導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇會計實證研究，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內容能為您提供靈感和參考。

篇1

（一）西方會計學規范研究方法發展與實踐。Sprague的《賬戶原理》（1908）和Paton的《會計理論》（1922）的出版標志著會計理論研究方法正式涉足會計領域。之后，Littleton的《二十世紀前的會計發展》（1933）、Sweeney的《穩定幣值會計》（1936）、Mac Neal的《會計中的真實性》（1939）、Paton和Littleton的《公司會計準則緒論》（1940）、Littleton的《會計理論結構》（1953）、Edwards和Bell的《企業收益的理論及其計量》（1961）等一大批優秀的規范會計理論著作相繼發表。這些文章所采用的研究方法通常被稱為傳統研究方法，就是本文所討論的規范研究方法。運用此方法進行會計研究時的基本思路與流程為：提出問題，搜集、梳理文獻，歸納、提煉出（規范）會計理論。

（二）西方會計學實證研究方法發展與實踐。會計實證研究方法的出現打破了在會計研究方法方面規范研究方法一枝獨秀的局面。會計實證研究方法并不是會計界的首創。受到自然哲學界證偽主義的影響，經濟學研究興起了經濟實證研究思潮；之后在會計學領域，國外一些年輕學者受到經濟實證研究思潮的感染，將這種定量研究方法運用到會計領域當中，會計實證研究方法應運而生，而后涌現出大量優秀的實證研究成果，并成為80年代西方會計研究的主流方法。西方國家自由的市場經濟和開放的社會文化為實證研究方法的成長提供了優渥的社會土壤。實證研究的基本框架及流程是：提出假設，收集樣本、建模，最終通過統計分析得出結論。1968年，Ball和Brown發表的《會計收益數據的經驗性評價》一文中首先使用了實證研究方法，打開了西方會計實證研究的大門。實證研究方法的出現拓寬了會計領域的研究思路，會計研究拓展到市場研究和行為研究等領域，大大充實了會計理論體系的內容。到目前為止，實證研究方法憑借自身的邏輯性、預測效應在西方會計研究方法中占主導地位。當然，實證研究的發展也受到自身研究模式的限制：研究結論均建立在一定的假設條件之下，缺失必然性，需要更多的增量證據支撐。為了更好地解決這些限制性條件，研究者們不斷補充知識，將心理學、行為學等學科運用到會計研究領域，不斷完善會計理論。

（三）會計學實證研究和規范研究的區別與聯系。兩種研究方法的區別在于：會計規范研究探究的是會計及會計體系各模塊“應該是什么”，這一研究角度需要進行價值判斷，用于會計現象描述，例如描述如何定義負債；會計實證研究則側重“是什么”，基本不需要價值判斷，其主要應用于對會計現象的詮釋、預測，例如詮釋和預測新會計準則實施后公司高層的反應。

自實證研究方法在會計領域應用以來，“選用何種研究方法進行會計研究”在會計界一直爭論不下，各派學者各抒己見。新興會計實證研究者批判傳統研究方法對價值判斷依賴過重，而忽視了實踐對已存在會計理論檢驗的必要性；過于關注規范性命題，致力于探究會計及會計體系各模塊“應該是什么”，這一方法無法做到對自身科學性進行檢驗，對所得出的會計結論缺乏充分恰當的解釋力與預測力。當然，會計規范研究者也對會計實證研究方法進行了猛烈的還擊。會計規范研究者認為價值判斷雖然過于主觀，但是科研就是需要研究者們對不同的會計現象表達自身看法，進行主觀判斷，是無法從會計研究過程中摘除的，然而會計實證研究不考慮價值判斷，只聚焦于“是什么”的問題；研究過程采用數學模型，抓住細枝末節的問題玩數字游戲，得出的結果多是大家能觀察到的結論，對整個會計理論體系的建設與完善意義不大。筆者認為，雖然這兩種研究方法的關注點不一樣，但其關系不應該是互斥的，相反兩者應達到協同效應。在平時的會計研究工作中，會計規范研究應當為會計實證研究提供堅實的理論基礎，相應的會計實證研究應通過實踐對會計規范研究的理論成果進行檢驗。

（四）我國會計學理論研究方法的發展。在特殊的國情背景下，我國會計理論研究起步明顯晚于西方。改革開放以后，會計理論研究迎來了春天，涌現出不少關于會計本質、職能、對象、目標等問題的著作，然而專門研究會計研究方法的文獻成果卻不多。

20世紀90年代初，我國會計學界才開始普遍注意到會計理論研究方法運用的問題。徐興恩先生在1991年發表《論會計研究的方法》一文后各雜志期刊開始陸續有此類文章出現。規范研究方法是我國早期會計理論主要研究方法，且研究方法的應用與基本理論研究應該是同時進行的，只不過當時沒有規范的定義和系統的體系。

1988年，學者裘宗舜、王平發表了《會計改革若干問題――一張有意義的社會問卷調查表》，文章首次引用了實證研究方法，但是此后運用實證研究方法的文章依然屈指可數。直到1996年，沈義峰先生在《會計研究》雜志上發表了《會計信息披露和我國股票市場半強勢有效性的實證分析》之后，才陸陸續續有一些針對實證研究方法的介紹性文章在《會計研究》上發表。直到現在，我國會計研究領域對實證研究方法的運用情況也不像西方國家那樣普遍與嫻熟，規范研究方法在會計研究中仍然占主導地位。這可能是因為我國會計界在認識上對其有一些偏差，認為其或是搞數據分析，或是搞問卷調查，這些理解不夠全面。實證研究固然以數據分析為基本特征，但其完整的過程還包括“對本身質量的分析”。之前我國計算機技術未普及、市場經濟不發達、研究數據不可信，科研條件受到限制。現在許多具有理工科背景的研究人員加入到了會計研究領域，為會計研究隊伍注入了新鮮血液，計算機技術及其信息處理技術在我國的運用與普及也為實證研究提供了技術支持。

二、對我國會計學研究方法合理運用的建議

會計學理論研究方法從出現發展到現在取得了豐碩的科研成果，但是在我國的運用與發展并不十分理想，在此筆者提出一些建議，供參考。

篇2

中圖分類號:F23文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)24-0087-02

盈余管理是國外20世紀80年代后期興起的實證會計研究的一個重要領域。對盈余管理的研究有助于會計準則制定者和監管者評估盈余管理的普遍性影響和財務報告總體上的真實性,改善公司的治理結構。為了約束上市公司的盈余管理,規范上市公司市場,財政部從20世紀90 年代初開始,先后五次修訂了會計準則;2006年修改的會計準則于2007年1月1日在上市公司中率先執行。這是中國會計準則歷程上的一個里程碑,準則從存貨計價方法選擇、資產減值、合并報表等方面遏制了上市公司盈余管理的空間,同時又在債務重組、非貨幣易等方面引入了公允價值,這給上市公司的盈余管理擴大了空間。這個準則制定時,制定者們就設法在會計選擇和盈余管理兩者間找到平衡點,希望在擴大會計選擇范圍的同時控制盈余管理行為的發生。目前這個會計準則的實施已經有三年多的時間,文章試圖從實證研究的角度對該會計準則實施后對上市盈余管理的影響作一個較全面的概述,以期能對盈余管理的進一步研究起個拋磚引玉的作用。

一、盈余管理的定義

國內外許多學者曾從多個角度對盈余管理進行界定。其中最有代表性的是Schipper、Healy 和Walhen、Scott。Schipper認為盈余管理是企業管理人員為了獲得某種私人利益通過有目的地控制對外財務報告的過程所進行的披露管理;Healy 和Walhen則指出,盈余管理發生在管理當局運用職業判斷編制財務報告和規劃交易以變更財務報告時,旨在誤導那些以公司的經濟業績為基礎的利益關系人的決策或者影響那些以會計報告數字為基礎的契約的后果。而Scott認為,對于盈余管理可以從相輔相成的兩方面進行認識。首先,可以把它看做是經營者為了在報酬合同、借款合同以及政治成本中達到自身效用最大化,而采取的一種機會主義行為。其次,還可以從有效契約觀的角度來分析盈余管理,即公司在面臨突發性事件時,盈余管理可以為經營者提供一定的空間,以保護自身及企業的利益,維護契約各方的利益。國內研究中,大部分學者認為,盈余管理是企業管理人員在會計準則允許的范圍之內,為了實現自身效用的最大化或企業價值的最大化而作出的會計選擇。

二、盈余管理研究方法

國外學者在進行盈余管理實證研究時,主要的計量方法大體上分為三類,分別是應計項目分離法、特定項目法和分布檢測法,這些方法各有優缺點和側重點。

在國外,最常用的方法是應計利潤分離法。在應計利潤法中,將應計利潤分為操縱性應計利潤和非操縱性應計利潤兩部分,并通過各種回歸模型對非操縱性應計利潤進行估計。一般認為,管理者主要是利用操縱性應計利潤進行盈余管理,因此可用操縱性應計利潤來衡量盈余管理的大小和程度。但由于操縱性應計利潤具有不可觀測性,所以只能通過模型計算出非操縱性應計利潤,從而間接求出操控性應計利潤的大小。目前常用的計算非操縱性應計利潤的模型主要有:(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,有些屬于時間序列模型(如前4個模型),另一些則是截面模型。使用時間序列模型需要較長時間的數據,同時假定樣本公司在估計期內沒有系統性的盈余管理;截面模型則假定樣本公司與同行業的配對公司無顯著差異,這些假設并非對所有樣本都成立。

由于應計利潤分離法存在著明顯缺陷,許多學者研究了公司是否通過特定的應計項目進行盈余管理。這種方法通常用于研究某個或某些特定的行業,如,銀行業中的貸款損失準備、保險公司的索賠準備等。通過對具體項目的檢驗,研究者可以為準則制定機構改進具體項目準則提供依據。

另一種方法則是分布檢驗法。這種方法是通過研究盈余是否連續分布來判斷公司盈余管理與否。這種方法可以避免總體應計模型和特定應計模型在統計上的一些缺陷,近年來,得到了許多研究盈余管理的會計學者的青睞。其缺點在于無法獲得公司進行盈余管理的手段和程度。

三、2007年會計準則下上市公司盈余管理實證研究結果回顧

可以將中國目前針對2007年會計準則實施后對上市公司盈余管理影響的實證研究分為兩大塊:第一塊是分析會計準則總體對盈余管理的影響;第二塊是分析具體會計準則對盈余管理的影響。而中國目前更多的研究是集中在第一塊內容上,而且使用較多的研究方法是應計利潤法。

1.會計準則總體對盈余管理的影響

會計準則總體對上市公司盈余管理影響的實證研究中,有學者得到2007年會計準則的實施對上市公司盈余管理行為有了抑制作用的結論。最早對上市公司盈余管理進行實證研究的是劉英男、王麗萍。他們以深市 475 家上市公司為樣本,將其 2005年、2006年 和 2007年三年的半年報為研究對象,采用截面修正的Jones模型和T檢驗的方法驗證新會計準則是否對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,則說明新準則縮小了盈余管理空間;反之,則說明新準則沒有起到有效抑制作用。結果發現,2006年可操縱性應計利潤平均值為- 233 078 102.89,遠遠高于 2007 年均值- 426 543 552.43。也就是說新會計準則的實施使上市公司盈余管理行為得到了有效抑制。新會計準則能夠縮小上市公司盈余管理空間,說明此次頒布實施的新會計準則有利于增強會計信息的可靠性,是高質量的會計準則。但是該研究無論是在樣本選擇上存在一定問題,樣本方面僅僅選擇深圳上市的公司,而且所用的數據全是半年報,半年報未經會計師事務所審計,有關數據的真實性讓人質疑。

針對上述的不足,王勇2009年也使用截面修正 Jones模型對滬深兩地1 154家上市公司進行檢驗,結果發現雖然2007年可操縱應計利潤均值高于2006年均值,但兩年可操縱應計利潤中位數均約為 0.009,而且在對可操縱應計利潤均值是否為0的T檢驗中,2007年可操縱應計利潤顯著為0,而2006年不顯著,從而得到新會計準則實施后,盈余管理空間降低的結論。實施后總應計利潤顯著低于實施前,新準則的實施顯著降低了上市公司可操縱應計利潤水平。新準則的實施對盈余管理行為起到了一定抑制作用,縮小了盈余管理空間。

也有學者以特殊的上市公司為樣本進行實證研究。如王建剛,劉慶艷(2009)采用截面修正的 Jones模型對2006年度財務報告被出具非標準無保留審計意見的上市公司為樣本進行檢驗,發現2007年度全部樣本公司的操縱性應計利潤的均值為- 0.05,2006年度全部樣本公司的操縱性應計利潤的均值為- 0.15。結果表明,中國的新會計準則從整體上看,較之舊會計準則對上市公司的盈余管理行為并沒有起到明顯的抑制作用,但是作者也沒有找到明顯證據表明新會計準則擴大了上市公司盈余管理的空間。由于該研究是以2006年度出具無保留審計意見的上市公司為樣本,因此在樣本的選擇上有一定的局限性。

通過以上的實證研究可以看出,新會計準則的實施確實對于上市公司的盈余管理有了一定的抑制作用,并縮小了盈余管理的空間。因此,在再次修改會計政策時應保持或進一步深化。但是上述研究都是通過計算可操縱應計利潤水平,從而分析新會計準則對盈余管理的影響,并沒有針對新會計準則中的具體變化進行分析。

2.具體會計準則對盈余管理的影響

閆露(2009),采用分布檢驗法以在2007年發生了債務重組損益的312家上市公司為樣本進行檢驗,結論表明:2007年發生債務重組收益的上市公司利用新債務重組準則的實施進行了盈余管理;特征變量差異檢驗結果的結果來看,發生債務重組的上市公司,大多是扭虧公司和 ST公司,并在當年更換了會計師事務所;這在一定程度上說明為了滿足證券監管以及避免違反債務契約,中國上市公司確實存在利用新重組準則進行盈余管理的動機,且總體上為了滿足證券監管而管理盈余的可能性較大。也就是說,從實證的角度也說明新債務重組準則加大了上市公司盈余管理的空間。

顏夢宏、傅蘊英(2009),沿用Beidleman的觀點,先計算將平滑標的和有平滑潛力的變量去掉時間趨勢后的殘值,再檢驗其相關性。最后得出,盈利公司存在收益平滑和利潤最大化的盈余管理表現形式;盈利公司主要通過管理費用和營業外支出變量來實現收益平滑,通過投資收入和營業外收入來實現利潤最大化;中國盈利公司盈余管理的行業特征不是很明顯,沒有哪一行業所有變量的變動都是促進或阻礙凈利潤的波動的。從而說明新《資產減值》準則禁止長期資產在處置前將資產減值準備轉回,從而減少了通過管理費、投資收入用和營業外收支進行收益平滑和利潤最大化的可能性。但這種結論僅僅是在原有的實證結果基礎上推導而出,并沒有利用新準則實施后的相關結果進行說明。

四、結束語及研究展望

總的來說,從實證角度說明了,新會計準則的實施確實對于上市公司的盈余管理有了一定的抑制作用,并縮小了盈余管理的空間。由于會計準則的實施年限比較短,以上的研究時限相對也較短。就具體會計準則對上市公司的影響,目前并沒有太多的研究。會計準則是由一系列具體會計準則構成,而具體會計準則的頒布實施對上市公司盈余管理的具體影響仍是我們需要深化研究的領域。

參考文獻:

[1]財政部會計司編寫組.企業會計準則講解[M].北京:人民出版社,2007.

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一、文獻綜述

會計準則國際化經濟后果就是在會計準則國際化過程中對各利益主體產生的經濟影響以及各利益主體為獲取最大利益而采取的一切行為,是會計準則經濟后果在國際層面的延伸。從歐盟、美國和澳大利亞等國采納IFRS的現狀以及積極參與IFRS制定的行為可以看出,各國雖然在具體做法上有所不同,但對于會計準則國際化經濟后果的考慮卻是相同的,都是在會計準則國際化的必然趨勢下,力爭最大化其凈收益。

國內有關會計準則國際化經濟后果的研究已經取得了一些成果,但進行系統研究的還為數不多,主要的研究文獻有:

曲曉輝(2001)和陳瑜(2003)以會計準則經濟后果為基礎對會計準則國際化的利益關系進行了探討,論述了會計準則國際化經濟后果存在的必要性,分析西方發達國家在積極參與IASB、IFRS制定過程中為爭取集團利益而行的各種政治活動。

陳瑜(2005)應用博弈論等經濟學和政治學的有關理論,深入闡釋了會計準則國際化的實質及其現實狀況,對會計國際化的經濟后果進行闡述,提出將會計國際化的經濟后果劃分為“相對收益”和“絕對收益”的概念,并對其內容進行詳細分析,是會計準則國際化經濟后果研究取得的一大進步。

王桂萍(2006)提出將會計國際化的經濟后果劃分為收益和成本兩部分,使之更符合會計的概念,并能更直觀地分析各國參與會計國際化的經濟后果。

由此可以看出國內外會計準則國際化進程中都體現了會計準則國際化經濟后果的思想,也對其進行了一定的研究,但是不系統,更缺少定量研究。筆者在2003年第一次提出會計準則國際化經濟后果的概念,并在博士畢業論文《我國會計準則國際經濟后果研究》(2004)中對會計準則國際化的經濟后果進行了定量研究,通過分析會計準則國際化產生的正面經濟后果和負面經濟后果,依據會計準則經濟后果模型評價我國會計準則國際化,得出我國會計準則國際化存在負面經濟后果,而其正面經濟后果卻并不顯著的結論。

筆者在以往研究的基礎上,進一步對會計準則國際化產生的經濟后果進行檢驗,目的是要驗證會計準則國際化是否取得了預期的經濟后果以及對哪些主體產生了怎樣的經濟后果。

二、研究設計

會計準則國際化對不同客體、不同層面有著不同的經濟后果,且產生的經濟后果有些是正面的,有些則是負面的。本文就從影響的層面、性質、客體三個角度對會計準則國際化產生的經濟后果進行分類,分類結果見表1。

按照本文對會計準則國際化經濟后果的內容分析和分類,可以看出會計準則國際化經濟后果對政府、國外利益集團、投資者、債權人和企業管理當局等產生了經濟后果。

因此本文提出假設:會計準則國際化對政府、投資者、債權人、企業管理當局和國外利益集團等利益主體產生了經濟后果。即會計準則國際化程度與會計準則國際化對各個利益主體產生的經濟后果存在相關關系。

三、模型建立和變量設計

本文構造會計準則國際化對各個利益主體產生的經濟后果變量如下:

(一)Y:會計準則國際化經濟后果

會計準則國際化程度是會計準則國際化對有關利益主體造成的經濟后果綜合作用的結果。筆者認為應把會計準則國際化程度作為會計準則經濟后果的替代變量,作為會計準則國際化經濟后果的因變量。

(二)X1:會計準則國際化對政府主體產生的經濟后果

會計準則國際化會引起的一國財政稅收總量、進出口貿易總量、吸引外資總量等的變化,可以歸結為會計準則國際化對各國經濟總量和政治力量的影響。從長遠利益來看,最終都體現在國家財政稅收總量上,因此本文將財政稅收總量作為會計準則國際化對政府主體產生的經濟后果的替代變量。

(三)X2:會計準則國際化對投資者(股東)產生的經濟后果

按照資本市場理論,會計信息對股價會產生一定程度的作用,按照市場有效假設,會計準則國際化對股東產生的經濟后果可以采用股價作為定量變量。

(四)X3:會計準則國際化對債權人的經濟后果

會計準則國際化對債權人的經濟后果體現在債務水平的變化上。因此本文把企業債務水平帶來的變化作為會計準則國際化對債權人產生經濟后果的定量變量。

(五)X4:會計準則國際化對企業管理當局產生的經濟后果

負面經濟后果很多主要是對國內利益集團產生的,主要是使用國際會計準則后造成的轉換成本,其中包括系統轉換中受負面經濟后果影響的利益主體反對國際會計準則而造成的損失。在我國,會計準則國際化對國內利益集團產生負面經濟后果,受負面經濟后果影響的利益主體必然反對國際會計準則,但由于會計準則的制定權在國家,受負面經濟后果影響的利益主體在會計準則的制定過程中,少有發言權,因而只能通過利潤操縱來彌補,可以利潤操縱的程度代表負面經濟后果的大小。即利潤操縱作為會計準則國際化負面經濟后果的替代變量。在計算利潤操縱程度時本文借鑒國內外現有的有關利潤操縱的研究成果,主要是借鑒了王建新計算利潤操縱程度的方法:利潤操縱程度=(營業收入-營業利潤)/年初資產總額。

(六)X5:會計準則國際化對國外利益集團產生的經濟后果

從各國會計準則國際化的實踐來看,會計準則國際化對國外利益主體產生的主要是正面經濟后果。因為會計準則國際化后會計信息的可比性增強,全球化的財務報告簡單化,財務報告的外國使用者能夠在可比較的基礎上分析財務信息,財務數據分析變得容易,投資可行性研究變得容易,合資企業資產評估和計價變得容易,大大降低國外利益主體的交易成本,同時國外利益主體還可能因為會計準則國際化獲得稅收負擔減少或利潤增加的經濟后果。目前我國以實際使用外資額作為我國國際貿易程度之一,實際使用外資額是指我國各級政府、部門、企業和其他經濟組織通過對外借款、吸收外商直接投資以及用其他方式籌措的境外現匯、設備、技術等。因此本文以實際使用外資額作為會計準則國際化對國外利益集團產生的經濟后果的定量變量。

本文構建的會計準則國際化對各個利益主體產生的經濟后果模型如下:

Y=C+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+μ(1)

四、數據來源與樣本選擇

數據來源于中國證券監督管理委員會網站及上海證券交易所網站上披露的上市公司年報。樣本選取期間為1998-2007年共計10年(見表2)。為了保持數據的一致可比性,在樣本選擇中經過了以下幾層剔除:

第一,深市、滬市上市公司中選擇同時發行A、B股的上市公司(AB股上市公司)。為了能夠進行我國會計準則和國際會計準則的相關性比較,只能選擇AB股上市公司雙重審計利潤所提供的對比數據。因此將上市公司中的非AB股上市公司剔除。

第二,2007年證監會取消了AB股上市公司雙重審計利潤披露的規定,使得2007年只有AB股上市公司32家進行了雙重審計利潤披露。選擇1998-2007年都有雙重審計利潤披露的公司,將10年間由于各種原因沒有披露雙重審計利潤的上市公司做第二層剔除。

第三,本文在相關性研究中采用價格模型,價格采用次年4月末的收盤價,而由于種種原因沒有公布次年4月末收盤價的上市公司做第三層剔除。

經過上述樣本選擇和剔除,樣本確定為12家公司,陸家嘴、深中冠A、招商地產、飛亞達A、一致藥業、深深房A、深紡織A、方大A、深賽格、美菱電器、江鈴汽車和沙隆達A。

本文所需數據采用網絡收集樣本公司對外公布的會計報表,并對所獲取數據進行處理,使其具有可比性、科學性,并符合SPSS統計軟件的數據類型。

五、相關性檢驗

本文首先計算會計準則國際化程度與各利益主體經濟后果的Pearson皮爾遜相關系數,見表3。

只有會計準則國際化程度與企業管理當局非正常應計利潤顯著性水平0.022小于0.05,且相關系數為負,才能說明會計準則國際化程度與企業管理當局非正常應計利潤存在負相關關系。會計準則國際化程度越高,境內外審計利潤之間的差異越小,非正常應計利潤越大。其余各利益主體的經濟后果與會計準則國際化的相關系數較小,顯著性水平都高于0.05,即不相關。

但是由于數據剔除的原因,本文的數據量較少,為了使結果具有可靠性,本文又采用非參數檢驗的方法,進行非參數的相關性檢驗。利用SPSS統計軟件計算Spearman斯皮爾曼和Kendall肯德爾相關系數,見表4和表5。

表4和表5的非參數檢驗結果表明會計準則國際化程度與企業管理當局非正常應計利潤X4的顯著性水平都小于0.05,且負相關,與Pearson皮爾遜相關系數檢驗結果一致。

六、結論及局限性

通過1998-2007年會計準則國際化對各個利益主體產生的經濟后果進行的實證研究可以得出結論:拒絕以上會計準則國際化會對政府、國外利益集團、投資者和債權人產生經濟后果的假設,接受會計準則國際化與代表企業管理當局利潤操縱程度的非正常應計利潤相關的假設。認為會計準則國際化并沒有對政府、債權人、股東和國外投資企業等會計準則國際化的利益主體產生預期的經濟后果,但是卻帶來會計信息可靠性下降的負面經濟后果。

需要說明的是本文的實證研究存在如下局限,可能會影響到本文的結論:

第一,本文對會計準則國際化經濟后果進行了定量研究,選擇替代變量時具有一定的主觀性,會影響到論文的結論。

第二,本文對會計準則國際化經濟后果進行檢驗,在樣本的選擇上以AB股上市公司為主,同時按照檢驗要求對數據做了剔除,使得樣本數據減少,從而會在一定程度上影響本文的結論。

【參考文獻】

[1] 曲曉輝,陳瑜.會計準則國際發展的利益關系分析[J].會計研究,2003(1):45-51.

[2] 馮巧根.會計準則國際化中的權益失衡及其對策[J].會計研究,2003(2):9-12.

[3] 馮淑萍.中國對于國際會計協調的基本態度與所面臨的問題[J].會計研究,2004(1):2-6.

[4] 崔慕華.我國會計準則國際化經濟后果研究[D].東北林業大學,2004.

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中圖分類號：F23 文獻標識碼：A文章編號：1006－3544（2011）05－0046－04

一、引言

近年來，我國在經濟領域取得的成績有目共睹，但與此同時，環境污染、生態失衡、社會財富分配不公、造假販假、歧視或虐待員工、工傷事故、食品安全等問題也時有發生， 在尋求解決這些問題的過程中，對社會責任會計的研究是十分必要的。據了解，自2005年國家電網公布第一份社會責任報告以來， 到2010年我國已有700余家企業公布了社會責任報告，即使是沒有單獨公布社會責任報告的上市公司，其年報也或多或少地包含了社會責任的內容。同時，企業經營管理理念的轉變也為企業實施社會責任會計提供了內在動力，企業已不再被看作只是為擁有者創造利潤和財富的工具，還必須對整個社會的政治經濟發展負責， 只有履行好企業的社會責任才是企業生存和發展的前提。

二、社會責任會計及理論依據

（一）社會責任會計概述

從微觀角度來看，社會責任會計計量的是企業的各種經營活動所帶來的社會成本和效益，將企業的一系列經濟活動置于社會監督之下，使企業在追求經濟效益最大化的同時兼顧社會效益，是企業承擔社會責任的會計；從宏觀角度分析，社會責任會計對企業經濟活動的社會影響進行計量和報告，其中包括有關社會責任履行情況和數據的收集、確定計量程序和計量方法，以及將評價企業社會責任履行情況的信息提供給企業管理人員、政府機構和社會公眾的會計程序和會計方法。

社會責任會計最初源于20世紀60年代末70年代初的西方國家。由于當時正在進行第二次工業革命，隨著科技進步、社會生產力的提高和物質財富的日益豐富，加上人們對資源節約和環境保護的意識還比較淡漠， 于是一些諸如環境污染、城市建設、能源危機、文化教育等社會問題接踵而至。其中，環境問題是引發社會責任會計的直接原因。

而作為企業，日益激烈的競爭雖然在一定程度上推動了經濟的繁榮，但由于忽視了社會及公眾利益，造成了社會誠信、勞動者的安全和健康等多方面的隱患。這些隱患已成為日益嚴重的社會問題，威脅著人類的生存和健康，阻礙了社會生產力的發展。 人們逐步意識到應該有效地配置社會資源，而企業應該合理地承擔其相應的社會責任，履行與企業這個社會組織相對應的社會義務，進而創造一個健康、有序、誠信、文明的經濟發展環境。

會計受托責任是社會責任會計產生的前提。隨著現代會計受托責任范圍和內容的不斷拓展，企業的受托責任包括以體現企業經濟效益為主的經濟責任和以體現社會效益為主的社會責任兩個方面，這充分展示了我國會計未來的發展方向和趨勢。社會責任會計試圖反映和揭示企業社會效益和社會價值的形成、實現和分配過程。它是從整個社會利益的角度考慮，而不是從某個企業經營者或股東的角度來衡量企業經營活動的成果，從而使會計服務的對象從傳統的為企業本身服務擴大到為整個社會和國民經濟服務；會計核算的范圍也不再僅限于企業內部的財務狀況、 經營成果和現金流量，而是進一步要求核算企業外部的社會成本和社會效益。

（二）社會責任會計的理論依據

“利益相關者”理論是社會責任會計最基本的理論基礎。該理論認為公司是由一系列的利益相關者組成的有機系統，公司的目標應該是為其所有的利益相關者創造最大的財富和價值。企業的利益相關者包括政府、企業職員、供應商、投資人、消費者以及社會公眾等。企業通過反映對社會責任的履行情況，為企業的利益相關者提供相關的決策信息。

“利益相關者”理論為企業社會責任的履行提供了一種理論框架。該理論主張所有的受企業影響的利益相關者都有參與企業經營決策的權利，同時企業的管理者有服務于所有利益相關者利益的責任和義務。因此，從這個角度來說，“利益相關者”理論在向“股東至上”這個傳統原則挑戰的同時，在某種程度上也為企業社會責任會計理論的發展奠定了基礎。

“利益相關者”理論還為研究企業社會責任與經濟效益的關系提供了一種有效途徑。當企業的管理者滿足了不同的利益相關者的需要時， 股東的經濟效益也會相應得到提高。具體表現為，企業社會績效的變化與企業當期的銷售額和未來一段時間的經濟利潤增長一般呈正相關的關系，這表明企業社會效益的提高能反過來進一步促進企業短期和長期經濟效益的提高， 這樣企業就愿意主動去承擔相應的社會責任，從而對在全社會最終形成企業爭相承擔社會責任的良好局面起到極大的推動作用。

此外，企業的“社會責任論”觀點也直接促進了社會責任會計的產生和進一步發展。從企業社會責任論的觀點出發，企業所應當承擔的社會責任指的是企業在制定和規劃其目標任務時對社會多樣化目標的追求。這就是說，企業不應僅考慮經營業績和經濟效益， 還應涵蓋減少環境污染、改善健康、提高職工福利、維護社會公眾的安全和衛生等其他目標。從另一方面說，企業是一種社會存在，它必須自覺地使自身存在和經營方式同整個社會的整體利益相適應，在實現經濟效益的同時滿足社會效益的實現，履行企業本身的社會責任和義務。因此，可以認為企業不是單純的“理性的經濟人”， 企業的本質也不單單是科斯所認為的追求利潤最大化的“黑匣子”，而是擔負著社會責任的社會一員。企業的責任范圍從股東擴展到了公司的其他利益相關者，從而最終實現經濟效益、社會效益和生態效益的協調統一。

西方以及我國的學者在對社會責任會計的研究中還提出了許多其他理論和依據，但利益相關者理論和企業的社會責任論是其主要的理論依據。在接下來的實證研究中，主要是以利益相關者理論作為研究的理論基礎。

三、 國外社會責任會計的發展及啟示

在西方發達的工業化國家中，法國是最重視社會責任會計信息披露的國家。早在1975年，法國就建議各家企業每年公布“社會資產負債表”，即“社會責任報告”。該國政府于1977年以正式法令的形式， 要求企業實施社會責任會計，同時規定從1984年起，所有社會平衡表必須列示最近三年的數據，按公司和所屬符合標準的下屬企業分別編制。社會平衡表中列示的內容包括職工人數、工資成本、健康和安全保護等7項內容。法國政府這項法令傾向于雇員方面的信息，也從一個側面反映了法國社會中的福利主義傾向。同時，法國政府還要求企業注意改善生態環境， 例如治理工業“三廢”，降低資源消耗以及對社會環境治理提供服務和社會捐贈等。其他西方國家，例如英國，也對社會責任會計信息披露十分關注。從法律上要求各公司在社會責任報告中披露有關環境保護、人力資源、職工福利、慈善捐贈等相關的社會責任信息。

隨著經濟社會的不斷發展完善，從總體上看，西方國家的社會責任會計信息披露制度也日益成熟，披露的內容越來越充實豐富，涉及的內容十分廣泛，主要包括環境、雇員、能源、人力資源、社區活動、社會貢獻、產品安全、職工福利、商業道德等方面。此外社會責任會計信息披露的模式也逐漸變得多樣化。有的國家在財務報表的附注中提供有關環境問題及其解決方法的資料，有的國家在傳統的財務報告的基礎上進行了擴充，增設了與環境問題相關的賬戶，還有一些國家編制了相應的社會責任會計年報。

我國的社會責任會計較之西方發達國家的產生和發展更晚一些，因此，借鑒西方國家的經驗， 對完善我國責任會計的信息披露有很大的啟發意義。我國在今后應當進一步充實社會責任會計信息披露的內容，在披露社會責任會計信息時，至少應當包括改善生態環境方面的貢獻， 對人力資源的貢獻以及對社會的貢獻情況等。與此同時，還應當采取定量和定性相結合的方式。

四、社會責任會計信息披露的實證研究

（一）研究樣本與指標體系

由于考慮到鋼鐵行業具有高污染的特點，在履行和承擔企業社會責任方面具有一定的代表性。因此本文選取了上海證券交易所和深圳證券交易所一共16家上市交易的A股鋼鐵行業上市公司的財務數據作為研究樣本。

在利益相關者理論下，進一步建立了基于上市公司在對利益相關者做出貢獻和承擔社會責任的評價指標體系。為了有效衡量企業對社會責任所做出的貢獻，該體系中引入“社會貢獻率”指標，計算公式為：社會貢獻率=社會貢獻總額÷平均資產總額×100%。該指標用來衡量公司所擁有或者控制的資產總額中有多少用于為國家或者企業做出貢獻。此外，還選取了政府貢獻率、職工貢獻率、投資者貢獻率幾個指標，分別表述公司對國家、職工、投資者等利益相關者做出的貢獻。具體指標計算公式如下：

政府貢獻率X1=（支付的各項稅費－收到的稅費返還）÷平均資產總額×100%

職工貢獻率X2=支付給職工以及為職工支付的現金÷平均資產總額×100%；

投資者貢獻率X3=支付分配股利以及償付利息支付的現金÷平均資產總額×100%

社會貢獻率X4=（公益性捐贈支出＋支付的各項環境綠化費）÷平均資產總額×100%

綜合上述變量指標，可以綜合分析出企業所擁有或者控制的資產中用于回饋給國家、企業員工、企業投資者以及社會公眾的相關狀況。

（二）前提條件與研究模型的建立

假設鋼鐵行業上市公司對社會的各項貢獻率指標同公司平均股票價值成正相關的關系。公司承擔相應的社會責任并披露相關的會計信息必然會給企業帶來經濟效益。首先，公司履行社會責任可以同政府部門建立良好的公共關系，這樣政府會制定節稅政策， 相應地降低了公司的經營成本；其次，公司同職工之間建立良性關系，有利于培養更優秀的人才為公司服務，同時加強了員工對企業的忠實度；再次，公司給投資者更多的股利和分紅會吸引更多的投資者投資該公司；最后，公司對社會公眾所做出的貢獻更是從側面提升了公司的整體形象，是公司寶貴的無形資產。因此公司的利益相關者會對公司的價值產生影響。公司應該致力于積極履行社會責任并對社會責任會計信息進行披露，這樣才能形成公司在社會的品牌效應， 使公司自身得到長遠的發展，在獲得經濟效益的同時增強社會效益。

該模型以各項貢獻率的指標值為自變量，以上市公司的平均股價為因變量，對研究的樣本數據進行線性回歸分析并得出預測結果和研究結論。其中貢獻率指標的計算以2010年12月31日各上市公司的年報數據為基礎得出，因變量以年報公告日之后一個月的平均股價為依據。

回歸分析是指在統計分析中測度一個變量和其余幾個變量的相互關系，并依據所搜集的相關數據資料建立模型來反映變量之間的關系。根據以上假設建立的多元回歸分析模型如下：

y=b0＋b1 x1＋b2 x2＋b3x3＋b4 x4＋ó

其中，y代表股票價格，b0、b1、b2、b3、b4是線性系數，ó是隨機項。

根據數據統計得出各個自變量的數值如表1所示。

（三）實證分析

1． 描述性分析

首先對樣本公司各個自變量指標進行描述性分析，結果如表2所示。

從表2中可以看出樣本公司使用其擁有或者控制的資產為社會提供的貢獻不大， 最高的是政府貢獻率最大值為0.179，而且不同上市公司的貢獻率差別顯著。

2． 簡單回歸分析

設R2為樣本決定系數，又稱為擬合回歸系數，它是在簡單回歸分析中衡量研究變量之間擬合程度的標準。它表明回歸模型在多大程度上解釋了因變量的變化。R2越趨近于1，表示變量的擬合程度越好，當R2為1時，回歸模型對因變量的全部變化做出解釋；反之，R2越趨近于0，表示變量的擬合程度越差。當R2的范圍介于0.7~1之間時，表明擬合程度較好。

同時用統計量中的P-value值來對變量的擬合程度進行顯著性水平檢驗，標準設為0.5，若P>0.5，表示水平不顯著，P

通過表3的數據顯示，R2趨近于0， 變量的擬合程度比較差。P值只有自變量X4為0.385，小于標準水平0.5，其余自變量的P值均大于0.5，特別是變量X2的P值為0.748，顯著性水平最弱。經過定量分析可以得出，只有社會貢獻率能夠顯著地反映對變量的擬合程度，投資者貢獻率較接近于顯著性水平，擬合程度相差不大，而政府貢獻率和員工貢獻率對變量的擬合程度不高，顯著性水平差異較大。總體來說，通過簡單回歸分析得到的模型并不能很好地解釋因變量的變化，代表性不強。

3. 多元回歸分析

通過運用多元回歸分析的spss軟件分別對樣本數據中各個貢獻率指標進行相關的多元回歸分析，結果如表4所示。

經過測度得到的擬合回歸系數R2為0.012， 相關性并不強。 根據回歸系數建立的多元回歸分析模型為：y=12.612＋0.103X1－0.533X2＋0.817X3－13.198X4＋ó. 其中職工責任貢獻率的p-value值為0.427， 對股票價格的影響程度比其他三個自變量指標對股票價格的影響要強一些。從回歸模型對相關數據的綜合解釋能力可以看出，擬合程度遠遠沒有達到0.7的判斷標準，這說明了我國的鋼鐵行業社會責任同上市公司股票價值之間的相關性不強，回歸分析的代表性很弱。

（四）研究結論

作為企業尤其是上市公司，履行其應盡的社會責任是大勢所趨，是公司義不容辭的責任，這不僅能夠提高公司自身的經濟效益，還將為推動經濟和社會的進步做出貢獻。通過對鋼鐵行業上市公司的樣本數據進行實證研究，得到的研究結論如下：

1． 上市公司的社會責任信息披露與公司的價值并不呈明顯的線性關系，這個結論有悖于研究的前提和假設，說明公司的社會責任履行情況并不能完全通過資本市場的股票交易價值反映出來。

2． 通過利益相關者理論，可以從研究中發現會計信息的使用者對于公司的社會責任方面的信息關注度不高，社會責任意識和觀念并不是很強。

3． 通過對樣本公司社會貢獻率的統計分析， 可以看出，與其他三個自變量指標的平均水平相比，公司對社會的貢獻程度普遍較低。這表明上市公司資產的利用傾向還是經濟利益的最大化，如何最優地利用現有資產獲得最大收益仍是公司考慮的主要目標，而對社會責任的因素考慮較少。

4． 研究的樣本數據在搜集的過程中難免有局限性。例如計算上市公司的社會貢獻率指標時，由于企業通常將環境治理方面的會計信息和數據以文字形式反映在財務報表附注中，甚至并不明確反映出來，因此計算的結果會有一定的誤差和統計不足之處。

五、改進企業履行社會責任的建議

1． 制定相應的法律法規，完善企業履行社會責任的監督機制。政府應該從制定規范化的市場法規入手，特別是針對上市公司，規范上市公司對社會責任會計信息的披露，強制上市公司履行社會責任，并增強上市公司履行相應社會責任的意識。要健全監督管理機制，實施一系列的責任追究措施，使我國企業履行社會責任的情況逐步公開化、透明化，更充分地置于政府監管之下，使企業對社會責任的履行和社會責任信息披露更加規范化。另外還要充分發揮社會各界的監督作用，形成政府、新聞輿論、群眾團體以及行業自律構成的全方位監督體系。

2． 提高企業社會責任意識， 建立社會責任指標體系。公司應當進一步強化社會責任意識，制定合理有效地利用資源和保護環境的規劃， 使其符合國家環境保護相關的法律法規，減少對資源的耗費。對工業廢料進行回收和循環利用，盡量避免對環境的污染。創造可持續發展的環境，盡量采用資源利用效率高，污染排放量小的設備工藝，應用和開發先進的排污處理技術。 另外還要鼓勵員工積極履行社會責任，讓全體員工從思想上認識到承擔社會責任的必要性，營造良好的企業氛圍。

企業應當承擔經濟責任、職工的就業薪酬責任、產品責任、環境責任、納稅責任等。針對不同層次的社會責任，每個企業可以按照自身的具體情況設置符合本公司的財務指標和非財務指標。例如對于經濟責任常用的指標有凈資產收益率、主營業務收入增長率、資產負債率等；職工的就業薪酬責任常用的指標有勞動時間、員工培訓支出等；環境責任有生態效率指標等；納稅責任則有稅收繳納情況等指標。在此基礎上每個企業都應該根據本企業制定的財務指標體系，量力而行，并嚴格履行自身應盡的社會責任。

3． 規范社會責任會計信息披露， 編制社會責任會計報告。 現在我國已經有部分企業開始嘗試披露社會責任報告。對社會責任會計信息的披露可以采用以下兩種形式：一是在現有的財務報告中添加反映社會責任的新的會計科目，二是形成獨立的社會責任報告，并與財務年度報告區分，以定性描述為主，定量分析為輔。當然這個過程也不是一蹴而就的，而是一個逐步探索和實踐的過程，對此，政府部門應當建立相關的制度及獎勵政策， 來鼓勵那些積極主動披露其社會責任履行情況的企業。

4． 投資者要轉變投資觀念，科學評價公司價值。隨著經濟的發展和社會的進步，投資者應該逐步使投資觀念趨于理性化，改變過去盲目看重企業的盈利能力或者企業股利分配狀況的觀念，應當更加關注企業的社會責任履行情況，關注點應該更多地立足于被投資公司的長期利益和發展潛力，這樣才能進一步激發企業提高社會責任意識，進一步履行社會責任，從社會責任角度關注公司的市場狀況和行為也是投資者進行理性投資的最佳選擇。

參考文獻：

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［4］李莎，游嘉悅. 上市公司社會責任會計信息披露的實證研究［J］. 湖南工業大學學報，2009（12）.

［5］于光平，楊藝. 企業社會責任：國外理論演進以及最新文獻評述［J］. 廣東經濟管理學院學報. 2006，21（5）：20-25.

篇5

一、問題的提出

加拿大特許會計師協會（cica）的研究表明，會計職業判斷是在財務報告編制中的一個決策過程，這個過程是在會計人員的邏輯分析能力、積累的經驗、專業知識并遵循客觀、謹慎原則的基礎上進行的，這個過程的執行要求會計人員具備誠實、正直的品德以及高度的責任感。隨著全球經濟一體化的發展，企業所處的會計環境更加復雜化、多樣化，企業不確定的經濟事項越來越多。我國財政部在2006年頒布了新會計準則，對很多經濟業務的具體會計處理并沒有做出詳細的規定，只作了原則性規定和要求，企業會計人員有了更大的選擇空間和自由度，需要依賴自身專業知識及個人經驗等對結果不確定的交易或事項做出恰當的判斷，會計職業判斷變得非常重要。然而，我國會計人員的職業判斷能力普遍不高，大部分會計人員沒有職業判斷的意識，經常出現濫用會計職業判斷的現象，影響會計信息的質量。針對我國會計人員職業判斷能力普遍偏低的問題，本文以會計職業判斷能力為研究對象，了解實務界對會計職業判斷能力的要求，以期提高我國會計人員的職業判斷能力。

二、文獻綜述

國外對會計職業判斷的研究較早，20世紀60年代，美國和加拿大等西方國家就開始對會計職業判斷進行研究，研究內容豐富但比較零散。其中比較有代表性的研究是在1985年，加拿大特許會計師協會（cica）下屬的會計準則委員會開展的一項調查研究，名為“財務報告中的職業判斷”。該研究總結了前人的研究成果并首次對職業判斷的質量以及缺乏引導等方面予以關注。此外，近年來西方學者從不同角度對會計職業判斷進行了研究，其中主要的研究成果有：michael gibbins在1984年應用人、動因和責任3個組成要素模型研究職業判斷過程中會計人員和審計人員心理。齊曼爾和瓦茨研究了職業判斷的動機，他們認為影響企業會計選擇（會計判斷的一個方面）的因素有3個：報酬計劃、債務契約和政治成本。robert libby和marlys gascho lipe研究了執行判斷任務時的認知過程如何決定與績效有關的貨幣性激勵。libby和luft認為會計職業判斷績效在會計環境中的決定因素是能力、知識、環境和動機。

我國理論界對會計職業判斷的研究起步較晚，研究內容也不多。我國最早對會計職業判斷的研究被認為是在“兩則兩制”之后出現的。2001年《企業會計制度》開始實施，更多具體的會計準則陸續頒布，經濟環境變化，會計職業判斷隨之被提倡、運用和研究，關于會計職業判斷的研究開始逐漸增多。夏博輝比較系統地研究了會計職業判斷的涵義、基本特征、影響因素、動機分析、原則和方法，內容較為深刻和全面。孫丹詳細闡述了會計原則、會計標準和會計職業判斷導引三者的關系，并且指出我國的會計標準制定模式應以原則導向為主，以規則導向為輔。王越唐和趙子夜從會計職業判斷與盈余管理的關系角度闡述了會計職業判斷執行機制的重要性。許燕比較系統地研究了會計職業判斷的基本理論、一般過程與方法、主要內容以及如何改善判斷質量等問題。許道文研究了如何通過會計職業判斷優化會計政策選擇。柏春華和劉百靈探討了會計職業判斷在公允價值會計中的運用問題。

綜上所述，國外對會計職業判斷的研究主要側重于與會計有關的個人判斷和決策的研究，關注個體決策行為，即研究個人如何提高判斷和決策的質量。國內理論界在會計職業判斷的研究方面雖然取得了一定的研究成果，引起了會計工作者的重視、拓展了會計的研究領域，但我們也看到，我國會計職業判斷的研究范圍偏窄且不夠深入，通常研究會計職業判斷的某個方面，沒有形成完善的研究體系。

三、會計職業判斷能力的實證研究

（一）樣本選取與數據來源

本文采用調查訪問法，調查問卷的設計體現了以下特點：①問卷設計題目簡單明了。②問卷的主體部分采用利克特5點量表法，題型直觀，題意明確，方便作答。③問題具有一定的代表性和較強的針對性，突出重點問題。

問卷對會計人員職業判斷能力調查部分主要涉及5大類、38個項目。為了了解實務界對我國會計人員進行職業判斷時應具備能力的看法，對每個問題設計了相應的評價等級及相應的評價值。按程度不同分別對每個項目從左到右逐項賦予0~5依次遞增的分值，對“不需要”賦值0，對“不確定”賦值1，對“不重要”賦值2，對“比較重要”賦值3，對“重要”賦值4，對“很重要”賦值5。根據問卷結果，分析實務界對會計人員進行職業判斷時應具備能力的要求。評價均值超過3的項目才是被調查者認為會計人員應具備的職業判斷能力。

考慮到研究樣本應具有代表性，我們選擇的調查對象來自全國各地，遍及各個行業。

根據中國證監會頒布的《上市公司行業分類指引》，問卷將行業分為13類，并在此基礎上增加了一欄“其他分類”，從以上分析可以得知，被調查者覆蓋多種行業、多種性質、多種規模的企業，具有廣泛的代表性。

問卷調查選擇的被調查者為各單位的總會計師，總會計師是會計工作的帶頭人，具有較高的會計工作水平以及豐富的工作經驗。他們對會計人員進行會計職業判斷應具備的能力有較為全面、系統的了解，能從專業的角度對會計人員應具備職業判斷能力做出較為客觀、可靠的評價，所以可以認為樣本具有代表性。

調查訪問一共發放問卷235份，收回問卷219份，剔除無效問卷14份，有效問卷205份，有效問卷回收率為87.23％。無效問卷的判斷原則為：如果評級題除“其他”項目外有未填項目，則認為該問卷無效。

（二）統計結果

將會計職業判斷能力問卷調查結果按照具體能力項目進行描述性統計，數據采用spss軟件進行分析。

剔除對會計職業判斷能力不重要的項目：營銷學、組織行為學、表達能力、財務與管理軟件的應用、外語能力、計算機能力、人文知識、數量方法與統計學、自然科學知識和藝術知識，進一步將問卷結果按類別匯總進行描述性統計。

（三）結果分析與討論

（1）在上述38項能力中，營銷學、組織行為學、表達能力、財務與管理軟件的應用、外語能力、計算機能力、人文知識、數量方法與統計學、自然科學知識和藝術知識這10項的均值都在3以下，說明這些能力對會計職業判斷不重要。其余28項的均值都在3以上，說明這些能力對會計職業判斷重要。在這28項中，有5項的均值介于3~4，分別是管理與監督能力、終身學習的責任、風險管理、企業與環境和戰略管理，是會計職業判斷比較重要的能力；其余23項的均值介于4~5，說明它們是會計職業判斷很重要的能力。

（2）在會計、財務相關知識中，管理學、貿易和外匯的標準差大于1，說明被調查者對這些項目的評價具有較大的差異性。對產生這一現象的原因簡要分析如下：管理學、貿易和外匯的均值都在4以上，說明這些能力對會計職業判斷很重要，對這類知識的重要性看法不一致的主要原因是以往職業界并未注意到這些非專業基礎知識對會計人員職業判斷的重要作用，目前各高校會計專業課程設置也反映了這種情況。但隨著經濟全球化進程的不斷推進，經濟業務變得越來越復雜，這些知識的重要性已逐漸被職業界所認識。

四、結論與建議

（1）社會已逐步認識到會計、財務相關知識的重要性。會計、財務專業知識已經不是會計人員進行會計職業判斷應具備的唯一知識，會計、財務相關知識已經是會計職業判斷能力所不可缺少的知識要素。法律、金融學、經濟學、外匯、貿易、管理學的均值都在4以上，都屬于會計職業判斷很重要的能力。風險管理、企業與環境、戰略管理的均值也在3以上，它們都是會計職業判斷比較重要的能力。職業界不僅需要會計人員具備財務會計與報告、成本會計、財務管理等專業知識，還需要會計人員有廣泛的知識面和合理的知識結構，能夠宏觀地對各種影響因素作出全面的分析與權衡后進行會計職業判斷。

（2）職業界高度重視會計人員的職業價值觀。我們設計了6項具體體現職業價值觀的會計職業判斷能力，分別是：遵循法律法規、正直、客觀、關注公共利益與社會責任、終身學習的責任和政策水平。這6項會計職業判斷能力的均值和按類匯總之后總體的均值都在4以上，可見職業界認為職業價值觀對于會計職業判斷是非常重要的，而且標準差都小于1，可見職業界的評價差異很小。

（3）職業技能非常重要，僅次于職業價值觀，會計人員應加強職業技能的訓練。會計人員進行會計職業判斷時需要的職業技能按照重要性程度依次為：決策能力、解決問題的能力、系統分析能力、邏輯性與批判性思維能力、溝通與協調能力、人際交往能力、團隊合作能力、管理與監督能力，并且除了管理與監督能力的均值為3.985之外，其他7項能力的均值都在4以上，說明了職業技能的重要性，需要引起會計人員的高度重視。

主要參考文獻

［1］夏博輝。論會計職業判斷［j］。會計研究，2003（4）。

篇6

作者簡介：張兆亮(1972―)，男，安徽蚌埠人，蚌埠學院財務處副處長，經濟師

一、引言

會計變更包括會計方法變更、會計估計變更和會計體變更。會計變更會對企業當期損益產生重大影響，并有可能對以前及以后各期損益產生重大影響。世界各國和地區雖然對會計變更的財務處理有不同，但都要求企業發生會計變更后必須在會計報表附注中揭示會計變更的理由及其對當期利潤的影響，以方便報表使用者全面了解企業會計信息處理的方法和程序，增加會計信息的可比性和可理解性。從20世紀80年代中后期我國開始啟動市場化導向的會計改革，會計制度和會計準則對市場經濟條件下的決策需要考慮得越來越多，會計國際化程度明顯提高，會計盈余信息的重要性不斷增強。會計改革的主要推動力來自中央政府，對盈余數據的使用主要側重于“政績”考核而不是用于投資決策。政府在宏觀管理和監管政策中提升會計盈余的重要性并不必然導致會計盈余投資決策有用性的增強，同時盈余操縱和信息失真的現象還比較嚴重，會計師事務所等社會中介機構的獨立性也不強，股票市場中散戶占人多數，這些投資者使用財務信息的能力有限；政府對證券市場行政干預較多等，這些使人們不得不懷疑會計盈余數據能否在我國證券市場中扮演其應有角色。在現代企業制度下，要素所有者(股東、經營者、員工、政府等)從企業獲得的利益在很大程度上取決于企業會計利潤，或者說，很多的企業合約條款中含有會計信息。由于合約的不完備性，在各要素所有者之間效用不一致的情況下，合約的一方(如管理當局)可能通過操縱會計數據使自己獲利而使他方受損。為了防止企業會計信息的操縱，維護經濟穩定，國家往往會通過會計準則來限制會計信息操縱。但由于準則的不完備和滯后性，會計準則不可能完全限制企業的利潤操縱，因此，企業會計信息操縱將會在一定時期內存在。

二、相關研究成果回顧與總結

利潤操縱問題目前受到廣泛關注，西方會計學者多稱之為盈余管理，盈余管理發生在管理當局運用職業判斷編制財務報告和通過規劃交易以變更財務報告時，旨在誤導那些以公司的經濟業績為基礎的利益關系人的決策，或影響那些以會計報告數字為基礎的契約的后果。我國理論界認為，盈余管理是企業管理當局為誤導其他會計信息使用者對企業業績的理解或影響那些基于會計信息的契約的后果，在編制財務報告和構造交易事項以改變財務報告時作出的判斷和會計選擇的過程。綜合兩者觀點，盈余管理有兩方面的含義：一是盈余管理的目的是誤導那些以公司會計利潤為基礎的利益關系人；二是“管理方式”多種多樣，包括會計政策選擇，交易方式、交易時間的規劃等。國內目前也有較多關于盈余管理的研究，從研究方法上講，主要有規范研究和實證研究兩種，其研究內容和結論也各異。規范研究的內容主要集中于盈余管理的動機、盈余管理的條件以及盈余管理的方法上，其結論也大致類似。本文選擇2003年存在會計變更的上市公司的數據對其盈余管理進行研究。

三、實證分析

(一)研究設計由于會計利潤對經營者、股東的高度敏感性，不論上市公司處于何種利潤水平，管理當局都有操縱會計利潤以為自己牟取私利的可能，只是表現形式有所不同。因此，在進行實證研究前筆者針對不同的盈利水平對上市公司作出如下假設：

假設1：報告虧損公司有進行巨額沖鋪的傾向。當公司在出現經營不善而無法避免虧損時，公司可能一次沖銷巨額成本、費用。以保證未來的盈利。這是許多經營尚未完全陷入困境的企業經常采用的辦法

假設2：報告徽利的公司有強烈的操縱利潤以扭轉虧損的傾向。上市公司扭虧為盈給管理層帶來的效用往往大于維持公司盈利。考慮政治和經濟利益，上年虧損的公司可能通過操縱利潤實現扭虧

假設3：報告凈資產收益率在6％～10％的公司有為獲得配股權而操縱利潤的動機。中國證券監督管理委員會于2003年對上市公司配股資格進行了調整，規定進行配股的公司必須滿足條件：3年內平均凈資產收益率達到10％，同時每年不低于6％。為了確保配股資格，上市公司勢必會在6％和10％這兩個關口采取措施，效益好的企業只需達到10％的凈資產收益率，而效益不佳的企業則保證凈資產收益率為6％

假設4：報告超過10％以上凈資產收益率的公司有平衡利潤的傾向。當公司凈資產收益率超過10％時，由于邊際效益遞減的原因。再提高公司效益通常需要管理者加倍自勺努力，而此時由于良好激勵機制的缺乏，經營者不愿再努力以提高公司效益，而更愿意遞延到后期以抵減可能出現的未來收益下滑

根據以上假設，本文以0和10％為分界點對上市公司盈余管理分以下方面進行研究：報告虧損公司的盈余管理情況；報告凈資產收益率在0～10％之間公司的盈余管理情況；報告凈資產收益率在10％以上公司盈余管理情況。共收集2003年存在會計變更的上市公司(即在其報表附注里均有說明會計期間內有會計變更)195家，其中滬市110家，深市85家，作為研究樣本。

(二)2003年虧損公司盈余管理情況分析在總共195家公司中，2003年虧損公司27家，其描述統計數據。從描述統計中可以看出，27家2003年虧損公司2002年業績不佳，2003年在主營業務收入降低的情況下，成本／收人和三大費用反而比2002年上升，說明公司在費用控制方面存在問題。進一步分析發現，2002年虧損的有11家，盈利的有16家，對這兩組樣本進行對比分析，數據。從兩組樣本的對比中可看出，2002年盈利公司雖然收人下降的幅度與2002年虧損公司無明顯差別，但在成本／收入比例以及三大費用方面均明顯高于2002年虧損公司，說明這些公司有意識地增加成本費用，以求第二年較少的費用成本壓力保證扭虧。從2003年凈資產收益率來看，2002年盈利的公司凈資產收益率明顯高于2002年虧損公司，說明這些公司與2002、2003連續兩年虧損的公司相比。財務狀況有了明顯改善，有在以后大幅度扭虧為盈的希望。這證明了假設l。

(三)2003年凈資產收益率在0～10％司情況分析之所以選擇10％界限，主要是因為是上市公司為獲得配股權而操縱利潤的界線，即“10％現象”。2003年上市公司凈資產收益率在0～10％之間的共有77家，其描述統計數據。從描述統計來看，這些公司平均業績比2002年有所下降，雖然銷售收人上升，但成本和費用也在大幅度上升。在這77家公司中，2002年虧損的有14家，其余63家為2002年盈利公司。

實現扭虧的14家公司除主營業務收入增長幅度與其他公司相比增長不明顯外。成本和費用的下降與其他公司的上升有明顯區別，這有可能是人為操縱結果。此

外，在收入上升、成本費用下降的情況下，扭虧公司的凈資產收益率卻明顯低于其他公司，說明扭虧公司只要求實現扭虧目標，更高的凈資產收益率不是其操縱的目標，這證明了假設2。

為了確保配股資格，上市公司會在6％和10％這兩個關口采取措施，效益好的企業只需達到10％的凈資產收益率，而效益不佳的企業則勢必保證凈資產收益率為6％。從2003年上市公司凈資產收益率來看，在6％～7％之間的企業有48家，而5％～6％之間的公司只有6家，7％～8％之間的公司有25家。這說明有部分原先凈資產收益率低于6％的公司為確保配股權而進行了會計利潤操縱，證明了假設3。

篇7

一、 引言

會計穩健性原則又稱謹慎性原則。根據國際財務報告準則的規定，穩健性原則是指企業對交易或事項進行會計確認、計量和報告時保持應有的謹慎，不應高估資產或收益，低估負債或費用。我國新會計準則對會計穩健性也提出了要求，如在備抵項目的計提、債務重組的會計政策、收入確認的標準、無形資產的處理、或有事項的處理等方面都有更為謹慎的規定。作為降低企業潛在訴訟成本、契約成本以及政治成本的一項治理機制，會計穩健性可以協調公司內部各契約參與方利益沖突，保證契約有效執行，減少信息不對稱條件下契約各方的道德風險和機會主義行為［1］。目前國內學者主要側重于將會計穩健性作為會計信息屬性的研究（如會計穩健性的存在性以及影響因素方面），而缺乏對會計穩健性的治理價值研究［27］。本文通過研究會計穩健性與公司資本投資效率之間的關系來檢驗會計穩健性是否影響公司資本的投資效率，進而考察會計穩健性的治理價值，為認識和理解會計穩健性的治理價值提供經驗證據。

二、 理論分析與假設提出

在資本市場不存在缺陷和公司內部不存在成本的理想世界中，公司的投資可以達到使企業價值最大化的最優水平。然而在現實世界中，公司的投資卻并非都是有效率的。一方面，由于所有權和控制權分離所引起的問題，管理者可能為了追求自身利益進行過度投資，將公司的自由現金流濫用于凈現值為負的項目［8］；另一方面，信息不對稱增加了市場摩擦，影響公司外部融資成本，容易導致受流動性約束的公司出現投資不足［912］。我國上市公司同樣存在非效率投資問題。然而，會計穩健性可以降低契約方之間的信息不對稱和問題，從而實現資本的有效投資［13］。如果企業選擇穩健的會計政策,管理者需要在任職期內及時確認投資項目的虧損,無法將責任推卸給下任管理者,那么在任管理者就很可能不會投資凈現值為負的項目。此外，根據會計穩健性的要求,在預計未來現金流入減少時,企業要以計提減值準備或應計負債等方式在財務報表中確認,這樣管理者就可能會盡快地從虧損項目中撤出資金,防止當期利潤下降。也就是說,采用穩健會計政策的企業會更多地拒絕差的投資項目,而將更多的資本投資于盈利的凈現值項目中,同時會更早地從虧損項目中撤資［14］。biddle（比德爾）和 hilary（希拉里）通過檢驗財務報告質量和資本投資效率之間的關系，發現高質量的財務報告可以減少經理層與外部資本供給者之間的信息不對稱，從而提高資本的投資效率［15］。此外，bushman（布什曼）和 piotroski（彼得羅夫斯基）從國家橫截面角度檢驗了穩健的財務報告體制對經理投資決策效率的影響，結果發現在穩健的財務報告體制下，經理對投資機會下降做出反應的速度更快［16］。可見，穩健的會計政策可以提高會計信息的質量，減少企業股東與經理層的信息不對稱，提高公司資本投資效率。因此，本文提出假設1。

假設1：會計穩健性水平可以改善公司資本的投資效率，即在其他條件一定的情況下，會計穩健性水平與公司資本投資無效率水平負相關。

穩健的會計政策對公司投資效率的影響可以從以下兩個方面來分析。一方面，會計穩健性有助于降低公司面臨的成本。當公司面臨投資過度的情況時，會計穩健性對公司的投資水平起到抑制作用。因為當投資項目有利于經理獲得私人收益時，經理可能接受凈現值為負的投資項目，由此損害股權投資者利益［17］。ball（鮑爾）等認為會計穩健性不僅是一項重要的財務報告質量屬性，而且也是一項有效的公司治理機制［18］。會計穩健性水平的提高能夠有效地緩解經理層與股權投資者之間的沖突，降低公司的成本。ahmed（阿曼）和 duellman（迪尤爾曼）的實證研究表明，會計穩健性可以減少經理層接受凈現值為負的投資項目的事先動機［19］。穩健會計政策的采用使公司經理層面臨更高的違約風險，增強經理層聲譽受損、報酬降低、被董事會解雇或公司被接管的可能性，增加經理層實施機會主義行為的成本，減弱股權投資者與經理層的委托沖突；同時，由于會計盈余中包括了因穩健性而確認的損失，投資者能夠及時獲知經理層經營決策中發生虧損的信息，從而能及時地制止經理層由過度投資所帶來的成本［1］。可見，會計穩健性可以降低擁有較多信息的經理層產生道德風險的可能性，抑制經理層為實現自身利益最大化而產生的過度的投資。另一方面，會計穩健性有助于降低公司面臨的信息不對稱。當公司面臨投資不足的情況時，會計穩健性對公司的投資水平起到推動作用。mcnichols(麥克尼科爾斯)和 stubben（斯塔布斯）認為，公司管理人員的盈余管理本身會“掩蓋”公司真實的收入和盈余增長潛力，這使得投資者無法形成有效的盈余增長預期，而會計穩健性可以減少事前的信息不對稱，改善事后的投資效率［20］。lafond(拉豐)和 watts（沃特斯）的實證研究發現，經理層和股權投資者之間的信息不對稱使投資者對財務報表穩健性產生了需求，因而會計穩健性能夠降低經理層操縱會計數字的動機和能力，并減輕信息不對稱以及由此造成的損失［21］。此外，ahmed（阿曼）等的研究表明，在控制公司債務成本的其他決定因素后，會計穩健性可以起到減輕債權投資者和股權投資者之間的利益沖突以及降低公司債務成本的重要作用［22］。zhang(張)研究發現，采用穩健會計政策的公司更容易觸犯債務契約條款，從而能夠更好地保護債權投資者的利益；同時，公司也可以獲得更低利率的貸款［23］。可見，穩健的會計政策可以幫助公司有效降低融資成本，能增加公司投資盈利的凈現值項目的機會。尤其對負債率較高或受現金流約束較大的公司通過穩健的會計政策可降低融資成本，提高公司的投資水平，在一定程度上能緩解其投資不足的問題。可見，穩健的會計政策能減少公司的成本以及信息不對稱程度，進而影響公司的投資效率。因此，本文提出假設1a和假設1b。

假設1a：會計穩健性有助于抑制公司的過度投資行為，即在其他條件一定的情況下，會計穩健性水平與公司過度投資水平負相關。

假設1b：會計穩健性有助于抑制公司的投資不足行為，即在其他條件一定的情況下，會計穩健性水平與公司投資不足水平負相關。

三、 研究設計

本文研究過程分為三步。第一步，以basu（巴蘇）盈余股票收益關系模型為基礎，借鑒khan（卡恩）和 watts(沃特斯)的研究方法，引用工具變量構建模型來估算公司層面的會計穩健性水平。第二步，借鑒richardson(理查森)模型，估算公司正常的資本投資水平，然后用公司實際的資本投資水平與估算的資本投資水平之差(即回歸殘差)代表公司資本投資的無效率程度，分別用殘差大于0和殘差小于0代表企業的投資過度程度和投資不足程度［2426］。第三步，分別采用估算得到的公司資本投資的無效率程度、投資過度程度和投資不足程度作為被解釋變量，采用估算的公司會計穩健性水平作為解釋變量，并加入若干控制變量進行回歸，以考察會計穩健性水平對公司資本投資效率的影響。

 

(一) 會計穩健性水平的估算

巴蘇運用下面的盈余股票收益關系模型來度量會計穩健性。

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

其中，epsit為i公司t年度的每股盈余；pit-1為i公司t-1年度末的收盤價；rit為i公司t年度的股票收益率；drit為虛擬變量，當rit＜0時取值為1，否則取值為0。該模型使用股票年度收益率作為“好消息”和“壞消息”的變量，負的股票年度收益率表示經濟損失，即“壞消息”；正的股票年度收益率表示經濟利得，即“好消息”。在模型（1）中，β2度量會計盈余確認“好消息”的及時性，β3度量會計盈余確認“壞消息”的及時性。因此，β4度量會計盈余確認“壞消息”相對于確認“好消息”的增量及時性。由于穩健性意味著會計盈余對“壞消息”的反應比對“好消息”的反應更為及時充分，本文通過檢驗β4是否顯著大于0來判斷會計盈余是否穩健。

卡恩和沃特斯對巴蘇模型進行了拓展，選擇公司規模(size)、負債率(lev) 和市值與賬面價值比率(mb)作為工具變量，設計出度量公司/年的穩健性指標。他們假定非對稱及時性是上述三個工具變量的線性函數，用gscore表示盈余對“好消息”的反應程度，用cscore表示盈余對“壞消息”反應的增量程度，兩個系數分別變為：

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

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

將（2）式和（3）式代入（1）式，可得到用于估算公司層面的會計穩健性模型，這一模型為：

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

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

運用上述模型，采用年度橫截面數據進行回歸，可以估計出μ1，μ2，μ3，μ4以及λ1，λ2，λ3，λ4。然后，將λ1，λ2，λ3，λ4估計系數再代入（3）式，估算出公司層面的會計穩健性程度。

(二) 公司資本投資效率的估算

理查森通過模型估算出企業正常的資本投資水平，然后用該模型的回歸殘差作為投資過度和投資不足的變量，考察了自由現金流量對過度投資的影響［26］。本文借鑒該模型來估算我國上市公司資本投資的無效率水平以及投資過度（不足）程度。上市公司正常的資本投資水平估計模型如下：

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

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

其中，invit為i公司t年度的資本投資水平，用現金流量表中購買固定資產和無形資產的現金數除以期初總資產表示；growthit-1為i公司t-1年度的增長機會，用營業收入增長率表示；levit-1為i公司t-1年度資產負債率；cashit-1用i公司t-1年度公司現金余額除以總資產表示；sizeit-1為i公司t-1年度總資產的自然對數；retit-1為i公司t-1年度股票年度收益率，并用市場年度收益率進行調整；invit-1為i公司t-1年度的資本投資水平；∑industry為行業虛擬變量，行業按證監會的分類標準進行劃分，共選取20個行業虛擬變量；∑year為年度虛擬變量，控制不同年份宏觀經濟因素的影響。

模型(5)回歸殘差表示公司資本投資的無效率程度，取其絕對值后用符號inv_resid表示。如果模型(5)回歸殘差大于0，則其值為投資過度，用符號over_inv表示，相反則為投資不足，用符號under_inv表示。為了便于理解和解釋，本文將under_inv取絕對值。因此，inv_resid越大，表明上市公司資本投資效率越低；over_inv越大，表明上市公司投資過度情況越嚴重；under_inv越大，表明上市公司投資不足情況越嚴重。

(三) 會計穩健性與資本投資效率的回歸模型設計

在確定公司的會計穩健性水平和資本投資水平變量之后，本文分別用模型（6），模型(7)和模型(8)來考察會計穩健性水平對公司資本投資效率的影響。

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為被解釋變量，分別為i公司t年度資本投資的無效率程度、投資過度程度以及投資不足程度；acit為解釋變量，代表i公司t年度會計穩健性程度，估算方法如前所述。參考理查森及辛清泉等的研究，本文加入的其他變量均為控制變量［17，26］。payit表示高管薪酬，為i公司t年度金額最高的前三名高級管理人員的報酬總額的自然對數；fcfit表示自由現金流，用i公司t年度期末經營活動現金凈流量除以期初總資產減去模型（5）估算出的預期資本投資額表示；mfeeit表示管理費用率，為i公司t年度管理費用占營業收入的比例；tunnelit表示大股東資金占用，為i公司t年度其他應收款占總資產的比例。

（四） 樣本選取和數據來源

本文以我國滬深股票市場2001年—2008年發行a股的所有上市公司為初始樣本，剔除金融行業的公司、當年首次發行新股公司和特別處理的公司、同時發行b股或h股的公司以及相關數據缺失的公司。本文最終得到6645家上市公司樣本，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。本文的原始數據來自ccer數據庫，數據統計與處理軟件為excel 2003和stata 10.0。為了消除極端值的影響，本文對連續變量在1％和99％分位數進行了winsorize處理。

四、 實證分析

（一） 變量的估算結果

1. 會計穩健性水平的估算

表1（見下頁）報告了公司會計穩健性的估計結果。由表1可以看出全樣本公司dr*r的回歸系數分別為0.0132（t值為2.37）和0.595（t值為5.85），且在5％和1％水平上顯著，說明我國上市公司盈余對“壞消息”的反應顯著地快于對“好消息”的反應，會計穩健性是存在的。為了排除虧損公司盈余管理行為對研究結論可能產生的噪音，本文在全樣本中剔除虧損公司后再重新進行回歸。如表1所示，盈利公司的會計穩健性仍然存在。這說明就整體水平而言，我國上市公司會計穩健性是存在的，這為后續研究奠定了基礎。本文將表1回歸系數代入模型以估算我國上市公司的會計穩健性水平。會計穩健性水平用ac表示。

表1會計穩健性水平的回歸結果

被解釋變量全樣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）行業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:被解釋變量為模型中eps/p；表中數據為解釋變量的回歸系數，

括號內的數值為t值，并經過white異方差穩健性修正；***，**，*分

別表示顯著性水平1％，5％和10％。2. 公司資本投資效率的估算

表2報告了公司資本投資效率的回歸結果。本文采用模型回歸殘差表示公司資本投資的無效率水平，取絕對值為inv_resid。模型殘差正值表示投資過度，記為over_inv，模型殘差負值表示投資不足，取絕對值為under_inv。

(二) 描述性統計分析

表3為模型中主要變量的描述性統計結果。在最終6645家研究樣本公司中，投資過度公司over_inv為2440家（占37％），投資不足公司under_inv為4205家（占63％），說明就整體水平而言，我國上市公司投資不足的比重較大。會計穩健性水平ac的均值和中位數分別為0.004和0.0037，兩個系數均大于0，說明就整體水平而言，我國上市公司會計政策略顯穩健。

表2公司資本投資效率的回歸結果

被解釋變量截距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)行業和年度控制adj. rsq0.249f值56.5***注:被解釋變量為模型中的資本投資水平(inv)；表中數據為解釋變量的回歸系數，括號內的數值為t值，并經過white異方差穩健性修正；***，**，*分別表示顯著性水平1％，5％和10％。

表3主要變量描述性統計結果

變量樣本量均值中位數標準差最大值最小值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可見，資本投資的無效率水平、投資過度（不足）與會計穩健性程度均顯著負相關，初步證明假設1、假設1a和假設1b成立。即穩健的會計政策有助于降低契約方之間的信息不對稱，并能緩解上市公司投資不足和投資過度，進而提高資本投資效率。此外，無論是全樣本組還是分樣本組，解釋變量之間的相關系數都較低，表明不存在較大的多重共線性。

表4主要變量的相關系數

樣本類別相關系數a欄：全樣本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欄：投資過度樣本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欄：投資不足樣本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：***，**，*分別表示顯著性水平為1％，5％和10％。

（三）會計穩健性與資本投資無效率水平回歸結果

表5（見下頁）列出了模型的混合最小二乘法、固定效應模型和隨機效應模型的估計結果及f檢驗、lm檢驗和hausman檢驗結果。由于使用的是面板數據，本文首先需要對模型的設定形式進行判斷。由表5可見，在混合最小二乘法估計與固定效應模型之間進行選擇時，f檢驗值為1.87且在1％水平上顯著，因而優先選擇固定效應模型；在混合最小二乘法估計與隨機效應模型之間進行選擇時，lm檢驗的卡方值為178.42且在1％水平上顯著，因而優先選擇隨機效應模型；在固定效應模型與隨機效應模型間進行選擇時，hausman檢驗的卡方值為50.73且在1％水平上顯著，因而優先選擇固定效應模型。綜合f檢驗，lm檢驗與hausman檢驗的結果，本文的回歸模型選擇固定效應模型。

從表5（見下頁）可見，固定效應模型中會計穩健性水平ac的回歸系數為-0.182（t值為-6.25）且在1％水平上顯著，說明會計穩健性水平與公司資本投資的無效率水平呈現顯著負相關關系，即穩健的會計政策可以有助于改善公司資本投資效率。這表明會計穩健性在公司資本投資中具有治理價值，從而假設1得到驗證。

表5會計穩健性與資本投資的無效率水平回歸結果

被解釋變量混合最小二乘法固定效應模型隨機效應模型截距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檢驗值1.87***lm檢驗值chibar2(01)=178.42***hausman檢驗chi2(5)=50.73***注：被解釋變量為模型中資本投資的無效率水平（inv_resid）； 括號

內的數值為t值；f值為多元回歸總體顯著性檢驗， 而f檢驗值則為選擇

固定效應模型或混合最小二乘法模型的檢驗值；***，**，*分別表示顯

著性水平為1％，5％和10％。從控制變量來看，高管薪酬pay的回歸系數為-0.00191（t值為-2.53）且在5％水平上顯著，說明當薪酬契約無法對經理工作努力程度和經營才能做出補償和激勵時，將誘發管理層的機會主義行為，從而導致企業資本投資無效率水平增加。自由現金流fcf的回歸系數為0.0308（t值為5.74）且在1％水平上顯著，說明自由現金流充足的企業，其經理人無效率投資的可能性更大。管理費用mfee的回歸系數為0.00648（t值為1.78）僅在10％水平上顯著，說明管理層的在職消費也會影響企業資本投資效率。大股東占款tunnel的回歸系數為-0.0452（t值為-4.33）且在1％水平上顯著，這或許是大股東占款導致上市公司資金短缺，反而減少了無效率投資的可能性。

（四） 會計穩健性與資本投資過度（不足）的回歸結果

表6會計穩健性與投資過度（不足）的回歸結果

被解釋變量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：表中回歸都是用2001年—2008年上市公司

的非均衡面板數據進行回歸 ， 所以進行了模型的篩

選， 最終選定采用固定效應模型進行回歸；表中數據

為解釋變量的回歸系數，括號內的數值為t值；***，

**，*分別表示顯著性水平1％，5％和10％。表6報告了會計穩健性對投資過度（不足）的影響，且回歸模型包括了高管薪酬、自由現金流、管理費用率、大股東占款比率等控制變量。會計穩健性水平ac在表6中的回歸系數分別為-0.211（t值為-2.74）和-0.158（t值為-6.68），均在1％水平上顯著，說明會計穩健性水平與公司投資過度（不足）水平顯著負相關，即會計穩健性水平的提高一方面有助于經理人拒絕凈現值為負的投資項目，抑制企業過度投資；另一方面有助于經理人接受凈現值為正的投資項目，緩解企業投資不足。可見，會計穩健性在一定程度上能夠約束經理人的機會主義行為，緩解企業由信息不對稱所帶來的問題，從而假設1a和假設1b得到驗證。

此外，高管薪酬pay與投資過度over_inv在5％水平上顯著負相關，與投資不足under_inv在10％水平上顯著負相關，說明薪酬激勵越充分，企業資本投資過度（不足）的可能性越小，經理薪酬契約在一定程度上可以緩解企業投資過度（不足）的現象。自由現金流fcf與投資過度顯著正相關，與投資不足負相關，說明自由現金流充足可以緩解投資不足的壓力，同時也會加劇投資過度的情況。管理費用mfee與投資過度（不足）正相關，說明管理層的在職消費會加劇企業的過度投資或投資不足的無效率行為。大股東占款tunnel與投資過度（不足）負相關，這可能是大股東占款導致上市公司資金短缺，從而使企業削減了資本支出。

（五） 敏感性分析

本文還進行了敏感性分析。為了避免理查森模型可能產生的系統性偏差，本文將模型殘差按大小分成三組并剔除掉中間一組；然后，將殘差最大的一組作為投資過度組，將殘差最小的一組作為投資不足組，再次進行回歸。此外，本文將非平衡面板數據轉換為平衡面板數據，即將2001年—2008年正常在市交易并且只發行a股的上市公司作為研究對象，分別用營業收入增長率與托賓q作為公司增長機會的變量重新進行回歸。這些敏感性分析的回歸結果與前面的研究結論基本一致。

五、 結論與啟示

本文以2001年—2008年我國滬深股票市場a股上市公司為研究樣本，檢驗會計穩健性與公司資本投資效率之間的關系，從而考察會計穩健性的治理價值。實證結果發現會計穩健性與資本投資無效率水平即投資過度（不足）存在顯著負相關關系，會計穩健性水平有助于緩解公司的過度投資或投資不足行為，改善公司的資本投資效率。

具有信息優勢的管理者有動機對外披露有關收益的信息而隱瞞有關損失的信息，所以股東可以利用穩健性原則來抑制管理者不對稱披露信息的機會主義行為。此外，及時確認損失的穩健性能夠使企業的決策權盡早從造成虧損的管理者手中轉移到債權人手中，以保障債權人的利益。因此，對于我國上市公司而言，會計穩健性不僅是一項重要的財務報告質量屬性，而且還是一項有效的公司治理機制。本文的研究結果為理解會計穩健性在公司治理中的價值提供了經驗證據。會計穩健性在公司投資效率方面的治理作用主要體現在能夠一定程度上避免企業投資過度或投資不足。一方面，會計穩健性通過要求及時確認損失，限制了管理層的道德風險及其機會主義行為，有效緩解經理人與股東之間的沖突，降低公司的成本，抑制過度投資的發生；另一方面，會計穩健性能夠降低投資者所面臨的信息不對稱，減少投資者溢價要求，緩解投資不足的發生。

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篇8

一、選題的意義

上市公司股票價格因為受到多種因素的影響而不斷變化,在這些因素中,上市公司披露的會計信息是投資者進行投資決策的主要依據,因此研究會計信息與股票價格之間的關系就顯得尤為重要。本文結合我國上市公司具體情況進行研究。

二、市場信息與股票價格的相關理論研究

有關市場信息與股票價格關系的理論中,以有效市場假設理論最具代表性。有效市場假設理論認為,如果證券價格“充分反映”了可獲得的信息,則證券市場是有效的。具體包括以下三方面的內容:一個有效的資本市場應該充分正確地反映所有與決定價格相關的信息;對某個特定的信息而言,如果將其披露給所有市場參與者后,證券價格不會發生變化,則資本市場是有效的;若市場是有效的,就不可能以某個特定的信息為基礎進行交易而獲取經濟利潤。

三、變量的選擇與樣本數據的準備

1.變量的選擇

本文在以前學者研究的基礎上選擇了反映盈利能力的每股收益(X1)和每股凈資產(X2)兩個指標;反映企業償債能力的流動比率指標(X3);反映企業營運能力的總資產周轉率指標(X4);反映企業發展能力的主營業務收入增長率指標(X5),采用股票價格(Y)作為被解釋變量。

2.樣本數據的準備

本文選取了滬深股市信息技術行業的69家上市公司作為研究樣本,以上各項會計指標均選取2008年年報數據,而股票價格選取年報的下一年度即2009年4月30日至2009年6月30日之間每個交易日的收盤價的平均值。

四、模型的建立

本文采用經典單方程線性回歸模型,建立模型為:

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+u

利用EVIEWS軟件,用最小二乘法進行模型的估計。

五、模型的改進與結論

1.剔除多余解釋變量

剔除變量X3,重新進行回歸后,模型的擬合優度與包含X3時幾乎一致,說明X3為多余解釋變量,應予以剔除。

2.重共線性的檢驗

剔除變量X3后,剩余解釋變量兩兩之間的相關系數矩陣如表1所示。

表1 剩余解釋變量間的相關系數矩陣

可以看出,變量X1與X2,X1與X5之間相關系數較大,因此進一步將X1作為被解釋變量, X2和X5作為解釋變量,建立模型:X1=r0+ r1X2+r2X5+u進行回歸分析后, F-statistic=26. 222 29, P值為0。F檢驗通過,說明X1、X2與X5之間有高度的相關關系,為了確定變量的取舍,進一步采用逐步回歸法進行判斷。首先,將三個變量分別單獨代入模型,進行回歸,得出結果如表2所示。

表2 回歸結果1

因此,單獨來看,X1擬合優度最高,解釋能力最強,X2次之,X5最差。其次,將X1分別與X2、X5兩兩組合,代入模型,進行回歸,得出結果如表3所示。

表3 回歸結果2

顯然,加入了X2后,方程的擬合優度有了較大提高,而加入X5,擬合優度幾乎沒有變化,所以剔除變量X5。剔除X5后重新進行回歸,此時模型所有變量均通過T檢驗,Adjusted R-squared=0. 479 515也有了提高。說明以上對模型的改進是有效合理的。

3.最終建立的模型

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

通過模型,我們可以看到,反映企業盈利能力的每股收益和每股凈資產對股價的影響很大,除此之外,反映企業營運能力的總資產周轉率對股價也有一定影響。而反映企業償債能力和發展能力的會計指標沒有通過檢驗,在建立模型的過程中被剔除掉了。由此可以得出這樣的結論:在投資實踐中,反映公司盈利能力和營運能力的這兩類會計信息是投資者比較關注的信息,與股價相關度較大。

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對職業倦怠的研究。早期集中于教師、醫生、警察等服務行業人員,并取得了較多成果。但研究顯示,注冊會計師工作壓力大、執業風險高、與人打交道多、執業要求嚴謹,屬于職業倦怠易發人群。其職業倦怠癥狀并不亞于上述職業。因此,注冊會計師職業倦怠是會計執業人員面臨的一個重要問題,也是審計研究的一個新領域。筆者嘗試將職業倦怠理論引入注冊會計師領域,擬在借鑒西方研究文獻的基礎上,通過實證分析,對我國注冊會計師職業倦怠的根源、危害等進行研究,尋求緩解、消除職業倦怠的對策,期望為我國注冊會計師職業倦怠的本土化研究與實務應對提供基礎和借鑒。

(二)研究方法　本研究采用發放調查問卷的方法收集數據,調查問卷在河北省注協組織全省注冊會計師培訓時進行發放。研究工具為自譯并進行本土化修編的Maslach職業倦怠問卷,回答用5點量表,“完全不同意”、“同意”到“完全同意”,分別記1～5分,以項目總分為各維度得分。本研究共發放問卷398份,收回問卷226份,剔除無效問卷36份,共收回有效問卷190份。回收率為56.8%,有效率為84.1%,符合數理分析的基本要求,可以建立模型。本研究中整個問卷的CronbachA系數為0.72,情感衰竭維度為0.78,譏誚態度維度為0.54,降低自我能效維度為0.70。情感衰竭與譏消態度問的相關為0.806,情感衰竭和降低自我能效間的相關為-0.252,降低自我能效與譏誚態度間的相關為-0.404,達到量表法對各因子問相關的要求。

問卷數據用SPSS14.0 for Windows和Microsoft Excel軟件進行統計分析處理。

二、研究結果分析

(一)職業倦怠總體分析　本測驗利用修訂的MBI-GS量表,將測出的結果分為五個水平,具體劃分情況如下:

1級:三個維度總分都小于30分,即各維度都不存在倦怠的情況;2級:有一個維度總分大于等于30分,但總分小于90分,即存在遭受職業倦怠困擾的隱患;3級:有一個維度總分大于等于30分,且總分大于等于90分;或是有兩個維度總分大于等于30分,但總分小于90分,即已經存在職業倦怠;4級:有兩個維度的總分大于等于30分,且總分大于等于90分,即已經存在較嚴重的職業倦怠;5級:三個維度總分都大于等于30分,即存在嚴重的職業倦怠。

由表1可以看出,三個維度都沒出現倦怠的人群占61.6%,有38.4%的人群出現不同程度的倦怠。嚴重倦怠的人群占5.3%。2,3,4級的百分比分別為22.1%,4.2%,6.8%。總體來看,河北省注冊會計師職業倦怠的水平較高,行業整體形式不容樂觀。

各個維度的倦怠水平參見表2,得分為30分及30分以上的在此維度上出現倦怠水平。三個維度出現倦怠的百分比分別為情感耗竭20%,譏誚態度為24.2%,個人效能感降低為15.3%。由此可見情感衰竭和譏誚態度兩個維度都達到了倦怠的水平,但相對成就感較高(即降低自我能效維度),處于倦怠的偏低水平。

由表3可知,男性的職業倦怠平均數為1.6429,女性的倦怠平均數為1.8043,女性的倦怠水平更高,但二者差異并不明顯。其原因可能是女性肩負了更多的家庭責任,將部分精力放在孩子與家庭上,而不是審計工作上。由于社會審計工作繁忙,有限的精力難以將工作做好,所以一旦覺得工作不如意,就更容易產生職業倦怠,萌生放棄的念頭或是感覺心情沉悶。

由表4可知,各年齡層的倦怠水平有很大差異,其中倦怠水平最高的是50歲以上的階段,31～40歲、41～50歲次之,而21～30歲的倦怠水平最低。其原因可能是50歲以上的注冊會計師長期從事審計工作,更易產生厭煩。且由于年紀增長,接受新知識、新方法的能力較年輕人偏低,無法應付審計的巨大變化,易產生職業倦怠。21～30歲的注冊會計師參加審計工作時間較短,正處于事業的發展階段,對工作有極大的動力與熱情。且易于接受審計新方法,可以迅速適應新的環境變化,故倦怠水平較低。

調查對象中沒有研究生及以上學歷,故僅對本科和專科及以下進行分析。由表5可知,各學歷人群倦怠水平有一定差異,其中本科學歷的注冊會計師較之專科及以下學歷的注冊會計師倦怠水平偏低。其原因可能是現代社會人才競爭激烈,較高學歷的注冊會計師知識體系更加完善,自停心更加充足,同時他們所從事的工作更加得心應手,所以不易形成職業倦怠。而學歷相對較低的注冊會計師雖然對自己的期望、要求較高,但由于知識體系不完善,在工作中困難較多,故容易產生職業倦怠感。

由表6可知,不同職稱的人群倦怠水平有一定差異,其中倦怠水平最高的為初級會計師,中級會計師與助理會計師的倦怠水平次之,高級會計師的倦怠水平最低。但中級會計師、助理會計師和高級會計師三者倦怠水平相近。其原因可能是因為取得初級會計師資格的注冊會計師基本上為剛剛參加工作的年輕人,對審計工作還不熟悉。剛參加工作崗位,還沒有適應工作環境,因而相對工作壓力較大,易產生職業倦怠。而中級會計師、助理會計師和高級會計師由于已有工作經驗,適應了工作環境,加之都是注冊會計師,職稱的大小對其業務水平影響不大,因此三者倦怠水平沒有明顯差異。

由表7可知,不同職位的人群倦怠水平有一定差異,其中倦怠水平最高的為主任會計師,助理人員與合伙人的倦怠水平次之。而注冊會計師、項目經理、部門經理的倦怠水平較低,但三者倦怠水平相近。其原因可能是因為主任會計師、合伙人不僅要管理事務所的日常事務,還需要對事務所的發展方向、對事務所重大事項進行分析、決策,同時對審計質量也承擔著主要責任,因而其壓力較大,易產生職業倦怠感。助理人員在審計工作中以執行為主,自主性差,只是依仗著一種“慣性”工作,同時工作量大且內容枯燥、單一,工作中缺乏主動性和創造性,且升遷的職位有限,易形成職業倦怠。而注冊會計師、項目經理、部門經理在審計中雖然也要承擔相

應責任,但相對于主任會計師、合伙人壓力較小;其較之助理人員在工作中自主性大,常需要利用個人的職業判斷去分析、解決問題,工作更富于創造性與挑戰性,且升職前景明朗,故不易產生職業倦怠。

由表8可知,倦怠水平最高的是工作11～15年的注冊會計師,工作16～20年的倦怠水平次之,工作0～5年、6～10年的倦怠水平較低,且與倦怠水平最高的工作11～15年的倦怠水平有顯著差異。其原因可能是工作年限較長的注冊會計師年齡較大,面臨著退休、家庭、子女等一系列問題,焦慮、抑郁等情緒就會隨之產生。且由于長時間進行審計工作,對審計流程、審計方法比較熟悉,即長期重復性的工作容易產生職業倦怠。而剛參加審計工作的注冊會計師,對工作存在新鮮感,樂于迎接工作中的挑戰,能以積極心態面對困難,所以倦怠水平較低。

三、注冊會計師職業倦怠的根源分析

(一)社會根源一是公眾期望。隨著經濟的發展,潛在投資者、債權人、政府甚至社會公眾越來越多地關注公司財務報告,他們需要通過分析財務報告據以做出經濟決策,因此關心財務報告的真實性和合理性。這些財務報告使用者對注冊會計師持有很高的期望,他們甚至希望經過注冊會計師審計過的公司財務報告沒有一點錯誤,這就加重了注冊會計師的責任與壓力。二是法律責任。由于注冊會計師的審計意見旨在提高所審計的公司財務報告的可信賴程度,一旦由于審計的失誤而使財務報告使用者蒙受損失,注冊會計師就有可能承擔民事賠償責任和相應的法律責任。尤其是近年來,注冊會計師的法律責任逐步擴展,對其的法律訴訟大量增加。由于企業經營失敗或者管理當局舞弊造成破產倒閉而使投資者和貸款人蒙受損失,進而指控注冊會計師未能及時揭示與報告這些問題,并要求其賠償有關損失的事件層出不窮。在這種情況下,注冊會計師長期處于極大心理壓力下,就容易產生職業倦怠。

(二)組織根源(1)工作負荷。近年來,隨著會計師事務所的發展和公司財務報告使用者的增多,會計師事務所承攬了大量的業務,并不斷開拓新的審計市場和業務,這就使注冊會計師的工作負荷加大。同時由于我國審計方法與技術正與國際接軌,這就需要注冊會計師在平時投入更多精力學量的新知識與新方法。長期的超負荷學習與工作,身心的極大投入也使注冊會計師更易產生職業倦怠。(2)公平感。由亞當斯的公平理論可知,職工的工作動機不僅受自己所得的絕對報酬影響,而且還受相對報酬的影響,人們會將自己付出的勞動與所得的報酬進行自我歷史的縱向比較和與他人的橫向比較。只有在感到付出與所得相符時,才會產生極大的工作熱情。但由于我國會計師事務所行業正處于發展階段,制度還不完善,許多注冊會計師付出的勞動與所得到的報酬不相匹配,這就導致了注冊會計師職業倦怠的產生。(3)職業特征。由于職業倦怠的高發職業是助人行業,而注冊會計師職業是典型的助人職業,其工作任務重,社會責任大,承受壓力大,執業風險高,加上對執業環境的認識不正確所導致的自我期望值過高,往往易導致注冊會計師不能順利應付工作中的一些壓力。這必然會損害注冊會計師的工作熱情,職業倦怠心理的產生就不可避免了。

(三)個人根源(1)人格特征。那些不能客觀認識自我和現實,目標不切實際,有強烈自我實現愿望的注冊會計師由于急于實現自己的抱負,常常會產生職業倦怠。相反,那些持較低的自我評價和判斷、自信心低、對自己的優缺點缺乏準確的認識的注冊會計師由于意志消沉,工作沒有動力,也易產生職業倦怠。(2)知識結構和能力素養。注冊會計師如果具備完備的知識結構和良好的能力素養,則在審計工作中所遇到的困難與壓力會相對較小,即使遇到困難,也能妥善解決或緩解,從而避免職業倦怠的產生。但如果注冊會計師知識結構不完善,能力素養也較差,就極易產生職業倦怠。

四、注冊會計師職業倦怠的緩解對策

(一)提高注冊會計師的審計專業素質會計師事務所要注重注冊會計師審計專長的提高,使其掌握最新的審計觀念、理論以及最新的審計方法和手段,并將新的理論和方法運用到審計工作中去。因為在審計工作中新理論和方法的應用可以提高工作效率,提高注冊會計師的自我效能,減少因懷疑自身工作能力而產生的職業倦怠。另一方面,專業素質的提高可以減少審計工作量,有助于注冊會計師職業倦怠的消除。會計師事務所還可以通過建立各種學習型組織、興趣型組織,加強注冊會計師個體與同事之間、領導之間的相互交流與協作,共同探討和解決審計工作中出現的問題。另外,還可以在審計業務淡季組織學習班、講座,給注冊會計師提供較多的學習先進審計理念的機會,提高注冊會計師的專業素質。

(二)建立合理的利益分配機制注冊會計師自身發展的態度很大程度上取決于他們對專業發展給自己所帶來的損失和利益的權衡。因利益的分配而產生的職業倦怠在注冊會計師職業倦怠中占了很大比重。會計師事務所應該在從業人員制度設計建設中,通過讓注冊會計師參與制定利益分配制度,明確其可以獲得一定物質獎勵作為利益回報,如設立注冊會計師退休養老金、培訓基金、責任保險、提高業務分紅比率和提高基本工資等制度。只有注冊會計師付出的勞動與所得到的報酬相匹配,才能減少注冊會計師由于利益分配而帶來的職業倦怠感,同時也有利于會計師事務所自身的健康發展。

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摘要：本文通過考查深圳和上海證券交易所中的657家上市公司的治理機制變量，與會計盈余及時性指標之間截面數據相關關系，探討治理機制是否隨會計盈余及時性而變化。結果發現：董事對高成本信息收集和整理的需求與會計系統信息的有用性是倒數關系，外部股東對高成本信息收集和整理的需求與會計系統信息的有用性成正比；會計系統信息有用性的重要決定因素是解釋股權價值現時變化的程度；以高成本的監督活動為特點的特殊治理結構是股東和董事對高成本信息收集和整理需求的反映。研究結果為進一步對會計的其他經濟影響和后果研究提供啟示。

關鍵詞：上市公司　會計盈余及時性　公司治理機制

根據會計準則生成的會計信息數據是有效資本市場得以存在的必要數據，由于會計信息不能有效反映股東價值相關信息的公司中，財務會計系統就不能滿足董事和股東的治理需要。因此本文假設：董事對高成本信息收集和整理的需求與會計系統信息有用性是倒數關系，外部股東對高成本信息收集和整理的需求與會計系統信息有用性成正比；會計系統信息有用性的重要決定因素是解釋股權價值現時變化的程度；以高成本監督活動為特點的特殊治理結構是股東和董事對高成本信息收集和處理需求的反映。

一、文獻綜述

在相關的文獻中，研究發現跨國間的所有權集中與一國會計信息披露的程度負相關(LaPorta,Lopez-de-Silanes,Shleifer andVishny，1998)。也有研究斷定會計實務的國際差別內生于解決管理者與其他利益相關者之間信息不對稱的需要，證明盈余報告的及時性在普通法國家比較高，如在美國公司治理結構傾向于管理者與其他利益相關者之間更加分離(Ball,Kothafi and Robin，2000)。在國內的相關實證分析文獻中，研究我國證券市場效率的相對較多。學者對我國證券市場若干時間區段的子樣本實證分析，結果表明證券市場效率隨發展階段而不斷提高，如吳世農(1996)、宋頌興和金偉根(1995)、陳小悅(1997)等，也有學者進一步研究了我國市場效率低的原因，如魏玉根(2000)、王開國(2001)、張宗新(2004)等。張宗新(2004)認為，市場有效性以及與之相聯系的信息傳遞和價格形成能力，是造成我國證券市場低效率的直接原因。

關于會計信息有用性與公司治理的研究很少。劉立國等(2003)在研究公司治理與會計信息質量關系時發現，上市公司法人股比例越高、流通股比例越低，公司越有可能發生財務報告舞弊行為，當上市公司第一大股東為國資局時，公司更可能發生財務報告舞弊行為。執行董事、內部董事在董事會中的比例越高，公司越有可能發生財務報告舞弊行為。發生財務報告舞弊的公司往往有較大規模的監事會。本文的分析在兩個方面對現有研究進行了推進，一是本研究的焦點在于公司財務信息系統的特征是治理機制選擇的決定因素，這就推進了現有關于各種治理結構決定因素的研究。現有大部分關于治理機制內生選擇的研究，更多的是探討與公司道德風險問題的敏感性或規模相關因素的作用，或探討與監督管理者難度有關因素的作用。這些研究把公司信息系統的特征作為不可觀察的給定因素，而本文試圖明確地抓住信息系統反映價值增進行為和活動的能力在公司間的差別，并且指出這些不同與治理機制選擇的不同是聯系在一起的。二是考查與董事會組成有關以及與外部股東以股權激勵有關的治理機制因素。

二、變量定義描述

(一)盈余及時性指標　本文是選用盈余及時性的指標來測量公司現時盈余捕捉到股東價值變化全部現時信息的程度。考慮到單個指標不能捕捉到所有及時性特征，提出三個指標以反映公司年度盈余捕捉到當年置留在股票價格中的全部信息。由于每個指標各有優劣，其基本及時性指標是這三個指標的綜合。前兩個指標是以2004年以前至少八年的年度盈余與同時期股票總回報率之間的回歸為基礎的。計算公式：

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

式中EARN,是給定公司在第t年的基礎盈余，定義為例外項目、非連續經營和特殊項目之前的盈余，除以年初該公司凈資產市場價值。RET1是t年末的股票總回報率。NEG是啞變量，如果RETt是負數NEG是1，否則NEG是0。第一個指標是表示消息反映到公司盈余上的速度的b1。預期在盈余及時性存在嚴重問題而使價值增長活動和結果在盈余中推遲確認的公司中b1的數值低。盈余及時性的第二個指標是(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滯后性的減函數。預期盈余及時性存在嚴重問題而使價值增長活動和結果在盈余中推遲確認的公司中R2的數值低。第三個盈余有用性變量是(式2)中R2：

RETt=a0+b1EARNt+b2EARNt-1+et　(2)

EARNt和RETt的定義與前面相同，EARNt-1是在t-1年的基礎盈余。與(式1)不同，(式2)中允許股票價格隨盈余雙向變動。(式2)中R2解釋為當年年度盈余水平及其變化反映股東價值相關信息的程度。本文預期(式2)中的R2是盈余捕捉反映在股票收益中的信息滯后性的減函數。

我們用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，在以上三個變量的基礎上構成了盈余及時性綜合變量EARN_TIMELY，是三個分變量的對數百分化后的合計值，該變量值越大說明盈余及時性越好。

(二)治理變量的描述　本文采用以下指標作為變量：

(1)董事會的組成變量。Fama(1980)和Fama and Jensen(1983)認為，董事會監督管理者的效果是內外董事結合產生的功能。他們認為最佳的董事會應該由內外兩類董事組成：內部董事的優點是其對公司專門活動和公司競爭環境的深入了解；外部董事的優點在于其獨立性和監督的技巧。同時董事會作為監督機制，其效果可以由外部董事的作用得到增強。董事會組成提出如下假設：第

一，公司盈余及時性低的情況下董事會規模會比較小，以方便快速和密集的信息分享和處理。第二，由于內部董事有對公司專門活動和競爭環境的深入了解，公司盈余及時性低的情況下董事會中內部董事的比例將較高，外部獨立董事比例較低。第三，公司盈余及時性低的情況下董事會中專家董事的作用會比較突出，因此本文預測此時專家董事的比重會較高。第四，預測在那些盈余及時性低的公司中持有股份的董事人數會相對更多，這是因為當董事們持有股份時，股權激勵有利于使他們以股東的利益為出發點履行其管理和監督的職責。我們提出了五個公司董事會組成變量。一是董事會組成規模變量DIR#，它是公司董事會總人數；二是獨立董事的比重變量％OUTDIR，它是公司獨立董事的數量除以該公司董事會總人數的值；三是內部董事比重變量％INDIR，它是公司內部董事人數除以該公司董事會總人數的值；四是專家董事比重變量％EXPERTDIR，是公司董事會中專家董事人數除以該公司董事會總人數的值；五是董事會中持股董事人數比重％SHAREHOLD-DIR，它是公司董事會中持有股份的董事人數除以該公司董事會總人數的值。

(2)外部人持股變量。本文預測盈余及時性越低，外部股東持股集中度越低作為對高成本監督的反映，也就是所謂外部股東“搭便車”而“用腳投票”假說。這種預測基于Demsetz and Lehn(1985)的觀點，假設股權集中至少部分上是由高成本的股東監督利益內生決定的，其基本理論是持有少量股份的股東缺乏激勵去從事高成本的監督活動，因為小股東這樣做要承受全部成本，但只能分享小部分的監督收益。相反，如果潛在的監督利益大，持有大量股份的股東有相對強的激勵從事高成本的監督活動。這是因為大股東可以從高成本監督活動的收益中獲得較大比例的利益。我國上市公司國家股“一股獨大”是普遍現象，在這樣的前提下持有少量股份的股東沒有激勵去從事高成本的監督活動，只會采取減少股份持有量以便利“用腳投票”的方式保護自身的利益。本文提出了四個外部股東持股集中度變量。一是法人股比例％CORPORATE，是公司中法人股占該公司總股本的比重；二是流通股比例％CIRCULATE，是公司中已流通股份占總股本比例；三是戶均持有流通A股數#SHARE-A，是公司中流通A股數除以A股總戶數；四是股東持股比例％SHARE，是公司中平均每一股東持股百分比。

三、控制變量、樣本和數據

(一)控制變量　在公司治理截面數據回歸模型中，本文引入了四個控制變量。一是股票BETA系數，用以控制公司的不確定性或離散性。二是凈資產市場(MV)，用以控制公司規模。Demsetz and Lehn(1985)提出證據表明這兩個變量與所有權集中度顯著相關。此外，本文提出保值增值率(RATE-BZ)用以控制公司的成長性，公司國家股比重(％STATE)用以控制我國上市公司股權結構中“一股獨大”現象的影響。

(二)樣本和數據　文中所有數據取自聚源數據庫和巨靈數據庫中在深圳和上海證券交易所上市交易的所有行業上市公司的相關數據。這些數據包括：1997年至2004年八年間年會計盈余和股票總回報率數據；2004年末董事會人數、獨立董事人數、內部董事人數、董事會中專家董事人數、董事會中持股董事人數；2004年末法人股比重、公司流通股比重、戶均持流通A股股數、股東持股百分比等數據；2004年末樣本公司股票BETA系數、凈資產市場價值(MV)、公司保值增值率(RATE-BZ)、國家股比重(％STATE)等數據。由于有些公司數據不完整，最終選取的樣本公司數為657家。(表1)簡要列示了樣本公司相關變量的統計屬性，包括了會計盈余及時性的變量、公司治理相關變量，以及控制變量的情況。

四、實證研究設計及結果

(一)會計盈余及時性個別變量及綜合變量相關性(表2)列示了會計盈余及時性個別變量及綜合變量的PEARSON和SPEARMAN相關情況。會計信息及時性綜合變量(EARN_TIMELY)是由三個獨立的會計信息及時性變量構成，會計信息及時性綜合變量與三個獨立的會計盈余及時性變量之間的PEARSON相關性為正且都具有在1％水平的統計顯著性。這表明會計盈余及時性綜合變量(EARN_TIMELY)抓住了三個獨立及時性變量的本質。

(二)模型設計及回歸結果　本文引入保值增值率、凈資產市場價值、股票BETA系數、國家股比重等控制變量，采用截面數據最小二乘法回歸分析公司治理變量與會計盈余及時性變量之間的相關性。基本假設是會計信息反映公司現時經營活動和股東價值能力較差的公司，其公司治理機制將會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代表各公司治理相關變量(％SHARE、#SHARE-A、％CIRCUlLATE、％CORPORATE、％SHAREHOLD―DIR、％EXPERTDIR、％INDIR、％OUTDIR、DIR#)。

(表3)列示了會計盈余及時性綜合變量(EARN_TIMELY)與公司董事會結構相關變量的回歸檢驗結果。會計盈余及時性與公司董事會規模變量、獨立董事人數比重是正相關。這與本文的預測是一致的，會計盈余信息治理功能較差時，為加強對公司的控制，董事會的規模會縮小，獨立董事人數少一些而公司內部董事人數相對多一些。公司會計信息及時性綜合變量與其他董事結構變量內部董事人數比重、董事會中專家董事人數比重、董事會中持股董事人數比重是顯著負相關的。這也與本文的預測相一致，公司會計盈余及時性較低時，內部董事、專家董事、持有股份的董事人數會相對多一些。

(表4)列示了會計信息及時性綜合變量(EARN_TIMELY)與公司外部股東持股集中度相關變量的回歸檢驗結果。結果顯示會計盈余及時性與公司流通股比重、法人股比重、戶均持有流通A股數量、股東持股百分比正相關。其中，后兩個變量通過了顯著性檢驗，而前兩個變量沒有通過顯著性檢驗。這與本文的預測基本一致。筆者認為在目前我國上市公司國家股“一股獨大”現象比較普遍，存在問題也相當嚴重的條件下，當公司會計信息不能滿足需要時，外部法人股東會選擇“用腳”投票的方式，選擇減少股份持有量的決策。我國股市投機性強、換手率高的事實也從側面說明了這一點。法人股比重變量之所以沒有通過顯著性檢驗可能是由于樣本中沒有區分出國有法人和其他法人的緣故。同樣會計信息及時性與公司流通股比重是正相關，但也沒有通過顯著性檢驗的原因還需要進一步研究。

五、結論與啟示