会计实证研究精选(九篇)
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第1篇：会计实证研究范文
中图分类号:F23文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)24-0087-02
盈余管理是国外20世纪80年代后期兴起的实证会计研究的一个重要领域。对盈余管理的研究有助于会计准则制定者和监管者评估盈余管理的普遍性影响和财务报告总体上的真实性,改善公司的治理结构。为了约束上市公司的盈余管理,规范上市公司市场,财政部从20世纪90 年代初开始,先后五次修订了会计准则;2006年修改的会计准则于2007年1月1日在上市公司中率先执行。这是中国会计准则历程上的一个里程碑,准则从存货计价方法选择、资产减值、合并报表等方面遏制了上市公司盈余管理的空间,同时又在债务重组、非货币易等方面引入了公允价值,这给上市公司的盈余管理扩大了空间。这个准则制定时,制定者们就设法在会计选择和盈余管理两者间找到平衡点,希望在扩大会计选择范围的同时控制盈余管理行为的发生。目前这个会计准则的实施已经有三年多的时间,文章试图从实证研究的角度对该会计准则实施后对上市盈余管理的影响作一个较全面的概述,以期能对盈余管理的进一步研究起个抛砖引玉的作用。
一、盈余管理的定义
国内外许多学者曾从多个角度对盈余管理进行界定。其中最有代表性的是Schipper、Healy 和Walhen、Scott。Schipper认为盈余管理是企业管理人员为了获得某种私人利益通过有目的地控制对外财务报告的过程所进行的披露管理;Healy 和Walhen则指出,盈余管理发生在管理当局运用职业判断编制财务报告和规划交易以变更财务报告时,旨在误导那些以公司的经济业绩为基础的利益关系人的决策或者影响那些以会计报告数字为基础的契约的后果。而Scott认为,对于盈余管理可以从相辅相成的两方面进行认识。首先,可以把它看做是经营者为了在报酬合同、借款合同以及政治成本中达到自身效用最大化,而采取的一种机会主义行为。其次,还可以从有效契约观的角度来分析盈余管理,即公司在面临突发性事件时,盈余管理可以为经营者提供一定的空间,以保护自身及企业的利益,维护契约各方的利益。国内研究中,大部分学者认为,盈余管理是企业管理人员在会计准则允许的范围之内,为了实现自身效用的最大化或企业价值的最大化而作出的会计选择。
二、盈余管理研究方法
国外学者在进行盈余管理实证研究时,主要的计量方法大体上分为三类,分别是应计项目分离法、特定项目法和分布检测法,这些方法各有优缺点和侧重点。
在国外,最常用的方法是应计利润分离法。在应计利润法中,将应计利润分为操纵性应计利润和非操纵性应计利润两部分,并通过各种回归模型对非操纵性应计利润进行估计。一般认为,管理者主要是利用操纵性应计利润进行盈余管理,因此可用操纵性应计利润来衡量盈余管理的大小和程度。但由于操纵性应计利润具有不可观测性,所以只能通过模型计算出非操纵性应计利润,从而间接求出操控性应计利润的大小。目前常用的计算非操纵性应计利润的模型主要有:(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,有些属于时间序列模型(如前4个模型),另一些则是截面模型。使用时间序列模型需要较长时间的数据,同时假定样本公司在估计期内没有系统性的盈余管理;截面模型则假定样本公司与同行业的配对公司无显著差异,这些假设并非对所有样本都成立。
由于应计利润分离法存在着明显缺陷,许多学者研究了公司是否通过特定的应计项目进行盈余管理。这种方法通常用于研究某个或某些特定的行业,如,银行业中的贷款损失准备、保险公司的索赔准备等。通过对具体项目的检验,研究者可以为准则制定机构改进具体项目准则提供依据。
另一种方法则是分布检验法。这种方法是通过研究盈余是否连续分布来判断公司盈余管理与否。这种方法可以避免总体应计模型和特定应计模型在统计上的一些缺陷,近年来,得到了许多研究盈余管理的会计学者的青睐。其缺点在于无法获得公司进行盈余管理的手段和程度。
三、2007年会计准则下上市公司盈余管理实证研究结果回顾
可以将中国目前针对2007年会计准则实施后对上市公司盈余管理影响的实证研究分为两大块:第一块是分析会计准则总体对盈余管理的影响;第二块是分析具体会计准则对盈余管理的影响。而中国目前更多的研究是集中在第一块内容上,而且使用较多的研究方法是应计利润法。
1.会计准则总体对盈余管理的影响
会计准则总体对上市公司盈余管理影响的实证研究中,有学者得到2007年会计准则的实施对上市公司盈余管理行为有了抑制作用的结论。最早对上市公司盈余管理进行实证研究的是刘英男、王丽萍。他们以深市 475 家上市公司为样本,将其 2005年、2006年 和 2007年三年的半年报为研究对象,采用截面修正的Jones模型和T检验的方法验证新会计准则是否对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,则说明新准则缩小了盈余管理空间;反之,则说明新准则没有起到有效抑制作用。结果发现,2006年可操纵性应计利润平均值为- 233 078 102.89,远远高于 2007 年均值- 426 543 552.43。也就是说新会计准则的实施使上市公司盈余管理行为得到了有效抑制。新会计准则能够缩小上市公司盈余管理空间,说明此次颁布实施的新会计准则有利于增强会计信息的可靠性,是高质量的会计准则。但是该研究无论是在样本选择上存在一定问题,样本方面仅仅选择深圳上市的公司,而且所用的数据全是半年报,半年报未经会计师事务所审计,有关数据的真实性让人质疑。
针对上述的不足,王勇2009年也使用截面修正 Jones模型对沪深两地1 154家上市公司进行检验,结果发现虽然2007年可操纵应计利润均值高于2006年均值,但两年可操纵应计利润中位数均约为 0.009,而且在对可操纵应计利润均值是否为0的T检验中,2007年可操纵应计利润显著为0,而2006年不显著,从而得到新会计准则实施后,盈余管理空间降低的结论。实施后总应计利润显著低于实施前,新准则的实施显著降低了上市公司可操纵应计利润水平。新准则的实施对盈余管理行为起到了一定抑制作用,缩小了盈余管理空间。
也有学者以特殊的上市公司为样本进行实证研究。如王建刚,刘庆艳(2009)采用截面修正的 Jones模型对2006年度财务报告被出具非标准无保留审计意见的上市公司为样本进行检验,发现2007年度全部样本公司的操纵性应计利润的均值为- 0.05,2006年度全部样本公司的操纵性应计利润的均值为- 0.15。结果表明,中国的新会计准则从整体上看,较之旧会计准则对上市公司的盈余管理行为并没有起到明显的抑制作用,但是作者也没有找到明显证据表明新会计准则扩大了上市公司盈余管理的空间。由于该研究是以2006年度出具无保留审计意见的上市公司为样本,因此在样本的选择上有一定的局限性。
通过以上的实证研究可以看出,新会计准则的实施确实对于上市公司的盈余管理有了一定的抑制作用,并缩小了盈余管理的空间。因此,在再次修改会计政策时应保持或进一步深化。但是上述研究都是通过计算可操纵应计利润水平,从而分析新会计准则对盈余管理的影响,并没有针对新会计准则中的具体变化进行分析。
2.具体会计准则对盈余管理的影响
闫露(2009),采用分布检验法以在2007年发生了债务重组损益的312家上市公司为样本进行检验,结论表明:2007年发生债务重组收益的上市公司利用新债务重组准则的实施进行了盈余管理;特征变量差异检验结果的结果来看,发生债务重组的上市公司,大多是扭亏公司和 ST公司,并在当年更换了会计师事务所;这在一定程度上说明为了满足证券监管以及避免违反债务契约,中国上市公司确实存在利用新重组准则进行盈余管理的动机,且总体上为了满足证券监管而管理盈余的可能性较大。也就是说,从实证的角度也说明新债务重组准则加大了上市公司盈余管理的空间。
颜梦宏、傅蕴英(2009),沿用Beidleman的观点,先计算将平滑标的和有平滑潜力的变量去掉时间趋势后的残值,再检验其相关性。最后得出,盈利公司存在收益平滑和利润最大化的盈余管理表现形式;盈利公司主要通过管理费用和营业外支出变量来实现收益平滑,通过投资收入和营业外收入来实现利润最大化;中国盈利公司盈余管理的行业特征不是很明显,没有哪一行业所有变量的变动都是促进或阻碍净利润的波动的。从而说明新《资产减值》准则禁止长期资产在处置前将资产减值准备转回,从而减少了通过管理费、投资收入用和营业外收支进行收益平滑和利润最大化的可能性。但这种结论仅仅是在原有的实证结果基础上推导而出,并没有利用新准则实施后的相关结果进行说明。
四、结束语及研究展望
总的来说,从实证角度说明了,新会计准则的实施确实对于上市公司的盈余管理有了一定的抑制作用,并缩小了盈余管理的空间。由于会计准则的实施年限比较短,以上的研究时限相对也较短。就具体会计准则对上市公司的影响,目前并没有太多的研究。会计准则是由一系列具体会计准则构成,而具体会计准则的颁布实施对上市公司盈余管理的具体影响仍是我们需要深化研究的领域。
参考文献:
[1]财政部会计司编写组.企业会计准则讲解[M].北京:人民出版社,2007.
[2]William R.Scott.财务会计理论[M].陈汉文,等,译.北京:机械工业出版社,2000:235-247.
第2篇：会计实证研究范文
关键词：会计人员；职业判断能力；会计准则
一、问题的提出
加拿大特许会计师协会（cica）的研究表明，会计职业判断是在财务报告编制中的一个决策过程，这个过程是在会计人员的逻辑分析能力、积累的经验、专业知识并遵循客观、谨慎原则的基础上进行的，这个过程的执行要求会计人员具备诚实、正直的品德以及高度的责任感。随着全球经济一体化的发展，企业所处的会计环境更加复杂化、多样化，企业不确定的经济事项越来越多。我国财政部在2006年颁布了新会计准则，对很多经济业务的具体会计处理并没有做出详细的规定，只作了原则性规定和要求，企业会计人员有了更大的选择空间和自由度，需要依赖自身专业知识及个人经验等对结果不确定的交易或事项做出恰当的判断，会计职业判断变得非常重要。然而，我国会计人员的职业判断能力普遍不高，大部分会计人员没有职业判断的意识，经常出现滥用会计职业判断的现象，影响会计信息的质量。针对我国会计人员职业判断能力普遍偏低的问题，本文以会计职业判断能力为研究对象，了解实务界对会计职业判断能力的要求，以期提高我国会计人员的职业判断能力。
二、文献综述
国外对会计职业判断的研究较早，20世纪60年代，美国和加拿大等西方国家就开始对会计职业判断进行研究，研究内容丰富但比较零散。其中比较有代表性的研究是在1985年，加拿大特许会计师协会（cica）下属的会计准则委员会开展的一项调查研究，名为“财务报告中的职业判断”。该研究总结了前人的研究成果并首次对职业判断的质量以及缺乏引导等方面予以关注。此外，近年来西方学者从不同角度对会计职业判断进行了研究，其中主要的研究成果有：michael gibbins在1984年应用人、动因和责任3个组成要素模型研究职业判断过程中会计人员和审计人员心理。齐曼尔和瓦茨研究了职业判断的动机，他们认为影响企业会计选择（会计判断的一个方面）的因素有3个：报酬计划、债务契约和政治成本。robert libby和marlys gascho lipe研究了执行判断任务时的认知过程如何决定与绩效有关的货币性激励。libby和luft认为会计职业判断绩效在会计环境中的决定因素是能力、知识、环境和动机。
我国理论界对会计职业判断的研究起步较晚，研究内容也不多。我国最早对会计职业判断的研究被认为是在“两则两制”之后出现的。2001年《企业会计制度》开始实施，更多具体的会计准则陆续颁布，经济环境变化，会计职业判断随之被提倡、运用和研究，关于会计职业判断的研究开始逐渐增多。夏博辉比较系统地研究了会计职业判断的涵义、基本特征、影响因素、动机分析、原则和方法，内容较为深刻和全面。孙丹详细阐述了会计原则、会计标准和会计职业判断导引三者的关系，并且指出我国的会计标准制定模式应以原则导向为主，以规则导向为辅。王越唐和赵子夜从会计职业判断与盈余管理的关系角度阐述了会计职业判断执行机制的重要性。许燕比较系统地研究了会计职业判断的基本理论、一般过程与方法、主要内容以及如何改善判断质量等问题。许道文研究了如何通过会计职业判断优化会计政策选择。柏春华和刘百灵探讨了会计职业判断在公允价值会计中的运用问题。
综上所述，国外对会计职业判断的研究主要侧重于与会计有关的个人判断和决策的研究，关注个体决策行为，即研究个人如何提高判断和决策的质量。国内理论界在会计职业判断的研究方面虽然取得了一定的研究成果，引起了会计工作者的重视、拓展了会计的研究领域，但我们也看到，我国会计职业判断的研究范围偏窄且不够深入，通常研究会计职业判断的某个方面，没有形成完善的研究体系。
三、会计职业判断能力的实证研究
（一）样本选取与数据来源
本文采用调查访问法，调查问卷的设计体现了以下特点：①问卷设计题目简单明了。②问卷的主体部分采用利克特5点量表法，题型直观，题意明确，方便作答。③问题具有一定的代表性和较强的针对性，突出重点问题。
问卷对会计人员职业判断能力调查部分主要涉及5大类、38个项目。为了了解实务界对我国会计人员进行职业判断时应具备能力的看法，对每个问题设计了相应的评价等级及相应的评价值。按程度不同分别对每个项目从左到右逐项赋予0~5依次递增的分值，对“不需要”赋值0，对“不确定”赋值1，对“不重要”赋值2，对“比较重要”赋值3，对“重要”赋值4，对“很重要”赋值5。根据问卷结果，分析实务界对会计人员进行职业判断时应具备能力的要求。评价均值超过3的项目才是被调查者认为会计人员应具备的职业判断能力。
考虑到研究样本应具有代表性，我们选择的调查对象来自全国各地，遍及各个行业。
根据中国证监会颁布的《上市公司行业分类指引》，问卷将行业分为13类，并在此基础上增加了一栏“其他分类”，从以上分析可以得知，被调查者覆盖多种行业、多种性质、多种规模的企业，具有广泛的代表性。
问卷调查选择的被调查者为各单位的总会计师，总会计师是会计工作的带头人，具有较高的会计工作水平以及丰富的工作经验。他们对会计人员进行会计职业判断应具备的能力有较为全面、系统的了解，能从专业的角度对会计人员应具备职业判断能力做出较为客观、可靠的评价，所以可以认为样本具有代表性。
调查访问一共发放问卷235份，收回问卷219份，剔除无效问卷14份，有效问卷205份，有效问卷回收率为87.23％。无效问卷的判断原则为：如果评级题除“其他”项目外有未填项目，则认为该问卷无效。
（二）统计结果
将会计职业判断能力问卷调查结果按照具体能力项目进行描述性统计，数据采用spss软件进行分析。
剔除对会计职业判断能力不重要的项目：营销学、组织行为学、表达能力、财务与管理软件的应用、外语能力、计算机能力、人文知识、数量方法与统计学、自然科学知识和艺术知识，进一步将问卷结果按类别汇总进行描述性统计。
（三）结果分析与讨论
（1）在上述38项能力中，营销学、组织行为学、表达能力、财务与管理软件的应用、外语能力、计算机能力、人文知识、数量方法与统计学、自然科学知识和艺术知识这10项的均值都在3以下，说明这些能力对会计职业判断不重要。其余28项的均值都在3以上，说明这些能力对会计职业判断重要。在这28项中，有5项的均值介于3~4，分别是管理与监督能力、终身学习的责任、风险管理、企业与环境和战略管理，是会计职业判断比较重要的能力；其余23项的均值介于4~5，说明它们是会计职业判断很重要的能力。
（2）在会计、财务相关知识中，管理学、贸易和外汇的标准差大于1，说明被调查者对这些项目的评价具有较大的差异性。对产生这一现象的原因简要分析如下：管理学、贸易和外汇的均值都在4以上，说明这些能力对会计职业判断很重要，对这类知识的重要性看法不一致的主要原因是以往职业界并未注意到这些非专业基础知识对会计人员职业判断的重要作用，目前各高校会计专业课程设置也反映了这种情况。但随着经济全球化进程的不断推进，经济业务变得越来越复杂，这些知识的重要性已逐渐被职业界所认识。
四、结论与建议
（1）社会已逐步认识到会计、财务相关知识的重要性。会计、财务专业知识已经不是会计人员进行会计职业判断应具备的唯一知识，会计、财务相关知识已经是会计职业判断能力所不可缺少的知识要素。法律、金融学、经济学、外汇、贸易、管理学的均值都在4以上，都属于会计职业判断很重要的能力。风险管理、企业与环境、战略管理的均值也在3以上，它们都是会计职业判断比较重要的能力。职业界不仅需要会计人员具备财务会计与报告、成本会计、财务管理等专业知识，还需要会计人员有广泛的知识面和合理的知识结构，能够宏观地对各种影响因素作出全面的分析与权衡后进行会计职业判断。
（2）职业界高度重视会计人员的职业价值观。我们设计了6项具体体现职业价值观的会计职业判断能力，分别是：遵循法律法规、正直、客观、关注公共利益与社会责任、终身学习的责任和政策水平。这6项会计职业判断能力的均值和按类汇总之后总体的均值都在4以上，可见职业界认为职业价值观对于会计职业判断是非常重要的，而且标准差都小于1，可见职业界的评价差异很小。
（3）职业技能非常重要，仅次于职业价值观，会计人员应加强职业技能的训练。会计人员进行会计职业判断时需要的职业技能按照重要性程度依次为：决策能力、解决问题的能力、系统分析能力、逻辑性与批判性思维能力、沟通与协调能力、人际交往能力、团队合作能力、管理与监督能力，并且除了管理与监督能力的均值为3.985之外，其他7项能力的均值都在4以上，说明了职业技能的重要性，需要引起会计人员的高度重视。
主要参考文献
［1］夏博辉。论会计职业判断［j］。会计研究，2003（4）。
［2］汪永兰。论会计专业学生职业判断能力的培养［j］。中国职业技术教育，2006（36）。
第3篇：会计实证研究范文
[关键词]会计信息 股价 回归模型 解释变量 相关性
一、选题的意义
上市公司股票价格因为受到多种因素的影响而不断变化,在这些因素中,上市公司披露的会计信息是投资者进行投资决策的主要依据,因此研究会计信息与股票价格之间的关系就显得尤为重要。本文结合我国上市公司具体情况进行研究。
二、市场信息与股票价格的相关理论研究
有关市场信息与股票价格关系的理论中,以有效市场假设理论最具代表性。有效市场假设理论认为,如果证券价格“充分反映”了可获得的信息,则证券市场是有效的。具体包括以下三方面的内容:一个有效的资本市场应该充分正确地反映所有与决定价格相关的信息;对某个特定的信息而言,如果将其披露给所有市场参与者后,证券价格不会发生变化,则资本市场是有效的;若市场是有效的,就不可能以某个特定的信息为基础进行交易而获取经济利润。
三、变量的选择与样本数据的准备
1.变量的选择
本文在以前学者研究的基础上选择了反映盈利能力的每股收益(X1)和每股净资产(X2)两个指标;反映企业偿债能力的流动比率指标(X3);反映企业营运能力的总资产周转率指标(X4);反映企业发展能力的主营业务收入增长率指标(X5),采用股票价格(Y)作为被解释变量。
2.样本数据的准备
本文选取了沪深股市信息技术行业的69家上市公司作为研究样本,以上各项会计指标均选取2008年年报数据,而股票价格选取年报的下一年度即2009年4月30日至2009年6月30日之间每个交易日的收盘价的平均值。
四、模型的建立
本文采用经典单方程线性回归模型,建立模型为:
Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+u
利用EVIEWS软件,用最小二乘法进行模型的估计。
五、模型的改进与结论
1.剔除多余解释变量
剔除变量X3,重新进行回归后,模型的拟合优度与包含X3时几乎一致,说明X3为多余解释变量,应予以剔除。
2.重共线性的检验
剔除变量X3后,剩余解释变量两两之间的相关系数矩阵如表1所示。
表1 剩余解释变量间的相关系数矩阵
可以看出,变量X1与X2,X1与X5之间相关系数较大,因此进一步将X1作为被解释变量, X2和X5作为解释变量,建立模型:X1=r0+ r1X2+r2X5+u进行回归分析后, F-statistic=26. 222 29, P值为0。F检验通过,说明X1、X2与X5之间有高度的相关关系,为了确定变量的取舍,进一步采用逐步回归法进行判断。首先,将三个变量分别单独代入模型,进行回归,得出结果如表2所示。
表2 回归结果1
因此,单独来看,X1拟合优度最高,解释能力最强,X2次之,X5最差。其次,将X1分别与X2、X5两两组合,代入模型,进行回归,得出结果如表3所示。
表3 回归结果2
显然,加入了X2后,方程的拟合优度有了较大提高,而加入X5,拟合优度几乎没有变化,所以剔除变量X5。剔除X5后重新进行回归,此时模型所有变量均通过T检验,Adjusted R-squared=0. 479 515也有了提高。说明以上对模型的改进是有效合理的。
3.最终建立的模型
Y=9. 361 9 +11. 204 7X1+1. 184 9X2-2. 925 2X4
通过模型,我们可以看到,反映企业盈利能力的每股收益和每股净资产对股价的影响很大,除此之外,反映企业营运能力的总资产周转率对股价也有一定影响。而反映企业偿债能力和发展能力的会计指标没有通过检验,在建立模型的过程中被剔除掉了。由此可以得出这样的结论:在投资实践中,反映公司盈利能力和营运能力的这两类会计信息是投资者比较关注的信息,与股价相关度较大。
参考文献:
[1]谷 祺,刘淑莲.财务管理[M].大连:东北财经大学出版社, 2007
[2]袁知柱,鞠晓峰.中国上市公司会计信息质量与股价信息含量关系实证检验[J].中国管理科学, 2008(1)
[3]王凤华,张晓明.我国上市公司会计信息透明度对股价同步性影响的实证研究[J].中国软科学, 2009(1)
第4篇：会计实证研究范文
【关键词】 签字注册会计师； 强制轮换； 盈余管理； 审计主体自利性
一、问题的提出
2003年10月8日，中国证监会《关于证券期货审计业务签字注册会计师定期轮换的规定》(证监会计字[2003]13号)，规定自2004年1月1日起，签字注册会计师或审计项目负责人连续为某一相关机构提供审计服务，不得超过五年。2004年1月17日，财政部颁布了《关于改进和加强企业年度会计报表审计工作管理的若干规定》，其中第十四条规定，“为同一企业连续执业5年的签字注册会计师，企业应当要求会计师事务所予以更换”，这标志着国内签字注册会计师进入强制轮换阶段。值得注意的是，在强制轮换政策的首个执行年度2004年，并不是所有符合强制轮换条件的上市公司以及签字注册会计师都按照规定进行了轮换，遵循程度只有50%左右（李爽、吴溪，2006），有相当数量的签字注册会计师到期未执行轮换，出现政策违规的行为，然而国内研究文献并未对满足强制轮换政策条件的签字注册会计师未执行轮换政策的原因作出确定的解释。
从现在的研究结果来看，有关审计师变更原因的研究文献大多集中在事务所的层面（如：Chow和Rice，1982；Krishman和Stephens，1996；Defond，1998；李爽和吴溪，2002；李东平2001；杨鹤，2001；朱，2003等），国内外关于签字注册会计师轮换的研究文献还较少，Chi和huang（2005）研究显示，事务所合伙人任期越长盈余质量越低。Carey和Simentt（2006）没有发现审计合伙人任期与审计质量之间有明显的关系。沈玉清、戚务清和曾勇（2006）等人的研究表明签字注册会计师的强制轮换并未提升盈余质量。江伟和李斌（2007）研究发现，签字注册会计师任期越长，审计质量越低。李爽、吴溪（2007）研究了强制轮换实施后签字注册会计师的遵循情况，研究显示强制轮换政策出现了未遵循的情况，但是却并未探讨原因。
回顾上述文献可以发现：国内外学者多数从上市公司的角度出发，更多集中在事务所变更上来研究审计师变更的原因。虽然，事务所层面的审计师变更对于签字注册会计师轮换的研究有借鉴意义，但是作为审计关系一方的签字注册会计师个人在审计师变更中起到了什么样的作用，研究文献则很少涉及。国内2004年开始实施签字注册会计师强制轮换后，学者们的研究集中于强制轮换的实施对审计质量的影响（夏立军、陈信元、方轶强，2005等），对于强制轮换政策出台后签字注册会计师未执行轮换的原因鲜有研究。在首个强制轮换执行年度，有相当部分的签字注册会计师和上市公司没有遵循强制变更的规定，出现了违规行为。基于此，本文试图从证监会与财政部规定涉及的两个主要对象出发，引入公司盈余管理需求、审计主体的自利性两个变量，研究强制轮换政策下影响签字注册会计师未执行轮换的原因，以期有新的发现。
二、理论分析与研究假说
（一）上市公司盈余管理需求与强制轮换下签字注册会计师违规
中国证券市场是一个买方市场，审计市场的竞争激烈，上市公司数量与能够提供审计服务的会计师事务所数量相比较少。Chen et al（2007）的研究显示20世纪90年代国内至少有100家审计师事务所提供审计服务，而前十大事务所只占有35%的市场份额；五大事务所在1996至2003年间的证券市场份额只有26%，审计市场上没有形成具有绝对份额优势的事务所。至2006年，平均一家会计师事务所只拥有20家上市公司作为自己的审计客户，在客户与审计师的双边垄断关系中，由于买方市场的原因，客户具有较强的谈判能力，这会导致签字注册会计师与客户形成密切的依附关系。刘峰等（2002）对中天勤客户流向的案例分析发现，52家原中天勤的客户中超过1/3的公司与其签字注册会计师“共进退”。李兆华（2005）发现当审计师的任期较长时，会与上市公司产生“合谋”的可能。由于客户掌握谈判主动权，当客户有某种动机要求审计师为其继续提供服务时，审计师很可能会被说服并与客户产生一致行为。在强制轮换政策的首个执行年度，当客户有较强的盈余管理需求时，他们自然会认为与说服不太熟悉的后任注册会计师相比，说服并挽留现任注册会计师难度较小。沈玉清、戚务清、曾勇（2006）等人的研究表明强制轮换并未提升盈余质量。因此，本文预计，强制轮换的规定出台后，违规行为的产生是企业出于盈余管理的需要，说服并“挽留”前任签字注册会计师，以期获得与自己意图相一致的审计意见来粉饰盈余管理行为。据此，笔者提出本文第一个研究假设：
H1：上市公司盈余管理程度越高，“挽留”签字注册会计师不遵循强制轮换的可能性越大。
（二）审计主体自利性与强制轮换下签字注册会计师违规
作为审计主体的审计师是理性的。①审计师的行为都是追求自身利益或效用最大化的表现，在具体执行业务过程中的自利性表现在对审计费用和客户数量的追求上，但是，审计师不能无视法律和法规的存在而出具虚假报告，理性的审计师会从长远的角度考虑其行为的最大效益，主动接受法律的约束。仅仅考虑审计费用变化并不能完全反映审计师的决定是否遵循变更的动机，从审计主体自利性的角度来看，审计师变更关系到自身利益。审计师个人利益取决于得到的报酬与付出的成本，审计师的报酬即为审计费用所得，审计师的成本在于审计工作的复杂性。当审计工作的复杂性降低时，审计费用没有减少或者上升，则签字注册会计师的个人利益会增加，就会有留任违规的倾向，反之审计师的利益减少，则有轮换的倾向。笔者用审计工作复杂性与审计费用的对比来衡量审计主体的自利性，据此提出本文的第二个研究假设：
H2：审计工作复杂性降低时，审计费用不减，审计师个人利益会增加，则签字注册会计师不遵循强制轮换的可能性增大。
研究发现，第一签字注册会计师比第二签字会计师拥有更多的客户资源（ShiminChen，2010），一旦有违规行为，第一签字会计师声誉就会受到影响，可能会损失客户资源。这意味着“准租金”的丧失（Deangelo，1981），可见第一签字注册会计师的违规意味着要比第二签字会计师承担更大的风险，因此，从审计主体的自利性来看，第一签字会计师的行为会更加谨慎避免违规行为的发生，而第二签字会计师则希望拥有更多的客户资源，违规的可能性会增加。由于在连续五年的审计服务阶段，注册会计师签字的顺序有变化，因此笔者将五年中至少有三年以上签字顺序为第一位的注册会计师作为被审计单位的第一签字会计师，据此提出本文第三个研究假设。
H3：第一签字注册会计师违规的可能性要小于第二签字注册会计师。
三、研究设计
（一）模型设计
本文采用logistic回归，模型的表达式如下：
（二）主要变量定义
1.被解释变量：签字注册会计师未执行轮换（switch）
由于为同一客户提供审计服务的签字注册会计师共两人，根据证监会强制轮换的规定，将审计师达到轮换条件是否遵循的情形分为四种：（1）至2003年止，两名签字注册会计师共同为同一客户连续提供审计服务满五年后，第六年两人继续提供服务；（2）至2003年止，两名签字注册会计师共同为同一客户连续提供审计服务满五年后，第六年两人都被更换；（3）至2003年止，只有一名注册会计师连续五年提供审计服务后，第六年继续服务，而另一名审计师在五年内已经被更换；（4）至2003年止，只有一名注册会计师连续五年提供审计服务后，第六年被更换，而另一名审计师在五年内已经被更换。如果两名签字注册会计师都没有满足连续提供审计服务五年，则其更换属于自愿变更，本文不考虑该类样本。笔者将一、三两种情况视为未轮换，即为违规，取1；第二、第四两种情况视为变更，即为遵循，取0。
2.解释变量：盈余管理
本文采用两种方法来衡量盈余管理：可操纵应计利润（Da）与税后非经营收益（Enoi），并进行比较。经截面修正的Jones模型（夏立军，2003）计算取得的可操控应计利润计算过程如下：
DAi=TAi/Ai-NDAi，其中：TAi为公司i当年包含线下项目的总应计利润，即TAi=NIi-CFOi；NIi为公司i当年净利润，CFOi为公司i当年经营活动现金流量净额；Ai为公司i上年年末总资产；NDAi为经过上年年末总资产调整后的公司i当年非操纵性应计利润。NDAi=α1+α2(ΔREVi/Ai)+α3（PPEi/Ai），其中：ΔREVi是公司i当年主营业务收入和上年主营业务收入的差额，PPEi是公司i当年末厂场、设备等固定资产原值，Ai为公司i上年末总资产，α1、α2、α3是行业特征参数，运用经过不同行业分组的数据进行回归取得。本文取DA的绝对值来衡量盈余管理的程度。
由于证券监管机构要求注册会计师“应单独对非经常性损益项目予以充分关注，对公司在财务报告附注中所披露的非经常性损益的真实性、准确性与完整性进行核实”。李爽、吴溪（2005），李维安（2005），Kevin C.W.Chen和Hongqi Yuan（2004）等的研究均发现上市公司有利用非经常性损益进行利润操纵的证据。李爽，吴溪（2005）还指出非经常性损益及相关指标是中国证监会在融资审批及其它决策过程中频繁使用的重要财务信息，该信息有助于证券监管机构对上市公司的盈利质量作出更准确的评价。笔者使用经行业中位数调整后的税后非经营收益作为衡量盈余管理程度的指标。本文预计，上市公司盈余管理的需求会更多地表现在税后非经营性收益而不是可操纵应计项目上。
3.审计工作复杂性与审计费用对比（Copmare）
本文采用应收账款与存货资产之和占总资产的比例衡量审计工作的复杂性，一般认为，应收账款和存货被认为是审计风险高的资产，从风险角度来看，应收取审计风险溢价。此外，应收账款比例越高，审计函证的工作量越大，存货资产越多，盘点的工作量越大，所以，如果审计人员严格遵守审计程序，审计工作的复杂性必然增加，就意味着审计师成本会增加。如果审计工作的复杂性与审计费用同时发生变化，那么签字注册会计师会对比审计工作复杂性变化与费用的变化来估计自己的利益变动情况，进而选择轮换还是继续留任。若2003年审计工作复杂性比2002年下降，但审计费用不减，审计师个人利益会增加，则取1，否则取0。
4.第一签字注册会计师
由于在连续五年的审计服务阶段，注册会计师签字的顺序有变化，因此将五年中至少有三年以上签字顺序为第一位的注册会计师作为被审计单位的第一签字会计师（First），若第一签字注册会计师违规则取值为1，否则取值为0。
根据研究背景和相关文献，本文在模型中控制了以下因素：Fee为审计费用变动，若2003年与2002年相比较审计费用下降则为0，上升则为1。Opinion为审计意见，如果2002年被审计单位被出具了非标准审计意见则为0，否则为1。Distress为财务困境，如果被审计单位近三年内被冠以st或*st企业取0，否则取1。Allen为地域性，如果审计师事务所所在地与公司注册地在同一省份则视为同城所取1，否则取0。Size为事务所规模，如果审计师事务所是四大或国内十大则取0，否则取1。
加入控制变量的理由如下：第一，上市公司面临低审计费用的要求（熊建益，2002），可能会在强制轮换年度更换审计师。第二，前一年的非标准审计意见是可能导致轮换的重要原因（耿建新、杨鹤，2001；李爽、吴溪，2002）。第三，审计师的地域性已被很多学者研究发现显著影响审计师变更（耿建新、杨鹤，2001；李爽、吴溪，2002）。第四，李爽、吴溪（2002）等的研究表明处于财务困境的公司更容易变更审计师。第五，事务所规模在审计师变更的研究中常被作为审计质量的替代指标（Deangelo，1981），本文借鉴以前学者的研究，作为控制变量研究。
（三）样本选择
本文选取1998―2003年我国A股市场中签字注册会计师为上市公司提供审计服务达到五年，第六年开始轮换的公司与签字注册会计师为上市公司提供审计服务达到五年，第六年没有轮换的公司为样本。②本文数据由CSMAR数据库整理而来，如果数据与年报存在不一致的地方，以公司公布的年报为准，剔除了金融、保险行业和数据不全的样本，最终得到观察值91个，所有的计算与建模过程都由SPSS17.0完成。
四、实证检验结果与分析
（一）样本的分组检验
表1的结果列示了91家上市公司按是否在2003年遵循强制轮换分组后各变量的均值与标准差；满足轮换条件的91个样本中，轮换的样本42个，违规的样本49个。自变量盈余管理为连续变量，独立样本t检验的结果显示遵循与未遵循（违规）强制轮换政策的两组样本盈余管理的均值与标准差显著不同，对应T值为-2.024（Enoi）。由于其它自变量均为虚拟变量，笔者将取值为1虚拟变量在两组样本间做卡方检验，主要自变量对应的卡方值分别为6.839（Compare）、19.644（First），均显著。这表明遵循轮换的样本与违规的样本在主要变量特征上差异显著，这些变量很可能成为签字注册会计师违规的原因。
（二）各变量的相关性检验
表2列示了本研究所采用各变量之间的相关性，从中可以发现各变量之间一系列简单相关关系；主要解释变量中盈余管理、是否为第一签字注册会计师、审计师利益变动对比与是否违规均显示了显著的相关性，符合本文的预期。这初步表明上市公司盈余管理的需要，审计主体的自利性均成为违规的原因，且与签字注册会计师的违规呈正相关性，即盈余管理需求越高，审计师利益越增加，则签字注册会计师违规的可能性越大。两种盈余管理的需求中，税后非经营收益显示了与审计师轮换遵循的相关性，而分离的可操控性应计利润没有显著的相关性，这符合本文的预期。
（三）实证结果
表3的回归结果中，自变量盈余管理（Enoi和Da）的系数均为正，行业调整的税后非经营性收益对应的P值为0.026，即在5%的显著性水平上显著为正。这验证了本文的第一个假设：上市公司盈余管理的程度越高，越会“挽留”前任审计师，此时签字注册会计师出现违规的可能性越大。
审计师利益变动变动、是否为第一签字注册会计师这两个自变量本文用以衡量审计师的自利性即个人利益。由表3的结果可见，审计师利益变动变动（Compare）的系数为正，且在5%的显著性水平上显著（P值为0.026），这表明签字注册会计师的个人利益如果增加，则其违反强制轮换规定的可能性就会增加，本文的第二个假设得到了验证。是否为第一签字注册会计师（First）与违规行为的相关系数显著为负（p值为0.0004），这表明第一签字注册会计师出于对声誉和“准租金”的考虑，行为会更加谨慎，违规行为要明显低于第二签字注册会计师，这支持了本文的第三个假设。
控制变量中，除了同城所之外，其他影响签字注册会计师轮换的因素并不显著。这表明大多上市公司和签字注册会计师重视并执行强制轮换的规定。审计意见与事务所规模的系数为正，这表明被审计单位上一年被出具的标准审计意见偏好于不更换审计师，小规模事务所与四大或国内十大相比更容易出现违规行为。审计费用与财务状况的系数为负，审计费用的变化与审计师轮换的行为不明显（回归系数为-0.108），而处在财务困境的企业更容易更换审计师，与以前学者的研究结论相同。
（四）稳健性检验
笔者对本研究的模型作了如下稳健性检验：
1.加入2004年仍未遵循轮换的样本20个，扩大了样本的容量，重新回归发现本文原有的研究结论均保持不变。
2.从模型中剔除了的残差标准化后异常值的样本，重新回归发现原有的结论不变。
3.用审计收费与审计工作的复杂性相乘做交叉变量替代了本文的对比变量，结果发现与对比变量的解释能力相同。以上结果证明，本文的模型及研究是稳健的，限于篇幅，笔者未在文中列示稳健性检验的结果。
五、结论
本文以沪深两市1998―2003年A股的上市公司数据为基础，实证研究了上市公司盈余管理需求，审计主体自利性对强制轮换下签字会计师轮换的影响。研究结果表明：上市公司盈余管理需求和审计主体自利性显著地影响审计师是否遵循强制轮换规定。具体而言，在其他条件不变的情况下，公司盈余管理的需求越高，签字注册会计师违反强制轮换的规定的可能性越大；反之，则降低。基于审计主体的自利性角度，签字注册会计师个人利益增加，则其违反强制轮换规定的可能性越大。
不同于以往的研究，本文从公司盈余管理需求与审计主体自利性的角度出发，研究了2004年强制轮换中签字会计师执行效果，更侧重于研究签字注册会计师在强制轮换的首个执行年度不遵循轮换的原因。笔者尝试着从审计师自利性与公司盈余管理的需求入手，为审计师变更研究提供一个新的研究角度，希望能够对规范审计市场提供一点有价值的参考。
影响审计师变更，尤其是签字注册会计师违规行为的因素还有很多，由于强制轮换规定是证监会与财政部的法规，所以笔者曾尝试引入法制水平指数变量，但是统计结果并不显著。研究中发现，法制水平越高，出现违规的行为反而越多，同时法制水平越高，遵循的行为也居多，二者的关系尚不明确。此外，投资者对公司违规行为有何反应可能会影响下一个年度的遵循情况。这是本文存在的不足之处，同时也是今后研究的方向。
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第5篇：会计实证研究范文
【关键词】环境会计信息；信息披露；上市公司；实证研究
环境会计是会计理论发展和成熟的结果，也是人类对可持续发展追求的体现。良好的环境会计信息披露体系的建立，有助于对那些易于对环境造成破坏的行业提供有效的环境责任监督方式。
本文以深、沪两市58家造纸和钢铁行业上市公司的数据为样本，从公司规模、公司资产负债率、公司盈利能力等方面，分析这些财务因素对企业环境会计信息披露水平的影响，期望通过研究获得影响上市公司环境会计信息披露的关键因素。
一、文献回顾
Belkaoui(1976)、Bowman(1978)等学者通过实证研究发现，公司绩效与环境披露水平呈正相关关系。汤亚莉(2006)对环境会计信息披露的影响因素进行了实证研究，并通过回归分析得出上市公司的资产规模、公司绩效与环境会计信息披露正相关。李晚金等(2008)通过实证研究发现股权集中与否、独立董事比例与董事长是否兼任总经理对环境会计信息披露没有显著影响，而公司规模和盈利能力与环境信息披露显著正相关。
二、研究设计
（一）研究假设
公司规模越大，政冶成本越高，通过自愿性信息披露与投资者进行沟通，是塑造大公司良好形象和改善公司信誉的有效手段。因此本文提出：
假设1：上市公司规模越大，公司越倾向于披露环境会计信息。
从投资者的角度看，如公司总资产利润率高于贷款利息率，则资产负债率高者为好，反之低者为好；从债权人立场来讲，公司的资产负债率越低越好，这样公司的偿债能力有保证、贷款的安全系数就越高。因此本文提出：
假设2：上市公司资产负债率越高，公司越倾向于披露环境会计信息。
有研究表明，公司的价值与环境利好的负相关。公司的盈利能力是公司价值的一种体现，盈利能力强的公司往往获得较多利润、股东回报高、公司投资价值大。因此本文提出：
假设3：上市公司盈利能力越强，公司越倾向于披露环境会计信息。
（二）样本选取与数据来源
本文选取了沪、深两市共80家钢铁和造纸类上市公司为样本，剔除了ST，*ST等财务善恶化的公司，以及某些材料、数据不全的样本公司，得到58家公司连续三年的174个样本。本研究财务数据来自国泰安数据库，样本公司的环境会计信息披露资料来自巨潮资讯网。
三、实证研究及结果分析
（一）描述性统计
样本公司09、10、11年相关数据的描述性统计结果如表1所示。
表1提供了沪、深两市58家上市公司2009～2011年全部样本相关数据的描述性统计。总资产对数的均值为22.76835911，标准差为1.550689083，说明分布比较分散，但峰值小于0，说明正态分布比较平缓。净资产收益率的均值为0.04242822，略小于其中位数，原因是有两家公司的净资产收益率于0.4，峰度5.113说明正态分布图高峰并不十分陡，偏度-1.647说明左偏即长尾巴拖在左边。
(二）Logistic回归结果分析
本文构建了钢铁和造纸类上市公司财务状况对环境会计信息披露影响的Logistic 回归模型，回归分析结果如下：
第一步并没有提出变量，因为没有关系不显著的；另外，从显著性水平看，只有总资产对数在5%的显著性水平上显著，所以只有这个自变量的作用显著。三个自变量的系数都为正，说明各自变量的系数越大，公司披露环境会计信息的概率越大。
结果显示资产对数高的公司的披露环境会计信息的发生比是资产对数低的企业的2.04倍；资产负债率高的公司的披露环境会计信息的发生比是资产负债率低的企业的1.4倍；净资产收益率高的公司的披露环境会计信息的发生比是净资产收益率低的企业的4.318倍。
四、研究结论
1、总资产对数对环境会计信息披露有正向影响。说明公司规模与环境会计信息披露水平正相关，即公司规模越大的企业，越倾向于主动披露环境会计信息，以降低因信息不对称带来的成本。
2、资产负债率对环境会计信息披露有正向影响。说明公司资产负债率越高，越倾向于披露环境会计信息，以改善公司的形象，吸引更多的投资者。
3、净资产收益率对环境会计信息披露有正向影响。说明公司盈利能力越好的公司越倾向于披露环境会计信息，体现了公司合理配置资源的能力越强。
参考文献：
[1]李苗苗.我国上市公司环境信息披露的实证研究[D].兰州理工大学硕士学位论文,2009.
[2]汤亚莉,陈自力,刘星等.我国上市公司环境信息披露状况及影响因素的实证研究[J].管理世界,2006.
第6篇：会计实证研究范文
关键词：盈利反应系数新会计准则决策有用性
一、引言
随着我国市场经济的不断发展和日益完善，旧会计准则已经不能适应企业的发展和满足信息使用者的需要。2006年我国颁布了与国际趋同的新会计准则体系。新准则自2007年初实施至今，其效果一直受到多方关注。2008年欧盟委员会就欧盟第三国会计准则等效问题的正式报告表明我国新准则执行情况良好。新会计准则与旧会计准则相比有诸多明显变化，基本实现了与国际会计准则的实质性趋同。从理论上讲，新会计准则通过引入资产负债观和公允价值计量属性，强化了为信息使用者提供决策有用信息的目标和理念，可以在一定程度上提高企业的会计信息质量。会计信息的决策有用性通常以其信息含量来衡量。盈利状况是企业财务信息集中最重要的组成部分，也最为投资者所关注。因此人们在研究会计信息决策有用性的过程中，主要研究盈利信息的信息含量，盈利反应系数（Earnings response coefficient，ERC）就是其中的一个重要方面。盈利反应系数是指某一证券的超额市场回报相对于该证券发行公司报告盈利中的非预期部分的反应程度。本文将选取盈利反应系数作为量化会计信息含量的替代指标。新会计准则实施后，我国上市公司盈余反映系数如何变化成为检验新会计准则实施效果的重要手段，这也是本文研究的主要内容。研究并判断新会计准则的实施是否提高了会计盈余信息的信息含量，有助于推动会计准则的发展，有助于管理当局和投资者根据准则的变化和企业的市场表现来调整自身的管理决策和投资策略，无论从宏观还是微观上讲，对新会计准则实施效果的研究都具有重要意义。财政部新准则实施情况工作组在跟踪分析了每一家上市公司2007年年报后，刘玉廷、王鹏和崔华清（2008）执笔公布了《关于我国上市公司2007年执行新会计准则情况的分析报告》。分析报告指出，在新准则和财务报告体系下，会计信息对投资者而言更具有相关性，投资者通过全面阅读企业的财务报告，能够了解企业的过去和现在，预测企业净资产的未来增长趋势，从而做出投资决策。另外，徐莉莎（2009）证实了新准则的实施提高了上市公司会计信息的可靠性和相关性；公允价值变动收益、交易性金融资产以及可供出售金融资产项目具有增量信息含量。基于前人研究和结论，本文采用传统的事件研究法，以新会计准则在上市公司中开始实施的年份2007年为分界，以旧会计准则实施年份2004年至2006年以及新会计准则实施年份2008年我国A股上市公司为样本，运用盈利反应系数模型进行分组比较检验，以探寻在我国的证券市场上，新会计准则较于旧会计准则是否提高了会计盈余信息的决策有用性，与徐莉莎（2009）相比，本文选取不同的方法从另一个角度检验了新会计准则的实施效果。
二、文献综述
（一）国外文献从20世纪60年代后期开始，会计学者以证券市场会计问题的经验研究为突破口，以“决策有用”这一会计目标为导向，形成了信息观、计量观和契约观三大理论架构，其中信息观以向投资者充分披露信息，帮助其改善决策为宗旨，得到了学者们的广泛关注和论证。在信息观下，会计人员主要研究会计盈余的信息含量问题。会计信息含量的研究主要关注证券价格或成交量与会计盈余信息的相关性，国外已有不少关于识别和解释市场对盈余信息做出不同反应的文献。Ball and Brown（1968）开创了实证会计研究的先河，他们以1957年至1965年间纽约证券交易所261家上市公司为样本，对其会计盈余公告前12个月至公告后6个月的股价进行检验，首次发现会计盈余变动的符号与股票非正常报酬率的符号之间存在着显著的统计相关性，证明了会计盈余信息具有信息含量。他们的研究仅基于未预期盈余的符号和超常报酬率的符号分析，但这是自有资本市场以来，人们第一次发现会计盈余信息具有信息含量的系统性证据。随后，Beaver et al.（1979）选取纽约证券交易所的276家上市公司作为样本，对1965年至1974年的报表数据进行了有关会计盈余变动与股价变动程度的数量关系问题的研究，他们发现盈余的变动百分比与股价的变动百分比具有显著的正相关关系，即未预期盈余变化越大，证券市场价格反应就越大。从统计计量的角度来讲，他们的相关性研究比Ball and Brown（1968）的符号分析更进一步。接着，研究者在其他国家和证券交易所也发现了类似的结果。Vafeas，Trigeorgis and Georgiou（1998）对欧洲新兴市场塞浦路斯证券市场的研究，Dumontier and Labelle（1998）对法国证券市场的研究，Jindrichovska and Mcleay（2005）对捷克证券市场对盈余好消息和坏消息的反应的对比研究，均证明了证券市场对盈余信息产生或强或弱的反应。Nichols and Wahlen（2004）运用Ball and Brown（1968）的模型证明了美国证券市场在1988-2002年的时间内，年度股票收益与年度盈余变化具有显著的相关性。Pinello（2008）的研究表明投资者对正的未预期盈余和负的未预期盈余均有反应，无论预期是来自投资者本身还是分析师，投资者依据未预期盈余改变投资决策会造成证券市场股价的相应变化。
（二）国内文献 中国证券市场从1991年开始交易，其近20年的快速发展为中国会计的实证研究提供了基础数据。赵宇龙（1998）借鉴Ball and Brown（1968）的符号检验法，通过对上海股市123家样本公司1994年至1996年共369家的盈余披露日前后各8周的未预期盈余的符号与证券超常报酬率的符号之间的相关性进行实证研究，发现会计盈余信息的披露随着证券市场超常报酬率同方向同性质的变动。在此基础上，赵宇龙（2000）进一步研究发现，在控制了净资产、董事会分配预案、审计意见类型等重要变量的影响之后，仍可验证会计盈余的披露与证券市场超常报酬率同方向同性质的变动。随后，国内其他学者从不同角度对这一问题进行了进一步的分析。有的学者通过延伸样本数据时间的角度，验证了不同时间段会计盈余信息的信息含量，如孙爱军和陈小悦（2002）基于1992年至1998年间中国证券市场的数据样本，利用ERC模型检验会计盈余的信息含量，再一次验证了在中国证券市场上，会计盈余信息对证券收益具有显著的解释力，而且这种影响呈现不断增强的趋势；张宗新、杨飞和袁庆海（2007）通过对2002年至2005年深市上市公司样本数据的检验，发现信息披露质量高的公司，会计盈余指标（如总资产收益率、净资产收益率）较高，且其股票在二级市场的表现也更好。但是他们的研究只分别验证了信息披露质量与会计盈余指标和二级市场股票表现的相关关系，并没有直接证明的会计盈余指标和二级市场股票表现的相关关系。还有学者从细化会计盈余信息指标的角度，深化了会计盈余信息含量的研究。陆宇峰（1999）发现会计盈余对股价的解释力度有逐年增强的趋势，而净资产对股价的解释力度一直比较弱；陈晓和陈淑雁（2001）的研究发现，证券市场对于包括盈余信息在内的整体年报信息的反应是显著的，但超常交易量与盈余信息之间的相关关系并不显著；孟焰和袁淳（2005）通过对1998年至2003年度中国证券市场5705个样本进行研究得出结论：亏损上市公司会计盈余与超常报酬率的相关性明显弱于盈利上市公司，也就是说无论亏损还是盈利的上市公司，会计盈余与超常报酬率都具有相关性，只是强弱不同；张腾文和黄友（2008）以沪深两市A股为研究对象，利用剩余收益定价模型，得出了经营利润率这一分解后的会计信息对股价有显著的解释力的结论。以上研究都是通过在短时间窗口内观察证券价格的变动大小来表示证券市场反应的强弱，陈晓、陈小悦和刘钊（1999）则从成交量角度考察并证实了中国资本市场会计盈余信息的决策有用性。对会计信息含量的研究主要采用事件研究法（Event study），通过对会计盈余公告日短时间窗口内证券价格变化的研究，来推断会计盈余信息在实质上是否影响了信息使用者的经济决策。以上的研究得出的基本结论是：证券市场中的证券价格会对会计盈余信息做出反应，且未预期盈余变化越大，证券市场的反应就越大。国外文献提供了证券市场会计问题的经验研究的方法，是国内相关研究的重要参考和指导。在中国证券市场逐步成熟后，国内学者也纷纷开始验证在中国的证券市场中会计盈余信息的披露对证券超常收益是否具有显著的解释力。但是用这种方法在中国证券市场验证会计盈余信息与证券市场超额报酬率之间相关关系的文献选取的样本数据仅截止到2006年。这是因为2007年上市公司执行新会计准则后，会计盈余的内涵和结构均发生了很大变化，导致会计盈余预测不能连续，而实际运用时验证会计盈余信息与证券市场超额报酬率的相关关系至少需要两年完整的数据才可以进行会计盈余和报酬率的预测。新会计准则在上市公司执行之后，理论上因为会计信息的相关性增强，则会计信息的决策有用性增强，那么证券市场对盈余信息的反应显著性也会增强。所以本文的研究将运用事件研究方法和盈利反应系数模型，重点比较检验新旧会计准则下会计盈余信息与证券市场超额报酬率的相关关系的变化。
三、研究设计
（一）研究假设在有效市场假说的前提下，如果会计信息具有信息含量，股票价格将会在信息公布时迅速做出调整，事件窗口内的累计超额报酬率（CAR）反映的正是市场对于进入股票市场的会计信息的评价与衡量。如果CAR在事件窗口内大于零，则说明市场对该项会计信息呈正面评价；如果CAR在事件窗口内小于零，则说明市场对该项会计信息呈负面评价。具体到会计盈余信息是否具有信息含量的问题，可以看到如果公司的财务报告日给出的会计盈余低于投资者的预期，即未预期会计盈余（UAR）小于零，那么理性的投资者会对该公司的未来盈利能力失去信心，并将抛售或者处理手头该公司的股票，引起股票的价格下降，导致股票的收益率低于预期收益率（财务报表公布前基于已得信息所做的预期），那么在事件窗口内，累计超额报酬率（CAR）将小于零。反之，如果公司的财务报表在报告日给出的会计盈余高于投资者的预期，即未预期会计盈余（UAR）大于零，那么理性的投资者会对该公司未来的盈利能力增加信心，将会增持该股票，引起股票的价格上升，于是股票的收益率将会高于预期收益率，即累计超额报酬率（CAR）将大于零。基于上述分析，可见CAR与UAR之间存在相关性，并且相关系数（ERC）大于零。由于需要将新旧会计准则下会计盈余信息含量进行对比研究，因此，本文将数据分成两组进行检验，第一组为实施旧会计准则时2003年至2006年的数据；第二组为实施新会计准则时2008年的数据。建立以下两个假设（H1和H2）：
H1：在财务报表公布前后，CAR与UAR是相关的，并且新旧准则下的相关系数（ERC）均大于零
H2：新准则下第二组数据的ERC大于旧准则下第一组数据的ERC
（二）样本选取和数据来源本文的样本是2004年至2006年和2008年在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的所有发行A股的公司，剔除了在此期间上市和退市的样本公司；在计算净资产收益率时，剔除了净资产小于零的样本公司。本文的数据来自国泰安数据库和新浪财经网站。此外，由于沪市与深市具有不同的特点，本文将分别对其进行检验。在计算预期股票收益率时，采用了总市值加权平均法并考虑现金红利再投资来计算日市场回报率。
（三）变量定义与模型建立本文的变量定义和模型建立如下：
（1）未预期会计盈余的确定。本文将选择净资产收益率（ROE）指标来衡量会计盈余。因为在净利润，每股收益和净资产收益率这三种投资者比较关心的衡量会计盈余的指标中，净利润指标未考虑企业的总资产和净资产的规模；在每股收益指标的计算过程中，由于各个企业的每股净资产差异很大，所以不能进行不同公司的横向比较。而ROE指标在我国得到投资者相当的关注，而且是证券监管机构常用的一个指标，如配股标准、发行债券的条件等，因此本文把ROE作为本研究的会计盈余指标。确定未预期盈余的关键在于确定预期盈余。在国内外的证券市场研究中，常用的确定会计盈余预期值的估值模型有三种：时间序列模型，专家预测模型和随机游走模型。时间序列模型在国外的相关研究中应用较多，如Beaver et al.（1979）和Kormendi and Lipe（1987）的研究，时间序列模型考虑了以前几个年度会计盈余变化对预期会计盈余的影响，所以，在数据时间跨度足够大（至少10年以上）的条件下，时间序列模型能够更为准确的预期会计盈余的变化。但是，我国证券市场起步较晚，而且本研究采用的数据仅涵盖了2003年至2006年四个年度，以及2007年至2008年两个年度，时间跨度不够，而且由于会计准则的变化数据不具有连续性和稳定性。所有这些情况表明，国外的时间序列模型不适用于本文的研究。专家预测模型是以证券分析师对外公布的盈余预测数据或者公司管理当局公布的盈余预测数据作为市场对会计盈余的预期值。然而财务分析师及管理层公告的预测数据散见于各类报刊杂志，还没有形成制度和惯例，不便于收集，尤其是财务分析师的职位经常变化，难以获得整个市场的连续性数据，因此，专家预测模型也不适用于本文的研究。随机游走模型是指把上年的实际盈余数据直接作为本年盈余的预期值。国外的研究数据表明，随机游走模型可以比较准确的预测年度会计盈余，国内学者也指出：该模型虽然简单，但其有效性并不比其他的复杂模型差（赵宇龙，1998）。实证研究开山之作Ball and Brown（1968）就采用了该模型，综合以上考虑，本文采用的预期会计盈余模型为：ERit=Rit-1，未预期会计盈余UARit=ERit-Rit-1。其中，Rit为i公司t年度的会计盈余；ERit为i公司t年度的预期会计盈余。
（2）累计超额报酬率的确定。确定累计超额报酬率，首先需选择一个合适的时间窗口。时间窗口过长会高估会计盈余信息的信息含量，时间窗口过短会低估会计盈余信息的信息含量，时间窗口的选择是一个权衡利弊的过程。本文考虑到我国证券市场历经十余年发展，已逐渐趋于成熟，并且考虑到时间窗口过长，会有很多其他因素影响观测值的变化，故选择（-1，1）天和（-3，3）天作为时间窗口。累计超额报酬率是非正常报酬率的累计值，等于某股票的实际报酬率减去该股票的正常报酬率，股票的实际报酬率根据每天的股价计算得到，正常报酬率采用市场模型来进行估计。市场模型的估计期窗口为财务报告公告日前30日之前的连续120个交易日。
（3）盈利反应系数的确定。盈利反应系数（ERC）是用来衡量证券的超额市场回报相对于该证券发行公司报告的盈利中的非预期因素的反应程度。本文将分别考察每一会计年度整个市场的盈利反应系数。如果模型中盈利反应系数显著大于零，说明财务报告中的会计盈余在研究窗口内具有与股票价格相关的信息含量，并且是具有相同的方向；如果盈利反应系数不显著，则说明财务报告中的会计盈余在本文的研究期内具有较少的与股票价格相关的信息含量。
（4）盈余管理的衡量。对于盈余管理的衡量，基于Jones模型的异常应计利润得到了广泛使用。然而，Kothari et al.（2005）指出，在计算操控性应计利润时，需要考虑公司业绩的影响。根据以往的文献，本文采用两种方法调整业绩对异常应计利润的影响：第一种方法通过构造组合方式来调整业绩的影响，称为组合业绩调整异常流动性应计利润（PADCA）；第二组方式通过在回归模型中加入业绩变量来调整业绩的影响，称为业绩回归调整异常流动性应计利润（REDCA）。具体的计算过程如下：第一，组合业绩调整异常流动性应计利润（PADCA）。首先计算流动性应计利润（CA）=（t年营业利润-t年经营现金流量+t年固定资产折旧），然后分年度、分行业对如下模型进行回归：CAit/Ait-1=α1（1/Ait-1）+α2（REVit/Ait-1）+?着it …（1）。其中，Ait-1为公司t-1年末总资产，REVit为t年度主营业务收入的改变量。通过分年度分行业 回归，得到各个年度/行业的回归系数。注意到，流动性应计利润模型和传统的总应计利润模型的思路一致。在一定条件下，（正常的）总应计利润主要与营业收入的变动额和固定资产原值有关，因此通过总应计利润对营业收入的变动额和固定资产原值回归可以分离出正常和异常总应计利润；（正常的）流动性应计利润主要与营业收入的变动额有关，因此通过流动性对营业收入的变动额回归可以分离出正常和异常的流动性应计利润。比较两者模型可以看出，后者在前者模型的因变量中加入折旧，相应地在回归变量中剔除了固定资产原值。其次，将其代入如下方程（RECit为t年度应收账款净额的改变量），求得正常的流动性应计利润（NDCAit）和异常流动性应计利润DCAit（=CAit-NDCAit）。其中：NDCAit=α1（1/Ait-1）+α2［（REVit-RECit）/Ait-1］…（2）。最后，将同年度同行业所有公司按上年资产报酬率（ROAit-1）分为10组。其中，当年的总资产报酬率等于净利润除当年平均总资产，当年平均总资产=（期初总产+期末总资产）/2。对任一观测值，以其异常流动性应计利润减去同组内其他观测值的异常流动性应计利润的中位数得到的差值的绝对值作为该观测值的组合业绩调整异常流动性应计利润（PADCA）。第二，业绩回归调整异常流动性应计利润（REDCA）。首先分年度、分行业对如下模型进行回归：CAit/Ait-1=α1（1/Ait-1）+α2（REVit/Ait-1）+α3ROAit-1+?着it …（3）。其中，Ait-1为公司t-1年末总资产，REVit为t年度主营业务收入的改变量，PPEit为t年末固定资产价值，ROAit-1为上年资产报酬率。通过分年度分行业回归，得到各个年/行业的回归系数。然后，将其代入如下方程（RECit为t年度应收账款净额的改变量），求得业绩回归调整的正常的应计利润（NDCAit）和异常流动性应计利润DCAit（=|CAit-NDCAit|）。NDCAit=α1（1/Ait-1）+α2［（REVit-RECit）/Ait-1］+α3ROAit-1…（4）。
四、实证结果分析
（一）新旧准则下沪、深两市A股ERC检验 为了方便比较，把新准则下的ERC检验结果与旧准则下的ERC检验结果列入一张表中，（表1）给出了（-1，1）天、（-3，3）天两种时间窗口下旧准则（2004年至2006年），新准则（2008年）的沪、深两市A股的ERC检验数据，以检验H1和H2。可以看到，沪市数据结果均不显著。对于深市数据，无论是（-1，1）天、（-3，3）天两种不同的时间窗口，旧准则下2004年和2005年的ERC显著为正，2006年的结果不显著；新准则下2008年的ERC显著为负，可见这与H1违背。在这个基础上，讨论新会计准则是否提高了盈余的信息含量没有多大的意义。因此，本文的研究无法对假设H2进行直接的检验，这留待以后的研究。另外，深市2006年的结果也不显著，主要是因为2005年末开始的中国资本市场新一轮牛市行情一直持续到2007年10月16日，在牛市的一片大好的行情下，投资者盲目跟风投资现象严重，脱离公司的实际情况进行投资决策，使得整个市场的投资理念没有完全转变到公司层面上来，投机恶炒成分广泛存在，投资者的不成熟导致了股票惯性，从而造成2006年证券市场整体表现缺乏理性。
（二）新会计准则下深市A股ERC分解检验 因为上文检验结果显示新会计准则下2008年的深市A股的ERC显著为负，与H1违背，所以本文将2008年数据样本分为UAR>0、UAR≤0分别进行回归分析，以进一步探寻新会计准则下2008年的深市A股的ERC显著为负的深层原因。（表2）为（-1，1）天、（-3，3）时间窗口下2008年深市A股的ERC值分解检验结果。可以看到：就2008年深市A股而言，无论是（-1，1）天还是（-3，3）天的时间窗口，当未预期盈余UAR为正值时，ERC为负值但是不显著；而当未预期盈余UAR（≤0）为负值时，ERC都显著小于零，而且未预期盈余为负值时的ERC的绝对值要大于未预期盈余为正时的绝对值，本文认为这是造成2008年深市A股整体ERC为负值的原因。在会计盈余信息为坏消息时（未预期盈余为负值时），证券市场的累计超额报酬率却向相反的方向反应，即使上市公司的盈余未达到市场预期，但是仍受到投资者的青睐和追捧，有正向的未预期股票回报率，这是与理论和假设不符的，本文称之为非正常反应，本文认为造成这种非正常反应的原因是：虽然中国经济在2008年受到世界经济危机的影响，2008年一年内中国股市由2007年10月的最高点下跌超过70%，全国范围房价下跌，出口增幅下降4.8个百分点。但是中国经济在一揽子的宏观调控政策下，在困难中仍保持了9%的增长，对世界经济增长的贡献超过20%，尤其是2008年12月份开始，中国的货币信贷、消费、投资、出口、工业生产等方面在国际上率先产生了一些积极地变化。而本文在预测正常报酬率时的选择的时间窗口是财务报告公告日前30日之前的连续120个交易日，预测期大部分处于2008年12月前，也就是说预测期和实际期的经济环境发生了极大的变化，导致正常报酬率的预测不准确，从而可能导致2008年深市A股中的非正常反应。此外，由于新会计准则与旧会计准则相比发生了重大变化，在新准则实施的初期，信息使用者对新会计准则的理解可能还不够透彻，从而使得新会计准则提高会计信息决策有用性的优势没有被充分识别。这也是2008年的深市A股的ERC显著为负的一个可能原因。
（三）新旧会计准则下上市公司盈余管理行为研究因为会计盈余信息是许多契约的重要参数，会计盈余或亏损对于上市公司本身及其股东、管理层和有关主管部门而言有重要的影响，所以他们为了自身效用的最大化，竭尽全力，采取种种盈余管理手段来影响公司会计盈余信息。如果会计盈余信息受股东或管理层的主观意愿影响太大，盈余管理过度，会造成公司的会计信息失真，损害会计盈余信息的可靠性，从而以可靠性为基础的相关性也自然不会显著。在新会计准则下，公允价值变动损益进入利润表，造成未实现利得和损失增多，从而增大了股东或管理层操纵利润的空间，可能损害会计盈余信息的可靠性，从而使得新会计准则的相关性减弱。这可能是上文中关于新旧准则下沪、深两市A股ERC和ERC检验结果没有支持原假设，没有显示出新会计准则带来的相关性即决策有用性增强的效果的原因之一。为了衡量新旧会计准则下上市公司操纵会计盈余的程度，本文将进一步对新旧会计准则下企业的盈余管理行为进行研究。本研究根据前述模型对新旧会计准则下2004年至2008年沪、深两市A股的数据分年度计算和检验可操控性应计利润额，研究数据均来自国泰安数据库。在研究过程中，剔除了数据不完整的样本，得出结果如（表3）所示。可以得出：总体来看，新会计准则下由于公允价值变动损益进入利润表，造成未实现利得增多，从而增大了股东或管理层操纵利润的空间，可能损害会计盈余信息的可靠性，从而使得新会计准则的相关性减弱，这也成为上文中ERC和ERC分解检验结果没有支持原假设，没有显示出新会计准则带来的相关性即决策有用性增强的效果的原因之一。
五、结论与建议
（一）结论 在旧会计准则下，2004年至2006年会计盈余信息在中国证券市场上具有决策有用性，但是2006年的数据跟模型预期有偏离，这主要是受政策和牛市行情的影响。新会计准则下的2008年由于以下原因的影响，没有显示出新会计准则带来的决策有用性增强的效果：经济大环境的突然改变，经济危机的发生使得收益发生巨大的波动，市场处于观望和调整期；由于我国的新会计准则实施仅两年，财政部仅组织了会计从业人员对新会计准则的系统学习，所以其他广大信息使用者对新会计准则的理解还需要时间，可能不透彻，从而使得新会计准则相关提高会计信息决策有用性的部分没有被识别，可能导致证券市场反应异常。我国经济在2008年12月份前后发生了巨大的改变，使得预测期窗口期和实际期的经济环境发生了极大地变化，导致正常报酬率的预测不准确，从而可能导致2008年沪市A股显示出非正常反应。通过对新旧会计准则下沪、深两市A股可操控性应计利润进行的t检验得出结论，新会计准则下上市公司操纵应计利润的程度相比于旧会计准则下更强，表明新会计准则下股东或管理层操纵利润的空间更大，损害了会计盈余信息的可靠性，从而使得新会计准则的相关性即决策有用性减弱。
（二）建议 针对本文的研究结论，给出如下政策建议：第一，对于会计准则的政策制定者，不仅要看到财务报告作为一种竞争信息在市场中的重要作用，还要针对不断变化着的国内外经济环境，不断完善准则和相关会计政策的制定，而且在颁布新会计准则后，要做好会计准则的普及教育工作，提升投资者理解会计信息的能力，促进证券市场的正常发展。第二，对于公司会计人员来说，会计人员要进一步学习更新新的会计准则和相关理论知识，并且可以通过研究市场对会计信息的不同反应，选择不同的会计政策和披露方式。此外，对于公允价值等可以进行盈余管理的项目，应该保证合法合规披露，以达到提高财务报告对于投资者的决策有用性的目的。不断提高会计人员作为市场信息提供者的竞争能力，同时也会为公司吸引合适的投资者。第三，对于投资者来说，要理性的分析财务报表，不仅要看到财务报表是报告公司真实情况的重要信息源，而且要看到财务报表的不足和存在可以虚假报告的风险，充分利用其他信息，帮助自己改善投资决策，切忌盲目跟风，同时要对新颁布的会计准则，尤其是对会影响会计盈余信息的相关准则加强学习和理解。新会计准则的实施才刚起步，虽然现有实证结果并未显示出新会计准则带来的决策有用性增强的效果，但是由于新会计准则的进步性，在新会计准则实施的时间增长后，再对其检验必能有所改善，这也是今后的研究方向。
*本文受国家社科基金项目“我国国有企业高管薪酬制度改革研究”（项目编号：10BGL067）和国家自然科学基金项目“银行债务契约、财务报告质量与公司投资效率”（项目编号：71072103）资助
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第7篇：会计实证研究范文
【关键词】成本；会计透明度
一、引言
现代企业组织的重要特征之一就是企业所有权与经营权的分离，股东将经营权委托给了职业经理人员，而每个经济人在经济活动中都追求自身利益的最大化，那么企业的经营者就不一定在经营活动中时刻从最大化企业所有者的利益出发，从而产生了成本[1]。一方面，成本成为公司治理要解决的基本问题，另一方面，会计透明度对于改善公司治理的重要性使其成为学术界和实务界共同关注的焦点。现有研究大多是从公司治理的角度来研究其与会计透明度之间的关系，而涉及成本与会计透明度之间关系的经验证据很少，且大多是间接的，缺乏直接的经验研究证据。本文将视角定位于直接研究成本与会计透明度之间的关系，研究结果表明低成本显著地提高了会计透明度。
二、文献综述和提出假设
（一）国外研究
在股权结构与信息披露程度的关系方面，Jensen和Meckling提出的理论为研究公司治理与信息披露行为提供了理论框架，并提出管理层持股作为一种内在激励机制以解决问题；Morck等提出管理层持股水平越高，越有可能减少自愿披露；Schadewitz等以芬兰公司的中期报告为研究对象，发现大股东持股比例与自愿披露程度负相关；机构投资者持股比例与自愿披露程度负相关；Hossain等发现股权集中度与自愿披露程度负相关。
在董事会特征与信息披露程度的关系方面，Rosenstein等认为监督经理人员行为的一种有效工具是独立董事制度，独立董事有利于鼓励公司向投资者自愿披露信息；Forker认为独立董事能使董事会对投资者更加负责，独立董事将会督促公司遵守信息披露要求，这样会提高财务信息披露的质量和全面性。研究结果发现独立董事比例与信息披露质量呈正向相关，但并不显著，他认为这可能是由于有的公司未披露独立董事信息；Eng和Mak研究发现，低独立董事比例更有利于提高上市公司自愿披露程度。
从上面可以看出，国外的研究主要集中于股权结构和董事会两个角度来研究其与会计信息披露程度的关系，并且主要是针对自愿披露行为，这些成果对于我们研究分析我国成本与会计透明度二者的关系提供了很多借鉴。
（二）国内研究
刘立国、杜莹对股权结构和董事会特征两方面与财务报告舞弊之间的关系进行了实证研究，研究结果显示，流通股比例与财务舞弊的可能性负相关，而内部人控股制度、监事会规模、执行董事比例、法人持股比例、与之正相关。崔学刚分析了公司治理机制对信息透明度的影响，发现两职合一不利于公司自愿披露水平的提高，而B股比例、A股流通股比例、前十大股东中具有机构投资者、前十大股东持股比例、独立董事等公司治理变量能够显著提高公司透明度的水平，但如果存在两职合一的情况，独立董事很难发挥其提高公司透明度水平的作用；与国外研究结论相同的是，王咏梅研究表明股权集中度与自愿披露程度负相关；何卫东通过与股权集中度低的公司相比，研究发现股权集中度高的公司，公司规模更大，披露的信息质量也更高；杜兴强、周泽将研究了信息披露质量对成本的影响，实证结果显示，高质量的信息披露可以显著地降低成本。
总之，国内的研究在很大程度上借鉴了国外的研究，并且有一定的差距，但是逐步的重视起来。同样国内对于上市成本与会计透明之间关系直接的研究是比较少，也主要是从公司治理的角度来研究，同时自愿性披露水平只是会计透明度的一个方面，并不能充分反映会计透明度这一概念的内涵。
（三）假设提出
本文在国内外研究的基础上，以我国深市上市公司为样本，进行公司成本对会计透明度影响的实证研究。基于国内外已有研究成果，本文提出以下假设：成本与会计透明度负相关，即成本越高，会计透明度越低。
三、研究设计
（一）样本选取和数据来源
本文选择样本的所在期间为2009到2011年，以深交所考核的优秀公司和不及格公司作为研究样本。并按照如下顺序进行了筛选：第一，遵从研究惯例，我们删除了ST、PT、*ST以及停止上市的样本公司；第二，由于证监会对金融类、保险类、房地产类上市公司的信息披露有专门规定，因此剔除了这部分公司；第三，由于上市条件和其他制度规定上的差异，我们选择在主板上市的公司；第四，剔除了数据不全的上市公司。最终得到136个样本观测值，其中2009年至2011年样本观测值个数分别为48，42，46。
成本和控制变量数据来源于RESSET数据库，会计透明度指标来源于深圳证券交易所网站的上市公司评价系统。
（二）变量的选取
1.被解释变量
本文采用深交所对上市公司的年度信息披露考评结果作为上市公司会计透明度的衡量标准。本文采用透明度差异最大的优秀和不及格的两类等级对上市公司会计透明度进行分类量化，主要原因是加大评价等级之间的差距可以有效的排除各种非客观因素带来的对上市公司会计透明度的客观评价干扰，增强了研究的有效性和解释力。
因此，本文以变量FIDI代表上市公司会计透明度，则优秀等级公司会计透明度较高，FIDI=I；不及格公司会计透明度较低，FIDI=0。
2.解释变量
本文选用营业费用与管理费用之和占销售收入的比重（简称为管理营业费用）度量成本。原因在于，其包括了流人企业管理层的工资以及在职消费等利益和广告等销售费用，管理层可以利用营业费用隐藏额外补贴，从而产生了成本，可以看出管理营业费用率与成本正相关[2]。
3.控制变量
参照前人的研究成果，选取的控制变量（CONTROL）包括：资产负债率，前五大股东持股比例，资产规模，每股收益，董事会规模，独立董事的比例。
（三）统计方法和研究模型
在本文的研究中，为了检验成本对于会计透明度的影响，首先对自变量进行描述性统计分析以及相关分析，最后采用多元线性回归分析。本文选用的回归分析模型为：
四、研究结果
（一）描述性统计和变量相关分析
限于篇幅，本文只列出了变量描述性统计分析表。通过对各变量间相关性和方差膨胀因子进行了检验，各变量之间的相关性较小，不存在多重共线性，不会影响实证结果。
从表2的描述性统计结果，我们可以看出本文选取的样本公司具有以下特点：在本文的样本公司中，超过了一半以上的上市公司透明度较高，说明了在我们的样本中大部分上市公司的信息披露水平令人满意；管理费用和营业费用占销售收入比例较高；深交所上市公司资产负债率普遍比较高，均值达到了50%以上；前五大持股比例的均值达到了50.44%，充分说明了我国上市公司的的股权集中度相对来说是比较高的；董事会规模最小为7人，最大为25人，平均为13人，独立董事的比例的均值达到了35%，这符合了我国上市公司独立董事比例达到证监会“上市公司董事会成员中至少包括三分之一的独立董事”的要求。
（二）回归分析
从表3可以看出各个自变量与因变量会计透明度评价指数的相关性，在该表中相关性是通过相关系数体现出来的。我们可以发现成本对会计透明度的影响是显著的，即成本与会计透明度负相关，支持了本文的假设。其中的控制变量，资产负债率和资产规模对会计透明度的影响很显著。对于其他控制变量，都不是很显著。对于每股收益，它与会计透明度呈正相关关系，虽然不是很显著，但是它的系数为正；前五大股东的持股比例反映了这个公司股权集中程度，虽然它的系数为正并且很小，说明它对会计透明度的影响却不大，本文认为可能是由于所选样本评级为A的公司和评级为D的公司，股权集中度都比较高，从前面描述性统计中我们可以看出，前五大股东持股比例均值和中位数都高于50%，并且样本的方差也是最小的，所以可能使得股权集中度对会计透明度的影响虽为正但是不显著；同样独立董事对会计透明度的影响为正，但是也不显著。本文认为虽然理论上认为提高独立董事的比例可以提高会计透明度，但是从现有研究可以看出，我国独立董事制度的逐步建立对于维护中小股东的利益起到了一定的作用，但是结果不显著的原因可能在于大多数上市公司设立独立董事只是为了满足上市公司监管部门的要求，具有明显的政策导向行为，并没有真正发挥自身监督公司信息披露的作用。对与几个控制变量不是很显著，本文认为这与中国企业公司治理方面存在固有缺陷有关，企业可能并没有按国家的规定进行，但是本文主要变量成本与会计透明度之间的负相关关系还是很显著，其中几个控制变量不显著，并不影响本文的研究结果。
从表3我们也从中可以发现整个回归方程的调整的R2表明了解释变量与控制变量能够解释被解释变量大约41.37%，这个结果还是不错的，而F检验得到的F值说明了整个回归方程的显著性比较高。
五、研究结论
本文以深市上市公司为样本，以深交所对上市公司的信息披露考核评级结果为会计透明度的变量，考察了成本与会计透明度之间的关系。回归检验的结果表明成本与会计透明度具有显著的负相关关系。因此，完善公司治理机制，降低成本，对提高会计透明度起到至关重要的作用。本文的研究存在一定的局限性，未来研究可以进一步改进和发展。首选，本文只选择了评级为优秀和不及格的上市公司作为研究对象，样本量较少。其次，样本中包括了各种行业的数据，并且在实证检验过程中并没有剔除由于各个行业之间的差异而带来的样本数据的差异对会计透明度的影响。
参考文献：
[1]JENSEN M C，MECKLING W H.Theory of Firm：Managerial Behavior， Agency Cost and Capital Structure[J].Journal of Financial Economics，1976，3（4）：305-360.
[2]SINGH M，DAVIDSON III W N.Agency Costs，Ownership Structure and Corporate Governance Mechanisms[J].Journal of Banking and Finance，2003，27（5）：793-816.
[3]刘立国，杜莹.公司治理与会计信息质量关系的实证研究[J].会计研究，2003（2）.
[4]崔学刚.公司治理机制对公司透明度的影响[J].会计研究，2004（8）.
[5]杜兴强，周泽将.信息披露质量与成本的实证研究[J].商业经济与管理，2009（12）.
[6]杜兴强，温日光.公司治理与会计信息质量：一项经验研究[J].财经研究，2007（1）.
[7]乔旭东.上市公司年度报告自愿披露行为的实证研究[J].当代经济科学，2003（2）.
第8篇：会计实证研究范文
关键词：会计稳健性；权益资本成本；必要报酬率
中图分类号：F224
文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）14-0124-03
引言
上市公司会计信息质量特征一直是理论界与实务界关注的焦点，近些年来对其中的会计稳健性的发展尤为关注。现有的国内外文献大多集中于讨论会计稳健性本身及其对公司治理等的影响，而鲜有讨论会计稳健性与权益资本成本之间的关系。但权益资本成本的高低是决定企业资金流向以及投融资决策的重要标准之一，财务报告的会计信息质量也影响分析师对权益资本成本的预测，所以，会计稳健性对权益资本成本的影响至关重要。本文就针对该问题进行详细讨论，以进一步深入对会计稳健性的研究，期望获得可参考的结果。
一、文献回顾
（一）会计稳健性的存在性
会计稳健性能够降低盈余操纵的动机和机会，改善信息不对称问题，增加公司价值（LaFond & Watts，2008）。Watts（1993）第一次明确提出会计稳健性的概念，不高估资产和收益，不低估负债和费用。Basu（1997）对会计稳健性的定义是，财务报告对“坏消息”的确认要比“好消息”更及时。也就是说，对“好消息”要在事项基本确定发生的基础上才能确认，而对“坏消息”则应提早确认。会计稳健性的研究正是在Basu（1997）解决了计量方法上的问题之后，渐渐成为管理学术界研究热点的。
自李增泉和卢文彬（2003）对我国的上市公司进行的分析研究首次确认了我国上市公司会计盈余具有稳健性的特征后，针对我国上市公司稳健性的相关研究层出不穷，其中不乏质疑者。如李远鹏和李若山（2005）运用4个稳健性指标进行检验后发现当没有控制亏损公司时，会计盈余显示了一些稳健性的特征，但当控制了亏损公司后，会计盈余并没有表现出稳健性，而亏损公司却显示出了稳健性的特征，因此，他们认为，中国上市公司的会计稳健性特征实际上是盈余管理的结果。曲晓辉、邱月华（2007）也支持“洗大澡”的结论。但也有学者，如毛新述（2009）的研究结论认为，在扣除代表盈余管理程度的操控性应计利润后，上市公司的盈余稳健性依然存在。
（二）会计稳健性与权益资本成本
权益资本成本是资本市场和公司财务管理的核心概念之一，常常被广泛应用于资本市场的效率评估和上市公司的投融资方向以及绩效和公司价值评估等方面，所以，对广大股东和管理者都具有十分重要的意义（沈艺峰、肖珉、黄娟娟，2005）。
我国资本市场中股权融资偏好较强（阎达五，等，2001），所以，无论股东还是外部信息使用者基本上都是从上市公司的财务报告获得第一手资料的。而会计信息质量之一的稳健性，特别是盈余的稳健性，是投资者评价一个企业是否值得投资的重要方面，所以备受关注（Graham，Harvey & Rajgopal，2005）。在国外文献中，Francis等（2004）研究了权益资本成本和七个盈余属性（权责发生制、持久性、预测性、平稳性、价值相关性、及时性和稳健性）的关系，通过假设发现，在通常情况下，控制了已知的信息风险和先天的盈余属性的决定因素后，唯独就稳健性与权益资本成本没有关系。而Lara，Osma和Penalva（2006）认为，Francis等（2004）的发现，受到其稳健性计量方法存在的一些问题影响，从而降低了权益资本成本和稳健性之间的相关性。李刚、张伟和王艳艳（2008）也利用中国上市公司数据探讨了七种盈余属性对权益资本成本的影响，结果显示除盈余的持久性与预测符号不一致外，其他各质量与权益资本成本之间均呈负相关关系，但持久性、价值相关性与稳健性的影响不显著。Lara，Osma和Penalva（2006，2011）使用组合的方式来检验稳健性和权益资本成本的关系，在控制了已知的风险因素和盈余属性固有的决定因素后，与Francis等（2004）的结果完全相反，他们发现会计稳健性与权益资本成本具有强烈的负相关关系。纯粹研究会计稳健性与权益资本成本关系的文献很少，沈宇（2008）每年按稳健性的大小分组分别计算各组与权益资本成本的关系，未考虑其他影响权益资本成本的因素，结论可能并不可靠。
二、理论分析及研究假设
关于李远鹏、李若山（2005）和曲晓辉、邱月华（2007）对会计稳健性实质的质疑，笔者认为，随着新颁布的会计准则的实施和《内部控制基本规范》及其配套指引的实施，企业进行盈余管理利润操纵的难度加大，会使得会计稳健性更为纯粹。为了保证结果的可靠性，本文将亏损作为控制变量加入模型中检验会计稳健性是否在我国普遍存在。
第9篇：会计实证研究范文
[关键词] ERP 会计凭证生成
一、智能会计凭证生成的意义
1.降低二次录入工作量，提高工作效率。对于已经拥有ERP系统的企业而言，大量的基础数据已经在库存管理、销售管理、采购管理、应收应付款管理等模块中先行录入了。如果能够利用某种功能，直接将ERP前端采集的数据，按照既定的凭证模板格式，智能地生成会计凭证。这样，占据会计工作人员大量工作时间的日常事务的凭证制作将可以简化成一个按钮的点击，极大地提高了工作效率。
2.有利于增强管理的实时性。ERP系统中通常采用制造成本法，由于计算机的使用，使实时核算、汇报生产成本成为可能。传统财务管理工作中，通常采用完全成本法核算，在进行成本核算和汇报时，由于类似于管理费用、制造费用等完全成本体系的数据无法动态实时地分摊到各个产成品中，不利于实时成本的准确获取，传统的方式只有在分期核算才可能对变化的成本状况进行适时的核算和汇报。
3.有利于提高数据的准确性。在使用财务软件制作凭证时，仍然存在录入错误的情况。如果采用智能会计凭证生成方案，由于原始数据采集于生产一线，单笔金额小、数据采用计算机自动汇总，因而准确性更高，更便于实施精细化管理，可以从生成的会计凭证追溯到ERP中采集的每笔明细的原始数据。
4.为未来商务智能与精细化财务分析提供依据。通常的财务分析工作能够细化数据的发生，完成基本的数据分析。而未来商务智能模块则能够回答更加细化、行之有效的决策提议。在未来商务智能模块的顺利施行，需要精细化的原始数据，而这些基础工作均可以由智能会计凭证生成方案来完成。
二、智能会计凭证生成实现方案
智能会计凭证的“智能”主要是依据事先定义好的模板。一方面，作为一个能够自动生成会计凭证的模块，应该定义相关的凭证模板(凭证格式及相关规则）;另一方面，ERP系统需要提供单据类型与其他模块生成的单据;再配合用户定义的凭证模板与单据类型的对应关系，智能会计凭证生成模块就可以根据凭证模板生成相关的会计凭证。
1.凭证模板定义。按照复式记账法的会计学原理,会计凭证必须至少存在于一笔借方分录和一笔贷方分录,有时可能会出现“一借多贷”或“一贷多借”的情况。因此,设计凭证模板时可以将之分解为“凭证模板定义”和“凭证模板明细表”,另外,设置凭证模板时还需要先行设置会计科目，以便于设置明细表时参照录入。
2.实现算法
（1)假设按当前会计期间约束后，查出有如下未生成目标会计凭证的“机件入库单”(见表1)。
（2）查询该单据的单据类型为:中药采购入库单，单据类型号为0107。
（3)查询“单据类型凭证模板对应表”（见表2）。
其中“单据类型号”为0107的单据类型对应的“凭证模板编号”为003。
（4)查询“凭证模板编号”为003的“凭证模板明细”(见表3）。
(5)那么，生成的会计凭证计算过程应为:
科目12305:当前单据金额合计÷1.17＝33000/1.17＝28205
科目2210101:当前单据金额合计－该记录前模板借方金额合计＝33000－28205＝4795
科目10201:该记录前模板借方金额合计＝28205＋4795＝33000
最终生成的会计凭证如下（见表4）：
三、结论
经验证，依据ERP系统产生的单据自动生成会计凭证的方法，是可行和高效的。在实际执行中，效果较好,能够很好的解决商品化通用财务软件与ERP系统“两套账”的问题。同时,该方案能够将系统总体拥有成本降至最低,不需要对原有系统做大的改动。不仅方便财务人员的工作,也为精细化管理企业提供了一种思路。
参考文献:
[1]王江涛:ERP中通用成本管理的实现机制[J].商场现代化，2006，(1)上旬刊
[2]吴胜 苏琴:自动生成会计凭证的研究[J].计算机应用,2003，(S2)
