會計準(zhǔn)則變更與盈余管理

[摘 要] 本文以2005—2006年會計準(zhǔn)則變更前后為研究背景，選取全部A股上市的房地產(chǎn)公司作為研究樣本，分析2007年起實施的新會計準(zhǔn)則是否對上市房地產(chǎn)公司的盈余管理行為產(chǎn)生了影響，并以此為基礎(chǔ)檢驗會計準(zhǔn)則實施的質(zhì)量。研究得出，弱化穩(wěn)健性原則和擴(kuò)大公允價值的運用，導(dǎo)致了公司盈余管理水平的顯著提高。通過控制虧損公司后發(fā)現(xiàn)，沒有證據(jù)表明盈余穩(wěn)健性的提高導(dǎo)致了上市公司的大清洗行為。這些證據(jù)表明，會計準(zhǔn)則總體而言得到了恰當(dāng)?shù)膱?zhí)行。

[關(guān)鍵詞] 上市房地產(chǎn)公司 會計準(zhǔn)則變更 盈余管理

一、研究設(shè)計和描述性統(tǒng)計

1.模型設(shè)計

國外最常用的盈余管理計量方法是應(yīng)計利潤分離法，依據(jù)Kaplan的理論，認(rèn)為應(yīng)計利潤隨企業(yè)經(jīng)營狀況而改變，因此可以從總應(yīng)計利潤中分離出由外生經(jīng)濟(jì)狀況決定的非操控性應(yīng)計利潤或期望利潤，剩余的部分就是操控性應(yīng)計利潤或異常應(yīng)計利潤。一般用回歸模型將應(yīng)計利潤分離為非操縱應(yīng)計利潤和操縱性應(yīng)計利潤，并用操縱應(yīng)計利潤來衡量盈余管理的大小和程度。目前具有代表性的模型是Jones(1991)通過考慮經(jīng)濟(jì)因素對應(yīng)計利潤的影響，提出的合理地測定操控性和非操控性應(yīng)計利潤的Jones模型。

Ball和Shivakumar(2006)發(fā)現(xiàn)Jones及其擴(kuò)展模型都沒有考慮到這一與穩(wěn)健性相關(guān)的問題，并提出了一個分段非線性應(yīng)計模型來控制損失與利得的不對稱確認(rèn)所導(dǎo)致的應(yīng)計與現(xiàn)金流非線性關(guān)系對應(yīng)計利潤估計的影響。

模型 1

模型1中，表示應(yīng)計利潤，是上期期末總資產(chǎn)，是t期主營業(yè)務(wù)收人和t-1期主營業(yè)務(wù)收入的差額，是t期期末固定資產(chǎn)合計，是t期應(yīng)收賬款和t-1期應(yīng)收賬款的差額，是指經(jīng)營現(xiàn)金流量， 是虛擬變量，當(dāng)小于0，取1，反之取0，通過現(xiàn)金流量表法計算，用凈利潤NI與經(jīng)營現(xiàn)金流量CFO之間的差額表示。操控性應(yīng)計利潤DA通過TA減去NDA獲得，以上變量均經(jīng)上期期末總資產(chǎn)調(diào)整。

本模型的基本思想是:使用經(jīng)營活動現(xiàn)金流量作為“好消息”和“壞消息”的代理變量，負(fù)的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量表示經(jīng)濟(jì)損失，即壞消息;正的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量表示經(jīng)濟(jì)利得，即好消息。由于應(yīng)計項目可以緩解經(jīng)營活動現(xiàn)金流量的噪音，這意味著應(yīng)計項目與當(dāng)期經(jīng)營活動現(xiàn)金流量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，因而模型中度量應(yīng)計項目與正的經(jīng)營活動現(xiàn)金流最關(guān)系的以及度量應(yīng)計項目與負(fù)的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量關(guān)系的均應(yīng)為負(fù)值。通過檢驗會計制度改革前后DA的變化，可以考察會計制度改革中穩(wěn)健性原則運用程度的變化對公司盈余管理行為的影響。DA大于0表示公司存在調(diào)高利潤的盈余管理行為，DA小于0表示公司存在調(diào)低利潤的盈余管理行為。

2.樣本選取

本文的研究樣本為2004年—2009年度的全部A股上市的房地產(chǎn)公司，剔除了總資產(chǎn)、凈資產(chǎn)和凈利潤數(shù)據(jù)不全的公司，剔除了各年總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率和股票持有報酬率1%和99%分位數(shù)以外的公司。按照證監(jiān)會兩位數(shù)代碼的分類標(biāo)準(zhǔn)，全部設(shè)計含66家上市公司。全部數(shù)據(jù)來自銳思數(shù)據(jù)庫(RESSET)。

二、實證結(jié)果與分析

由表1可以看出，各年模型的F值均在1%的顯著性水平下顯著，擬合優(yōu)度均在85%以上，VIF<2說明不存在共線性，說明模型的適用性很好。各年回歸系數(shù) 的估計值均小于0，的估計值也小于0。根據(jù)Ball和Shivakumar(2005) 的研究，如果存在穩(wěn)健性，模型中應(yīng)顯著大于零。而經(jīng)估計所得的估計值在會計制度改革前后均小于0，說明不論是在會計制度改革前后我國房地產(chǎn)企業(yè)均存在一定的盈余管理行為。

表1模型2的回歸結(jié)果

可以看出，對全部整體而言在07年會計制度改革之前，05，、06年可操作性應(yīng)計利潤較小，而07年會計準(zhǔn)則改革之后，07、08、09年可操作性利潤的絕對值明顯提高，說明我國上市的房地產(chǎn)公司在07年會計準(zhǔn)則變動后盈余管理的幅度大幅提高。再進(jìn)一步由圖1可以看出DA在2007年后為負(fù)值，呈顯著下降的趨勢，這與ROE(凈資產(chǎn)收益率)、CFOA(CFO/平均總資產(chǎn))的變化趨勢顯著不同，這種顯著不同的變化趨勢說明DA的顯著變化可能主要受會計準(zhǔn)則變化的影響，而不是經(jīng)濟(jì)因素(如經(jīng)營績效)的影響。由此可以看出，會計準(zhǔn)則的變更是影響公司盈余管理的主要因素，并不存在虧損公司“洗大澡”的行為。這與毛新述、戴德明(2008)的研究結(jié)果相吻合。

三、結(jié)論

1. 在新會計準(zhǔn)則實施前后我國上市房地產(chǎn)公司均存在一定的盈余管理行為。

2.2007年新會計準(zhǔn)則實施后我國上市房地產(chǎn)公司公司盈余管理的幅度明顯增加，07年會計準(zhǔn)則變更是導(dǎo)致2007年后盈余管理水平顯著提高的主要因素。

3.弱化穩(wěn)健性原則和擴(kuò)大公允價值的運用，導(dǎo)致了公司盈余管理水平的顯著提高。總體而言，沒有證據(jù)表明盈余穩(wěn)健性的提高導(dǎo)致了上市公司的大清洗行為。