導語：如何才能寫好一篇會計實證研究，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公文云整理的十篇范文，供你借鑒。

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一、國內(nèi)外會計學實證研究與規(guī)范研究的發(fā)展與實踐

（一）西方會計學規(guī)范研究方法發(fā)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(lǐng)域。之后，Littleton的《二十世紀前的會計發(fā)展》（1933）、Sweeney的《穩(wěn)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(jié)構(gòu)》（1953）、Edwards和Bell的《企業(yè)收益的理論及其計量》（1961）等一大批優(yōu)秀的規(guī)范會計理論著作相繼發(fā)表。這些文章所采用的研究方法通常被稱為傳統(tǒng)研究方法，就是本文所討論的規(guī)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(guī)范）會計理論。

（二）西方會計學實證研究方法發(fā)展與實踐。會計實證研究方法的出現(xiàn)打破了在會計研究方法方面規(guī)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(chuàng)。受到自然哲學界證偽主義的影響，經(jīng)濟學研究興起了經(jīng)濟實證研究思潮；之后在會計學領(lǐng)域，國外一些年輕學者受到經(jīng)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(lǐng)域當中，會計實證研究方法應運而生，而后涌現(xiàn)出大量優(yōu)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(jīng)濟和開放的社會文化為實證研究方法的成長提供了優(yōu)渥的社會土壤。實證研究的基本框架及流程是：提出假設(shè)，收集樣本、建模，最終通過統(tǒng)計分析得出結(jié)論。1968年，Ball和Brown發(fā)表的《會計收益數(shù)據(jù)的經(jīng)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(xiàn)拓寬了會計領(lǐng)域的研究思路，會計研究拓展到市場研究和行為研究等領(lǐng)域，大大充實了會計理論體系的內(nèi)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(fā)展也受到自身研究模式的限制：研究結(jié)論均建立在一定的假設(shè)條件之下，缺失必然性，需要更多的增量證據(jù)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(lǐng)域，不斷完善會計理論。

（三）會計學實證研究和規(guī)范研究的區(qū)別與聯(lián)系。兩種研究方法的區(qū)別在于：會計規(guī)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(xiàn)象描述，例如描述如何定義負債；會計實證研究則側(cè)重“是什么”，基本不需要價值判斷，其主要應用于對會計現(xiàn)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(lǐng)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(tǒng)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(guān)注規(guī)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(jié)論缺乏充分恰當?shù)慕忉屃εc預測力。當然，會計規(guī)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(guī)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(xiàn)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(shù)學模型，抓住細枝末節(jié)的問題玩數(shù)字游戲，得出的結(jié)果多是大家能觀察到的結(jié)論，對整個會計理論體系的建設(shè)與完善意義不大。筆者認為，雖然這兩種研究方法的關(guān)注點不一樣，但其關(guān)系不應該是互斥的，相反兩者應達到協(xié)同效應。在平時的會計研究工作中，會計規(guī)范研究應當為會計實證研究提供堅實的理論基礎(chǔ)，相應的會計實證研究應通過實踐對會計規(guī)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(fā)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(xiàn)出不少關(guān)于會計本質(zhì)、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(fā)表《論會計研究的方法》一文后各雜志期刊開始陸續(xù)有此類文章出現(xiàn)。規(guī)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(guī)范的定義和系統(tǒng)的體系。

1988年，學者裘宗舜、王平發(fā)表了《會計改革若干問題――一張有意義的社會問卷調(diào)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(shù)。直到1996年，沈義峰先生在《會計研究》雜志上發(fā)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(xù)續(xù)有一些針對實證研究方法的介紹性文章在《會計研究》上發(fā)表。直到現(xiàn)在，我國會計研究領(lǐng)域?qū)嵶C研究方法的運用情況也不像西方國家那樣普遍與嫻熟，規(guī)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(shù)據(jù)分析，或是搞問卷調(diào)查，這些理解不夠全面。實證研究固然以數(shù)據(jù)分析為基本特征，但其完整的過程還包括“對本身質(zhì)量的分析”。之前我國計算機技術(shù)未普及、市場經(jīng)濟不發(fā)達、研究數(shù)據(jù)不可信，科研條件受到限制。現(xiàn)在許多具有理工科背景的研究人員加入到了會計研究領(lǐng)域，為會計研究隊伍注入了新鮮血液，計算機技術(shù)及其信息處理技術(shù)在我國的運用與普及也為實證研究提供了技術(shù)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(xiàn)發(fā)展到現(xiàn)在取得了豐碩的科研成果，但是在我國的運用與發(fā)展并不十分理想，在此筆者提出一些建議，供參考。

第一，在選擇不同的會計研究方法時，研究者應正視每種研究方法的優(yōu)缺點，不能偏薄待之。在對待實證研究方法和規(guī)范研究方法的態(tài)度上，不應該單純的認為哪一種好，而另一種不好。雖然這種偏見在實證研究方法出現(xiàn)之時便已存在，但經(jīng)過長期的研究實踐，西方學者的爭論已逐漸和緩，在我國自然也會得到正解。會計學者們?nèi)粝氲玫浇?jīng)得起會計實踐檢驗的會計理論，建立穩(wěn)健的會計理論體系，就必須正確處理規(guī)范研究方法與實證研究方法之間的關(guān)系，實現(xiàn)兩者和平共處、和諧發(fā)展，共同為我國會計領(lǐng)域貢獻更多的優(yōu)秀成果。

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關(guān)鍵詞：社會責任會計；社會責任；信息披露

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(jīng)濟領(lǐng)域取得的成績有目共睹，但與此同時，環(huán)境污染、生態(tài)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(fā)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(jù)了解，自2005年國家電網(wǎng)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(yè)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(nèi)容。同時，企業(yè)經(jīng)營管理理念的轉(zhuǎn)變也為企業(yè)實施社會責任會計提供了內(nèi)在動力，企業(yè)已不再被看作只是為擁有者創(chuàng)造利潤和財富的工具，還必須對整個社會的政治經(jīng)濟發(fā)展負責， 只有履行好企業(yè)的社會責任才是企業(yè)生存和發(fā)展的前提。

二、社會責任會計及理論依據(jù)

（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(yè)的各種經(jīng)營活動所帶來的社會成本和效益，將企業(yè)的一系列經(jīng)濟活動置于社會監(jiān)督之下，使企業(yè)在追求經(jīng)濟效益最大化的同時兼顧社會效益，是企業(yè)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(yè)經(jīng)濟活動的社會影響進行計量和報告，其中包括有關(guān)社會責任履行情況和數(shù)據(jù)的收集、確定計量程序和計量方法，以及將評價企業(yè)社會責任履行情況的信息提供給企業(yè)管理人員、政府機構(gòu)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(yè)革命，隨著科技進步、社會生產(chǎn)力的提高和物質(zhì)財富的日益豐富，加上人們對資源節(jié)約和環(huán)境保護的意識還比較淡漠， 于是一些諸如環(huán)境污染、城市建設(shè)、能源危機、文化教育等社會問題接踵而至。其中，環(huán)境問題是引發(fā)社會責任會計的直接原因。

而作為企業(yè)，日益激烈的競爭雖然在一定程度上推動了經(jīng)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(chǎn)力的發(fā)展。 人們逐步意識到應該有效地配置社會資源，而企業(yè)應該合理地承擔其相應的社會責任，履行與企業(yè)這個社會組織相對應的社會義務，進而創(chuàng)造一個健康、有序、誠信、文明的經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境。

會計受托責任是社會責任會計產(chǎn)生的前提。隨著現(xiàn)代會計受托責任范圍和內(nèi)容的不斷拓展，企業(yè)的受托責任包括以體現(xiàn)企業(yè)經(jīng)濟效益為主的經(jīng)濟責任和以體現(xiàn)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(fā)展方向和趨勢。社會責任會計試圖反映和揭示企業(yè)社會效益和社會價值的形成、實現(xiàn)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(yè)經(jīng)營者或股東的角度來衡量企業(yè)經(jīng)營活動的成果，從而使會計服務的對象從傳統(tǒng)的為企業(yè)本身服務擴大到為整個社會和國民經(jīng)濟服務；會計核算的范圍也不再僅限于企業(yè)內(nèi)部的財務狀況、 經(jīng)營成果和現(xiàn)金流量，而是進一步要求核算企業(yè)外部的社會成本和社會效益。

（二）社會責任會計的理論依據(jù)

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

“利益相關(guān)者”理論為企業(yè)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(yè)影響的利益相關(guān)者都有參與企業(yè)經(jīng)營決策的權(quán)利，同時企業(yè)的管理者有服務于所有利益相關(guān)者利益的責任和義務。因此，從這個角度來說，“利益相關(guān)者”理論在向“股東至上”這個傳統(tǒng)原則挑戰(zhàn)的同時，在某種程度上也為企業(yè)社會責任會計理論的發(fā)展奠定了基礎(chǔ)。

“利益相關(guān)者”理論還為研究企業(yè)社會責任與經(jīng)濟效益的關(guān)系提供了一種有效途徑。當企業(yè)的管理者滿足了不同的利益相關(guān)者的需要時， 股東的經(jīng)濟效益也會相應得到提高。具體表現(xiàn)為，企業(yè)社會績效的變化與企業(yè)當期的銷售額和未來一段時間的經(jīng)濟利潤增長一般呈正相關(guān)的關(guān)系，這表明企業(yè)社會效益的提高能反過來進一步促進企業(yè)短期和長期經(jīng)濟效益的提高， 這樣企業(yè)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(yè)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(yè)的“社會責任論”觀點也直接促進了社會責任會計的產(chǎn)生和進一步發(fā)展。從企業(yè)社會責任論的觀點出發(fā)，企業(yè)所應當承擔的社會責任指的是企業(yè)在制定和規(guī)劃其目標任務時對社會多樣化目標的追求。這就是說，企業(yè)不應僅考慮經(jīng)營業(yè)績和經(jīng)濟效益， 還應涵蓋減少環(huán)境污染、改善健康、提高職工福利、維護社會公眾的安全和衛(wèi)生等其他目標。從另一方面說，企業(yè)是一種社會存在，它必須自覺地使自身存在和經(jīng)營方式同整個社會的整體利益相適應，在實現(xiàn)經(jīng)濟效益的同時滿足社會效益的實現(xiàn)，履行企業(yè)本身的社會責任和義務。因此，可以認為企業(yè)不是單純的“理性的經(jīng)濟人”， 企業(yè)的本質(zhì)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(yè)的責任范圍從股東擴展到了公司的其他利益相關(guān)者，從而最終實現(xiàn)經(jīng)濟效益、社會效益和生態(tài)效益的協(xié)調(diào)統(tǒng)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(jù)，但利益相關(guān)者理論和企業(yè)的社會責任論是其主要的理論依據(jù)。在接下來的實證研究中，主要是以利益相關(guān)者理論作為研究的理論基礎(chǔ)。

三、 國外社會責任會計的發(fā)展及啟示

在西方發(fā)達的工業(yè)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(yè)每年公布“社會資產(chǎn)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(yè)實施社會責任會計，同時規(guī)定從1984年起，所有社會平衡表必須列示最近三年的數(shù)據(jù)，按公司和所屬符合標準的下屬企業(yè)分別編制。社會平衡表中列示的內(nèi)容包括職工人數(shù)、工資成本、健康和安全保護等7項內(nèi)容。法國政府這項法令傾向于雇員方面的信息，也從一個側(cè)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(yè)注意改善生態(tài)環(huán)境， 例如治理工業(yè)“三廢”，降低資源消耗以及對社會環(huán)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(guān)注。從法律上要求各公司在社會責任報告中披露有關(guān)環(huán)境保護、人力資源、職工福利、慈善捐贈等相關(guān)的社會責任信息。

隨著經(jīng)濟社會的不斷發(fā)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(nèi)容越來越充實豐富，涉及的內(nèi)容十分廣泛，主要包括環(huán)境、雇員、能源、人力資源、社區(qū)活動、社會貢獻、產(chǎn)品安全、職工福利、商業(yè)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(guān)環(huán)境問題及其解決方法的資料，有的國家在傳統(tǒng)的財務報告的基礎(chǔ)上進行了擴充，增設(shè)了與環(huán)境問題相關(guān)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(fā)達國家的產(chǎn)生和發(fā)展更晚一些，因此，借鑒西方國家的經(jīng)驗， 對完善我國責任會計的信息披露有很大的啟發(fā)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(nèi)容，在披露社會責任會計信息時，至少應當包括改善生態(tài)環(huán)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(jié)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(yè)具有高污染的特點，在履行和承擔企業(yè)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(yè)上市公司的財務數(shù)據(jù)作為研究樣本。

在利益相關(guān)者理論下，進一步建立了基于上市公司在對利益相關(guān)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(yè)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(chǎn)總額×100%。該指標用來衡量公司所擁有或者控制的資產(chǎn)總額中有多少用于為國家或者企業(yè)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(guān)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(chǎn)總額×100%

職工貢獻率X2=支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金÷平均資產(chǎn)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(xiàn)金÷平均資產(chǎn)總額×100%

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

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

（二）前提條件與研究模型的建立

假設(shè)鋼鐵行業(yè)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(guān)的關(guān)系。公司承擔相應的社會責任并披露相關(guān)的會計信息必然會給企業(yè)帶來經(jīng)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(guān)系，這樣政府會制定節(jié)稅政策， 相應地降低了公司的經(jīng)營成本；其次，公司同職工之間建立良性關(guān)系，有利于培養(yǎng)更優(yōu)秀的人才為公司服務，同時加強了員工對企業(yè)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(cè)面提升了公司的整體形象，是公司寶貴的無形資產(chǎn)。因此公司的利益相關(guān)者會對公司的價值產(chǎn)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(fā)展，在獲得經(jīng)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(shù)據(jù)進行線性回歸分析并得出預測結(jié)果和研究結(jié)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(shù)據(jù)為基礎(chǔ)得出，因變量以年報公告日之后一個月的平均股價為依據(jù)。

回歸分析是指在統(tǒng)計分析中測度一個變量和其余幾個變量的相互關(guān)系，并依據(jù)所搜集的相關(guān)數(shù)據(jù)資料建立模型來反映變量之間的關(guān)系。根據(jù)以上假設(shè)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(shù)，ó是隨機項。

根據(jù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計得出各個自變量的數(shù)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(jié)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(chǎn)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(shè)R2為樣本決定系數(shù)，又稱為擬合回歸系數(shù)，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(tǒng)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(shè)為0.5，若P>0.5，表示水平不顯著，P

通過表3的數(shù)據(jù)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(jīng)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?？傮w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(shù)據(jù)中各個貢獻率指標進行相關(guān)的多元回歸分析，結(jié)果如表4所示。

經(jīng)過測度得到的擬合回歸系數(shù)R2為0.012， 相關(guān)性并不強。 根據(jù)回歸系數(shù)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(guān)數(shù)據(jù)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(yè)社會責任同上市公司股票價值之間的相關(guān)性不強，回歸分析的代表性很弱。

（四）研究結(jié)論

作為企業(yè)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(jīng)濟效益，還將為推動經(jīng)濟和社會的進步做出貢獻。通過對鋼鐵行業(yè)上市公司的樣本數(shù)據(jù)進行實證研究，得到的研究結(jié)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(guān)系，這個結(jié)論有悖于研究的前提和假設(shè)，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(guān)者理論，可以從研究中發(fā)現(xiàn)會計信息的使用者對于公司的社會責任方面的信息關(guān)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(tǒng)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(chǎn)的利用傾向還是經(jīng)濟利益的最大化，如何最優(yōu)地利用現(xiàn)有資產(chǎn)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(shù)據(jù)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(yè)通常將環(huán)境治理方面的會計信息和數(shù)據(jù)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(jié)果會有一定的誤差和統(tǒng)計不足之處。

五、改進企業(yè)履行社會責任的建議

1． 制定相應的法律法規(guī)，完善企業(yè)履行社會責任的監(jiān)督機制。政府應該從制定規(guī)范化的市場法規(guī)入手，特別是針對上市公司，規(guī)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(jiān)督管理機制，實施一系列的責任追究措施，使我國企業(yè)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(jiān)管之下，使企業(yè)對社會責任的履行和社會責任信息披露更加規(guī)范化。另外還要充分發(fā)揮社會各界的監(jiān)督作用，形成政府、新聞輿論、群眾團體以及行業(yè)自律構(gòu)成的全方位監(jiān)督體系。

2． 提高企業(yè)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(huán)境的規(guī)劃， 使其符合國家環(huán)境保護相關(guān)的法律法規(guī)，減少對資源的耗費。對工業(yè)廢料進行回收和循環(huán)利用，盡量避免對環(huán)境的污染。創(chuàng)造可持續(xù)發(fā)展的環(huán)境，盡量采用資源利用效率高，污染排放量小的設(shè)備工藝，應用和開發(fā)先進的排污處理技術(shù)。 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(yè)氛圍。

企業(yè)應當承擔經(jīng)濟責任、職工的就業(yè)薪酬責任、產(chǎn)品責任、環(huán)境責任、納稅責任等。針對不同層次的社會責任，每個企業(yè)可以按照自身的具體情況設(shè)置符合本公司的財務指標和非財務指標。例如對于經(jīng)濟責任常用的指標有凈資產(chǎn)收益率、主營業(yè)務收入增長率、資產(chǎn)負債率等；職工的就業(yè)薪酬責任常用的指標有勞動時間、員工培訓支出等；環(huán)境責任有生態(tài)效率指標等；納稅責任則有稅收繳納情況等指標。在此基礎(chǔ)上每個企業(yè)都應該根據(jù)本企業(yè)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(guī)范社會責任會計信息披露， 編制社會責任會計報告。 現(xiàn)在我國已經(jīng)有部分企業(yè)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(xiàn)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(qū)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(guān)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(yè)。

4． 投資者要轉(zhuǎn)變投資觀念，科學評價公司價值。隨著經(jīng)濟的發(fā)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(yè)的盈利能力或者企業(yè)股利分配狀況的觀念，應當更加關(guān)注企業(yè)的社會責任履行情況，關(guān)注點應該更多地立足于被投資公司的長期利益和發(fā)展?jié)摿?，這樣才能進一步激發(fā)企業(yè)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(guān)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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篇3

［關(guān)鍵詞］會計穩(wěn)健性；投資效率；投資過度；投資不足

一、 引言

會計穩(wěn)健性原則又稱謹慎性原則。根據(jù)國際財務報告準則的規(guī)定，穩(wěn)健性原則是指企業(yè)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(chǎn)或收益，低估負債或費用。我國新會計準則對會計穩(wěn)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(chǎn)的處理、或有事項的處理等方面都有更為謹慎的規(guī)定。作為降低企業(yè)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(wěn)健性可以協(xié)調(diào)公司內(nèi)部各契約參與方利益沖突，保證契約有效執(zhí)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(nèi)學者主要側(cè)重于將會計穩(wěn)健性作為會計信息屬性的研究（如會計穩(wěn)健性的存在性以及影響因素方面），而缺乏對會計穩(wěn)健性的治理價值研究［27］。本文通過研究會計穩(wěn)健性與公司資本投資效率之間的關(guān)系來檢驗會計穩(wěn)健性是否影響公司資本的投資效率，進而考察會計穩(wěn)健性的治理價值，為認識和理解會計穩(wěn)健性的治理價值提供經(jīng)驗證據(jù)。

二、 理論分析與假設(shè)提出

在資本市場不存在缺陷和公司內(nèi)部不存在成本的理想世界中，公司的投資可以達到使企業(yè)價值最大化的最優(yōu)水平。然而在現(xiàn)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(quán)和控制權(quán)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(xiàn)金流濫用于凈現(xiàn)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(xiàn)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(wěn)健性可以降低契約方之間的信息不對稱和問題，從而實現(xiàn)資本的有效投資［13］。如果企業(yè)選擇穩(wěn)健的會計政策,管理者需要在任職期內(nèi)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(xiàn)值為負的項目。此外，根據(jù)會計穩(wěn)健性的要求,在預計未來現(xiàn)金流入減少時,企業(yè)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(wěn)健會計政策的企業(yè)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(xiàn)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(zhì)量和資本投資效率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的財務報告可以減少經(jīng)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(wěn)健的財務報告體制對經(jīng)理投資決策效率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在穩(wěn)健的財務報告體制下，經(jīng)理對投資機會下降做出反應的速度更快［16］?？梢姡€(wěn)健的會計政策可以提高會計信息的質(zhì)量，減少企業(yè)股東與經(jīng)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(shè)1。

假設(shè)1：會計穩(wěn)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(wěn)健性水平與公司資本投資無效率水平負相關(guān)。

穩(wěn)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(wěn)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(wěn)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(jīng)理獲得私人收益時，經(jīng)理可能接受凈現(xiàn)值為負的投資項目，由此損害股權(quán)投資者利益［17］。ball（鮑爾）等認為會計穩(wěn)健性不僅是一項重要的財務報告質(zhì)量屬性，而且也是一項有效的公司治理機制［18］。會計穩(wěn)健性水平的提高能夠有效地緩解經(jīng)理層與股權(quán)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(wěn)健性可以減少經(jīng)理層接受凈現(xiàn)值為負的投資項目的事先動機［19］。穩(wěn)健會計政策的采用使公司經(jīng)理層面臨更高的違約風險，增強經(jīng)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(jīng)理層實施機會主義行為的成本，減弱股權(quán)投資者與經(jīng)理層的委托沖突；同時，由于會計盈余中包括了因穩(wěn)健性而確認的損失，投資者能夠及時獲知經(jīng)理層經(jīng)營決策中發(fā)生虧損的信息，從而能及時地制止經(jīng)理層由過度投資所帶來的成本［1］。可見，會計穩(wěn)健性可以降低擁有較多信息的經(jīng)理層產(chǎn)生道德風險的可能性，抑制經(jīng)理層為實現(xiàn)自身利益最大化而產(chǎn)生的過度的投資。另一方面，會計穩(wěn)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(wěn)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(wěn)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(fā)現(xiàn)，經(jīng)理層和股權(quán)投資者之間的信息不對稱使投資者對財務報表穩(wěn)健性產(chǎn)生了需求，因而會計穩(wěn)健性能夠降低經(jīng)理層操縱會計數(shù)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(wěn)健性可以起到減輕債權(quán)投資者和股權(quán)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(fā)現(xiàn)，采用穩(wěn)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(quán)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(wěn)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(xiàn)值項目的機會。尤其對負債率較高或受現(xiàn)金流約束較大的公司通過穩(wěn)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(wěn)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(shè)1a和假設(shè)1b。

假設(shè)1a：會計穩(wěn)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(wěn)健性水平與公司過度投資水平負相關(guān)。

假設(shè)1b：會計穩(wěn)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(wěn)健性水平與公司投資不足水平負相關(guān)。

三、 研究設(shè)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(guān)系模型為基礎(chǔ)，借鑒khan（卡恩）和 watts(沃特斯)的研究方法，引用工具變量構(gòu)建模型來估算公司層面的會計穩(wěn)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(yè)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(wěn)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(wěn)健性水平對公司資本投資效率的影響。

 

(一) 會計穩(wěn)健性水平的估算

巴蘇運用下面的盈余股票收益關(guān)系模型來度量會計穩(wěn)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(jīng)濟損失，即“壞消息”；正的股票年度收益率表示經(jīng)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(wěn)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(wěn)健。

卡恩和沃特斯對巴蘇模型進行了拓展，選擇公司規(guī)模(size)、負債率(lev) 和市值與賬面價值比率(mb)作為工具變量，設(shè)計出度量公司/年的穩(wěn)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(shù)，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(shù)分別變?yōu)椋?/p>

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(wěn)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(shù)據(jù)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(shù)再代入（3）式，估算出公司層面的會計穩(wěn)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(yè)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(xiàn)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(xiàn)金流量表中購買固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)的現(xiàn)金數(shù)除以期初總資產(chǎn)表示；growthit-1為i公司t-1年度的增長機會，用營業(yè)收入增長率表示；levit-1為i公司t-1年度資產(chǎn)負債率；cashit-1用i公司t-1年度公司現(xiàn)金余額除以總資產(chǎn)表示；sizeit-1為i公司t-1年度總資產(chǎn)的自然對數(shù)；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(diào)整；invit-1為i公司t-1年度的資本投資水平；∑industry為行業(yè)虛擬變量，行業(yè)按證監(jiān)會的分類標準進行劃分，共選取20個行業(yè)虛擬變量；∑year為年度虛擬變量，控制不同年份宏觀經(jīng)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(wěn)健性與資本投資效率的回歸模型設(shè)計

在確定公司的會計穩(wěn)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(wěn)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(wěn)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(shù)；fcfit表示自由現(xiàn)金流，用i公司t年度期末經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量除以期初總資產(chǎn)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(yè)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(chǎn)的比例。

（四） 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文以我國滬深股票市場2001年—2008年發(fā)行a股的所有上市公司為初始樣本，剔除金融行業(yè)的公司、當年首次發(fā)行新股公司和特別處理的公司、同時發(fā)行b股或h股的公司以及相關(guān)數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)來自ccer數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)統(tǒng)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(xù)變量在1％和99％分位數(shù)進行了winsorize處理。

四、 實證分析

（一） 變量的估算結(jié)果

1. 會計穩(wěn)健性水平的估算

表1（見下頁）報告了公司會計穩(wěn)健性的估計結(jié)果。由表1可以看出全樣本公司dr*r的回歸系數(shù)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(wěn)健性是存在的。為了排除虧損公司盈余管理行為對研究結(jié)論可能產(chǎn)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(wěn)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(wěn)健性是存在的，這為后續(xù)研究奠定了基礎(chǔ)。本文將表1回歸系數(shù)代入模型以估算我國上市公司的會計穩(wěn)健性水平。會計穩(wěn)健性水平用ac表示。

表1會計穩(wěn)健性水平的回歸結(jié)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(yè)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(shù)據(jù)為解釋變量的回歸系數(shù)，

括號內(nèi)的數(shù)值為t值，并經(jīng)過white異方差穩(wěn)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(jié)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(tǒng)計分析

表3為模型中主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)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(wěn)健性水平ac的均值和中位數(shù)分別為0.004和0.0037，兩個系數(shù)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(wěn)健。

表2公司資本投資效率的回歸結(jié)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(yè)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(shù)據(jù)為解釋變量的回歸系數(shù)，括號內(nèi)的數(shù)值為t值，并經(jīng)過white異方差穩(wěn)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(tǒng)計結(jié)果

變量樣本量均值中位數(shù)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(wěn)健性程度均顯著負相關(guān)，初步證明假設(shè)1、假設(shè)1a和假設(shè)1b成立。即穩(wěn)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(guān)系數(shù)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(guān)系數(shù)

樣本類別相關(guān)系數(shù)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(wěn)健性與資本投資無效率水平回歸結(jié)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(jié)果及f檢驗、lm檢驗和hausman檢驗結(jié)果。由于使用的是面板數(shù)據(jù)，本文首先需要對模型的設(shè)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(yōu)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(yōu)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(yōu)先選擇固定效應模型。綜合f檢驗，lm檢驗與hausman檢驗的結(jié)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(wěn)健性水平ac的回歸系數(shù)為-0.182（t值為-6.25）且在1％水平上顯著，說明會計穩(wěn)健性水平與公司資本投資的無效率水平呈現(xiàn)顯著負相關(guān)關(guān)系，即穩(wěn)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(wěn)健性在公司資本投資中具有治理價值，從而假設(shè)1得到驗證。

表5會計穩(wěn)健性與資本投資的無效率水平回歸結(jié)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(nèi)的數(shù)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(shù)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(jīng)理工作努力程度和經(jīng)營才能做出補償和激勵時，將誘發(fā)管理層的機會主義行為，從而導致企業(yè)資本投資無效率水平增加。自由現(xiàn)金流fcf的回歸系數(shù)為0.0308（t值為5.74）且在1％水平上顯著，說明自由現(xiàn)金流充足的企業(yè)，其經(jīng)理人無效率投資的可能性更大。管理費用mfee的回歸系數(shù)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(yè)資本投資效率。大股東占款tunnel的回歸系數(shù)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(wěn)健性與資本投資過度（不足）的回歸結(jié)果

表6會計穩(wěn)健性與投資過度（不足）的回歸結(jié)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(shù)據(jù)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(shù)據(jù)

為解釋變量的回歸系數(shù)，括號內(nèi)的數(shù)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(wěn)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(xiàn)金流、管理費用率、大股東占款比率等控制變量。會計穩(wěn)健性水平ac在表6中的回歸系數(shù)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(wěn)健性水平與公司投資過度（不足）水平顯著負相關(guān)，即會計穩(wěn)健性水平的提高一方面有助于經(jīng)理人拒絕凈現(xiàn)值為負的投資項目，抑制企業(yè)過度投資；另一方面有助于經(jīng)理人接受凈現(xiàn)值為正的投資項目，緩解企業(yè)投資不足?？梢?，會計穩(wěn)健性在一定程度上能夠約束經(jīng)理人的機會主義行為，緩解企業(yè)由信息不對稱所帶來的問題，從而假設(shè)1a和假設(shè)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(guān)，與投資不足under_inv在10％水平上顯著負相關(guān)，說明薪酬激勵越充分，企業(yè)資本投資過度（不足）的可能性越小，經(jīng)理薪酬契約在一定程度上可以緩解企業(yè)投資過度（不足）的現(xiàn)象。自由現(xiàn)金流fcf與投資過度顯著正相關(guān)，與投資不足負相關(guān)，說明自由現(xiàn)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(guān)，說明管理層的在職消費會加劇企業(yè)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(guān)，這可能是大股東占款導致上市公司資金短缺，從而使企業(yè)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(chǎn)生的系統(tǒng)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(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為平衡面板數(shù)據(jù)，即將2001年—2008年正常在市交易并且只發(fā)行a股的上市公司作為研究對象，分別用營業(yè)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(jié)果與前面的研究結(jié)論基本一致。

五、 結(jié)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(wěn)健性與公司資本投資效率之間的關(guān)系，從而考察會計穩(wěn)健性的治理價值。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)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(guān)關(guān)系，會計穩(wěn)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(yōu)勢的管理者有動機對外披露有關(guān)收益的信息而隱瞞有關(guān)損失的信息，所以股東可以利用穩(wěn)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(wěn)健性能夠使企業(yè)的決策權(quán)盡早從造成虧損的管理者手中轉(zhuǎn)移到債權(quán)人手中，以保障債權(quán)人的利益。因此，對于我國上市公司而言，會計穩(wěn)健性不僅是一項重要的財務報告質(zhì)量屬性，而且還是一項有效的公司治理機制。本文的研究結(jié)果為理解會計穩(wěn)健性在公司治理中的價值提供了經(jīng)驗證據(jù)。會計穩(wěn)健性在公司投資效率方面的治理作用主要體現(xiàn)在能夠一定程度上避免企業(yè)投資過度或投資不足。一方面，會計穩(wěn)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(jīng)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(fā)生；另一方面，會計穩(wěn)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(fā)生。

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篇4

鄭禮光(1968-)，男，福建福州人，福州大學管理學院講師

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(shù)據(jù)相關(guān)關(guān)系，探討治理機制是否隨會計盈余及時性而變化。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：董事對高成本信息收集和整理的需求與會計系統(tǒng)信息的有用性是倒數(shù)關(guān)系，外部股東對高成本信息收集和整理的需求與會計系統(tǒng)信息的有用性成正比；會計系統(tǒng)信息有用性的重要決定因素是解釋股權(quán)價值現(xiàn)時變化的程度；以高成本的監(jiān)督活動為特點的特殊治理結(jié)構(gòu)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(jié)果為進一步對會計的其他經(jīng)濟影響和后果研究提供啟示。

關(guān)鍵詞：上市公司　會計盈余及時性　公司治理機制

根據(jù)會計準則生成的會計信息數(shù)據(jù)是有效資本市場得以存在的必要數(shù)據(jù)，由于會計信息不能有效反映股東價值相關(guān)信息的公司中，財務會計系統(tǒng)就不能滿足董事和股東的治理需要。因此本文假設(shè)：董事對高成本信息收集和整理的需求與會計系統(tǒng)信息有用性是倒數(shù)關(guān)系，外部股東對高成本信息收集和整理的需求與會計系統(tǒng)信息有用性成正比；會計系統(tǒng)信息有用性的重要決定因素是解釋股權(quán)價值現(xiàn)時變化的程度；以高成本監(jiān)督活動為特點的特殊治理結(jié)構(gòu)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(guān)的文獻中，研究發(fā)現(xiàn)跨國間的所有權(quán)集中與一國會計信息披露的程度負相關(guān)(LaPorta,Lopez-de-Silanes,Shleifer andVishny，1998)。也有研究斷定會計實務的國際差別內(nèi)生于解決管理者與其他利益相關(guān)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(jié)構(gòu)傾向于管理者與其他利益相關(guān)者之間更加分離(Ball,Kothafi and Robin，2000)。在國內(nèi)的相關(guān)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(qū)段的子樣本實證分析，結(jié)果表明證券市場效率隨發(fā)展階段而不斷提高，如吳世農(nóng)(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(lián)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(guān)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(zhì)量關(guān)系時發(fā)現(xiàn)，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(fā)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(fā)生財務報告舞弊行為。執(zhí)行董事、內(nèi)部董事在董事會中的比例越高，公司越有可能發(fā)生財務報告舞弊行為。發(fā)生財務報告舞弊的公司往往有較大規(guī)模的監(jiān)事會。本文的分析在兩個方面對現(xiàn)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(tǒng)的特征是治理機制選擇的決定因素，這就推進了現(xiàn)有關(guān)于各種治理結(jié)構(gòu)決定因素的研究。現(xiàn)有大部分關(guān)于治理機制內(nèi)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(guī)模相關(guān)因素的作用，或探討與監(jiān)督管理者難度有關(guān)因素的作用。這些研究把公司信息系統(tǒng)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(tǒng)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(lián)系在一起的。二是考查與董事會組成有關(guān)以及與外部股東以股權(quán)激勵有關(guān)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(xiàn)時盈余捕捉到股東價值變化全部現(xiàn)時信息的程度?？紤]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(yōu)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(chǔ)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(chǔ)盈余，定義為例外項目、非連續(xù)經(jīng)營和特殊項目之前的盈余，除以年初該公司凈資產(chǎn)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(shù)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(jié)果在盈余中推遲確認的公司中b1的數(shù)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(shù)。預期盈余及時性存在嚴重問題而使價值增長活動和結(jié)果在盈余中推遲確認的公司中R2的數(shù)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(chǔ)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(guān)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(shù)。

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(chǔ)上構(gòu)成了盈余及時性綜合變量EARN_TIMELY，是三個分變量的對數(shù)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(jiān)督管理者的效果是內(nèi)外董事結(jié)合產(chǎn)生的功能。他們認為最佳的董事會應該由內(nèi)外兩類董事組成：內(nèi)部董事的優(yōu)點是其對公司專門活動和公司競爭環(huán)境的深入了解；外部董事的優(yōu)點在于其獨立性和監(jiān)督的技巧。同時董事會作為監(jiān)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(shè)：第

一，公司盈余及時性低的情況下董事會規(guī)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(nèi)部董事有對公司專門活動和競爭環(huán)境的深入了解，公司盈余及時性低的情況下董事會中內(nèi)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(shù)會相對更多，這是因為當董事們持有股份時，股權(quán)激勵有利于使他們以股東的利益為出發(fā)點履行其管理和監(jiān)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(guī)模變量DIR#，它是公司董事會總?cè)藬?shù)；二是獨立董事的比重變量％OUTDIR，它是公司獨立董事的數(shù)量除以該公司董事會總?cè)藬?shù)的值；三是內(nèi)部董事比重變量％INDIR，它是公司內(nèi)部董事人數(shù)除以該公司董事會總?cè)藬?shù)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(shù)除以該公司董事會總?cè)藬?shù)的值；五是董事會中持股董事人數(shù)比重％SHAREHOLD-DIR，它是公司董事會中持有股份的董事人數(shù)除以該公司董事會總?cè)藬?shù)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(jiān)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(shè)股權(quán)集中至少部分上是由高成本的股東監(jiān)督利益內(nèi)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(jiān)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(jiān)督收益。相反，如果潛在的監(jiān)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(jiān)督活動。這是因為大股東可以從高成本監(jiān)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(xiàn)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(jiān)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(shù)#SHARE-A，是公司中流通A股數(shù)除以A股總戶數(shù)；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(shù)據(jù)

(一)控制變量　在公司治理截面數(shù)據(jù)回歸模型中，本文引入了四個控制變量。一是股票BETA系數(shù)，用以控制公司的不確定性或離散性。二是凈資產(chǎn)市場(MV)，用以控制公司規(guī)模。Demsetz and Lehn(1985)提出證據(jù)表明這兩個變量與所有權(quán)集中度顯著相關(guān)。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(quán)結(jié)構(gòu)中“一股獨大”現(xiàn)象的影響。

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

四、實證研究設(shè)計及結(jié)果

(一)會計盈余及時性個別變量及綜合變量相關(guān)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(guān)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(gòu)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(guān)性為正且都具有在1％水平的統(tǒng)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(zhì)。

(二)模型設(shè)計及回歸結(jié)果　本文引入保值增值率、凈資產(chǎn)市場價值、股票BETA系數(shù)、國家股比重等控制變量，采用截面數(shù)據(jù)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(guān)性?；炯僭O(shè)是會計信息反映公司現(xiàn)時經(jīng)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(guān)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(jié)構(gòu)相關(guān)變量的回歸檢驗結(jié)果。會計盈余及時性與公司董事會規(guī)模變量、獨立董事人數(shù)比重是正相關(guān)。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(guī)模會縮小，獨立董事人數(shù)少一些而公司內(nèi)部董事人數(shù)相對多一些。公司會計信息及時性綜合變量與其他董事結(jié)構(gòu)變量內(nèi)部董事人數(shù)比重、董事會中專家董事人數(shù)比重、董事會中持股董事人數(shù)比重是顯著負相關(guān)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(nèi)部董事、專家董事、持有股份的董事人數(shù)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(guān)變量的回歸檢驗結(jié)果。結(jié)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(shù)量、股東持股百分比正相關(guān)。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(xiàn)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(cè)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(qū)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(guān)，但也沒有通過顯著性檢驗的原因還需要進一步研究。

五、結(jié)論與啟示

筆者對我國上市公司會計盈余及時性與公司治理機制內(nèi)生性進行了實證研究。結(jié)果基本支持了文中的假設(shè)。在目前會計信息的有用性相對低的環(huán)境中，預測其治理結(jié)構(gòu)會表現(xiàn)出相應的特點，其中主要“以手投票”的董事會將在規(guī)模大小、內(nèi)外董事比重和對董事股權(quán)激勵等方面表現(xiàn)出便利董事會高成本的監(jiān)督活動特征；而主要“以腳投票”的外部股東將會在股東結(jié)構(gòu)和持股比重等方面表現(xiàn)出盡可能使自身利益得以保護的特點。

篇5

高職教育既不同于本科教育也不完全等同于普通的?？平逃?，現(xiàn)在我國的本科教育大多更側(cè)重的是理論教學，雖然目前我國也逐步推進一部分地方的本科院校向應用型本科轉(zhuǎn)型，但是這還需要一個過程；而一般的專科教育則是本科教育的壓縮餅干；那么高職類院校的定位應該是培養(yǎng)高素質(zhì)、適應社會實際需求的技能型人才。而對于高職院校的會計專業(yè)而言，會計執(zhí)業(yè)資格相關(guān)教育嵌入高職教育體系已經(jīng)成為快速培養(yǎng)新型會計人才的有效途徑之一。

1 專業(yè)建設(shè)背景

20世紀80年代末至90年代初，美國各大學已經(jīng)意識到解決大學會計專業(yè)生存死亡的關(guān)鍵是根??市場需求調(diào)整自己的人才培養(yǎng)計劃，培養(yǎng)符合社會需求的會計人才。徐慶林在從人才需求看高等職業(yè)教育會計專業(yè)人才培養(yǎng)模式改革中提出職業(yè)綜合能力和職業(yè)素質(zhì)――高職會計專業(yè)人才培養(yǎng)的重點。“兩手都要抓，兩手都要硬”。我們對于會計人才的培養(yǎng)不能僅限于理論的培養(yǎng)，還要加強實踐能力的培養(yǎng)。只有兩手都抓的好才能適應市場的需求，為社會培養(yǎng)更多的合格的會計人才。

河北省會計從業(yè)資格開始推行無紙化考試后，會計基礎(chǔ)、財經(jīng)法規(guī)與職業(yè)道德、會計電算化三門課程一次完成，相比之下，無紙化考試的形式改革的特點，是考試科目相對集中，加上考試系統(tǒng)題庫不斷的更新、考點覆蓋越來越廣，考的知識點越來越細，無形中增加了學生單位時間的復習工作量，大大增加了學生的備考難度，不下一番功夫不是很容易通過的。沒有搞試點以前，我院學生的每次考試的整體通過率難以突破10%。過低的考試通過率就意味著河北省的會計專業(yè)畢業(yè)生在畢業(yè)時有很大一部分同學不能取得從業(yè)資格，如果從業(yè)就違背了會計法的要求，這也就無異于我們生產(chǎn)的產(chǎn)品出廠時被貼上了不合格的標簽。

2 專業(yè)職業(yè)資格課程嵌入人才培養(yǎng)方案

在河北省高校畢業(yè)生畢業(yè)時過低的持證率背景下，這樣一個大環(huán)境對我們既是挑戰(zhàn)也是機遇。在這種環(huán)境下，我們籌建了會計（助理會計師）專業(yè)，并把它作為一個專業(yè)的試點來進行研究，從人才培養(yǎng)方案、學生的選取，教師的配備，教材教輔的選擇等方面進行了相應的調(diào)整。以下筆者重點從專業(yè)人才培養(yǎng)方案方面來講。

2.1 嵌入會計從業(yè)資格考試課程

為了提高會計從業(yè)資格的通過率，我們把會計從業(yè)資格考試課程加入到了人才培養(yǎng)計劃當中，我們把原人才培養(yǎng)計劃中的會計基礎(chǔ)、財經(jīng)法規(guī)業(yè)職業(yè)道德課程替換為會計從業(yè)資格考試的會計基礎(chǔ)和財經(jīng)法規(guī)業(yè)職業(yè)道德課程，并把培訓的初級電算化的課程融入人才培養(yǎng)計劃。在原來基礎(chǔ)上加大課時量，增加學生同步訓練的時間，把培訓和教學相結(jié)合，這樣學生學習的過程中就會掌握的比較扎實，而且不會出現(xiàn)集中培訓時消化不良的感覺，可以在考試前從容面對。

2.2 置換助理會計師考試課程

通過會計證考試以后，在學校能繼續(xù)的專業(yè)考試就是助理會計師考試，我們?yōu)榱颂岣邔W生未來的社會競爭力，把人才培養(yǎng)計劃中的《財務會計》替換為助理會計師考試中的《初級會計實務》，并配合課程進度加入了實際操作的部分，把原來的《經(jīng)濟法》替換為《初級經(jīng)濟法》，因為《初級經(jīng)濟法》與《稅法》中有些課程內(nèi)容重復，我們對稅法有關(guān)課程做了相應的調(diào)整，加入了稅務會計的相關(guān)內(nèi)容，同時融入了培訓的課時量，使教學和培訓相結(jié)合，理論教育和證書及實踐教育相結(jié)合。

2.3 引入企業(yè)因素，創(chuàng)造良好育人環(huán)境

在后期，我們在人才培養(yǎng)方案中加入了幾門專門的實踐課程，主要包括企業(yè)工商實戰(zhàn)、企業(yè)真賬操作、企業(yè)報稅及綜合實訓等相關(guān)實踐課程，以及企業(yè)實習，其中企業(yè)工商實戰(zhàn)、企業(yè)真賬操作、企業(yè)報稅課程和實習都是由公司人員以師傅帶徒弟的模式來進行的。通過這種模式的訓練，學生不僅專業(yè)理論基礎(chǔ)比較扎實，而且實踐能力也得到了大幅度的提高，在學生畢業(yè)時很快能夠適應企業(yè)的環(huán)境，完成與企業(yè)的對接。

3 實踐效果

經(jīng)過一輪的實踐，2013級會計（助理會計師）專業(yè)經(jīng)過兩年多的學習會計證的通過率已經(jīng)達到96%，初級通過率也突破60%。在后續(xù)的推廣過程中，2015級從業(yè)資格證考試一年內(nèi)平均通過率就超過了90%，有的班級已經(jīng)達到100%。則2016級的新生一次性通過率達到了80%以上。從目前的實踐結(jié)果來講，還是相對比較成功的。

不僅在通過率方面有了很大的提高，而且在實施的過程中，堅持“以學生為主體，以教師為主導，學長為輔助，輔導員做好監(jiān)督”，我們把輔導員、老師、學長及學生的積極性充分的調(diào)動起來，老師主要負責教學與教學相關(guān)的管理，把控教學的內(nèi)容和進度，輔導員主要負責學生的組織管理和監(jiān)督，做好思想教育工作，理順學生的思想，學長主要幫助學生在課下做學業(yè)方面的輔導，包括輔助教師督促學生完成學習進度，檢查學習質(zhì)量，學生則自主結(jié)成學習小組，除了自己學習，還要相互的監(jiān)督，大家共同進步，形成了“四位一體”的教學模式。這個過程培養(yǎng)了學生，鍛煉了教師隊伍，加強了輔導員的責任心，同時也使學生有了核心的目標和努力的方向，也減少了很多學生之間的摩擦，學生管理方面也有了很大的改善。

篇6

【關(guān)鍵詞】 會計師事務所； 規(guī)模； 審計質(zhì)量； 會計穩(wěn)健性

一、引言

在西方審計市場，擁有較高品牌聲譽的國際四大會計師事務所（以下簡稱“國際四大”）一直是人們所贊譽的高審計質(zhì)量服務的提供者，在保護投資者利益和維護資本市場穩(wěn)定等方面發(fā)揮著無可替代的作用。正因如此，國際四大不僅在西方審計市場上占據(jù)了大半江山，同時也獲得了比非國際四大更高的審計收費溢價。這給我國本土會計師事務所帶來了相當大的競爭壓力，導致我國本土會計師事務所的生存空間逐漸縮小。與此同時，由于我國政府在相關(guān)政策制定方面對國際四大的有意傾斜，使得擁有“官方背景”的國際四大在我國審計市場上獲得了超然的地位，更加劇了我國本土會計師事務所的生存壓力和競爭壓力。為了更好地應對來自國際四大的競爭威脅，在財政部和中國注冊會計師協(xié)會的積極倡導下，我國本土會計師事務所普遍采取做強做大的發(fā)展戰(zhàn)略，希望通過合并達到提高審計質(zhì)量的目的。隨著2006年我國本土會計師事務所第二次合并浪潮的掀起，越來越多的本土會計師事務所走上了規(guī)模化經(jīng)營的道路。然而，究竟我國本土會計師事務所合并后的規(guī)模經(jīng)濟效果如何，其審計質(zhì)量是否得到了提高還需要經(jīng)過時間和實踐的檢驗才能得出結(jié)論。

有鑒于此，本文擬從會計師事務所規(guī)模和審計質(zhì)量關(guān)系的角度，探討國際四大在中國特殊的制度背景下是否提供了高質(zhì)量的審計服務，以及我國本土會計師事務所實施做強做大戰(zhàn)略是否具有合理性和科學性，以期給我國本土會計師事務所與國際四大的競爭指明方向。

二、文獻綜述

（一）國外相關(guān)文獻

DeAngelo（1981）在理論上證明會計師事務所規(guī)模和審計質(zhì)量之間存在正相關(guān)的關(guān)系。他發(fā)現(xiàn)當被審計單位雇傭會計師事務所時，會計師事務所會產(chǎn)生巨大的啟動成本，由此會獲得具體客戶的準租。準租作為機會主義行為的擔保品，在會計師事務所提供低審計質(zhì)量的服務時就會受到損害，這就意味著以客戶數(shù)量衡量的大規(guī)模會計師事務所進行機會主義行為的動機減少，因此會提供高質(zhì)量的審計服務。Balachandran等（1987）認為審計客戶會根據(jù)可觀察到的審計產(chǎn)出來支付審計費用，這就使得客戶會根據(jù)審計報告的質(zhì)量來支付審計費用。因此，大規(guī)模的會計師事務所會獲得更多的審計費用。Craswell（1995）經(jīng)過實證研究發(fā)現(xiàn)比非收取了更高的審計費用，而且獲得的審計收費溢價主要是為了補償因提供高質(zhì)量的審計服務而多付出的努力，并不是因為擁有較高的品牌聲譽。Subramanyam（1996）通過檢驗不同規(guī)模會計師事務所審計客戶的可控性應計利潤的差異，得出六大審計客戶的可控性應計利潤高于非六大審計客戶的可控性應計利潤這個結(jié)論。Lennox（1999）從聲譽理論和深口袋理論的角度證明了大規(guī)模會計師事務所的審計質(zhì)量更高。Francis和Kriahnan（1999）認為與非六大相比，六大對審計客戶出具非標意見的概率更大，這說明六大的審計質(zhì)量高于非六大的審計質(zhì)量。

（二）國內(nèi)相關(guān)文獻

原紅旗和李海建（2003）以審計意見類型作為審計質(zhì)量的替代變量，研究了會計師事務所的規(guī)模、組織形式和出資方式對審計質(zhì)量的影響。在控制住上市公司的財務特征后，發(fā)現(xiàn)會計師事務所的規(guī)模大小和組織形式對審計意見的影響并無明顯區(qū)別，得出審計意見與規(guī)模和組織形式不顯著相關(guān)的結(jié)論。漆江娜等（2004）發(fā)現(xiàn)規(guī)模較大、業(yè)績較好的上市公司更加偏愛四大并愿意為其支付更高的審計費用。同時，經(jīng)四大審計的上市公司的盈余管理水平更低，這說明四大比非四大在中國審計市場提供了更高的審計質(zhì)量。劉峰等（2007）以審計意見類型、可操控性應計和會計盈余持續(xù)性作為審計質(zhì)量的替代變量都證實四大的審計質(zhì)量并不顯著高于非四大的審計質(zhì)量。而采用會計穩(wěn)健性的方法得出的結(jié)論卻是四大的審計質(zhì)量比非四大還低。劉文軍等（2010）以發(fā)生財務舞弊的公司為研究對象，從專業(yè)勝任能力和獨立性這兩個角度分析了國內(nèi)十大和國內(nèi)非十大提供審計質(zhì)量的差異。研究發(fā)現(xiàn)，在專業(yè)勝任能力方面，國內(nèi)十大弱于國內(nèi)非十大，而在獨立性方面，國內(nèi)十大卻強于國內(nèi)非十大。郭照蕊（2011）從盈余管理的角度，對四大與非四大在中國審計市場上提供審計服務的質(zhì)量差異進行了實證檢驗。研究結(jié)果表明，四大在中國審計市場上并沒有提供高質(zhì)量的審計服務，有些年度，四大的審計質(zhì)量甚至比非四大還低。

綜上所述，國外的研究從理論和實證兩個方面分析論證了事務所規(guī)模對審計質(zhì)量的影響。尤其是在實證方面，國外學者采用不同的替代變量來衡量審計質(zhì)量，從不同的角度進行了實證檢驗并獲得了豐碩的研究成果。而國內(nèi)的研究主要是借鑒國外的研究理論和研究方法對我國會計師事務所規(guī)模對審計質(zhì)量的影響情況進行研究?；诖?，本文擬在前人研究的基礎(chǔ)上對會計師事務所的規(guī)模進行詳細的劃分，把我國的會計師事務所劃分為國際四大、國內(nèi)十大和國內(nèi)非十大?？紤]到國際四大相較于我國本土會計師事務所所具有的聲譽優(yōu)勢和官方背景等特殊之處，本文擬分別研究國際四大之間的審計質(zhì)量差異和我國本土會計師事務所之間的審計質(zhì)量差異。

三、研究假設(shè)

由于大規(guī)模會計師事務所擁有眾多的審計客戶，因此就會比小規(guī)模會計師事務所擁有更多的未來準租收入。而一旦大規(guī)模會計師事務所發(fā)表了不恰當?shù)膶徲嬕庖?，大?guī)模會計師事務所的品牌聲譽就會受到損害并且會失去與客戶相聯(lián)系的準租收入（DeAngelo，1981）。為了避免這種情況的發(fā)生，大規(guī)模會計師事務所一般都會保持較高的審計質(zhì)量。國際四大在注冊會計師行業(yè)可以說是大所的代名詞，在其進入中國審計市場的這些年來，憑借其良好的聲譽、專業(yè)的服務和較大的規(guī)模一直受到中國政府和中國企業(yè)的青睞。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1：國際四大的審計質(zhì)量高于非國際四大的審計質(zhì)量。

國際四大在進入中國審計市場的早期，一般都選擇與財政部下屬的會計師事務所合作，這樣國際四大在中國就有了官方色彩。在此之后，我國政府頒布了許多政策都有意向國際四大傾斜，比如：對首次公開發(fā)行股票上市的公司以及在證券市場上再籌資的公司都需要國際四大對其進行補充審計，基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)必須由國際四大進行審計等。雖然這些政策在近年已經(jīng)被廢除，但是所產(chǎn)生的影響卻沒有完全消失。這也就使得擁有官方背景的國際四大明顯區(qū)別于我國本土會計師事務所，而且，在投資者眼中，國際四大和我國本土會計師事務所在品牌聲譽方面存在較大差距，而這種品牌聲譽的差距可能會導致投資者對審計質(zhì)量的非理性認識。因此，有必要剔除我國本土會計師事務所來單獨研究不同規(guī)模的國際四大的審計質(zhì)量差異。根據(jù)財政部歷年的《會計師事務所綜合評價前百家信息》（2002—2010），普華永道一直穩(wěn)居第一，可以說普華永道的審計質(zhì)量高于國際四大所中其他三家的審計質(zhì)量（王兵等，2011）。如果定義普華永道為大規(guī)模的會計師事務所，那么可以提出如下假設(shè)：

H2：普華永道的審計質(zhì)量高于國際四大所中其他三家的審計質(zhì)量。

在我國注冊會計師行業(yè)的發(fā)展歷程中，最近一次的本土會計師事務所合并是在財政部和中國注冊會計師協(xié)會的倡導下發(fā)生的，主要是為了提高本土會計師事務所的執(zhí)業(yè)質(zhì)量和職業(yè)聲譽，以期幫助本土會計師事務所縮小與國際四大在業(yè)務執(zhí)行和品牌聲譽方面的差距。根據(jù)中國注冊會計師協(xié)會網(wǎng)站的披露，在2007—2010年間進行合并的本土會計師事務所就有12家，而且在《會計師事務所綜合評價前百家信息》中，名列前茅的我國本土會計師事務所幾乎都是經(jīng)過合并建立的。因此，這也支持大規(guī)模事務所的審計質(zhì)量高于小規(guī)模事務所的審計質(zhì)量這個論斷。由于國際四大相較于我國本土會計師事務所在所有權(quán)性質(zhì)和品牌聲譽等方面所具有的特殊性，因此，本文擬剔除國際四大來單獨研究我國不同規(guī)模本土會計師事務所的審計質(zhì)量差異。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H3：國內(nèi)十大的審計質(zhì)量高于國內(nèi)非十大的審計質(zhì)量。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2008—2010年間滬深兩市所有A股上市公司的數(shù)據(jù)作為研究對象，然后剔除一部分樣本，最終得出的上市公司數(shù)量分別是2008年1 417家；2009年1 429家；2010年1 447家，總共4 293家。其中，剔除的樣本包括：

1.金融類企業(yè)；

2.2008—2010年各年度首次公開發(fā)行股票并上市的公司；

3.ST或PT的上市公司；

4.財務數(shù)據(jù)異?；蛉笔У纳鲜泄尽?/p>

本文所使用的上市公司數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和中國注冊會計師協(xié)會網(wǎng)站。部分需要補充的數(shù)據(jù)從巨潮資訊網(wǎng)和中國證監(jiān)會網(wǎng)站得來。本文使用Excel軟件和SPSS16.0統(tǒng)計分析軟件對相關(guān)數(shù)據(jù)進行處理。

（二）模型的建立

會計師事務所一旦發(fā)生審計失敗，就有可能被利益相關(guān)者。如果法院判決會計師事務所敗訴，會計師事務所不僅要承擔相應的經(jīng)濟賠償責任，而且其品牌聲譽也會受到極大的損害。為了避免審計失敗帶來的負面影響，注冊會計師必然會在執(zhí)行審計業(yè)務的過程中更加小心并付出更多的努力，而且還會強制地要求被審計單位采用穩(wěn)健的會計政策，及時地確認“壞消息”，以確保會計信息的真實可靠。所以，經(jīng)審計過的財務報告可以看作是注冊會計師審計服務結(jié)果的一種外在表現(xiàn)形式。也就是說，經(jīng)審計過的財務報告的穩(wěn)健性程度可以在一定程度上代表注冊會計師提供審計服務的質(zhì)量。而研究會計師事務所規(guī)模對審計質(zhì)量的影響就可以間接地轉(zhuǎn)化為研究會計師事務所規(guī)模對上市公司財務報告穩(wěn)健性程度的影響。

為了檢驗本文提出的三個假設(shè)，筆者借鑒劉峰和周福源（2007）的方法，在Ball and Shivakumar（2005）的模型中加入了會計師事務所類型這個啞變量，其表達式如下：

ACCit為因變量，表示i公司t年的應計項目除以t-1年的總資產(chǎn)，應計項目等于凈利潤減去經(jīng)營活動產(chǎn)生凈現(xiàn)金流量的差。BIG4、BIG1和BIG10為自變量，表示會計師事務所的類型。如果會計師事務所為國際四大，BIG4為1，否則為0；如果會計師事務所為普華永道，BIG1為1，否則為0；如果會計師事務所為國內(nèi)十大，BIG10為1，否則為0。CFOit為i公司t年的經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量除以t-1年的總資產(chǎn)；DCFO為虛擬變量，若CFO小于0，DCFO=1，否則DCFO=0。CFO

×DCFO是交互項，如果存在會計穩(wěn)健性，α5為正。CFO×DCFO×BIG4、CFO×DCFO×BIG1和CFO

×DCFO×BIG10是交互項，用于衡量會計師事務所審計客戶的經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量情況。根據(jù)本文的假說，大規(guī)模會計師事務所出于品牌聲譽和訴訟風險等方面的考慮，會強制要求被審計單位及時地確認“壞消息”。因此，經(jīng)大規(guī)模會計師事務所審計過的財務報告的穩(wěn)健性程度就越高。所以，預期α7為正。

五、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計結(jié)果

在表1中，ACC的均值為-0.01375，中位數(shù)為-0.01934，二者比較接近，表明該變量的分布比較均勻。CFO的最大值和最小值差距較大，表明上市公司的經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量之間存在著較大的差異，而且該變量的均值和中位數(shù)都為正數(shù)，表明多數(shù)上市公司的經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量都為正數(shù)，這些公司的財務狀況較好。DCFO的均值為0.206382，表明大約有20.6%的上市公司的經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量為負數(shù)。BIG4的均值為0.069182，表明在我國審計市場上，國際四大審計的上市公司的數(shù)量較少，僅占整個市場份額的6.92%。

在表2中，ACC的均值和中位數(shù)比較接近，而且最大值和最小值的差距也較小，表明該變量的分布比較均勻。CFO的均值和中位數(shù)都為正數(shù)，表明由國際四大審計的上市公司的經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量多為正數(shù)，這些公司的財務狀況較好。DCFO的均值為0.117845，表明大約有11.78%的上市公司的經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量為負數(shù)。BIG1的均值為0.397306，表明在國際四大中由普華永道審計的上市公司的數(shù)量和由其他三家總共審計的上市公司的數(shù)量相差不多。

在表3中，ACC的均值和中位數(shù)比較接近且都為負數(shù)，表明該變量的分布比較均勻。CFO的均值和中位數(shù)也比較接近但都為正數(shù)，表明由我國本土會計師事務所審計的上市公司的經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量多為正數(shù)，大多數(shù)的公司經(jīng)營業(yè)績良好。DCFO的均值為0.212963，表明大約有21.3%的上市公司的經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流量為負數(shù)。BIG10的均值為0.46021，表明由國內(nèi)十大審計的上市公司的數(shù)量和由國內(nèi)非十大審計的上市公司的數(shù)量差不多，國內(nèi)十大的規(guī)模遠大于國內(nèi)非十大。

（二）相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果

在表4中，CFO×DCFO與CFO的相關(guān)系數(shù)為0.882，超過了0.5，表明二者之間可能存在著共線性問題，這可能是由于CFO×DCFO是由CFO和DCFO相乘得來的。同樣，BIG4×CFO和BIG4的相關(guān)系數(shù)為0.675，CFO×DCFO×BIG4與BIG4×DCFO的相關(guān)系數(shù)為-0.707，都超過了0.5，可能也是上述原因造成的。

在表5中，ACC與CFO、DCFO、CFO×DCFO

的相關(guān)系數(shù)分別為-0.725、0.534和-0.613，均超過了0.5，表明它們之間可能存在著共線性問題。CFO×DCFO與CFO、DCFO的相關(guān)系數(shù)都超過0.5，這可能是由于CFO×DCFO是由CFO和DCFO相乘得來的。CFO×DCFO

×BIG1與BIG1×DCFO之間的相關(guān)系數(shù)超過0.5可能也是由于上述原因。

在表6中，CFO×DCFO與CFO的相關(guān)系數(shù)為0.888，超過了0.5，表明二者之間可能存在著較嚴重的共線性問題，這可能是由于CFO×DCFO是由CFO和DCFO相乘得來的。同樣，BIG10×DCFO和DCFO的相關(guān)系數(shù)為0.617，CFO×DCFO×BIG10與BIG10×CFO的相關(guān)系數(shù)為0.67，都超過了0.5，可能也是由于上述原因造成它們之間存在著嚴重的共線性問題。

（三）回歸結(jié)果

1.國際四大的回歸分析結(jié)果

在表7中，模型（1）的擬合優(yōu)度為0.289，表明模型的擬合效果較好。CFO的回歸系數(shù)顯著為負，其數(shù)值為-0.549，表明經(jīng)營活動現(xiàn)金流量與應計項目存在負相關(guān)的關(guān)系，企業(yè)對正的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量進行了及時的確認。CFO×DCFO的回歸系數(shù)為0.396，并且在1%的水平上顯著，這說明負的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量比正的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量得到了更加及時的確認，也就是說“壞消息”比“好消息”得到了更加及時的確認，表明企業(yè)存在會計穩(wěn)健性。BIG4×CFO的回歸系數(shù)為0.06，但是卻不顯著，表明四大審計的公司沒有對正的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量進行及時的確認。CFO×DCFO×BIG4的回歸系數(shù)為-1.134，并且在1%的水平上顯著，表明與“好消息”相比，國際四大審計的公司并沒有對“壞消息”進行更加及時的確認，這說明國際四大審計的公司的會計盈余穩(wěn)健性更低，國際四大并沒有提高其審計的公司的財務報告信息質(zhì)量。由此可以判斷，在中國審計市場上，具有較高品牌聲譽的國際四大并沒有提供比非四大更高質(zhì)量的審計服務，這與假設(shè)1的論斷相反。

2.國際一大的回歸分析結(jié)果

在表8中，模型（2）的擬合優(yōu)度為0.574，表明模型的擬合效果較好。CFO的回歸系數(shù)顯著為負，其數(shù)值為-0.465，表明經(jīng)營活動現(xiàn)金流量與應計項目存在負相關(guān)的關(guān)系，企業(yè)對正的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量進行了及時的確認。CFO×DCFO的回歸系數(shù)為0.715，并且在1%的水平上顯著，這說明負的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量比正的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量得到了更加及時的確認，也就是說“壞消息”比“好消息”得到了更加及時的確認，表明企業(yè)存在會計穩(wěn)健性。BIG1×CFO的回歸系數(shù)為-0.046，但是卻并不顯著，表明普華永道對正的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量進行了及時的確認。CFO×DCFO×BIG1的回歸系數(shù)為-0.266，但是卻并不顯著，這表明與“好消息”相比，普華永道審計的公司并沒有對“壞消息”進行更加及時的確認，普華永道審計的公司的會計盈余穩(wěn)健性比國際四大所中其他三家審計的公司的會計盈余穩(wěn)健性更低，進而說明不同規(guī)模的國際四大所的審計質(zhì)量之間并不存在差異，這與王兵等（2011）的研究結(jié)論相一致，表明會計師事務所的規(guī)模并不是決定審計質(zhì)量的重要因素。該研究結(jié)果不支持假設(shè)2。

3.國內(nèi)十大的回歸分析結(jié)果

在表9中，模型（3）的擬合優(yōu)度為0.283，表明模型的擬合效果較好。CFO的回歸系數(shù)顯著為負，其數(shù)值為-0.632，表明經(jīng)營活動現(xiàn)金流量與應計項目存在負相關(guān)的關(guān)系，企業(yè)對正的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量進行了及時的確認。CFO×DCFO的回歸系數(shù)為0.472，并且在1%的水平上顯著，這說明負的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量比正的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量得到了更加及時的確認，也就是說“壞消息”比“好消息”得到了更加及時的確認，表明企業(yè)存在會計穩(wěn)健性。BIG10×CFO的回歸系數(shù)顯著為正，表明國內(nèi)十大審計的公司沒有對正的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量進行及時的確認。CFO×DCFO×BIG10的回歸系數(shù)為-0.111，并且在10%的水平上顯著，表明與“好消息”相比，國內(nèi)十大審計的公司并沒有對“壞消息”進行更加及時的確認，國內(nèi)十大審計的公司的會計盈余穩(wěn)健性更低，進而說明國內(nèi)十大的審計質(zhì)量低于國內(nèi)非十大的審計質(zhì)量，這與假設(shè)3的論斷相反。由以上分析可以看出，我國本土大所并沒有提供比本土小所更高質(zhì)量的審計服務，表明會計師事務所規(guī)模并不是決定審計質(zhì)量的重要因素。

六、研究結(jié)論及建議

本文研究發(fā)現(xiàn)，以我國審計市場為研究樣本，國際四大審計客戶的會計盈余穩(wěn)健性更低，國際四大的審計質(zhì)量甚至比非國際四大還低。在剔除我國本土會計師事務所而單獨研究國際四大之間的審計質(zhì)量差異時，普華永道的審計質(zhì)量低于國際四大所中其他三家的審計質(zhì)量。同時，在剔除國際四大而單獨以我國本土會計師事務所為研究樣本時，國內(nèi)十大并沒有提供比國內(nèi)非十大更高質(zhì)量的審計服務。綜上所述，會計師事務所規(guī)模并不是影響審計質(zhì)量的重要因素。

針對得出的研究結(jié)論，本文提出如下建議：首先，國內(nèi)投資者應該正確認識和對待國際四大的審計質(zhì)量，減少和避免因國際四大的高品牌聲譽而對其產(chǎn)生的盲目崇拜；其次，我國本土會計師事務所應該在規(guī)模擴大的同時整合內(nèi)部資源，改善經(jīng)營管理水平，以期真正提高審計質(zhì)量；最后，我國應該盡快完善相關(guān)法律制度，加大會計師事務所承擔的法律責任。

本文的研究還存在不足。由于審計質(zhì)量不能直接衡量，本文就只能采用會計穩(wěn)健性這個間接指標來衡量審計質(zhì)量，而且使用會計穩(wěn)健性衡量審計質(zhì)量的科學性和由此得出結(jié)論的有效性還有待進一步研究。其次，在對會計師事務所規(guī)模的劃分上，本文將我國本土會計師事務所劃分為國內(nèi)十大和國內(nèi)非十大，這種劃分的合理性和科學性還有待檢驗。

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篇7

關(guān)鍵詞：注冊會計師；專業(yè)勝任能力；會計舞弊

作者簡介：李俊梅(1974-)，女，四川篷溪人，注冊會計師，石河子大學博士研究生，石河子大學商學院講師，主要從事財務與會計研究。

中圖分類號：F233　文獻標識碼：A　文章編號：1006-1096(2010)01-0072-04　收稿日期：2009-12-16

一、引　言

由于管理者與投資者都是效用最大化者，因此管理者不會采取最大化投資者利益的行動(Jensela et a1，1976)，特別是當管理者的報酬建立在報告盈余基礎(chǔ)上，與公司業(yè)績相關(guān)時，管理者就有動機去操縱盈余，進行會計舞弊，以最大化其財富。當管理者與投資者之間信息不對稱增加時，管理者進行管理盈余的能力就會增加。到本世紀初，公司的會計舞弊行為變本加厲，給廣大投資者帶來巨大損失，嚴重損害了資本市場的聲譽和上市公司的公信力，成為阻礙證券市場健康發(fā)展的絆腳石。由此，人們開始質(zhì)疑注冊會計師從業(yè)人員是否具有抑制會計舞弊的專業(yè)勝任能力。筆者從注冊會計師執(zhí)業(yè)人員的專業(yè)勝任能力這個視角來研究注冊會計師抑制會計舞弊的行為，從實證的角度證明注冊會計師是否有識別會計舞弊行為的能力。

二、文獻回顧

由于行業(yè)專長能夠增加注冊會計師對某一行業(yè)的認識和經(jīng)歷，能夠增加注冊會計師在該行業(yè)的專業(yè)判斷能力，因此很多學者用行業(yè)專長作為審計質(zhì)量的替代變量，來研究其與會計舞弊的關(guān)系，以此反映注冊會計師的專業(yè)勝任能力是否有效抑制管理當局的會計舞弊行為。研究發(fā)現(xiàn)，具有行業(yè)專長的事務所在其專長的行業(yè)里相對在其非專長的行業(yè)里，能夠發(fā)現(xiàn)更多的報告差錯(Owho s0 et al，2002)，經(jīng)過行業(yè)專長者審計的財務報告盈余管理水平明顯偏低(Balsam，2003)，同時由具有行業(yè)專長的審計師審計的IPO公司其股票抑價水平和盈余管理水平都較低(Elder et al，2002)，同樣在增發(fā)股票的樣本里，審計師的行業(yè)專長與較低的公司盈余管理相關(guān)(Jian et al，2004)，而且由具有行業(yè)專長審計師更能限制客戶通過應計項目從事的盈余管理，從而使其審計的財務報告其盈余更為穩(wěn)健(Krishnan，2003)，因此具有行業(yè)專長的審計師能提供高質(zhì)量的審計服務。研究結(jié)果支持了行業(yè)專長的審計師能夠更有效地限制激進和隨機的盈余管理行為。審計師的行業(yè)專長對會計舞弊具有抑制作用，審計師是可以識別會計舞弊的。此結(jié)果支持了專業(yè)勝任能力與盈余管理有關(guān)的觀點，即審計師的專業(yè)勝任能力與盈余管理存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。

隨著中國資本市場的發(fā)展，國內(nèi)學者也開始關(guān)注注冊會計師的專業(yè)勝任能力對會計舞弊抑制作用。夏立軍(2004)和余玉苗(2004)從理論上分析了行業(yè)專長對提高審計質(zhì)量的作用。陳濤、張雁翎(2006)則首次實證發(fā)現(xiàn)具有行業(yè)專長的事務所審計的公司進行利潤操縱的范圍會更小，而且在IPO市場具有行業(yè)專長審計師能夠有效抑制IPO中盈余管理動機，降低盈余管理的程度(李仙等，2006)。而后鄭建明(2009)研究也發(fā)現(xiàn)在全國三大產(chǎn)業(yè)群中，具有行業(yè)專長的注冊會計師能夠有效地約束正向盈余管理行為。但是蔡春、鮮文鐸(2007)卻發(fā)現(xiàn)總體上中國審計師行業(yè)專長與審計質(zhì)量負相關(guān)，得出與國外研究相反的結(jié)論。崔宏(2005)和成立(2006)則從其他視角研究注冊會計師的專業(yè)勝任能力抑制會計舞弊的作用，前者證實從事證券業(yè)務的注冊會計師相對于從事非證券業(yè)務的注冊會計師，其盈余操縱的識別能力更高；而后者從會計事務所的特征出發(fā)研究注冊會計師的專業(yè)勝任能力，卻未發(fā)現(xiàn)事務所的專業(yè)勝任能力對審計質(zhì)量所生的預期影響。

綜上所述，在國外成熟審計市場的經(jīng)驗證據(jù)基本上支持行業(yè)專長有利于提高審計質(zhì)量.抑制盈余管理的作用。而國內(nèi)研究以上國內(nèi)外有關(guān)注冊會計師專業(yè)勝任能力對會計舞弊的抑制作用的研究存在截然相反的觀點。無論國外還是國內(nèi)，研究中多用注冊會計師的行業(yè)專長表示其專業(yè)勝任能力，但注冊會計師的行業(yè)專長反映的是會計師事務所的專業(yè)勝任能力。由此可見，國內(nèi)外研究注冊會計師的專業(yè)勝任能力識別會計舞弊的能力，主要考慮的是會計師事務所的專業(yè)勝任能力，沒有考慮注冊會計師從業(yè)人員自身的專業(yè)勝任能力。但實際上，注冊會計師從業(yè)人員的專業(yè)勝任能力存在很大的差異，這些差異足以影響注冊會計師的會計舞弊的識別能力，如果在研究中不控制這方面的因素，必然會弱化結(jié)論的可靠性。由于注冊會計師事務所的實力，即其專業(yè)勝任能力的強弱最終取決于事務所的注冊會計師從業(yè)人員的專業(yè)勝任能力，因此研究注冊會計師的專業(yè)勝任能力是否能夠有效抑制會計舞弊，還必須研究注冊會計師從業(yè)人員的專業(yè)勝任能力。

三、研究設(shè)計

(一)研究假設(shè)

注冊會計師向社會公眾提供的服務專業(yè)性很強。為了保證其服務質(zhì)量，中國《注冊會計師職業(yè)道德規(guī)范指導意見》規(guī)定注冊會計師必須具備與其執(zhí)業(yè)要求相適應的專業(yè)勝任能力，不但要熟悉會計、審計、稅務、法律等領(lǐng)域的標準與實務，而且要具備高水平的職業(yè)判斷能力，并且不得承辦不能勝任的業(yè)務?！睹绹畬徲嫓蕜t》(2004)中的一般準則也對審計人員的勝任能力進行了規(guī)定，“準則要求審計組織承擔責任，保證每一項審鑒證業(yè)務是由整體上具備完成這項工作所必須的知識、技能和經(jīng)驗的人員來承擔的”(馬曙光，2007)。從中外有關(guān)審計從業(yè)人員的自身業(yè)務素質(zhì)的要求來看，從事審計業(yè)務必須由勝任的注冊會計師來承擔，意味著沒有勝任能力或?qū)I(yè)勝任能力較差的注冊會計師是不能勝任審計工作，即不能發(fā)現(xiàn)和揭示企業(yè)管理當局的會計舞弊行為。因此筆者提出假設(shè)。

H：注冊會計師從業(yè)人員的專業(yè)勝任能力越高，其識別會計舞弊的能力越強，即審計對會計舞弊的抑制功能越強，企業(yè)的會計舞弊越少；注冊會計師從業(yè)人員的專業(yè)勝任能力越差，其識別和抵制會計舞弊的能力越弱，企業(yè)的會計舞弊越多，即注冊會計師從業(yè)人員的業(yè)務素質(zhì)與會計舞弊呈負相關(guān)關(guān)系。

由于審計行業(yè)的專用性很強，注冊會計師要想具有較高的識別會計舞弊的能力就必須具有較高的專業(yè)素質(zhì)和強大的職業(yè)判斷能力，而專業(yè)素質(zhì)和職業(yè)判斷能力是注冊會計師專業(yè)勝任能力的基礎(chǔ)。專業(yè)素質(zhì)是指注冊會計師為實現(xiàn)勝任能力而應當具有的專業(yè)知識、職業(yè)技能、職業(yè)價值觀、道德與態(tài)度。對處于不同職業(yè)階段的注冊會計師，其專業(yè)素質(zhì)的水平存在差異，并且需要通過終身學習加以培養(yǎng)、保持和提高。注冊會計師應當具備足夠的專業(yè)知識，以便能夠在日益復雜、不斷變化的職業(yè)環(huán)境中勝任工作。注冊會計師需要具

備的專業(yè)知識是不斷變化和擴展的，從事特定環(huán)境或行業(yè)所需要的專業(yè)知識也存在差異，注冊會計師應當持續(xù)更新其專業(yè)知識。注冊會計師至少應當通過學歷教育獲取專業(yè)知識。注冊會計師應當具備在職業(yè)環(huán)境中能夠合理、有效地運用專業(yè)知識、職業(yè)價值觀、道德與態(tài)度的各類職業(yè)技能。職業(yè)技能可以通過普通教育、職業(yè)教育和實務經(jīng)歷等多種途徑獲得，并通過終身學習不斷拓展。普通教育對職業(yè)技能的獲取具有重要作用，并側(cè)重于對非專業(yè)知識、智力技能、個人技能、人際和溝通技能、組織和企業(yè)管理技能的培養(yǎng)。職業(yè)價值觀、道德與態(tài)度的培養(yǎng)需要通過課程學習(特別是專門課程)和實務經(jīng)歷實現(xiàn)。以上分析可見，注冊會計師的專業(yè)素質(zhì)和職業(yè)判斷主要從兩個途徑獲得：一是從業(yè)前的學歷教育，二是從業(yè)后的職業(yè)學習，主要體現(xiàn)為從業(yè)經(jīng)驗積累。這意味著注冊會計師的專業(yè)勝任能力體現(xiàn)為其學歷水平和從業(yè)經(jīng)驗兩個方面。可以認為學歷層次高的注冊會計師具有較高的舞弊識別能力，即能更好地抑制企業(yè)的會計舞弊行為，而學歷層次低的注冊會計師的會計舞弊識別能力相應差些。因此筆者提出假設(shè)。

H1：注冊會計師的學歷越高，即注冊會計師識別和抑制會計舞弊的能力越高，企業(yè)的會計舞弊越少。

對于注冊會計師來說，其從業(yè)時間越長，即注冊會計師從業(yè)人員的審計經(jīng)驗越豐富，而且其專業(yè)性也越強，通常意味著注冊會計師的職業(yè)判斷能力高，對所發(fā)現(xiàn)的問題更敏感，其識別企業(yè)管理當局的會計舞弊能力就越高。因此筆者提出假設(shè)。

H2：注冊會計師審計經(jīng)驗越豐富，企業(yè)的會計舞弊就越少，抑制會計舞弊的能力越強。

(二)變量設(shè)置

會計舞弊是一種以獲取不正當利益為目的，采用欺騙性手段故意謊報財務事實的行為。盈余管理是經(jīng)營者運用會計手段或者安排交易來改變財務報告以誤導利益相關(guān)者對公司業(yè)績的理解或影響以報告會計數(shù)字為基礎(chǔ)的合約結(jié)果(Healy et al，1999)，包括披露管理和真實盈余管理(Sehipp.er，1989)。但是由于中國資本市場的不健全，上市公司的盈余管理更多地表現(xiàn)為運用欺詐手段為個人或小集團或企業(yè)謀取不法利益的行為，因此在中國資本市場，盈余管理與會計舞弊的內(nèi)涵基本一致。所以筆者用盈余管理程度度量上市公司的會計舞弊，本文使用非主營業(yè)務凈資產(chǎn)收益率度量通過線下項目進行的盈余管理，即非主營業(yè)務ROE＝(凈利潤－主營業(yè)務利潤)/平均股東權(quán)益。之所以用這個指標度量盈余管理是因為在中國的損益表中，主營業(yè)務利潤與非主營業(yè)務利潤分開列示，可以方便地計算非主營業(yè)務ROE。用凈利潤減去主營業(yè)務利潤就得到主營業(yè)務利潤，再除以平均股東權(quán)益，即可得到非主營業(yè)ROE。而且Kevin和Hong-Qi(2004)的研究也證實：在中國上市公司普遍存在利用非主營業(yè)務ROE進行盈余管理的行為。

為了檢驗假設(shè)H1，本文用注冊會計師從業(yè)人員的學歷結(jié)構(gòu)作為度量學歷的解釋變量。為了檢驗假設(shè)H2，需要度量注冊會計師從業(yè)人員的從業(yè)經(jīng)驗，但由于從業(yè)經(jīng)驗數(shù)量很難獲得，因此筆者用注冊會計師從業(yè)人員的年齡來度量其從業(yè)經(jīng)驗。

用事務所的人數(shù)作為注冊會計師獨立性的替代變量，以控制注冊會計師的獨立性對會計舞弊的影響。因為CPA人數(shù)越多意味著事務所的規(guī)模越大，而且現(xiàn)有的大量研究已證明大事務所相對于小事務所而言，其獨立性更高。

(三)模型設(shè)置

FROUND＝α1＋α2Level1＋α3Level2＋α4Experience1＋α5Experence2＋α6CPAnumber＋ε

(四)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2002年－2004年全國百家會計師事務所的注冊會計師從業(yè)人員的素質(zhì)結(jié)構(gòu)作為研究樣本，剔除信息不全的后共有200個樣本。全國百家事務所的注冊會計師從業(yè)人員的素質(zhì)數(shù)據(jù)來自中國注冊會計師協(xié)會網(wǎng)(省略.cn)，計算會計舞弊的相關(guān)財務數(shù)據(jù)來自國泰君安數(shù)據(jù)庫。本文采用SPSSl3.0軟件處理數(shù)據(jù)。

四、實證檢驗

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2按年度描述了全國百家會計師事務所對不同類別人數(shù)的匯總情況。從該表中年齡結(jié)構(gòu)來看，31歲-50歲的注冊會計師人數(shù)最多，其中30歲以下的人數(shù)處于下降趨勢，31歲-50歲的人數(shù)逐年上升，50歲以上的則處于波動狀況，先上升后下降。從學歷結(jié)構(gòu)來看，無論是分年度還是總體上，注冊會計師的學歷以大學本科和大專為主.其中大學本科及研究生的人數(shù)逐年上升，大專及以下學歷的人數(shù)先是上升而后下降，尤其是大專以下學歷人數(shù)是急劇減少。

表3按年度描述的全國百家會計師事務所的人員結(jié)構(gòu)百分比?？傮w上來看，注冊會計師從業(yè)人員絕大多數(shù)年齡處在30歲至50歲之間(占61.4％)，學歷主要集中在大學本科和大專層次上，其中大學本科層次的比重最大(52.3％)，從業(yè)人員中有一半以上的都是本科學歷。從年齡結(jié)構(gòu)來看，30歲以下從業(yè)員比重一直處于下降狀態(tài)，31歲-50歲的注冊會計師從業(yè)人員的比重則一直處于上升狀態(tài)，51歲上以的人員比重先是上升而后下降；從學歷結(jié)構(gòu)來看，研究生和大學本科生的比重都在不斷地提高，大專生及以下的比重不斷下降。表3反映各變量的描述性特征。

(三)回歸分析

建立四個模型分別單獨檢驗學歷與會計舞弊之間的關(guān)系，單獨檢驗從業(yè)經(jīng)驗與會計舞弊之間的關(guān)系，綜合檢驗學歷、從業(yè)經(jīng)驗與會計舞弊之間的關(guān)系。表5反映注冊會計師從業(yè)人員的專業(yè)勝任能力與會計舞弊的關(guān)系。模型1單獨檢驗注冊會計師專業(yè)勝任能力與高學歷之間的關(guān)系，結(jié)果表明會計舞弊和注冊會計師從業(yè)人員的高學歷負相關(guān)，意味著注冊會計師的學歷越高，其抑制會計舞弊的能力越強，但也不能迷信高學歷，因為碩士以上的學歷和會計舞弊之間的相關(guān)性不顯著。模型2單獨檢驗注冊會計師從業(yè)人員的專業(yè)勝任能力與其從業(yè)經(jīng)驗的關(guān)系。結(jié)果表明會計舞弊與注冊會計師的從業(yè)經(jīng)驗負相關(guān)，注冊會計師的從業(yè)經(jīng)驗越豐富，其抑制會計舞弊的能力越強。模型3、模型4檢驗了會計舞弊與注冊會計師從業(yè)人員素質(zhì)結(jié)構(gòu)各解釋變量的關(guān)系。結(jié)果表明，注冊會計師的學歷水平、從業(yè)經(jīng)驗與會計舞弊仍然顯著負相關(guān)。

五、研究結(jié)論、建議及不足

學歷水平和從業(yè)經(jīng)驗是體現(xiàn)注冊會計師人員專業(yè)勝任能力的重要方面。現(xiàn)代審計不僅要發(fā)現(xiàn)問題，而且還需要對問題進行深人研究，探求問題產(chǎn)生的根源，并得出合理可靠的結(jié)論，這說明現(xiàn)代審計對注冊會計師的專業(yè)勝任要求更高，不僅要有較強專業(yè)理論水平，而且實踐經(jīng)驗更豐富。

篇8

關(guān)鍵詞：環(huán)境會計 信息披露 企業(yè)價值

一、 引言

近年來京津冀一體化的發(fā)展戰(zhàn)略在加速推進，在促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展的同時，面對突顯的環(huán)境問題，如霧霾頻繁出現(xiàn)，也需要跨區(qū)協(xié)作，改善環(huán)境質(zhì)量。2014年7月頒布的《京津冀地區(qū)生態(tài)保護整體方案》，為京津冀環(huán)保一體化的實施提供了政策上的指導和保障。企業(yè)作為市場上活躍的主體，要落實相關(guān)政策，通過企業(yè)的財務報告和社會責任報告中披露相關(guān)的環(huán)境信息使利益相關(guān)者能對其進行監(jiān)督評價，進而為實現(xiàn)企業(yè)價值做出相關(guān)決策。

環(huán)境會計研究始源于20世紀70年代的英國，以比蒙斯和馬林為代表的學者開始了環(huán)境會計理論和實務研究，并且出現(xiàn)了環(huán)境報告制度，用以監(jiān)督規(guī)范企業(yè)環(huán)境行為。Nola Buhr（2002）認為：環(huán)境報告制度的創(chuàng)立，在很大程度上提高公司環(huán)境業(yè)績透明度。企業(yè)會計信息使用者也愿意通過環(huán)境報告，即環(huán)境信息的披露來樹立企業(yè)良好的社會形象，進一步增強企業(yè)的競爭力。Al-Tuwaijri（2004）研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)價值與環(huán)境信息披露之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。由于各國的環(huán)境治理法規(guī)制度存在差異，各國的情況也有所差別，甚至存在一些相反的結(jié)果，Nilsson（2005）根據(jù)瑞典的企業(yè)在1998年至2000年當中的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)環(huán)境會計信息披露與企業(yè)價值呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。Clarkson（2010）等以美國5個對二氧化硫排放量進行披露的重污染企業(yè)作為研究對象，并沒有發(fā)現(xiàn)環(huán)境會計信息披露水平與企業(yè)價值之間具有顯著的相關(guān)性。

我國學者對環(huán)境會計的研究起步較晚，但起點較高，在國外研究基礎(chǔ)上從不同視角來研究環(huán)境會計信息披露水平與企業(yè)價值的關(guān)系，得到的結(jié)論也不相同，取得了豐碩的成果。林曉華、唐久芳（2011）采用 Logistic 模型從公司盈利能力、企業(yè)規(guī)模、發(fā)展能力和負債程度等四個方面研究上市公司環(huán)境會計信息披露的影響；楊璐璐、蘇巧玲（2013）以深市A股上市公司為研究對象，運用回歸模型，檢驗了環(huán)境會計信息披露與企業(yè)價值之間存在微弱的正相關(guān)關(guān)系；胡珍珍、高民芳（2014）則以陜西省上市公司為例分析二者之間的關(guān)系，認為短期來看，環(huán)境會計信息披露對企業(yè)價值沒有顯著影響，但長期來看，呈正相關(guān)關(guān)系；游春暉（2014）在二者關(guān)系上又引入了市場進程這個因素，利用實證證明了市場化進程越快，企業(yè)環(huán)境信息披露對企業(yè)價值的正面影響效果越顯著。

二、 理論依據(jù)與研究假設(shè)

環(huán)境會計信息披露是包括政府、股東、債權(quán)人及社會公眾在內(nèi)的信息使用者了解企業(yè)環(huán)境處理情況和其影響的重要窗口。作為環(huán)境事項的直接參與者，企業(yè)應當履行其社會責任，對利益相關(guān)者提供環(huán)境會計方面的信息，接受社會各界的廣泛監(jiān)督，通過打造環(huán)境友好型企業(yè)，促進企業(yè)實現(xiàn)環(huán)境效益和社會效益的共贏，從而提升企業(yè)的整體價值。

社會責任理論表明，企業(yè)作為重要的社會經(jīng)濟生活中的一員，具有雙重責任。一方面需要以盈利為目的，承擔經(jīng)濟義務；另一方面，需要承擔對利益相關(guān)者和環(huán)境方面的社會責任。社會責任的承擔，必然導致企業(yè)付出額外的代價，承擔生產(chǎn)成本以外的相關(guān)成本。在環(huán)境信息披露的機制下，承擔的環(huán)境成本越多，披露的環(huán)境會計信息也越多，在取得環(huán)境效益的同時，也會降低企業(yè)的預期現(xiàn)金流，降低企業(yè)價值。

本文主要研究京津冀的工業(yè)企業(yè)，這些企業(yè)起步早，進入成熟期，且相比現(xiàn)在的環(huán)保、高科技等新興產(chǎn)業(yè)，環(huán)境污染較為嚴重，披露環(huán)境會計信息對其在社會群眾的印象沒有特別大的影響，所以可能會較少的披露信息，以減少負面影響。

綜上所述，得到假設(shè)：在其他條件不變情況下，環(huán)境會計信息披露與企業(yè)價值符合負相關(guān)關(guān)系。

三、 研究設(shè)計

（一）變量

本文是對環(huán)境會計信息披露與企業(yè)價值的研究，設(shè)環(huán)境會計信息披露指數(shù)（EDI）為自變量，用以衡量企業(yè)環(huán)境會計信息披露的程度，具體根據(jù)國家環(huán)保部門頒布的《環(huán)境信息公開辦法（試行）》中列示的9類企業(yè)自愿披露的環(huán)境信息項目和社會責任報告中的環(huán)保責任，共制定出五類項目，分別是：環(huán)保意識、環(huán)境管理體系認證、環(huán)保投入金額、排污種類數(shù)、節(jié)約能源種類數(shù)。對企業(yè)年報中披露的這些項目進行打分，各項目滿分為20分，最后將五項得分加總再除以100分，得到某個企業(yè)的環(huán)境信息披露指數(shù)。

設(shè)企業(yè)價值為被解釋變量，用托賓Q值進行衡量，它表示企業(yè)市場價值與企業(yè)重置成本的比率，該比率大于1時，說明企業(yè)價值高于投入資產(chǎn)的成本，投資者更欣賞該企業(yè)。此因變量也受到以下因素的影響，并且據(jù)此設(shè)計本文模型的控制變量：（1）企業(yè)的規(guī)模，用總資產(chǎn)（T）作為控制變量；（2）盈利能力，借助凈資產(chǎn)收益率（ROE）來表示；（3）營運能力，用流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（CAT）表示；（4）償債能力，選擇資產(chǎn)負債率（DAR）對其進行反映；（5）發(fā)展能力，則選擇凈利潤增長率（NPGR）作為控制變量。

（二）樣本選取

本文選取京津冀三省市上市的工業(yè)企業(yè)作為研究對象，這是因為工業(yè)企業(yè)相比服務業(yè)、高新技術(shù)企業(yè)而言，對環(huán)境的污染更為嚴重，而且這些企業(yè)發(fā)展的時間較長，制度也較為完善，在環(huán)境治理中應該承擔更多的責任，所以重點研究京津冀區(qū)域的工業(yè)企業(yè)。根據(jù)研究的需要和剔除相關(guān)數(shù)據(jù)的缺失，最終選取了2012年至2014年正常經(jīng)營的32家上市企業(yè)作為樣本。樣本的財務數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫，而環(huán)境會計信息披露指數(shù)是通過各研究對象的年報和社會責任報告中披露的相關(guān)信息手工整理得到。

（三）建立回歸模型

為證明上述的研究假設(shè)，根據(jù)設(shè)計的變量，構(gòu)建以下回歸模型：

TobinQi=α0+α1EDI+α2T+α3ROE+α4 CAT+α5 DAR+α6NPGR+ε

此公式中，α0是回歸模型中的常數(shù)項，α1至α6是各解釋變量的回歸系數(shù)，ε為隨機干擾項。

四、 實證檢驗結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

將32家企業(yè)三年的樣本數(shù)據(jù)進行整理后，利用SPSS軟件做描述性統(tǒng)計分析，如表1所示，樣本企業(yè)環(huán)境會計信息披露指數(shù)均值為0.24，說明企業(yè)環(huán)境會計信息披露程度總體上不高，且指數(shù)為0的樣本數(shù)占樣本總量的61.46%，說明有很大一部分企業(yè)不選擇披露環(huán)境會計信息；EDI最大值為1，最小值為0，標準差為0.3256；凈資產(chǎn)收益率平均數(shù)為負數(shù)，且標準差較大，最小值達到-82.57%，說明有一些企業(yè)近年來的經(jīng)營情況不是很樂觀，盈利能力較差；資產(chǎn)負債率中平均值為0.59，標準差為0.24，說明樣本整體的資本結(jié)構(gòu)比較合理，差別不明顯；而對于表示發(fā)展能力的凈利潤增長率企業(yè)之間相差很大；而對于托賓Q值，平均數(shù)為2.29，最高值為11.08，標準差為1.82，說明整體來看企業(yè)價值大于重置成本，能為社會創(chuàng)造價值但企業(yè)間的價值差異顯著。

（二）相關(guān)性分析

從表2中可以看出，環(huán)境會計信息披露指數(shù)與托賓Q值為負相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.138，顯著性（雙側(cè)）為0.18，表明二者關(guān)系不顯著，但存在負相關(guān)性。此外總資產(chǎn)T與企業(yè)價值也為負相關(guān)，顯著性為0.005，比較顯著；而流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率/資產(chǎn)負債率和凈利潤增長率與企業(yè)價值都為負相關(guān)但都不顯著，只有凈資產(chǎn)收益率與企業(yè)價值為正相關(guān)關(guān)系，但顯著性為0.784不顯著。

保持其他變量不變，只研究環(huán)境會計信息披露指數(shù)與托賓Q值的關(guān)系時，可以用偏相關(guān)來分析，把其他變量作為控制變量，如表3所示，EDI和TobinQ仍為負相關(guān)，顯著性為0.179。與本文研究假設(shè)相符。

由下頁表4對多重共線性診斷得知，解釋變量的容差在0.9以上，與1接近，同時方差膨脹因子（VIF）在1.1以下，也與1比較接近，說明多重共線性比較弱，重疊性低，對回歸分析不會產(chǎn)生影響。

（三）回歸分析

首先對整體的回歸方程進行檢驗（見表5），R2和調(diào)整的R2大于50%，說明方程能解釋因變量的大部分變異，表明構(gòu)建的模型的整體線性擬合較為顯著，解釋變量對被解釋變量的解釋能力較強。此外，sig為0，反映出線性回歸方程在顯著性水平為 0.05 的假設(shè)上通過檢驗。表6中，EDI系數(shù)為-0.749，經(jīng)過標準化后的系數(shù)為-0.134，與托賓Q值為負相關(guān)，但其顯著性概率為0.19，大于0.1，未通過T檢驗，原假設(shè)不成立，即環(huán)境會計信息披露對企業(yè)價值沒有顯著影響，但是總資產(chǎn)和托賓Q值為負相關(guān)，并通過了T檢驗，說明針對京津冀上市的32家工業(yè)企業(yè)來說，公司規(guī)模對企業(yè)價值的影響顯著。

五、 研究結(jié)論及建議

（一）研究結(jié)論

本文以2012年至2014年京津冀地區(qū)32家上市工業(yè)企業(yè)作為研究樣本，結(jié)果顯示：環(huán)境會計信息披露指數(shù)作為自變量未通過檢驗，與因變量托賓Q值不成負相關(guān)，研究假設(shè)不成立。究其原因，首先內(nèi)部原因可能是這些工業(yè)企業(yè)在傳統(tǒng)業(yè)務盈利能力減弱的時候，會轉(zhuǎn)變發(fā)展戰(zhàn)略，實行轉(zhuǎn)型，環(huán)境信息披露的意識得到增強，有利于加強自身的競爭優(yōu)勢，提高企業(yè)在社會公眾中的形象；其次京津冀一體化的發(fā)展戰(zhàn)略受到相關(guān)部門的重視，上升到國家戰(zhàn)略層面，對環(huán)境會計信息披露制度不斷完善，這些外部因素促使企業(yè)披露環(huán)境會計信息，并受到政府部門的支持，企業(yè)價值也在提高。

六、 建議

為規(guī)范企業(yè)環(huán)境會計信息披露和提升企業(yè)價值，可以考慮內(nèi)外兩個因素：從外部因素來看，政府部門應完善環(huán)境信息披露相關(guān)的法律法規(guī)和對應的獎懲機制，彌補會計準則在環(huán)境會計方面的不足，從環(huán)境會計信息披露的內(nèi)容、方法和以貨幣計量的核算上做出更為統(tǒng)一細化的規(guī)定，同時還要考慮各行業(yè)各地區(qū)的差異性，恰當?shù)貙Νh(huán)境會計信息進行反映。從內(nèi)部因素考慮，提高企業(yè)的環(huán)保意識，認識到綠色經(jīng)濟發(fā)展的必要性，堅持走可持續(xù)發(fā)展道路，不能因眼前的利益而放棄的長遠利益，同時作為信息的披露方要講誠信，實事求是反映企業(yè)狀況，為利益相關(guān)者提供真實客觀的環(huán)境會計信息，以利于其做出相關(guān)決策。J

參考文獻：

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[2]Al-Tuwaijri S A，Christensen T E，Hughes K E. The relations among environmental disclosure， environmental performance，and economic performance：a simultaneous equations approach[J].Accounting，Organizations and Society，2004，29（5/6）：447-471.

[3]Nilsson H，Hassel L，Nyquist S. The value relevance of environme

ntal performance[J].European Accounting Review，1983，58（3）：521-538.

[4]Clarkson P，Elijidoten E，Kloot L. Extending the application of stak

eholder influence strategies to environmental disclosures[J].Accounting， Auditing & Accountability Journal，2010，23（8）：1032-1059.

[5]林曉華，唐久芳.企業(yè)財務狀況對環(huán)境信息披露影響的實證[J].統(tǒng)計與決策，2011，（4）：147-149.

[6]楊璐璐，蘇巧玲.環(huán)境會計信息披露對企業(yè)價值影響分析[J].財會通訊，2013，（21）：10-12.

[7]胡珍珍，高民芳.環(huán)境會計信息披露對企業(yè)價值的影響――以陜西省上市公司為例[J].西安工程大學學報，2014，28（6）：776-780.

[8]游春暉.環(huán)境信息披露、市場化進程與企業(yè)價值――來自中國化學制品行業(yè)上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].中國注冊會計師，2014，（2）：53-57.

篇9

【關(guān)鍵詞】 新套期會計準則; 公司業(yè)績; 非金融上市公司

中圖分類號：F234.4 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）36-0088-03

一、引言

伴隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展，國內(nèi)國外金融市場的頻頻波動，企業(yè)遭受匯率變動風險、商品價格變動風險、信用風險等沖擊的比例激增。為了對沖風險，我國非金融上市公司越來越多地采用衍生金融工具進行套期保值以鎖定利潤。會計準則中對套期保值業(yè)務的確認、計量、披露等方面的規(guī)定不同，都可能會影響企業(yè)盈余水平和現(xiàn)金流量，進而影響公司的經(jīng)營業(yè)績。為了實現(xiàn)會計準則的國際趨同，財政部于2006年頒布了新《企業(yè)會計準則24號――套期保值》，對套期有效性的認定、運用套期會計方法的條件及具體會計處理等方面作出了原則導向的規(guī)定，并引入了公允價值計量屬性。對于新套期會計準則的實施將如何影響公司業(yè)績，本文通過比較我國非金融上市公司實施新套期會計準則前后的盈余波動變化，建立實證模型檢驗準則的實施是否影響非金融上市公司的經(jīng)營業(yè)績，以期為研究準則的經(jīng)濟后果及其未來修訂提供參考。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

現(xiàn)代風險管理理論表明，非金融公司通過運用金融衍生工具進行套期保值可以降低市場摩擦成本來改變公司現(xiàn)金流量，從而影響公司財務狀況和決策，最終降低盈余波動，提升利潤。運用金融衍生品進行套期保值與公司價值具有相關(guān)性。Allayannis and Weston（2001）發(fā)現(xiàn)外匯套期保值與美國大型非金融上市公司價值正相關(guān)，套期保值可以提高公司的價值，平均達4.7%。而Jin and Jorion（2006）得出了不同的結(jié)論。他們發(fā)現(xiàn)美國石油和天然氣公司的套期保值降低了公司股票價值。但同時也承認，可能由于樣本多為厭惡衍生品風險管理行為的投資者，樣本數(shù)據(jù)可能歪曲了套期保值和公司價值關(guān)系的結(jié)論。賈煒瑩和陳寶峰（2009）發(fā)現(xiàn)衍生金融工具的使用對中國非金融上市公司業(yè)績有一定程度的提升效應。同時，對于采用套期保值進行風險管理的非金融上市公司，由于會計準則中對套期保值業(yè)務的確認、計量、披露等方面的不同規(guī)定，公司的經(jīng)營業(yè)績水平亦會受到影響。Zhang（2008）以美國225個非金融上市公司為樣本提供了經(jīng)驗證據(jù)。在美國SFAS第133號衍生金融工具準則實施之后，樣本公司的現(xiàn)金流量、盈余波動增大，但盈利有所提升。而在我國，關(guān)于2006年頒布的新套期會計準則對公司業(yè)績影響的實證研究鮮有涉及。

在新套期會計準則未出臺之前，公司一般對套期工具和被套項目按歷史成本計量，但受外匯、商品價格變動等因素影響，期末套期項目價值已發(fā)生改變，仍以歷史成本計量導致持有期間發(fā)生的價值變動未計入當期期末盈余，將無法真實反映企業(yè)的盈利情況。而新的套期會計準則明確要求套期工具和被套項目按公允價值計量，期末套期項目的公允價值變動損益計入當期損益，對公司經(jīng)營利潤核算產(chǎn)生直接影響。另外選取符合條件的衍生金融工具作為套期工具，可降低財務危機成本、增強舉債能力，運用套期工具的公司一般有更高的紅利收益，進一步提高公司的業(yè)績。由此，作出以下假設(shè)：

H1：應用新的套期會計準則之后，公司業(yè)績波動幅度變大。

H2：應用新的套期會計準則之后，公司業(yè)績有所提高。

三、研究設(shè)計

（一） 樣本和數(shù)據(jù)

新套期會計準則已于2007年1月1日始在所有A股上市公司實施。為了分析新準則中套期會計實施效果，本文確定研究期間為準則實施前三年即2004―2006年和實施后三年即2007―2009年。樣本選取2004年到2009年間公司風險管理政策變化不大以及2004―2006年間公司套期保值業(yè)務量穩(wěn)定在一定范圍內(nèi)的滬深兩市非金融A股上市公司，剔除后得到具有代表性的且始終進行套期保值業(yè)務的非金融上市公司共30家。數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫以及公開披露的上市公司年度報告。

（二）變量設(shè)定

1.被解釋變量

應用新的套期會計后，隨著匯率、商品市場價格等的變動，產(chǎn)生的當期公允價值變動會記入當期損益，從而影響凈利潤。本文采用凈利潤率、凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)凈利率3個單變量衡量公司業(yè)績。

2.解釋變量

本文選取樣本公司是否應用新的套期會計準則進行套期保值業(yè)務核算的虛擬變量RM作為解釋變量。

3.控制變量

已有實證研究結(jié)果表明，公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)以及公司成長性是對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生影響的重要因素。因此，本文選取公司規(guī)模（Size）、公司成長性（Growth）、資本結(jié)構(gòu)（Leverage）為控制變量。表1給出了各變量的名稱及描述。

（三）模型設(shè)定

為了檢驗H1、H2，構(gòu)建回歸模型（1）、（2）、（3），對樣本公司在整個樣本期間的盈余波動性予以量化，采用凈利潤率（NPM）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、資產(chǎn)凈利率（ROA）三項指標的標準差來表示，且運用單因素T檢驗、OLS回歸分析來檢驗新套期會計準則對非金融上市公司業(yè)績及業(yè)績波動的影響。

Performance=β0+β1RM+β2Size+β3Growth+

β4Leverage+μ

NPM=β0+β1RM+β2Size+β3Growth+β4Leverage+μ （1）

ROE=β0+β1RM+β2Size+β3Growth+β4Leverage+μ （2）

ROA=β0+β1RM+β2Size+β3Growth+β4Leverage+μ （3）

式中，β0為截距，β1―β4為系數(shù)，μ為殘差。

四、實證結(jié)果與分析

（一）單因素T檢驗

新準則頒布前的公司業(yè)績變化設(shè)為Xi（i=1，2，3），新準則頒布后的公司業(yè)績變化設(shè)為Yi（i=1，2，3）。Xi和Yi分別表示了凈利潤率、凈資產(chǎn)收益率和資產(chǎn)凈利率。描述性統(tǒng)計與單因素T檢驗見表2、表3，得出結(jié)論如下：

1.各統(tǒng)計數(shù)據(jù)差異較大，檢驗結(jié)果有效可靠。從標準差來看，新準則頒布后的NPM、ROA、ROE均明顯大于頒布前，說明應用新的套期會計準則之后，非金融上市公司的業(yè)績波動發(fā)生明顯變化。

2.公司業(yè)績指標凈利潤率和凈收益率在公司運用新的套期會計準則之后在5%水平上顯著，三項公司業(yè)績波動指標的T值皆小于0，表明新套期會計準則的應用對上市公司業(yè)績產(chǎn)生影響較大，業(yè)績波動幅度有所增加。

（二）回歸分析

為了更好地揭示新套期會計準則對企業(yè)業(yè)績的影響，對模型（1）、（2）、（3）進行回歸分析，結(jié)果見表4。

從表4可以看出，模型（1）、（2）、（3）分別選用了凈利潤率、凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)凈利率為公司的業(yè)績指標作為因變量代入回歸模型檢驗結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：

1.模型的F值均在1%的水平上顯著，樣本數(shù)據(jù)較為真實可靠，結(jié)果具有統(tǒng)計意義。

2.模型R值為0.273、0.467、0.522，表明各模型的擬合度較好，獨立性殘差值都較小，可認為其多元回歸結(jié)果不受多重共線性的影響。

3.模型（1）t檢驗值在-0.015―1.314的區(qū)間之內(nèi)，sig.值在1.8%～8.8%的區(qū)間之內(nèi);模型（2）t檢驗值在-0.181―2.426的區(qū)間之內(nèi)，sig.值在1.0%～4.6%的區(qū)間之內(nèi);模型（3）t檢驗值在-0.005―3.737的區(qū)間之內(nèi)，sig.值在0.2%～12.1%的區(qū)間之內(nèi)。從檢驗結(jié)果來看都相對較小，說明統(tǒng)計結(jié)果的可信度較高。

4.模型的啞變量估計系數(shù)β為0.072、0.097、0.054，且前二者在1%的水平上顯著，這說明在以利潤率作為企業(yè)績效變化指標時企業(yè)運用新的套期會計準則之后利潤率均產(chǎn)生提升效應，但程度有所不同。

5.綜上所述，在模型（1）、（2）、（3）中，自變量與因變量之間均呈現(xiàn)出明顯的正相關(guān)關(guān)系，說明使用新的套期會計準則對公司凈利潤率、凈資產(chǎn)收益率和資產(chǎn)凈利率均有較為顯著的影響，一定程度上提高了企業(yè)的業(yè)績。

五、結(jié)論及局限性

本文在國內(nèi)滬深兩市A股上市公司中選取了使用套期保值業(yè)務且進行套期會計核算的非金融上市公司作為數(shù)據(jù)樣本，進行實證分析。通過T檢驗分析，可以看出在上市公司應用新的套期會計準則之后公司業(yè)績波動指標凈利潤率、凈資產(chǎn)收益率和資產(chǎn)凈利率比使用準則之前均發(fā)生顯著變化，這說明新的套期會計使用之后，一定程度上增加了公司業(yè)績波動幅度，證明了H1成立。通過回歸分析，可以看出新套期會計的有效使用與公司業(yè)績顯著相關(guān)，一定程度上提高企業(yè)的業(yè)績，證明H2成立，但是，由于樣本篩選條件嚴格，導致樣本量較少，數(shù)據(jù)結(jié)果的代表性還有待增強。

【參考文獻】

[1] Allayannis G.，Weston，J. The Use of Foreign Currency Derivatives and Firm Market Value [J].Review of Fianncial Studies，2001：15-19.

[2] Jin Y.，Jorion P. Firm Value and Hedging： Evidence from U.S. Oil and Gas Producers [J].Journal of Finance，2006：257-261.

篇10

【關(guān)鍵詞】DEA 會計師事務所 審計運營效率

一、引言

國內(nèi)較早進行DEA模型研究的是許漢友、湯谷良、汪先娣等人。他們分析了中國注冊會計師協(xié)會公布的“2005年百家事務所排名信息”中排名前20位會計師事務所的審計運營效率，研究選用的投入指標分別是：CPA總?cè)藬?shù)、經(jīng)驗豐富的CPA人數(shù)、本科學歷以上CPA人數(shù)、事務所擁有的分所數(shù)、事務所所在城市競爭力得分以及事務所研發(fā)支出與品牌建設(shè)，產(chǎn)出指標分別是：審計收入、其他業(yè)務收入、資產(chǎn)評估收入、分所收入。研究發(fā)現(xiàn)當年我國本土會計師事務所整體運營無效，而且本土所和國際所運營效率差距較大。

以前者研究樣本為基礎(chǔ)，楊永淼另增加了一項產(chǎn)出指標即業(yè)務增長率，也得出本土所當年整體運營無效。張杰、李琪本著成本效益原則，分析2009年國內(nèi)排名前50家事務所審計運營效率時選取的投入指標有：CPA總?cè)藬?shù)、經(jīng)驗豐富CPA人數(shù)、高學歷CPA人數(shù)、事務所分所數(shù)、領(lǐng)軍人才數(shù)量，產(chǎn)出指標有：事務所總收入和審計收入。

研究結(jié)果顯示當年國內(nèi)本土事務所審計運營綜合效率較低，而且很多事務所也沒有同時達到技術(shù)、規(guī)模有效。邱吉福研究實證結(jié)果顯示我國2010年前50強事務所綜合審計運營效率均值為0.603，純技術(shù)效率均值為0.757，規(guī)模效率均值為0.8，整體運營效率較低。大體上這些事務所不僅產(chǎn)出不足，還有較大投入冗余。

二、DEA模型在研究會計師事務所投入和產(chǎn)出的運用

（一）DEA模型簡介

目前，開發(fā)出一種技術(shù)，通過明確地考慮多種投入（即資源）的運用和多種產(chǎn)出（即服務）的產(chǎn)生，它能夠用來比較提供相似服務的多個服務單位之間的效率，這項技術(shù)被稱為數(shù)據(jù)包絡(luò)線分析（DEA）。它避開了計算每項服務的標準成本，因為它可以把多種投入和多種產(chǎn)出轉(zhuǎn)化為效率比率的分子和分母，而不需要轉(zhuǎn)換成相同的貨幣單位。因此，用DEA衡量效率可以清晰地說明投入和產(chǎn)出的組合，從而，它比一套經(jīng)營比率或利潤指標更具有綜合性并且更值得信賴。

梁文艷等提及DEA是比較成熟的效率分析方法，它運用線性規(guī)劃方法構(gòu)建觀測數(shù)據(jù)的非參數(shù)曲面，然后相對于這個前沿面來計算效率。由于DEA模型不需要指定投入產(chǎn)出的生產(chǎn)函數(shù)形式，所以可以用來評價多投入、多產(chǎn)出決策單位的效率，這恰好適用于研究多投入和多產(chǎn)出的會計師事務所。利用DEA方法可以評價會計師事務所的審計運營效率以及事務所將各種資源轉(zhuǎn)化成各種審計服務的能力。

DEA最早的基本模型是CCR模型，它用來測量規(guī)模報酬不變時的技術(shù)效率值。主要用于研究如何使得多個投入、特別是多個產(chǎn)出的“生產(chǎn)部門”同時達到“技術(shù)有效”和“規(guī)模有效”。

此模型參數(shù)的經(jīng)濟意義：技術(shù)效率（TE），用來測度規(guī)模報酬不變的生產(chǎn)前沿上最佳投入和實際投入的比率。規(guī)模報酬不變指在生產(chǎn)過程中，當投入量等比例增加或減少時，產(chǎn)出量也與之等比例增加或減少。TE等于1意味著處于該決策單元效率前沿面上的點技術(shù)有效，投入和產(chǎn)出達到最佳效率狀態(tài)。TE小于1意味著該決策單元非技術(shù)有效或非規(guī)模有效。決策單元的規(guī)模收益值用K表示，K等于1表示該決策單元規(guī)模有效，K小于1表示該決策單元規(guī)模收益遞增，增加一定比例的投入會帶來更高比例產(chǎn)出的增加，K大于1意味決策單元規(guī)模收益遞減，減少一定比例的投入才會獲得更高比例的產(chǎn)出的增加。

但是相對于無效的決策單元，CCR模型不能判斷是技術(shù)無效還是規(guī)模無效。為了彌補這一缺陷，學者們提出了BCC模型，該模型克服了CCR模型的缺陷，將技術(shù)效率分解為純技術(shù)效率和規(guī)模效率，從而可以知道決策單元技術(shù)無效是純技術(shù)無效還是規(guī)模無效。此模型中，規(guī)模效率（SE）=總體效率（CCR）/純技術(shù)效率（PTE）。

（二）決策單元整體集合建立和指標設(shè)計

DEA使用過程中，最為關(guān)鍵的是決策單元整體集合建立以及如何建立多投入/多產(chǎn)出指標。

（1）決策單元整體集合建立。選取2010年中國注冊會計師協(xié)會的“2010度會計師事務所百家信息”，把2010年我國排名前25家會計師事務所作為本次DEA研究的決策單元整體集合。選取這些事務所的原因在于這些事務所完全可以代表當年我國的審計市場狀況，在百強事務所中，他們的規(guī)模最大，擁有的注冊會計師人數(shù)最多，所占的市場份額也最多。

（2）指標設(shè)計。DEA運用的關(guān)鍵是投入與產(chǎn)出的指標設(shè)計。根據(jù)我國會計師事務所的運營情況以及中國注冊會計師協(xié)會網(wǎng)站所能獲取的數(shù)據(jù)，借鑒之前學者研究的基礎(chǔ)上，設(shè)計了5個投入指標和3個產(chǎn)出指標。

選取的投入指標分別是：CPA總?cè)藬?shù)；經(jīng)驗豐富的CPA人數(shù)（借鑒前面學者研究基礎(chǔ)上，將年齡大于40歲的CPA歸為此類）；高學歷的CPA人數(shù)（將碩士學歷以上的CPA人數(shù)歸為此類）。其他的投入指標有：事務所擁有的分所數(shù)量；中注協(xié)舉行教育培訓的完成率。為了便于獲取數(shù)據(jù)，采用中注協(xié)后續(xù)教育培訓教育完成率為其替代指標。選取的產(chǎn)出指標分別是：審計業(yè)務收入。這是一般會計師事務所主要的收入，也是事務所最為傳統(tǒng)的業(yè)務，研究審計運營效率的重要產(chǎn)出指標之一；綜合得分。數(shù)據(jù)來源于中注協(xié)每年對各個事務所進行考核得出的綜合評價質(zhì)量得分；事務所當年年度總收入。

（三）實證研究

采用DEAP2.1軟件對中國2010年我國排名前25家的會計師事務所進行了效率對比分析。在DEA分析中，主要采用了BCC模型（變動規(guī)模報酬下的分析結(jié)果，VRS），同時也結(jié)合了CCR模型（固定規(guī)模報酬下的分析結(jié)果，CRS）分析當年我國會計師事務所的運營效率。運營效率實證結(jié)果見表1：

實證結(jié)果分析：

（1）純技術(shù)效率（PTE）分析。純技術(shù)效率簡而言之就是各項投入要素的使用效率。純技術(shù)效率等于1表示該事務所能較好地利用現(xiàn)有資源，在現(xiàn)有投入的情況下，取得最大的審計運營收入。純技術(shù)效率值小于1則表明該所沒能較好地運用現(xiàn)有資源。表1顯示2010年百強所中前25強事務所純技術(shù)效率平均值為0.845，表明當年這些事務所總體上沒有良好利用其現(xiàn)有資源。同時，可以看出有12家事務所純技術(shù)效率等于1，占決策單元整體集合的48%。它們分別為普華永道中天、畢馬威華振、中瑞岳華、安永華明、信永中和、北京興華、中匯、天健、天健正信、立信大華、中準、江蘇蘇亞金誠。其他52%家事務所則純技術(shù)效率無效。結(jié)果表明以上12家事務所在當年的審計運營中較好運用了現(xiàn)有資源，充分利用了CPA人力資源優(yōu)勢、較好完成了事務所的后續(xù)教育培訓、充分發(fā)揮了分所的資源配置優(yōu)勢，而剩余的13家事務所則需要迫切提升其純技術(shù)效率。

（2）規(guī)模效率（SE）分析。規(guī)模效率指的是在規(guī)模收益可變的假設(shè)下，各個決策單元產(chǎn)出和投入的比例是否合理，既定的投入下是否得到最大化產(chǎn)出，該值等于1表示事務所處于最佳規(guī)模報酬狀態(tài)，即在最適當?shù)纳a(chǎn)規(guī)模下，有著最理想的經(jīng)營績效。由表1可知，規(guī)模效率等于1的事務所僅有六家，占決策單元整體集合的24%，它們分別是普華永道中天、畢馬威華振、信永中和、中瑞岳華、北京興華、中匯。而其他76%的事務所則規(guī)模效率無效。百強中前25強會計師事務所的規(guī)模收益平均值為0.824，表明25強事務所大部分規(guī)模效率相對無效。但對比規(guī)模效率值和規(guī)模效率變化趨勢可知，樣本中規(guī)模效率無效的事務所都規(guī)模效率處于遞增狀態(tài)，說明這些會計師事務所可以通過適當增加CPA總?cè)藬?shù)，合理增加高學歷以及經(jīng)驗豐富的CPA人數(shù)，拓展分所資源，擴大經(jīng)營規(guī)模，提升其規(guī)模效率。

（3）總體效率（CCR）分析?？傮w效率即純技術(shù)效率（PTE）和規(guī)模效率（SE）的乘積?？傮w效率值等于1表示該事務所DEA有效，說明在此評價體系下，該所的總體審計運營較好，投入產(chǎn)出均衡，資源配置較為合理；反之，若總體效率值小于1則該所非DEA有效，說明該所需要在某些方面優(yōu)化資源配置以提升其資源利用效率。由表1可知，2010年百強所中前25強事務所審計運營總體效率平均值為0.711，說明這些事務所的審計運營總體效率整體無效?？傮w效率為1的事務所有6家，占決策單元整體集合的24%：普華永道中天、畢馬威華振、中瑞岳華、信永中和、北京興華、中匯。其中本土所占4家，說明部分本土所和國際合作所的審計運營總體效率旗鼓相當。

綜合以上分析，可以發(fā)現(xiàn)國際合作所審計運營總體效率、純技術(shù)效率、規(guī)模效率都非常高，而21家本土所中僅有4家綜合效率等于1，約占決策單元整體集合的19.05%，小于1大于0.8的僅有1家，占決策單元整體集合的5%，其余76%的事務所總體效率小于0.8。這說明本土各個事務所審計市場營運效率差別較大。本文還發(fā)現(xiàn)表1中一些事務所，純技術(shù)效率等于1，總體效率卻小于1，這些事務所分別是：安永華明、天健、天健正信、立信大華、中準、江蘇蘇亞金誠。這種情況的發(fā)生的原因是這些事務所純技術(shù)效率良好，但規(guī)模效益沒得到充分發(fā)揮，造成了總體效率偏低。其余審計運營純技術(shù)效率等于1的會計師事務所總體效率也等于1，說明這些事務所的規(guī)模效率較高，規(guī)模資源優(yōu)勢得到充分發(fā)揮，也正是這些事務所引領(lǐng)著我國注冊會計師事業(yè)的進步。

三、結(jié)論和建議

（一）結(jié)論

分析結(jié)果表明，2010年我國本土會計師事務所審計運營效率較低，國際合作會計師事務所審計運營效率較高，不同本土所審計運營效率差別較大。運營效率不高的原因很大程度上是事務所沒有充分利用CPA人力資源優(yōu)勢以及分所的資源配置優(yōu)勢。

（二）提升我國會計師事務所審計運營效率的相關(guān)建議

（1）注重人才培養(yǎng)，為做大做強提供人才保證。借鑒實證研究結(jié)論，人力資源要素是影響事務所運營效率的關(guān)鍵因素。我國會計師事務所需要招納更多經(jīng)驗豐富以及學歷層次較高的CPA人員，適度控制CPA人數(shù)占事務所總?cè)藬?shù)的規(guī)模，利用其分所規(guī)模優(yōu)勢來提升事務所的審計運營綜合效率。

（2）本土會計師事務所應當充分利用自身的資源，提高運營效率。鑒于分析結(jié)果，建議本土事務所應當關(guān)注的不僅僅是拓展市場份額，還應把握自身的資源優(yōu)勢。運營效率較低的事務所應當關(guān)注的是如何將資源競爭劣勢轉(zhuǎn)化為競爭優(yōu)勢。運營優(yōu)良的本土所應當繼續(xù)保持自己在競爭的優(yōu)勢，運營不良的本土所應當借鑒運營優(yōu)良的本土所和國際合作所的發(fā)展經(jīng)驗，以它們作為標桿學習對象，改善自身的劣勢，將這些劣勢改善成為競爭優(yōu)勢和運營效率優(yōu)勢，進一步做大做強。

參考文獻：

[1]許漢友，湯谷良，汪先娣.中國會計師事務所運營效率研究之DEA分析[J].會計研究，2008.