吳正杰，吳莉昀

（1.安徽財經大學 會計學院，安徽 蚌埠 233030；2.上海財經大學 公共經濟與管理學院，上海 200433）

1 引言

一般認為會計盈余作為企業(yè)諸多契約的核心參數，企業(yè)有調節(jié)盈余報告水平的機會主義傾向.同時穩(wěn)健性原則的增強會改變管理層盈余管理行為的預期，通常認為盈余穩(wěn)健性是一種限制管理層機會主義行為的財務報告機制，可以改進公司的盈余質量.2006年之前我國會計改革的目標之一是增強報告的穩(wěn)健性.多位學者檢驗了2007年新會計準則實施后，上市公司盈余穩(wěn)健性[1,2]，結果表明我國上市公司的盈余總體而言是穩(wěn)健的.穩(wěn)健主義會計方法具有持續(xù)性，被稱為“永久會計歪曲”(accounting distortions)[3].然而，有學者認為上市公司盈余穩(wěn)健性的提升主要原因是“大清洗”的機會主義行為導致[4].本文通過上市公司的盈余相關指標的持續(xù)性及分布變化考察盈余管理的性質，比較上市公司財務年度的盈余指標分布，企圖檢驗盈余穩(wěn)健性和盈余管理機會主義之間的關系.

2 理論分析與研究假設

一致性的運用某種有偏的穩(wěn)健主義會計不同于會計估計誤差的均值回歸過程[5].管理者為了減弱盈余管理前盈余變化的負面影響，非正常應計成分與盈余負相關[6].公司盈余穩(wěn)健性的根本原因是會計制度中穩(wěn)健性原則的恰當執(zhí)行，除此之外，任何其他因素導致公司盈余穩(wěn)健性的提升都應看成盈余管理行為[2].然而過度增強穩(wěn)健性主義的運用，可能導致更多投機主義的盈余管理行為[7].穩(wěn)健會計增加了盈余操縱的邊際成本，同時前期盈余的穩(wěn)健性會導致下期盈余的不穩(wěn)健，不對稱的約束為“大清洗”提供了便利.基于受托責任觀公司所有者有動機采用穩(wěn)健會計進行盈余管理，實現某種均衡結果[8].盈余低持續(xù)性主要來源于穩(wěn)健主義偏差等因素[3].盈余應當具有一定持續(xù)性[9].根據上述分析，本文提出研究假設H1.

H1：實務中穩(wěn)健主義會計的應用，盈余管理一定程度上具有穩(wěn)健主義特征，盈余應該具有一定的持續(xù)性.

盈余管理是獲取某些私人利益、有目的地干預會計信息披露.當制度安排一旦為管理層操縱盈余提供了激勵，管理層一般會通過會計制度所賦予的職業(yè)判斷權來實施這種操縱.例如，債務契約、績效考核、薪酬安排以及資本市場監(jiān)管中，一般會使用盈余指標，這些制度安排無疑會為盈余管理提供激勵.當然，會計制度中也引入了限制管理層機會主義行為的機制.我國資本市場監(jiān)管存在共同閾值，使得應用盈余分布法來研究盈余管理行為具有可行性、有效性.如果大樣本的盈余分布在某一盈余水平處存在明顯的斷層，則意味著存在公司針對性的盈余管理行為[10,11].經驗證據顯示Kerstein and Rai的研究[12]適用于我國上市公司[13].同時，我國的退市監(jiān)管閾值是會計利潤是否大于零，因此，虧損公司有著強烈的以扭虧為目的盈余管理動機.同時從成本角度來看，管理前的盈余指標距離監(jiān)管閾值較近的上市公司對盈余管理方式和程度的依賴較低，更易發(fā)生盈余管理行為.根據上述分析，本文提出了如下研究假設.

H2：盈余指標與監(jiān)管閾值較接近的上市公司，更可能擇機實施針對性的盈余管理行為.

3 實證研究設計和實證結果

3.1 數據來源及變量定義

本文通過比較財務年度盈余分布變化特征來考察上市公司盈余管理行為動因.考慮到2006年新會計準則的影響，樣本選取2006—2012年中國A股上市公司，數據來源于CSMAR研究數據庫.剔除了金融行業(yè)上市公司及相關值缺失的公司，采用Winsorize（1%）的方法對相關變量的極端值進行處理，選取A股公司樣本共2476家.本文還借鑒Kerstein and Rai研究設計[12]，對盈余分布做了虛擬變量處理：前三季度的每股收益位于（-0.2，0）區(qū)間，而整個財務年度的每股收益位于（0，0.1）區(qū)間，則為一次向上變化.研究變量如表1所示.

表1 相關研究變量

3.2 檢驗H1

本文采用Sloan的研究思想[9]來檢驗Hl.用當期盈余對下一年盈余進行回歸，考慮上市公司規(guī)模因素，考察如下模型：

ROA是資產收益率，因此β代表了會計收益率的持續(xù)性.已有研究表明會計收益率是均值回歸的[14,15]，因此β小于1.表2回歸結果顯示，當前盈余對來年盈余的樣本回歸系數為0.4058，遠小于Sloan報告[9]的0.841，一定程度上表明我國上市公司盈余持續(xù)性較低.

表2 ROA持續(xù)性回歸結果

3.3 檢驗H2

圖1-a和圖1-b分別給出了EPS這一盈余指標在前三個季度以及財務年度的分布情況.可以看出，EPS均在0點處出現了明顯的斷層，即披露微利的樣本觀測明顯較多，而報告微虧的樣本觀測顯然較少.這一現象說明上市公司針對退市監(jiān)管政策實施了針對性的盈余管理行為.

圖1-a 前三季度EPS分布

圖1-b 年度EPS分布

表3進一步說明前三季度EPS和財務年度EPS在不同區(qū)間的分布頻數及其變動情況.在不存在針對性盈余管理的情況下，各區(qū)間的樣本觀測數量及其變化應該大體一致.從表3可以明顯看出，年底EPS為負區(qū)間的樣本觀測數量大幅減少，而EPS為正區(qū)間的樣本觀測數減少程度相對較弱.具體來看，EPS為負區(qū)間的減少幅度最少45%.而EPS為正區(qū)間的減少幅度最多只有23%.

表3 EPS分布斷層的比較分析

表3的比較分析結果同樣顯示，財務年度EPS在0點處的斷層情況異常明顯.這一現象表明有一定數量的樣本觀測在年末采取針對退市監(jiān)管的盈余管理行為，將業(yè)績微虧轉為微利.本文進一步使用Logistic回歸分析檢驗H2，考察前三季盈余指標是否影響上市公司盈余管理行為.相關模型設定如下：

表4給出了退市監(jiān)管情形下的Logistic回歸結果，揭示每股收益變?yōu)槲⒗啵瑫r說明前三個季度的每股收益靠近監(jiān)管閾值的上市公司實施了盈余管理行為，并且達到了1%的顯著性水平.綜合上述分析，本文的研究假設H2得到了經驗證據支持.

表4 盈余相關指標年度分布的Logistic結果

3.4 穩(wěn)健性分析

本文ROA的持續(xù)性分析采用的是時間序列回歸模型，為了檢驗前文研究結論的穩(wěn)健性，我們又分別采用異方差—穩(wěn)健性標準誤和序列相關—穩(wěn)健標準誤進一步的檢驗.我們發(fā)現各個模型的結果一致.為了檢驗EPS的Logistic回歸分析的穩(wěn)健性，我們又引入財務杠桿（資產負債率），成長性（主營業(yè)務收入增長率），公司治理（第一大股東持股比率）等變量，結果同樣發(fā)現上市公司在第四季度實施盈余管理.簡而言之，各個模型的結果與之前檢驗所得到的結論一致.

4 研究結論

本文考察2006—2012年A股上市公司財務年度的盈余持續(xù)性，并且以我國退市監(jiān)管政策為例考察了盈余的分布變化特征.經驗結果：盈余具有一定程度的穩(wěn)健性，但是我國上市公司盈余持續(xù)性相對偏低.同時，年末利潤中包含了更多的盈余管理行為，上市公司規(guī)避退市監(jiān)管的動機更強.經驗結果也表明，那些前三個季度的財務指標靠近監(jiān)管閾值的公司更易實施投機性盈余管理行為.本文的研究發(fā)現對于完善市場監(jiān)管政策、規(guī)范企業(yè)會計行為具有現實意義.

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