陳春艷

（河南財經(jīng)政法大學(xué)會計學(xué)院，鄭州 450000）

隨著世界經(jīng)濟(jì)進(jìn)入全球化時代，各國資本往來越來越頻繁，并趨于融合。會計作為服務(wù)于企業(yè)和資本市場的重要工具，開始面臨國際化問題。各國會計準(zhǔn)則逐漸與國際會計準(zhǔn)則趨同，成為會計發(fā)展史上的重大趨勢之一，會計準(zhǔn)則國際趨同的經(jīng)濟(jì)后果研究成為研究熱點(diǎn)。綜觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，會計準(zhǔn)則國際趨同對企業(yè)盈余管理活動的影響研究是會計準(zhǔn)則國際趨同經(jīng)濟(jì)后果研究的一個重要方面。國外文獻(xiàn)認(rèn)為，會計準(zhǔn)則國際趨同可以顯著提高企業(yè)盈余管理水平。而國內(nèi)文獻(xiàn)的研究結(jié)論并不統(tǒng)一。一些學(xué)者認(rèn)為：會計準(zhǔn)則國際趨同提高了上市公司利用非經(jīng)常性損益進(jìn)行盈余管理的程度，提高了制造業(yè)整體行業(yè)的盈余管理水平；會計準(zhǔn)則國際趨同中，公允價值的應(yīng)用將提高企業(yè)盈余管理水平，金融資產(chǎn)的分類和計量成為企業(yè)進(jìn)行盈余管理活動的重要工具，債務(wù)重組新準(zhǔn)則為上市公司進(jìn)行盈余管理提供了新的選擇。另外一些學(xué)者認(rèn)為：會計準(zhǔn)則國際趨同并沒有顯著提高央企的盈余管理水平，但是卻顯著提高了地方國企和民營企業(yè)的盈余管理水平；會計準(zhǔn)則國際趨同中，資產(chǎn)減值新準(zhǔn)則縮減了企業(yè)盈余管理活動的空間，降低了企業(yè)盈余管理水平。綜上，我國現(xiàn)有文獻(xiàn)研究主要集中于會計準(zhǔn)則某一具體準(zhǔn)則趨同對企業(yè)盈余管理活動的影響上，并且研究樣本多用2008年度及以前的數(shù)據(jù)，并未研究我國會計準(zhǔn)則總體趨同對企業(yè)盈余管理活動的影響，也未研究會計準(zhǔn)則國際趨同對企業(yè)盈余管理活動的長期影響效應(yīng)，更未研究會計準(zhǔn)則國際趨同對企業(yè)正向盈余管理活動和負(fù)向盈余管理活動的具體影響。故而，本文通過搜集 2001—2006年度和 2008—2013年度上市公司數(shù)據(jù)，詳細(xì)研究會計準(zhǔn)則整體趨同對企業(yè)盈余管理活動的影響，并具體分析會計準(zhǔn)則國際趨同對企業(yè)正向盈余管理活動和負(fù)向盈余管理活動的影響。

一、理論研究與研究假設(shè)

經(jīng)濟(jì)后果理論認(rèn)為會計政策變遷及其選擇具有經(jīng)濟(jì)后果。我國會計準(zhǔn)則國際趨同作為會計規(guī)則的改變也將具有經(jīng)濟(jì)后果。趨同后的會計準(zhǔn)則取消資產(chǎn)減值準(zhǔn)備轉(zhuǎn)回的規(guī)定，會計信息披露更為詳細(xì)規(guī)范，可以降低企業(yè)盈余管理活動的空間。但是，會計準(zhǔn)則國際趨同引入了公允價值，提高了會計主觀應(yīng)用水平，為上市公司利用金融資產(chǎn)的確認(rèn)和計量進(jìn)行盈余管理創(chuàng)造了條件，擴(kuò)展了企業(yè)盈余管理空間。其中，國有企業(yè)更傾向于利用兩類金融資產(chǎn)的分類進(jìn)行盈余管理。從而，新會計準(zhǔn)則并未有效遏制上市公司的盈余管理水平。所以，會計準(zhǔn)則國際趨同對企業(yè)盈余管理活動的影響具有雙重作用。會計準(zhǔn)則國際趨同既可能提高企業(yè)盈余管理水平，又可能降低企業(yè)盈余管理水平，故而本文提出兩個相互對立的假設(shè)：

H1a：在其他相同的條件下，會計準(zhǔn)則國際趨同顯著提高企業(yè)盈余管理活動水平；

H1b：在其他相同的條件下，會計準(zhǔn)則國際趨同顯著降低企業(yè)盈余管理活動水平。

企業(yè)盈余管理活動按照盈余管理的方向可以分為正向盈余管理和負(fù)向盈余管理。會計準(zhǔn)則國際趨同后，企業(yè)往往通過費(fèi)用提前確認(rèn)、收益遞延確認(rèn)等會計政策影響會計收益，為企業(yè)進(jìn)行正向盈余管理提供了空間。而金融資產(chǎn)的初始分類為企業(yè)進(jìn)行盈余管理活動提供了“蓄水池”，企業(yè)往往在盈利狀況不好的情況下，將可供出售金融資產(chǎn)處置，以增加企業(yè)盈利。He et al.（2011）通過對中國內(nèi)地所有A股上市公司的盈余管理行為進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)公允價值變化為負(fù)的公司通過債務(wù)重組來提升利潤，揭示了中國公司獨(dú)特的正向盈余管理動機(jī)。 謝德仁（2011）研究發(fā)現(xiàn)，我國企業(yè)盈余管理的動機(jī)在于滿足資本市場監(jiān)管規(guī)則，而資本市場監(jiān)管規(guī)則往往要求企業(yè)保持一定的利潤水平，甚至要求企業(yè)的凈利潤連續(xù)幾年持續(xù)增長，從而我國上市公司往往進(jìn)行正向盈余管理。綜上，本文提出假設(shè)H2：

H2：在其他相同條件下，會計準(zhǔn)則國際趨同將顯著增加企業(yè)正向盈余管理活動。

二、研究設(shè)計、樣本選擇及描述性統(tǒng)計

（一）研究設(shè)計

本文用會計信息“可操控性應(yīng)計”的絕對值來測量企業(yè)盈余管理活動，會計信息的可操控性應(yīng)計絕對值越高，意味著企業(yè)盈余管理程度越高，并將大于零的可操控性應(yīng)計定為正向可操控性應(yīng)計，將小于零的可操控性應(yīng)計定為負(fù)向可操控性應(yīng)計，正向可操控性應(yīng)計衡量企業(yè)的正向盈余管理活動，負(fù)向可操控性應(yīng)計衡量企業(yè)的負(fù)向盈余管理活動。

本文主要研究會計準(zhǔn)則國際趨同對企業(yè)盈余管理活動的影響，因此需要具體分析可操控性應(yīng)計絕對值、正向可操控性應(yīng)計和負(fù)向可操控性應(yīng)計在會計準(zhǔn)則國際趨同前后是否存在顯著差異。本文通過上述可操控性計量方法，分別計算出會計準(zhǔn)則趨同前2001—2006年度和會計準(zhǔn)則趨同后2008—2013年度兩個階段的可操控性應(yīng)計，將其取絕對值，并進(jìn)一步分為正向可操控性應(yīng)計和負(fù)向可操控性應(yīng)計，然后對可操控性應(yīng)計絕對值、正向可操控性應(yīng)計和負(fù)向可操控性應(yīng)計分別進(jìn)行差異檢驗(yàn)，并用模型（3）進(jìn)一步進(jìn)行實(shí)證回歸檢驗(yàn)。

由于2007年度是新會計準(zhǔn)則實(shí)施的第一年度，屬于調(diào)整年度，故2007年度的公司樣本不包括在內(nèi)，另外在模型（1）和模型（3）的回歸檢驗(yàn)中，本文控制了行業(yè)固定效應(yīng)，沒有控制年度固定效應(yīng)，這主要是因?yàn)槟Ｐ停?）中已經(jīng)有了衡量會計準(zhǔn)則國際趨同前后的指標(biāo)Post，為了避免回歸過程中存在的多重共線性，將不再控制模型的年度固定效應(yīng)。

本文主要研究變量有：Profit為第i個公司第t年度的營業(yè)利潤；CFO為第i個公司第t年度的經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量；TA為第i個公司第t年度的營業(yè)利潤減去經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量；Asset第i個公司第t-1年度年末的總資產(chǎn)；Sales為第i個公司第t年度的營業(yè)收入；△REV為第i個公司第t年度的營業(yè)收入減去t-1年度的營業(yè)收入；PPE為第i個公司第t年度的固定資產(chǎn)凈值；Receive為第i個公司第t年度的應(yīng)收賬款凈值；△AR為第i個公司第t年度的應(yīng)收賬款凈值減去t-1年度的應(yīng)收賬款凈值；DA為第i個公司第t年度的可操控性應(yīng)計；Absda為第i個公司第t年度的可操控性應(yīng)計絕對值；Positiveda為第i個公司第t年度的正向可操控性應(yīng)計；Negativeda為第i個公司第t年度的負(fù)向可操控性應(yīng)計；Post啞變量，當(dāng)樣本屬于2001—2006年度時，取值為0，當(dāng)樣本屬于2008—2013年度時，取值為1。

（二）樣本選擇及描述性統(tǒng)計

本文收集2001—2013年度滬深兩市A股上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)共22079個樣本，剔除變量缺失樣本331個，剔除期末總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值、應(yīng)收賬款凈值和營業(yè)收入小于或等于零的樣本共190個，剔除滯后變量缺失的樣本2633個，剔除2007年度樣本1379個，剔除金融保險行業(yè)樣本54個，剔除公司還發(fā)行其他類型股票樣本1431個，共獲取有效樣本16061個，其中2001—2006年度樣本 5574個，2008—2013年度樣本10487個。為了避免樣本極值影響統(tǒng)計量的穩(wěn)健性，本文對變量樣本進(jìn)行上下各1%的縮尾處理。

表1是變量描述性統(tǒng)計表。統(tǒng)計結(jié)果顯示，各變量分布較為離散，各變量樣本的標(biāo)準(zhǔn)差比較大。營業(yè)收入樣本均值為307，994.60萬元，中位數(shù)為106，139.94萬元，營業(yè)收入年平均增長42，577.59萬元。營業(yè)利潤樣本均值為18，508.38萬元，中位數(shù)為6，065.64萬元，經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量的樣本均值為20，308.26萬元，中位數(shù)為6，918.54萬元。從營業(yè)收入、營業(yè)利潤和經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量比較來看，營業(yè)收入在年度遞增，但是營業(yè)利潤的樣本均值和中位數(shù)都低于經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量的樣本均值和中位數(shù)，這一方面說明公司總體現(xiàn)金流量比較充足，但是另一方面也說明公司有可能對營業(yè)收入、營業(yè)成本或營業(yè)利潤進(jìn)行了盈余管理。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果 單位：萬元

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）實(shí)證結(jié)果分析

通過模型（1）和模型（2）的計量方法，我們?nèi)〉昧?001—2006年度和2008—2013年度的可操控性應(yīng)計，將其取絕對值，并進(jìn)一步分為正向可操控性應(yīng)計和負(fù)向可操控性應(yīng)計，將可操控性應(yīng)計絕對值、正向可操控應(yīng)計和負(fù)向可操控應(yīng)計進(jìn)行統(tǒng)計分析，統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2是盈余管理程度的描述性統(tǒng)計表。統(tǒng)計結(jié)果顯示，公司的正常應(yīng)計、可操控性應(yīng)計、可操控性應(yīng)計絕對值、正向可操控性應(yīng)計和負(fù)向可操控性應(yīng)計的標(biāo)準(zhǔn)差非常小，說明這些變量的樣本分布非常集中。另外在16061個可操控性應(yīng)計樣本中，有9631個樣本進(jìn)行了正向可操控性應(yīng)計，有6430個樣本進(jìn)行了負(fù)向可操控性應(yīng)計，說明樣本中的多數(shù)公司傾向于正向盈余管理，增加公司業(yè)績?？刹倏匦詰?yīng)計絕對值和正向可操控性應(yīng)計的最小值基本接近于零，是由于小數(shù)點(diǎn)保留位數(shù)的關(guān)系，統(tǒng)計顯示結(jié)果為零。負(fù)向可操控性應(yīng)計的最大值接近于零，也是由于小數(shù)點(diǎn)保留位數(shù)的關(guān)系，統(tǒng)計顯示結(jié)果為零。正向可操控性應(yīng)計樣本均值為 0．078，中位數(shù)為 0．051，負(fù)向可操控應(yīng)計樣本均值為－0．074，中位數(shù)為－0．045。 從兩組樣本比較來看，正向可操控性應(yīng)計的樣本均值和中位數(shù)的絕對值都大于負(fù)向可操控性應(yīng)計的樣本均值和中位數(shù)的絕對值，表明公司進(jìn)行正向盈余管理的程度要高于公司進(jìn)行負(fù)向盈余管理的程度，公司在盈余管理中傾向于正向盈余管理。

本文將 2001—2006年度和 2008—2013年度的可操控性應(yīng)計絕對值、正向可操控性應(yīng)計和負(fù)向可操控性應(yīng)計進(jìn)行均值和中位數(shù)差異檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

表2 盈余管理程度的描述性統(tǒng)計表

表3 可操控性應(yīng)計均值和中位數(shù)差異分析表

表3是可操控性應(yīng)計均值和中位數(shù)差異分析表。本文首先對2001—2006年度和2008—2013年度兩組樣本的可操控性應(yīng)計進(jìn)行了oneway方差齊性檢驗(yàn)，統(tǒng)計結(jié)果顯示，可操控性應(yīng)計絕對值、正向可操控性應(yīng)計和負(fù)向可操控性應(yīng)計兩組樣本方差檢驗(yàn)的F值分別為6．37、24．44和10．35，可操控性應(yīng)計絕對值、正向可操控性應(yīng)計和負(fù)向可操控性應(yīng)計都在5%的水平上拒絕了兩組樣本同方差的假設(shè)，故而本文在使用ttest對兩組樣本的可操控性應(yīng)計指標(biāo)進(jìn)行樣本均值差異檢驗(yàn)時，都使用非方差齊性樣本均值差異分析。此外，本文還對兩組樣本的可操控性應(yīng)計進(jìn)行median中位數(shù)差異檢驗(yàn)。

從統(tǒng)計結(jié)果來看，2001—2006年度可操控性應(yīng)計絕對值的樣本均值和中位數(shù)都小于2008—2013年度可操控性應(yīng)計絕對值的樣本均值和中位數(shù)，并且樣本均值差異檢驗(yàn)和中位數(shù)差異檢驗(yàn)都在1%的水平上顯著，說明在會計準(zhǔn)則國際趨同后，公司進(jìn)行了更高程度的盈余管理，支持假設(shè)H1a。2001—2006年度的正向可操控應(yīng)計樣本均值和中位數(shù)都小于2008—2013年度的樣本均值和中位數(shù)，并且差異檢驗(yàn)也都在1%水平上顯著，說明會計準(zhǔn)則國際趨同后，公司進(jìn)行了更高程度的正向可操控性應(yīng)計，支持假設(shè)H2。2001—2006年度的負(fù)向可操控性應(yīng)計樣本均值和中位數(shù)都小于2008—2013年度的負(fù)向可操控性應(yīng)計樣本均值和中位數(shù)，并且差異檢驗(yàn)在1%水平上顯著，表明公司在會計準(zhǔn)則國際趨同后，顯著減少了負(fù)向盈余管理。

總之，表3的差異檢驗(yàn)結(jié)果顯示：會計準(zhǔn)則國際趨同后，可操控性應(yīng)計絕對值和正向可操控性的樣本均值和中位數(shù)都顯著增大，表明上市公司盈余管理程度和正向盈余管理程度顯著提高；會計準(zhǔn)則國際趨同后，負(fù)向可操控性應(yīng)計的樣本均值和中位數(shù)也顯著增大，表明上市公司不但沒有提高負(fù)向盈余管理，還顯著降低了負(fù)向盈余管理水平。

表4 實(shí)證結(jié)果

表 4 為模型（3）的 white（1980）異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤修正后的實(shí)證結(jié)果。本文分別用可操控性應(yīng)計的絕對值、正向可操控性應(yīng)計和負(fù)向可操控性應(yīng)計對Post進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)各變量在會計準(zhǔn)則趨同前后兩個階段是否存在顯著差異。Model1的實(shí)證結(jié)果顯示，可操控性應(yīng)計的絕對值與Post在1%的水平上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0．0087，說明總體上而言，企業(yè)在會計準(zhǔn)則趨同后進(jìn)行了更高程度的盈余管理，這與可操控性應(yīng)計絕對值樣本均值和中位數(shù)差異檢驗(yàn)的統(tǒng)計結(jié)果相一致，支持了假設(shè)H1a。Model2的實(shí)證結(jié)果顯示，正向可操控性應(yīng)計與Post在1%的水平上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0．0178，說明企業(yè)在會計準(zhǔn)則趨同后進(jìn)行了更多的正向盈余管理，這一結(jié)果與正向可操控性應(yīng)計樣本均值和中位數(shù)差異檢驗(yàn)的統(tǒng)計結(jié)果相一致，支持了假設(shè)H2。Model3的實(shí)證結(jié)果顯示，負(fù)向可操控性應(yīng)計與Post在1%的水平上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0．0054，說明會計準(zhǔn)則趨同前后，上市公司進(jìn)行了更多的負(fù)向盈余管理，該結(jié)果與負(fù)向可操控性應(yīng)計樣本均值和中位數(shù)差異檢驗(yàn)統(tǒng)計結(jié)果相矛盾，因此，上市公司在會計準(zhǔn)則國際趨同后是提高還是降低了負(fù)向盈余管理尚不能得出一致的結(jié)論?？傊?的實(shí)證結(jié)果顯示，會計準(zhǔn)則國際趨同后，公司進(jìn)行了更高程度的可操控性應(yīng)計，并且可操控性應(yīng)計水平的增加主要是由正向可操控性應(yīng)計水平增加引起的，支持了假設(shè)H1a和H2。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在前文的實(shí)證研究中，我們只控制了行業(yè)固定效應(yīng)，并沒有控制年度固定效應(yīng)，只通過Post這一啞變量區(qū)分了會計準(zhǔn)則國際趨同前后兩個階段，分析了企業(yè)盈余管理程度在會計準(zhǔn)則國際趨同前后兩個階段的變化。為了避免遺漏年度效應(yīng)會影響回歸檢驗(yàn)結(jié)果，我們在穩(wěn)健性測試中，將按照模型（1）和模型（2）的計量方法，按年度計算各個年度的可操控性應(yīng)計，分析可操控應(yīng)計在會計準(zhǔn)則國際趨同前后階段的變化。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表5為年度樣本回歸結(jié)果。Model1的實(shí)證結(jié)果顯示，可操控應(yīng)計絕對值與Post在1%的水平上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0．0222，表明公司在會計準(zhǔn)則國際趨同后進(jìn)行了更高程度的盈余管理，支持了假設(shè)H1a。Model2的實(shí)證結(jié)果顯示，正向可操控性應(yīng)計與post在1%的水平上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0．0385，表明公司在會計準(zhǔn)則國際趨同后進(jìn)行了更多的正向可操控性應(yīng)計，支持了假設(shè)H2。Model3的實(shí)證結(jié)果顯示負(fù)向可操控性應(yīng)計與post負(fù)相關(guān)，但是并沒有達(dá)到顯著性水平，表明上市公司的負(fù)向可操控性應(yīng)計在會計準(zhǔn)則趨同后可能有所下降，卻沒有達(dá)到顯著性水平。這一結(jié)論表明表4負(fù)向可操控性應(yīng)計的回歸結(jié)果并不穩(wěn)健，進(jìn)一步支持了表3的差異檢驗(yàn)結(jié)果，表明上市公司在會計準(zhǔn)則國際趨同后，可能減少了負(fù)向盈余管理水平。總之，表5實(shí)證結(jié)果表明，會計準(zhǔn)則國際趨同后，上市公司的盈余管理水平顯著提高，并傾向于進(jìn)行正向盈余管理。進(jìn)一步，表5的實(shí)證結(jié)果還表明，會計準(zhǔn)則國際趨同后，上市公司盈余管理水平的顯著提高主要來自于公司正向盈余管理水平的提高。此外，在不剔除2007年度樣本的情況下，用2001—2013年度所有年度樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，其研究結(jié)果與表5的檢驗(yàn)結(jié)果相一致，進(jìn)一步支持了本文的研究結(jié)論。鑒于論文篇幅關(guān)系，含有2007年度樣本的實(shí)證結(jié)果不再列示。

四、結(jié)論

本文通過搜集 2001—2006年度和2008—2013年度上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)，對會計準(zhǔn)則國際趨同與企業(yè)盈余管理活動之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)會計準(zhǔn)則國際趨同提高了企業(yè)總體盈余管理水平，這可能是因?yàn)闀嫓?zhǔn)則國際趨同引入了公允價值的應(yīng)用，提高了會計職業(yè)判斷和會計估計應(yīng)用水平，為企業(yè)盈余管理行為提供了更大的空間。通過進(jìn)一步將企業(yè)盈余管理分解為正向盈余管理和負(fù)向盈余管理，結(jié)果發(fā)現(xiàn)正向盈余管理活動在會計準(zhǔn)則國際趨同后顯著提高，而負(fù)向盈余管理活動在會計準(zhǔn)則國際趨同后則可能有所下降，表明在會計準(zhǔn)則國際趨同為企業(yè)盈余管理活動提供更大空間的情況下，企業(yè)往往進(jìn)行更多的正向盈余管理活動，用以調(diào)增企業(yè)盈余，為我國企業(yè)正向盈余管理動機(jī)提供了有效證據(jù)。

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