會計準則改革、股權(quán)集中度與盈余管理*

武漢科技大學 白露珍 邱玉蓮

會計準則改革、股權(quán)集中度與盈余管理*

武漢科技大學 白露珍 邱玉蓮

本文以2003-2014年滬深A股上市公司為研究樣本，分析了會計準則改革、股權(quán)集中度對公司盈余管理的影響。研究發(fā)現(xiàn)，會計準則改革后，公司盈余管理程度顯著提高；股權(quán)集中度越高，盈余管理程度越大，會計準則改革后盈余管理程度的提升幅度也越大。進一步區(qū)分正、負向盈余管理進行分析發(fā)現(xiàn)，會計準則改革后，公司正、負向盈余管理程度均有顯著提高，但只有負向盈余管理的提升幅度會隨著股權(quán)集中度的增加而顯著增加，正向盈余管理的提升幅度并未受到股權(quán)集中度的顯著影響。

會計準則 股權(quán)集中度 盈余管理 操縱性應(yīng)計利潤

一、引言

會計盈余能夠傳遞有關(guān)現(xiàn)金流量和公司價值的信息（Watts and Zimmerman，1986）。公司管理當局有強烈的動機利用信息優(yōu)勢，操縱盈余信息以實現(xiàn)自身利益最大化。作為生成會計信息的制度規(guī)范，會計準則為適應(yīng)企業(yè)復雜多變的經(jīng)濟交易和事項，必將留有職業(yè)判斷和會計選擇空間。職業(yè)判斷和會計選擇空間有助于提高會計信息質(zhì)量。但這需要完善的公司治理機制作保障，如果缺乏這一保障，職業(yè)判斷和會計選擇空間往往會為公司管理當局運用會計估計、會計方法選擇和控制交易事項發(fā)生時點（Teoh et al.，1998a）等手段進行盈余管理提供便利。我國財政部2006年頒布的企業(yè)會計準則，與之前的會計準則相比發(fā)生了重大變化，既在某些方面遏制了利潤操縱，又在某些方面為利潤操縱提供了新的空間。那么，企業(yè)會計準則能否有效遏制上市公司盈余管理呢？另外，設(shè)計科學、運作良好的公司治理機制可以有效約束管理層的利潤操縱行為，反之則可能為公司管理層進行利潤操縱創(chuàng)造條件。那么，作為公司內(nèi)部治理機制的重要方面，股權(quán)集中度對盈余管理有何影響？會計準則改革和股權(quán)集中度對盈余管理的共同作用如何？現(xiàn)有關(guān)于2006年企業(yè)會計準則對公司盈余管理影響的研究文獻主要關(guān)注某項具體準則對公司盈余管理行為的影響，如資產(chǎn)減值（張然等，2007；譚燕，2008；羅進輝等，2010；）、債務(wù)重組（羅煒等，2008；謝德仁，2011；謝海洋，2013）以及金融工具確認和計量（葉建芳等，2009；孫曼莉等，2010；徐經(jīng)長等，2013）對公司盈余管理行為的影響。針對企業(yè)會計準則整體對盈余管理影響的研究較少，且僅限于對其影響機理進行理論分析（沈烈、張西萍，2007），比較企業(yè)會計準則實施前后的上市公司總體的盈余管理程度（吳克平、于富生和黎來芳，2013），比較不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司實施會計準則前后盈余管理程度（白露珍，2013），少有文獻關(guān)注2006年企業(yè)會計準則對不同方向盈余管理水平的影響（王建剛和劉慶艷，2009），更未涉及會計準則改革與公司治理機制對盈余管理的共同作用及其對正、負向盈余管理的影響是否存在差異。本文考察了會計準則改革、股權(quán)集中度對盈余管理的影響，并區(qū)分正、負向盈余管理進行了深入分析，以期為完善企業(yè)會計準則和優(yōu)化公司股權(quán)結(jié)構(gòu)提供一些啟示。

二、文獻綜述

現(xiàn)有關(guān)于2006年企業(yè)會計準則整體對盈余管理影響的研究結(jié)論存在較大分歧。沈烈、張西萍（2007）認為，2006年企業(yè)會計準則中的盈余管理空間有消有長，總體上消大于長。王虹、楊丹（2011）研究發(fā)現(xiàn)，2006年企業(yè)會計準則實施后，上市公司的盈余質(zhì)量有降低趨勢。王建剛、劉慶艷（2009）的研究表明，2006年企業(yè)會計準則前后上市公司的盈余管理程度沒有顯著差異，不同行業(yè)上市公司盈余管理程度的變化趨勢不同。陳昊（2012）和吳克平、于富生和黎來芳（2013）研究發(fā)現(xiàn)，2006年企業(yè)會計準則在上市公司的盈余管理的控制上并未取得顯著效果。白露珍（2013）考察了企業(yè)會計準則實施前后不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司的盈余管理水平，發(fā)現(xiàn)2006年企業(yè)會計準則顯著提高了地方國企和民營企業(yè)的盈余管理水平，但國有企業(yè)的盈余管理水平?jīng)]有顯著變化。劉永濤、翟進步和王玉濤（2011）和柴斌峰（2012）分別以金融類上市公司和民營企業(yè)為研究樣本發(fā)現(xiàn)，2006年企業(yè)會計準則實施后，上市公司的盈余管理程度顯著提高。在股權(quán)集中度與盈余管理的關(guān)系方面，現(xiàn)有研究結(jié)論也不統(tǒng)一。Haw et al.（2003）發(fā)現(xiàn)，盈余管理的主要原因在于大股東控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)之間的分離。Leuz et al.（2003）發(fā)現(xiàn)，盈余管理的差異是由于大股東試圖獲取私有收益造成的。La porta et al.（1997、1999）、Fan and Wong（2002）、孟焰和張秀梅（2006）、杜興強和溫日光（2007）、馬連福等（2008）研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度越高，盈余管理的動機和能力越強，盈余管理程度越高，會計信息質(zhì)量越低。張祥建和郭嵐（2006）、張兆國等（2009）的研究則表明，股權(quán)集中度與盈余管理呈倒U型關(guān)系。通過上述文獻梳理與分析不難發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學者在會計準則改革、股權(quán)集中度對公司盈余管理影響的研究中取得了豐富的成果，這為本文研究的開展奠定了堅實的基礎(chǔ)。但目前鮮有文獻關(guān)注會計準則和股權(quán)集中度對公司盈余管理的交叉影響，以及二者對正、負向盈余管理影響的差異?；诖?，本文對此作進一步實證分析。

三、理論分析與研究假設(shè)

2006年企業(yè)會計準則中盈余管理可借用的空間有消有長，既在某些方面限制了盈余管理的空間，也在某些方面為企業(yè)進行盈余管理提供了新的機會。一方面，2006年企業(yè)會計準則取消了存貨計價的“后進先出法”；規(guī)定固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等長期資產(chǎn)的減值準備一經(jīng)計提，在以后會計期間不得轉(zhuǎn)回；注重以控制為基礎(chǔ)確定合并財務(wù)報表的合并范圍；區(qū)分了同一控制和非同一控制下的企業(yè)合并業(yè)務(wù)的會計處理；完善了會計信息披露要求。這在一定程度上有效控制了公司的利潤操縱行為，減少了公司盈余管理的空間，增強了會計信息的透明度。另一方面，2006年企業(yè)會計準則在投資性房地產(chǎn)、非貨幣性資產(chǎn)交換、債務(wù)重組、金融工具的確認和計量等具體會計準則中有條件地引入了公允價值；要求企業(yè)至少于每年年度終對固定資產(chǎn)的折舊年限、方法和預計凈殘值進行復核，并將其改變作為會計估計變更采用未來適用法；區(qū)分無形資產(chǎn)研究階段和開發(fā)階段的支出，分別對其進行費用化和資本化處理，同時無形資產(chǎn)的攤銷年限也不再固定，攤銷方法也不僅僅局限于直線法；擴大了借款費用資本化的借款范圍和資產(chǎn)范圍。這賦予了公司管理層更多的會計政策選擇權(quán)，為其進行盈余管理提供了新的機會和空間。然而，我國作為新興市場經(jīng)濟國家，市場經(jīng)濟還很不完善，加上股東和管理當局之間存在信息不對稱，企業(yè)管理當局為了實現(xiàn)自身利益最大化，會想方設(shè)法利用會計準則中的職業(yè)判斷和會計選擇空間進行盈余管理。據(jù)此，認為，在我國目前的制度環(huán)境和市場情況下，公司盈余管理程度高于準則實施之前。因此，提出假設(shè)1。

假設(shè)1：會計準則改革后，公司盈余管理程度顯著提高

企業(yè)是一系列契約的結(jié)合。會計信息作為經(jīng)濟決策的重要依據(jù)，在契約簽訂和實施過程中扮演著重要角色。由于契約具有不完備性，契約簽訂者之間難免產(chǎn)生利益沖突，主要體現(xiàn)為股權(quán)分散情況下管理者和外部投資者之間的利益沖突，以及股權(quán)集中情況下控股股東和中小投資者之間的利益沖突。我國上市公司股權(quán)高度集中，控股股東和中小股東之間存在嚴重的利益沖突，而且存在信息不對稱，大股東具有追求控制權(quán)私有收益，侵占中小股東利益的動機和能力。然而，追求控制權(quán)私有收益一旦被發(fā)現(xiàn)，不僅會受到其他利益相關(guān)者的抵制，還要承擔聲譽損失、法律訴訟等的代價，于是控股股東往往通過盈余管理來掩蓋其攫取私有收益的動機和行為（Leuz et al.，2003）。而且，隨著持股比例的增大，控股股東對企業(yè)的控制力不斷加強，來自其他利益相關(guān)者的阻力也逐漸減弱，能夠更加自由地進行盈余管理。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：股權(quán)集中度越高，公司盈余管理程度越高

股權(quán)集中度對盈余管理的影響還體現(xiàn)在會計準則改革前后盈余管理程度的變化幅度上。具體而言，隨著公允價值的應(yīng)用等職業(yè)判斷和會計選擇空間的擴大，持股比例越大，控股股東越容易憑借其對上市公司的控制權(quán)進行更為嚴重的利潤操縱，以攫取控制權(quán)私有收益，增加自身財富。據(jù)此，進一步提出假設(shè)3。

假設(shè)3：股權(quán)集中度越高，會計準則改革后公司盈余管理程度的提升幅度越大

四、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源 鑒于我國創(chuàng)業(yè)板于2009年才開板啟動，本文選取我國除創(chuàng)業(yè)板外的滬、深A股上市公司為研究對象。同時，本文將研究的時間范圍確定為2003年至2014年，共獲取20506個公司年度樣本。在此基礎(chǔ)上，本文還執(zhí)行了如下的樣本篩選程序：考慮到金融保險行業(yè)與其他行業(yè)公司在資本結(jié)構(gòu)、經(jīng)營現(xiàn)金流特征等方面有很大差異，剔除金融保險業(yè)樣本410個；剔除當年ST、ST*、PT以及停止上市的樣本2473個；剔除交叉上市公司，包括同時發(fā)行B股、H股的上市公司樣本，原因在于B股和H股上市公司與A股上市公司的監(jiān)管環(huán)境有著很大差異；由于本文需要用到上市公司滯后一期的財務(wù)數(shù)據(jù)，因而剔除當年新上市的公司年度樣本982個。剔除數(shù)據(jù)缺失的公司年度樣本1159個，最后得到研究樣本15520個（見表1）。本文所使用的財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)分析使用了Stata13.0統(tǒng)計軟件。

表1 樣本分布

（二）變量定義與模型構(gòu)建

（1）被解釋變量。借鑒Dechow et al.（1995）、夏立軍（2003）和于忠泊等（2011）的方法，采用分年度分行業(yè)修正的橫截面Jones模型估計操縱性應(yīng)計利潤，并以操縱性應(yīng)計利潤的絕對值衡量公司的盈余管理程度，分析2006年會計準則改革、股權(quán)集中度及其交乘項對公司盈余管理程度的影響。首先，運用模型（1）對不同年份的特征參數(shù)α1、α2、α3進行估計，得到估計值a1、a2、a3。然后，將a1、a2、a3代入模型（2）求出非操縱性應(yīng)計利潤。最后，利用模型（3）計算出操縱性應(yīng)計利潤。操縱性應(yīng)計利潤偏離零值越遠，絕對值越高，說明公司盈余管理程度越強，盈余信息質(zhì)量越低。

TAi，t：代表公司i第t期的總應(yīng)計利潤，等于公司i第t期營業(yè)利潤與第t期經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量的差額；NDAi，t：代表公司i第t期非操縱性應(yīng)計利潤；DAi，t：代表公司i第t期操縱性應(yīng)計利潤；ΔREVi，t：代表公司i第t期營業(yè)收入與第t-1期營業(yè)收入的差額；PPEi，t：代表公司i第t期期末固定資產(chǎn)原值；ΔRECi，t：代表公司i第t期期末應(yīng)收賬款凈額與第t-1期期末應(yīng)收賬款凈額的差額；Ai，t-1：代表公司i第t-1期期末資產(chǎn)余額。

（2）解釋變量。NEW：代表會計準則改革的虛擬變量。會計準則改革前，NEW=0；會計準則改革后，NEW=1。SHR：代表公司的股權(quán)集中度，等于公司第一大股東的持股比例。NEW*SHR：為會計準則改革（NEW）和公司股權(quán)集中度（SHR）的交乘項。

（3）控制變量。根據(jù)經(jīng)驗和已有的研究文獻（雷光勇、劉慧龍，2006；姜付秀，2013等），本文還控制了其他因素對盈余管理程度的影響，采用模型（4）進行多元線性回歸分析。

其中，ABS_DA是被解釋變量，代表公司的盈余管理程度，等于操縱性應(yīng)計利潤的絕對值；NEW為代表會計準則改革的虛擬變量；SHR代表公司股權(quán)集中度，等于第一大股東的持股比例；NEW* SHR為會計準則改革（NEW）和股權(quán)集中度（SHR）的交乘項。此外，SIZE代表公司規(guī)模，等于公司期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；LEV代表公司的財務(wù)杠桿，等于公司期末的資產(chǎn)負債率；ROA代表公司的盈利能力，等于公司當期凈利潤除以當期期初、期末總資產(chǎn)的平均余額；GROW代表公司的成長機會，等于公司A股市場價值除以公司總資產(chǎn)賬面價值；AUDIT為代表公司審計事務(wù)所的虛擬變量，若為公司提供審計的是國際四大事務(wù)所，AUDIT=1，否則AUDIT=0；OPINION為代表公司當年審計意見的虛擬變量，若公司當年審計意見為標準無保留意見，OPINION=0；否則OPINION=1。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計 表2報告了樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果。在保留四位小數(shù)的情況下，操縱性應(yīng)計利潤絕對值（ABS_DA）的平均值和中位數(shù)分別為0.0724和0.0464，最小值和最大值分別為0和6.2651，說明樣本公司的盈余管理程度存在很大差異。進一步分析樣本數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，操縱性應(yīng)計利潤（ABS_DA）大于1的公司年度樣本共有23個，其中操縱性應(yīng)計利潤（ABS_DA）大于4的公司年度樣本有1個，操縱性應(yīng)計利潤（ABS_DA）大于3的公司年度樣本有5個，操縱性應(yīng)計利潤（ABS_DA）大于2的公司年度樣本有7個。第一大股東持股比例（SHR）的中位數(shù)為0.3560，表明大多數(shù)樣本公司第一大股東的持股比例大于35%。資產(chǎn)負債率（LEV）的最小值和最大值分別為0.0071和16.3291，表明公司的負債情況存在很大差異，有的公司幾乎全靠自有資本運營，有的公司則嚴重資不抵債。公司規(guī)模（SIZE）的最小值和最大值分別為16.5196和27.5467，盈利能力（ROA）的最小值和最大值分別為-1.7520和2.9330，成長機會（GROW）的最小值和最大值分別為0.0826和65.4711，說明樣本公司的資產(chǎn)規(guī)模、盈利能力和成長機會都存在很大差異，不存在樣本自選擇問題。表3比較了會計準則改革前后操縱性應(yīng)計利潤絕對值（ABS_DA）的差異?？梢钥闯觯瑫嫓蕜t改革前，ABS_DA的均值和中位數(shù)分別為0.0664和0.0443，會計準則改革后，ABS_DA的均值和中位數(shù)分別為0.0745和0.0473。檢驗結(jié)果表明，會計準則改革后ABS_DA的均值和中位數(shù)均顯著提高，與假設(shè)1相一致

表2 全樣本相關(guān)變量描述性統(tǒng)計

表3 操縱性應(yīng)計利潤絕對值的差異：會計準則改革前后比較

（二）回歸分析 表4報告了ABS_DA的回歸結(jié)果。其中，模型（1）為全樣本回歸結(jié)果，模型（2）、（3）分別以操縱性應(yīng)計利潤大于等于零和操縱性應(yīng)計利潤小于零的公司年度數(shù)據(jù)為樣本進行了回歸。在全樣本回歸中，NEW的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正（0.0090），表明會計準則改革后公司的盈余管理程度顯著提高，驗證了假設(shè)1；SHR的回歸系數(shù)為正（0.0380），且在1%的水平上顯著，表明公司股權(quán)越集中，盈余管理程度越高，與假設(shè)2一致；NEW*SHR的系數(shù)為正（0.0331），且在5%的水平上顯著，表明就全樣本來看，股權(quán)集中度越高，會計準則改革后，公司盈余管理程度的提高幅度越大，符合假設(shè)3。此外，公司規(guī)模（SIZE）的回歸系數(shù)顯著為負，表明公司規(guī)模越大，盈余管理程度越低，與張祥建和郭嵐（2006）的結(jié)論一致；資產(chǎn)負債率（LEV）的回歸系數(shù)顯著為正，表明公司資產(chǎn)負債率越高，盈余管理程度越高，與Dechow et al.（2006）以及Bartov et al.（2008）的結(jié)論一致；公司成長機會（GROW）的回歸系數(shù)顯著為正，說明公司成長機會越多，盈余管理程度越高，與Koh（2007）的結(jié)論一致；審計師事務(wù)所性質(zhì)（AUDIT）的回歸系數(shù)顯著為負，審計意見（OPINION）的系數(shù)顯著為正，表明審計質(zhì)量越高，盈余管理程度越低。模型（2）和（3）分別以正、負向盈余管理公司為樣本，檢驗了會計準則改革、股權(quán)集中度對公司盈余管理程度的影響。從模型（2）的回歸結(jié)果來看，會計準則改革（NEW）的回歸系數(shù)為正（0.0082），在10%的水平上顯著，表明會計準則改革后，公司正向盈余管理程度顯著提高，進一步驗證了假設(shè)1；SHR的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正（0.0322），表明公司股權(quán)集中度越大，正向盈余管理程度越高，為假設(shè)2提供了進一步證據(jù)；NEW*SHR的回歸系數(shù)不顯著，表明會計準則改革后，公司正向盈余管理的提升幅度并未受到公司股權(quán)集中度的影響，不符合假設(shè)3。從模型（3）的回歸結(jié)果來看，會計準則改革（NEW）的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正（0.0100），表明會計準則改革后，公司負向盈余管理程度顯著提高，進一步驗證了假設(shè)1；SHR的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正（0.0453），NEW* SHR的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正（0.0431），表明股權(quán)集中度越大，公司負向盈余管理程度越高，且會計準則改革后公司盈余管理程度的提升幅度也越大，為假設(shè)2和假設(shè)3提供了進一步證據(jù)。

表4 多元回歸分析

（三）敏感性分析 異常樣本、異常值都可能對上述結(jié)果造成影響。因此，本文分別在剔除操縱性應(yīng)計利潤（ABS_DA）大于1的樣本、剔除資產(chǎn)負債率大于1的樣本，對控制變量中的連續(xù)變量的極端值（小于1%分位數(shù)與大于99%分位數(shù)）進行Winsorize處理的情況下，按照以上研究步驟和模型進行了敏感性分析，結(jié)論仍然成立。本文將公司當年營業(yè)收入的自然對數(shù)作為代表公司規(guī)模的控制變量，將營業(yè)收入的增長率作為控制變量加入模型進行回歸發(fā)現(xiàn)，除了估計系數(shù)的顯著性水平稍有差異之外，結(jié)論與前文基本一致。

六、結(jié)論

本文以2003-2014年我國A股上市公司為樣本，利用分年度分行業(yè)修正的橫截面Jones模型估計操縱性應(yīng)計利潤，并以操縱性應(yīng)計利潤的絕對值衡量公司盈余管理程度，考察了2006年企業(yè)會計準則改革、股權(quán)集中度對上市公司盈余管理的影響。結(jié)果表明，會計準則改革后，上市公司盈余管理程度顯著提高；公司股權(quán)集中度對盈余管理程度有顯著正向影響；公司股權(quán)集中度越高，會計準則改革后盈余管理程度的提高幅度越大。進一步區(qū)分正、負向盈余管理進行分析發(fā)現(xiàn)，會計準則改革后，公司正、負向盈余管理程度均有顯著提高，但只有負向盈余管理的提升幅度會隨著股權(quán)集中度的增加而顯著增加，正向盈余管理的提升幅度并未受到股權(quán)集中度的顯著影響。研究結(jié)論從盈余管理的角度檢驗了2006年企業(yè)會計準則改革的效果，驗證了股權(quán)集中度對盈余管理的影響，本文進一步深化了股權(quán)結(jié)構(gòu)與盈余管理關(guān)系的研究，為完善企業(yè)會計準則和優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)提供了參考。

*本文系湖北省會計學會第五批會計科研課題（項目編號：HBK201306）的階段性研究成果。

［1］白露珍：《會計準則改革、實際控制人性質(zhì)與盈余管理》，《財經(jīng)理論與實踐》2013年第1期。

［2］杜興強、溫日光：《公司治理與會計信息質(zhì)量：一項經(jīng)驗研究》，《財經(jīng)研究》2007年第1期。

［3］雷光勇、劉慧龍：《大股東控制、融資規(guī)模與盈余操縱程度》，《管理世界》2006年第1期。

［4］馬連福等：《大股東制衡、投資者關(guān)系管理與盈余管理》，《山西財經(jīng)大學學報》2008年第12期。

［5］沈烈、張西萍：《新會計準則與盈余管理》，《會計研究》2007年第2期。

［6］王虹、楊丹：《會計準則變遷、公司治理對盈余管理的影響分析》，《財經(jīng)科學》2011年第9期。

［7］夏立軍：《盈余管理計量模型在中國股票市場的應(yīng)用研究》，《中國會計與財務(wù)研究》2003年第2期。

［8］張祥建、郭嵐：《盈余管理與控制性大股東的“隧道行為”》，《南開經(jīng)濟研究》2007年第6期。

［9］張兆國等：《公司治理結(jié)構(gòu)與盈余管理》，《中國軟科學》2009年第1期。

［10］Haw，I.，M.，Hu B.，Hwang，L. s. and Wu，W.，“Ultimateownership，Income Management，and Legal and Extralegal Institutions，Working Paper.2003.

［11］Leuz，C.，D. Nanda，P. D. Wysocki，Earnings Management and Investor Protection: An International Comparison，Journal of Financial Economics，2003.

（編輯 梁 恒）