会计实证研究模板(10篇)

导言：作为写作爱好者，不可错过为您精心挑选的10篇会计实证研究，它们将为您的写作提供全新的视角，我们衷心期待您的阅读，并希望这些内容能为您提供灵感和参考。

篇1

（一）西方会计学规范研究方法发展与实践。Sprague的《账户原理》（1908）和Paton的《会计理论》（1922）的出版标志着会计理论研究方法正式涉足会计领域。之后，Littleton的《二十世纪前的会计发展》（1933）、Sweeney的《稳定币值会计》（1936）、Mac Neal的《会计中的真实性》（1939）、Paton和Littleton的《公司会计准则绪论》（1940）、Littleton的《会计理论结构》（1953）、Edwards和Bell的《企业收益的理论及其计量》（1961）等一大批优秀的规范会计理论著作相继发表。这些文章所采用的研究方法通常被称为传统研究方法，就是本文所讨论的规范研究方法。运用此方法进行会计研究时的基本思路与流程为：提出问题，搜集、梳理文献，归纳、提炼出（规范）会计理论。

（二）西方会计学实证研究方法发展与实践。会计实证研究方法的出现打破了在会计研究方法方面规范研究方法一枝独秀的局面。会计实证研究方法并不是会计界的首创。受到自然哲学界证伪主义的影响，经济学研究兴起了经济实证研究思潮；之后在会计学领域，国外一些年轻学者受到经济实证研究思潮的感染，将这种定量研究方法运用到会计领域当中，会计实证研究方法应运而生，而后涌现出大量优秀的实证研究成果，并成为80年代西方会计研究的主流方法。西方国家自由的市场经济和开放的社会文化为实证研究方法的成长提供了优渥的社会土壤。实证研究的基本框架及流程是：提出假设，收集样本、建模，最终通过统计分析得出结论。1968年，Ball和Brown发表的《会计收益数据的经验性评价》一文中首先使用了实证研究方法，打开了西方会计实证研究的大门。实证研究方法的出现拓宽了会计领域的研究思路，会计研究拓展到市场研究和行为研究等领域，大大充实了会计理论体系的内容。到目前为止，实证研究方法凭借自身的逻辑性、预测效应在西方会计研究方法中占主导地位。当然，实证研究的发展也受到自身研究模式的限制：研究结论均建立在一定的假设条件之下，缺失必然性，需要更多的增量证据支撑。为了更好地解决这些限制性条件，研究者们不断补充知识，将心理学、行为学等学科运用到会计研究领域，不断完善会计理论。

（三）会计学实证研究和规范研究的区别与联系。两种研究方法的区别在于：会计规范研究探究的是会计及会计体系各模块“应该是什么”，这一研究角度需要进行价值判断，用于会计现象描述，例如描述如何定义负债；会计实证研究则侧重“是什么”，基本不需要价值判断，其主要应用于对会计现象的诠释、预测，例如诠释和预测新会计准则实施后公司高层的反应。

自实证研究方法在会计领域应用以来，“选用何种研究方法进行会计研究”在会计界一直争论不下，各派学者各抒己见。新兴会计实证研究者批判传统研究方法对价值判断依赖过重，而忽视了实践对已存在会计理论检验的必要性；过于关注规范性命题，致力于探究会计及会计体系各模块“应该是什么”，这一方法无法做到对自身科学性进行检验，对所得出的会计结论缺乏充分恰当的解释力与预测力。当然，会计规范研究者也对会计实证研究方法进行了猛烈的还击。会计规范研究者认为价值判断虽然过于主观，但是科研就是需要研究者们对不同的会计现象表达自身看法，进行主观判断，是无法从会计研究过程中摘除的，然而会计实证研究不考虑价值判断，只聚焦于“是什么”的问题；研究过程采用数学模型，抓住细枝末节的问题玩数字游戏，得出的结果多是大家能观察到的结论，对整个会计理论体系的建设与完善意义不大。笔者认为，虽然这两种研究方法的关注点不一样，但其关系不应该是互斥的，相反两者应达到协同效应。在平时的会计研究工作中，会计规范研究应当为会计实证研究提供坚实的理论基础，相应的会计实证研究应通过实践对会计规范研究的理论成果进行检验。

（四）我国会计学理论研究方法的发展。在特殊的国情背景下，我国会计理论研究起步明显晚于西方。改革开放以后，会计理论研究迎来了春天，涌现出不少关于会计本质、职能、对象、目标等问题的著作，然而专门研究会计研究方法的文献成果却不多。

20世纪90年代初，我国会计学界才开始普遍注意到会计理论研究方法运用的问题。徐兴恩先生在1991年发表《论会计研究的方法》一文后各杂志期刊开始陆续有此类文章出现。规范研究方法是我国早期会计理论主要研究方法，且研究方法的应用与基本理论研究应该是同时进行的，只不过当时没有规范的定义和系统的体系。

1988年，学者裘宗舜、王平发表了《会计改革若干问题――一张有意义的社会问卷调查表》，文章首次引用了实证研究方法，但是此后运用实证研究方法的文章依然屈指可数。直到1996年，沈义峰先生在《会计研究》杂志上发表了《会计信息披露和我国股票市场半强势有效性的实证分析》之后，才陆陆续续有一些针对实证研究方法的介绍性文章在《会计研究》上发表。直到现在，我国会计研究领域对实证研究方法的运用情况也不像西方国家那样普遍与娴熟，规范研究方法在会计研究中仍然占主导地位。这可能是因为我国会计界在认识上对其有一些偏差，认为其或是搞数据分析，或是搞问卷调查，这些理解不够全面。实证研究固然以数据分析为基本特征，但其完整的过程还包括“对本身质量的分析”。之前我国计算机技术未普及、市场经济不发达、研究数据不可信，科研条件受到限制。现在许多具有理工科背景的研究人员加入到了会计研究领域，为会计研究队伍注入了新鲜血液，计算机技术及其信息处理技术在我国的运用与普及也为实证研究提供了技术支持。

二、对我国会计学研究方法合理运用的建议

会计学理论研究方法从出现发展到现在取得了丰硕的科研成果，但是在我国的运用与发展并不十分理想，在此笔者提出一些建议，供参考。

篇2

中图分类号:F23文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)24-0087-02

盈余管理是国外20世纪80年代后期兴起的实证会计研究的一个重要领域。对盈余管理的研究有助于会计准则制定者和监管者评估盈余管理的普遍性影响和财务报告总体上的真实性,改善公司的治理结构。为了约束上市公司的盈余管理,规范上市公司市场,财政部从20世纪90 年代初开始,先后五次修订了会计准则;2006年修改的会计准则于2007年1月1日在上市公司中率先执行。这是中国会计准则历程上的一个里程碑,准则从存货计价方法选择、资产减值、合并报表等方面遏制了上市公司盈余管理的空间,同时又在债务重组、非货币易等方面引入了公允价值,这给上市公司的盈余管理扩大了空间。这个准则制定时,制定者们就设法在会计选择和盈余管理两者间找到平衡点,希望在扩大会计选择范围的同时控制盈余管理行为的发生。目前这个会计准则的实施已经有三年多的时间,文章试图从实证研究的角度对该会计准则实施后对上市盈余管理的影响作一个较全面的概述,以期能对盈余管理的进一步研究起个抛砖引玉的作用。

一、盈余管理的定义

国内外许多学者曾从多个角度对盈余管理进行界定。其中最有代表性的是Schipper、Healy 和Walhen、Scott。Schipper认为盈余管理是企业管理人员为了获得某种私人利益通过有目的地控制对外财务报告的过程所进行的披露管理;Healy 和Walhen则指出,盈余管理发生在管理当局运用职业判断编制财务报告和规划交易以变更财务报告时,旨在误导那些以公司的经济业绩为基础的利益关系人的决策或者影响那些以会计报告数字为基础的契约的后果。而Scott认为,对于盈余管理可以从相辅相成的两方面进行认识。首先,可以把它看做是经营者为了在报酬合同、借款合同以及政治成本中达到自身效用最大化,而采取的一种机会主义行为。其次,还可以从有效契约观的角度来分析盈余管理,即公司在面临突发性事件时,盈余管理可以为经营者提供一定的空间,以保护自身及企业的利益,维护契约各方的利益。国内研究中,大部分学者认为,盈余管理是企业管理人员在会计准则允许的范围之内,为了实现自身效用的最大化或企业价值的最大化而作出的会计选择。

二、盈余管理研究方法

国外学者在进行盈余管理实证研究时,主要的计量方法大体上分为三类,分别是应计项目分离法、特定项目法和分布检测法,这些方法各有优缺点和侧重点。

在国外,最常用的方法是应计利润分离法。在应计利润法中,将应计利润分为操纵性应计利润和非操纵性应计利润两部分,并通过各种回归模型对非操纵性应计利润进行估计。一般认为,管理者主要是利用操纵性应计利润进行盈余管理,因此可用操纵性应计利润来衡量盈余管理的大小和程度。但由于操纵性应计利润具有不可观测性,所以只能通过模型计算出非操纵性应计利润,从而间接求出操控性应计利润的大小。目前常用的计算非操纵性应计利润的模型主要有:(1)Healy模型(1985);(2)DeAnglo模型(1986);(3)Jones模型(1991);(4)修正的Jones模型(1995);(5)截面Jones模型(1994);(6)截面修正的Jones模型。在上述模型中,有些属于时间序列模型(如前4个模型),另一些则是截面模型。使用时间序列模型需要较长时间的数据,同时假定样本公司在估计期内没有系统性的盈余管理;截面模型则假定样本公司与同行业的配对公司无显著差异,这些假设并非对所有样本都成立。

由于应计利润分离法存在着明显缺陷,许多学者研究了公司是否通过特定的应计项目进行盈余管理。这种方法通常用于研究某个或某些特定的行业,如,银行业中的贷款损失准备、保险公司的索赔准备等。通过对具体项目的检验,研究者可以为准则制定机构改进具体项目准则提供依据。

另一种方法则是分布检验法。这种方法是通过研究盈余是否连续分布来判断公司盈余管理与否。这种方法可以避免总体应计模型和特定应计模型在统计上的一些缺陷,近年来,得到了许多研究盈余管理的会计学者的青睐。其缺点在于无法获得公司进行盈余管理的手段和程度。

三、2007年会计准则下上市公司盈余管理实证研究结果回顾

可以将中国目前针对2007年会计准则实施后对上市公司盈余管理影响的实证研究分为两大块:第一块是分析会计准则总体对盈余管理的影响;第二块是分析具体会计准则对盈余管理的影响。而中国目前更多的研究是集中在第一块内容上,而且使用较多的研究方法是应计利润法。

1.会计准则总体对盈余管理的影响

会计准则总体对上市公司盈余管理影响的实证研究中,有学者得到2007年会计准则的实施对上市公司盈余管理行为有了抑制作用的结论。最早对上市公司盈余管理进行实证研究的是刘英男、王丽萍。他们以深市 475 家上市公司为样本,将其 2005年、2006年 和 2007年三年的半年报为研究对象,采用截面修正的Jones模型和T检验的方法验证新会计准则是否对盈余管理起到了有效抑制作用。如果2007 年盈余管理水平低于2006 年,则说明新准则缩小了盈余管理空间;反之,则说明新准则没有起到有效抑制作用。结果发现,2006年可操纵性应计利润平均值为- 233 078 102.89,远远高于 2007 年均值- 426 543 552.43。也就是说新会计准则的实施使上市公司盈余管理行为得到了有效抑制。新会计准则能够缩小上市公司盈余管理空间,说明此次颁布实施的新会计准则有利于增强会计信息的可靠性,是高质量的会计准则。但是该研究无论是在样本选择上存在一定问题,样本方面仅仅选择深圳上市的公司,而且所用的数据全是半年报,半年报未经会计师事务所审计,有关数据的真实性让人质疑。

针对上述的不足,王勇2009年也使用截面修正 Jones模型对沪深两地1 154家上市公司进行检验,结果发现虽然2007年可操纵应计利润均值高于2006年均值,但两年可操纵应计利润中位数均约为 0.009,而且在对可操纵应计利润均值是否为0的T检验中,2007年可操纵应计利润显著为0,而2006年不显著,从而得到新会计准则实施后,盈余管理空间降低的结论。实施后总应计利润显著低于实施前,新准则的实施显著降低了上市公司可操纵应计利润水平。新准则的实施对盈余管理行为起到了一定抑制作用,缩小了盈余管理空间。

也有学者以特殊的上市公司为样本进行实证研究。如王建刚,刘庆艳(2009)采用截面修正的 Jones模型对2006年度财务报告被出具非标准无保留审计意见的上市公司为样本进行检验,发现2007年度全部样本公司的操纵性应计利润的均值为- 0.05,2006年度全部样本公司的操纵性应计利润的均值为- 0.15。结果表明,中国的新会计准则从整体上看,较之旧会计准则对上市公司的盈余管理行为并没有起到明显的抑制作用,但是作者也没有找到明显证据表明新会计准则扩大了上市公司盈余管理的空间。由于该研究是以2006年度出具无保留审计意见的上市公司为样本,因此在样本的选择上有一定的局限性。

通过以上的实证研究可以看出,新会计准则的实施确实对于上市公司的盈余管理有了一定的抑制作用,并缩小了盈余管理的空间。因此,在再次修改会计政策时应保持或进一步深化。但是上述研究都是通过计算可操纵应计利润水平,从而分析新会计准则对盈余管理的影响,并没有针对新会计准则中的具体变化进行分析。

2.具体会计准则对盈余管理的影响

闫露(2009),采用分布检验法以在2007年发生了债务重组损益的312家上市公司为样本进行检验,结论表明:2007年发生债务重组收益的上市公司利用新债务重组准则的实施进行了盈余管理;特征变量差异检验结果的结果来看,发生债务重组的上市公司,大多是扭亏公司和 ST公司,并在当年更换了会计师事务所;这在一定程度上说明为了满足证券监管以及避免违反债务契约,中国上市公司确实存在利用新重组准则进行盈余管理的动机,且总体上为了满足证券监管而管理盈余的可能性较大。也就是说,从实证的角度也说明新债务重组准则加大了上市公司盈余管理的空间。

颜梦宏、傅蕴英(2009),沿用Beidleman的观点,先计算将平滑标的和有平滑潜力的变量去掉时间趋势后的残值,再检验其相关性。最后得出,盈利公司存在收益平滑和利润最大化的盈余管理表现形式;盈利公司主要通过管理费用和营业外支出变量来实现收益平滑,通过投资收入和营业外收入来实现利润最大化;中国盈利公司盈余管理的行业特征不是很明显,没有哪一行业所有变量的变动都是促进或阻碍净利润的波动的。从而说明新《资产减值》准则禁止长期资产在处置前将资产减值准备转回,从而减少了通过管理费、投资收入用和营业外收支进行收益平滑和利润最大化的可能性。但这种结论仅仅是在原有的实证结果基础上推导而出,并没有利用新准则实施后的相关结果进行说明。

四、结束语及研究展望

总的来说,从实证角度说明了,新会计准则的实施确实对于上市公司的盈余管理有了一定的抑制作用,并缩小了盈余管理的空间。由于会计准则的实施年限比较短,以上的研究时限相对也较短。就具体会计准则对上市公司的影响,目前并没有太多的研究。会计准则是由一系列具体会计准则构成,而具体会计准则的颁布实施对上市公司盈余管理的具体影响仍是我们需要深化研究的领域。

参考文献:

[1]财政部会计司编写组.企业会计准则讲解[M].北京:人民出版社,2007.

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一、文献综述

会计准则国际化经济后果就是在会计准则国际化过程中对各利益主体产生的经济影响以及各利益主体为获取最大利益而采取的一切行为,是会计准则经济后果在国际层面的延伸。从欧盟、美国和澳大利亚等国采纳IFRS的现状以及积极参与IFRS制定的行为可以看出,各国虽然在具体做法上有所不同,但对于会计准则国际化经济后果的考虑却是相同的,都是在会计准则国际化的必然趋势下,力争最大化其净收益。

国内有关会计准则国际化经济后果的研究已经取得了一些成果,但进行系统研究的还为数不多,主要的研究文献有:

曲晓辉(2001)和陈瑜(2003)以会计准则经济后果为基础对会计准则国际化的利益关系进行了探讨,论述了会计准则国际化经济后果存在的必要性,分析西方发达国家在积极参与IASB、IFRS制定过程中为争取集团利益而行的各种政治活动。

陈瑜(2005)应用博弈论等经济学和政治学的有关理论,深入阐释了会计准则国际化的实质及其现实状况,对会计国际化的经济后果进行阐述,提出将会计国际化的经济后果划分为“相对收益”和“绝对收益”的概念,并对其内容进行详细分析,是会计准则国际化经济后果研究取得的一大进步。

王桂萍(2006)提出将会计国际化的经济后果划分为收益和成本两部分,使之更符合会计的概念,并能更直观地分析各国参与会计国际化的经济后果。

由此可以看出国内外会计准则国际化进程中都体现了会计准则国际化经济后果的思想,也对其进行了一定的研究,但是不系统,更缺少定量研究。笔者在2003年第一次提出会计准则国际化经济后果的概念,并在博士毕业论文《我国会计准则国际经济后果研究》(2004)中对会计准则国际化的经济后果进行了定量研究,通过分析会计准则国际化产生的正面经济后果和负面经济后果,依据会计准则经济后果模型评价我国会计准则国际化,得出我国会计准则国际化存在负面经济后果,而其正面经济后果却并不显著的结论。

笔者在以往研究的基础上,进一步对会计准则国际化产生的经济后果进行检验,目的是要验证会计准则国际化是否取得了预期的经济后果以及对哪些主体产生了怎样的经济后果。

二、研究设计

会计准则国际化对不同客体、不同层面有着不同的经济后果,且产生的经济后果有些是正面的,有些则是负面的。本文就从影响的层面、性质、客体三个角度对会计准则国际化产生的经济后果进行分类,分类结果见表1。

按照本文对会计准则国际化经济后果的内容分析和分类,可以看出会计准则国际化经济后果对政府、国外利益集团、投资者、债权人和企业管理当局等产生了经济后果。

因此本文提出假设:会计准则国际化对政府、投资者、债权人、企业管理当局和国外利益集团等利益主体产生了经济后果。即会计准则国际化程度与会计准则国际化对各个利益主体产生的经济后果存在相关关系。

三、模型建立和变量设计

本文构造会计准则国际化对各个利益主体产生的经济后果变量如下:

(一)Y:会计准则国际化经济后果

会计准则国际化程度是会计准则国际化对有关利益主体造成的经济后果综合作用的结果。笔者认为应把会计准则国际化程度作为会计准则经济后果的替代变量,作为会计准则国际化经济后果的因变量。

(二)X1:会计准则国际化对政府主体产生的经济后果

会计准则国际化会引起的一国财政税收总量、进出口贸易总量、吸引外资总量等的变化,可以归结为会计准则国际化对各国经济总量和政治力量的影响。从长远利益来看,最终都体现在国家财政税收总量上,因此本文将财政税收总量作为会计准则国际化对政府主体产生的经济后果的替代变量。

(三)X2:会计准则国际化对投资者(股东)产生的经济后果

按照资本市场理论,会计信息对股价会产生一定程度的作用,按照市场有效假设,会计准则国际化对股东产生的经济后果可以采用股价作为定量变量。

(四)X3:会计准则国际化对债权人的经济后果

会计准则国际化对债权人的经济后果体现在债务水平的变化上。因此本文把企业债务水平带来的变化作为会计准则国际化对债权人产生经济后果的定量变量。

(五)X4:会计准则国际化对企业管理当局产生的经济后果

负面经济后果很多主要是对国内利益集团产生的,主要是使用国际会计准则后造成的转换成本,其中包括系统转换中受负面经济后果影响的利益主体反对国际会计准则而造成的损失。在我国,会计准则国际化对国内利益集团产生负面经济后果,受负面经济后果影响的利益主体必然反对国际会计准则,但由于会计准则的制定权在国家,受负面经济后果影响的利益主体在会计准则的制定过程中,少有发言权,因而只能通过利润操纵来弥补,可以利润操纵的程度代表负面经济后果的大小。即利润操纵作为会计准则国际化负面经济后果的替代变量。在计算利润操纵程度时本文借鉴国内外现有的有关利润操纵的研究成果,主要是借鉴了王建新计算利润操纵程度的方法:利润操纵程度=(营业收入-营业利润)/年初资产总额。

(六)X5:会计准则国际化对国外利益集团产生的经济后果

从各国会计准则国际化的实践来看,会计准则国际化对国外利益主体产生的主要是正面经济后果。因为会计准则国际化后会计信息的可比性增强,全球化的财务报告简单化,财务报告的外国使用者能够在可比较的基础上分析财务信息,财务数据分析变得容易,投资可行性研究变得容易,合资企业资产评估和计价变得容易,大大降低国外利益主体的交易成本,同时国外利益主体还可能因为会计准则国际化获得税收负担减少或利润增加的经济后果。目前我国以实际使用外资额作为我国国际贸易程度之一,实际使用外资额是指我国各级政府、部门、企业和其他经济组织通过对外借款、吸收外商直接投资以及用其他方式筹措的境外现汇、设备、技术等。因此本文以实际使用外资额作为会计准则国际化对国外利益集团产生的经济后果的定量变量。

本文构建的会计准则国际化对各个利益主体产生的经济后果模型如下:

Y=C+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+μ(1)

四、数据来源与样本选择

数据来源于中国证券监督管理委员会网站及上海证券交易所网站上披露的上市公司年报。样本选取期间为1998-2007年共计10年(见表2)。为了保持数据的一致可比性,在样本选择中经过了以下几层剔除:

第一,深市、沪市上市公司中选择同时发行A、B股的上市公司(AB股上市公司)。为了能够进行我国会计准则和国际会计准则的相关性比较,只能选择AB股上市公司双重审计利润所提供的对比数据。因此将上市公司中的非AB股上市公司剔除。

第二,2007年证监会取消了AB股上市公司双重审计利润披露的规定,使得2007年只有AB股上市公司32家进行了双重审计利润披露。选择1998-2007年都有双重审计利润披露的公司,将10年间由于各种原因没有披露双重审计利润的上市公司做第二层剔除。

第三,本文在相关性研究中采用价格模型,价格采用次年4月末的收盘价,而由于种种原因没有公布次年4月末收盘价的上市公司做第三层剔除。

经过上述样本选择和剔除,样本确定为12家公司,陆家嘴、深中冠A、招商地产、飞亚达A、一致药业、深深房A、深纺织A、方大A、深赛格、美菱电器、江铃汽车和沙隆达A。

本文所需数据采用网络收集样本公司对外公布的会计报表,并对所获取数据进行处理,使其具有可比性、科学性,并符合SPSS统计软件的数据类型。

五、相关性检验

本文首先计算会计准则国际化程度与各利益主体经济后果的Pearson皮尔逊相关系数,见表3。

只有会计准则国际化程度与企业管理当局非正常应计利润显著性水平0.022小于0.05,且相关系数为负,才能说明会计准则国际化程度与企业管理当局非正常应计利润存在负相关关系。会计准则国际化程度越高,境内外审计利润之间的差异越小,非正常应计利润越大。其余各利益主体的经济后果与会计准则国际化的相关系数较小,显著性水平都高于0.05,即不相关。

但是由于数据剔除的原因,本文的数据量较少,为了使结果具有可靠性,本文又采用非参数检验的方法,进行非参数的相关性检验。利用SPSS统计软件计算Spearman斯皮尔曼和Kendall肯德尔相关系数,见表4和表5。

表4和表5的非参数检验结果表明会计准则国际化程度与企业管理当局非正常应计利润X4的显著性水平都小于0.05,且负相关,与Pearson皮尔逊相关系数检验结果一致。

六、结论及局限性

通过1998-2007年会计准则国际化对各个利益主体产生的经济后果进行的实证研究可以得出结论:拒绝以上会计准则国际化会对政府、国外利益集团、投资者和债权人产生经济后果的假设,接受会计准则国际化与代表企业管理当局利润操纵程度的非正常应计利润相关的假设。认为会计准则国际化并没有对政府、债权人、股东和国外投资企业等会计准则国际化的利益主体产生预期的经济后果,但是却带来会计信息可靠性下降的负面经济后果。

需要说明的是本文的实证研究存在如下局限,可能会影响到本文的结论:

第一,本文对会计准则国际化经济后果进行了定量研究,选择替代变量时具有一定的主观性,会影响到论文的结论。

第二,本文对会计准则国际化经济后果进行检验,在样本的选择上以AB股上市公司为主,同时按照检验要求对数据做了剔除,使得样本数据减少,从而会在一定程度上影响本文的结论。

【参考文献】

[1] 曲晓辉,陈瑜.会计准则国际发展的利益关系分析[J].会计研究,2003(1):45-51.

[2] 冯巧根.会计准则国际化中的权益失衡及其对策[J].会计研究,2003(2):9-12.

[3] 冯淑萍.中国对于国际会计协调的基本态度与所面临的问题[J].会计研究,2004(1):2-6.

[4] 崔慕华.我国会计准则国际化经济后果研究[D].东北林业大学,2004.

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中图分类号：F23 文献标识码：A文章编号：1006－3544（2011）05－0046－04

一、引言

近年来，我国在经济领域取得的成绩有目共睹，但与此同时，环境污染、生态失衡、社会财富分配不公、造假贩假、歧视或虐待员工、工伤事故、食品安全等问题也时有发生， 在寻求解决这些问题的过程中，对社会责任会计的研究是十分必要的。据了解，自2005年国家电网公布第一份社会责任报告以来， 到2010年我国已有700余家企业公布了社会责任报告，即使是没有单独公布社会责任报告的上市公司，其年报也或多或少地包含了社会责任的内容。同时，企业经营管理理念的转变也为企业实施社会责任会计提供了内在动力，企业已不再被看作只是为拥有者创造利润和财富的工具，还必须对整个社会的政治经济发展负责， 只有履行好企业的社会责任才是企业生存和发展的前提。

二、社会责任会计及理论依据

（一）社会责任会计概述

从微观角度来看，社会责任会计计量的是企业的各种经营活动所带来的社会成本和效益，将企业的一系列经济活动置于社会监督之下，使企业在追求经济效益最大化的同时兼顾社会效益，是企业承担社会责任的会计；从宏观角度分析，社会责任会计对企业经济活动的社会影响进行计量和报告，其中包括有关社会责任履行情况和数据的收集、确定计量程序和计量方法，以及将评价企业社会责任履行情况的信息提供给企业管理人员、政府机构和社会公众的会计程序和会计方法。

社会责任会计最初源于20世纪60年代末70年代初的西方国家。由于当时正在进行第二次工业革命，随着科技进步、社会生产力的提高和物质财富的日益丰富，加上人们对资源节约和环境保护的意识还比较淡漠， 于是一些诸如环境污染、城市建设、能源危机、文化教育等社会问题接踵而至。其中，环境问题是引发社会责任会计的直接原因。

而作为企业，日益激烈的竞争虽然在一定程度上推动了经济的繁荣，但由于忽视了社会及公众利益，造成了社会诚信、劳动者的安全和健康等多方面的隐患。这些隐患已成为日益严重的社会问题，威胁着人类的生存和健康，阻碍了社会生产力的发展。 人们逐步意识到应该有效地配置社会资源，而企业应该合理地承担其相应的社会责任，履行与企业这个社会组织相对应的社会义务，进而创造一个健康、有序、诚信、文明的经济发展环境。

会计受托责任是社会责任会计产生的前提。随着现代会计受托责任范围和内容的不断拓展，企业的受托责任包括以体现企业经济效益为主的经济责任和以体现社会效益为主的社会责任两个方面，这充分展示了我国会计未来的发展方向和趋势。社会责任会计试图反映和揭示企业社会效益和社会价值的形成、实现和分配过程。它是从整个社会利益的角度考虑，而不是从某个企业经营者或股东的角度来衡量企业经营活动的成果，从而使会计服务的对象从传统的为企业本身服务扩大到为整个社会和国民经济服务；会计核算的范围也不再仅限于企业内部的财务状况、 经营成果和现金流量，而是进一步要求核算企业外部的社会成本和社会效益。

（二）社会责任会计的理论依据

“利益相关者”理论是社会责任会计最基本的理论基础。该理论认为公司是由一系列的利益相关者组成的有机系统，公司的目标应该是为其所有的利益相关者创造最大的财富和价值。企业的利益相关者包括政府、企业职员、供应商、投资人、消费者以及社会公众等。企业通过反映对社会责任的履行情况，为企业的利益相关者提供相关的决策信息。

“利益相关者”理论为企业社会责任的履行提供了一种理论框架。该理论主张所有的受企业影响的利益相关者都有参与企业经营决策的权利，同时企业的管理者有服务于所有利益相关者利益的责任和义务。因此，从这个角度来说，“利益相关者”理论在向“股东至上”这个传统原则挑战的同时，在某种程度上也为企业社会责任会计理论的发展奠定了基础。

“利益相关者”理论还为研究企业社会责任与经济效益的关系提供了一种有效途径。当企业的管理者满足了不同的利益相关者的需要时， 股东的经济效益也会相应得到提高。具体表现为，企业社会绩效的变化与企业当期的销售额和未来一段时间的经济利润增长一般呈正相关的关系，这表明企业社会效益的提高能反过来进一步促进企业短期和长期经济效益的提高， 这样企业就愿意主动去承担相应的社会责任，从而对在全社会最终形成企业争相承担社会责任的良好局面起到极大的推动作用。

此外，企业的“社会责任论”观点也直接促进了社会责任会计的产生和进一步发展。从企业社会责任论的观点出发，企业所应当承担的社会责任指的是企业在制定和规划其目标任务时对社会多样化目标的追求。这就是说，企业不应仅考虑经营业绩和经济效益， 还应涵盖减少环境污染、改善健康、提高职工福利、维护社会公众的安全和卫生等其他目标。从另一方面说，企业是一种社会存在，它必须自觉地使自身存在和经营方式同整个社会的整体利益相适应，在实现经济效益的同时满足社会效益的实现，履行企业本身的社会责任和义务。因此，可以认为企业不是单纯的“理性的经济人”， 企业的本质也不单单是科斯所认为的追求利润最大化的“黑匣子”，而是担负着社会责任的社会一员。企业的责任范围从股东扩展到了公司的其他利益相关者，从而最终实现经济效益、社会效益和生态效益的协调统一。

西方以及我国的学者在对社会责任会计的研究中还提出了许多其他理论和依据，但利益相关者理论和企业的社会责任论是其主要的理论依据。在接下来的实证研究中，主要是以利益相关者理论作为研究的理论基础。

三、 国外社会责任会计的发展及启示

在西方发达的工业化国家中，法国是最重视社会责任会计信息披露的国家。早在1975年，法国就建议各家企业每年公布“社会资产负债表”，即“社会责任报告”。该国政府于1977年以正式法令的形式， 要求企业实施社会责任会计，同时规定从1984年起，所有社会平衡表必须列示最近三年的数据，按公司和所属符合标准的下属企业分别编制。社会平衡表中列示的内容包括职工人数、工资成本、健康和安全保护等7项内容。法国政府这项法令倾向于雇员方面的信息，也从一个侧面反映了法国社会中的福利主义倾向。同时，法国政府还要求企业注意改善生态环境， 例如治理工业“三废”，降低资源消耗以及对社会环境治理提供服务和社会捐赠等。其他西方国家，例如英国，也对社会责任会计信息披露十分关注。从法律上要求各公司在社会责任报告中披露有关环境保护、人力资源、职工福利、慈善捐赠等相关的社会责任信息。

随着经济社会的不断发展完善，从总体上看，西方国家的社会责任会计信息披露制度也日益成熟，披露的内容越来越充实丰富，涉及的内容十分广泛，主要包括环境、雇员、能源、人力资源、社区活动、社会贡献、产品安全、职工福利、商业道德等方面。此外社会责任会计信息披露的模式也逐渐变得多样化。有的国家在财务报表的附注中提供有关环境问题及其解决方法的资料，有的国家在传统的财务报告的基础上进行了扩充，增设了与环境问题相关的账户，还有一些国家编制了相应的社会责任会计年报。

我国的社会责任会计较之西方发达国家的产生和发展更晚一些，因此，借鉴西方国家的经验， 对完善我国责任会计的信息披露有很大的启发意义。我国在今后应当进一步充实社会责任会计信息披露的内容，在披露社会责任会计信息时，至少应当包括改善生态环境方面的贡献， 对人力资源的贡献以及对社会的贡献情况等。与此同时，还应当采取定量和定性相结合的方式。

四、社会责任会计信息披露的实证研究

（一）研究样本与指标体系

由于考虑到钢铁行业具有高污染的特点，在履行和承担企业社会责任方面具有一定的代表性。因此本文选取了上海证券交易所和深圳证券交易所一共16家上市交易的A股钢铁行业上市公司的财务数据作为研究样本。

在利益相关者理论下，进一步建立了基于上市公司在对利益相关者做出贡献和承担社会责任的评价指标体系。为了有效衡量企业对社会责任所做出的贡献，该体系中引入“社会贡献率”指标，计算公式为：社会贡献率=社会贡献总额÷平均资产总额×100%。该指标用来衡量公司所拥有或者控制的资产总额中有多少用于为国家或者企业做出贡献。此外，还选取了政府贡献率、职工贡献率、投资者贡献率几个指标，分别表述公司对国家、职工、投资者等利益相关者做出的贡献。具体指标计算公式如下：

政府贡献率X1=（支付的各项税费－收到的税费返还）÷平均资产总额×100%

职工贡献率X2=支付给职工以及为职工支付的现金÷平均资产总额×100%；

投资者贡献率X3=支付分配股利以及偿付利息支付的现金÷平均资产总额×100%

社会贡献率X4=（公益性捐赠支出＋支付的各项环境绿化费）÷平均资产总额×100%

综合上述变量指标，可以综合分析出企业所拥有或者控制的资产中用于回馈给国家、企业员工、企业投资者以及社会公众的相关状况。

（二）前提条件与研究模型的建立

假设钢铁行业上市公司对社会的各项贡献率指标同公司平均股票价值成正相关的关系。公司承担相应的社会责任并披露相关的会计信息必然会给企业带来经济效益。首先，公司履行社会责任可以同政府部门建立良好的公共关系，这样政府会制定节税政策， 相应地降低了公司的经营成本；其次，公司同职工之间建立良性关系，有利于培养更优秀的人才为公司服务，同时加强了员工对企业的忠实度；再次，公司给投资者更多的股利和分红会吸引更多的投资者投资该公司；最后，公司对社会公众所做出的贡献更是从侧面提升了公司的整体形象，是公司宝贵的无形资产。因此公司的利益相关者会对公司的价值产生影响。公司应该致力于积极履行社会责任并对社会责任会计信息进行披露，这样才能形成公司在社会的品牌效应， 使公司自身得到长远的发展，在获得经济效益的同时增强社会效益。

该模型以各项贡献率的指标值为自变量，以上市公司的平均股价为因变量，对研究的样本数据进行线性回归分析并得出预测结果和研究结论。其中贡献率指标的计算以2010年12月31日各上市公司的年报数据为基础得出，因变量以年报公告日之后一个月的平均股价为依据。

回归分析是指在统计分析中测度一个变量和其余几个变量的相互关系，并依据所搜集的相关数据资料建立模型来反映变量之间的关系。根据以上假设建立的多元回归分析模型如下：

y=b0＋b1 x1＋b2 x2＋b3x3＋b4 x4＋ó

其中，y代表股票价格，b0、b1、b2、b3、b4是线性系数，ó是随机项。

根据数据统计得出各个自变量的数值如表1所示。

（三）实证分析

1． 描述性分析

首先对样本公司各个自变量指标进行描述性分析，结果如表2所示。

从表2中可以看出样本公司使用其拥有或者控制的资产为社会提供的贡献不大， 最高的是政府贡献率最大值为0.179，而且不同上市公司的贡献率差别显著。

2． 简单回归分析

设R2为样本决定系数，又称为拟合回归系数，它是在简单回归分析中衡量研究变量之间拟合程度的标准。它表明回归模型在多大程度上解释了因变量的变化。R2越趋近于1，表示变量的拟合程度越好，当R2为1时，回归模型对因变量的全部变化做出解释；反之，R2越趋近于0，表示变量的拟合程度越差。当R2的范围介于0.7~1之间时，表明拟合程度较好。

同时用统计量中的P-value值来对变量的拟合程度进行显著性水平检验，标准设为0.5，若P>0.5，表示水平不显著，P

通过表3的数据显示，R2趋近于0， 变量的拟合程度比较差。P值只有自变量X4为0.385，小于标准水平0.5，其余自变量的P值均大于0.5，特别是变量X2的P值为0.748，显著性水平最弱。经过定量分析可以得出，只有社会贡献率能够显著地反映对变量的拟合程度，投资者贡献率较接近于显著性水平，拟合程度相差不大，而政府贡献率和员工贡献率对变量的拟合程度不高，显著性水平差异较大。总体来说，通过简单回归分析得到的模型并不能很好地解释因变量的变化，代表性不强。

3. 多元回归分析

通过运用多元回归分析的spss软件分别对样本数据中各个贡献率指标进行相关的多元回归分析，结果如表4所示。

经过测度得到的拟合回归系数R2为0.012， 相关性并不强。 根据回归系数建立的多元回归分析模型为：y=12.612＋0.103X1－0.533X2＋0.817X3－13.198X4＋ó. 其中职工责任贡献率的p-value值为0.427， 对股票价格的影响程度比其他三个自变量指标对股票价格的影响要强一些。从回归模型对相关数据的综合解释能力可以看出，拟合程度远远没有达到0.7的判断标准，这说明了我国的钢铁行业社会责任同上市公司股票价值之间的相关性不强，回归分析的代表性很弱。

（四）研究结论

作为企业尤其是上市公司，履行其应尽的社会责任是大势所趋，是公司义不容辞的责任，这不仅能够提高公司自身的经济效益，还将为推动经济和社会的进步做出贡献。通过对钢铁行业上市公司的样本数据进行实证研究，得到的研究结论如下：

1． 上市公司的社会责任信息披露与公司的价值并不呈明显的线性关系，这个结论有悖于研究的前提和假设，说明公司的社会责任履行情况并不能完全通过资本市场的股票交易价值反映出来。

2． 通过利益相关者理论，可以从研究中发现会计信息的使用者对于公司的社会责任方面的信息关注度不高，社会责任意识和观念并不是很强。

3． 通过对样本公司社会贡献率的统计分析， 可以看出，与其他三个自变量指标的平均水平相比，公司对社会的贡献程度普遍较低。这表明上市公司资产的利用倾向还是经济利益的最大化，如何最优地利用现有资产获得最大收益仍是公司考虑的主要目标，而对社会责任的因素考虑较少。

4． 研究的样本数据在搜集的过程中难免有局限性。例如计算上市公司的社会贡献率指标时，由于企业通常将环境治理方面的会计信息和数据以文字形式反映在财务报表附注中，甚至并不明确反映出来，因此计算的结果会有一定的误差和统计不足之处。

五、改进企业履行社会责任的建议

1． 制定相应的法律法规，完善企业履行社会责任的监督机制。政府应该从制定规范化的市场法规入手，特别是针对上市公司，规范上市公司对社会责任会计信息的披露，强制上市公司履行社会责任，并增强上市公司履行相应社会责任的意识。要健全监督管理机制，实施一系列的责任追究措施，使我国企业履行社会责任的情况逐步公开化、透明化，更充分地置于政府监管之下，使企业对社会责任的履行和社会责任信息披露更加规范化。另外还要充分发挥社会各界的监督作用，形成政府、新闻舆论、群众团体以及行业自律构成的全方位监督体系。

2． 提高企业社会责任意识， 建立社会责任指标体系。公司应当进一步强化社会责任意识，制定合理有效地利用资源和保护环境的规划， 使其符合国家环境保护相关的法律法规，减少对资源的耗费。对工业废料进行回收和循环利用，尽量避免对环境的污染。创造可持续发展的环境，尽量采用资源利用效率高，污染排放量小的设备工艺，应用和开发先进的排污处理技术。 另外还要鼓励员工积极履行社会责任，让全体员工从思想上认识到承担社会责任的必要性，营造良好的企业氛围。

企业应当承担经济责任、职工的就业薪酬责任、产品责任、环境责任、纳税责任等。针对不同层次的社会责任，每个企业可以按照自身的具体情况设置符合本公司的财务指标和非财务指标。例如对于经济责任常用的指标有净资产收益率、主营业务收入增长率、资产负债率等；职工的就业薪酬责任常用的指标有劳动时间、员工培训支出等；环境责任有生态效率指标等；纳税责任则有税收缴纳情况等指标。在此基础上每个企业都应该根据本企业制定的财务指标体系，量力而行，并严格履行自身应尽的社会责任。

3． 规范社会责任会计信息披露， 编制社会责任会计报告。 现在我国已经有部分企业开始尝试披露社会责任报告。对社会责任会计信息的披露可以采用以下两种形式：一是在现有的财务报告中添加反映社会责任的新的会计科目，二是形成独立的社会责任报告，并与财务年度报告区分，以定性描述为主，定量分析为辅。当然这个过程也不是一蹴而就的，而是一个逐步探索和实践的过程，对此，政府部门应当建立相关的制度及奖励政策， 来鼓励那些积极主动披露其社会责任履行情况的企业。

4． 投资者要转变投资观念，科学评价公司价值。随着经济的发展和社会的进步，投资者应该逐步使投资观念趋于理性化，改变过去盲目看重企业的盈利能力或者企业股利分配状况的观念，应当更加关注企业的社会责任履行情况，关注点应该更多地立足于被投资公司的长期利益和发展潜力，这样才能进一步激发企业提高社会责任意识，进一步履行社会责任，从社会责任角度关注公司的市场状况和行为也是投资者进行理性投资的最佳选择。

参考文献：

［1］李正. 英法美三国企业社会责任信息披露的经验及借鉴［J］. 财务与会计，2008（2）.

［2］徐光华，张瑞. 企业社会责任与财务绩效相关性研究［J］. 财会通讯，2007（12）：70-73.

［3］刘长翠，孔晓婷. 社会责任会计信息披露的实证研究――来自沪市2002-2004年度的经验数据［J］. 会计研究，2006（10）.

［4］李莎，游嘉悦. 上市公司社会责任会计信息披露的实证研究［J］. 湖南工业大学学报，2009（12）.

［5］于光平，杨艺. 企业社会责任：国外理论演进以及最新文献评述［J］. 广东经济管理学院学报. 2006，21（5）：20-25.

篇5

一、问题的提出

加拿大特许会计师协会（cica）的研究表明，会计职业判断是在财务报告编制中的一个决策过程，这个过程是在会计人员的逻辑分析能力、积累的经验、专业知识并遵循客观、谨慎原则的基础上进行的，这个过程的执行要求会计人员具备诚实、正直的品德以及高度的责任感。随着全球经济一体化的发展，企业所处的会计环境更加复杂化、多样化，企业不确定的经济事项越来越多。我国财政部在2006年颁布了新会计准则，对很多经济业务的具体会计处理并没有做出详细的规定，只作了原则性规定和要求，企业会计人员有了更大的选择空间和自由度，需要依赖自身专业知识及个人经验等对结果不确定的交易或事项做出恰当的判断，会计职业判断变得非常重要。然而，我国会计人员的职业判断能力普遍不高，大部分会计人员没有职业判断的意识，经常出现滥用会计职业判断的现象，影响会计信息的质量。针对我国会计人员职业判断能力普遍偏低的问题，本文以会计职业判断能力为研究对象，了解实务界对会计职业判断能力的要求，以期提高我国会计人员的职业判断能力。

二、文献综述

国外对会计职业判断的研究较早，20世纪60年代，美国和加拿大等西方国家就开始对会计职业判断进行研究，研究内容丰富但比较零散。其中比较有代表性的研究是在1985年，加拿大特许会计师协会（cica）下属的会计准则委员会开展的一项调查研究，名为“财务报告中的职业判断”。该研究总结了前人的研究成果并首次对职业判断的质量以及缺乏引导等方面予以关注。此外，近年来西方学者从不同角度对会计职业判断进行了研究，其中主要的研究成果有：michael gibbins在1984年应用人、动因和责任3个组成要素模型研究职业判断过程中会计人员和审计人员心理。齐曼尔和瓦茨研究了职业判断的动机，他们认为影响企业会计选择（会计判断的一个方面）的因素有3个：报酬计划、债务契约和政治成本。robert libby和marlys gascho lipe研究了执行判断任务时的认知过程如何决定与绩效有关的货币性激励。libby和luft认为会计职业判断绩效在会计环境中的决定因素是能力、知识、环境和动机。

我国理论界对会计职业判断的研究起步较晚，研究内容也不多。我国最早对会计职业判断的研究被认为是在“两则两制”之后出现的。2001年《企业会计制度》开始实施，更多具体的会计准则陆续颁布，经济环境变化，会计职业判断随之被提倡、运用和研究，关于会计职业判断的研究开始逐渐增多。夏博辉比较系统地研究了会计职业判断的涵义、基本特征、影响因素、动机分析、原则和方法，内容较为深刻和全面。孙丹详细阐述了会计原则、会计标准和会计职业判断导引三者的关系，并且指出我国的会计标准制定模式应以原则导向为主，以规则导向为辅。王越唐和赵子夜从会计职业判断与盈余管理的关系角度阐述了会计职业判断执行机制的重要性。许燕比较系统地研究了会计职业判断的基本理论、一般过程与方法、主要内容以及如何改善判断质量等问题。许道文研究了如何通过会计职业判断优化会计政策选择。柏春华和刘百灵探讨了会计职业判断在公允价值会计中的运用问题。

综上所述，国外对会计职业判断的研究主要侧重于与会计有关的个人判断和决策的研究，关注个体决策行为，即研究个人如何提高判断和决策的质量。国内理论界在会计职业判断的研究方面虽然取得了一定的研究成果，引起了会计工作者的重视、拓展了会计的研究领域，但我们也看到，我国会计职业判断的研究范围偏窄且不够深入，通常研究会计职业判断的某个方面，没有形成完善的研究体系。

三、会计职业判断能力的实证研究

（一）样本选取与数据来源

本文采用调查访问法，调查问卷的设计体现了以下特点：①问卷设计题目简单明了。②问卷的主体部分采用利克特5点量表法，题型直观，题意明确，方便作答。③问题具有一定的代表性和较强的针对性，突出重点问题。

问卷对会计人员职业判断能力调查部分主要涉及5大类、38个项目。为了了解实务界对我国会计人员进行职业判断时应具备能力的看法，对每个问题设计了相应的评价等级及相应的评价值。按程度不同分别对每个项目从左到右逐项赋予0~5依次递增的分值，对“不需要”赋值0，对“不确定”赋值1，对“不重要”赋值2，对“比较重要”赋值3，对“重要”赋值4，对“很重要”赋值5。根据问卷结果，分析实务界对会计人员进行职业判断时应具备能力的要求。评价均值超过3的项目才是被调查者认为会计人员应具备的职业判断能力。

考虑到研究样本应具有代表性，我们选择的调查对象来自全国各地，遍及各个行业。

根据中国证监会颁布的《上市公司行业分类指引》，问卷将行业分为13类，并在此基础上增加了一栏“其他分类”，从以上分析可以得知，被调查者覆盖多种行业、多种性质、多种规模的企业，具有广泛的代表性。

问卷调查选择的被调查者为各单位的总会计师，总会计师是会计工作的带头人，具有较高的会计工作水平以及丰富的工作经验。他们对会计人员进行会计职业判断应具备的能力有较为全面、系统的了解，能从专业的角度对会计人员应具备职业判断能力做出较为客观、可靠的评价，所以可以认为样本具有代表性。

调查访问一共发放问卷235份，收回问卷219份，剔除无效问卷14份，有效问卷205份，有效问卷回收率为87.23％。无效问卷的判断原则为：如果评级题除“其他”项目外有未填项目，则认为该问卷无效。

（二）统计结果

将会计职业判断能力问卷调查结果按照具体能力项目进行描述性统计，数据采用spss软件进行分析。

剔除对会计职业判断能力不重要的项目：营销学、组织行为学、表达能力、财务与管理软件的应用、外语能力、计算机能力、人文知识、数量方法与统计学、自然科学知识和艺术知识，进一步将问卷结果按类别汇总进行描述性统计。

（三）结果分析与讨论

（1）在上述38项能力中，营销学、组织行为学、表达能力、财务与管理软件的应用、外语能力、计算机能力、人文知识、数量方法与统计学、自然科学知识和艺术知识这10项的均值都在3以下，说明这些能力对会计职业判断不重要。其余28项的均值都在3以上，说明这些能力对会计职业判断重要。在这28项中，有5项的均值介于3~4，分别是管理与监督能力、终身学习的责任、风险管理、企业与环境和战略管理，是会计职业判断比较重要的能力；其余23项的均值介于4~5，说明它们是会计职业判断很重要的能力。

（2）在会计、财务相关知识中，管理学、贸易和外汇的标准差大于1，说明被调查者对这些项目的评价具有较大的差异性。对产生这一现象的原因简要分析如下：管理学、贸易和外汇的均值都在4以上，说明这些能力对会计职业判断很重要，对这类知识的重要性看法不一致的主要原因是以往职业界并未注意到这些非专业基础知识对会计人员职业判断的重要作用，目前各高校会计专业课程设置也反映了这种情况。但随着经济全球化进程的不断推进，经济业务变得越来越复杂，这些知识的重要性已逐渐被职业界所认识。

四、结论与建议

（1）社会已逐步认识到会计、财务相关知识的重要性。会计、财务专业知识已经不是会计人员进行会计职业判断应具备的唯一知识，会计、财务相关知识已经是会计职业判断能力所不可缺少的知识要素。法律、金融学、经济学、外汇、贸易、管理学的均值都在4以上，都属于会计职业判断很重要的能力。风险管理、企业与环境、战略管理的均值也在3以上，它们都是会计职业判断比较重要的能力。职业界不仅需要会计人员具备财务会计与报告、成本会计、财务管理等专业知识，还需要会计人员有广泛的知识面和合理的知识结构，能够宏观地对各种影响因素作出全面的分析与权衡后进行会计职业判断。

（2）职业界高度重视会计人员的职业价值观。我们设计了6项具体体现职业价值观的会计职业判断能力，分别是：遵循法律法规、正直、客观、关注公共利益与社会责任、终身学习的责任和政策水平。这6项会计职业判断能力的均值和按类汇总之后总体的均值都在4以上，可见职业界认为职业价值观对于会计职业判断是非常重要的，而且标准差都小于1，可见职业界的评价差异很小。

（3）职业技能非常重要，仅次于职业价值观，会计人员应加强职业技能的训练。会计人员进行会计职业判断时需要的职业技能按照重要性程度依次为：决策能力、解决问题的能力、系统分析能力、逻辑性与批判性思维能力、沟通与协调能力、人际交往能力、团队合作能力、管理与监督能力，并且除了管理与监督能力的均值为3.985之外，其他7项能力的均值都在4以上，说明了职业技能的重要性，需要引起会计人员的高度重视。

主要参考文献

［1］夏博辉。论会计职业判断［j］。会计研究，2003（4）。

篇6

作者简介：张兆亮(1972―)，男，安徽蚌埠人，蚌埠学院财务处副处长，经济师

一、引言

会计变更包括会计方法变更、会计估计变更和会计体变更。会计变更会对企业当期损益产生重大影响，并有可能对以前及以后各期损益产生重大影响。世界各国和地区虽然对会计变更的财务处理有不同，但都要求企业发生会计变更后必须在会计报表附注中揭示会计变更的理由及其对当期利润的影响，以方便报表使用者全面了解企业会计信息处理的方法和程序，增加会计信息的可比性和可理解性。从20世纪80年代中后期我国开始启动市场化导向的会计改革，会计制度和会计准则对市场经济条件下的决策需要考虑得越来越多，会计国际化程度明显提高，会计盈余信息的重要性不断增强。会计改革的主要推动力来自中央政府，对盈余数据的使用主要侧重于“政绩”考核而不是用于投资决策。政府在宏观管理和监管政策中提升会计盈余的重要性并不必然导致会计盈余投资决策有用性的增强，同时盈余操纵和信息失真的现象还比较严重，会计师事务所等社会中介机构的独立性也不强，股票市场中散户占人多数，这些投资者使用财务信息的能力有限；政府对证券市场行政干预较多等，这些使人们不得不怀疑会计盈余数据能否在我国证券市场中扮演其应有角色。在现代企业制度下，要素所有者(股东、经营者、员工、政府等)从企业获得的利益在很大程度上取决于企业会计利润，或者说，很多的企业合约条款中含有会计信息。由于合约的不完备性，在各要素所有者之间效用不一致的情况下，合约的一方(如管理当局)可能通过操纵会计数据使自己获利而使他方受损。为了防止企业会计信息的操纵，维护经济稳定，国家往往会通过会计准则来限制会计信息操纵。但由于准则的不完备和滞后性，会计准则不可能完全限制企业的利润操纵，因此，企业会计信息操纵将会在一定时期内存在。

二、相关研究成果回顾与总结

利润操纵问题目前受到广泛关注，西方会计学者多称之为盈余管理，盈余管理发生在管理当局运用职业判断编制财务报告和通过规划交易以变更财务报告时，旨在误导那些以公司的经济业绩为基础的利益关系人的决策，或影响那些以会计报告数字为基础的契约的后果。我国理论界认为，盈余管理是企业管理当局为误导其他会计信息使用者对企业业绩的理解或影响那些基于会计信息的契约的后果，在编制财务报告和构造交易事项以改变财务报告时作出的判断和会计选择的过程。综合两者观点，盈余管理有两方面的含义：一是盈余管理的目的是误导那些以公司会计利润为基础的利益关系人；二是“管理方式”多种多样，包括会计政策选择，交易方式、交易时间的规划等。国内目前也有较多关于盈余管理的研究，从研究方法上讲，主要有规范研究和实证研究两种，其研究内容和结论也各异。规范研究的内容主要集中于盈余管理的动机、盈余管理的条件以及盈余管理的方法上，其结论也大致类似。本文选择2003年存在会计变更的上市公司的数据对其盈余管理进行研究。

三、实证分析

(一)研究设计由于会计利润对经营者、股东的高度敏感性，不论上市公司处于何种利润水平，管理当局都有操纵会计利润以为自己牟取私利的可能，只是表现形式有所不同。因此，在进行实证研究前笔者针对不同的盈利水平对上市公司作出如下假设：

假设1：报告亏损公司有进行巨额冲铺的倾向。当公司在出现经营不善而无法避免亏损时，公司可能一次冲销巨额成本、费用。以保证未来的盈利。这是许多经营尚未完全陷入困境的企业经常采用的办法

假设2：报告徽利的公司有强烈的操纵利润以扭转亏损的倾向。上市公司扭亏为盈给管理层带来的效用往往大于维持公司盈利。考虑政治和经济利益，上年亏损的公司可能通过操纵利润实现扭亏

假设3：报告净资产收益率在6％～10％的公司有为获得配股权而操纵利润的动机。中国证券监督管理委员会于2003年对上市公司配股资格进行了调整，规定进行配股的公司必须满足条件：3年内平均净资产收益率达到10％，同时每年不低于6％。为了确保配股资格，上市公司势必会在6％和10％这两个关口采取措施，效益好的企业只需达到10％的净资产收益率，而效益不佳的企业则保证净资产收益率为6％

假设4：报告超过10％以上净资产收益率的公司有平衡利润的倾向。当公司净资产收益率超过10％时，由于边际效益递减的原因。再提高公司效益通常需要管理者加倍自勺努力，而此时由于良好激励机制的缺乏，经营者不愿再努力以提高公司效益，而更愿意递延到后期以抵减可能出现的未来收益下滑

根据以上假设，本文以0和10％为分界点对上市公司盈余管理分以下方面进行研究：报告亏损公司的盈余管理情况；报告净资产收益率在0～10％之间公司的盈余管理情况；报告净资产收益率在10％以上公司盈余管理情况。共收集2003年存在会计变更的上市公司(即在其报表附注里均有说明会计期间内有会计变更)195家，其中沪市110家，深市85家，作为研究样本。

(二)2003年亏损公司盈余管理情况分析在总共195家公司中，2003年亏损公司27家，其描述统计数据。从描述统计中可以看出，27家2003年亏损公司2002年业绩不佳，2003年在主营业务收入降低的情况下，成本／收人和三大费用反而比2002年上升，说明公司在费用控制方面存在问题。进一步分析发现，2002年亏损的有11家，盈利的有16家，对这两组样本进行对比分析，数据。从两组样本的对比中可看出，2002年盈利公司虽然收人下降的幅度与2002年亏损公司无明显差别，但在成本／收入比例以及三大费用方面均明显高于2002年亏损公司，说明这些公司有意识地增加成本费用，以求第二年较少的费用成本压力保证扭亏。从2003年净资产收益率来看，2002年盈利的公司净资产收益率明显高于2002年亏损公司，说明这些公司与2002、2003连续两年亏损的公司相比。财务状况有了明显改善，有在以后大幅度扭亏为盈的希望。这证明了假设l。

(三)2003年净资产收益率在0～10％司情况分析之所以选择10％界限，主要是因为是上市公司为获得配股权而操纵利润的界线，即“10％现象”。2003年上市公司净资产收益率在0～10％之间的共有77家，其描述统计数据。从描述统计来看，这些公司平均业绩比2002年有所下降，虽然销售收人上升，但成本和费用也在大幅度上升。在这77家公司中，2002年亏损的有14家，其余63家为2002年盈利公司。

实现扭亏的14家公司除主营业务收入增长幅度与其他公司相比增长不明显外。成本和费用的下降与其他公司的上升有明显区别，这有可能是人为操纵结果。此

外，在收入上升、成本费用下降的情况下，扭亏公司的净资产收益率却明显低于其他公司，说明扭亏公司只要求实现扭亏目标，更高的净资产收益率不是其操纵的目标，这证明了假设2。

为了确保配股资格，上市公司会在6％和10％这两个关口采取措施，效益好的企业只需达到10％的净资产收益率，而效益不佳的企业则势必保证净资产收益率为6％。从2003年上市公司净资产收益率来看，在6％～7％之间的企业有48家，而5％～6％之间的公司只有6家，7％～8％之间的公司有25家。这说明有部分原先净资产收益率低于6％的公司为确保配股权而进行了会计利润操纵，证明了假设3。

篇7

一、 引言

会计稳健性原则又称谨慎性原则。根据国际财务报告准则的规定，稳健性原则是指企业对交易或事项进行会计确认、计量和报告时保持应有的谨慎，不应高估资产或收益，低估负债或费用。我国新会计准则对会计稳健性也提出了要求，如在备抵项目的计提、债务重组的会计政策、收入确认的标准、无形资产的处理、或有事项的处理等方面都有更为谨慎的规定。作为降低企业潜在诉讼成本、契约成本以及政治成本的一项治理机制，会计稳健性可以协调公司内部各契约参与方利益冲突，保证契约有效执行，减少信息不对称条件下契约各方的道德风险和机会主义行为［1］。目前国内学者主要侧重于将会计稳健性作为会计信息属性的研究（如会计稳健性的存在性以及影响因素方面），而缺乏对会计稳健性的治理价值研究［27］。本文通过研究会计稳健性与公司资本投资效率之间的关系来检验会计稳健性是否影响公司资本的投资效率，进而考察会计稳健性的治理价值，为认识和理解会计稳健性的治理价值提供经验证据。

二、 理论分析与假设提出

在资本市场不存在缺陷和公司内部不存在成本的理想世界中，公司的投资可以达到使企业价值最大化的最优水平。然而在现实世界中，公司的投资却并非都是有效率的。一方面，由于所有权和控制权分离所引起的问题，管理者可能为了追求自身利益进行过度投资，将公司的自由现金流滥用于净现值为负的项目［8］；另一方面，信息不对称增加了市场摩擦，影响公司外部融资成本，容易导致受流动性约束的公司出现投资不足［912］。我国上市公司同样存在非效率投资问题。然而，会计稳健性可以降低契约方之间的信息不对称和问题，从而实现资本的有效投资［13］。如果企业选择稳健的会计政策,管理者需要在任职期内及时确认投资项目的亏损,无法将责任推卸给下任管理者,那么在任管理者就很可能不会投资净现值为负的项目。此外，根据会计稳健性的要求,在预计未来现金流入减少时,企业要以计提减值准备或应计负债等方式在财务报表中确认,这样管理者就可能会尽快地从亏损项目中撤出资金,防止当期利润下降。也就是说,采用稳健会计政策的企业会更多地拒绝差的投资项目,而将更多的资本投资于盈利的净现值项目中,同时会更早地从亏损项目中撤资［14］。biddle（比德尔）和 hilary（希拉里）通过检验财务报告质量和资本投资效率之间的关系，发现高质量的财务报告可以减少经理层与外部资本供给者之间的信息不对称，从而提高资本的投资效率［15］。此外，bushman（布什曼）和 piotroski（彼得罗夫斯基）从国家横截面角度检验了稳健的财务报告体制对经理投资决策效率的影响，结果发现在稳健的财务报告体制下，经理对投资机会下降做出反应的速度更快［16］。可见，稳健的会计政策可以提高会计信息的质量，减少企业股东与经理层的信息不对称，提高公司资本投资效率。因此，本文提出假设1。

假设1：会计稳健性水平可以改善公司资本的投资效率，即在其他条件一定的情况下，会计稳健性水平与公司资本投资无效率水平负相关。

稳健的会计政策对公司投资效率的影响可以从以下两个方面来分析。一方面，会计稳健性有助于降低公司面临的成本。当公司面临投资过度的情况时，会计稳健性对公司的投资水平起到抑制作用。因为当投资项目有利于经理获得私人收益时，经理可能接受净现值为负的投资项目，由此损害股权投资者利益［17］。ball（鲍尔）等认为会计稳健性不仅是一项重要的财务报告质量属性，而且也是一项有效的公司治理机制［18］。会计稳健性水平的提高能够有效地缓解经理层与股权投资者之间的冲突，降低公司的成本。ahmed（阿曼）和 duellman（迪尤尔曼）的实证研究表明，会计稳健性可以减少经理层接受净现值为负的投资项目的事先动机［19］。稳健会计政策的采用使公司经理层面临更高的违约风险，增强经理层声誉受损、报酬降低、被董事会解雇或公司被接管的可能性，增加经理层实施机会主义行为的成本，减弱股权投资者与经理层的委托冲突；同时，由于会计盈余中包括了因稳健性而确认的损失，投资者能够及时获知经理层经营决策中发生亏损的信息，从而能及时地制止经理层由过度投资所带来的成本［1］。可见，会计稳健性可以降低拥有较多信息的经理层产生道德风险的可能性，抑制经理层为实现自身利益最大化而产生的过度的投资。另一方面，会计稳健性有助于降低公司面临的信息不对称。当公司面临投资不足的情况时，会计稳健性对公司的投资水平起到推动作用。mcnichols(麦克尼科尔斯)和 stubben（斯塔布斯）认为，公司管理人员的盈余管理本身会“掩盖”公司真实的收入和盈余增长潜力，这使得投资者无法形成有效的盈余增长预期，而会计稳健性可以减少事前的信息不对称，改善事后的投资效率［20］。lafond(拉丰)和 watts（沃特斯）的实证研究发现，经理层和股权投资者之间的信息不对称使投资者对财务报表稳健性产生了需求，因而会计稳健性能够降低经理层操纵会计数字的动机和能力，并减轻信息不对称以及由此造成的损失［21］。此外，ahmed（阿曼）等的研究表明，在控制公司债务成本的其他决定因素后，会计稳健性可以起到减轻债权投资者和股权投资者之间的利益冲突以及降低公司债务成本的重要作用［22］。zhang(张)研究发现，采用稳健会计政策的公司更容易触犯债务契约条款，从而能够更好地保护债权投资者的利益；同时，公司也可以获得更低利率的贷款［23］。可见，稳健的会计政策可以帮助公司有效降低融资成本，能增加公司投资盈利的净现值项目的机会。尤其对负债率较高或受现金流约束较大的公司通过稳健的会计政策可降低融资成本，提高公司的投资水平，在一定程度上能缓解其投资不足的问题。可见，稳健的会计政策能减少公司的成本以及信息不对称程度，进而影响公司的投资效率。因此，本文提出假设1a和假设1b。

假设1a：会计稳健性有助于抑制公司的过度投资行为，即在其他条件一定的情况下，会计稳健性水平与公司过度投资水平负相关。

假设1b：会计稳健性有助于抑制公司的投资不足行为，即在其他条件一定的情况下，会计稳健性水平与公司投资不足水平负相关。

三、 研究设计

本文研究过程分为三步。第一步，以basu（巴苏）盈余股票收益关系模型为基础，借鉴khan（卡恩）和 watts(沃特斯)的研究方法，引用工具变量构建模型来估算公司层面的会计稳健性水平。第二步，借鉴richardson(理查森)模型，估算公司正常的资本投资水平，然后用公司实际的资本投资水平与估算的资本投资水平之差(即回归残差)代表公司资本投资的无效率程度，分别用残差大于0和残差小于0代表企业的投资过度程度和投资不足程度［2426］。第三步，分别采用估算得到的公司资本投资的无效率程度、投资过度程度和投资不足程度作为被解释变量，采用估算的公司会计稳健性水平作为解释变量，并加入若干控制变量进行回归，以考察会计稳健性水平对公司资本投资效率的影响。

 

(一) 会计稳健性水平的估算

巴苏运用下面的盈余股票收益关系模型来度量会计稳健性。

epsitpit-1=β1+β2drit+β3rit+β4drit*rit+εit(1)

其中，epsit为i公司t年度的每股盈余；pit-1为i公司t-1年度末的收盘价；rit为i公司t年度的股票收益率；drit为虚拟变量，当rit＜0时取值为1，否则取值为0。该模型使用股票年度收益率作为“好消息”和“坏消息”的变量，负的股票年度收益率表示经济损失，即“坏消息”；正的股票年度收益率表示经济利得，即“好消息”。在模型（1）中，β2度量会计盈余确认“好消息”的及时性，β3度量会计盈余确认“坏消息”的及时性。因此，β4度量会计盈余确认“坏消息”相对于确认“好消息”的增量及时性。由于稳健性意味着会计盈余对“坏消息”的反应比对“好消息”的反应更为及时充分，本文通过检验β4是否显著大于0来判断会计盈余是否稳健。

卡恩和沃特斯对巴苏模型进行了拓展，选择公司规模(size)、负债率(lev) 和市值与账面价值比率(mb)作为工具变量，设计出度量公司/年的稳健性指标。他们假定非对称及时性是上述三个工具变量的线性函数，用gscore表示盈余对“好消息”的反应程度，用cscore表示盈余对“坏消息”反应的增量程度，两个系数分别变为：

gscore=β3=μ1+μ2sizeit+μ3levit+μ4mbit(2)

cscore=β4=λ1+λ2sizeit+λ3levit+λ4mbit(3)

将（2）式和（3）式代入（1）式，可得到用于估算公司层面的会计稳健性模型，这一模型为：

epsitpit-1=β1+β2drit+(μ1+μ2sizeit+μ3levit+μ4mbit)*rit+

(λ1+λ2sizeit+λ3levit+λ4mbit)*drit*rit+εit(4)

运用上述模型，采用年度横截面数据进行回归，可以估计出μ1，μ2，μ3，μ4以及λ1，λ2，λ3，λ4。然后，将λ1，λ2，λ3，λ4估计系数再代入（3）式，估算出公司层面的会计稳健性程度。

(二) 公司资本投资效率的估算

理查森通过模型估算出企业正常的资本投资水平，然后用该模型的回归残差作为投资过度和投资不足的变量，考察了自由现金流量对过度投资的影响［26］。本文借鉴该模型来估算我国上市公司资本投资的无效率水平以及投资过度（不足）程度。上市公司正常的资本投资水平估计模型如下：

invit=α0+α1growthit-1+α2levit-1+α3cashit-1+α4sizeit-1+

α5retit-1+α6invit-1+∑industry+∑year+εit(5)

其中，invit为i公司t年度的资本投资水平，用现金流量表中购买固定资产和无形资产的现金数除以期初总资产表示；growthit-1为i公司t-1年度的增长机会，用营业收入增长率表示；levit-1为i公司t-1年度资产负债率；cashit-1用i公司t-1年度公司现金余额除以总资产表示；sizeit-1为i公司t-1年度总资产的自然对数；retit-1为i公司t-1年度股票年度收益率，并用市场年度收益率进行调整；invit-1为i公司t-1年度的资本投资水平；∑industry为行业虚拟变量，行业按证监会的分类标准进行划分，共选取20个行业虚拟变量；∑year为年度虚拟变量，控制不同年份宏观经济因素的影响。

模型(5)回归残差表示公司资本投资的无效率程度，取其绝对值后用符号inv_resid表示。如果模型(5)回归残差大于0，则其值为投资过度，用符号over_inv表示，相反则为投资不足，用符号under_inv表示。为了便于理解和解释，本文将under_inv取绝对值。因此，inv_resid越大，表明上市公司资本投资效率越低；over_inv越大，表明上市公司投资过度情况越严重；under_inv越大，表明上市公司投资不足情况越严重。

(三) 会计稳健性与资本投资效率的回归模型设计

在确定公司的会计稳健性水平和资本投资水平变量之后，本文分别用模型（6），模型(7)和模型(8)来考察会计稳健性水平对公司资本投资效率的影响。

inv_residit=γ0+γ1acit+γ2payit+γ3fcfit+γ4mfeeit+γ5tunnelit+εit(6)

over_invit=γ0+γ1acit+γ2payit+γ3fcfit+γ4mfeeit+γ5tunnelit+εit(7)

under_invit=γ0+γ1acit+γ2payit+γ3fcfit+γ4mfeeit+γ5tunnelit+εit(8)

其中，inv_residit，over_invit和under_invit为被解释变量，分别为i公司t年度资本投资的无效率程度、投资过度程度以及投资不足程度；acit为解释变量，代表i公司t年度会计稳健性程度，估算方法如前所述。参考理查森及辛清泉等的研究，本文加入的其他变量均为控制变量［17，26］。payit表示高管薪酬，为i公司t年度金额最高的前三名高级管理人员的报酬总额的自然对数；fcfit表示自由现金流，用i公司t年度期末经营活动现金净流量除以期初总资产减去模型（5）估算出的预期资本投资额表示；mfeeit表示管理费用率，为i公司t年度管理费用占营业收入的比例；tunnelit表示大股东资金占用，为i公司t年度其他应收款占总资产的比例。

（四） 样本选取和数据来源

本文以我国沪深股票市场2001年—2008年发行a股的所有上市公司为初始样本，剔除金融行业的公司、当年首次发行新股公司和特别处理的公司、同时发行b股或h股的公司以及相关数据缺失的公司。本文最终得到6645家上市公司样本，其中2001年559家，2002年638家，2003年755家，2004年818家，2005年880家，2006年938家，2007年1022家，2008年1035家。本文的原始数据来自ccer数据库，数据统计与处理软件为excel 2003和stata 10.0。为了消除极端值的影响，本文对连续变量在1％和99％分位数进行了winsorize处理。

四、 实证分析

（一） 变量的估算结果

1. 会计稳健性水平的估算

表1（见下页）报告了公司会计稳健性的估计结果。由表1可以看出全样本公司dr*r的回归系数分别为0.0132（t值为2.37）和0.595（t值为5.85），且在5％和1％水平上显著，说明我国上市公司盈余对“坏消息”的反应显著地快于对“好消息”的反应，会计稳健性是存在的。为了排除亏损公司盈余管理行为对研究结论可能产生的噪音，本文在全样本中剔除亏损公司后再重新进行回归。如表1所示，盈利公司的会计稳健性仍然存在。这说明就整体水平而言，我国上市公司会计稳健性是存在的，这为后续研究奠定了基础。本文将表1回归系数代入模型以估算我国上市公司的会计稳健性水平。会计稳健性水平用ac表示。

表1会计稳健性水平的回归结果

被解释变量全样本公司盈利公司截距-0.00447-0.002420.00636***0.00558***(-0.83)(-0.45)（2.88）（2.61）dr-0.0153***-0.0128***-0.00881***-0.00645***(-9.48)(-7.82)(-8.34)(-6.19)r0.00833***0.163***0.0101***0.100**（3.3）（3.42）（3.91）（2.53）dr*r0.0132**0.595***0.004180.382***（2.37）（5.85）（0.98）（6.32）size*r0.00912***0.00587***（3.97）（3.09）lev*r-0.0243**-0.00349(-2.09)(-0.44）mb*r-0.000827**-0.00108***(-2.08)(-3.48）size*dr*r-0.0312***-0.0192***(-6.35)(-6.86)lev*dr*r0.153***0.0214**（6.09）（2.1）mb*dr*r-0.0004010.00267***(-0.27)（4.88）行业和年度控制控制控制控制adj. rsq0.0670.1090.1690.216f16.59***16.13***39.04***41.29***注:被解释变量为模型中eps/p；表中数据为解释变量的回归系数，

括号内的数值为t值，并经过white异方差稳健性修正；***，**，*分

别表示显著性水平1％，5％和10％。2. 公司资本投资效率的估算

表2报告了公司资本投资效率的回归结果。本文采用模型回归残差表示公司资本投资的无效率水平，取绝对值为inv_resid。模型残差正值表示投资过度，记为over_inv，模型残差负值表示投资不足，取绝对值为under_inv。

(二) 描述性统计分析

表3为模型中主要变量的描述性统计结果。在最终6645家研究样本公司中，投资过度公司over_inv为2440家（占37％），投资不足公司under_inv为4205家（占63％），说明就整体水平而言，我国上市公司投资不足的比重较大。会计稳健性水平ac的均值和中位数分别为0.004和0.0037，两个系数均大于0，说明就整体水平而言，我国上市公司会计政策略显稳健。

表2公司资本投资效率的回归结果

被解释变量截距growthit-1levit-1cashit-1sizeit-1retit-1invit-1-0.0747***0.0158***-0.0134***0.0368***0.00598***0.00537***0.318***(-3.91)(6.61)(-5.68)(3.49)(6.60)(2.97)(23.73)行业和年度控制adj. rsq0.249f值56.5***注:被解释变量为模型中的资本投资水平(inv)；表中数据为解释变量的回归系数，括号内的数值为t值，并经过white异方差稳健性修正；***，**，*分别表示显著性水平1％，5％和10％。

表3主要变量描述性统计结果

变量样本量均值中位数标准差最大值最小值inv_resid66450.03790.02660.03630.20090.0003over_inv24400.05160.0360.04840.20090.0003under_inv42050.02990.02440.02350.12530.0008ac66450.0040.00370.03680.1132-0.0851pay664512.972213.03680.848114.375111.2645fcf66450.06080.05720.09560.3631-0.2569mfee66450.11090.07320.15711.19870.0063tunnel66450.04480.02070.06290.35040.0003由表4可见，资本投资的无效率水平、投资过度（不足）与会计稳健性程度均显著负相关，初步证明假设1、假设1a和假设1b成立。即稳健的会计政策有助于降低契约方之间的信息不对称，并能缓解上市公司投资不足和投资过度，进而提高资本投资效率。此外，无论是全样本组还是分样本组，解释变量之间的相关系数都较低，表明不存在较大的多重共线性。

表4主要变量的相关系数

样本类别相关系数a栏：全样本inv_residacpayfcfmfeetunnelinv_resid1ac-0.117***1pay-0.028**-0.283***1fcf0.167***-0.182***0.078***1mfee-0.030**0.275***-0.165***-0.160***1tunnel-0.107***0.335***-0.210***-0.204***0.341***1b栏：投资过度样本over_invacpayfcfmfeetunnelover_inv1ac-0.091***1pay-0.021-0.263***1fcf0.187***-0.169***0.091***1mfee-0.020.211***-0.111***-0.135***1tunnel-0.114***0.350***-0.212***-0.187***0.284***1c栏：投资不足样本under_inv acpayfcfmfeetunnelunder_inv 1ac-0.133***1pay-0.074***-0.238***1fcf0.072***-0.157***0.061***1mfee-0.0120.290***-0.187***-0.162***1tunnel-0.058***0.322***-0.206***-0.190***0.355***1注：***，**，*分别表示显著性水平为1％，5％和10％。

（三）会计稳健性与资本投资无效率水平回归结果

表5（见下页）列出了模型的混合最小二乘法、固定效应模型和随机效应模型的估计结果及f检验、lm检验和hausman检验结果。由于使用的是面板数据，本文首先需要对模型的设定形式进行判断。由表5可见，在混合最小二乘法估计与固定效应模型之间进行选择时，f检验值为1.87且在1％水平上显著，因而优先选择固定效应模型；在混合最小二乘法估计与随机效应模型之间进行选择时，lm检验的卡方值为178.42且在1％水平上显著，因而优先选择随机效应模型；在固定效应模型与随机效应模型间进行选择时，hausman检验的卡方值为50.73且在1％水平上显著，因而优先选择固定效应模型。综合f检验，lm检验与hausman检验的结果，本文的回归模型选择固定效应模型。

从表5（见下页）可见，固定效应模型中会计稳健性水平ac的回归系数为-0.182（t值为-6.25）且在1％水平上显著，说明会计稳健性水平与公司资本投资的无效率水平呈现显著负相关关系，即稳健的会计政策可以有助于改善公司资本投资效率。这表明会计稳健性在公司资本投资中具有治理价值，从而假设1得到验证。

表5会计稳健性与资本投资的无效率水平回归结果

被解释变量混合最小二乘法固定效应模型随机效应模型截距0.0784***0.0627***0.0720***(10.90)(6.34)(9.16)ac-0.0988***-0.182***-0.112***(-7.20)(-6.25)(-6.83)pay-0.00327***-0.00191**-0.00269***(-6.01)(-2.53)(-4.52)fcf0.0553***0.0308***0.0438***(9.42)(5.74)(9.13)mfee0.00735**0.00648*0.00680**(2.36)(1.78)(2.15)tunnel-0.0416***-0.0452***-0.0437***(-6.37)(-4.33)(-5.16)f值59.46***20.29***—wald 值——209.6***adj. rsq0.04450.0350.0434f检验值1.87***lm检验值chibar2(01)=178.42***hausman检验chi2(5)=50.73***注：被解释变量为模型中资本投资的无效率水平（inv_resid）； 括号

内的数值为t值；f值为多元回归总体显著性检验， 而f检验值则为选择

固定效应模型或混合最小二乘法模型的检验值；***，**，*分别表示显

著性水平为1％，5％和10％。从控制变量来看，高管薪酬pay的回归系数为-0.00191（t值为-2.53）且在5％水平上显著，说明当薪酬契约无法对经理工作努力程度和经营才能做出补偿和激励时，将诱发管理层的机会主义行为，从而导致企业资本投资无效率水平增加。自由现金流fcf的回归系数为0.0308（t值为5.74）且在1％水平上显著，说明自由现金流充足的企业，其经理人无效率投资的可能性更大。管理费用mfee的回归系数为0.00648（t值为1.78）仅在10％水平上显著，说明管理层的在职消费也会影响企业资本投资效率。大股东占款tunnel的回归系数为-0.0452（t值为-4.33）且在1％水平上显著，这或许是大股东占款导致上市公司资金短缺，反而减少了无效率投资的可能性。

（四） 会计稳健性与资本投资过度（不足）的回归结果

表6会计稳健性与投资过度（不足）的回归结果

被解释变量over_invunder_inv截距0.0999***0.0466***（3.89）（5.69）ac-0.211***-0.158***(-2.74)(-6.68)pay-0.00398**-0.00122*(-2.04)(-1.96)fcf0.0814***-0.00346（5.51）(-0.79)mfee0.01270.00476*（1.14）（1.67）tunnel-0.121***-0.00719(-3.53)(-0.89)adj. rsq0.04190.023f值11.36***9.623***注：表中回归都是用2001年—2008年上市公司

的非均衡面板数据进行回归 ， 所以进行了模型的筛

选， 最终选定采用固定效应模型进行回归；表中数据

为解释变量的回归系数，括号内的数值为t值；***，

**，*分别表示显著性水平1％，5％和10％。表6报告了会计稳健性对投资过度（不足）的影响，且回归模型包括了高管薪酬、自由现金流、管理费用率、大股东占款比率等控制变量。会计稳健性水平ac在表6中的回归系数分别为-0.211（t值为-2.74）和-0.158（t值为-6.68），均在1％水平上显著，说明会计稳健性水平与公司投资过度（不足）水平显著负相关，即会计稳健性水平的提高一方面有助于经理人拒绝净现值为负的投资项目，抑制企业过度投资；另一方面有助于经理人接受净现值为正的投资项目，缓解企业投资不足。可见，会计稳健性在一定程度上能够约束经理人的机会主义行为，缓解企业由信息不对称所带来的问题，从而假设1a和假设1b得到验证。

此外，高管薪酬pay与投资过度over_inv在5％水平上显著负相关，与投资不足under_inv在10％水平上显著负相关，说明薪酬激励越充分，企业资本投资过度（不足）的可能性越小，经理薪酬契约在一定程度上可以缓解企业投资过度（不足）的现象。自由现金流fcf与投资过度显著正相关，与投资不足负相关，说明自由现金流充足可以缓解投资不足的压力，同时也会加剧投资过度的情况。管理费用mfee与投资过度（不足）正相关，说明管理层的在职消费会加剧企业的过度投资或投资不足的无效率行为。大股东占款tunnel与投资过度（不足）负相关，这可能是大股东占款导致上市公司资金短缺，从而使企业削减了资本支出。

（五） 敏感性分析

本文还进行了敏感性分析。为了避免理查森模型可能产生的系统性偏差，本文将模型残差按大小分成三组并剔除掉中间一组；然后，将残差最大的一组作为投资过度组，将残差最小的一组作为投资不足组，再次进行回归。此外，本文将非平衡面板数据转换为平衡面板数据，即将2001年—2008年正常在市交易并且只发行a股的上市公司作为研究对象，分别用营业收入增长率与托宾q作为公司增长机会的变量重新进行回归。这些敏感性分析的回归结果与前面的研究结论基本一致。

五、 结论与启示

本文以2001年—2008年我国沪深股票市场a股上市公司为研究样本，检验会计稳健性与公司资本投资效率之间的关系，从而考察会计稳健性的治理价值。实证结果发现会计稳健性与资本投资无效率水平即投资过度（不足）存在显著负相关关系，会计稳健性水平有助于缓解公司的过度投资或投资不足行为，改善公司的资本投资效率。

具有信息优势的管理者有动机对外披露有关收益的信息而隐瞒有关损失的信息，所以股东可以利用稳健性原则来抑制管理者不对称披露信息的机会主义行为。此外，及时确认损失的稳健性能够使企业的决策权尽早从造成亏损的管理者手中转移到债权人手中，以保障债权人的利益。因此，对于我国上市公司而言，会计稳健性不仅是一项重要的财务报告质量属性，而且还是一项有效的公司治理机制。本文的研究结果为理解会计稳健性在公司治理中的价值提供了经验证据。会计稳健性在公司投资效率方面的治理作用主要体现在能够一定程度上避免企业投资过度或投资不足。一方面，会计稳健性通过要求及时确认损失，限制了管理层的道德风险及其机会主义行为，有效缓解经理人与股东之间的冲突，降低公司的成本，抑制过度投资的发生；另一方面，会计稳健性能够降低投资者所面临的信息不对称，减少投资者溢价要求，缓解投资不足的发生。

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篇8

一、选题的意义

上市公司股票价格因为受到多种因素的影响而不断变化,在这些因素中,上市公司披露的会计信息是投资者进行投资决策的主要依据,因此研究会计信息与股票价格之间的关系就显得尤为重要。本文结合我国上市公司具体情况进行研究。

二、市场信息与股票价格的相关理论研究

有关市场信息与股票价格关系的理论中,以有效市场假设理论最具代表性。有效市场假设理论认为,如果证券价格“充分反映”了可获得的信息,则证券市场是有效的。具体包括以下三方面的内容:一个有效的资本市场应该充分正确地反映所有与决定价格相关的信息;对某个特定的信息而言,如果将其披露给所有市场参与者后,证券价格不会发生变化,则资本市场是有效的;若市场是有效的,就不可能以某个特定的信息为基础进行交易而获取经济利润。

三、变量的选择与样本数据的准备

1.变量的选择

本文在以前学者研究的基础上选择了反映盈利能力的每股收益(X1)和每股净资产(X2)两个指标;反映企业偿债能力的流动比率指标(X3);反映企业营运能力的总资产周转率指标(X4);反映企业发展能力的主营业务收入增长率指标(X5),采用股票价格(Y)作为被解释变量。

2.样本数据的准备

本文选取了沪深股市信息技术行业的69家上市公司作为研究样本,以上各项会计指标均选取2008年年报数据,而股票价格选取年报的下一年度即2009年4月30日至2009年6月30日之间每个交易日的收盘价的平均值。

四、模型的建立

本文采用经典单方程线性回归模型,建立模型为:

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+u

利用EVIEWS软件,用最小二乘法进行模型的估计。

五、模型的改进与结论

1.剔除多余解释变量

剔除变量X3,重新进行回归后,模型的拟合优度与包含X3时几乎一致,说明X3为多余解释变量,应予以剔除。

2.重共线性的检验

剔除变量X3后,剩余解释变量两两之间的相关系数矩阵如表1所示。

表1 剩余解释变量间的相关系数矩阵

可以看出,变量X1与X2,X1与X5之间相关系数较大,因此进一步将X1作为被解释变量, X2和X5作为解释变量,建立模型:X1=r0+ r1X2+r2X5+u进行回归分析后, F-statistic=26. 222 29, P值为0。F检验通过,说明X1、X2与X5之间有高度的相关关系,为了确定变量的取舍,进一步采用逐步回归法进行判断。首先,将三个变量分别单独代入模型,进行回归,得出结果如表2所示。

表2 回归结果1

因此,单独来看,X1拟合优度最高,解释能力最强,X2次之,X5最差。其次,将X1分别与X2、X5两两组合,代入模型,进行回归,得出结果如表3所示。

表3 回归结果2

显然,加入了X2后,方程的拟合优度有了较大提高,而加入X5,拟合优度几乎没有变化,所以剔除变量X5。剔除X5后重新进行回归,此时模型所有变量均通过T检验,Adjusted R-squared=0. 479 515也有了提高。说明以上对模型的改进是有效合理的。

3.最终建立的模型

Y=9. 361 9 +11. 204 7X1+1. 184 9X2-2. 925 2X4

通过模型,我们可以看到,反映企业盈利能力的每股收益和每股净资产对股价的影响很大,除此之外,反映企业营运能力的总资产周转率对股价也有一定影响。而反映企业偿债能力和发展能力的会计指标没有通过检验,在建立模型的过程中被剔除掉了。由此可以得出这样的结论:在投资实践中,反映公司盈利能力和营运能力的这两类会计信息是投资者比较关注的信息,与股价相关度较大。

参考文献:

[1]谷 祺,刘淑莲.财务管理[M].大连:东北财经大学出版社, 2007

[2]袁知柱,鞠晓峰.中国上市公司会计信息质量与股价信息含量关系实证检验[J].中国管理科学, 2008(1)

篇9

对职业倦怠的研究。早期集中于教师、医生、警察等服务行业人员,并取得了较多成果。但研究显示,注册会计师工作压力大、执业风险高、与人打交道多、执业要求严谨,属于职业倦怠易发人群。其职业倦怠症状并不亚于上述职业。因此,注册会计师职业倦怠是会计执业人员面临的一个重要问题,也是审计研究的一个新领域。笔者尝试将职业倦怠理论引入注册会计师领域,拟在借鉴西方研究文献的基础上,通过实证分析,对我国注册会计师职业倦怠的根源、危害等进行研究,寻求缓解、消除职业倦怠的对策,期望为我国注册会计师职业倦怠的本土化研究与实务应对提供基础和借鉴。

(二)研究方法　本研究采用发放调查问卷的方法收集数据,调查问卷在河北省注协组织全省注册会计师培训时进行发放。研究工具为自译并进行本土化修编的Maslach职业倦怠问卷,回答用5点量表,“完全不同意”、“同意”到“完全同意”,分别记1～5分,以项目总分为各维度得分。本研究共发放问卷398份,收回问卷226份,剔除无效问卷36份,共收回有效问卷190份。回收率为56.8%,有效率为84.1%,符合数理分析的基本要求,可以建立模型。本研究中整个问卷的CronbachA系数为0.72,情感衰竭维度为0.78,讥诮态度维度为0.54,降低自我能效维度为0.70。情感衰竭与讥消态度问的相关为0.806,情感衰竭和降低自我能效间的相关为-0.252,降低自我能效与讥诮态度间的相关为-0.404,达到量表法对各因子问相关的要求。

问卷数据用SPSS14.0 for Windows和Microsoft Excel软件进行统计分析处理。

二、研究结果分析

(一)职业倦怠总体分析　本测验利用修订的MBI-GS量表,将测出的结果分为五个水平,具体划分情况如下:

1级:三个维度总分都小于30分,即各维度都不存在倦怠的情况;2级:有一个维度总分大于等于30分,但总分小于90分,即存在遭受职业倦怠困扰的隐患;3级:有一个维度总分大于等于30分,且总分大于等于90分;或是有两个维度总分大于等于30分,但总分小于90分,即已经存在职业倦怠;4级:有两个维度的总分大于等于30分,且总分大于等于90分,即已经存在较严重的职业倦怠;5级:三个维度总分都大于等于30分,即存在严重的职业倦怠。

由表1可以看出,三个维度都没出现倦怠的人群占61.6%,有38.4%的人群出现不同程度的倦怠。严重倦怠的人群占5.3%。2,3,4级的百分比分别为22.1%,4.2%,6.8%。总体来看,河北省注册会计师职业倦怠的水平较高,行业整体形式不容乐观。

各个维度的倦怠水平参见表2,得分为30分及30分以上的在此维度上出现倦怠水平。三个维度出现倦怠的百分比分别为情感耗竭20%,讥诮态度为24.2%,个人效能感降低为15.3%。由此可见情感衰竭和讥诮态度两个维度都达到了倦怠的水平,但相对成就感较高(即降低自我能效维度),处于倦怠的偏低水平。

由表3可知,男性的职业倦怠平均数为1.6429,女性的倦怠平均数为1.8043,女性的倦怠水平更高,但二者差异并不明显。其原因可能是女性肩负了更多的家庭责任,将部分精力放在孩子与家庭上,而不是审计工作上。由于社会审计工作繁忙,有限的精力难以将工作做好,所以一旦觉得工作不如意,就更容易产生职业倦怠,萌生放弃的念头或是感觉心情沉闷。

由表4可知,各年龄层的倦怠水平有很大差异,其中倦怠水平最高的是50岁以上的阶段,31～40岁、41～50岁次之,而21～30岁的倦怠水平最低。其原因可能是50岁以上的注册会计师长期从事审计工作,更易产生厌烦。且由于年纪增长,接受新知识、新方法的能力较年轻人偏低,无法应付审计的巨大变化,易产生职业倦怠。21～30岁的注册会计师参加审计工作时间较短,正处于事业的发展阶段,对工作有极大的动力与热情。且易于接受审计新方法,可以迅速适应新的环境变化,故倦怠水平较低。

调查对象中没有研究生及以上学历,故仅对本科和专科及以下进行分析。由表5可知,各学历人群倦怠水平有一定差异,其中本科学历的注册会计师较之专科及以下学历的注册会计师倦怠水平偏低。其原因可能是现代社会人才竞争激烈,较高学历的注册会计师知识体系更加完善,自停心更加充足,同时他们所从事的工作更加得心应手,所以不易形成职业倦怠。而学历相对较低的注册会计师虽然对自己的期望、要求较高,但由于知识体系不完善,在工作中困难较多,故容易产生职业倦怠感。

由表6可知,不同职称的人群倦怠水平有一定差异,其中倦怠水平最高的为初级会计师,中级会计师与助理会计师的倦怠水平次之,高级会计师的倦怠水平最低。但中级会计师、助理会计师和高级会计师三者倦怠水平相近。其原因可能是因为取得初级会计师资格的注册会计师基本上为刚刚参加工作的年轻人,对审计工作还不熟悉。刚参加工作岗位,还没有适应工作环境,因而相对工作压力较大,易产生职业倦怠。而中级会计师、助理会计师和高级会计师由于已有工作经验,适应了工作环境,加之都是注册会计师,职称的大小对其业务水平影响不大,因此三者倦怠水平没有明显差异。

由表7可知,不同职位的人群倦怠水平有一定差异,其中倦怠水平最高的为主任会计师,助理人员与合伙人的倦怠水平次之。而注册会计师、项目经理、部门经理的倦怠水平较低,但三者倦怠水平相近。其原因可能是因为主任会计师、合伙人不仅要管理事务所的日常事务,还需要对事务所的发展方向、对事务所重大事项进行分析、决策,同时对审计质量也承担着主要责任,因而其压力较大,易产生职业倦怠感。助理人员在审计工作中以执行为主,自主性差,只是依仗着一种“惯性”工作,同时工作量大且内容枯燥、单一,工作中缺乏主动性和创造性,且升迁的职位有限,易形成职业倦怠。而注册会计师、项目经理、部门经理在审计中虽然也要承担相

应责任,但相对于主任会计师、合伙人压力较小;其较之助理人员在工作中自主性大,常需要利用个人的职业判断去分析、解决问题,工作更富于创造性与挑战性,且升职前景明朗,故不易产生职业倦怠。

由表8可知,倦怠水平最高的是工作11～15年的注册会计师,工作16～20年的倦怠水平次之,工作0～5年、6～10年的倦怠水平较低,且与倦怠水平最高的工作11～15年的倦怠水平有显著差异。其原因可能是工作年限较长的注册会计师年龄较大,面临着退休、家庭、子女等一系列问题,焦虑、抑郁等情绪就会随之产生。且由于长时间进行审计工作,对审计流程、审计方法比较熟悉,即长期重复性的工作容易产生职业倦怠。而刚参加审计工作的注册会计师,对工作存在新鲜感,乐于迎接工作中的挑战,能以积极心态面对困难,所以倦怠水平较低。

三、注册会计师职业倦怠的根源分析

(一)社会根源一是公众期望。随着经济的发展,潜在投资者、债权人、政府甚至社会公众越来越多地关注公司财务报告,他们需要通过分析财务报告据以做出经济决策,因此关心财务报告的真实性和合理性。这些财务报告使用者对注册会计师持有很高的期望,他们甚至希望经过注册会计师审计过的公司财务报告没有一点错误,这就加重了注册会计师的责任与压力。二是法律责任。由于注册会计师的审计意见旨在提高所审计的公司财务报告的可信赖程度,一旦由于审计的失误而使财务报告使用者蒙受损失,注册会计师就有可能承担民事赔偿责任和相应的法律责任。尤其是近年来,注册会计师的法律责任逐步扩展,对其的法律诉讼大量增加。由于企业经营失败或者管理当局舞弊造成破产倒闭而使投资者和贷款人蒙受损失,进而指控注册会计师未能及时揭示与报告这些问题,并要求其赔偿有关损失的事件层出不穷。在这种情况下,注册会计师长期处于极大心理压力下,就容易产生职业倦怠。

(二)组织根源(1)工作负荷。近年来,随着会计师事务所的发展和公司财务报告使用者的增多,会计师事务所承揽了大量的业务,并不断开拓新的审计市场和业务,这就使注册会计师的工作负荷加大。同时由于我国审计方法与技术正与国际接轨,这就需要注册会计师在平时投入更多精力学量的新知识与新方法。长期的超负荷学习与工作,身心的极大投入也使注册会计师更易产生职业倦怠。(2)公平感。由亚当斯的公平理论可知,职工的工作动机不仅受自己所得的绝对报酬影响,而且还受相对报酬的影响,人们会将自己付出的劳动与所得的报酬进行自我历史的纵向比较和与他人的横向比较。只有在感到付出与所得相符时,才会产生极大的工作热情。但由于我国会计师事务所行业正处于发展阶段,制度还不完善,许多注册会计师付出的劳动与所得到的报酬不相匹配,这就导致了注册会计师职业倦怠的产生。(3)职业特征。由于职业倦怠的高发职业是助人行业,而注册会计师职业是典型的助人职业,其工作任务重,社会责任大,承受压力大,执业风险高,加上对执业环境的认识不正确所导致的自我期望值过高,往往易导致注册会计师不能顺利应付工作中的一些压力。这必然会损害注册会计师的工作热情,职业倦怠心理的产生就不可避免了。

(三)个人根源(1)人格特征。那些不能客观认识自我和现实,目标不切实际,有强烈自我实现愿望的注册会计师由于急于实现自己的抱负,常常会产生职业倦怠。相反,那些持较低的自我评价和判断、自信心低、对自己的优缺点缺乏准确的认识的注册会计师由于意志消沉,工作没有动力,也易产生职业倦怠。(2)知识结构和能力素养。注册会计师如果具备完备的知识结构和良好的能力素养,则在审计工作中所遇到的困难与压力会相对较小,即使遇到困难,也能妥善解决或缓解,从而避免职业倦怠的产生。但如果注册会计师知识结构不完善,能力素养也较差,就极易产生职业倦怠。

四、注册会计师职业倦怠的缓解对策

(一)提高注册会计师的审计专业素质会计师事务所要注重注册会计师审计专长的提高,使其掌握最新的审计观念、理论以及最新的审计方法和手段,并将新的理论和方法运用到审计工作中去。因为在审计工作中新理论和方法的应用可以提高工作效率,提高注册会计师的自我效能,减少因怀疑自身工作能力而产生的职业倦怠。另一方面,专业素质的提高可以减少审计工作量,有助于注册会计师职业倦怠的消除。会计师事务所还可以通过建立各种学习型组织、兴趣型组织,加强注册会计师个体与同事之间、领导之间的相互交流与协作,共同探讨和解决审计工作中出现的问题。另外,还可以在审计业务淡季组织学习班、讲座,给注册会计师提供较多的学习先进审计理念的机会,提高注册会计师的专业素质。

(二)建立合理的利益分配机制注册会计师自身发展的态度很大程度上取决于他们对专业发展给自己所带来的损失和利益的权衡。因利益的分配而产生的职业倦怠在注册会计师职业倦怠中占了很大比重。会计师事务所应该在从业人员制度设计建设中,通过让注册会计师参与制定利益分配制度,明确其可以获得一定物质奖励作为利益回报,如设立注册会计师退休养老金、培训基金、责任保险、提高业务分红比率和提高基本工资等制度。只有注册会计师付出的劳动与所得到的报酬相匹配,才能减少注册会计师由于利益分配而带来的职业倦怠感,同时也有利于会计师事务所自身的健康发展。

篇10

摘要：本文通过考查深圳和上海证券交易所中的657家上市公司的治理机制变量，与会计盈余及时性指标之间截面数据相关关系，探讨治理机制是否随会计盈余及时性而变化。结果发现：董事对高成本信息收集和整理的需求与会计系统信息的有用性是倒数关系，外部股东对高成本信息收集和整理的需求与会计系统信息的有用性成正比；会计系统信息有用性的重要决定因素是解释股权价值现时变化的程度；以高成本的监督活动为特点的特殊治理结构是股东和董事对高成本信息收集和整理需求的反映。研究结果为进一步对会计的其他经济影响和后果研究提供启示。

关键词：上市公司　会计盈余及时性　公司治理机制

根据会计准则生成的会计信息数据是有效资本市场得以存在的必要数据，由于会计信息不能有效反映股东价值相关信息的公司中，财务会计系统就不能满足董事和股东的治理需要。因此本文假设：董事对高成本信息收集和整理的需求与会计系统信息有用性是倒数关系，外部股东对高成本信息收集和整理的需求与会计系统信息有用性成正比；会计系统信息有用性的重要决定因素是解释股权价值现时变化的程度；以高成本监督活动为特点的特殊治理结构是股东和董事对高成本信息收集和处理需求的反映。

一、文献综述

在相关的文献中，研究发现跨国间的所有权集中与一国会计信息披露的程度负相关(LaPorta,Lopez-de-Silanes,Shleifer andVishny，1998)。也有研究断定会计实务的国际差别内生于解决管理者与其他利益相关者之间信息不对称的需要，证明盈余报告的及时性在普通法国家比较高，如在美国公司治理结构倾向于管理者与其他利益相关者之间更加分离(Ball,Kothafi and Robin，2000)。在国内的相关实证分析文献中，研究我国证券市场效率的相对较多。学者对我国证券市场若干时间区段的子样本实证分析，结果表明证券市场效率随发展阶段而不断提高，如吴世农(1996)、宋颂兴和金伟根(1995)、陈小悦(1997)等，也有学者进一步研究了我国市场效率低的原因，如魏玉根(2000)、王开国(2001)、张宗新(2004)等。张宗新(2004)认为，市场有效性以及与之相联系的信息传递和价格形成能力，是造成我国证券市场低效率的直接原因。

关于会计信息有用性与公司治理的研究很少。刘立国等(2003)在研究公司治理与会计信息质量关系时发现，上市公司法人股比例越高、流通股比例越低，公司越有可能发生财务报告舞弊行为，当上市公司第一大股东为国资局时，公司更可能发生财务报告舞弊行为。执行董事、内部董事在董事会中的比例越高，公司越有可能发生财务报告舞弊行为。发生财务报告舞弊的公司往往有较大规模的监事会。本文的分析在两个方面对现有研究进行了推进，一是本研究的焦点在于公司财务信息系统的特征是治理机制选择的决定因素，这就推进了现有关于各种治理结构决定因素的研究。现有大部分关于治理机制内生选择的研究，更多的是探讨与公司道德风险问题的敏感性或规模相关因素的作用，或探讨与监督管理者难度有关因素的作用。这些研究把公司信息系统的特征作为不可观察的给定因素，而本文试图明确地抓住信息系统反映价值增进行为和活动的能力在公司间的差别，并且指出这些不同与治理机制选择的不同是联系在一起的。二是考查与董事会组成有关以及与外部股东以股权激励有关的治理机制因素。

二、变量定义描述

(一)盈余及时性指标　本文是选用盈余及时性的指标来测量公司现时盈余捕捉到股东价值变化全部现时信息的程度。考虑到单个指标不能捕捉到所有及时性特征，提出三个指标以反映公司年度盈余捕捉到当年置留在股票价格中的全部信息。由于每个指标各有优劣，其基本及时性指标是这三个指标的综合。前两个指标是以2004年以前至少八年的年度盈余与同时期股票总回报率之间的回归为基础的。计算公式：

EARNt=a0+a1NEGt+b1RETt+b2NEGt*RETt+et　(1)

式中EARN,是给定公司在第t年的基础盈余，定义为例外项目、非连续经营和特殊项目之前的盈余，除以年初该公司净资产市场价值。RET1是t年末的股票总回报率。NEG是哑变量，如果RETt是负数NEG是1，否则NEG是0。第一个指标是表示消息反映到公司盈余上的速度的b1。预期在盈余及时性存在严重问题而使价值增长活动和结果在盈余中推迟确认的公司中b1的数值低。盈余及时性的第二个指标是(式1)中R2。(式1)中的R2是盈余捕捉反映在股票收益中的信息滞后性的减函数。预期盈余及时性存在严重问题而使价值增长活动和结果在盈余中推迟确认的公司中R2的数值低。第三个盈余有用性变量是(式2)中R2：

RETt=a0+b1EARNt+b2EARNt-1+et　(2)

EARNt和RETt的定义与前面相同，EARNt-1是在t-1年的基础盈余。与(式1)不同，(式2)中允许股票价格随盈余双向变动。(式2)中R2解释为当年年度盈余水平及其变化反映股东价值相关信息的程度。本文预期(式2)中的R2是盈余捕捉反映在股票收益中的信息滞后性的减函数。

我们用EQU1_R2表示(式1)中的R2，用EQU2_R2表示(式2)中的R2。用EQU1_SLOPE表示(式1)中的b1，在以上三个变量的基础上构成了盈余及时性综合变量EARN_TIMELY，是三个分变量的对数百分化后的合计值，该变量值越大说明盈余及时性越好。

(二)治理变量的描述　本文采用以下指标作为变量：

(1)董事会的组成变量。Fama(1980)和Fama and Jensen(1983)认为，董事会监督管理者的效果是内外董事结合产生的功能。他们认为最佳的董事会应该由内外两类董事组成：内部董事的优点是其对公司专门活动和公司竞争环境的深入了解；外部董事的优点在于其独立性和监督的技巧。同时董事会作为监督机制，其效果可以由外部董事的作用得到增强。董事会组成提出如下假设：第

一，公司盈余及时性低的情况下董事会规模会比较小，以方便快速和密集的信息分享和处理。第二，由于内部董事有对公司专门活动和竞争环境的深入了解，公司盈余及时性低的情况下董事会中内部董事的比例将较高，外部独立董事比例较低。第三，公司盈余及时性低的情况下董事会中专家董事的作用会比较突出，因此本文预测此时专家董事的比重会较高。第四，预测在那些盈余及时性低的公司中持有股份的董事人数会相对更多，这是因为当董事们持有股份时，股权激励有利于使他们以股东的利益为出发点履行其管理和监督的职责。我们提出了五个公司董事会组成变量。一是董事会组成规模变量DIR#，它是公司董事会总人数；二是独立董事的比重变量％OUTDIR，它是公司独立董事的数量除以该公司董事会总人数的值；三是内部董事比重变量％INDIR，它是公司内部董事人数除以该公司董事会总人数的值；四是专家董事比重变量％EXPERTDIR，是公司董事会中专家董事人数除以该公司董事会总人数的值；五是董事会中持股董事人数比重％SHAREHOLD-DIR，它是公司董事会中持有股份的董事人数除以该公司董事会总人数的值。

(2)外部人持股变量。本文预测盈余及时性越低，外部股东持股集中度越低作为对高成本监督的反映，也就是所谓外部股东“搭便车”而“用脚投票”假说。这种预测基于Demsetz and Lehn(1985)的观点，假设股权集中至少部分上是由高成本的股东监督利益内生决定的，其基本理论是持有少量股份的股东缺乏激励去从事高成本的监督活动，因为小股东这样做要承受全部成本，但只能分享小部分的监督收益。相反，如果潜在的监督利益大，持有大量股份的股东有相对强的激励从事高成本的监督活动。这是因为大股东可以从高成本监督活动的收益中获得较大比例的利益。我国上市公司国家股“一股独大”是普遍现象，在这样的前提下持有少量股份的股东没有激励去从事高成本的监督活动，只会采取减少股份持有量以便利“用脚投票”的方式保护自身的利益。本文提出了四个外部股东持股集中度变量。一是法人股比例％CORPORATE，是公司中法人股占该公司总股本的比重；二是流通股比例％CIRCULATE，是公司中已流通股份占总股本比例；三是户均持有流通A股数#SHARE-A，是公司中流通A股数除以A股总户数；四是股东持股比例％SHARE，是公司中平均每一股东持股百分比。

三、控制变量、样本和数据

(一)控制变量　在公司治理截面数据回归模型中，本文引入了四个控制变量。一是股票BETA系数，用以控制公司的不确定性或离散性。二是净资产市场(MV)，用以控制公司规模。Demsetz and Lehn(1985)提出证据表明这两个变量与所有权集中度显著相关。此外，本文提出保值增值率(RATE-BZ)用以控制公司的成长性，公司国家股比重(％STATE)用以控制我国上市公司股权结构中“一股独大”现象的影响。

(二)样本和数据　文中所有数据取自聚源数据库和巨灵数据库中在深圳和上海证券交易所上市交易的所有行业上市公司的相关数据。这些数据包括：1997年至2004年八年间年会计盈余和股票总回报率数据；2004年末董事会人数、独立董事人数、内部董事人数、董事会中专家董事人数、董事会中持股董事人数；2004年末法人股比重、公司流通股比重、户均持流通A股股数、股东持股百分比等数据；2004年末样本公司股票BETA系数、净资产市场价值(MV)、公司保值增值率(RATE-BZ)、国家股比重(％STATE)等数据。由于有些公司数据不完整，最终选取的样本公司数为657家。(表1)简要列示了样本公司相关变量的统计属性，包括了会计盈余及时性的变量、公司治理相关变量，以及控制变量的情况。

四、实证研究设计及结果

(一)会计盈余及时性个别变量及综合变量相关性(表2)列示了会计盈余及时性个别变量及综合变量的PEARSON和SPEARMAN相关情况。会计信息及时性综合变量(EARN_TIMELY)是由三个独立的会计信息及时性变量构成，会计信息及时性综合变量与三个独立的会计盈余及时性变量之间的PEARSON相关性为正且都具有在1％水平的统计显著性。这表明会计盈余及时性综合变量(EARN_TIMELY)抓住了三个独立及时性变量的本质。

(二)模型设计及回归结果　本文引入保值增值率、净资产市场价值、股票BETA系数、国家股比重等控制变量，采用截面数据最小二乘法回归分析公司治理变量与会计盈余及时性变量之间的相关性。基本假设是会计信息反映公司现时经营活动和股东价值能力较差的公司，其公司治理机制将会更多地依靠高成本的方式。基本模型是：

DEP_VAR=α+βEARN_TIMELY+δ1MV+δ2BETA+δ3RATE_BZ+δ4％STATE+ε　(3)

其中，DEP_VAR代表各公司治理相关变量(％SHARE、#SHARE-A、％CIRCUlLATE、％CORPORATE、％SHAREHOLD―DIR、％EXPERTDIR、％INDIR、％OUTDIR、DIR#)。

(表3)列示了会计盈余及时性综合变量(EARN_TIMELY)与公司董事会结构相关变量的回归检验结果。会计盈余及时性与公司董事会规模变量、独立董事人数比重是正相关。这与本文的预测是一致的，会计盈余信息治理功能较差时，为加强对公司的控制，董事会的规模会缩小，独立董事人数少一些而公司内部董事人数相对多一些。公司会计信息及时性综合变量与其他董事结构变量内部董事人数比重、董事会中专家董事人数比重、董事会中持股董事人数比重是显著负相关的。这也与本文的预测相一致，公司会计盈余及时性较低时，内部董事、专家董事、持有股份的董事人数会相对多一些。

(表4)列示了会计信息及时性综合变量(EARN_TIMELY)与公司外部股东持股集中度相关变量的回归检验结果。结果显示会计盈余及时性与公司流通股比重、法人股比重、户均持有流通A股数量、股东持股百分比正相关。其中，后两个变量通过了显著性检验，而前两个变量没有通过显著性检验。这与本文的预测基本一致。笔者认为在目前我国上市公司国家股“一股独大”现象比较普遍，存在问题也相当严重的条件下，当公司会计信息不能满足需要时，外部法人股东会选择“用脚”投票的方式，选择减少股份持有量的决策。我国股市投机性强、换手率高的事实也从侧面说明了这一点。法人股比重变量之所以没有通过显著性检验可能是由于样本中没有区分出国有法人和其他法人的缘故。同样会计信息及时性与公司流通股比重是正相关，但也没有通过显著性检验的原因还需要进一步研究。

五、结论与启示