理,应计盈余管理,财务背景,公司高管
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会计应计 篇4
国内外学者关于盈余管理问题的研究主要集中在应计盈余管理这一方面。而对盈余管理的真实盈余管理研究则不是很多, 尤其是国内目前关于二者关系的研究更是十分有限, 且结论存在很大的分歧, 有的研究认为二者之间是替代关系 (Cohen and Zarowin, 2008) , 而有的研究则认为二者之间是互补关系 (Wan, 2013) , 还有学者认为二者之间是“二元”关系, 即, 既存在替代关系, 又存在互补关系 (王良成, 2014) 。由于世界各国主要采用原则导向型会计准则, 这对应计盈余管理的抑制起到很大作用。管理层将目光投向真实盈余管理, 而真实盈余管理较之应计盈余管理对公司的未来价值损害很大 (Chi et al., 2011;Graham et a1., 2005) 。因此, 有必要对二者之间的关系做出判断, 以使企业实现价值最大化的同时, 保护投资者等利益相关者的利益和规范市场。本文将针对这一问题进行归纳总结, 以期为以后进行应计盈余管理和真实盈余管理的关系研究的学者提供一个帮助。
2 应计与真实盈余管理的关系研究文献综述
2.1 应计与真实盈余管理的替代关系文献综述
2.1.1 国外文献综述
Ewert and Wagenhofer (2005) 认为会计准则的严厉执行会增大应计盈余管理的难度进而会使公司降低应计盈余管理, 但同时带来的一个后果就是真实盈余管理会增加。
Cohen et a1. (2008a) 研究发现, 在SOX法案颁布之后, 由于法律保护水平上升、证券监管和惩罚趋严, 上市公司对盈余管理方式的选择由应计盈余管理转向了真实盈余管理。之后, Cohen and Zarowin (2008) 发现, 真实盈余管理与应计盈余管理是可以相互替代和影响的。这和Graham et a1. (2005) 的研究一致, 为规避监管者的注意, 管理者更偏爱真实盈余管理行为, 面对不同的监管环境和压力, 管理者会认真权衡应计和真实盈余管理运用的策略差异。
2.1.2 国内文献综述
李增福、郑友环 (2010) 则认为预期税率上升的公司, 主要进行真实向上的盈余管理;预期税率下降的公司, 主要进行应计向下的盈余管理。李增福、郑友环、连玉君 (2011) 进一步研究后认为上市公司会同时实施应计盈余管理与真实盈余管理两种盈余管理方式。
和辉 (2012) 认为IPO企业在首次公开发行股票前同时实施了两种盈余管理方式;IPO企业在选择盈余管理方式时是以发行价格最大化为原则的, 当其审计师为国际“四大”、会计弹性水平较低、处于非管制行业时, 选择真实盈余管理更有利于提高股票发行价;反之, 选择应计盈余管理更有利于提高股票发行价。
2.2 应计与真实盈余管理的互补关系文献综述
2.2.1 国外文献综述
Chen et al. (2001) 和Jian and Wong (2010) 发现, 当面临退市和再融资的管制压力时公司的盈余管理动机很强烈, 其行为也很极端。公司不管采用应计盈余管理还是真实盈余管理, 管制压力都是其内在的驱动力量, 使得应计盈余管理与真实盈余管理可能并不表现出替代关系, 而是互补关系 (王良成, 2014) 。但是Chen et al. (2008) 经过进一步的研究后发现市场并不能辨别应计与真实盈余管理。
Wan (2013) 的研究也进一步证实, 应计与真实盈余管理在外部监督严的情形下并不具有相互替代关系。
2.2.2 国内文献综述
刘启亮等 (2011) 研究发现, 在新法律实施以后, 公司的应计盈余管理行为尽管得到了一定的抑制, 但由于我国新法律执行力度不够, 公司的真实盈余管理整体在调节利润方面则没有明显的一致方向。即, 在我国二者之间并不存在替代关系。
王良成 (2012) 的研究认为, 我国的实际情况可能与国外成熟的资本市场不同, 在法律基础、投资者保护意识、相关会计制度等有待完善以及我国独有的市场制度背景下, 应计与真实盈余管理之间并非存在此消彼长的替代关系, 而是具有同高同低联动的正相关关系。
2.3 应计与真实盈余管理的“二元”关系文献综述
王良成 (2014) 经研究发现, 在中国市场上应计与真实盈余管理之间存在“二元”关系。即替代关系和互补关系。具体而言, 市场竞争压力在应计与真实盈余管理之间具有明显的成本比较优势, 使得两者具有替代关系;控制利益、管制压力在应计与真实盈余管理之间不具有显著的成本比较优势, 而是应计与真实盈余管理的驱动因素, 使得两者具有互补关系。
3 结论
虽然关于盈余管理的研究的历史已经很长, 但是对其两种方式关系的研究才开始不久, 而且结论存在很大的争议。也就是说, 对二者关系的研究是很有必要的。同时, 也会对国家未来法律法规以及政策的制定都会产生深远的影响。
参考文献
[1]Cohen, D.A., Dey, A., and Lys, T.Z. (2008a) , ’Real and Accrual—Based Earnings Management in the Pre—and Post—Sarbanes—Oxley Periods’.The Accounting Review 83 (3) :757—787.
ST上市公司应计质量效应研究 篇5
关键词：应计质量,盈余管理,ST公司
一、引言
迄今为止, 国内外学者对盈余质量尚未形成统一的研究框架, “盈余质量”早在20世纪30年代的美国证券业便已形成, 自20世纪80年代以来, 盈余质量研究已成为实证会计研究的重点问题之一, 2002年美国会计学会 (AAA) 召开盈余质量研讨会, 《会计评论》于年底发行了一期关于盈余质量主题的增刊, 近年来, 许多学者开始探讨盈余质量的界定, Eastonand Zmijewski (1991) 采用低阶时间序列模型———ARIMA (1, 0, 0) (自回归求积移动平均) 对盈余的持久性进行了估计, 以盈余持久性度量盈余质量, 但采用时间序列模型, 隐含了在回归年度内, 公司盈余不变或波动不大的假设, 从而可能降低了模型的解释力;而ERC作为实证会计领域的专有名词也被用来度量盈余质量, 但由于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, 而非会计盈余本身;另外一些研究 (Levand Thiagarajans, 1993) 则基于财务报告的基本分析度量盈余质量, 即通过区分用来评估盈余质量的12条原则, 对应收账款相对销售收入变动、存货和订单的积压等项目进行赋值, 将公司得分按高低划分来度量盈余质量;此外, 国外研究发现市场反应与盈利报告的及时性有关, 而且稳健原则会对盈余质量产生负面影响, 因此, 盈余及时性和稳健性可以用来表征盈余质量;将应计项目作为盈余质量高低的指示器, 在近几年得到了学术界的普遍关注, Sloan (1996) 认为盈余质量的一种关键测度是净收益与经营现金流量的差异, 即应计项目, Dechewand Dichev (2002) 用应计项目的现金流之间的联系来定义盈余的质量。目前国内公开发表的实证文献中系统地研究应计项目质量的文章较少, 王志台 (2000) 、赵宇龙 (2000) 采用公司主营业务利润作为永久性盈余表征变量来研究盈余持久性, 储一昀、王安武 (2000) 对上市公司盈余质量研究发现, 我国上市公司应计项目的确认与现金流入存在不同步现象, 从而造成了盈余质量低下。应计质量指的是应计项目反映出现金流的实现程度。本文在对应计质量的研究过程中进一步结合我国的制度背景展开, 一般来说ST公司有着强烈的摆脱特别处理的愿望, 为实现如此愿望除从根本上改善经营业绩外, 盈余管理也是实现“摘帽”的主要途径。因此, 在进行应计质量效应研究的过程中进一步结合ST这一制度背景展开, 具有重要意义。
二、研究设计
(一) 样本选取与数据来源
本文研究对象主要定位在ST公司, 选取上海和深圳证券交易所A股市场1999年至2006年度被ST上市公司与此同时, 作为对照, 将选择与其配对的非ST公司, 对其应计部分质量进行研究。其中共选取1999年至2006年首次宣告被特别处理的沪深两市上市公司300家作为ST公司样本。在选取的家样本公司中, 各年被宣布特别处理的家数分别为27家、21家、22家、41家、50家、35家、34家和70家。为了便于比较, 还同时选取了与其配对的300家非公司样本。配对的原则是“同时期、同规模”。其中“同规模”指的是与公司被“特别处理”的最近一个会计年度末的资产总额相当。为获得足够的数据进行比较分析, 选取公司被宣告“ST”当年及其前一年和后一年作为研究区间, 因此要求配对的非公司样本的配对区间有连续年的利润数据。而对照样本, 还排除了研究区间存在配股行为的非ST公司, 因为根据现有的研究, 这些公司往往存在比较严重的利润操纵动机。研究数据主要来源于北京色诺芬信息服务有限公司的CCER数据库中各个上市公司的资产负债表、利润表以及现金流量表。
(二) 总应计的计量方法
总应计的计量方法主要有资产负债表法和收益表法。与资产负债表法相比, 收益表法计量比较简单, 而且Collins and Hribar (2002) 发现, 如使用资产负债表法计算总应计, 估计可操控应计时会产生某些系统性偏误, 存在难以准确分离应计的问题, 与直接从现金流量表中获得经营性现金流量计算出的应计相比, 准确性较差。因此采用收益表法来计量总应计。本文参照DD提出的研究模型, 选取扣除非经营损益后的净利润 (经营净利润) 作为会计盈余 (Earn) , 会计盈余和经营活动现金流量 (CFO) 的差就是应计 (Accrual) 。会计盈余 (Earn) =净利润+少数股东损益+计提的资产减值准备+处置固定资产、无形资产和其他长期资产的损失+固定资产报废损失+财务费用+投资损失+递延税款贷项 (等号右边数据均来自《现金流量表》间接法报告部分) 。
(三) 变量选取与模型建立
上市公司应计项目能在多大程度上反映已实现的现金流可用来度量应计质量, Dechewand Dichev (2002) 使用本期应计项目对上期、本期、下期经营活动现金流量进行回归, 拟合残差比较稳定时, 根据应计项目预测未来经营活动现金流量。当认为公司各年度的残差比较稳定时, 根据应计项目预测未来经营活动现金流量的不确定程度较小, 应计项目预测未来现金流量的功能发挥较好。因此可用拟合残差的标准差度量应计项目质量, 残差标准差越大应计项目质量越低。应计项目能在多大程度上反映当期和相邻期间实现的现金流, 可以用于衡量应计项目以及盈余数据的质量, 具体做法是将应计项目质量作为盈余质量的表征变量。本文借鉴修正的DD模型来对我国A股上市的ST公司应计质量进行分析。Mc Nichols (2002) 对DD模型进行了修正, 将计量操控性应计的Jones模型与DD模型相结合:△WCt, i=b0+b1CFOt-1, i+b2CFOt, i+b3CFOt+1, i+b4△REVt, i+b5PPEt, i+εt, i。其中, △REVt, i表示第t期与第t-1的主营业务收入之差, PPEt表示年末固定资产原值。残差ε反映了应计中的估计误差。根据前面的理论分析, 当估计误差在各年之间波动程度较小时, 应计质量较高, 用应计中的估计误差的标准差来衡量每一家公司的应计质量。
三、实证结果分析
(一) 描述性统计
由于在控制样本选择时进行了控制, 对于ST公司与非ST公司这两组研究样本在总资产指标上差别都不显著, 但其他各项指标都存在不同程度的差别, 尤其是ST公司组和非ST公司组Earn、Accrual、△WC、CFO、△REV和PPE, 等几项指标差别较为明显。从 (表1) 的描述性统计分析可知, 各变量的极端值远远偏离了中心的均值, 这可能会对回归分析造成一定影响。其中ST公司样本中的经营活动现金流量的标准差 (0.717) 要远远的小于总应计标准差 (0.789) 和流动性应计标准差 (1.991) , 这与非ST公司控制样本具有共性, 其中, 经营活动现金流量 (0.151) 小于总应计标准差 (0.163) 和流动性应计标准差 (0.159) 。一方面这说明上市公司的现金流量状况比应计项目更加稳定, 另一方面也表明被ST公司的应计很可能受到了人为操纵, 由于本期调增 (调减) 的应计不可避免的要在未来转回, 所以应计质量表现出更大的波动性。对于被ST公司样本组, 其中的盈余 (Earn) 的均值为0.3, 经营活动现金流 (CFO) 的均值为0.02, 盈余小于经营活动现金流。总应计 (Accrual) 的均值为负 (-0.15) , 说明折旧摊销额 (非流动性应计部分) 比较大。总应计中的流动性应计 (△WC) 的均值和中位数均为正 (0.26, 0.01) , 说明大部分公司属于成长型企业, 因为公司增长一般伴随着营运资金的增加, 流动性应计应该大于0。销售收入变动额的均值为-0.090, 中位数为0。固定资产的均值为0.65, 中位数为0.46。而配对的非ST公司样本组数据盈余均值0.036, 小于经营活动现金流量0.058, 而总应计中流动性应计均值和中位数均为正 (0.004, 0.008) 说明与ST公司具有可比性。
(二) 相关性分析
(表2) 报告了应计质量计量模型中各变量之间的Pearson相关系数, 表中显示:经营活动现金流的上一期、当期和下一期, 以及销售收入变动额和固定资产都与流动性应计在1%的水平上显著相关。当期的经营活动现金流与流动性应计相关系数为-0.85, 在1%水平上显著, 说明在整个现金流期间, 现金流内部暂时性转移使得以当期现金流来衡量业绩的适时性被降低了。这与DD模型 (1998) 关于应计项目与同期现金流之间负相关的研究结果一致。随着时间的推移, 当期应计项目将逐步转化为现金。本期会计盈余分别与本期经营活动现金流量、本期应计利润、流动性应计利润正相关, 这与前面论述的关系相符合。本期应计利润和流动性应计利润高度正相关 (Spearman相关系数甚至超过0.9) , 这主要是由于每期资产折旧摊销比较固定, 流动性应计利润的变化对应计利润的变化贡献相当大。其中当期的流动性应计与上一期的经营活动现金流正相关, 相关系数为0.013, 在1%水平上显著, 说明应计项目递延了对上一期某些现金流的确认。此外, 上一期经营活动现金流与当期经营活动现金流不相关, 但与下一期经营活动现金流正相关, 相关系数0.019, 在1%水平上显著。
(三) 回归方程残差分析
DD模型中采用营运资金变动额 (ΔWC) 计量应计, 用经营活动现金流 (CFO) 替代与应计相关的现金流。回归方程的残差 (ε) 代表与已实现现金流无关的应计项目, 包括了估计误差及其转回, 残差的标准差可用于度量应计质量, 标准差越大应计质量越差, 相反, 残差标准差越小表明应计质量越好。由 (表3) 可知, 对于ST公司样本, 残差的标准差各年均大于非ST公司样本, 且各年标准差均有较大波动幅度, 说明ST公司各年应计质量都很明显的低于非ST公司。为了更直观表述ST公司样本与非ST公司控制样本差异, 各自趋势图如 (图1) 所示。可见被ST公司各年度应计质量显著低于非ST控制样本。
四、结论与建议
(一) 结论
本文利用修正的DD模型, 以1999年至2006年的财务数据为样本, 对中国A股上市的被ST公司及其控制样本公司的应计质量进行了计量。结果发现, 控制样本的残差标准差1999年至2006年总体呈下降趋势, 从趋势图来看, 我国正常非ST的上市公司的应计质量略有提高。然而被ST公司的残差标准差呈不稳定状态分布, 并且每年之间波动幅度较大, 说明应计质量相对较差。公司残差标准差较大时, 应计质量低, 反之, 应计质量高。由 (图1) 可见被ST公司各年度应计质量显著低于非ST控制样本。根据《股票上市规则》有关规定, 当上市公司出现财务状况、其他状况异常, 导致投资人对该公司前景难以判定, 可能损害投资者权益的情形, 交易所将对其股票交易实行特别处理。而这种特别处理 (Special Treatment, 简称ST) 的内容包括:公司股票日涨跌幅限制为5%, 中期报告必须经审计, 股票的行情显示有特别提示。另外, 规则规定财务状况特别处理一般不少于12个月, 如果受到特别处理的公司下一个年度审计结果显示财务状况己恢复正常, 则可以向交易所申请取消特别处理, 交易所将依据最大限度的保护投资者权益, 严格控制股票市场风险的原则, 根据该公司的实际改善程度, 决定是否取消特别处理。由于硬性的规定, ST公司董事会为迅速扭转局面许给管理层优厚的报酬条件就是迅速扭转亏损的局面, 面临如此巨大的压力, ST公司的管理层为自身利益考虑在不能完成任务时往往更有可能采用操纵会计指标以达到目标的可能。从而影响了应计质量, 使盈余质量下降。要继续留在资本市场进行融资, 这些亏损上市公司首先就要保住其上市资格, 而作为维持上市资格的关键因素会计盈余, 成为了他们首选目标, 在这种情况下, 亏损的上市公司体现出很强的盈余管理动机。
(二) 建议
首先, 建议证券监管部门修正上市公司“停止交易、终止交易”的判断标准, 具体而言, 不应仅凭“连续三年亏损”作为判断的充分
条件, 应结合证券市场其他一些因素加以综合判断, 其次, 完善企业会计准则, 规范、限制会计政策的选择空间。尽量减少会计准则中模糊性语言和概念, 减少会计准则中可供选择的会计程序和方法, 以缩小会计政策选择的空间范围, 针对我国会计人员业务素质普遍不高、公司治理结构和会计监管效果尚不理想的现实, 应有意识地减少会计的职业判断空间并有针对性地制定易于操作、科学、适度的谨慎标准, 以指导会计人员正确理解和应用会计政策, 是企业既保持适度谨慎, 又能避免有意识地计提秘密准备。最后, 加强注册会计师的独立, 增强对盈余管理的外部监控。通过立法规范注册会计师审计由独立审计委员会委任, 确保注册会计师审计的独立性, 并对注册会计师实行强制轮换制度。
参考文献
[1]田静:《上市公司应计质量实证研究》, 《财会通讯》2006年第9期。
[2]陈汉文、郑鑫成:《可操纵应计的市场反应》, 《转型经济下的会计与财务问题国际学术研讨会》2003年。
[3]夏立军:《注册会计师对上市公司盈余管理的反应》, 《审计研究》2002年第4期。
[4]聂顺江:《上市公司财务会计目标及其保证机制》, 中国社会科学出版社2007年版。
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[6]程小可:《公司盈余质量评价与实证分析》, 清华大学出版社2004年版。
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[8]魏明海、谭劲松、林舒:《盈余管理研究》, 中国财政经济出版社2000年版。
[9]陆建桥:《中国亏损上市公司盈余管理实证研究》, 《上海财经大学博士学位论文》1998年。
[10]Dechow P., Dichev, I.2002.The quality of accruals and earnings:the role of accrual estimation errors.The Accounting Review.
[11]Sloan, R.G.Do stock prices fully reflect information in accruals and cash flows about future earnings?The Accounting Review, 1996.
会计应计 篇6
对于盈余管理问题的研究已经有相当长的一段历史。最先开始的研究主要着眼于应计盈余管理，而真实盈余管理的研究要滞后多年。从Schipper (1989) 的研究开始，首次将真实盈余管理包含在了对盈余管理的定义中，并且把这种盈余管理定义为：“对外部财务报告过程的有目的干预以期获得一些私人利益……”。至此，大量的研究开始关于对真实盈余管理的研究。虽然针对两种类型的盈余管理方式的各自的研究有很多，涉及操控方式、监管控制、盈余管理动机和经济后果等各个方面，但是对这两种盈余管理方式之间的关系研究却非常有限，并且存在不同结论，有的研究认为两者之间存在替代效应，而有的研究则认为存在互补效应。本文将针对这一问题进行归纳总结。
二、应计盈余管理与真实盈余管理的关系的文献综述
应计盈余管理主要涉及对会计处理方式等的选择以达到掩盖或伪饰真实的业务表现(Dechow and Skinner 2000)。应计盈余管理并不会伴随着公司真实经营活动的改变，而是通过对会计方法等的选择来反映公司的活动，相比之下，真实盈余管理主要通过改变公司的真实经营活动来增加当期的收益。两种类型的盈余管理都是管理者出于增加或者降低盈余的目的，一种影响经营活动而另一种则对经营活动没有影响。在现有的研究中，对应计盈余管理的衡量一般采用琼斯模型或修正的琼斯模型等，而对真实盈余管理的衡量一般借鉴Roychowdhury (2006)的模型。
虽然对两种盈余管理方式的存在学界达成了基本共识，但是对于这两种方式自身关系的研究却存在着不同的结论。国外的研究中，Cohen et al. (2008) 对安然事件之后萨班斯奥克斯利法案的实施影响研究认为该法案对盈余管理产生了明显影响。更为严格的萨班斯奥克斯利法案的强制实施并未像众多学者所想象的那样乐观，而是对公司的应计盈余管理与真实盈余管理产生了影响，即萨班斯奥克斯利法案实施之后公司管理者管理盈余的手段发生了变化，由应计盈余管理转换为更为隐蔽，更不易计量的真实盈余管理。因此，Cohen et al. (2008) 研究，认为真实盈余管理与应计盈余管理之间存在着替代相应。
与之研究结论类似的还有Graham et al. (2005) 和Chi et al. (2011) 。他们都认为，应计盈余管理容易受到监管，从而公司的管理层更加倾向于采用真实盈余管理的方式来对利润进行管理。因此，他们的观点也是应计与真实盈余管理之间是负相关的，即存在替代效应。
然而，近期以中国资本市场为研究对象的研究却得到了相反的结论。例如王良成(2012)的研究就认为应计与真实盈余管理之间并非是此消彼长的关系而是具有同高同低的联动关系。学界将这种实证研究结果的差异性归纳为：中国的实际情况可能与国外成熟的资本市场不同，中国发展市场经济不过短短的几十年时间，在法律基础、投资者保护意识、相关会计制度等都还不够完善，以及现在的中国注册会计师行业还没有脱离激烈的业务竞争等。
这两种截然不同的结论不禁引发思考：应计盈余管理与真实盈余管理之间究竟是替代效应还是互补效应;是什么因素导致了这样的差异;政策制定者应该如何进一步制定规范措施。针对这种差异是由于中国制度不完善等原因的思考也仅仅是猜测。到底是何种因素导致了这种不同亟待进一步的检验，以为我国进一步完善制度提供依据。
三、应计盈余管理与真实盈余管理的关系研究的展望
虽然盈余管理问题研究由来已久，但对应计盈余管理和真实盈余管理两者之间的关系的研究却存在着不同的研究结论。对于应计与真实盈余管理替代效应和互补效应的研究能够厘清两者之间的关系，并进一步研究判断是什么因素导致了这样的差异，对未来的政策制定有着深远的影响。
摘要：随着真实盈余管理被纳入盈余管理的研究, 除了对方式、监管、动机和后果等方面的研究, 学界开始关注应计与真实盈余管理这两种方式自身的关系。然而, 相关研究却得到了不同的结论。本文对两方面不同的观点进行了归纳总结, 以期对未来的进一步研究提供一定的借鉴意义。
关键词：应计盈余管理,真实盈余管理,替代效应,互补效应
参考文献
[1]Cohen, Daniel A., A.Dey, and Thomas Z.Lys, 2008.Real and accrual-based earnings management in the Pre-and Post-Sarbanes-Oxley periods[J], The Accounting Review.
[2]Chi, Wuchun, L.L.Lisic, and M.Pevzner, 2011.Is enhanced audit quality associated with greater real rarnings management[J], Accounting Horizons
[3]Graham, J.R., C.R.Harvey, and S.Rajgopal, 2005.The economic implications of corporate financial reporting[J], Journal of Accounting and Economics.
会计应计 篇7
近年来关于国际财务报告准则的采用是否能提高会计信息质量、抑制盈余操纵是一个争论激烈的热点问题。一种有代表性的观点(Leuzetal.,2008;H ailetal.,2009)认为,各国的制度环境、会计准则等都是影响会计信息质量的重要因素(Leuz etal.,2003;Cohen etal.2008)。Cohen etal.(2008)发现,在美国规则导向会计准则的前提下,SO X法案的实施对应计与真实盈余管理产生了明显的影响。那么,一个相关的问题是,会计准则是否会对公司的应计与真实盈余管理产生影响呢?尤其是在强制采用国际财务报告准则的背景下。我国近年来在法律和会计准则上的实施情况,则为研究上述问题提供了一个较好的独特环境。一方面,我国从2006年1月1日实施新的公司法和证券法,这样,使2005年至2008年我国公司面临的法律环境基本相同。另一方面,从2007年1月1日,我国上市公司被要求强制采用与国际财务报告准则趋同的新会计准则,在此之前,我国实施的是主要借鉴于美国G A A P的会计准则。这样,从2005年至2008年我国公司面临的法律环境基本相同而实施的会计准则不一样,这就为研究国际财务国际趋同对公司应计与真实盈余管理的影响,提供了恰当的检验环境。因此,本文使用我国上市公司2005年至2008年的数据来研究会计准则国际趋同对公司应计及真实盈余管理的影响,同时,也顺便考察盈余管理动机在其中所起的作用。
二、文献综述
尽管有一些文献(H unt,M oyerand Shevlin,1996;Beatty,Cham berlain and M agliolo,1995;G averand Paterson,1999;Barton,2001;Pincusand R ajgopal,2002)研究公司使用多种方式进行盈余管理的情况,但是到现在,主要的文献还是应计盈余管理研究为主(如:Jones,1991;D efond and Jiam balvo,1994;D echow etal.,1995;K otharie etal.,2005),只是近期有少数学者才开始同时关注应计和真实盈余管理两种方式。R oychowdhury(2006)认为,真实盈余管理是由于管理层试图误导一些股东,以使其相信公司通过正常经营活动达到了既定的财务目标,通过偏离正常经营情况的真实经营活动来操纵利润的行为。最初对于真实盈余管理的研究(Ben etal.,2002,2003;D echow and Sloan,1991;Baberetal.,1991;Bushee,1998;Zarowin etal.,2005;O sm a and Y oung,2009;Seybert,2009)主要集中在通过减少研发费用来降低费用开支以增加利润。W ang etal.(2006)发现当会计灵活空间小(高)时,管理层更(不)可能削减研发支出。然而,对于研发费用之外的其他真实盈余管理的研究,则没有发现一致的证据(A nderson etal.,2003;Chapm an etal.,2005;Cohen etal.,2009)。G unny(2005)发现真实盈余管理对公司未来的业绩有负面影响,R oychowdhury(2006)发现为了避免年度报告亏损,公司利用真实盈余管理(包括经营活动现金流操纵、产品成本操纵和费用操纵)来进行盈余管理的证据。Edelstein etal.(2007)发现由于受股利支付的约束,公司会通过真实盈余管理来减少税收性的收入来满足股利支付的要求。A thanasakou etal.(2009)发现市场并不会奖励通过盈余管理(含真实盈余管理)来满足分析师预测的公司。近年来,一些学者开始同时注意应计与真实盈余管理。Zang(2007)发现公司在操纵利润的时候,会相互替代性地使用应计与真实盈余管理方式,同时也发现诉讼风险加重以后,公司会从应计盈余管理转向真实盈余管理。Chen etal.(2008)发现市场并不能辨别应计与真实盈余管理。Lin etal.(2006)发现公司会使用一套盈余管理的方式(包括真实盈余管理)来满足分析师的盈利预测目标。Cohen etal.(2008)发现在2002年萨班斯法案通过之前,公司应计盈余管理稳定地逐年增加,但是发布该法案之后,应计盈余管理则显著下降,而真实盈余管理则恰好与此相反,是先降后升。这就说明,该法案通过之后,公司的盈余管理从应计盈余管理方式转向了真实盈余管理方式。Cohen etal.(2008)则发现为股票增发(SEO s),公司使用了真实与应计盈余管理两种方式。K im etal.(2009)研究了公司的权益资本成本是否以及怎样受公司真实盈余管理程度的影响,发现公司的真实与应计盈余管理加剧了外部投资者所面临信息的不确定性,其中真实盈余管理带来的不确定比应计盈余管理更严重,因此,市场对真实盈余管理比对应计盈余管理会要求更高的风险溢价。
三、研究设计
(一)样本选取
从2006年1月1日至2008年,我国关于公司方面的法律规定基本没有变化,同时我国于2007年1月1日实施了与国际财务报告准则趋同的新会计准则,这正好可以检验国际财务报告准则的强制采用对公司应计与真实盈余管理的影响。因此,本文选择从2005年至2008年的纯A股上市公司的年报数据作为本文的研究样本。在样本选择时,本文剔除了金融行业的公司、计算应计盈余管理数据不完整的样本观察值。由于同时发行B或H股的公司可能直接采用国际财务报告准则,也剔除了同时发行B或H股的公司。这样,共得到4582个观察值,2005年1059个,2006年1105个,2007年1203个,2008年1215个。
(二)变量定义
对于应计盈余管理,使用修正的Jones模型(D echow等,1995;Ball和Shivakum ar,2006)来计算。首先,运用不同行业不同年份的数据对模型(1)进行O LS回归取得参数α1,α2,α3,再将其代入模型(2)中计算得出不可操纵性应计数,最后将计算所得的不可操纵性应计数代入模型(3)估计出可操纵性应计数(D At)。
这里,TAt=N Tt-CFOt,其中N Tt为第t期经营利润,CFOt为第t期的经营活动现金流量;At-1:第t-1期期末总资产;N D At:经过t-1期期末总资产调整后的第t期的非操控性应计数;△R EVt:第t期和第t-1期主营业务收入的差额;△R EC t第t期和第t-1期应收帐款的差额;PPEt:第t期期末总的厂场、设备等固定资产原值。对于真实盈余管理,仿照R oychowdhury(2006)和Cohen etal.(2008a),用异常经营活动现金流净额、可操控性费用和异常产品成本来计量。首先,计算出正常的经营活动现金流量、不可操控性费用和正常产品成本,基于此,分别算出异常经营活动现金流量、可操控性费用和异常产品成本。首先,根据D echow等(1995),正常的经营活动现金流和销售额存在如式(4)的线性关系,通过回归可计算出正常现金流。再用实际的经营活动现金流减去正常的经营活动现金流,就是异常经营活动现金流量。公司通过折扣和赊销等可以扩大销售,会增加公司盈利,但反过来可能会使公司的经营现金流降低。也就是说,由于来自经营活动的现金流的异常降低可能是通过销售折让、折扣等促销活动形成的。因此,现金流的异常降低可能增大了公司的盈利,反之,则调低了公司的盈利水平。CFOt/At-1=a0(1/At-1)+β1(St/At-1)+β2(△St/At-1)+εt(4)
产品成本就是销售产品成本加上当年存货的变动额。销售产品成本和当期销售存在如式(5)的线性关系。
存货变化额和当期及上期销售变动额存在如式(6)的线性关系。
根据式(5)和(6),用式(7)来估计正常的产品成本。公司实际的产品成本减去正常的产品成本就是异常的产品成本。产品成本的增加主要来自产品产量的增加,产量的增加则导致单位产品固定费用的减少,因此,异常产品成本的增加就可能导致单位产品的获利能力的提高,进而调增公司的利润,反之,就调低公司的利润。Prodt/At-1=a0(1/At-1)+β1(St/At-1)+β2(△St/At-1)+β3(△St-1/At-1)+εt(7)
同时,使用式(8)来估计不可操控性费用。公司实际的费用减去不可操控性费用,就是可操控性费用。可操控费用的增加会使公司的利润降低,反之,则使公司利润增加。
在上述公式中,CFOt是当年来自经营活动的现金流量净额,St是当年的销售收入,△St是当年和上年销售收入的变化额,△St-1是上年和前两年销售收入的变化额。△IN Vt是当年和上年存货变化额。CO G St是当年的产品销售成本。Prod是当年的产品成本,由当年的销售产品成本和存货变化额组成。D isc Exp是当年的可操控性费用,包括当年的销售费用和管理费用。异常现金流量、异常产品成本和异常费用均是实际数与正常数之间的差额。使用这三个指标来代表真实盈余管理。异常现金流的增加、异常产品成本的降低和异常费用的增加,则分别表示公司的利润被调低,反之,则表示公司的利润被调高。同时,公司可能会对真实盈余管理进行总体规划,有可能同时从几个方面进行真实盈余管理,因此,为捕获到这一点,仿照Cohen(2008),也将这三个指标之和作为真实盈余管理的总体计量指标(R M-Proxy)。当然,正如Cohen(2008)所说,三个真实盈余管理的个体指标也有其独特的信息含量,它们变化方向的含义也不一致,会存在相互抵消的关系,仅用总体计量指标来分析可能会遗漏一些信息,因此,本文会同时使用三个个体指标和一个总体指标来计量真实的盈余管理水平。此外,为增加稳健性,根据三个指标变化方向的含义,本文也将综合真实盈余管理指标按照式(9)计量,以此来反映公司通过真实盈余管理调节利润的方向。该指标的含义是,N R M-Proxy高则意味着公司调高了利润,反之,则表示公司调低了利润。
需要说明的是:在计算D A和真实盈余管理的各项指标时,为了避免异常值的影响,均对各相关因素变量两端按1%进行了winsorize处理,据此计算各相关的盈余管理指标。根据李享等(2008)的总结,我国资本市场盈余管理的动机主要表现为扭亏、保持微利(或称避免亏损)、融资动机、无法避免亏损时进行大清洗和盈余平滑等。因此,针对这些动机,本文设置了扭亏动机变量TP,避免亏损动机变量Spora,融资动机变量D issue(债务融资)和Zengfa(股票增发),大清洗变量动机变量1Loss、2Loss、3Loss,以及利润平滑动机变量Sm ooth。各变量的定义如(表1)。
(三)模型建立
仿照Barth etal.(2008)和Cohen etal.(2008a),对于应计盈余管理,本文使用下列模型(式10)来回归:
同样,对于真实盈余管理,仿照Cohen etal.(2008a),本文使用下面的模型(式11)来进行回归。
这里,RDEPj代表五个真实盈余管理的指标。Abs_DA代表应计盈余管理的绝对值。其余变量的含义同(10)式。
四、实证结果分析
(一)描述性统计
从2005年至2008年应计盈余管理绝对值的折线图(图1)来看,2007和2008年比2005和2006年有明显上升。从(图2)来看,正向应计盈余管理的分布趋势与应计盈余管理绝对值的分布一致,负向盈余管理的分布趋势与应计盈余管理绝对值的分布刚好相反。表明2007和2008年的应计盈余管理比2005和2006年有明显上升。从(图3)来看,综合真实盈余管理(R M_Proxy)幅度的分布是从2005年至2008年呈下降趋势。现金流真实盈余管理(R_CFO)从2005年至2007年逐年上升,在2008年则明显下降。产品成本真实盈余管理(R_PR O D)从2005年至2008年基本呈V型分布。费用真实盈余管理(R_D ISX)基本逐年下降。从(表2)来看,2005年至2006年A bs_D A的均值为0.062,中位数为0.044,2003年至2004年A bs_D A的均值为0.066,中位数为0.043,A bs_D A的均值在2005年至2006年明显降低。相比于2003年至2004年,R-CFO的均值和中位数在2005年至2006年有所提高。R-PR O D的均值和中位数在2003和2004年分别为-0.006和-0.013,在2005和2006年分别为-0.014和-0.017,有显著下降。费用方面的真实盈余管理(R-D ISX)在2005年至2006年的均值为0.012,中位数为0.005,在2003年至2004年的均值则为0.009,中位数为0.001,均有所提高。R M-Proxy的均值和中位数则均有所降低,N R M-Proxy的均值和中位数均有显著下降。相比于2003年至2004年,在2005年至2006年,公司亏损(Loss)、资产周转率(Turn)、公司规模(Size)、采用国际四大审计的公司(Big4)无论从均值还是中位数来看,均有显著增加。公司成长性(G rowth)、债务变化(D issue)、公司现金流(CFO)、负债水平(Lev)、股权增发(Eissue)只在中位数检验方面有明显变化。从(表2)Á来看,A bs_D A的均值和中位数在2007年至2008年分别为0.073和0.044,在2005年至2006年分别为0.062和0.044,2007年至2008年均比2005年至2006年有显著增加。对于正向应计盈余管理(+D A)和负向应计盈余管理(-D A),无论是均值还是中位数,2007年至2008年均比2005年至2006年在应计盈余管理幅度上均显著增加。真实盈余管理除费用(R-D ISX)在均值上有显著降低外,其余则没有明显变化。在控制变量方面,相比于2005年至2006年,在2007年至2008年,公司业绩(R oa)、股份增发(Eissue)、资产周转率(Turn)、公司规模(Size)、采用国际四大审计的公司(Big4)无论从均值还是中位数来看,均有显著增加,公司亏损(Loss)和政府控制(G ov)则有显著下降。公司现金流(CFO)和公司成长性(G rowth)只在中位数检验方面有明显变化。
注:均值检验报告的是T检验的P值,中位数检验报告的是W ilcoxon检验的P值(双尾)。(2)本表中对R O A、CFO、R R O W TH、LEV和TU R N两端按1%进行winsorize处理
(二)相关性分析
从应计盈余管理与真实盈余管理指标之间的相关性来看(表3,此表省略),D A与R_PR O D、N R M-Proxy显著正相关,与R_CFO和R_D ISX显著负相关,与R M-Proxy也显著负相关。A bs_D A与R_CFO显著负相关,与R_PR O D和R_D ISX显著正相关,与R M-Proxy、N R M-Proxy也显著正相关。这表明应计盈余管理空间与真实盈余管理之间基本没有一致的相互替代的关系,也不是一致的互补关系,公司可能同时使用了几种具体的盈余管理方式。R M-Proxy与R_CFO、R_PR O D和R_D ISX显著正相关。R M-Proxy与N R M-Proxy也显著正相关。
注:“***”,“**”,“*”分别表示在1%、5%和10%水平下显著
注:“***”,“**”,“*”分别表示在1%、5%和10%水平下显著
(三)回归分析
本文对模型1和模型2进行了回归,考察了盈余管理动机、IFR S的强制采用与应计及真实盈余操纵。
(1)盈余管理动机、IFR S的强制采用与应计盈余操纵。从(表3)中模型1来看,因变量为A bs_D A时,IFR S的系数是0.014,P值是0.000,表明公司利用新会计准则的强制实施扩大了应计盈余管理管理的空间。当因变量为+D A时,IFR S的系数均不显著,当因变量为-D A时,IFR S的系数显著为负。说明公司的应计盈余管理行为趋于稳健,主要是通过负向盈余管理调低了利润。从盈余动机来看,扭亏动机(Tp)与A bs_D A不显著,与+D A和-D A显著负相关。说明公司为扭亏通过应计盈余管理调低了利润,结合后面的(表5A)来看,公司利用真实盈余管理显著地调高了利润。因此,这可能是公司利用真实盈余管理过多地调高了利润,因此,利用应计盈余管理来予以冲减利润所致。避亏动机(Sproa)与A bs_D A负显著,与-D A显著负相关。可以看出,对于避亏动机,公司利用应计盈余管理调低了利润。同样,结合表5A来看,这可能是因为公司利用真实盈余管理过度调高了利润,因此,利用应计盈余管理来抵消一些过度调高的利润所致。从洗大澡动机来看,A bs_D A与B1loss显著负相关,与B2loss和B31loss显著正相关,B1loss、B2loss和B31loss与-D A均显著负相关。说明洗大澡动机促使公司显著地利用应计盈余管理调低了利润。从盈余平滑动机(Sm ooth)来看,公司为此显著地调增了公司的盈余管理管理空间(A bs_D A),通过正向盈余管理显著地调高了利润。同样,结合(表5A)来看,为平滑盈余,公司通过真实盈余管理显著地调低了利润。因此,这可能是公司通过真实盈余管理更大幅度地调低了利润,同时利用应计盈余管理来做一个缓冲所致。对于融资动机,zengfa与+D A显著正相关,表明公司为股权融资调高了利润。对于债务融资,D issue与A bs_D A显著正相关。进一步,试图考察各种盈余管理的动机是否会借IFR S的实施来进行真实盈余管理。
注:“***”,“**”,“*”分别表示在1%、5%和10%水平下显著
(3)盈余管理动机、IFR S的强制采用与应计及真实盈余操纵。进一步,结合(表3)和(表4A)、(表4B)来看,公司的盈余管理表现一些有趣的特征:一方面,公司为满足各种盈余管理的动机需求,会灵活地结合使用应计与真实盈余管理来进行盈余管理,以达到恰当地调节利润的目的。如为了达到扭亏(TP)和避亏(Sproa)的目的,公司通过真实盈余管理显著地调高利润,同时又通过应计盈余管理把利润调低,从而最终使利润刚好满足监管需要。洗大澡动机(1Loss、2Loss、3Loss)、利润平滑动机(Sm ooth)、融资动机(D issue、Zengfa)分别在应计盈余管理与真实盈余管理方面,均表现出同样的特征。这表明,公司的盈余管理行为是经过公司的精心策划来进行的。这值得进一步的研究。另一方面,结合(表3)模型2和(表4A)、(表4B)来看,除了股票增发(Zengfa)以外,其余各种动机在一定程度上都利用了新会计准则的实施来进行应计或各种真实盈余管理,以达到操纵利润的目的。
五、结论
本文利用我国于2007年强制实施与国际财务报告准则趋同的新会计准则、并且2005年至2008年我国的法律环境基本相同的条件,来研究IFR S的强制实施对公司应计与真实盈余管理的影响,藉此也可以考察国际财务报告准则在转型经济中的运用情况。本文研究发现:首先,与国际财务报告准则趋同的新准则强制实施以后,公司的应计盈余管理空间扩大了,同时,公司的真实盈余管理也明显地增加了。其中,应计盈余管理空间的扩大是会计稳健主义的结果,而公司通过真实盈余管理则是明显地调低了利润。这可能表明,与IFR S趋同的新会计准则的实施可能产生了一些对会计利润的治理作用。其次,与以前的发现一样,公司的扭亏动机、避亏动机、洗大澡动机、盈余平滑动机和融资动机均影响了公司的应计与真实盈余管理行为。再次,公司为满足盈余管理的各种动机需求,会灵活地同时使用应计与真实盈余管理来达到恰当地调节利润的目的。也就是说,公司的应计与真实盈余管理呈现互补协调的特征。可以看出,公司对各种具体盈余管理方式的采用表现出了较为细致、周密安排的特征。这可能是IFR S的强制采用可能改变了各种具体盈余管理的成本,公司因此基于各种盈余管理方式的成本来做出综合选择。最后,除了股票增发(Zengfa)动机以外,其余各种动机在一定程度上都利用了新会计准则的强制实施来进行应计或各种真实盈余管理,以达到操纵利润的目的。
本文认为有两个方面还值得进一步研究:一方面,公司同时利用应计与真实盈余管理来协调互补地调节利润的现象。这可能表明,以前仅仅从应计盈余管理角度展开的研究可能是不全面的,以此得出的结论可能是不稳健的。另一方面,国际财务报告准则的强制采用,可能会改变公司应计与真实盈余管理的成本,进而会影响到公司的具体盈余管理方式的选择及其方式组合。
摘要：本文运用我国2005年至2008年A股市场的数据,实证研究了新会计准则的实施、盈余动机与应计及真实盈余管理的关系。结果发现:与国际财务报告准则趋同的新准则强制实施以后,公司的应计盈余管理空间扩大了,公司的真实盈余管理也明显地增加了,其中应计盈余管理空间的扩大可能是由于会计稳健的结果;公司为满足盈余管理的各种动机需要,会灵活地同时使用应计与真实盈余管理来协调互补地达到恰当调节利润的目的;除了股票增发(Zengfa)动机以外,其余各种动机在一定程度上都利用了新会计准则的强制实施来进行应计或各种真实盈余管理,以达到操纵利润的目的。