会计盈余持续性

会计盈余持续性（共9篇）

会计盈余持续性 篇1

一、引言

2008年我国机构投资者所持股份的价值已超过整个市值50%以上,其对资本市场会制造一定“羊群效应”,加剧了市场的波动,也使得公司治理的行为不具有持续性,导致会计盈余信息的不稳定;同时机构投资者又是一个战略性的投资者,追求长期回报和稳定市场是其重要而又鲜明的特征,因此在参与公司治理中会体现出长期的、可持续的投资理念,又会使公司业绩和会计盈余信息呈现出稳定的、一致的持续性特征。然而,转型经济国家影响经济发展的一个根本因素是这个国家官僚体制的效率与质量(李稻葵,2005)。新一届的中央政府提出要通过简政放权,进一步发挥市场在资源配置中的基础性作用,激发市场主体的创造活力,增强经济发展的内生动力;并把政府工作重点转到创造良好发展环境、提供优质公共服务的目标。在此背景下,分析作为微观经济主体的机构投资者的公司治理行为,以及与此关联的会计盈余持续性是否受到政府治理的影响,具有很大的理论价值和现实意义。

二、理论分析与研究假设

相对于普通投资者,机构投资者能够对上市公司披露的信息进行正确的解读和分析,并利用有关渠道向普通投资者传递此类信息,进而帮助个体投资者降低信息不对称所带来的弊端而减少其投资损失,有利于保持盈余信息的前后期的相对稳定。同时机构投资者会利用其大股东的身份优势,切实履行对公司管理者的监督责任,能够有效地监督公司的“掏空”行为。刘永泽、唐大鹏和丛中岳(2011)发现,社保基金在公司治理中发挥了积极的监督作用,社保基金持股比例越高,被持股的公司盈余管理会大大下降,而对管理者的有效监督能够提高公司内部控制的有效性,同时降低会计差错和舞弊发生的概率。公司内部控制质量越高,盈余持续性越好;公司的盈余持续性越高,公司价值也越高,从而减少公司管理层盈余操纵的可能性,进而提高盈余信息的可靠性(肖华,张国清,2013);王斌(2013)认为,有年报补丁的公司其会计盈余持续性会明显低于没有年报补丁的公司,然而机构投资者持股对会计盈余持续性的影响更受到其持股比例的影响,机构持股比例越高,越会积极地去监督公司,并减少公司财务错误报告的可能性(Burns,2010),杨海燕、孙健和韦德洪(2012)发现,独立机构投资者持股比例越高,公司的各类代理成本则越低;程树强(2006)从影响会计盈余持续性有关因素的另一角度发现机构投资者的持股比例与公司盈余管理之间负相关,而且代理成本和盈余管理会降低,因此,机构投资者持股会间接增强会计盈余信息的持续性和一致性。石美娟和童卫华(2009)的研究表明,在股权分置改革后,机构投资者持股比例与公司价值之间有显著的正相关关系,所以机构投资者持股比例越高,其在公司的财务决策中的“话语权”就越大,对管理者的监督效应就会越会明显,从而保证会计盈余的持续性。

然而,机构投资者的有限任期和严格的业绩考核使得其更有可能通过短期的股价变动和业绩排名等方式来完成公司的考核,由此导致了机构投资者有可能不看重资本的增值和公司的长期价值增长。此外由于机构投资者的羊群行为(Herd Behavior)、短视行为(Short Termism)及流动性压力的影响,从而有可能会出现股价波动幅度和频率的显著提高,同时羊群行为的学习和模仿特征会导致更多的机构投资者行为的趋同性,从而削弱了市场层面因素对股票价格走势的预测作用(David, 1998),机构投资者持股会使得公司管理层提高盈余管理的频率,导致公司盈余出现波动的频率增大,由此降低了公司盈余的持续性(李海英,2012;俞震等,2010);而宋建波、高升好和关馨姣(2012)认为,相对于机构未持股的上市公司,有机构投资者持股的公司的盈余持续性会更低;机构投资者持股比例越大,公司的盈余持续性则会越低;进一步发现机构投资者年度间的增持行为会显著降低公司的盈余持续性。

基于以上分析,提出如下两个对立假设:

假设1a:其他条件不变,机构投资者持股增强会计盈余的持续性,并且其持股比例越高,二者之间的正相关效应就会越强

假设1b:其它条件不变,机构投资者持股会降低会计盈余的持续性,并且其持股比例越高,二者之间的负相关效应就会越强

国有企业的国有股东拥有强势的背景,对上市公司有较多干预和间接控制,机构投资者无论是参与董事会,还是依靠市场机制都较难发挥作用(吴先聪,2012)。一般来讲国企不存在明显的信贷歧视和融资限制,因而对机构投资者为代表的非银行融资渠道的需求很小,同时由于国企的“所有者”缺位问题,使得现实中更多呈现的是高级管理者与第一大股东的角色“重叠和交叉”现象,从而导致机构投资者很难去监督公司和影响会计盈余的持续性。然而在民营企业,张敏、姜付秀(2010)发现:在我国现阶段,民营企业比国有企业更具备机构投资者发挥作用的治理环境。由于其运作更加具有市场化的色彩,股东、管理者与机构投资者的各自定位和分工更为明确,并且民营企业受正规金融对其融资约束更为明显,所以对机构投资者的投资有极大的需求,当机构投资者入股民营企业后,自然为了自己的利益会充分加强对管理者的监督,增强对会计盈余质量的敏感度,从而提高会计盈余的持续性,薄仙慧、吴联生(2009)发现随着机构投资者持股比例的增加, 只有非国有公司的正向盈余管理水平显著降低;而国有控股和机构投资者对公司负向盈余管理水平影响均不显著。因而,提出如下假设。

假设1c: 相对于国有企业,机构投资者持股民营企业能够提高会计盈余的持续性

影响经济发展的一个根本因素是这个国家官僚体制的效率与质量(李稻葵,2005),一般来说,政府治理主要表现在政府维护法律和秩序、维持宏观经济的稳定、提供的基础设施以及所实施的公开公平的税收管理体制和规制管理的制度框架等方面(Hellman et al.,2000);Leuz and Oberholzer-Gee(2006)、Fan et al.(2009)和Jiang et al.(2010)的研究表明政府治理会对企业的组织结构、公司治理和信息透明度产生一定的影响。较高的政府治理水平才有可能转变职能、下放权力,减少政府对企业生产经营活动的直接干预,有助于打破市场分割与垄断,进一步消除制约企业转型发展的体制机制障碍,为经济转型提供“源头活水”。机构投资者参与公司治理的行为,必然会受到政府治理对其影响,因为在现有的制度环境下,我国企业的行为特征不但受到企业内部人和外部投资者之间的代理关系的影响,而且更是企业的利益相关者与具有强制力的政府之间相互博弈的均衡结果(李增泉、孙铮,2009)。如果政府治理质量高,就有可能提高产权保护水平,加强法庭执行力度,改善中小企业发展的金融生态环境;提高行政办事效率,加强信用体系的日常监管,发挥信用担保、信用评价和信用调查等信用中介作用支持企业发展(陈德球、李思飞、王丛,2011),从而有助于影响机构投资者在公司治理过程中的作用和效果,并提高财务决策的稳定性和延续性,以保证会计盈余的持续性,反之,较低的政府治理质量会使政府干预企业行为更加普遍,由于政府干预会减少机构投资者监督的收益,降低了机构投资者对企业价值影响的正面效应,从而会削弱其监督公司的积极性(林志伟、胥佚萱、郭森,2010),其结果会导致企业的财务决策行为具有较多的“政府属性”,干扰企业正常的管理行为,进而恶化企业的经营生态环境,其结果会使得机构投资者的治理行为产生扭曲,甚至无法参与正常的公司治理决策,更为重要的是地方政府官员的“升迁”和“业绩竞标赛”行为进一步会使企业的业绩出现明显的大起大落。

由于公司所在地的政府治理会影响机构投资者与会计盈余持续性之间的关系,所以相对于较低的机构投资者持股,机构投资者如果持股较高,公司的业绩和治理水平更会成为其关心的重点,持股比例越大机构投资者越有机会接触公司的高管和董事会成员(Carleton, et al, 1998)。而政府治理所形成的外围治理环境则是保证公司获得理想业绩的基本条件,进而会激励机构投资者参与公司治理。如果机构投资者持股比例不高,其缺乏足够的动机和能力与控股股东进行抗衡,以及监督大股东的资金侵占行为(王奇波,2005)。在此条件下,其在公司治理中的“搭便车”的概率会增加,进而激发其投机性的短视行为,使得会计盈余的持续性很难保证。而且持股比例较高的机构投资者则会重视投资长期的获利项目、增加固定资产的投资和以及R&D的实施力度(Bushee, 1998; Wahal, &Mc Connell,2000);或者更有可能更换业绩不佳的核心高管,进一步会逐步改善公司的价值(Aggrawal et al.,2011),这些公司治理措施的加强会提高会计盈余的持续性。

转轨时期,地方政府提供的产权保护、行政效率和市场化机制对证券市场价格效率的影响在不同产权控制的公司中可能存在差异(陈德球、李思飞、钟昀珈,2012)。国有企业的运作模式和“管理基因”等方面已经嵌入了更多的政府治理的因素,由于国有企业的领导人都有一定行政级别,因此政府治理的变化会影响国有企业的日常管理行为。然而由于机构投资者持股国企的比例较低,而更多的机构投资者很难投资于国有企业,这导致其在公司治理决策中难有大的作为,其次国有企业的运营并非以完全追求业绩导向为目的,承担一定的社会责任也是其重要特征,所以国有企业的决策带有明显的行政化导向,这与完全市场化产物所诞生的机构投资者的内在特征有一定的冲突,因而会计盈余信息持续性也较难实现。相反在民营企业由于具有清晰的股权结构和较为规范的契约机制,机构投资者的权利主体地位能够得到有效保证,较高的政府治理质量有助于提高投资者保护水平,并且政府对企业的干预也会较少,而且企业的负担和摊派也会少很多,这些都为机构投资者正常履行投票权和决策提供有效的基础,从而使得企业的经营行为按照市场化机制和公司价值最大化的目标前进,有助于提高会计盈余的持续性,基于上述分析,提出下列假设。

假设2a: 其它条件不变,公司注册地的政府治理会增强机构投资者持股对会计盈余持续性的影响

假设2b:相对于低机构投资者持股的企业,公司注册地的政府治理会增强高机构投资者持股对会计盈余持续性的影响

假设2c:相对于国有企业,民营企业注册地的政府治理会增强机构投资者对会计盈余持续性的影响

三、研究设计

(一)样本选择和数据来源

本文选取了我国沪深A股市场2006-2012年的上市公司为样本,在数据选择过程中,做了以下删除:(1)ST、PT公司;(2)金融类企业;(3)上市时间缺失的公司;(3)资产负债率大于1的公司;(4)销售增长率大于1的公司:(5)当年上市的企业;(6)创业板、中小板企业;(7)同时发行H股、B股的企业。机构投资者的持股的数据来自Wind数据库,政府治理数据来自王小鲁、樊纲等(2013),其它财务数据及公司治理数据来自CSMAR数据库,同时对观测值在5%水平进行缩尾处理,统计软件使用STAT11.0。

(二)模型建立及变量定义

根据本文的假设,首先建立了两个模型:

在模型(1)中Te表示当年的利润总额,INS表示机构投资者持股,采用机构投资者年末所持公司股份的数量,预期符号未知,Lte表示滞后一年的利润总额,滞后一年年末净利润总额与对应的资产总额之比,预期的符号也不确定,在该模型中,主要观察α2是否为正来验证机构投资者持股是否影响会计盈余持续性;Size表示公司规模,利用年末公司资产的总额的对数表示,公司规模越大,利润也会越高,该符号预期为正;Lev表示公司的负债水平,该值越高会使公司的利润下降,预期符号为负;Salgrow表示公司销售增长率,用年末公司主营销售收入的变化与上年主营销售收入之比,该值越高说明公司的潜在盈利能力越大,预期符号为正;Beta表示公司贝塔系数,用CSMAR数据库的系统性风险值度量,该值越高,公司的利润越小,预期符号为负;Tobin表示公司的托宾值,用(流通股*年末股价+非流通股*每股净资产+负债总额)与年末资产总额之比,该值越大公司的利润会越高,预期符号为正,同时对所有回归变量用年初资产总额进行了平减处理。

在模型(2)是在模型(1)的基础上,加入了政府治理的(Govqulity)变量,本文参考了唐跃军、左晶晶等(2014)的做法,利用王小鲁、余静文和樊纲(2013)在2006、2008、2010、2012等四年中国分省经营环境指数的大规模调查数据中的政府管理水平来度量政府治理(Govqulity),其中2007、2009、2011年的数据采用前后两年已有数据的均值来代替,在稳健性检验中进一步分别应用政府公开、公正、公平(Threeopen)、政府效率(Govefficen)、政府廉洁(Govclean)等三个变量从不同的维度度量政府治理,政府治理质量越好,公司的利润总额会增加,该符号预期为正,该模型主要观察政府治理与机构持股(Ins) 及滞后一年的每股收益(Lte)之间的交乘项β10的回归系数的符号,如果β10>0,则表明政府治理增强了机构投资者持股对会计盈余持续性的影响效应。

四、实证分析

(一)描述性统计

表1是变量的描述性统计量,可以看出机构持股(Ins)的均值为15.923%,最小值为1,最大值为4,标准差为27.84,说明各类机构投资者持股的差异较大;政府质量(Govqulity)的均值为9.02,中位数为9.86,最大值为10.612,最小值为8.9,标准差为1.42,从而表明各地区政府治理差异较小;经过平减处理后的利润(Te)的均值为0.06,最小值为0.02,最大值为2.51,表明各样本公司的利润分布较为离散,这也与我国上市公司的现实相吻合。

(二)相关性分析

表2是变量的相关系数,结果表明机构投资者持股(Ins)与公司的利润(Te)的相关系数为0.281且在1%水平上高度显著,从而为假设1的有关推断找到了部分证据和支持,政府治理(Govqulity)与公司利润(Te)的相关系数为0.30且在5%水平上显著,初步说明较高的政府治理才有可能为企业的业绩增加创造较好的外部条件,本文的假设2初步得到了验证,其他变量的相关系数大多在50%以下,说明本文变量间的多重共线性问题得到了有效的缓解。

(三)回归分析

(1)机构持股与会计盈余的持续性。表3的第2列是机构投资者持股与会计盈余持续性的全样本回归结果,可以看出不考虑机构投资者持股时,Lte的回归系数为-0.0148(T=-5.43),表明公司的业绩前后年度缺乏持续性,但其与Ins的交乘项的回归结果为0.0147并且在10%统计水平显著,说明机构投资者持股的确能发挥一定改善公司治理与提高会计盈余持续性的作用,第3列和第4列按机构持股的高低分组后回归,结果显示机构持股较高组的交乘项估计系数为0.013(T=2.21),而机构投资者持股较低组的系数不显著,说明只有较高的机构投资者持股才有可能提高会计盈余的持续性,第5列和第6列是按照持股公司产权性质的分组回归,可发现只有民营企业组的Lte*Ins的估计系数为0.0277且在1%水平高度显著,国有企业组的回归系数尽管为正但不显著,假设1a和假设1c得到了支持,假设1b拒绝原假设。

注:***、**、* 分别表示的统计显著性水平为1%、5%和10%,括号内为经过Cluster调整的t检验值

注:***、**、* 分别表示的统计显著性水平为1%、5%和10%,括号内为经过Cluster调整的t检验值

(2)考虑政府治理的机构持股与会计盈余的持续性。表4的第2列是考虑政府治理后的全样本回归结果,可以发现除机构持股(Ins)及其与Lte的交乘项等的回归结果与表3基本一致以外,在加进了政府治理(Govqulity)参与回归后,发现机构持股(Ins)、滞后一年的利润(Lte)等三项交乘的回归系数为0.0396(T=2.46),说明较高的政府治理能够加强机构投资者持股对会计盈余持续性的影响;第3列和第4列是按照机构投资者的持股比例的分组回归结果,可以发现只有机构投资者持股较高一组的三项交乘的估计系数为0.253(T=1.97),而机构投资者持股较低一组的回归系数不显著,因为较高的政府治理质量只会对具有较大的规模的机构投资者的行为有积极影响,从而激励其提高会计盈余持续性的,而那些较小投资规模的机构投资者更有可能“搭便车”,不能达到应有的目的和作用。第5列和第6列是按照公司的产权性质的分组,可以看出民营企业组的三项交乘的回归系数为0.0335且在1%统计水平高度显著,而国有企业组尽管为正但不显著,假设2的推断得到了支持。

注:***、**、* 分别表示的统计显著性水平为1%、5%和10%,括号内为经过Cluster调整的t检验值。

(四)稳健性检验

本文首先对利润(Te)和滞后一年的利润(Lte)分别进行了差分处理,以消除变量的内生性,同时分别在模型中依次放入政府的三公(Threeopen)、政府的效率(Govefficen)和政府的廉洁(Govclean)等三个政府治理的维度,并通过模型(3)到模型(5)进行回归,其它变量的定义同模型(1),根据表5的结果显示,本文的假设进一步得到了支持和验证。

其次,进一步按照机构投资者持股公司的比例和公司的产权性质做了分类,再次用政府的“三公”(Threeopen)、政府的效率(Govefficen)和政府的廉洁(Govclean)等三个政府治理指标,继续按照上述差分检验的方法回归,本文的结论再次得到了支持。

注:***、**、* 分别表示的统计显著性水平为1%、5%和10%,括号内为经过Cluster调整的t检验值。

五、结论

机构投资者已经成为我国资本市场上一个很重要的参与主体,其行为必将对上市公司的会计盈余信息产生深刻的作用,然而政府治理作为影响其行为的一个重要因素,由此所产生的具体作用机制和结果却是一个“黑箱”。本文利用了我国沪深A股市场2006-2012年的上市公司机构投资者持股的企业样本,以及王小鲁、余静文和樊纲(2013) 所做的中国分省的企业经营环境的大规模调查数据,分析了机构投资者对公司会计盈余持续性的影响,并考察了政府治理在其中的作用和机制,结果发现:机构投资者提高了会计盈余的持续性,进一步发现公司所在地的政府治理会强化机构投资者持股对会计盈余持续性的影响,上述效应仅在机构投资者持股高的公司和民营企业更为显著。本文的研究结论具有一定的政策建议,首先要进一步制定更完善的政策提高机构投资者的发展规模和水平,增强机构投资者对上市公司治理的影响力度;其次也要求进一步提高政府的行政治理效率,加大政府简政放权的力度和提高政府透明度和公信力,以建立廉洁、高效的政府形象,从而为微观企业的发展提供重要的外部环境和支持。

参考文献

[1]薄仙慧、吴联生:《国有控股与机构投资者的治理效应:盈余管理视角》,《经济研究》2009年第2期。

[2]陈德球、李思飞、钟昀珈:《政府质量、投资与资本配置效率》,《世界经济》2010年第3期。

[3]陈德球、李思飞、王丛:《政府质量、终极产权与公司现金持有》,《管理世界》2011年第11期。

[4]程书强:《机构投资者持股与上市公司会计盈余信息关系实证研究》,《管理世界》2006年第9期。

[5]张敏、姜付秀:《机构投资者、企业产权与薪酬契约》,《世界经济》2010年第8期。

[6]杨海燕、孙健、韦德洪:《机构投资者独立性对代理成本的影响》,《证券市场导报》2012年第1期。

[7]肖华、张国清:《内部控制质量、盈余持续性与公司价值》,《会计研究》2013年第5期。

[8]刘永泽、唐大鹏、丛中岳:《社保基金持股对上市公司盈余管理的治理效应》,《财政研究》2011年第11期。

[9]林志伟、胥佚萱、郭森:《投资者监督、政府干预与企业价值——基于机构投资者的的经验证据》,《上海立信会计学院学报》2010年第5期。

[10]Aggarwal,R.,Erel,I.,Ferreira,M.,Matos,P.Does Governance Travel around the world Evidence from Institutional Investors.Journal of Financial Economics,2011.

[11]Burns,N.,Kedia,S.,Marc,L.Insitutional Ownership and Monitoring:Evidence from Financial Misreporting.Journal of Corporate Finance,2010.

ST上市公司盈余可持续性分析 篇2

蒙春花（1986—），女，汉族，广西贵港市人，会计学硕士，单位：中央财经大学会计学院会计学专业，研究方向：财务管理。

康小霞（1988—），女，回族，宁夏吴忠市人，会计学硕士，单位：中央财经大学会计学院会计学专业，研究方向：会计。

摘 要：盈余质量指企业盈余的优劣程度。我国企业报告的盈余，是会计人员根据会计准则和制度的规定，对企业在一定会计期间开展的各种经营业务进行确认、计量的结果。本文先对盈余可持续性进行理论分析，包括盈余可持续性的概念、分类、意义和衡量指标，然后选用四个指标进行盈余可持续性的分析，得出ST公司盈余持续性普遍较差的结论并简单分析原因，最后给出如何保持公司盈余持续性的建议。

关键词：ST上市公司；盈余质量； 盈余可持续性

一、盈余可持续性的理论分析

（一） 盈余可持续性的概念和分类

。盈余的可持续性，是盈余质量的核心特征，并且必须结合多个连续的会计年度来考查。从历史上看，在连续多个会计年度内，盈余水平没有出现剧烈的变动情况。从长远上看，盈余呈现出稳步增长态势。盈余的可持续性主要体现在两个方面：稳定性和成长性。盈余的持续性进行研究涉及列组成盈余的各项目。

会计盈余项目按照可持续性的大小和对现金流的影响可以分为三类： 永久性会计盈余、暂时性会计盈余和价格无关会计盈余。

（二） 保持盈余持续性的意义

。盈余的持续性是企业可持续发展的重要表征，是企业价值最大化的根本要求，同时还有助于证券监管部门制定合理的政策和进行盈余质量的研究。

……

会计利润是对公司过去经营成果的总结，从持续经营的角度来看，会計利润有助于预测企业未来的业绩。因此，盈余的可持续性成为了衡量盈余质量高低的关键性指标之一。本文选用了上市公司以下四个指标来衡量其盈余可持续性。它们分别是，其中：主营业务利润比重（主营业务利润/净利润）；营业外收支净额利润比重（营业外收支净额/净利润）；营业利润增长率（本期营业利润/ 上期营业利润-1）；经营现金净流量与净利润之比（经营现金净流量/净利润）。

二、ST上市公司盈余可持续性现状分析

（一）ST上市公司总体状况

。ST公司，指在我国证券市场挂牌上市的公司中，由于出现财务等其他异常状况，被证券交易所依法实施了特别处理的公司。特别处理包括以下措施：在公司股票简称前加上“ST”字样；股票报价的日涨跌幅限制为5%；必须审计年报、中报；股票行情显示有特别提示。按照规定，上市公司近三年连续亏损，暂停其股票上市，在限期内未能消除，不具备上市条件的，终止其股票上市。若上市公司主营业务正常运营并且扣除非经常性损益后的净利润为正可撤销特别处理。

总体来说，ST上市公司核心竞争力低、盈余可持续性低、投资风险大。选取ST公司作为研究对象更能够说明怎样利用指标鉴别出上市公司不具有盈余可持续性。

（二）ST公司存在的问题

。经过阅读分析，ST公司可能存在的问题概括为以下几点：

1.主营业务盈利能力不强。上市公司的净利润由营业利润、投资收益、补贴收入、营业外收支净额等组成。如果一个企业主营业务盈利能力不强，如ST上市公司，即使从其他业务或非经常性损益如政府补助中获得现金，其盈利还是不具备持续性的。

2.利润主要依靠非经常性损益或非主营业务。ST上市公司主营业务占利润比重相当低，多靠其他非经常性损益提高利润。通过操纵这些项可以轻易的影响利润值，“看起来”盈利了，实际上这些盈利是不可持续的人为的结果。

3.主营业务利润不以现金形式实现。虽然多数ST公司不缺乏现金，但由其主营业务利润呈负数不难推出其现金来自于非经常性损益，而非主营业务。即使主营业务利润非负，其以现金形式实现的所占比重也很低。

4.任意选择会计政策会计估计方法。尽管《企业会计准则》规定，企业不得滥用会计变更操纵利润，但少数ST上市公司在会计实务中滥用会计变更的情形仍然十分严重。个别公司甚至滥用会计估计变更进行巨额冲销，在临近年度报告披露之际进行业绩大变脸，市场影响非常恶劣。

（三）ST公司存在问题的原因

1.企业经营管理不善

企业内部的经营管理水平高低最终表现为企业竞争力的高下。在我国企业中存在着主营业务不突出、经营管理费用过高、内部资产管理不当、资产结构比例失调、货币资金紧张引发财务危机等问题。要使盈余管理走上盈余可持续性道路，就要将盈余管理的重点放在管理永久性会计盈余上。

2.大量举债，偿债风险过高

ST公司，我们不难发现很多ST公司上市之初就已埋下了祸根：大量举债投资，投资战线拉得过长。额的债务、低的经营能力和艰难的融资渠道的共同作用，必然使这些公司的经营状况越来越恶劣，最终走向破产。

3.企业家缺乏职业精神，追求短期利益

我国大多数“企业家”并非真正意义上的企业家。缺乏系统的职业精神，政治倾向大于商业倾向，在其个人素质和能力培养上也缺少严谨、系统的金融训练，容易形成激进的战略措施。从而产生了一些财务决策的非科学化，使其主观臆断性加大，也正因为决策的失误而使公司盈利难以持续。

三、提高ST上市公司盈余可持续性的建议

（一） 提高企业经营管理能力

。在市场经济迅速发展、经济全球化进程不断加快的形势下，上市公司不进则退，提高上市公司经营能力是上市公司在竞争中立于不败之地，实现持续稳定快速发展的必由之路，对上市公司经营能力的评价与分析也成为一个关注的焦点。企业应对战略进行重新思考，企业应不断提高自身经营能力，提升主营业务，不放弃其他业务，不依靠非经常性损益。提高自身管理能力，提高利润以现金形式实现的比例。

（二） 谨慎举债，扩大融资渠道

。为了规避筹资风险，企业在筹资过程中遵循谨慎性原则表现在以下方面：.筹资数量适当、采取多种形式的筹资组合，以分散筹资风险、根据利率变化趋势及偿还债务能力来确定长期债务与短期债务的合理比重。尽一切努力将低企业的用资成本，减少偿债压力。

（三） 选择合适的销售方式与会计政策、估计

。要根据企业自身的目标—盈余的可持续性以及外部因素的作用选择合适的销售方式与会计政策、估计。管理当局应该利用管理工具来进行盈余管理，尽量使本期发生的销售都能在本期合法确认收入。另一方面，在存货发出计价中，结合物价水平，选择适合本期的计价方式。当然，这需要有合理的理由，并且要在年报上进行如实地披露。

（四） 提高注册会计师的风险意识和职业水平

。加强道德规范，对濒临亏损边缘的上市公司，以及亏损上市公司发生异常波动的营运资金项目和利润表中的异常应计收益项目，注册会计师应予以特别的职业关注。一旦发现问题，即使与被审计单位沟通，给予其提高盈余持续性的建议。

（五） 加强证券监管部门监管力度

。对于严重违法有关法规操纵损益的行为应予以严肃查处，以确保上市公司的质量和整个证券市场的健康发展。（作者单位：中央财经大学）

参考文献

[1] 彭韶兵，黄益建，赵根.信息可靠性、企业成长性与会计盈余持续性 [J].会计研究，2008（3）：33-34.

[2] 张国清、赵景文.资产负债项目可靠性、盈余持续性及其市场反应[J]，会计研究，2008（3）：33-34.

[3] 杜勇.盈余持续性问题研究述评，经济问题探索。2008（3）：13-14.

盈余质量与盈余持续性的基本分析 篇3

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。

会计盈余持续性 篇4

【关键词】会计信息；盈余管理；可比性；抑制

一、会计信息可比性研究

1.国外研究现状

会计信息可比性最早源于企业会计政策的可比性，早在20世纪50年代，美国的会计学会、会计原则委员会等职业团体就针对这一概念进行了研究。在国际会计准则协调与趋同的背景下，会计信息可比性有了更深入的研究。

2.国内研究现状

在20世纪90年代中国经济发生了翻天覆地的变化，国外一些公司先后进驻中国市场。随着外资企业的不断引进，会计信息运用准则也跟着发生了改变，跨国公司的崛起促进了会计信息可比性的发展，国际会计准则的可比性同时也受国内学者的广泛关注，在这种形式下“会计国际化”的发展是必然趋势。因此，在企业会计准则（1992）中，从会计核算的角度详细解释了会计信息的可比性：会计信息应该做到相互比对， 便于分析。

3.会计信息可比性

会计信息的可比对性分为横向可比对性与纵向可比对性，其中横向可比性是指在同一时期由不同主体提供的会计信息进行对比，也被称之为狭义可比性；纵向可比性是指在不同时期里对同一主体提供的会计信息进行对比。根据不同空间范围的比较，横向可比性又可分为国内不同主体会计信息可比性和国际会计信息可比性。会计信息可比性可以扩大会计信息的决策相关性和有用性性能，它有利于投资者、债权人及其他信息使用者对不同企业的财务状况、经营成果及未来前景做出比较、分析、鉴别和预测，从而提高投资决策的效率。

二、盈余管理概述

近年来，盈余管理已成为国内外会计学研究的热点问题，但对盈余管理的定义目前还没有达成一致意见。目前有两种比较权威的定义：一是美国会计学家斯考特的观点，他认为盈余管理是在一般公认会计原则允许的范围内，通过不同会计政策的选择行为来实现经营者自身利益最大化或企业市场价值最大化；二是美国会计学家凯瑟琳·雪珀的观点，他认为盈余管理是企业管理人员在对外财务报告过程中，通过实施有目的地控制，来获取某些个人利益的行为。

三、会计信息可比性与应计盈余管理

管理层通过应计盈余管理控制的目的是获得控制权和私有收益，比如，提高声誉、增加在职消费等。在信息不对称的环境下，作为掌握公司控制权的管理者，在会计准则限制的范围内采用满足自生利益的政策进行盈余管理，从而实现个人利益最大化。从企业长远发展角度来看，盈余管理的存在对企业会造成一定的损害。公司管理者进行应计盈余管理虽实现了控制权及私有收益，但是对外部投资者来说是一种利益的剥夺，这种行为一旦被公司发现，就要受到公司的严厉惩罚或者被解聘。因此，实施应计盈余管理有可能给管理者带来利益，同时也会让管理者付出沉痛的代价，均衡二者之间的利害关系是管理层决策的重要目标导向。

可比性是会计信息的一个重要属性，有助于用户识别和理解相关项目。根据研究发现，可比性不高的公司，其信息的不确定性也高。当公司与行业内其它公司的盈余同步性较低时，管理层倾向披露更多的盈余预测信息。随着会计信息可比性的提高，公司会计信息环境对外部投资者变得更透明，管理者采取应计盈余管理的成本增加，而相应的收益并未增加，这会抑制管理层的应计盈余管理行为。

四、会计信息可比性与真实盈余管理1.管理层进行应计盈余管理的潜在风险

通过会计准则的逐渐完善和对其监管力度的加强，对应计项目的操控容易引起审计和监管机构的调查，这样会引发诉讼风险。根据调查研究发现，在会计准则要求严格和执行力度逐渐加强的环境下，要加快管理者从应计盈余管理向真实盈余管理转换动机。同时，监管力度的不断加强对审计师提出了更高要求，如果要降低审计的诉讼风险，就需要投入更多的审计资源，这样会对从事盈余管理的企业客戶收取更多的费用。

2.真实盈余管理更具有隐蔽性

良好的公司管理机制虽然能够协调好股东和管理层之间的利益关系，提高财务报表的真实性与可靠性，对盈余管理也能起到一定的约束作用。但是对真实盈余管理并没有约束作用，由于真实盈余管理存在一定的隐蔽性，因此提高了审计师对真实盈余管理活动有效甄别的难度。由此可见，提高会计信息可比性是否可以抑制真实盈余管理，其关键在于是否可以改变管理层从应计盈余管理向真实盈余管理转换的动机上。我们一致认为，提高会计信息的可比性可能会加剧这种转换动机。

首先，对于外部投资者来说，会计信息环境会随着可比性提高而变得更加清晰、透明，但对于管理者操控的真实盈余交易活动来说，由于会计转换系统相似的两个公司能够转换成相同的会计产出，可比性的提高对信息使用者来说，在对真实盈余管理的甄别能力上并没有提高。

其次，会计信息可比性的提高降低了审计师或监管者的审查成本，增加了应计盈余管理的潜在风险，但没有增加真实盈余管理的潜在风险。（1）审计师对审计报表出具审计意见的依据是管理层编制的财务报表，在所有重大方面是否按照适用的财务报告编制基础进行编制并实现公允反映，而不是对真实盈余管理行为进行甄别。（2）由于真实盈余管理更具隐蔽性，一般的审计师确实难以对真实盈余管理加以甄别，只有那些具有行业专长的审计师才对真实盈余管理具有治理作用。

参考文献：

[1]周开国，俞国栋，郑倩昀. 被诉讼事件披露、股票市场反应与盈余管理[J]. 上海金融，2015，09：73-80+14.

[2]李刚，陈利军，刘国栋. 会计信息可比性与债务融资——基于中国上市公司的实证分析[J]. 中国注册会计师，2015，03：68-74.

会计盈余持续性 篇5

审计是一种专业服务, 通过无形的专业能力与有形最终产品对客户提供财务鉴证服务。在社会市场经济体制下, 无论什么服务都需要质量保证, 因此质量检测是必经的一关, 而审计师既是生产也是质检审计服务的一群专业服务人员, 通过审计师事务所这一组织的内部构建与互相制约, 达到生产与质检双重目的。同时, 审计中, 搜集证据的时候, 明确地知道从第三方, 最好是独立的第三方处取得的证据相对于委托方 (客户) 自身提供的更可靠, 所以, 在资本市场, 为了保障自己的利益, 更依赖审计师审计后的财务报告及其提供的审计意见报告, 以减少信息不对称对自己利益的不良影响。可见审计服务的质量保证对投资者的保护程度、公众的投资信心和资本市场的发展起着举足轻重的作用。毋庸置疑, 高质量的审计服务, 必然会对投资者的保护力度加大, 但是21世纪初以来, 会计师事务所与上市公司合谋作假丑闻频频发生, 那如何来对审计质量本身进行衡量, 成为了学术界的热点研究领域, 进而从理论研究指导审计准则的完善修订, 同时促进执业注册会计师的实务工作。由于会计师事务所规模、地区法律环境、审计师的专业胜任能力、审计师的从业年限和审计师审计时面临的时间压力等方面的影响, 审计师对企业财务报表的审计在质量上必然存在差异。而企业的各方利益相关者, 处于信息传递的末端, 信息渠道主要是以经审计后的财务报表作为评价企业过往经营状况, 预计企业未来发展前景以及是否值得投资的依据, 作为衡量审计是否充分保证了企业财务报表公允、真实表达的审计质量指标, 对于企业本身以及其利益相关者都具有非同寻常的意义。一个趋于完善的资本市场, 充分有效的信息披露制度是其最基本的运行机制, 而信息披露制度当中重要的一环, 就是信息的鉴证, 作为社会“信任中介”的注册会计师, 对上市公司披露的信息进行独立审计有助于提高信息的真实客观性。设想如果没有注册会计师对上市公司财务信息的独立鉴证, 上市公司管理层滥用经营权, 为了私利公告不真实的财务信息, 误导投资者, 导致相关利益者损失, 严重影响资本市场的有效运转。同样, 如果审计师实施了审计, 但投资者对其审计结果产生不信任, 审计也无法实现其“信用中介”的职能, 浪费了人力资源, 资本市场的有效性大打折扣。基于此, 审计是一把双刃剑, 只有保证注册会计师的审计质量以取得社会公众对注册会计师的信任才能充分发挥审计的效用。那么, 究竟如何去衡量独立审计的审计质量呢?现有的很多文献都是针对何种因素影响审计质量进行分析, 很少有文献, 特别是中文文献, 对审计质量本身的衡量提出见解, 本文在总结并分析了现有的审计质量常用替代变量的基础上, 对各个变量逐一分析并且初步尝试建立一个新的替代变量, 利用2008年至2009年沪市制造业经验数据基于盈余持续性视角, 探索如何衡量审计质量。

二、审计质量概念及其衡量

(一) 审计质量的概念

要想探索审计质量的衡量指标, 首先必须了解什么是审计质量, 然后掌握审计质量的评测手段。迄今为止, 关于审计质量的概念, 尚未有公认的权威性定义, 或者明确的限定, 在政府组织机构和学术界研究领域, 对其定义主要的有以下国内外四种观点:第一, 美国审计总署 (2003) 从审计的本源出发提出审计质量是指审计师按照公认审计准则实施审计, 以合理确信所审计财务报表和相关披露, 按照公认会计原则进行表述, 不存在由于错误或者舞弊导致的重大错报。具体地说, 高质量的审计应当体现为在发现重大错报之后, 确保客户对财务报表进行了恰当的调整、相关披露和其他变动以防止重大错报;如果相关披露和其他变动没有进行恰当调整, 则修改审计师对财务报表的意见;在必要情况下, 退出客户的审计并向SEC报告辞聘的理由。第二, 学术界比较认可的是De Angelo (1981) 对审计质量的定义, 她从审计质量影响因素角度进行了阐述, 认为审计质量是审计师发现并消除财务报告错弊的能力, 这种能力取决于审计师专业能力和独立性的结合。强调了“发现”的可能性取决于专业胜任能力, 而“消除”的可能性则取决于独立性。第三, 瓦茨和齐默尔曼 (1986) 在De Angelo (1981) 对审计质量的定义基础上, 继续完善并具体数据化, 其认为审计质量是专业能力和独立性的联合概率, 其可以增大审计师发现并消除错弊的概率, 从而提高财务报告的可信性。国内学术界对审计质量的定义主要有两种观点, 即“过程论”与“结果论”。“过程论”从理论角度出发, 认为对审计质量的评价应当基于整个审计活动过程和结果来度量其质量水平, 而不仅是针对审计报告。而“结果论”从实务角度出发, 在审计实施过程中审计师的专业能力和独立性对报告使用者来讲是无形的, 大部分相关利益者能看到的只是审计有形产品——审计报告。看不见的“无形审计过程”就像直觉一样, 虽然无法说清楚为什么会感知到, 但是通过结果却能检验直觉是否正确。因此, 部分学者认为审计质量的高低衡量只能基于审计报告质量高低假设。鉴于此, 庄立, 王玉荣 (2008) 认为对被审单位会计信息披露公允性的鉴证准确性程度, 即为审计质量。综上可见, 对审计质量领先研究的西方组织与学者们, 对审计质量定义的界定均为专业胜任能力和独立性的结合。换言之, 专业胜任能力、独立性决定了审计质量, 其三者的关系实质上是因果关系。国内学者从“过程论”与“结果论”来探析, 以审计报告质量来衡量审计质量。

(二) 审计质量衡量

诚如西方学者将审计质量的定义从审计师的专业胜任能力和独立性两个方面加以刻画, 为审计质量的衡量指标构建提供了理论支撑及具体的构建思路, 结合我国内学者的观点, 下面开始梳理常见的审计质量替代变量: (1) 会计师事务所规模。用事务所规模衡量审计质量, 其逻辑如下:在完善有序的法制、市场环境下, “大所”是市场有序竞争, 优胜劣汰的结果, 如果市场是有效的, “大所”的审计质量必然高于“小所”。很多学者对其进行过研究, 从国外的研究结果来看, 无论是从规范研究还是实证研究的角度, 都得出了“大所”审计质量高于“小所”的结论 (De Angelo, 1981;Lennox, 1999;Teoh&Wong, 1993;Conniel.Becker, 1998;Basu, 2002) 。但是, 国内研究结果却有很大分歧, 有的研究发现, 事务所规模与审计质量之间, 存在正相关关系 (蔡春等, 2005;李仙等, 2006;潘克勤, 2010) 。与此同时, 也有很多学者从不同的角度驳斥这种结论, 总结起来具体可以分为以下几点:第一, 不健全的法律制度 (刘峰等, 2007;2009) ;第二, 事务所所面临的审计风险 (于鹏, 2007) ;第三, 事务所本身存在的代理冲突 (吴昊旻等, 2010) ;第四, 不健全的市场机制、审计市场的恶性竞争以及对高质量审计的内在需求不足 (刘成立, 2008;刘峰等, 2002) 。基于以上分析, 可以得出, 事务所规模只能部分说明审计质量, 由于市场制度环境的制约, 该指标在反映审计质量上, 存在争议。 (2) 可操纵应计利润。用可操纵应计利润衡量审计质量, 其逻辑如下:企业进行盈余管理, 会导致会计信息失真, 扭曲真实盈余, 大规模的盈余管理会误导投资者的投资决策, 进而给投资者带来严重的损失。高质量的审计, 应该对企业的盈余管理起到抑制作用 (蔡春等, 2007) 。Connle L.Becker等 (1998) 第一次用横截面Jones模型将审计质量与盈余管理联系, 发现在美国审计市场中, “六大”所审计的企业, 其非正常应计显著低于“非六大”审计的企业。其后的研究发现, 可操纵应计利润与现有常用审计质量替代指标的相关性都比较强, 比如事务所规模 (蔡春等, 2005;白云霞等, 2009) 、审计意见 (章永奎等, 2002;徐浩萍, 2004;任志能, 2004) , 研究结论普遍都得出审计质量越高, 被审计企业盈余管理强度越弱。本文认为, 使用可操纵应计利润替代审计质量, 是以可操纵应计利润替代盈余管理, 再用盈余管理的强弱替代审计质量, 但是魏涛等 (2007) 的研究表明, 企业盈余管理的主要手段是利用非经常损益, 可操纵应计利润对于企业盈余管理的解释力度很弱。所以用可操纵应计利润可以部分衡量审计质量, 但是不能完全替代。通过以上对常用的审计质量两个替代变量的说明及分析中, 可以看到, 这两个替代指标都只能部分衡量审计质量, 但是通过比较分析, 结合国内学者的“过程论”和“结果论”, 可以认为, 从审计师的最终产出——企业经审计后的财务报表特征方面, 更能够说明审计质量。因此本文的基本思路就是从企业经审计后的财务报告上所反映的会计盈余入手, 通过比较盈余的持续性来衡量审计质量。

三、研究设计

(一) 审计质量替代变量的选取

结合以上分析, 本文初步探索审计质量的新衡量指标:经资产调整后的营业利润增长率离差。所谓经资产调整后的营业利润增长率离差, 是指企业经资产调整后的营业利润增长率与同行业所有企业经资产调整后的营业利润增长率的均值之差的绝对值, 反映了同行业中不同企业营业利润在均值上下的波动。具体计算公式如下:

上式中abs Davrit就是需要的指标, 表示行业中的第i企业, 第t期的经资产调整后的营业利润增长率离差, oppit为该企业第t期的营业利润, Ait为其第t期的总资产, oppt-1与Ait-1的含义与oppt和At相同, 表示前一期的营业利润与总资产, 上式中最后一项 , 即为计算的同行业中所有企业经资产调整后的营业利润增长率均值。之所以用这个指标衡量审计质量, 是基于以下逻辑:经资产调整后的营业利润, 是为了控制企业规模, 同时排除了非持续性的非经常利润项目的影响, 由于处于同一行业的企业在不同年度的营业利润是具有一定持续性的, 这种持续性的宏观体现就是行业经调整后营业利润增长率的均值, 若企业经资产调整后的营业利润增长率与所在行业平均增长率相差过大, 则可以反映出企业前期营业利润质量不高, 从而影响其审计师的报告水平, 可预计审计报告的审计质量也不高。

(二) 研究假设

通过计算经资产调整后的营业利润增长率离差来衡量审计质量, 是间接衡量, 即从衡量经审计后的企业财务报表的特征角度来衡量审计质量。由于当前不存在一个一致认同的替代审计质量的指标, 因此以下比较也是基于现有指标相比较。首先与Jones模型计算得出的可操纵应计利润指标相比, 经资产调整后的营业利润增长率离差涵盖的意义范围更广。由于该指标与可操纵应计利润相同的是均从最终会计利润产出衡量审计质量, 因此无论企业是否以可操纵应计利润为主要手段进行盈余管理, 最终结果都会反映到营业利润上来, 并且以往多数实证性研究文献都已表明, 企业如果在当期进行盈余管理, 随后几个会计期间的业绩会表现出不稳定, 若是非经常损益手段进行盈余管理, 投资者也会容易发觉, 审计质量的高低, 也就容易被判断了, 不易察觉的是主要部分, 即营业利润, 由此可以提出假设:

假设1:可操纵应计利润绝对值与经资产调整后营业利润增长率离差正相关

其次, 与事务所规模相比, 经资产调整后的营业利润增长率离差是从最终的审计产出衡量审计质量, 对于事务所规模与审计质量之间的相关性, 根据上文分析, 现在还没有一致结论, 仅能从目前的研究文献来看, 蔡春等 (2005) 的研究表明, 经“十大”审计的企业, 其可操纵应计利润越低, 其审计质量高于“非十大”;而刘峰等 (2007) 的研究发现, “国际四大”相比于“非四大”, 其审计质量甚至不如“非四大”。考虑到国际四大在本土发展的先机优势, 同时近年来本土事务所的蓬勃发展, 与“四大”不断减小差距, 抢占市场, 因此本文扩大事务所样本, 选择遵循蔡春等的研究方式。本文采取以“十大”和“非十大”代表事务所规模, 但是与蔡春等研究的具体区别在于选择标准, 由于经过三年的时间, 蔡春等选择的“十大”里有些事务所被原来的“非十大”所替代, 因此本文选取“十大”的标准来自中国注册会计师协会于2010年4月30日公布的事务所排名。国外研究 (De Angelo 1981, Lennox 1999, CONNIE L.BECKER等1998) , 以及蔡春等 (2005) 的研究都支持事务所规模与审计质量正相关, 由此提出假设:

假设2:事务所规模与经资产调整后的营业利润增长率离差负相关

(三) 样本选取和数据来源

本文选取的数据是基于2008年和2009年的CSMAR数据库中的沪市制造业上市公司为研究样本, 之所以选择2008和2009年度样本, 主要考虑了2006年会计准则的变更, 选用滞后两年的数据, 可以较好排除掉准则变更的噪音期。同时, 有效样本的选取过程中, 对于无效样本的剔除顺序如下:非制造业上市公司样本;ST公司样本;ROE在[-100%, 100%]之外的公司样本;数据缺失的样本。经过筛选, 最后得到有效样本252个, 本文所用统计软件为STATA 10.0版。

四、实证结果分析

(一) 描述性统计

(表1) 即为此252个样本的描述性统计数据, 如表所示, 变量abs Davrit即为i企业本期的经资产调整后的营业利润增长率离差, 样本均值约为0.4, 方差约为0.3, 中位数为0.38, 在同一个数量级下, 方差相对均值来说, 还是比较大, 说明我国现状整体审计质量不高。

(二) 回归分析

文本拟用单变量分析, 分析结果如下:

*、**、***分别表示在0.1、0.05、0.01水平上显著相关。下同。

(1) 可操纵应计利润单变量分析本文采用修正截面Jones模型估计可操纵应计利润, 截面修正的Jones模型中参数是用截面数据估计, 而不是用时间序列数据估计。具体估计模型如下:GAt/At-1=α1*1/At-1+α2*△REV/At-1+α3*PPEt/At-1+ε

上式中, GAt代表总体应计, 具体计算是由去除非经常损益后的总利润减去经营性现金流量, △REV为本期相对于上期销售收入的变化量, PPEt代表当期固定资产价值, 分母At-1为上期总资产, 加入此分母, 是为了控制企业规模对数据的影响。在此模型中, 控制变量没有包括无形资产, 因为2006年会计准则变更, 无形资产开发费用可以资本化, 宗文龙等 (2009) 的研究发现, 企业可以利用资本化开发费用进行盈余管理。进行回归后, 将系数代入以下模型, 估计正常应计: 。上式中被解释变量NDAt为企业当期正常应计利润, 也就是不可控的应计部分, 式中多出的变量△REC为本期相对于上期应收账款的变化量。计算出正常应计后, 再用此式来估计出可操纵应计利润, 具体估计如下式:DAt=GAt/At-1-NDAt。上式中变量DAt即为用Jones模型估计出来的可操纵应计利润, 取其绝对值, 即为本文所需要的可操作应计利润绝对值, 即DAit-1。将总体样本以中位数为界等分成两个样本, 两个子样本的样本量均为126, 通过T检验比较其均值, 进行单变量分析, 结果如 (表2) 。可以看到, 以当期经资产调整后的营业利润增长率离差中位数为分界点, 低于中位数的样本, 其上期可操纵应计利润的绝对值更低, 而且在5%的水平上显著, 说明了当企业上期以可操纵应计利润为手段进行盈余管理的强度越大, 其本期营业利润的波动率越大;当企业上期以可操纵应计理论为手段进行盈余管理的强度越大, 其本期营业利润的波动率越大。因此, 可操纵应计利润与经资产调整后的营业利润增长率离差正相关, 支持假设1。

(2) “十大”与“非十大”分样本单变量分析将样本以所审计的事务所是否为“十大”划分, 分为由“十大”审计和不是由“十大”审计的分样本, 随机抽样后进行配对, 配对后, 总样本量为104, “十大”和“非十大”各57个分样本, 其单变量回归结果如 (表3) 所示。可以看到, 由“十大”审计的企业, 其经资产调整后的营业利润增长率离差的平均值更小, 且结果在10%的水平上显著, 说明上期经“十大”审计后的企业, 其本期的营业利润波动, 相较于“非十大”所审计企业更小, 所得结论支持假设2。结果显著性有所下降, 经笔者分析, 认为主要是由于事务所规模与审计质量之间的相关程度不高所致。

五、结论

审计质量的衡量一直以来都是一个难题, 本文提出的指标也是参照衡量独立性的间接指标构建, 同样存在与间接指标一样的问题, 即必须与审计质量的相关性强。也尝试了很多其指标, 但结果都不理想 (如用Basu模型中的系数构建比例指标, 回归不显著;也曾想用ROE增产率离差构建指标, 然而考虑到企业的非经常项目并不是都用于盈余管理, ROE的持续性不如经资产调整后的营业利润增长率离差更能反映) 。以上文的实证结果来看, 会计盈余的持续性可以比较好衡量审计质量。本文所构建的指标, 其逻辑主要是用此指标衡量企业上期经审计后的营业利润的持续性, 进而衡量审计质量。按照这种逻辑, 如果可以找到一个指标更好衡量企业经审计后的营业利润质量, 那么就可以更好地解释审计质量。但是这种逻辑仅仅关注了审计师对营业利润的审计质量, 而对于某些主要利用的非经常性损益进行盈余管理的企业的财务报表审计质量并没有解释力。早在2004年1月15日, 证监会就要求注册会计师应单独对公司在财务报告附注中所披露的非经常性损益的真实性、准确性与完整性进行核实, 因此以后构建指标方向可以从包涵企业的非经常损益的方面入手。本文在探索设计衡量审计质量的新指标时仍存在以下主要的两方面不足:在微观方面, 视角仅局限于与过去的常用衡量指标之间进行比较回归分析, 尚未证实审计前后新指标的波动程度, 即审计前财务报表与审计后财务报表反映的经资产调整后营业利润增长率离差是否由于审计而出现了变化, 变化的程度达到多少才能反映审计的效用发挥, 审计前后新指标的变化程度应给予控制;在宏观层面, 如政府管制下单一或双重审计方式的影响, 蔡春等 (2005) 还考虑了在双重审计方式下, 盈余管理与审计质量的相关性分析;另外在制度性层面, 我国政府财政部在2006年发布了, 扶持本土事务所做大做强的支持下红头文件, 事务所规模的变化因此存在很大的非可控性, 该指标在制度性层面下的衡量力度还需要进一步考量, 而在扶持本土事务所过程中, 事务所合并事项发生, 专业人员流动性变化, 客户的保持与流失也会导致审计质量衡量受到影响。将在以后的审计质量衡量指标探索研究中继续考虑上述问题, 解决并完善, 提出改善我国审计市场审计质量的建设性意见。

摘要：本文从常用衡量审计质量指标入手, 利用沪市制造业2008年至2009年的经验数据, 对审计质量进行了研究, 发现会计盈余的持续性可以较好地衡量审计质量, 为审计质量衡量指标的探索提供思路。

会计盈余持续性 篇6

Ball和Watts (1972) 是盈余持续性研究的先驱, 此后国内外众多学者对盈余持续性这一问题从多角度进行了深入研究。但当前对盈余的持续性并没有统一的定义, 不同的学者持有不同的观点。如Kormendi和Lipe (1987) 认为盈余的持续性是指未预期部分的盈余创新对预期的未来盈余产生的影响。Lipe (1990) 认为, 无论盈余变动的金额和符号如何变化, 盈余的持续性是指本期盈余的创新构成未来盈余序列长久部分的程度。Sloan (1996) 指出, 盈余持续性是当期的盈余水平持续到下一期的程度。国内学者张兰萍 (2006) 指出, 盈余持续性可以认为是引发当期盈余变化的交易或事项能够持续到未来期间, 影响未来盈余的时间的长短和稳定的程度。本文认为盈余持续性就是指盈余 (或盈余变动) 在一个较长的时期内保持一种平稳的、持续上升的状态, 这种状态特征可以保证根据已有的盈余信息有效地预测未来盈余的程度。

在当今激烈的市场竞争中, 企业只有不断加大研发投入, 才能为企业技术改进以及产业机构的优化升级提供动力, 确保企业盈余的持续、稳定的增长, 使企业在激烈的市场竞争中立于不败之地;同时持续增长的盈余又是企业未来研发投入的源泉。本文试图检验研发投入的不断提升, 是否有利于提高企业的盈余持续性。

二、文献综述

(一) 国外文献综述

早期学者对于会计盈余问题的研究, 主要探讨盈余数量方面的问题, 而较少关注与盈余质量相关的问题。随着研究的进一步深入, 一些学者开始注重对盈余“质”方面的研究。从FASB对盈余质量的界定来看, 是否具有可预测性、可持续性、平稳性, 是盈余质量的特点。会计盈余作为一个底线, 能够为报表使用者提供最核心的财务信息, 并且在资本市场的资源配置中发挥着重要的作用。正因如此, 近年来, 盈余的持续性的研究日渐成为研究资本市场的热点。

Leonard (1971) 研究发现研发投入对第2年的销售收入和利润的增长具有积极而显著的影响, 而且这种影响持续时间长达10年 (包括研发投入当年) 。Chambers (2002) 的研究也得到了类似的结论。Thomas (2001) 研究发现, 公司的研发活动与超常盈余的持续性积极相关。Chan (2003) 研究发现, 科技公司在经营业绩的增长率上显示出了更强的持续性。Sharad和Zhang (2006) 研究发现, 由研发投资在缓解竞争上所引发对盈余持续性的积极影响, 超越了研发项目自身所带来更多风险的负面影响。Seraina和Levis (2008) 检验了研发强度与业绩 (包括经营和市场的) 的持续性之间的关系。研究证实了在控制了一系列的相关因素包括行业影响后, 研发强度与销售收入、总收益及每股收益的持续增长之间具有积极而显著的关系。

从近年的研究文献来看, 国外学者从不同的角度, 运用不同的研究方法, 对研发投资与公司盈余的持续性进行了卓有成效的研究, 并且得出了较为一致的结论:研发投入提高了盈余的持续性。

(二) 国内文献综述

当前我国学者对于盈余持续性的研究文献相对较少, 并且不成体系, 研究范围及视角相对狭窄, 远落后于国外的研究。早期研究如赵宇龙和王志台 (1999) 、王志台 (2000) , 主要是从盈余信息含量与市场反应之间的关系进行研究。随着会计盈余在资本市场资源配置、公司价值评估、薪酬契约签订等方面发挥的作用日益凸显, 盈余的持续性问题成为了近年来的一个研究热点。李刚和夏冬林 (2007) 从盈余质量的角度, 对盈余持续性与投资组合回报的关系进行研究;胡延杰、李琳 (2008) 研究了盈余持续性、收入增长和盈余质量之间的关系;张国清、赵景文 (2008) 和彭韶兵等 (2008) 从可靠性与会计盈余的持续性的角度进行研究;杜征征、王伟 (2010) 从高管薪酬决定这一视角对盈余持续性进行了研究;孙世攀等 (2011) 则从公司治理的角度对盈余持续性进行了拓展研究。徐浩峰等 (2011) 从盈余的会计特征及企业竞争力特征这两个角度对盈余持续性进行研究。

总的来说, 我国学者对于研发支出与企业盈余的研究, 更多的是关注这两者之间的相关关系, 较少有人研究研发投入对企业盈余持续性影响。

三、研究设计及方法

(一) 理论分析与研究假设

1. 研发投入对企业盈余的滞后性理论分析与研究假设。

一般而言, 研发活动需要经历基础研究、应用研究再到试验研究阶段, 历时也较长, 企业的研发投资要产生经济效益一般也需要经历较长时间。企业的研发支出必须要通过有形产品的销售, 转化为企业的利润, 才能对企业的盈余产生影响, 这就决定了研发投资一般难以对企业当期的盈余产生影响, 这就产生了研发的滞后性问题。对于研发投资存在滞后性的问题, 国内外学者的研究普遍认为研发投入对企业的盈余存在滞后性的影响, 但得出滞后期不一致。为了正确检验研发投入对盈余持续性的影响, 本文将先检验研发投入对企业盈余的滞后期。

基于以上的理论分析, 本文提出以下假设:

假设1:企业的研发投入与盈余显著正相关, 并且存在一定的滞后性。

2. 研发投入与盈余持续性理论分析与研究假设。

Lev和Zarowin (1999) 的研究表明, 一个国家、行业、企业对于知识资产的投资能够显著而积极地促进经济的增长、生产率的提高以及企业盈利的增加。技术进步主要依靠对知识的投资, 从微观层面来说对知识的投资最主要的形式就是通过企业的研发活动 (R&D) , 进而实现产业结构的优化与升级, 从而间接地影响经济的增长和企业的业绩。

从盈余的持续性的角度来说, 企业要想获得持续性的盈余, 关键在于不断扩大永久性部分的盈余, 因为这部分盈余的持续性是最强的, 是盈余的核心部分。而企业核心盈余的主要体现就是企业日常的核心业务收入。在激烈的市场竞争中, 企业要长久的保持其核心业务收入的优势地位, 必须要有核心技术的支撑, 形成企业的核心竞争力, 进而促进了企业盈余持续增长。

基于以上的理论分析, 本文提出以下假设:

假设2:企业的研发投入与盈余持续性之间具有显著的正相关关系。

(二) 研究设计

1. 样本的选取和数据来源。

本文研究期间为2007-2011年, 选择按照证监会行业分布的、2006年12月31日之前上市的全部A股制造业企业为研究对象, 剔除ST和*ST的股票, 共获得674个样本。为了保证本文研究数据的有效性, 尽可能地排除异常样本对研究结论的影响, 我们对获得的674个样本按照以下标准进行了筛选:剔除在研究期间发生重大主业变更的样本;剔除相关数据缺失的样本;2008-2010年连续三年有研发支出数据披露的样本。最终获得有效样本为355家企业。

本文数据的来源主要是国泰安数据库 (CSMAR) 及巨潮资讯网站。研发投入的数据主要是通过查阅年报、手工收集获得。研发投入包括资本化部分及费用化两部分。本文使用的数据处理及统计分析软件为Excel 2003和SPSS 17.0。

2. 变量的选择和定义。

(1) 被解释变量 (E) 。本文选取企业的营业利润作为盈余的评价指标。这是因为:第一, 新准则执行后, 利润表中只总括列报营业利润项目。第二, 企业的研发投入 (R&D) 对企业业绩的影响是两方面的。一方面, 企业的研发投入一旦获得成功, 将可极大地提高企业的新产品创新能力, 将有利于增加企业的营业收入;另一方面, 研发投入可以通过改善生产工艺、简化流程等方式降低企业营业成本。第三, 根据Remakrishnan和Thomas (1991) 的研究, 盈余的不同组成部分具有不同的持续性, 永久性的会计盈余的持续性最强。营业利润是企业利润构成的永久核心部分, 其持续性是最强的。综上所述, 本文选取营业利润作为盈余指标的替代变量。由于本文研究的是研发投入与盈余的持续性问题, 而研发效益的显现本身需要一个过程, 研发投入存在一个滞后性问题, 因此选取盈余的增量这一指标可以考虑不同期间的盈余情况。

(2) 解释变量 (RD) 。本文以研发支出作为解释变量 (RD) , 这一指标用研发的投入强度来表示, 用当期的研发支出除以当期的营业收入, 其中研发支出包括当期费用化的部分和资本化的部分。

(3) 主要控制变量。公司规模 (SIZE) :Martin (1988) 发现规模比较大的公司由于比较容易获得规模效应, 更容易实行多元化的经营方针以规避潜在的风险, 自身业绩的波动相对来说比较小, 盈余的持续性会更好。我们预期这一控制变量与盈余持续性之间将是一个正相关的关系。资本结构 (LEV) 方面:由于企业的研发活动本身存在较多的不确定性, 如果资产负债率过高, 企业面临偿债压力, 研发活动将会受到抑制, 进而影响企业的持续发展。另一方面, 资产负债率较高, 企业面临的竞争压力更加大, 将促使企业化压力为动力, 更加积极地进行研发活动, 不断地提高企业的核心竞争力, 提高未来盈余的持续性。因此, 我们预期这一控制变量与盈余的持续性之间的关系并不是确定的, 有待进一步的检验。

3. 回归模型的设定。

(1) 研发滞后期的检验模型。由于国内众多学者对研发滞后期的检验结果并没有一个统一结论, 为了明确制造业样本企业的研发滞后期, 本文以2009年的研发投入为基准设定以下模型, 分别检验2009年的研发投入对2009-2011年业绩的影响。

其中, Eit代表i企业在t年度的盈余指标, 以t年的营业利润平减t-1年度的资产总额来表示, t=2009、2010、2011。ε为残差。

(2) 研发支出与盈余持续性的检验模型。本文借鉴Skinner (2002) 的模型, 以盈余变动的线性一阶自回归模型衡量盈余的持续性, 通过研发支出与盈余变动的交乘项来考察企业研发投入是否促进了盈余的持续性。本文建立的模型如下:

RDij表示i公司j年度的研发的投入强度, 用以控制研发的滞后反应对当期企业业绩的影响。j的取值取决于模型 (1) 的检验结果。如果滞后期为1年, 则j=t;如果滞后期为2年, 则j=t-1;依次类推。

模型中各变量的描述及界定见表1。

四、实证结果分析

(一) 描述性统计分析

1. 研发投入信息披露情况分析。

我们发现从2007年到2011年, 上市公司对研发投入信息的披露状况总体来说是不断改善的, 但依然存在一些问题 (见表2) 。

第一, 从披露研发数据的样本公司来看, 本文选取的制造业样本为649家, 其中2007-2011年有研发数据披露的企业分别为:336家、381家、449家、518家、505家, 占比分别为51.77%、58.71%、69.18%、79.82%、77.81%, 总体上具有逐年增加的趋势。

第二, 从研发支出信息披露的项目来看, 在披露研发数据的企业中, 不同的企业会选择在不同的项目中进行披露。从统计的结果来看, 2007年企业主要集中在“专项应付款”、“政府补助”、“支付其他与经营活动有关的现金”、“管理费用”、“其他非流动负债”、“其他应付款”等项目下披露当期的研发支出金额, 少部分企业在当年的董事会报告中对企业的研发投入进行披露。2009-2011年80%以上的企业都集中和统一在“管理费用”及研究开发支出明细中披露研发信息。这一变化说明新准则实施后, 企业研发支出信息披露越来越规范。

2. 研发投入强度 (RD) 样本特征分析。

从下页表3我们可以看到, 2008-2010年3年中, 绝大部分样本企业的研发投入强度都集中在2%以内, 3年中研发投入在2%-5%之间的样本分别为18.03%、27.89%、32.11%。研发投入强度达到5%以上的企业较少, 3年的比例均低于10%。从研发投入强度的均值来看, 全部样本企业的平均研发投入强度为1.81%。2008-2010年样本企业的研发投入强度均值分别为:1.41%、1.97%、2.04%, 研发投入强度逐年增加。从下页表4我们可以看到, 不同企业间的研发投入强度相差也是比较大的, 最大值可以达到31.29%, 这一比例远高于5%的水平;最小值是0。总体来看, 我国制造业企业对研发投入的力度是在不断增强的, 但是大部分企业的研发投入水平仍徘徊在2%的水平, 研发投入依然相对不足。

(二) 实证结果分析

1.研发支出滞后期的检验结果。

本文以2009年的研发投入数据为基准建立模型, 分别检验了其对2009年、2010年、2011年三年盈余的影响。检验结果表明, 2009年的研发投入对当年的盈余相关系数为0.157, 且没有通过显著性检验;2009年研发投入对2010年的盈余相关系数为1.082, 在1%的水平内显著;2009年研发投入对2011年的盈余的相关系数为-0.095, 没有通过显著性检验。结果表明, 对于我国制造业企业而言, 研发的滞后期为1年, 这一结论与国内学者周江燕 (2012) 的结论是一致的。

2.研发支出与盈余持续性实证检验结果。

根据前文研发的滞后期检验结果, 可以得到本文的4个多元线性回归模型, 分别是:模型 (1) 以2008年的研发投入对2009年的盈余进行回归;模型 (2) 以2009年的研发投入对2010年的盈余进行回归;模型 (3) 以2010年的研发投入对2011年的盈余进行回归;模型 (4) 是各年数据的混合回归模型。

(1) 相关性分析及多重共线性检验。从表5我们可以看到, 用来控制当期研发投入对下期盈余产生影响的指标RDt和下一期盈余指标△Et+1的相关系数为0.09, 并在1%水平上显著;而RDt指标与当期盈余指标△Et的相关系数为0.025, 且未通过显著性检验。这说明当年的研发投入到下一年才会对盈余产生积极的影响。这进一步验证了前文对样本的研发滞后期为1年的检验结论。研发投入RDt指标与公司规模SIZEt的相关系数为-0.229, 并在1%水平上通过了显著性检验, 这说明研发投入强度和公司的规模之间显著负相关。资本结构的指标LEVt与研发投入RDt指标的相关系数为-0.208, 并在1%水平上显著, 研发投入与资本结构显著负相关, 说明资产负债率过高, 企业将会面临较大的偿债压力, 研发活动将会受到抑制。总体来说, 盈余变动的指标 (△E) 和研发支出指标 (RD) 、控制变量指标 (SIZE、LEV) 的相关系数的值相对较低, 大都低于0.3, 这初步表明了模型的多重共线性的可能性不大。

从表6中, 我们得到各解释变量之间的方差膨胀因子VIF的值均接近1。从统计学的角度来说, 若各解释变量之间的多重共线性越弱, 则VIF的值越接近1。另外, 如果容差/容忍度的取值在0-1的范围之内, 则取值越靠近0表明存在多重共线性的可能性越大, 而越靠近1则表明多重共线性存在的可能性比较小。综合Pearson相关性检验表和多重共线性检验表, VIF和容差均接近1, 因此本文选取的各变量之间不存在多重共线性的问题。

注:*表示10%的显著性水平;**表示5%的显著性水平;***表示1%的显著性水平

(2) 回归结果及分析。本文利用SPSS 17.0通过所建立的4个多元线性回归模型对研发投入与盈余的持续性进行回归分析, 结果如表7-10所示。

四个回归模型的盈余变动指标 (△E2008) 的回归系数均为负, 且绝对值都比较大, 基本上都超过了0.5 (除了模型1) , 同时在1%水平上通过了显著性检验, 这说明本期盈余变动与下期盈余变动之间显著负相关, 即本期盈余变动较大时, 则下期盈余的变动会比较小。这证明了样本企业的盈余水平能够保持相对的稳定, 持续性较好。

从表7回归结果来看, 2008年的盈余变动指标和研发投入强度的交叉相乘项 (△E2008×RD2008) 的回归系数为1.496, P值为0.547, 表明研发投入强度与盈余的持续性之间存在正相关的关系, 但未能通过显著性检验。模型 (1) 未能通过显著性检验, 可能是因为2008年爆发了全球金融危机, 依赖于出口的制造业业绩大幅下滑, 导致企业研发投入大幅减少 (前文研究发现2008年的研发投入强度最低, 平均仅1.41%) , 最终导致回归模型 (1) 的结果不显著。表8-9的回归结果显示, 2009年、2010年的盈余变动指标和研发投入强度的交叉相乘项均为正值, 并在1%的水平上通过了显著性检验。从表10混合回归模型来看, 盈余变动指标和研发投入强度的交叉相乘项 (△Et×RDt) 的回归系数为8.999, P值为0.000, 也在1%的水平上通过了显著性检验。模型 (2) 、 (3) 、 (4) 的结果都显示盈余变动指标和研发投入强度的交叉相乘项的系数均显著为正, 这一结果表明, 研发投入与盈余持续性之间显著正相关, 从而证明了本文的假设。

从控制变量资本结构 (LEV) 来看, 模型 (1) 和模型 (3) 得到资产负债率和盈余的持续性之间存在较弱的负相关关系, 而模型 (2) 和模型 (4) 结果显示资产的负债率和盈余的持续性之间存在正相关关系。四个模型得到的结论并不统一, 这与我们的预期相一致, 因此我们并不能直接推断出资本结构与盈余的持续性之间的关系。

从控制变量公司规模 (SIZE) 来看, 模型 (1) 、模型 (3) 和混合模型 (4) 公司规模和盈余持续性之间存在较弱的负相关关系, 但未通过显著性检验。模型 (2) 公司规模和盈余持续性之间存在较弱的负相关关系, 并在1%水平上通过了显著性检验。总体来说, 实证结果表明公司规模和盈余的持续性之间存在较弱的负相关关系, 这与本文的假设不一致, 但这一结论却印证了Kamein等人 (1982) 的观点。这说明规模较小的企业能更加灵活的应对市场变化, 提高研发决策的效率。

五、研究结论及建议

(一) 研究结论

1. 研发滞后期的实证检验结果表明对于我国制造业企业而言研发的滞后期为1年, 滞后期比较短, 主要是我国大多数企业的研发投入比重较低而且更倾向于应用性的研究, 而非基础性研究。应用性的研究相对来说时间比较短, 见效也比较快, 所以我国企业的研发投入在很短的时期内就对企业的业绩产生影响。

2. 研发支出与盈余的持续性之间具有显著的正相关关系, 说明加大研发投入力度, 有利于维持企业业绩的持续性。

3. 公司规模与盈余的持续性之间存在较弱的负相关关系。说明小公司由于组织较精简, 企业能更加灵活的应对市场变化, 提高研发决策的效率, 从而能够保证公司的盈利趋势, 使得公司业绩能够持续的增长。

(二) 建议

根据研究过程中发现的问题, 在此提出以下的政策建议:

1. 加强对企业研发的投入力度。

根据国际惯例, 研发投入强度达到2%, 企业才能维持生存, 而研发投入强度达到5%, 企业才具有竞争力。当今世界, 科学技术日新月异, 市场竞争日趋激烈, 企业只有不断地加大研发投资, 才能为企业技术的改进以及产业机构的优化升级提供动力, 确保核心业务收入的持续、稳定的增长。

2. 注重研发投入的连贯性, 不断提高企业的研发投入强度和研发投资效率。

通过对样本企业的研发滞后期的检验, 我们发现我国制造业企业的滞后期相对较短, 主要是我国企业的研发投入强度普遍比较低, 有些企业在不同年份之间研发投入金额差距非常大, 并且缺乏连贯性, 使得研发投入的效益未能很好的发挥。而企业业绩要持续的增长, 需要源源不断的研发资金投入作为支撑。因此企业应当加强对研发预算资金安排, 确保研发决策能够沿着有利于企业长远发展的方向连贯、有序的执行, 保证不同年份之间研发资金的来源。

参考文献

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会计盈余持续性 篇7

会计盈余反映企业一定期间的经营成果,集中体现企业的盈利能力。在会计的持续经营假设中,强调企业经营活动是可持续的。从现实中来看,企业经营活动可持续的重要前提就是盈利能力的可持续性。而决定盈利能力可持续的主要指标就是会计盈余的持续性。根据2007年实行的新会计准则,企业必须提供会计盈余这一有用数据,以满足信息使用者需要。同时,实证证据也表明,会计盈余的确是决策有用的。因此,从信息使用者角度来说,提供会计盈余是必要的。同时,根据经济学理论,会计盈余决定了企业的盈利能力,因此,它能使有限的资源在不同企业或不同行业之间合理流动,在资本市场中发挥着指导资源配置的关键作用。但这些作用的发挥,隐含着一个前提,就是会计盈余必须是具有“一定质量”的会计盈余。就像企业提供的产品一样,要起码具有“合格”水平的产品质量要求,否则,就没有消费者愿意使用这种产品,它就没有市场,也没有提供的必要。从理论上说,持续性应该是会计盈余应具有的质量要求之一,高持续性的会计盈余能向投资者传达更丰富的预测信息,从而有利于投资者对股票的合理定价,体现其决策价值。从经济学来说,高持续性会计盈余能够稳定市场最优资源配置,引导投资者进行长期的价值投资,减少要素市场的投机性波动。而低持续性的会计盈余很难说它是高质量的,从以往发生的上市公司财务案例来看,报表中所披露的会计盈余当时堪称“神话”,吸引了众多机构和散户投资者的投资,但是,往往都是因为这种神话般的会计盈余不可持续最后东窗事发,国外和国内都不乏因不可持续的会计盈余造假导致的上市公司财务舞弊案件,比如,银广夏在1999年和2000年所创造的令人瞠目“业绩”神话被揭穿后,由于股价的连续跌停给机构和散户投资者造成高达80%左右的损失。还有像琼民源1996年年报中所称5.71亿元利润中有5.66亿是虚构的,安然公司通过非法手段提高企业利润以及后来利润的大幅波动都证明其对会计盈余实施了造假,由此可见,这种会计盈余持续性很差,对广大股民来说,没有任何决策价值,相反,还会给投资者带来巨大损失,以往的案例都证明了这一点。因此,研究会计盈余持续性显得尤为重要,这样可以帮助投资者识别会计盈余的持续性,更好的预测会计盈余在未来期间重复发生的可能性,从而提高投资者对公司未来盈利能力的预测水平。从公司内部治理的角度来看,明确盈余持续性的影响因素就可以采取适当的措施,有效防止上市公司财务舞弊案件的发生,对提高会计信息质量有积极意义。因此,本文从公司治理角度研究公司治理特征对企业会计盈余持续性的影响,寻找会计盈余持续性的公司治理方面的经验证据,从而为提高会计盈余质量提高有益的借鉴。

1 相关文献

Ramakrishnan R T S等[1]认为会计盈余由3个不同持续性的部分组成:一是永久性会计盈余;这类会计盈余持续性很好,会在公司未来的会计年度重复产生,是企业盈利能力的综合表现,具有较好的预测价值。二是暂时性会计盈余;这类会计盈余的持续性较差,一般情况下不会持续到未来年度,其发生具有很大的偶然性。三是价格无关的会计盈余;这类会计盈余因会计政策、估计变更引起,仅体现在纸面上数字的变化,没有实质性营业活动或营业外活动与之相关联,也不具有持续性。经验研究的证据表明,持续性不同的会计盈余,其市场反应系数也是不同的。Kormendi R等[2]提供的证据已经证明,非预期的当期盈利变动的持续性越强,盈余反应系数越高。比如,来自于新产品的成功引入或有效管理的带来的成本下降而引起的会计盈余增加的反应系数要高于来自于设备等资产处置而引起的会计盈余增加的反应系数。Baruch L等[3]提出了12个指标作为基本信号来推断盈余持续性,证据显示,反映基本信号信息的综合得分与盈余持续性的两个基本指标存在显著的关联性,说明基本信号能够捕捉盈余持续性的重要特征。Richard G S[4]研究了美国资本市场当前股价能否反映包含在应计项目和现金流量中的未来会计盈余信息,发现短期窗口内投资者对信息的解析存在“功能锁定”现象,股价中不能反映会计盈余中应计项目和现金流量的持续性大小,投资者不能够看穿会计盈余数据,对股票做出了有偏差的定价。Hong Xie[5]进一步扩展了Richard G.S的研究,并指出应计总额的低持续性很大部分是受异常应计的影响,并最终导致了异常应计的定价不合理。Mark E.Vargus等[6]也从盈余持续性角度研究了盈余质量,发现由于应计项目的低可靠性导致了会计盈余的低持续性[。也有学者从影响持续性因素角度进行了研究,Robert N F等[7]认为收入和资产增长本身的均值回归特性影响了盈余的持续性。Dechow P M[8]认为,应计会计本身需要估计和判断是导致会计盈余的应计项目持续性差的主要原因,因为估计和判断都存在误差。同时,应计项目的估计涉及前后多个会计期间,更容易出现误差。因此,盈余的持续性很多程度上受到应计项目的影响。

从国内的现有文献看,赵宇龙等[9]较早研究盈余持续性,结论是中国证券市场存在明显的“功能锁定”现象,即投资者对具有相同会计盈余但盈余持续性不同的公司股票不能区别定价。胡延杰等[10]发现盈余持续5年增长的公司比盈余未出现持续增长的公司具有更好的盈余持续性和更高的盈余反应系数,同时,盈余持续5年增长的公司中,收入带动盈余增长的公司比成本控制带动盈余增长的公司具有更好的盈余持续性和更高的盈余反应系数。彭韶兵、黄益建和赵根通过以我国2001—2006年期间上市公司为研究对象,发现企业成长性越好,应计利润的持续性越差。信息可靠性越高,会计盈余持续性越高,应计利润和现金收益整体对下一期的会计盈余预测能力越强,应计利润较现金收益的持续性差,且这种现象不因信息可靠性高或低而改变。张国清等[11]的研究表明,资产负债表项目的低可靠性导致盈余的低持续性,不可靠的应计项目导致盈余的低持续性,并且资本市场没有充分反映。从影响因素上看,张兰萍[12]认为,上市公司的盈余质量(高持续性)在很大程度上依赖主营业务的比重,其他方面的盈余具有不确定性,对公司的发展不起决定作用。不管在什么情况下,企业都要把发展主营业务作为公司的核心目标。

从以上文献中看出,大量的研究探讨了盈余持续性与公司价值显著关联性,尤其是各个盈余组成部分与公司价值的关联性,得出的主导结论是高持续性的盈余变化与低持续性的盈余变化相比,更能标明公司价值的改变。而对盈余持续性与公司治理的关系研究还不够深入,理论上说,良好的公司治理不但可以有效的对上市公司高管人员的行为进行监督,降低代理的成本,而且,也可以保证公司精干企业的主营业务,其重大投资决策都能得到有效贯彻实施,严控投资方向,专注优势产业和优势产品的发展,从而使得会计盈余更加持续。切实做到“自身不能掌控的高风险领域坚决不投,损毁股东价值的项目坚决不上[13]”的上市公司当然难能可贵,而这些都需要良好的公司治理进行保证,否则,将会影响到盈余的持续性。为此,本文提出以下模型来研究公司治理因素对会计盈余持续性的影响。良好的公司治理有利于创造和保持高持续性的盈余,相反,一个治理混乱的上市公司最终会反映到业绩上,使得会计盈余不可持续。

2 研究设计

2.1 研究模型

为了研究公司治理对会计盈余持续性的影响,建立以下多元模型:

其中:

α0为常数项(截距),表示模型中忽略的、均值不为零的、与OI有关的信息;

Y表示公司的营业利润占利润总额的比重,是会计盈余持续性的表征变量;

X1表示公司第一到第五大股东的持股比例,可以反映大股东持股的情况的影响;

X2表示独立董事的人数占董事总人数的比例,反映独立董事的职责履行情况的影响;

X3表示董事会年度内会议次数,反映出董事的勤勉性,因为公司治理的核心特征就是董事会,而董事会发挥作用的途径就是董事会议。通过设置这一变量,反映董事会会议次数对盈余持续性的影响;

X4为董事长和总经理的职位变量,为哑变量,两职合一为1,其他情况均为0;

X5为公司治理中战略委员会设置情况,设置为1,否则为0。

本文还设置了以下控制变量:

X6为公司规模控制变量,用期末资产的自然对数表示,控制公司规模差异的影响;

X7为净资产收益率控制变量,用净利润除以净资产计算,控制净资产收益率不同公司间的影响;

X8为资产负债率控制变量,用负债合计除以总资产;

ε为随机扰动项,表示盈余持续性的变动不能由回归模型进行解释的其他信息。

2.2 数据来源

本文选取了2009年的沪、深两市的A股上市公司,样本公司按照下列原则选取:①金融保险属于特殊行业,按照惯例剔除;②在2009年变量数据能够计算,并且齐全;在剔除了变量缺失的公司和金融及保险公司后,得到样本公司数1 710个,特别说明的是,本文没有剔除财务状况异常的ST类的公司,因为,这类公司的盈余持续性比较低,可能与其公司治理有着很大关联,为了保证结论更可靠,将其保留在样本中。模型中所需数据均来自ccer数据库,使用spss13.0及excel2003进行数据分析。

3 实证结果及分析

3.1 描述性统计

本文主要变量的描述性统计,如表1所示。

从表1可以看出,第一到第五大股东持股比例最小仅为0.066 813,最大为1,均值达到0.522 292 00,因此,这五大股东手中的票数是很多的,占有绝对比例,反映出我国的上市公司股权还是相对集中。独立董事比例的最小值为0,也就是说没有独立董事,均值为0.195 293 53,显然还是低于上市公司独立董事指导意见规定的三分之一。董事会会议次数反映董事的勤勉性,反映他们用于公司活动的时间和精力,最小值仅为1次,均值为8.391 228 07次,显然,均值越大,从一般水平上越能反映他们勤勉的履行工作,同时,其标准差较大,接近均值的50%,说明离散系数较大,反映出公司间董事的勤勉性程度差异较大。从dual变量的均值比较小,反映出两职分离情况较多。战略委员会的主要职责是对公司长期发展战略和重大投资决策进行研究并提出建议,对于创造和保持会计盈余持续性有重要作用。从样本数据来看,stry的均值比较理想,达到0.864 912 28,说明大部分上市公司均设置了战略委员会。虽然Roe变量的均值为负值,但通过分析样本发现,盈利公司的数量仍占绝对比重,资产负债率的水平达到0.696 507 44,总体负债水平比较高。同时,OI的均值达到0.665 245 22,说明总体上看,营业利润占利润总额的比重处于正常水平,但标准差比较大,说明公司间差异还是比较明显的。

3.2 相关性分析与检验

以营业利润所占比重OI为盈余持续性描述指标,以第一到第五大股东的持股比例One_five、独立董事的人数占董事总人数的比例Inde、董事会年度内会议次数Meeting、董事长和总经理的职位变量Dual和公司治理中战略委员为设置情况Stry为解释变量,以公司规模Size、净资产收益率Roe和资产负债率Alr为控制变量,进行了相关性分析,结果输出,如表2所示。

注:**相关系数在0.01水平上显著(双尾);*相关系数在0.05水平上显著(双尾)。

从表2中看出,第一到第五大股东持股比例与董事会会议次数、战略设置和资产负债率变量存在显著的负相关,与公司规模存在显著的正向关,说明持股比例高的情况下,越不利于董事更好的履行职责和战略设置,同时,持股比例高的公司资产负债率更低一些和表现为规模更大的公司。独立董事比例与两职合一正相关,与公司规模显著负相关,这说明,规模更大公司独立董事的比例越不理想。另外,董事会会议次数与两职合一负相关,与战略变量和公司规模显著正相关。说明在规模越大的公司,董事更加勤勉,而且两职合一情况下的公司独立董事比例更高,但是会议次数却显著减少,这说明,规模较小的上市公司的独立董事可能没有真正发挥作用,更多表现为一种摆设,这可能与其他学者实证研究的证据有关系,即上市公司董事会的监督功能存在一定程度的弱化,独立董事难以发挥作用[14]。公司治理变量中,只有one_five与OI是显著正相关的,其他相关性均不显著。控制变量中,只有规模是显著的,其他相关性均不显著。另外,注意到控制变量公司规模与公司治理变量(除stry变量)均存在显著的正相关或负相关关系。

3.3 回归分析与检验

我们对已经设置的模型利用样本数据进行了回归,以利于对会计盈余持续性影响因素的进一步分析。下面是回归结果,如表3和表4所示。

注:解释变量:资产负债率,两职变量,净资产收益率,第一到第五大股东持股比例,独立董事比例,战略设置变量,董事会议次数,公司规模。被解释变量:盈余持续性。

注:被解释变量:盈余持续性。

从表3可以看出,F值不是很大,模型的拟合程度较差,同时在90%的置信水平下勉强通过显著性检验。说明我们的模型总体上在所设置的影响因素框架下,解释和预测能力不是很好。这与前面的相关性分析的结论是一致的,因为公司治理变量中,只有one_five与OI是显著正相关的,其他相关性均不显著。从表4的回归系数值、T值和显著性水平可以看于零,显著性水平为0.064。从控制变量来看,公司规模对会计盈余持续性的影响高度显著,显著值为0.017,而其他变量从回归结果看均不显著,经过分析发现,这并不是模型的多重共线性导致的,从前面的相关性分析也能看出,这些除one_five之外的治理变量与OI变量相关性并不显著。以上这些结果说明,前五大股东的持股比例和公司规模显著影响公司会计盈余持续性。前五大股东持股比例越高,反映了公司的股权集中程度越高,越有利于会计盈余的持续,而且公司规模与前五大股东的持股比例显著正相关,在控制了公司规模后,前五大股东的持股比例的影响仍然是显著的。

4 结论

本文以沪深两市A股上市公司2009年数据为基础,考察了公司治理对企业会计盈余持续性的影响,通过这些最新数据进行研究后发现:股权结构特征对会计盈余的持续性有显著影响,尤其是股权集中程度对会计盈余的持续性有积极的影响作用。公司规模也是影响会计盈余持续性的重要因素。从我国的现状来看,上市公司多数是国有企业,其大部分股份是国家股和国有法人股,这些股份多数不能自由流通,虽然股权分置改革工作进行了多年,但一股独大现象仍然突出。由此可见,我国上市公司的股权集中程度是比较高的,同时股权程度比较集中的国有上市公司规模也相对较大,从样本提供的证据看,这些因素有利于会计盈余的持续性。而国资委2010年8月份最新发布的中央企业数据也支持我们这一结论,截至2010年6月30日,125户中央企业共计占有国有资本总额20 133.94亿元,较2008年增加1 947.53亿元,增长10.71%;中央企业户均占有国有资本额为161.07亿元,较上年增加38.19亿元,增长31.08%。由此可见,中央企业的国有资本正在向有竞争力的大企业集中,即中央企业资本更集中,规模更大。同时统计数据显示,中央企业剥离辅业、精干主业,不断提高核心竞争力。截至2009年底,中央企业按国有资本占有量计算的主业集中度平均水平为87.79%[15],主业集中度越高,对上市公司是一件好事,其盈余的持续性应该越好。但统计数据也显示,主业集中度比较高的行业和领域有电力、石油、石化等垄断行业,这些行业是我国上市公司的典型代表,而这些行业的盈余持续性是不是还有更深层次的影响因素和外部因素,有待我们进一步研究。

盈余管理与会计盈余质量 篇8

盈余管理是会计实务中普遍存在的现象, 但理论界对盈余管理的认识和定义并不统一。对于盈余管理, 理论上存在两种认识, 一种是盈余操纵观, 认为盈余管理是一定程度上的会计欺诈, 会破坏会计信息的客观性;另外一种是信号传递观, 认为盈余管理向外部传递了企业的内部信息, 有助于投资者客观判断企业的经营情况。

Scott (2003) 认为, 盈余管理是管理人员通过对会计政策的选择以实现某些特定目标的手段。Watts和Zimmerman (1986) 专门针对会计政策选择和盈余管理的动机进行了理论分析, 提出了著名的三大假设, 即分红计划假设、债务契约假设和政治成本假设, 成为以后该领域研究的重要标杆。在我国, 独特的经济环境与公司治理结构使得上市公司盈余管理的动机与西方发达国家有所不同, 规避证监会的监管制度, 取得融资与再融资资格以及保住上市公司的资质, 是我国上市公司盈余管理的主要动机 (蒋义宏, 1998;Haw, Qi, Wu和Zhang, 1998;孙铮、王跃堂, 1999;陈小悦、肖星、过晓燕, 2000;李增泉, 2001) 。

二、我国上市公司盈余管理存在的证据

本文采用实证研究方法检验上市公司盈余管理的存在性。样本选自1996年12月31日前上市, 各年度连续12个月有股票回报数据的非金融类A股上市公司, 数据来源于聚源数据库的上市公司年报, 统计处理采用stata10.0程序, 下同。

盈余管理的度量有多种方式, 本文采用夏立军 (2003) 证实的方法估计盈余管理程度。

使用Jones截面模型估计操控性应计利润 (DA, Discretionary Accruals) 的具体方法为:

模型中, TA1为第t年度应计总额;TA-ADt为第t年度线下项目前的总应计利润, 即扣除非经常性损益的应计总额, 非经常性损益主要包括减值、投资净收益以及营业外收支净额;At-1为第t年度期初总资产;ΔREVt为第t年度主营业务收入增长率;PPEt为第t年度固定资产价值;NDAt为第t年度非操控性应计利润;DAt为第t年度操控性应计利润。

使用夏立军 (2003) 模型估计1998-2010年操控性应计利润, 结果见表1。

操控性应计利润DA的描述性统计结果显示, 1998-2010年, 上市公司操控性应计利润均为负值, 而且2006年前呈现出明显的下降趋势 (2001年情况特殊, 见下文) , 2006年后则出现大幅度回升 (2008年情况特殊, 见下文) , 表明资产减值及其转回是形成操控性应计利润的主要原因 (包括“洗大澡”的因素) 。

2001年以前, 总体上, 上市公司的盈余管理程度较低, 2001年, 会计准则规定取消使用公允价值, 非货币性交易和债务重组收益也不再计入利润表, 同年《企业会计制度》出台, 扩大了资产减值的应用范围 (这些资产减值均可转回) , 这些政策对操控性应计利润影响较大, DA的均值、标准差、极值均出现大幅度变化, DA的均值在1%的水平上显著小于0, 表明上市公司开始系统性地出现盈余管理现象。2001年以后, 由于资产减值准备可以转回, 会计制度规定的资产减值具有了盈余管理色彩, 上市公司的盈余管理现象成为常态。2006年新会计准则规定长期资产减值不得转回, 对DA产生直接影响, 相应地, 2006、2007年DA一改之前年度的下降趋势, 连续上升, 2008年由于受到金融危机的影响, 企业业绩下降, 资产发生减值, DA再度下降 (这应当更多地体现为资产减值变化, 而不是盈余管理) , 之后, DA再度连续上升。这些结果充分表明, 上市公司盈余管理与会计管制和资本市场监管之间存在密切关系。

三、盈余管理如何影响会计信息质量:价值相关性的检验

在实证会计研究中, 会计信息质量指会计信息用于预测未来盈余或现金流量的能力, 预测力越强, 会计信息质量越好。价值相关性是会计信息质量的重要方面, 它是会计信息解释资本市场股票回报率的程度, 价值相关性越高, 会计信息的作用越大, 会计信息质量越高。

(一) 增量价值相关性检验

本文采用Brown, Lo和Lys (1999) 使用的Ohlson模型从增量价值相关性角度进行了检验, 为了多角度对比盈余管理对价值相关性的影响, 具体使用了以下两个模型:

其中, Pt、Pt-1为第t、t-1年个股可比价格, 均为下一年度4月30日的价格;EPSt为第t年每股收益, 以净利润除以年末总股本计算;BVPSt为第t年每股净资产的账面价值;DAt为第t年度资产规模调整后的操控性应计利润, 为分行业估计并且采用线下项目前总应计利润作为因变量估计特征参数的基本Jones截面模型估计值, 表示盈余管理的程度。

判断盈余管理影响价值相关性的标准:一是DA的回归系数α3显著不等于0;二是模型 (2) 的盈余反应系数ERC (的系数α1) 大于模型 (1) ;三是Vuong检验显著。Vuong检验是一个对比方程拟合程度 (Adj-R2) 是否相同的统计量, 用来检验当两个方程的其余解释变量相同 (相同总体) , 一个方程比另外一个方程多一个解释变量时, 这个解释变量是否具有显著作用, 本文中用于检验盈余管理指标DA对会计信息价值相关性的影响。

模型 (1) 和模型 (2) 的回归结果见表2。 (表见下页)

从模型 (2) 的回归结果看, 2001-2010年, DA的回归系数α3显著小于0 (2008和2009年受金融危机的影响, 表现异常) , 表明市场对上市公司盈余管理的定价总体为负, 具有一定识别盈余管理的能力。但在我国的资本市场上, 盈余管理不具有积极的“信号作用”, 更多表现为负面的“利润操纵”, 这一结果与相关研究的结论一致 (陈小悦、肖星、过晓燕, 2000;李增泉, 2001;蔡祥、张海燕, 2004;赵春光, 2006) 。

从模型 (1) 和模型 (2) 盈余反应系数ERC的对比看, 模型 (2) 的ERC大于模型 (1) , 表明盈余管理现象的存在以及市场能够识别盈余管理会在一定程度上提高会计信息的价值相关性, 从Vuong检验的结果看, 盈余管理提高会计信息价值相关性的程度十分有限。

(二) 盈余管理程度对价值相关性的影响

为了进一步研究盈余管理程度对价值相关性的影响, 本文采用分组方法进行检验, 各组分别运用模型 (2) 进行回归, 结果见表3。

从分组检验的结果看, 盈余管理程度对价值相关性影响明显, 且呈现“盈余管理程度越高, 价值相关性越低”的特征。具体看, 在操控性应计利润DA小于0的3个组, 价值相关性 (盈余反应系数ERC, 以盈余的回归系数α1表示) 随盈余管理程度的降低逐步增大, 第1组ERC为-0.878, 第2组ERC为-0.931, 第2组ERC为3.890;在DA大于0的2个组, ERC反映的价值相关性随盈余管理程度的增大而下降, 第4组ERC为6.049, 第5组ERC为3.242。在5个组中, 第4组的价值相关性最高, 具体分析DA可以发现, 这个组的DA大于0, 但与0很接近, 表明盈余管理程度低, 而且不存在通过“洗大澡”的资产减值方式进行盈余管理的情况, 因此, 资本市场对于这些上市公司会计信息的认可程度是最高的。

四、盈余管理如何影响会计信息质量:盈余持续性的检验

盈余持续性指当期盈余成为盈余时间序列永久性部分的程度, 如果当期盈余成为盈余时间序列永久性部分的程度越高, 其盈余持续性就越强, 会计信息质量就越高。

本文采用分组方法检验稳健主义与盈余持续性的关系。具体借鉴Sloan (1996) 一阶自回归模型, 每组分别进行盈余持续性检验, 模型形式为:

其中, 为t+1期盈余, 为t期盈余, 盈余以净资产报酬率ROA表示。

盈余持续性的判断标准为:β1显著为正, 越接近1, 表示盈余持续性越强。 (β1) 一阶自回归模型结果见表4。

说明:括号中的数据表示标准差, ***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

从模型 (3) 的回归结果看, 盈余管理对盈余持续性存在明显的影响, 随着操控性应计利润DA增大, 盈余持续性 (以β1表示) 不断下降:在DA最低的第1组, 盈余持续性最高, 为0.776, 表示本期的盈余有77.6%延续到下一期, 而在DA最高的第5组, β1为0.289, 表明本期的盈余仅有28.9%能够延续到下一期。这一结果充分体现了盈余管理具有反转的特点:前期降低会计利润的盈余管理, 由于反转, 使下一期盈余增大, 导致了较高的盈余持续性;相反, 前期提升会计利润的盈余管理, 由于反转, 使下一期盈余降低, 导致盈余持续性下降。

五、结论

盈余管理是会计理论的研究内容之一, 也是影响会计盈余的重要因素。本文以1998-2010年中国A股上市公司的年报数据为基础, 从3个方面考察了中国会计的盈余管理:1.盈余管理的存在性;2.盈余管理对上市公司会计信息价值相关性的影响;3.盈余管理对上市公司盈余持续性的影响, 得到以下结论:一是2001年会计改革以后, 上市公司的盈余管理现象成为常态, 充分表明上市公司盈余管理与会计管制和资本市场监管之间存在密切关系;二是市场对上市公司盈余管理的定价总体为负, 表明市场具有一定识别盈余管理的能力, 但在我国的资本市场上, 盈余管理更多表现为负面的“利润操纵”, 因此, 对于盈余管理程度低的上市公司的会计信息, 资本市场的认可程度最高;三是盈余管理程度对价值相关性影响明显, 且呈现“盈余管理程度越高, 价值相关性越低”的特征。盈余管理对盈余持续性存在明显的影响, 随着操控性应计利润DA增大, 盈余持续性不断下降, 充分体现了盈余管理具有反转的特点。

上述研究结论具有以下政策意义:

第一, 市场对盈余管理进行了单独定价, 但体现为负相关关系, 表明我国上市公司的盈余管理不具有积极的“信号效应”, 因此, 在完善上市公司财务报告的过程中, 应当持续关注利润操纵空间问题, 具体地, 应当密切关注新《企业会计准则》在公允价值使用和会计职业判断空间方面引发的盈余管理问题, 尽可能降低盈余管理对财务报告价值相关性的侵蚀。同时, 这也从一个侧面表明, 《企业会计准则——资产减值》中“长期资产减值准备不予转回”的规定对提升财务报告的价值相关性具有积极的意义;第二, 现阶段的会计改革应当考虑缩小盈余管理空间, 随着资本市场的逐步成熟和上市公司会计行为的日益规范, 当盈余管理的“信号效应”能够发挥积极作用时, 再合理赋予上市公司一定的会计政策自由裁量权。

参考文献

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[10]Schipper, K., 1989.Commentary on Earnings Manage-ment.Accounting Horizons 3:91-102

会计盈余持续性 篇9

一、研究假设

1. 文献回顾。

在国外相关文献中, Ball和Brown (1968) 对纽约证券交易所的261家上市公司从1946~1965年会计盈余信息披露前12个月到披露后6个月的股价进行经验研究, 发现会计盈余变动的符号与股票非正常报酬率的符号之间存在显著的统计相关性。这是自有资本市场以来, 第一个发现会计盈余具有信息含量的系统性研究。Beaver、Clarke和Wright (1979) 等也通过研究证明了会计盈余信息的披露的确向市场传递了有用的信息。Easton和Harris (1991) 在分析了基于账面价值的计价模型和基于市场价值的计价模型之后, 分别比较研究了盈余水平和盈余变化对这些样本股票报酬的解释能力, 运用回归分析法分析了股票报酬与盈余变化之间的相关关系, 发现股票报酬与盈余变化存在更强的相关关系。随后, 研究人员又转向于研究市场对会计盈余信息的不同反应, 即盈余反应系数 (ERC) 的研究。Kormendi和Lipe (1987) 提供的证据表明, 非期望的当期盈利变动的持续性越强, ERC值越高。Lev (1993) 根据财务分析人员评估盈余质量的12条基本原则, 给每个样本公司的原则分别赋值1分或0分, 以其分数总和来衡量盈余质量, 并将样本公司分为五组, 最后运用回归分析法给每个样本组估计一个平均ERC值, 发现盈余质量越高的样本组, 其ERC值也越高。

在国内相关文献中, 最早运用严谨的科学方法对会计盈余信息价值相关性进行实证研究的是赵宇龙 (1998) 。他对沪市123家上市公司1994~1996年共369个会计盈余披露日前后各8周的股票非正常报酬率的符号与当年未预期会计盈余变动的符号之间的相关性进行实证检验, 发现会计盈余信息的披露伴随着股票非正常报酬率同方向、同性质的变动, 这说明会计盈余信息及其披露对投资者的投资决策和交易行为产生了实质性的影响。陈晓、陈小悦和刘钊 (1999) 以沪深两市261家上市公司1994~1997年年报的764个公告数据, 在交易量分析的基础上, 运用回归分析法检验了盈余信息的有用性。柳木华 (2003) 仿用Lev (1993) 的研究方法, 利用沪深股市1995~1999年公布的上市公司财务报告相关数据对盈余质量计量与市场反应的关系进行了实证研究。研究结果表明, 市场反应与基于财务报告的盈余质量计量正相关, 即盈余质量高的样本组的ERC值比盈余质量低的样本组的ERC值大。

2. 研究假设。

本文主要研究盈余质量对会计盈余信息价值相关性的影响, 价值相关性研究经常采用的是Easton和Harris (1991) 提出的收益模型。市场反应是投资者的群体行为, 是市场上所有投资者反应的集合, 具体表现为股价波动。由于盈余质量的不同, 同样盈余水平或相同的未预期盈余的股票的价格波动不尽一致, 市场表现为对某种股票或某类股票的ERC值的不同。盈余质量高的公司的ERC值应该比盈余质量低的公司的ERC值大, 投资者要更依赖于会计盈余。由此, 我们提出如下研究假设:盈余质量与会计盈余信息价值相关性正相关, 盈余质量好的公司价值相关性比盈余质量差的公司价值相关性强。

二、研究设计

1. 盈余质量的计量。

盈余质量能够反映盈余的确认是否同时伴随相应的现金流入。储一昀和王安武 (2000) 提出, 只有伴随现金流入的盈利才具有较高质量, 具体表现为以权责发生制为基础计算的有关盈利指标数值与以收付实现制为基础计算的有关盈利指标数值的差异程度, 一般而言, 这一差异越小, 盈利质量就越高。

Jones (1991) 验证了应计项目回归残差可以用来反映盈余管理的程度, 盈余管理程度又被认为与盈余质量呈反向相关。Jones模型以盈余质量为出发点, 经过盈余管理环节, 最终又回到盈余质量, 该模型后来被大量用于盈余管理的识别和评价, 其从会计报表视角关注盈余质量的研究思路也被后人以不同的方式传承下来。Sloan (1996) 认为会计盈余是由两部分构成的, 即提供可靠且相关的现金流量信息部分和应计项目部分, 所以应计项目水平可以作为盈余质量的表征变量。此外, 他还发现会计盈余的应计和现金流量部分都没有很好地和未来股票价格相关, 并怀疑这可能是由于公司盈余管理导致了盈余质量不高所致。Haw (1998) 对中国证券市场进行的经验研究也表明, 上市公司主要是通过操纵“线下项目”, 即对投资收益和营业外收支等非经常性利润项目进行盈余管理, 以达到证监会的配股条件。

王周伟和邬展霞 (2006) 认为可以用回归方程的残差来衡量盈余质量。在回归模型中, 应计质量事实上是作为应计制下的盈余与真实的“会计基础”盈余之间的误差项来加以反映的。所以, 应计质量是与真实性相关的, 可以成为盈余可靠性的计量指标。

根据前文所述盈余质量的定义与分析和Haw (1998) 的研究可知, 通过考察盈余管理的程度可以直观地衡量会计盈余的质量, 本文将以DA作为评价盈余质量的指标来研究盈余质量差异对会计盈余信息价值相关性的影响。

夏立军 (2003) 对我国上市公司的利润表和现金流量表进行了解析, 并对多个盈余管理计量模型及其调整模型在我国证券市场上的使用效果进行了比较。结果发现, 在我国证券市场上, 使用横截面样本数据并分行业估计的Jones模型经过一定调整后能够较好地揭示盈余管理的程度。因此, 本文将使用调整后的Jones模型来衡量盈余管理的程度, 模型如下:

其中:DAi为经过上期期末总资产调整后的公司i的当期非正常应计利润, 代表公司盈余管理的程度;TAi为公司i的包含线下项目的总应计利润, 即TA=NI (净利润) -CFO (经营活动现金流量净额) ;Ai为公司i上期期末总资产。

NDAi为经过上期期末总资产调整后的公司i的正常应计利润, 根据方程 (2) 计算得出:

NDAi=α1 (1/Ai) +α2 (荭REVi/Ai) +α3 (PPEi/Ai) (2)

其中:荭REVi为公司i当期主营业务收入和上期主营业务收入的差额;PPEi为公司i当期期末厂房、设备等固定资产原值。

从理论上讲, 在计算正常应计利润时, 使用行业数据估计出的行业特征参数要比使用样本数据估计出的总体特征参数的效果好。因为行业内公司之间具有更多的同质性, 所以假定“同一行业不同公司具有类似的主导变量与应计利润之间的关系”比假定“所有不同行业的样本公司具有类似的主导变量与应计利润之间的关系”更为合理。

夏立军 (2003) 认为分行业估计正常应计利润的效果较好。因此, 为了保证足够的样本量, 同时能够体现分行业估计特征, 本文在回归模型中引入行业虚拟变量作为控制变量, α1、α2、α3是行业特征参数, 这些行业特征参数的估计值可根据方程 (3) 运用经过不同行业分组的数据进行回归取得:

其中:a1、a2、a3为α1、α2、α3的OLS估计值;GAi为公司i的线下项目前总应计利润, 即GA=EBXI (经营利润) -CFO (经营活动现金流量净额) ;εi为剩余项, 代表各公司线下项目前总应计利润中的非正常应计利润, 其他变量含义同前。

国外主流的盈余质量评估都是基于时间序列的。即对于面板数据, 盈余质量的评估值为公司应计利润分离估计残差的标准差, 其移动计算的时间窗一般为10年。这个标准差越大 (或越小) , 盈余质量评估值越大 (或越小) , 则盈余质量越差 (或越好) 。由于我国股市寿命还较短, 只适合采取横截面样本数据估计盈余质量指标 (王周伟、邬展霞, 2006) 。对于横截面样本数据, 本文盈余质量指标评估值采用DAi的绝对值取中位数的方式计算, 如果某一公司DAi绝对值在中位数之下, 则认为该公司的盈余质量好;如果某一公司DAi绝对值在中位数之上, 则认为该公司的盈余质量差。

2. 具体模型的设计。

资本市场环境下实证会计研究的主要范畴之一是研究财务指标与公司价值之间的相关性。Holthausen和Watts (2001) 把盈余信息价值相关性研究分为相对关联研究、增量关联研究和边际信息含量研究 (基于事件研究) 。有些学者也把相对关联研究与增量关联研究称之为相对信息含量研究与增量信息含量研究。

Easton和Harris (1991) 提出的收益模型是目前比较受研究者青睐的盈余信息价值相关性研究模型。收益模型可以说明公司股东在一段时间内的原始报酬率与该时间段内公司的收益水平以及收益变动均相关。一般来说, 使用价格模型和收益模型都可能得到合适的结果, 但相较而言, 收益模型能更好地克服规模和异方差的影响, 因此本文以收益模型为基本分析模型:

为了衡量盈余质量指标的变动, 本文设立虚拟变量D, 当盈余质量好时取1, 反之取0。模型变化为:

以上模型中各变量定义如表1所示。

3. 样本选择和数据描述。

本文选取了2007年沪深两市1 661家上市公司作为初选样本, 所有数据均来自色诺芬 (CCER) 数据库, 选取样本遵循如下原则:①2006年和2007年财务数据、2006年5月到2007年4月市场收益数据完整的上市公司;②剔除金融保险业上市公司;③剔除审计意见为“否定意见”和“无法表示意见”的公司;④模型所需财务数据和市场数据都有的上市公司。经过①、②、③步筛选出1 207家样本公司的数据用于计算盈余质量。根据中国证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》对样本公司进行分类, 初步样本公司在各行业的分布如表2所示:

注:因C2行业仅有2家公司, 本文将其合并到C9行业中。

计算盈余质量后再经步骤④最终获得1 186个样本, 样本各变量统计数据如表3所示:

本文研究所使用的基本数据处理使用了Excel软件, 变量回归分析使用了SPSS统计软件。

从表3中的数据我们可以看出, 盈余水平的平均值为0.010 429, 但收益变化平均值却为-0.000 066。非正常应计利润绝对值的最小值为0, 最大值为0.651 82, 正向盈余管理公司组的DA标准差为0.079 03, 比负向盈余管理公司组的DA标准差 (0.091 29) 小。

三、实证检验结果及解释

根据方程 (3) 计算行业特征参数α1、α2、α3, 计算结果如表4所示。

将表3中的数据代入方程 (1) 、 (2) 计算出非正常应计利润, 分情况计算盈余质量:对全样本的非正常应计利润取绝对值, 然后以中位数为标准划分出盈余质量好与盈余质量差的公司, 分别赋予D值1或0。分组后对样本进行基本收益模型分析和加入盈余质量虚拟变量后的收益模型分析, 结果如表5所示。β1和β2表示的是盈余质量差的公司的盈余水平和盈余变化变量的回归系数;β1+β3和β2+β4表示的是盈余质量好的公司盈余水平和盈余变化变量的回归系数;β3+β4表示的是盈余质量好的公司与盈余质量差的公司整体上盈余反应系数的差别。

注:括号内为t值, ***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。β1+β3、β2+β4的检验为局部F检验, 经过换算可用t检验表示。

从检验结果可以看出, 模型的拟合效果比较好。对照Ball和Brown (1968) 、陈晓 (1999) 等的国际国内比较研究结果, 就本文的样本来看, 我国上市公司会计盈余信息价值相关性比较高。

从模型4我们可以看出, 模型中的β1、β2都显著, 这说明在我国上市公司中, 会计盈余水平和盈余变化具有很显著的价值相关性。盈余水平变量的系数为正, 说明盈余水平跟投资收益率呈正相关关系;盈余变化变量的系数为负, 说明盈余变化跟投资收益率呈负相关关系。

从模型5我们可以看出, β3+β4为0.858, 在5%的水平下显著为正, 说明盈余质量好的公司ERC值比盈余质量差的公司ERC值大, 投资者更依赖于盈余质量好的公司的会计盈余信息, 这说明本文假设得到了支持。β2和β2+β4并不显著, 而β1和β1+β3在1%的水平下显著为正, 且β1+β3为2.727, 大于β1 (1.768) , 这说明盈余水平对股票收益的解释能力要强于盈余变化对股票收益的解释能力, 且盈余质量好的公司盈余水平的解释能力要高于盈余质量差的公司盈余水平的解释能力。

如果公司对会计报表进行正向的盈余管理, 说明公司对当前盈余水平在市场上的信心不足, 或带有其他调高会计盈余的目的;如果公司进行负向的盈余管理, 说明公司由于各方面原因要将会计盈余调低, 所以本文将样本分为正向盈余管理公司组和负向盈余管理公司组, 以更深入地探讨盈余质量和会计盈余信息之间的关系。

本文按照非正常应计利润的正负将样本公司分为正向盈余管理公司组和负向盈余管理公司组。样本中有576家盈余质量好的公司, 610家盈余质量差的公司。进行正向盈余管理的公司有577家, 其中有290家盈余质量好的公司;进行负向盈余管理的公司有609家, 其中有308家盈余质量好的公司, 具体回归结果如表6所示:

从分组样本来看, 进行负向盈余管理的公司的R2比进行正向盈余管理的公司的R2要高出5.4%~7.1%。但两组样本β3+β4都不显著, 说明从整体上来看无法解释本文假设是否成立。β2和β2+β4都不显著, 说明无论是对正向盈余管理的公司还是对负向盈余管理的公司来说, 盈余质量的好与差对盈余变化的ERC值没有显著影响。两组样本的β1和β1+β3都显著为正, 但正向盈余管理公司组中β1+β3 (2.962) 略大于β1 (2.922) , 而负向盈余管理公司组中β1+β3 (1.766) 小于β1 (3.077) , 说明在进行正向盈余管理的公司中, 盈余质量好且较少进行盈余管理的公司的盈余水平价值相关性要比盈余质量差且经常进行盈余管理的公司盈余水平价值相关性高;在进行负向盈余管理的公司中, 盈余质量差且经常进行盈余管理的公司的盈余水平价值相关性要比盈余质量好且较少进行盈余管理的公司盈余水平价值相关性高。

四、结论

本文以非正常应计利润作为盈余质量的替代指标, 分析了盈余质量与会计盈余信息之间的关系。实证研究结果显示:在我国上市公司中, 会计盈余水平和盈余变化具有显著的价值相关性。盈余水平跟投资收益率呈正相关关系, 盈余变化跟投资收益率呈负相关关系。当把盈余质量作为交叉项代入收益模型时, 我们可以发现, 盈余质量好的公司比盈余质量差的公司盈余反应系数大, 投资者更依赖于盈余质量好的公司的会计盈余信息;盈余水平对股票收益的解释能力要强于盈余变化对股票收益的解释能力, 且盈余质量好的公司盈余水平的解释能力要高于盈余质量差的公司盈余水平的解释能力。当样本分为正向和负向盈余管理的公司时, 结果却不显著, 这可能和我国复杂的股票市场现状有关。好的会计盈余质量能够帮助投资者了解上市公司的财务状况, 这时, 投资者做投资决策时更依赖于会计盈余。但当市场有效性较低时, 投资者就不能利用会计盈余信息进行决策, 而是仍关注“消息”, 这势必降低公司提供高质量盈余信息的积极性, 如此恶性循环, 证券市场仍将是投机市场, 而不能称之为投资市场。

参考文献

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