新会计准则预期实施的经济后果研究，本文主要内容关键词为：会计准则论文,后果论文,经济论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
西方国家的经验研究表明，会计准则的经济后果广泛存在。利用准则的不完备性进行利润操纵，无论是资本市场发达的欧美国家，还是资本市场欠发达的中国，一直并且仍将存在下去①。新会计准则实施后，我国的资本市场是否能得到进一步的改善?关于这个问题学术界见仁见智。笔者认为，这种经济后果主要以是否会有大面积的上市公司出现不正常的利润调整为表征，不排除会从2005年年报的编制就已经产生，进一步分析可表现为以下两个方面：(1)是否还是通过资产减值和关联交易来进行盈余管理；(2)是否出现连续两年亏损的上市公司被大量注入优质资产。由于目前还没有相关的实证研究出现，所以本文在这两方面进行实证分析。
一、相关研究说明
由于本文研究的是新会计准则实施的预期经济后果，新会计准则在2006年2月15日发布，国内上市公司2005年年报一般要到2006年4月份末才能全面对外公布，所以不排除那时就可能有上市公司已经着手调整利润。根据以上假设，本文选取的样本时间跨度比较特殊，从2005年末到2007上半年为止，考虑到本文建立模型对相关数据的要求，考察对象选取为2004年12月31日之前在沪深两市上市并发行A股(包括既发行A股又发行B股或H股的公司)的上市公司，以其中所有财务报表存在非正常利润调整②的上市公司为初选样本，所谓非正常的利润调整，本文选取以非经常性损益贡献率指标代替，用以表示非经常性损益对净利润影响程度的大小，进而用这个指标对选取的上市公司样本进行分组。
SPECR＝SPE/|EPS|
其中，SPECR表示非经常性损益贡献率，SPE表示每股非经常性损益，EPS表示用净利润计算出的每股收益。
然后进一步根据需要筛选初选样本。其中对于(1)和(2)，我们以因资产减值、关联交易以及债务重组获得非标准无保留审计意见的上市公司作为研究样本。笔者认为，虽然获得标准无保留意见的上市公司也可能会有利润调整动机，但是由于没有获得非标意见，还是说明其披露的相关会计信息没有对决策者产生重大影响。骆小明等(2000)认为，CPA出具有说明的无保留意见，不仅仅应考虑本年度的相关交易的公允性，还应考虑所披露的会计信息是否会对以后年度产生重大影响，CPA应在说明段中为投资者提供线索。可见，本文以因资产减值、关联交易以及债务重组获得非标准无保留审计意见的上市公司作为研究样本还是比较具有说服力的。
本文首先假定这些上市公司的控股股东直接利用资产减值或关联交易手段进行盈余管理，或者控股股东和管理当局“团结”在一起，利用资产重组进行盈余管理，并假定这些公司的盈余管理程度为其利用以上手段进行盈余管理的程度，从而间接衡量上市公司利用以上手段的盈余管理度。从现有文献来看，可以衡量盈余管理程度(或利润操纵程度)的指标有两个：应计利润总额和可操纵性应计利润总额。从研究方法上看，主要的差别在于如何确定利润操纵的存在。普遍的做法是以操控性应计利润(Discretionary Accruals)作为利润操纵的标志，但识别操控性应计利润与非操控性应计利润的方法各有不同。将应计利润总额拆分成操纵性应计利润和非操纵性应计利润时，比较广泛使用的模型是时间序列琼斯模型。由于时间序列琼斯模型需要至少10年的数据，而我国很多上市公司上市的时间较短，按照上市超过10年来选择样本，会导致样本过少而无法回归，所以我国暂时无法采用时间序列琼斯模型。同时陆建桥(2002)认为，琼斯模型存在低估非操作性应计利润额，高估盈余管理的问题，所以本文选择作为替代方法的横截面琼斯模型③，以之计算上市公司以资产减值和关联交易为手段的盈余管理程度即可估算出操纵性应计利润总额。在参考了戴求、斯罗恩和斯威尼(Dechow，Sloan and Sweeny，1995)、陆建桥(2002)以及孟焰等(2006)的研究成果基础上，本文建立了一个经过改进了的琼斯模型，其主要的计算步骤为：
同时，从现有文献看，多数文章都采用间接方式来衡量大股东对中小股东的利益侵害程度。孟焰等(2006)根据我国的实际情况，采用托宾Q值间接反映关联方利益转移的程度。本文也采用托宾Q值来间接衡量控股股东利用资产减值、关联交易等进行盈余管理的程度。
二、多元回归模型的构建
如前文分析，在新会计准则实施后，控股股东可能主要通过资产减值和关联交易盈余管理进行利益转移，当上市公司面临被“ST”或“PT”危机时，控股股东又可能会通过资产重组或者非货币性交易向其输送利益，人为提高上市公司的经营业绩，帮助其保牌，以便日后有可能再次转移利润。可以说，当新准则还未正式实施之际，上市公司利用相关手段进行盈余管理程度越严重，控股股东利益转移应该越大，故提出假设1和假设2。其中假设1：当上市公司没有发生连续亏损时，上市公司以相关手段进行盈余管理程度(DACC)与控股股东利益转移正相关，与托宾Q值负相关；假设2：当上市公司已经被“ST”或面临“PT”危机时，控股股东可能会通过资产重组或者非货币性交易向其输送利益，人为提高上市公司的经营业绩，帮助其保牌，从而为其日后有可能再次转移利润服务，此时，上市公司以相关手段进行盈余管理程度(DACC)与控股股东利益转移负相关，与托宾Q值正相关。
在2006年股改基本完成以后，国有股减持，非国有股增加，但控股股东享有的控制权还是一般会大于其拥有的所有权，所有权越大，控股股东享有的控制权也会越大。从理论上说，由于前五大股东持股比例越高，拥有的所有权越大，享有的控制权也会越高，故其利用相关手段进行盈余管理从上市公司转移利益的能力应该越强(孟焰、张秀梅，2006)。但是当上市公司面临被“ST”或“PT”危机时，控股股东又可能会通过资产重组或者非货币性交易向其输送利益，人为提高上市公司的经营业绩，帮助其保牌，所以提出假设3和假设4。其中假设3：当上市公司没有发生连续亏损时，上市公司前五大股东持股比例的平方和(
)与关联方利益转移正相关，与托宾Q值负相关；假设4：当上市公司已经被“ST”或面临“PT”危机时，上市公司前五大股东持股比例的平方和()与控股股东利益转移负相关，与托宾Q值正相关。
由于我国证券监管部门对上市公司盈余管理的处罚较轻(李爽、吴溪，2002；刘峰，2002)，上市公司利用资产减值和关联交易手段进行盈余管理付出的政治成本较低，加上我国很多上市公司以前都是老国有企业改制过来的，其控股股东都和地方政府、国资委等相关部门“关系密切”，这也是上市公司控股股东“胆敢”进行盈余管理转移利润的一个重要原因。所以从理论上说，可能上市公司的规模越大，供控股股东转移的资源越多，控股股东利益转移的程度应该越高。故提出假设5和假设6。其中假设5：当上市公司没有发生连续亏损时，上市公司的规模(SIZE)与控股股东利益转移正相关，与托宾Q值负相关；假设6：当上市公司已经被“ST”或面临“PT”危机时，上市公司的规模(SIZE)与控股股东利益转移负相关，与托宾Q值正相关。
基于上述分析，本文建立了下述上市公司控股股东利用相关手段进行盈余管理的程度与利益转移关系的多元回归模型：
其中：非流通股份价值=每股净资产×非流通股份数
由于控股股东进行盈余管理的程度一般与股权集中度和公司规模存在相关性，所以在构建模型时特别注意引进了和SIZE两个控制变量，以避免回归中的系统性误差。
三、相关信息披露与样本检验回归分析
(一)非经常性损益项目信息披露分析
1.样本的选取
本文所需数据一部分来源是香港理工大学与深圳国泰安信息技术有限公司联合开发的CSMAR中国股票财务数据库查询系统，一部分来源于Wind咨询，还有一部分属于笔者对来源于网络(主要是由http：//www.cninfo.com.cn公布的2005～2007年沪深两市上市公司的年报和半年报)收集样本公司对外公布的会计年度报告，并对所获取数据进行预处理，使其具有可比性、科学性，本文采用Eviews3.1统计软件进行数据分析。
在选取样本的过程中，本文遵循如下原则：(1)不包括金融保险类上市公司；(2)剔除了净资产小于0的上市公司；(3)剔出了财务数据不全的上市公司；(4)半年报不包括8月31日之后公布，年报不包括4月30日之后公布的公司。在整理了相关数据后，其中符合以上原则的上市公司共有1340家，进而再筛选符合条件为SPECR≥10％的样本数分别为：2005年年报中632家，占总样本数的47.24％；2006年半年报中507家，占总样本数的37.84％；2006年年报中706家，占总样本数的52.69％；2007年半年报中512家，占总样本数的38.21％。
2.初选样本的描述性统计结果
2005～2007年度初选样本的描述性统计结果经过整理如表1所示。
从表1数据可以看出，2005年47.24％到2006年52.69％，再到2007年38.21％，SPECR比例上有一个先上升后下降的趋势，上市公司的SPECR超过10％的上市公司占总数的比例一直处于较高状态，2002年为36％，2003年为44.65％，2004年为43.28％，由于2007年开始实施的新会计准则在很多方面对会计处理做出了新的限制，这将使上市公司利用这些会计项目操纵利润更加困难，大量上市公司的许多有针对性的调整事项很可能会“赶集”在2007年前的“印迹”非常明显，从某种程度上说明了新准则对上司公司的“威慑”作用很明显。通过表1说明，2005年年报显示有接近一半上市公司其SPECR超过10％，2006年度则超过一半以上，“不务正业”的现象相当严重。并且，我们也注意到2005年度和2006年度的SPECR整体平均水平分别达到了1.65和1.74之多，至少说明这两年中有相当一部分上市公司的主营业务的盈利情况是相当差的，都想借助非经常损益来“粉饰”报表。
2005～2007年非经常性损益贡献率比例最高的十家上市公司如表2所示。
表2显示，2005年SPECR的极值为梅雁水电(600868)的7028.049％，也就是说，该公司非经常性损益对年末每股收益的贡献度达到70.28049倍，很难想象该上市公司的主营业务收入情况，不得不让人怀疑该上市公司的持续经营能力和盈利能力。2006年S*ST数码(000578)的SPECR极值达到4784.685％，虽不及2005年度，但亦相当惊人。
2007年新准则的实施，对2005年和2006年的情况起到了一定的抑制作用，2007年度上市公司整体SPECR≥10％的比例下降为38.21％，较之于2003年到2006年都要低，仅次于2002年，而2007年排名最高的ST兴业(600603)的SPECR极值2623.20％较之于2005年和2006年有比较明显的下降，从表1中的整体平均值101.1389％来看，也较之前两年有较大幅度下降。但是我们必须注意到，2007年半年报显示，SPECR的中位数为40.6175％，虽次于2006年年报，但也说明今年上半年我国上市公司SPECR整体相对较高，不得不让人担心和忧虑。
综上所述，从以上的描述性统计结果中还是可以明显看出，新会计准则经过半年的有效实施，上市公司相关调整事项的规范功效十分显著。但对此不能盲目乐观，因为2007年的数据来源是半年报，不需要经过注册会计师审计，所以相关数据的可靠性就要相对差一些。同时，还应该注意到今年上半年我国上市公司SPECR整体相对较高，对此情况必须慎重考虑，并需进一步深入研究。
(二)复选样本检验结果及其回归分析
通过进一步的复选，本文选取在2005～2006年因资产减值和关联交易以及债务重组等获得非标准审计意见的101家非金融类的上市公司作为研究对象，其中2005年49家，2006年52家，在剔除了财务数据不全的公司9家，实际样本92家，其中2005年48家，2006年44家。
1.2005～2006年样本公司的描述性统计分析
2005～2006年度样本公司的描述性统计结果经过整理如表3所示。从表3中我们可以看出：(1)样本公司托宾Q的均值在2005～2006年度分别为1.825228、1.855875，由于两年的值都比较接近于2，说明上市公司的价值和控股股东利益转移的程度在两个年度基本保持稳定；(2)样本公司可操纵性应计利润总额除以年初资产总额的均值(DACC)在2005～2006年度分别为2.2538％和0.2359％，由于两个年度可操纵性应计利润总额的均值都为正值，从某种程度上可以说明这两个年度上市公司每年净利润的均值都大于当年经营活动现金净流量的均值，说明样本公司控股股东进行盈余管理时，可能采取了调增利润的方式，或者说存在控股股东为了保证上市公司的“壳资源”，不得不向上市公司转移利益的现象。从变化趋势上看，可能2005年度可操纵性应计利润总额的绝对值相对于2006年度要明显大一些；(3)样本公司指数的均值在2005～2006年度分别为0.182021和0.159005，该指数在两个年度都小于0.25，说明样本公司的股权集中度较低，从数据上比较说明样本公司前五大股东持股比例年度差距较小；(4)从公司资产总规模看，样本公司年末资产总额自然对数的均值在2005～2006年度分别为20.19289和20.38310，说明样本公司年末资产总额的均值依次为e[20.19289]和e[20.38310]元，样本公司的规模都比较大。
2.2005～2006年合成样本公司的描述性统计分析及结果
2005～2006年度合成样本的描述性统计结果经过整理如表4所示。
从表4中我们可以看出：(1)在合成样本中，托宾Q的均值为1.839884，比较接近于2，说明两个年度内样本公司的价值较高，故样本公司的控股股东利益转移的程度较低；(2)在合成样本中，可操纵性应计利润总额除以年初资产总额比例的均值(DACC)为1.2887％，可操纵性应计利润总额的均值为正值，说明样本公司每年净利润的均值大于当年经营活动现金净流量的均值，样本公司控股股东在进行盈余管理时，可能采取了调增利润的方式，或者说存在为了保住样本公司的“壳资源”，今后能攫取更多的利益，目前不得不为上市公司输送利益的现象；(3)在合成样本中，指数的均值为0.171013，该指数小于0.25，说明上市公司前五大股东持股比例差距较小，股权集中度较低；(4)在合成样本中，年末资产总额自然对数的均值为20.28386，说明上市公司年末资产总额的均值为e[20.28386]元，样本公司总体规模比较大。
3.2005～2006年样本的回归分析及结果
2005、2006年度样本公司的回归结果经过整理如表5、表6所示。
我们发现，由于复选样本中绝大部分上市公司中已经或面临“ST”或“PT”，而通过表5和表6的分析可进一步得出如下结果：(1)相关盈余管理度(DACC)的估计参数2005年和2006年分别为3.1441192和0.3311290，显著性概率分别为0.174890和0.085677，说明两个年度内样本公司相关盈余管理程度与托宾Q值正相关，与利益转移负相关，2005年不具有统计意义上的显著性，2006年在0.1的水平上具有显著性。以上说明假设1没有得到证实；假设2在2006年度得到证实，而在2005年度也得到一定程度的证实；(2)前五大股东持股比例的平方和的估计参数2005年度和2006年度依次为2.8672119和0.3377017，显著性概率依次为0.049372和0.706121，说明上市公司前五大股东持股比例的平方和与托宾Q值在2005年度和2006年度呈正相关，也说明上市公司前五大股东持股比例的平方和与利益转移在2005年度和2006年度负相关，2005年在0.05的水平上具有统计意义上的显著性，2006年不具有统计意义上的显著性。以上说明假设3没有得到证实；假设4在2005年度得到证实，在2006年度得到一定程度的证实；(3)资产规模(SIZE)的估计参数2005年度和2006年度年分别为-1.0818929和-0.5860130，两个年度的显著性概率依次为8.784526和0.094514，说明两个年度上市公司资产规模与托宾Q值负相关，与利益转移正相关。由于样本中绝大部分上市公司已经或面临“ST”或“PT”，以上说明假设5和假设6都没有得到证实。
4.2005～2006年合成样本的回归分析及结果
2005～2006年度合成样本的回归分析结果经过整理如表7所示。
我们发现，(1)控股股东盈余管理度(DACC)的估计参数为0.966133，显著性概率为0.0983，说明上市公司盈余管理程度与托宾Q值正相关，与利益转移负相关，在0.1的水平上具有显著性。以上说明假设1没有得到证实，假设2得到证实；(2)前五大股东持股比例的平方和的估计参数为1.682308，显著性概率为0.0614，说明上市公司前五大股东持股比例的平方和与托宾Q值正相关，与利益转移负相关，在0.1的水平上具有统计意义上的显著性。以上说明假设3没有得到证实，假设4得到证实；(3)资产规模(SIZE)的估计参数为-0.813190，显著性概率为0.0000，说明上市公司资产规模与托宾Q值负相关，与利益转移正相关，这说明假设5和假设6都没有得到证实。
由于Durbin—Watson检验值基本上都接近于2，因此我们可以认为残差序列不存在自相关性。
四、本研究的局限性及期待
通过实证分析结果，得到如下暂行结论：
(1)新会计准则的实施预期会对现行各个行业的上市公司的相关经济活动产生重大影响，特别是针对上市公司盈余管理的防治和对异化会计行为的规范都会有一个较为显著的效果。通过实证研究，基本上印证了前文提出的疑问：上市公司大量的有针对性的调整事项“赶集”出现在2005年年报、2006半年报、年报中，尤其是2006年报反映较为明显。
(2)在新准则即将实施之际，上市公司在这段缓冲期内利用相关手段进行盈余管理的迹象较为显著，即当上市公司没有发生连续亏损时，控股股东还有可能会继续利用相关手段进行盈余管理，攫取上市公司利益；当上市公司中已经“ST”或面临“PT”，控股股东可能会通过资产重组或者非货币性交易向其输送利益，人为提高上市公司的经营业绩，帮助其保牌。
(3)在新准则实施的效果还未正式出来，以及跨越2005和2006两个年度的股权分置改革的绩效尚不明朗的时候，上市公司的股权集中度与控股股东利用盈余管理手段进行利益转移的关系就存在年度性差异，关系较为复杂。同时，上市公司资产规模与控股股东利益转移的程度的关系虽然没有得到明确的答案，但是至少指明了我们下一步的研究路径，仍值得进一步深入研究。
本文在进行实证分析的时候，考察了上市公司2007年半年报的相关数据，由于半年报不需要被审计，因此报表中很多相关数据的可靠性会受到一定程度的影响。在分析新准则实施的预期效果时，我们主要是以上市公司控股股东会比较集中在2005年和2006年进行盈余管理为前提来展开的，实际上很多上市公司可能2005年没有动机，仅仅在2006年存在强烈的动机，或者可能有的上市公司就是针对当年该公司所面临的情况进行盈余管理，不是一种针对新准则的“有意识”的盈余管理，对于以上这些假设，本文没能给出进一步的分析或结论，这也是我们在未来迫切需要思索的课题。同时，本文在进行回归分析时，除了考虑影响控股股东进行盈余管理的程度的两个变量外，还有其他变量，如国家的法律对投资者利益的保护程度、企业的内部控制、企业的金字塔形持股和交叉多重持股、公司治理以及企业文化的建设、企业是否在海外上市等其他因素，也会影响到控股股东进行盈余管理的程度，由于存在变量是否能指标化、数据的来源是否真实可信或者变量间的互相关联性等原因，以上指标都没能考虑进来。
综上所述，尽管笔者在模型构造上可能还存在一定问题，以及上市公司数据的可靠性还缺乏证明，上述相关结论的解释也不甚理想，但是还是说明了一定的问题，这使我们更加坚信，新会计准则预期的经济后果的研究绝不仅仅局限于以上这些思路，必定还有新的研究方法和研究路径，我们期待这方面的研究取得更大的进步。
注释：
①国外对利润操纵(国外学者一般称为盈余管理)的研究始于上世纪80年代，一类研究集中在是否(whether)和何时(when)发生利润操纵。研究多以操纵利润动机强烈的公司为样本，而检验的对象主要是综合的计量项目，如应计利润总额[DeAngelo(1988)、Healy(1985)、Watts and Zimmerman(1986)、Moyer(1990)、Jones(1991)、Teoh，Welch and Wong(1998)]。另一类研究则将研究的问题具体化，检验对象也缩小为某些特定的会计科目，如银行贷款损失备抵、线下科目(item-below-the-line)等[Beaver,Eger,Ryan and Wolfson(1989)、Visvanathan(1998)]。还有一些研究考查利润操纵的规模和频率[Teoh，Wong and Rao(1998)]及其对资源配置的影响(即利润操纵带来的经济后果)。
②如何判断上市公司是否存在非正常的利润调整，我们认为可以从非经常性损益对上市公司账面利润的影响来判断，张洁(2007)建议，对于占净利润10％以上的非经常性项目应予以详细的注释，对于其中占非经常性损益总金额比例的绝对值不足10％的项目可以并入“其他营业外损益”一项。这里，笔者是很赞同上述观点的，所以笔者这里提出，如果非经常性损益对上市公司年末每股收益的贡献度达到或超过10％，我们就有理由怀疑该上市公司存在利润调整的动机。同时，上官健(2006)认为，在我国前几年，上市公司中非经常性损益对历年上市公司账面利润的影响相当普遍。非经常性损益对上市公司年末每股收益的贡献度超过10％的上市公司占总数的比例，并一直处于较高状态，2002年为36％，2003年为44.65％，2004年为43.28％，其中，2004年有183家上市公司的净利润的50％来源于非经常性损益，甚至个别上市公司(ST星源)的非经常性损益对每股收益的贡献率超过1000%。同时，如果扣除非经常性损益因素，2004年有94家公司业绩将由盈利转为亏损。
③该模型要求同行业非样本公司至少为10家，所以当同行业样本公司低于10家时，则把其放到更大的行业中去。
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