會計職業判斷與盈余管理實證研究

張迎迎 邢 傳

（1、河南理工大學經濟管理學院 河南 焦作454000；2、山東棗莊礦業集團付村煤業公司 山東棗莊277605）

一、引言

會計盈余作為會計信息的重要部分，是企業的利益相關者進行決策的主要依據之一，而管理當局為謀取個人或局部利益采取的盈余管理行為，則侵害了利益相關者的利益，因此，對盈余管理進行研究，目的在于減少企業的盈余管理行為，提高會計信息的質量。2007年實施的新企業會計準則體系后，以原則為導向，留給企業較大的自由度和選擇空間，允許企業管理當局根據自己的判斷進行賬務處理。一方面，企業管理當局與會計人員可以根據企業內外部的實際情況做出判斷，選擇合適的會計處理方法并作出恰當的會計估計，增加會計信息的相關性；另一方面，也給了企業管理當局更大的盈余管理空間，在制度安排與監管不到位的情況下，容易誘發利潤操縱，反而會降低會計信息的可靠性。基于新企業會計準則背景，本文以會計行為主體為視角，分析會計職業判斷對盈余管理的影響，以檢驗會計職業判斷能力與盈余管理的關系以及會計職業判斷的核心影響因素。

二、研究設計

（一）研究假設 楊家親、許燕（2003）較早對會計職業判斷與盈余管理關系進行了研究，認為盈余管理只是利用了會計職業判斷的空間，并常以職業判斷為借口進行掩飾，以至于很多人將某些盈余管理行為誤以為是會計職業判斷。黃珍文（2007），王振濤（2008），劉國城、楊麗麗（2009）指出了新會計準則下會計職業判斷是企業進行盈余管理的重要手段。陸宇建、張繼袖（2010）發現盈余管理的制度性因素要比人的主觀道德因素重要。綜上，新會計準則背景下，會計職業判斷是企業進行盈余管理的重要手段在國內已得到認可。然而，從實證角度研究比較缺乏。影響會計職業判斷因素可分為主體、客體以及環境因素。已有文獻多從環境和客體進行分析，較少涉及其行為主體研究。鑒于高管是會計信息的主要責任者，會計人員基本信息缺失，本文以上市公司高管素質代表行為主體，提出假設：

H1：高管素質是進行會計職業判斷能力研究的核心因素

盈余管理的行為主體是管理當局，他們為了實現私人利益最大化，在法律法規和會計準則允許的基礎上，對企業的會計盈余信息進行控制或調整。會計職業判斷的能力越高，說明行為主體越了解會計準則的要求，越容易對會計事項處理和財務會計報告編制應采取的原則、方法、程序等方面做出對自己有利的判斷和選擇。據此，本文提出假設：

H2：會計職業判斷能力與盈余管理程度正相關

對上市公司的高層管理人員而言，公司的業績與自身的利益有著直接的關系。由于委托代理關系的存在，一般認為，在企業的經營業績下滑時，高管粉飾業績的動機越充分，陸正飛、魏濤（2006）和陳祥有（2010）分別針對上市公司的配股和IPO行為中盈余管理與業績的關系進行研究，并為盈余管理的機會主義觀提供了證據。為進一步檢驗會計職業判斷對盈余管理的影響，假設如下：

H3：對管理當局來說，會計職業判斷能力與業績之間的交叉項與盈余管理呈正相關關系

（二）樣本選取與數據來源 本文選取了2008年和2009年在我國上海證券交易所和深圳證券交易所主板上市的A股公司作為研究對象。鑒于金融保險類上市公司的特殊性，剔除了金融保險類上市公司70家，其中2008年34家；剔除了當年度首次公開上市的公司，共140個樣本。排除了當年被特別處理的上市公司，以及傳播文化行業、制造業下的木材家具子行業的上市公司（樣本量都小于10，不適用盈余管理計量模型的分行業回歸），得到盈余管理程度研究的總樣本量為2752，其中2008年1331個，2009年1421個。此外，由于上市公司對是否披露高管人員的信息（如職稱、學歷等方面）擁有一定的自由度，只有部分公司對此進行了披露，按照上述標準進行剔除后，所得樣本共計362個（2008年166個，2009年196個）。本文的財務高管人員素質指的是上市公司中已披露的財務最高負責人的素質，其選取的順序為：財務總監、總會計師、財務負責人、財務部經理或財務部長。本文研究所采用的盈余管理計量指標的基本數據來源于RESSET金融研究數據庫，會計職業判斷能力指標的基本數據來自國泰安CSMAR數據庫中的上市公司治理結構研究數據庫。對基本數據進行數據處理主要采用了Excel和SPSS17.0統計軟件。

（三）變量定義和模型建立 本文運用主成份分析法對會計職業判斷能力進行定量計量，指標見（表1）。同時，將計算出的會計職業判斷能力綜合指數CAPC作為解釋變量，并引入三個控制變量，見（表2）。在此基礎上，建立了如下線性回歸模型來考察會計職業判斷能力與盈余管理的關系：DA＝β1*CAPC+β2*LNSIZE+β3*LEV+β4*AvgROE+β5*（CAPC*AvgROE）+ε…（Ⅰ）其中，DA是通過采用分行業估計的截面修正Jones模型計算得出的。

三、實證結果分析

表1 主成份分析變量定義

（一）主成份分析 從（表3）中可以看出，本次分析提取了6個主成份，即m=6，這6個主成份可以反映原來指標反映信息的77.813%。從（表4）中看到，第三個主成份F3主要反映了財務高管的教育背景和獨立董事占董事會人數的比例，證明假設H1成立。用主成份載荷矩陣（表4）中的數據除以主成份相對應的特征值開平方根便得到六個主成份中每個指標所對應的系數。

表2 變量定義

表3 解釋的總方差（方差分解主成份提取分析表）

表4 成份矩陣（初始因子載荷矩陣）

在此基礎上，以每個主成份所對應的特征值占所提取主成份總的特征值之和的比例作為權重計算主成份綜合得分模型：F＝0.2439F1+0.2103F2+0.1581F3+0.1455F4+0.1323F5+0.1099F6將公式上述結合計算可得以下模型：F=0.199020ZX1+0.184286ZX2+0.067002ZX3+0.185890ZX4+0.173549ZX5-0.013797ZX8+0.029053 ZX8+0.073370ZX8+0.108554ZX9-0.012837ZX10-0.007609ZX11+0.135162ZX12

（二）回歸分析 將主成份分析模型得出的綜合得分代入模型Ⅰ進行回歸分析，結果見（表5）。從表中可以看出，解釋變量CAPC的回歸系數為正的0.028，與預期一致，且在10%的顯著性水平下通過了檢驗，說明會計職業判斷能力綜合指數與上市公司的盈余管理程度顯著正相關，驗證了假設H2的成立。而交叉項CAPC*AvgROE的回歸系數為0.008，雖與前文分析結果一致，但未通過顯著性檢驗，說明假設H3不成立。將（表5）中相關變量的系數代入回歸模型Ⅰ，則可將會計職業判斷能力與盈余管理的關系表達為：DA=-0.024CAPC+0.004LNSIZE-0.051LEV+0.052AvgROE+0.008（CAPC*AvgROE）+ε。

表5 回歸分析結果

四、結論

本文以上市公司為研究對象，利用主成分分析法建立了一個評價會計職業判斷能力的模型，對會計職業判斷與盈余管理進行實證分析。結果證明，會計職業判斷的綜合能力越強，上市公司盈余管理程度越高，但這并不意味著提高會計職業判斷能力會造成盈余造假，盈余管理是一個中性詞，適度且適當的盈余管理有利于我國資本市場的發展，行為主體會計職業判斷能力的提高說明其對會計準則的理解更透徹，由此采用的盈余管理措施也有利于公司的發展。鑒于數據難以查找，本文并未將道德因素引入會計職業判斷能力的計量模型，因此，在不考慮悖德的情況下，提高會計職業判斷能力會增加進行善意盈余管理的程度。目前大多數上市公司對于財務高管人員以及會計人員信息的披露制度很不完善，建議有關部門引導上市公司披露財務相關人員的素質因素，為會計職業判斷能力的研究進展奠定基礎。

［1］楊家親、許燕：《會計職業判斷研究》，《會計研究》2003年第10期。

［2］陸正飛、魏濤：《配股后業績下降：盈余管理后果與真實業績滑坡》，《會計研究》2006年第8期。

［3］陳祥有：《A股發行公司IPO前盈余管理與IPO后經營業績的實證研究》，《財經理論與實踐》2010年第1期。