基于新会计准则的上市公司盈余管理实证研究.doc

基于新会计准那么的上市公司盈余管理实证研究摘 要：盈余管理对资本市场和投资者利益日益彰显的损害，使得它成为目前企业会计准那么公布之前已施行的企业会计准那么和企业会计制度)进展修订的同时，新增了一系列的会计标准对于新会计准那么是有效制约了我国上市公司的盈余管理行为还是为其留有了更大的空间这一问题，理论界自其公布以来就一直争论不休，但至今尚未有统一的结论如今，绝大多数上市公司已按时披露了其施行新会计准那么第一年即2022年的财务报表，为对其进展分析提供了可能鉴于此，本文选取了我国局部上市公司2022年、2022年和2022年三年的相关财务指标数据，利用截面修正的jones模型，运用spss统计分析工具对我国上市公司施行新会计准那么前后的盈余管理程度进展实证分析 一、研究假设、样本选择及数据来源 新会计准那么是在对原有1项根本准那么和16项详细准那么进展修订的根底上，加上新发布的20余项准那么和准那么的应用指南所构成与旧会计准那么相比，新会计准那么在许多方面发生了重大变化，如不再将 二、盈余管理的计量 盈余管理的计量方法有三种：应计利润别离法、详细工程法和盈余分布检测法。

国外最常用的盈余管理计量方法是应计利润别离法，即用回归模型将利润别离为非操纵应计利润和操纵性应计利润，并用操纵性应计利润来衡量盈余管理的大小和程度〔夏立军，2002〕别离应计利润常用的计量模型有五种，它们分别是：jones模型、修正的jones模型、行业模型、截面jones模型、 截面修正的jones模型LOCALhOsT本文采用由jones模型衍生出来的截面修正的jones模型来计量上市公司的盈余管理 截面修正的jones模型是在jones模型的根底上考虑了收入的操纵修正后得到，详细模型如下： ndai,tai,t-1=α1(1/ai,t-1)+α2［〔δrevi,t-δreci,t)ai,t-1］+α3(ppei,tai,t-1)〔1〕 其中，ndai,tai,t-1是经过上期期末总资产调整后的公司i的非操纵性应计利润，δrevi,t是公司i当期营业收入和上期营业收入的差额，δreci,t是公司i当期期末应收账款余额与上期期末应收账款余额的差额，ppei,t是公司i当期固定资产价值，ai,t-1是公司i上期期末总资产，以上指标均可以直接取自样本公司的年度报表或通过简单的数学运算得到。

α1、α2、α3是不同行业、不同年份的特征参数，这些特征参数的估计值根据方程〔2〕，并运用经过行业分组的不同年份数据进展回归获得： tai,tai,t-1=β1(1ai,t-1)+β2(δrevi,tai,t-1)+β3(ppei,tai,t-1)+ε〔2〕 其中，β1、β2、β3是α1、α2、α3的ols估计值，tai,tai,t-1是经过上期期末总资产调整后的公司i的当期总应计利润，ε为剩余项，代表公司i当期总应计利润中的可操纵应计利润局部，其他变量含义和方程〔1〕一样 dai,tai,t-1=tai,tai,t-1-ndai,tai,t-1〔3〕 式中，dai,tai,t-1表示公司i当期的操纵性应计利润，它可以用来衡量公司i当期的盈余管理程度 在上述应计利润模型中，总应计利润的计算有两种方法，一种是资产负债表法，另一种是现金流量表法本文对总应计利润的计算采用现金流量表法，计算公式如下： tai,t=npi,t-cfoi,t〔4〕 式中，tai,t为公司i当期的总应计利润，npi,t为公司i当期的净利润，cfoi,t为公司i当期的经营活动现金净流量。

三、实证结果及分析 〔一〕描绘性统计 我们对样本公司2022年度和2022年度分行业进展参数估计时有关变量的特征值进展了描绘性统计，以下从表1到表2反映了描绘性统计的结果 从表1可以看出，2022年度在69家制造业公司中，总应计利润的均值为-0.08，最大值为0.48，最小值为-0.60；2022年度制造业公司中对应数值分别为0.06、8.07和-1.92为了比拟两个年度制造业公司总应计利润的大小，我们无视总应计利润的方向而对其取绝对值在对两年数据进展比拟后可以看出，2022年度制造业公司总应计利润不管是最大值的绝对值还是最小值的绝对值程度都远远高于2022年度的，但是其均值的绝对值却小于2022年度 【1】【2】的程度 如表2所示，2022年度在33家综合类公司中，总应计利润的均值为-0.15，最大值为0.12，最小值为-1.21；2022年度综合类公司中，对应数值分别为0.29、5.32和-0.82对两年数据进展比拟后可以看出，2022年度综合类公司总应计利润不管是均值的绝对值还是最大值的绝对值程度都远远高于2022年度的，但是其最小值的绝对值却小于2022年度的程度。

〔二〕回归分析 首先，对方程〔2〕分行业分年度进展回归，回归结果见表3到表6 可以看出，由于模型的解释才能不是非常准确以及样本量的关系，制造业类和综合类中的多数样本公司变量回归系数的t值都比拟小，模型的拟合优度也不是很高 接下来，利用分行业的回归方程回归结果与方程〔3〕可分别计算出样本公司2022年度和2022年度的操纵性应计利润为了分析新会计准那么对我国上市公司的盈余管理程度终究有无本质性影响，我们分别对制造业样本公司、综合类样本公司以及全部样本公司的两年操纵性应计利润进展了配对样本的t检验，检验结果如表7、表8所示 可以看出，2022年度全部样本公司的操纵性应计利润的均值为-0.05，2022年度全部样本公司的操纵性应计利润的均值为-0.15同上文一样，我们对其绝对值进展比拟，从外表上看，2022年度比2022年度的操纵性应计利润的均值略有下降，似乎盈余管理程度有所降低，但由于t值为1.17，双尾p值为0.24，所以统计结果并不显著，回绝原假设，本文的假设一，即新会计准那么与旧会计准那么对于上市公司盈余管理程度的影响有显著不同并不成立，说明我国的新会计准那么从整体上看较之旧会计准那么对上市公司的盈余管理行为并没有起到明显的抑制作用，但是同样也没有明显证据说明其扩大了上市公司盈余管理的空间。

2022年度制造业类样本公司操纵性应计利润的均值为-0.26，而2022年度的为-0.14，对两者的绝对值进展比拟后，似乎2022年度制造业类样本公司的盈余管理程度要高于2022年度，但由于t值为-1.62，双尾p值为0.11，统计结果不显著，所以这个结论并不成立因此，可以说新会计准那么对制造业类上市公司盈余管理的程度并无显著影响；综合类样本公司2022年度操纵性应计利润的均值为0.39，2022年度的均值为-0.17，取绝对值后，2022年度的操纵性应计利润大于2022年度的，而且由于t值为3.06，p值亦小于0.01的显著性程度，说明这个结论在统计意义上是显著的，说明新会计准那么的施行反而扩大了信息技术类和综合类上市公司的盈余管理空间，进步了其盈余管理的程度，由此可以验证本文提出的第二个假设，即新会计准那么对不同行业上市公司盈余管理行为的影响不同 〔三〕稳健性检验 在估计各样本公司的操纵性应计利润时，应计利润的算法是：总应计利润=净利润-经营活动现金净流量，同时也考虑了另外一种算法，即总应计利润=营业利润-经营活动现金净流量，并根据这一公式计算的结果进展了回归，所得结论与本文结论根本一致。

考虑到各行业样本公司的数量可能会对检验结果产生影响，我们采用雷光勇等〔2022〕的做法，把全部样本公司作为一个总体进展了回归，然后利用方程〔3〕计算出了2022年度和2022年度的操纵性应计利润，最后也对其进展了配对样本的t检验，检验结果并无明显差异 四、研究结论及局限性 〔一〕研究结论 综合以上实证结果，在本文的研究范围内，未能发现存在明显的证据支持本文的假设一这一结果说明新会计准那么从整体上并没有像一些激进的学者所声称的那样扩大了盈余管理的空间，但也没能有效地抑制上市公司的盈余管理行为同时，本文亦提出了足够充分的证据验证了假设二我们认为，本文的经历证据有助于进一步分析新会计准那么下我国上市公司的盈余管理行为，例如新的盈余管理手段和过程，有助于监管机构加强对上市公司盈余管理的监管以及会计准那么制定者评估和完善会计准那么 〔二〕局限性 我们的研究可能存在以下局限性：〔1〕本文是基于注册会计师可以识别出上市公司的盈余管理行为，并能最终反映在对上市公司审计意见类型上来选取样本的，因此选取的样本具有一定的典型性，但由于样本数量有限以及理论界对审计意见识别盈余管理的才能尚存在质疑，无疑会对研究结论产生一定的影响。

〔2〕在利用截面修正的jones模型对样本公司的盈余管理程度进展计量时，由于各行业的样本数量有限，必然会影响模型的拟合优度及其有效性我们的实证研究亦发现，不少样本的应计利润多元回归模型无法通过f检验或有关回归系数无法通过t检验因此，如何进步操纵性应计利润计算的准确性，从而增强模型的解释才能，将成为今后进一步研究和讨论的方向 参考文献： 雷光勇，刘慧龙． 2022. 大股东控制、融资规模与盈余操纵程度 ［j］． 管理世界〔1〕：9-11. 夏立军. 2002. 国外盈余管理计量方法述评 ［j］． 外国经济与管理〔10〕：14-16. 【1】【2】 。