會計實證研究精選(九篇)
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第1篇：會計實證研究范文
中圖分類號:F23文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)24-0087-02
盈余管理是國外20世紀80年代后期興起的實證會計研究的一個重要領域。對盈余管理的研究有助于會計準則制定者和監管者評估盈余管理的普遍性影響和財務報告總體上的真實性,改善公司的治理結構。為了約束上市公司的盈余管理,規范上市公司市場,財政部從20世紀90 年代初開始,先后五次修訂了會計準則;2006年修改的會計準則于2007年1月1日在上市公司中率先執行。這是中國會計準則歷程上的一個里程碑,準則從存貨計價方法選擇、資產減值、合并報表等方面遏制了上市公司盈余管理的空間,同時又在債務重組、非貨幣易等方面引入了公允價值,這給上市公司的盈余管理擴大了空間。這個準則制定時,制定者們就設法在會計選擇和盈余管理兩者間找到平衡點,希望在擴大會計選擇范圍的同時控制盈余管理行為的發生。目前這個會計準則的實施已經有三年多的時間,文章試圖從實證研究的角度對該會計準則實施后對上市盈余管理的影響作一個較全面的概述,以期能對盈余管理的進一步研究起個拋磚引玉的作用。
一、盈余管理的定義
國內外許多學者曾從多個角度對盈余管理進行界定。其中最有代表性的是Schipper、Healy 和Walhen、Scott。Schipper認為盈余管理是企業管理人員為了獲得某種私人利益通過有目的地控制對外財務報告的過程所進行的披露管理;Healy 和Walhen則指出,盈余管理發生在管理當局運用職業判斷編制財務報告和規劃交易以變更財務報告時,旨在誤導那些以公司的經濟業績為基礎的利益關系人的決策或者影響那些以會計報告數字為基礎的契約的后果。而Scott認為,對于盈余管理可以從相輔相成的兩方面進行認識。首先,可以把它看做是經營者為了在報酬合同、借款合同以及政治成本中達到自身效用最大化,而采取的一種機會主義行為。其次,還可以從有效契約觀的角度來分析盈余管理,即公司在面臨突發性事件時,盈余管理可以為經營者提供一定的空間,以保護自身及企業的利益,維護契約各方的利益。國內研究中,大部分學者認為,盈余管理是企業管理人員在會計準則允許的范圍之內,為了實現自身效用的最大化或企業價值的最大化而作出的會計選擇。
二、盈余管理研究方法
國外學者在進行盈余管理實證研究時,主要的計量方法大體上分為三類,分別是應計項目分離法、特定項目法和分布檢測法,這些方法各有優缺點和側重點。
在國外,最常用的方法是應計利潤分離法。在應計利潤法中,將應計利潤分為操縱性應計利潤和非操縱性應計利潤兩部分,并通過各種回歸模型對非操縱性應計利潤進行估計。一般認為,管理者主要是利用操縱性應計利潤進行盈余管理,因此可用操縱性應計利潤來衡量盈余管理的大小和程度。但由于操縱性應計利潤具有不可觀測性,所以只能通過模型計算出非操縱性應計利潤,從而間接求出操控性應計利潤的大小。目前常用的計算非操縱性應計利潤的模型主要有:(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,有些屬于時間序列模型(如前4個模型),另一些則是截面模型。使用時間序列模型需要較長時間的數據,同時假定樣本公司在估計期內沒有系統性的盈余管理;截面模型則假定樣本公司與同行業的配對公司無顯著差異,這些假設并非對所有樣本都成立。
由于應計利潤分離法存在著明顯缺陷,許多學者研究了公司是否通過特定的應計項目進行盈余管理。這種方法通常用于研究某個或某些特定的行業,如,銀行業中的貸款損失準備、保險公司的索賠準備等。通過對具體項目的檢驗,研究者可以為準則制定機構改進具體項目準則提供依據。
另一種方法則是分布檢驗法。這種方法是通過研究盈余是否連續分布來判斷公司盈余管理與否。這種方法可以避免總體應計模型和特定應計模型在統計上的一些缺陷,近年來,得到了許多研究盈余管理的會計學者的青睞。其缺點在于無法獲得公司進行盈余管理的手段和程度。
三、2007年會計準則下上市公司盈余管理實證研究結果回顧
可以將中國目前針對2007年會計準則實施后對上市公司盈余管理影響的實證研究分為兩大塊:第一塊是分析會計準則總體對盈余管理的影響;第二塊是分析具體會計準則對盈余管理的影響。而中國目前更多的研究是集中在第一塊內容上,而且使用較多的研究方法是應計利潤法。
1.會計準則總體對盈余管理的影響
會計準則總體對上市公司盈余管理影響的實證研究中,有學者得到2007年會計準則的實施對上市公司盈余管理行為有了抑制作用的結論。最早對上市公司盈余管理進行實證研究的是劉英男、王麗萍。他們以深市 475 家上市公司為樣本,將其 2005年、2006年 和 2007年三年的半年報為研究對象,采用截面修正的Jones模型和T檢驗的方法驗證新會計準則是否對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,則說明新準則縮小了盈余管理空間;反之,則說明新準則沒有起到有效抑制作用。結果發現,2006年可操縱性應計利潤平均值為- 233 078 102.89,遠遠高于 2007 年均值- 426 543 552.43。也就是說新會計準則的實施使上市公司盈余管理行為得到了有效抑制。新會計準則能夠縮小上市公司盈余管理空間,說明此次頒布實施的新會計準則有利于增強會計信息的可靠性,是高質量的會計準則。但是該研究無論是在樣本選擇上存在一定問題,樣本方面僅僅選擇深圳上市的公司,而且所用的數據全是半年報,半年報未經會計師事務所審計,有關數據的真實性讓人質疑。
針對上述的不足,王勇2009年也使用截面修正 Jones模型對滬深兩地1 154家上市公司進行檢驗,結果發現雖然2007年可操縱應計利潤均值高于2006年均值,但兩年可操縱應計利潤中位數均約為 0.009,而且在對可操縱應計利潤均值是否為0的T檢驗中,2007年可操縱應計利潤顯著為0,而2006年不顯著,從而得到新會計準則實施后,盈余管理空間降低的結論。實施后總應計利潤顯著低于實施前,新準則的實施顯著降低了上市公司可操縱應計利潤水平。新準則的實施對盈余管理行為起到了一定抑制作用,縮小了盈余管理空間。
也有學者以特殊的上市公司為樣本進行實證研究。如王建剛,劉慶艷(2009)采用截面修正的 Jones模型對2006年度財務報告被出具非標準無保留審計意見的上市公司為樣本進行檢驗,發現2007年度全部樣本公司的操縱性應計利潤的均值為- 0.05,2006年度全部樣本公司的操縱性應計利潤的均值為- 0.15。結果表明,中國的新會計準則從整體上看,較之舊會計準則對上市公司的盈余管理行為并沒有起到明顯的抑制作用,但是作者也沒有找到明顯證據表明新會計準則擴大了上市公司盈余管理的空間。由于該研究是以2006年度出具無保留審計意見的上市公司為樣本,因此在樣本的選擇上有一定的局限性。
通過以上的實證研究可以看出,新會計準則的實施確實對于上市公司的盈余管理有了一定的抑制作用,并縮小了盈余管理的空間。因此,在再次修改會計政策時應保持或進一步深化。但是上述研究都是通過計算可操縱應計利潤水平,從而分析新會計準則對盈余管理的影響,并沒有針對新會計準則中的具體變化進行分析。
2.具體會計準則對盈余管理的影響
閆露(2009),采用分布檢驗法以在2007年發生了債務重組損益的312家上市公司為樣本進行檢驗,結論表明:2007年發生債務重組收益的上市公司利用新債務重組準則的實施進行了盈余管理;特征變量差異檢驗結果的結果來看,發生債務重組的上市公司,大多是扭虧公司和 ST公司,并在當年更換了會計師事務所;這在一定程度上說明為了滿足證券監管以及避免違反債務契約,中國上市公司確實存在利用新重組準則進行盈余管理的動機,且總體上為了滿足證券監管而管理盈余的可能性較大。也就是說,從實證的角度也說明新債務重組準則加大了上市公司盈余管理的空間。
顏夢宏、傅蘊英(2009),沿用Beidleman的觀點,先計算將平滑標的和有平滑潛力的變量去掉時間趨勢后的殘值,再檢驗其相關性。最后得出,盈利公司存在收益平滑和利潤最大化的盈余管理表現形式;盈利公司主要通過管理費用和營業外支出變量來實現收益平滑,通過投資收入和營業外收入來實現利潤最大化;中國盈利公司盈余管理的行業特征不是很明顯,沒有哪一行業所有變量的變動都是促進或阻礙凈利潤的波動的。從而說明新《資產減值》準則禁止長期資產在處置前將資產減值準備轉回,從而減少了通過管理費、投資收入用和營業外收支進行收益平滑和利潤最大化的可能性。但這種結論僅僅是在原有的實證結果基礎上推導而出,并沒有利用新準則實施后的相關結果進行說明。
四、結束語及研究展望
總的來說,從實證角度說明了,新會計準則的實施確實對于上市公司的盈余管理有了一定的抑制作用,并縮小了盈余管理的空間。由于會計準則的實施年限比較短,以上的研究時限相對也較短。就具體會計準則對上市公司的影響,目前并沒有太多的研究。會計準則是由一系列具體會計準則構成,而具體會計準則的頒布實施對上市公司盈余管理的具體影響仍是我們需要深化研究的領域。
參考文獻:
[1]財政部會計司編寫組.企業會計準則講解[M].北京:人民出版社,2007.
[2]William R.Scott.財務會計理論[M].陳漢文,等,譯.北京:機械工業出版社,2000:235-247.
第2篇：會計實證研究范文
關鍵詞：會計人員；職業判斷能力；會計準則
一、問題的提出
加拿大特許會計師協會（cica）的研究表明，會計職業判斷是在財務報告編制中的一個決策過程，這個過程是在會計人員的邏輯分析能力、積累的經驗、專業知識并遵循客觀、謹慎原則的基礎上進行的，這個過程的執行要求會計人員具備誠實、正直的品德以及高度的責任感。隨著全球經濟一體化的發展，企業所處的會計環境更加復雜化、多樣化，企業不確定的經濟事項越來越多。我國財政部在2006年頒布了新會計準則，對很多經濟業務的具體會計處理并沒有做出詳細的規定，只作了原則性規定和要求，企業會計人員有了更大的選擇空間和自由度，需要依賴自身專業知識及個人經驗等對結果不確定的交易或事項做出恰當的判斷，會計職業判斷變得非常重要。然而，我國會計人員的職業判斷能力普遍不高，大部分會計人員沒有職業判斷的意識，經常出現濫用會計職業判斷的現象，影響會計信息的質量。針對我國會計人員職業判斷能力普遍偏低的問題，本文以會計職業判斷能力為研究對象，了解實務界對會計職業判斷能力的要求，以期提高我國會計人員的職業判斷能力。
二、文獻綜述
國外對會計職業判斷的研究較早，20世紀60年代，美國和加拿大等西方國家就開始對會計職業判斷進行研究，研究內容豐富但比較零散。其中比較有代表性的研究是在1985年，加拿大特許會計師協會（cica）下屬的會計準則委員會開展的一項調查研究，名為“財務報告中的職業判斷”。該研究總結了前人的研究成果并首次對職業判斷的質量以及缺乏引導等方面予以關注。此外，近年來西方學者從不同角度對會計職業判斷進行了研究，其中主要的研究成果有：michael gibbins在1984年應用人、動因和責任3個組成要素模型研究職業判斷過程中會計人員和審計人員心理。齊曼爾和瓦茨研究了職業判斷的動機，他們認為影響企業會計選擇（會計判斷的一個方面）的因素有3個：報酬計劃、債務契約和政治成本。robert libby和marlys gascho lipe研究了執行判斷任務時的認知過程如何決定與績效有關的貨幣性激勵。libby和luft認為會計職業判斷績效在會計環境中的決定因素是能力、知識、環境和動機。
我國理論界對會計職業判斷的研究起步較晚，研究內容也不多。我國最早對會計職業判斷的研究被認為是在“兩則兩制”之后出現的。2001年《企業會計制度》開始實施，更多具體的會計準則陸續頒布，經濟環境變化，會計職業判斷隨之被提倡、運用和研究，關于會計職業判斷的研究開始逐漸增多。夏博輝比較系統地研究了會計職業判斷的涵義、基本特征、影響因素、動機分析、原則和方法，內容較為深刻和全面。孫丹詳細闡述了會計原則、會計標準和會計職業判斷導引三者的關系，并且指出我國的會計標準制定模式應以原則導向為主，以規則導向為輔。王越唐和趙子夜從會計職業判斷與盈余管理的關系角度闡述了會計職業判斷執行機制的重要性。許燕比較系統地研究了會計職業判斷的基本理論、一般過程與方法、主要內容以及如何改善判斷質量等問題。許道文研究了如何通過會計職業判斷優化會計政策選擇。柏春華和劉百靈探討了會計職業判斷在公允價值會計中的運用問題。
綜上所述，國外對會計職業判斷的研究主要側重于與會計有關的個人判斷和決策的研究，關注個體決策行為，即研究個人如何提高判斷和決策的質量。國內理論界在會計職業判斷的研究方面雖然取得了一定的研究成果，引起了會計工作者的重視、拓展了會計的研究領域，但我們也看到，我國會計職業判斷的研究范圍偏窄且不夠深入，通常研究會計職業判斷的某個方面，沒有形成完善的研究體系。
三、會計職業判斷能力的實證研究
（一）樣本選取與數據來源
本文采用調查訪問法，調查問卷的設計體現了以下特點：①問卷設計題目簡單明了。②問卷的主體部分采用利克特5點量表法，題型直觀，題意明確，方便作答。③問題具有一定的代表性和較強的針對性，突出重點問題。
問卷對會計人員職業判斷能力調查部分主要涉及5大類、38個項目。為了了解實務界對我國會計人員進行職業判斷時應具備能力的看法，對每個問題設計了相應的評價等級及相應的評價值。按程度不同分別對每個項目從左到右逐項賦予0~5依次遞增的分值，對“不需要”賦值0，對“不確定”賦值1，對“不重要”賦值2，對“比較重要”賦值3，對“重要”賦值4，對“很重要”賦值5。根據問卷結果，分析實務界對會計人員進行職業判斷時應具備能力的要求。評價均值超過3的項目才是被調查者認為會計人員應具備的職業判斷能力。
考慮到研究樣本應具有代表性，我們選擇的調查對象來自全國各地，遍及各個行業。
根據中國證監會頒布的《上市公司行業分類指引》，問卷將行業分為13類，并在此基礎上增加了一欄“其他分類”，從以上分析可以得知，被調查者覆蓋多種行業、多種性質、多種規模的企業，具有廣泛的代表性。
問卷調查選擇的被調查者為各單位的總會計師，總會計師是會計工作的帶頭人，具有較高的會計工作水平以及豐富的工作經驗。他們對會計人員進行會計職業判斷應具備的能力有較為全面、系統的了解，能從專業的角度對會計人員應具備職業判斷能力做出較為客觀、可靠的評價，所以可以認為樣本具有代表性。
調查訪問一共發放問卷235份，收回問卷219份，剔除無效問卷14份，有效問卷205份，有效問卷回收率為87.23％。無效問卷的判斷原則為：如果評級題除“其他”項目外有未填項目，則認為該問卷無效。
（二）統計結果
將會計職業判斷能力問卷調查結果按照具體能力項目進行描述性統計，數據采用spss軟件進行分析。
剔除對會計職業判斷能力不重要的項目：營銷學、組織行為學、表達能力、財務與管理軟件的應用、外語能力、計算機能力、人文知識、數量方法與統計學、自然科學知識和藝術知識，進一步將問卷結果按類別匯總進行描述性統計。
（三）結果分析與討論
（1）在上述38項能力中，營銷學、組織行為學、表達能力、財務與管理軟件的應用、外語能力、計算機能力、人文知識、數量方法與統計學、自然科學知識和藝術知識這10項的均值都在3以下，說明這些能力對會計職業判斷不重要。其余28項的均值都在3以上，說明這些能力對會計職業判斷重要。在這28項中，有5項的均值介于3~4，分別是管理與監督能力、終身學習的責任、風險管理、企業與環境和戰略管理，是會計職業判斷比較重要的能力；其余23項的均值介于4~5，說明它們是會計職業判斷很重要的能力。
（2）在會計、財務相關知識中，管理學、貿易和外匯的標準差大于1，說明被調查者對這些項目的評價具有較大的差異性。對產生這一現象的原因簡要分析如下：管理學、貿易和外匯的均值都在4以上，說明這些能力對會計職業判斷很重要，對這類知識的重要性看法不一致的主要原因是以往職業界并未注意到這些非專業基礎知識對會計人員職業判斷的重要作用，目前各高校會計專業課程設置也反映了這種情況。但隨著經濟全球化進程的不斷推進，經濟業務變得越來越復雜，這些知識的重要性已逐漸被職業界所認識。
四、結論與建議
（1）社會已逐步認識到會計、財務相關知識的重要性。會計、財務專業知識已經不是會計人員進行會計職業判斷應具備的唯一知識，會計、財務相關知識已經是會計職業判斷能力所不可缺少的知識要素。法律、金融學、經濟學、外匯、貿易、管理學的均值都在4以上，都屬于會計職業判斷很重要的能力。風險管理、企業與環境、戰略管理的均值也在3以上，它們都是會計職業判斷比較重要的能力。職業界不僅需要會計人員具備財務會計與報告、成本會計、財務管理等專業知識，還需要會計人員有廣泛的知識面和合理的知識結構，能夠宏觀地對各種影響因素作出全面的分析與權衡后進行會計職業判斷。
（2）職業界高度重視會計人員的職業價值觀。我們設計了6項具體體現職業價值觀的會計職業判斷能力，分別是：遵循法律法規、正直、客觀、關注公共利益與社會責任、終身學習的責任和政策水平。這6項會計職業判斷能力的均值和按類匯總之后總體的均值都在4以上，可見職業界認為職業價值觀對于會計職業判斷是非常重要的，而且標準差都小于1，可見職業界的評價差異很小。
（3）職業技能非常重要，僅次于職業價值觀，會計人員應加強職業技能的訓練。會計人員進行會計職業判斷時需要的職業技能按照重要性程度依次為：決策能力、解決問題的能力、系統分析能力、邏輯性與批判性思維能力、溝通與協調能力、人際交往能力、團隊合作能力、管理與監督能力，并且除了管理與監督能力的均值為3.985之外，其他7項能力的均值都在4以上，說明了職業技能的重要性，需要引起會計人員的高度重視。
主要參考文獻
［1］夏博輝。論會計職業判斷［j］。會計研究，2003（4）。
［2］汪永蘭。論會計專業學生職業判斷能力的培養［j］。中國職業技術教育，2006（36）。
第3篇：會計實證研究范文
[關鍵詞]會計信息 股價 回歸模型 解釋變量 相關性
一、選題的意義
上市公司股票價格因為受到多種因素的影響而不斷變化,在這些因素中,上市公司披露的會計信息是投資者進行投資決策的主要依據,因此研究會計信息與股票價格之間的關系就顯得尤為重要。本文結合我國上市公司具體情況進行研究。
二、市場信息與股票價格的相關理論研究
有關市場信息與股票價格關系的理論中,以有效市場假設理論最具代表性。有效市場假設理論認為,如果證券價格“充分反映”了可獲得的信息,則證券市場是有效的。具體包括以下三方面的內容:一個有效的資本市場應該充分正確地反映所有與決定價格相關的信息;對某個特定的信息而言,如果將其披露給所有市場參與者后,證券價格不會發生變化,則資本市場是有效的;若市場是有效的,就不可能以某個特定的信息為基礎進行交易而獲取經濟利潤。
三、變量的選擇與樣本數據的準備
1.變量的選擇
本文在以前學者研究的基礎上選擇了反映盈利能力的每股收益(X1)和每股凈資產(X2)兩個指標;反映企業償債能力的流動比率指標(X3);反映企業營運能力的總資產周轉率指標(X4);反映企業發展能力的主營業務收入增長率指標(X5),采用股票價格(Y)作為被解釋變量。
2.樣本數據的準備
本文選取了滬深股市信息技術行業的69家上市公司作為研究樣本,以上各項會計指標均選取2008年年報數據,而股票價格選取年報的下一年度即2009年4月30日至2009年6月30日之間每個交易日的收盤價的平均值。
四、模型的建立
本文采用經典單方程線性回歸模型,建立模型為:
Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+u
利用EVIEWS軟件,用最小二乘法進行模型的估計。
五、模型的改進與結論
1.剔除多余解釋變量
剔除變量X3,重新進行回歸后,模型的擬合優度與包含X3時幾乎一致,說明X3為多余解釋變量,應予以剔除。
2.重共線性的檢驗
剔除變量X3后,剩余解釋變量兩兩之間的相關系數矩陣如表1所示。
表1 剩余解釋變量間的相關系數矩陣
可以看出,變量X1與X2,X1與X5之間相關系數較大,因此進一步將X1作為被解釋變量, X2和X5作為解釋變量,建立模型:X1=r0+ r1X2+r2X5+u進行回歸分析后, F-statistic=26. 222 29, P值為0。F檢驗通過,說明X1、X2與X5之間有高度的相關關系,為了確定變量的取舍,進一步采用逐步回歸法進行判斷。首先,將三個變量分別單獨代入模型,進行回歸,得出結果如表2所示。
表2 回歸結果1
因此,單獨來看,X1擬合優度最高,解釋能力最強,X2次之,X5最差。其次,將X1分別與X2、X5兩兩組合,代入模型,進行回歸,得出結果如表3所示。
表3 回歸結果2
顯然,加入了X2后,方程的擬合優度有了較大提高,而加入X5,擬合優度幾乎沒有變化,所以剔除變量X5。剔除X5后重新進行回歸,此時模型所有變量均通過T檢驗,Adjusted R-squared=0. 479 515也有了提高。說明以上對模型的改進是有效合理的。
3.最終建立的模型
Y=9. 361 9 +11. 204 7X1+1. 184 9X2-2. 925 2X4
通過模型,我們可以看到,反映企業盈利能力的每股收益和每股凈資產對股價的影響很大,除此之外,反映企業營運能力的總資產周轉率對股價也有一定影響。而反映企業償債能力和發展能力的會計指標沒有通過檢驗,在建立模型的過程中被剔除掉了。由此可以得出這樣的結論:在投資實踐中,反映公司盈利能力和營運能力的這兩類會計信息是投資者比較關注的信息,與股價相關度較大。
參考文獻:
[1]谷 祺,劉淑蓮.財務管理[M].大連:東北財經大學出版社, 2007
[2]袁知柱,鞠曉峰.中國上市公司會計信息質量與股價信息含量關系實證檢驗[J].中國管理科學, 2008(1)
[3]王鳳華,張曉明.我國上市公司會計信息透明度對股價同步性影響的實證研究[J].中國軟科學, 2009(1)
第4篇：會計實證研究范文
【關鍵詞】 簽字注冊會計師； 強制輪換； 盈余管理； 審計主體自利性
一、問題的提出
2003年10月8日，中國證監會《關于證券期貨審計業務簽字注冊會計師定期輪換的規定》(證監會計字[2003]13號)，規定自2004年1月1日起，簽字注冊會計師或審計項目負責人連續為某一相關機構提供審計服務，不得超過五年。2004年1月17日，財政部頒布了《關于改進和加強企業年度會計報表審計工作管理的若干規定》，其中第十四條規定，“為同一企業連續執業5年的簽字注冊會計師，企業應當要求會計師事務所予以更換”，這標志著國內簽字注冊會計師進入強制輪換階段。值得注意的是，在強制輪換政策的首個執行年度2004年，并不是所有符合強制輪換條件的上市公司以及簽字注冊會計師都按照規定進行了輪換，遵循程度只有50%左右（李爽、吳溪，2006），有相當數量的簽字注冊會計師到期未執行輪換，出現政策違規的行為，然而國內研究文獻并未對滿足強制輪換政策條件的簽字注冊會計師未執行輪換政策的原因作出確定的解釋。
從現在的研究結果來看，有關審計師變更原因的研究文獻大多集中在事務所的層面（如：Chow和Rice，1982；Krishman和Stephens，1996；Defond，1998；李爽和吳溪，2002；李東平2001；楊鶴，2001；朱，2003等），國內外關于簽字注冊會計師輪換的研究文獻還較少，Chi和huang（2005）研究顯示，事務所合伙人任期越長盈余質量越低。Carey和Simentt（2006）沒有發現審計合伙人任期與審計質量之間有明顯的關系。沈玉清、戚務清和曾勇（2006）等人的研究表明簽字注冊會計師的強制輪換并未提升盈余質量。江偉和李斌（2007）研究發現，簽字注冊會計師任期越長，審計質量越低。李爽、吳溪（2007）研究了強制輪換實施后簽字注冊會計師的遵循情況，研究顯示強制輪換政策出現了未遵循的情況，但是卻并未探討原因。
回顧上述文獻可以發現：國內外學者多數從上市公司的角度出發，更多集中在事務所變更上來研究審計師變更的原因。雖然，事務所層面的審計師變更對于簽字注冊會計師輪換的研究有借鑒意義，但是作為審計關系一方的簽字注冊會計師個人在審計師變更中起到了什么樣的作用，研究文獻則很少涉及。國內2004年開始實施簽字注冊會計師強制輪換后，學者們的研究集中于強制輪換的實施對審計質量的影響（夏立軍、陳信元、方軼強，2005等），對于強制輪換政策出臺后簽字注冊會計師未執行輪換的原因鮮有研究。在首個強制輪換執行年度，有相當部分的簽字注冊會計師和上市公司沒有遵循強制變更的規定，出現了違規行為。基于此，本文試圖從證監會與財政部規定涉及的兩個主要對象出發，引入公司盈余管理需求、審計主體的自利性兩個變量，研究強制輪換政策下影響簽字注冊會計師未執行輪換的原因，以期有新的發現。
二、理論分析與研究假說
（一）上市公司盈余管理需求與強制輪換下簽字注冊會計師違規
中國證券市場是一個買方市場，審計市場的競爭激烈，上市公司數量與能夠提供審計服務的會計師事務所數量相比較少。Chen et al（2007）的研究顯示20世紀90年代國內至少有100家審計師事務所提供審計服務，而前十大事務所只占有35%的市場份額；五大事務所在1996至2003年間的證券市場份額只有26%，審計市場上沒有形成具有絕對份額優勢的事務所。至2006年，平均一家會計師事務所只擁有20家上市公司作為自己的審計客戶，在客戶與審計師的雙邊壟斷關系中，由于買方市場的原因，客戶具有較強的談判能力，這會導致簽字注冊會計師與客戶形成密切的依附關系。劉峰等（2002）對中天勤客戶流向的案例分析發現，52家原中天勤的客戶中超過1/3的公司與其簽字注冊會計師“共進退”。李兆華（2005）發現當審計師的任期較長時，會與上市公司產生“合謀”的可能。由于客戶掌握談判主動權，當客戶有某種動機要求審計師為其繼續提供服務時，審計師很可能會被說服并與客戶產生一致行為。在強制輪換政策的首個執行年度，當客戶有較強的盈余管理需求時，他們自然會認為與說服不太熟悉的后任注冊會計師相比，說服并挽留現任注冊會計師難度較小。沈玉清、戚務清、曾勇（2006）等人的研究表明強制輪換并未提升盈余質量。因此，本文預計，強制輪換的規定出臺后，違規行為的產生是企業出于盈余管理的需要，說服并“挽留”前任簽字注冊會計師，以期獲得與自己意圖相一致的審計意見來粉飾盈余管理行為。據此，筆者提出本文第一個研究假設：
H1：上市公司盈余管理程度越高，“挽留”簽字注冊會計師不遵循強制輪換的可能性越大。
（二）審計主體自利性與強制輪換下簽字注冊會計師違規
作為審計主體的審計師是理性的。①審計師的行為都是追求自身利益或效用最大化的表現，在具體執行業務過程中的自利性表現在對審計費用和客戶數量的追求上，但是，審計師不能無視法律和法規的存在而出具虛假報告，理性的審計師會從長遠的角度考慮其行為的最大效益，主動接受法律的約束。僅僅考慮審計費用變化并不能完全反映審計師的決定是否遵循變更的動機，從審計主體自利性的角度來看，審計師變更關系到自身利益。審計師個人利益取決于得到的報酬與付出的成本，審計師的報酬即為審計費用所得，審計師的成本在于審計工作的復雜性。當審計工作的復雜性降低時，審計費用沒有減少或者上升，則簽字注冊會計師的個人利益會增加，就會有留任違規的傾向，反之審計師的利益減少，則有輪換的傾向。筆者用審計工作復雜性與審計費用的對比來衡量審計主體的自利性，據此提出本文的第二個研究假設：
H2：審計工作復雜性降低時，審計費用不減，審計師個人利益會增加，則簽字注冊會計師不遵循強制輪換的可能性增大。
研究發現，第一簽字注冊會計師比第二簽字會計師擁有更多的客戶資源（ShiminChen，2010），一旦有違規行為，第一簽字會計師聲譽就會受到影響，可能會損失客戶資源。這意味著“準租金”的喪失（Deangelo，1981），可見第一簽字注冊會計師的違規意味著要比第二簽字會計師承擔更大的風險，因此，從審計主體的自利性來看，第一簽字會計師的行為會更加謹慎避免違規行為的發生，而第二簽字會計師則希望擁有更多的客戶資源，違規的可能性會增加。由于在連續五年的審計服務階段，注冊會計師簽字的順序有變化，因此筆者將五年中至少有三年以上簽字順序為第一位的注冊會計師作為被審計單位的第一簽字會計師，據此提出本文第三個研究假設。
H3：第一簽字注冊會計師違規的可能性要小于第二簽字注冊會計師。
三、研究設計
（一）模型設計
本文采用logistic回歸，模型的表達式如下：
（二）主要變量定義
1.被解釋變量：簽字注冊會計師未執行輪換（switch）
由于為同一客戶提供審計服務的簽字注冊會計師共兩人，根據證監會強制輪換的規定，將審計師達到輪換條件是否遵循的情形分為四種：（1）至2003年止，兩名簽字注冊會計師共同為同一客戶連續提供審計服務滿五年后，第六年兩人繼續提供服務；（2）至2003年止，兩名簽字注冊會計師共同為同一客戶連續提供審計服務滿五年后，第六年兩人都被更換；（3）至2003年止，只有一名注冊會計師連續五年提供審計服務后，第六年繼續服務，而另一名審計師在五年內已經被更換；（4）至2003年止，只有一名注冊會計師連續五年提供審計服務后，第六年被更換，而另一名審計師在五年內已經被更換。如果兩名簽字注冊會計師都沒有滿足連續提供審計服務五年，則其更換屬于自愿變更，本文不考慮該類樣本。筆者將一、三兩種情況視為未輪換，即為違規，取1；第二、第四兩種情況視為變更，即為遵循，取0。
2.解釋變量：盈余管理
本文采用兩種方法來衡量盈余管理：可操縱應計利潤（Da）與稅后非經營收益（Enoi），并進行比較。經截面修正的Jones模型（夏立軍，2003）計算取得的可操控應計利潤計算過程如下：
DAi=TAi/Ai-NDAi，其中：TAi為公司i當年包含線下項目的總應計利潤，即TAi=NIi-CFOi；NIi為公司i當年凈利潤，CFOi為公司i當年經營活動現金流量凈額；Ai為公司i上年年末總資產；NDAi為經過上年年末總資產調整后的公司i當年非操縱性應計利潤。NDAi=α1+α2(ΔREVi/Ai)+α3（PPEi/Ai），其中：ΔREVi是公司i當年主營業務收入和上年主營業務收入的差額，PPEi是公司i當年末廠場、設備等固定資產原值，Ai為公司i上年末總資產，α1、α2、α3是行業特征參數，運用經過不同行業分組的數據進行回歸取得。本文取DA的絕對值來衡量盈余管理的程度。
由于證券監管機構要求注冊會計師“應單獨對非經常性損益項目予以充分關注，對公司在財務報告附注中所披露的非經常性損益的真實性、準確性與完整性進行核實”。李爽、吳溪（2005），李維安（2005），Kevin C.W.Chen和Hongqi Yuan（2004）等的研究均發現上市公司有利用非經常性損益進行利潤操縱的證據。李爽，吳溪（2005）還指出非經常性損益及相關指標是中國證監會在融資審批及其它決策過程中頻繁使用的重要財務信息，該信息有助于證券監管機構對上市公司的盈利質量作出更準確的評價。筆者使用經行業中位數調整后的稅后非經營收益作為衡量盈余管理程度的指標。本文預計，上市公司盈余管理的需求會更多地表現在稅后非經營性收益而不是可操縱應計項目上。
3.審計工作復雜性與審計費用對比（Copmare）
本文采用應收賬款與存貨資產之和占總資產的比例衡量審計工作的復雜性，一般認為，應收賬款和存貨被認為是審計風險高的資產，從風險角度來看，應收取審計風險溢價。此外，應收賬款比例越高，審計函證的工作量越大，存貨資產越多，盤點的工作量越大，所以，如果審計人員嚴格遵守審計程序，審計工作的復雜性必然增加，就意味著審計師成本會增加。如果審計工作的復雜性與審計費用同時發生變化，那么簽字注冊會計師會對比審計工作復雜性變化與費用的變化來估計自己的利益變動情況，進而選擇輪換還是繼續留任。若2003年審計工作復雜性比2002年下降，但審計費用不減，審計師個人利益會增加，則取1，否則取0。
4.第一簽字注冊會計師
由于在連續五年的審計服務階段，注冊會計師簽字的順序有變化，因此將五年中至少有三年以上簽字順序為第一位的注冊會計師作為被審計單位的第一簽字會計師（First），若第一簽字注冊會計師違規則取值為1，否則取值為0。
根據研究背景和相關文獻，本文在模型中控制了以下因素：Fee為審計費用變動，若2003年與2002年相比較審計費用下降則為0，上升則為1。Opinion為審計意見，如果2002年被審計單位被出具了非標準審計意見則為0，否則為1。Distress為財務困境，如果被審計單位近三年內被冠以st或*st企業取0，否則取1。Allen為地域性，如果審計師事務所所在地與公司注冊地在同一省份則視為同城所取1，否則取0。Size為事務所規模，如果審計師事務所是四大或國內十大則取0，否則取1。
加入控制變量的理由如下：第一，上市公司面臨低審計費用的要求（熊建益，2002），可能會在強制輪換年度更換審計師。第二，前一年的非標準審計意見是可能導致輪換的重要原因（耿建新、楊鶴，2001；李爽、吳溪，2002）。第三，審計師的地域性已被很多學者研究發現顯著影響審計師變更（耿建新、楊鶴，2001；李爽、吳溪，2002）。第四，李爽、吳溪（2002）等的研究表明處于財務困境的公司更容易變更審計師。第五，事務所規模在審計師變更的研究中常被作為審計質量的替代指標（Deangelo，1981），本文借鑒以前學者的研究，作為控制變量研究。
（三）樣本選擇
本文選取1998―2003年我國A股市場中簽字注冊會計師為上市公司提供審計服務達到五年，第六年開始輪換的公司與簽字注冊會計師為上市公司提供審計服務達到五年，第六年沒有輪換的公司為樣本。②本文數據由CSMAR數據庫整理而來，如果數據與年報存在不一致的地方，以公司公布的年報為準，剔除了金融、保險行業和數據不全的樣本，最終得到觀察值91個，所有的計算與建模過程都由SPSS17.0完成。
四、實證檢驗結果與分析
（一）樣本的分組檢驗
表1的結果列示了91家上市公司按是否在2003年遵循強制輪換分組后各變量的均值與標準差；滿足輪換條件的91個樣本中，輪換的樣本42個，違規的樣本49個。自變量盈余管理為連續變量，獨立樣本t檢驗的結果顯示遵循與未遵循（違規）強制輪換政策的兩組樣本盈余管理的均值與標準差顯著不同，對應T值為-2.024（Enoi）。由于其它自變量均為虛擬變量，筆者將取值為1虛擬變量在兩組樣本間做卡方檢驗，主要自變量對應的卡方值分別為6.839（Compare）、19.644（First），均顯著。這表明遵循輪換的樣本與違規的樣本在主要變量特征上差異顯著，這些變量很可能成為簽字注冊會計師違規的原因。
（二）各變量的相關性檢驗
表2列示了本研究所采用各變量之間的相關性，從中可以發現各變量之間一系列簡單相關關系；主要解釋變量中盈余管理、是否為第一簽字注冊會計師、審計師利益變動對比與是否違規均顯示了顯著的相關性，符合本文的預期。這初步表明上市公司盈余管理的需要，審計主體的自利性均成為違規的原因，且與簽字注冊會計師的違規呈正相關性，即盈余管理需求越高，審計師利益越增加，則簽字注冊會計師違規的可能性越大。兩種盈余管理的需求中，稅后非經營收益顯示了與審計師輪換遵循的相關性，而分離的可操控性應計利潤沒有顯著的相關性，這符合本文的預期。
（三）實證結果
表3的回歸結果中，自變量盈余管理（Enoi和Da）的系數均為正，行業調整的稅后非經營性收益對應的P值為0.026，即在5%的顯著性水平上顯著為正。這驗證了本文的第一個假設：上市公司盈余管理的程度越高，越會“挽留”前任審計師，此時簽字注冊會計師出現違規的可能性越大。
審計師利益變動變動、是否為第一簽字注冊會計師這兩個自變量本文用以衡量審計師的自利性即個人利益。由表3的結果可見，審計師利益變動變動（Compare）的系數為正，且在5%的顯著性水平上顯著（P值為0.026），這表明簽字注冊會計師的個人利益如果增加，則其違反強制輪換規定的可能性就會增加，本文的第二個假設得到了驗證。是否為第一簽字注冊會計師（First）與違規行為的相關系數顯著為負（p值為0.0004），這表明第一簽字注冊會計師出于對聲譽和“準租金”的考慮，行為會更加謹慎，違規行為要明顯低于第二簽字注冊會計師，這支持了本文的第三個假設。
控制變量中，除了同城所之外，其他影響簽字注冊會計師輪換的因素并不顯著。這表明大多上市公司和簽字注冊會計師重視并執行強制輪換的規定。審計意見與事務所規模的系數為正，這表明被審計單位上一年被出具的標準審計意見偏好于不更換審計師，小規模事務所與四大或國內十大相比更容易出現違規行為。審計費用與財務狀況的系數為負，審計費用的變化與審計師輪換的行為不明顯（回歸系數為-0.108），而處在財務困境的企業更容易更換審計師，與以前學者的研究結論相同。
（四）穩健性檢驗
筆者對本研究的模型作了如下穩健性檢驗：
1.加入2004年仍未遵循輪換的樣本20個，擴大了樣本的容量，重新回歸發現本文原有的研究結論均保持不變。
2.從模型中剔除了的殘差標準化后異常值的樣本，重新回歸發現原有的結論不變。
3.用審計收費與審計工作的復雜性相乘做交叉變量替代了本文的對比變量，結果發現與對比變量的解釋能力相同。以上結果證明，本文的模型及研究是穩健的，限于篇幅，筆者未在文中列示穩健性檢驗的結果。
五、結論
本文以滬深兩市1998―2003年A股的上市公司數據為基礎，實證研究了上市公司盈余管理需求，審計主體自利性對強制輪換下簽字會計師輪換的影響。研究結果表明：上市公司盈余管理需求和審計主體自利性顯著地影響審計師是否遵循強制輪換規定。具體而言，在其他條件不變的情況下，公司盈余管理的需求越高，簽字注冊會計師違反強制輪換的規定的可能性越大；反之，則降低。基于審計主體的自利性角度，簽字注冊會計師個人利益增加，則其違反強制輪換規定的可能性越大。
不同于以往的研究，本文從公司盈余管理需求與審計主體自利性的角度出發，研究了2004年強制輪換中簽字會計師執行效果，更側重于研究簽字注冊會計師在強制輪換的首個執行年度不遵循輪換的原因。筆者嘗試著從審計師自利性與公司盈余管理的需求入手，為審計師變更研究提供一個新的研究角度，希望能夠對規范審計市場提供一點有價值的參考。
影響審計師變更，尤其是簽字注冊會計師違規行為的因素還有很多，由于強制輪換規定是證監會與財政部的法規，所以筆者曾嘗試引入法制水平指數變量，但是統計結果并不顯著。研究中發現，法制水平越高，出現違規的行為反而越多，同時法制水平越高，遵循的行為也居多，二者的關系尚不明確。此外，投資者對公司違規行為有何反應可能會影響下一個年度的遵循情況。這是本文存在的不足之處，同時也是今后研究的方向。
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第5篇：會計實證研究范文
【關鍵詞】環境會計信息；信息披露；上市公司；實證研究
環境會計是會計理論發展和成熟的結果，也是人類對可持續發展追求的體現。良好的環境會計信息披露體系的建立，有助于對那些易于對環境造成破壞的行業提供有效的環境責任監督方式。
本文以深、滬兩市58家造紙和鋼鐵行業上市公司的數據為樣本，從公司規模、公司資產負債率、公司盈利能力等方面，分析這些財務因素對企業環境會計信息披露水平的影響，期望通過研究獲得影響上市公司環境會計信息披露的關鍵因素。
一、文獻回顧
Belkaoui(1976)、Bowman(1978)等學者通過實證研究發現，公司績效與環境披露水平呈正相關關系。湯亞莉(2006)對環境會計信息披露的影響因素進行了實證研究，并通過回歸分析得出上市公司的資產規模、公司績效與環境會計信息披露正相關。李晚金等(2008)通過實證研究發現股權集中與否、獨立董事比例與董事長是否兼任總經理對環境會計信息披露沒有顯著影響，而公司規模和盈利能力與環境信息披露顯著正相關。
二、研究設計
（一）研究假設
公司規模越大，政冶成本越高，通過自愿性信息披露與投資者進行溝通，是塑造大公司良好形象和改善公司信譽的有效手段。因此本文提出：
假設1：上市公司規模越大，公司越傾向于披露環境會計信息。
從投資者的角度看，如公司總資產利潤率高于貸款利息率，則資產負債率高者為好，反之低者為好；從債權人立場來講，公司的資產負債率越低越好，這樣公司的償債能力有保證、貸款的安全系數就越高。因此本文提出：
假設2：上市公司資產負債率越高，公司越傾向于披露環境會計信息。
有研究表明，公司的價值與環境利好的負相關。公司的盈利能力是公司價值的一種體現，盈利能力強的公司往往獲得較多利潤、股東回報高、公司投資價值大。因此本文提出：
假設3：上市公司盈利能力越強，公司越傾向于披露環境會計信息。
（二）樣本選取與數據來源
本文選取了滬、深兩市共80家鋼鐵和造紙類上市公司為樣本，剔除了ST，*ST等財務善惡化的公司，以及某些材料、數據不全的樣本公司，得到58家公司連續三年的174個樣本。本研究財務數據來自國泰安數據庫，樣本公司的環境會計信息披露資料來自巨潮資訊網。
三、實證研究及結果分析
（一）描述性統計
樣本公司09、10、11年相關數據的描述性統計結果如表1所示。
表1提供了滬、深兩市58家上市公司2009～2011年全部樣本相關數據的描述性統計。總資產對數的均值為22.76835911，標準差為1.550689083，說明分布比較分散，但峰值小于0，說明正態分布比較平緩。凈資產收益率的均值為0.04242822，略小于其中位數，原因是有兩家公司的凈資產收益率于0.4，峰度5.113說明正態分布圖高峰并不十分陡，偏度-1.647說明左偏即長尾巴拖在左邊。
(二）Logistic回歸結果分析
本文構建了鋼鐵和造紙類上市公司財務狀況對環境會計信息披露影響的Logistic 回歸模型，回歸分析結果如下：
第一步并沒有提出變量，因為沒有關系不顯著的；另外，從顯著性水平看，只有總資產對數在5%的顯著性水平上顯著，所以只有這個自變量的作用顯著。三個自變量的系數都為正，說明各自變量的系數越大，公司披露環境會計信息的概率越大。
結果顯示資產對數高的公司的披露環境會計信息的發生比是資產對數低的企業的2.04倍；資產負債率高的公司的披露環境會計信息的發生比是資產負債率低的企業的1.4倍；凈資產收益率高的公司的披露環境會計信息的發生比是凈資產收益率低的企業的4.318倍。
四、研究結論
1、總資產對數對環境會計信息披露有正向影響。說明公司規模與環境會計信息披露水平正相關，即公司規模越大的企業，越傾向于主動披露環境會計信息，以降低因信息不對稱帶來的成本。
2、資產負債率對環境會計信息披露有正向影響。說明公司資產負債率越高，越傾向于披露環境會計信息，以改善公司的形象，吸引更多的投資者。
3、凈資產收益率對環境會計信息披露有正向影響。說明公司盈利能力越好的公司越傾向于披露環境會計信息，體現了公司合理配置資源的能力越強。
參考文獻：
[1]李苗苗.我國上市公司環境信息披露的實證研究[D].蘭州理工大學碩士學位論文,2009.
[2]湯亞莉,陳自力,劉星等.我國上市公司環境信息披露狀況及影響因素的實證研究[J].管理世界,2006.
第6篇：會計實證研究范文
關鍵詞：盈利反應系數新會計準則決策有用性
一、引言
隨著我國市場經濟的不斷發展和日益完善，舊會計準則已經不能適應企業的發展和滿足信息使用者的需要。2006年我國頒布了與國際趨同的新會計準則體系。新準則自2007年初實施至今，其效果一直受到多方關注。2008年歐盟委員會就歐盟第三國會計準則等效問題的正式報告表明我國新準則執行情況良好。新會計準則與舊會計準則相比有諸多明顯變化，基本實現了與國際會計準則的實質性趨同。從理論上講，新會計準則通過引入資產負債觀和公允價值計量屬性，強化了為信息使用者提供決策有用信息的目標和理念，可以在一定程度上提高企業的會計信息質量。會計信息的決策有用性通常以其信息含量來衡量。盈利狀況是企業財務信息集中最重要的組成部分，也最為投資者所關注。因此人們在研究會計信息決策有用性的過程中，主要研究盈利信息的信息含量，盈利反應系數（Earnings response coefficient，ERC）就是其中的一個重要方面。盈利反應系數是指某一證券的超額市場回報相對于該證券發行公司報告盈利中的非預期部分的反應程度。本文將選取盈利反應系數作為量化會計信息含量的替代指標。新會計準則實施后，我國上市公司盈余反映系數如何變化成為檢驗新會計準則實施效果的重要手段，這也是本文研究的主要內容。研究并判斷新會計準則的實施是否提高了會計盈余信息的信息含量，有助于推動會計準則的發展，有助于管理當局和投資者根據準則的變化和企業的市場表現來調整自身的管理決策和投資策略，無論從宏觀還是微觀上講，對新會計準則實施效果的研究都具有重要意義。財政部新準則實施情況工作組在跟蹤分析了每一家上市公司2007年年報后，劉玉廷、王鵬和崔華清（2008）執筆公布了《關于我國上市公司2007年執行新會計準則情況的分析報告》。分析報告指出，在新準則和財務報告體系下，會計信息對投資者而言更具有相關性，投資者通過全面閱讀企業的財務報告，能夠了解企業的過去和現在，預測企業凈資產的未來增長趨勢，從而做出投資決策。另外，徐莉莎（2009）證實了新準則的實施提高了上市公司會計信息的可靠性和相關性；公允價值變動收益、交易性金融資產以及可供出售金融資產項目具有增量信息含量。基于前人研究和結論，本文采用傳統的事件研究法，以新會計準則在上市公司中開始實施的年份2007年為分界，以舊會計準則實施年份2004年至2006年以及新會計準則實施年份2008年我國A股上市公司為樣本，運用盈利反應系數模型進行分組比較檢驗，以探尋在我國的證券市場上，新會計準則較于舊會計準則是否提高了會計盈余信息的決策有用性，與徐莉莎（2009）相比，本文選取不同的方法從另一個角度檢驗了新會計準則的實施效果。
二、文獻綜述
（一）國外文獻從20世紀60年代后期開始，會計學者以證券市場會計問題的經驗研究為突破口，以“決策有用”這一會計目標為導向，形成了信息觀、計量觀和契約觀三大理論架構，其中信息觀以向投資者充分披露信息，幫助其改善決策為宗旨，得到了學者們的廣泛關注和論證。在信息觀下，會計人員主要研究會計盈余的信息含量問題。會計信息含量的研究主要關注證券價格或成交量與會計盈余信息的相關性，國外已有不少關于識別和解釋市場對盈余信息做出不同反應的文獻。Ball and Brown（1968）開創了實證會計研究的先河，他們以1957年至1965年間紐約證券交易所261家上市公司為樣本，對其會計盈余公告前12個月至公告后6個月的股價進行檢驗，首次發現會計盈余變動的符號與股票非正常報酬率的符號之間存在著顯著的統計相關性，證明了會計盈余信息具有信息含量。他們的研究僅基于未預期盈余的符號和超常報酬率的符號分析，但這是自有資本市場以來，人們第一次發現會計盈余信息具有信息含量的系統性證據。隨后，Beaver et al.（1979）選取紐約證券交易所的276家上市公司作為樣本，對1965年至1974年的報表數據進行了有關會計盈余變動與股價變動程度的數量關系問題的研究，他們發現盈余的變動百分比與股價的變動百分比具有顯著的正相關關系，即未預期盈余變化越大，證券市場價格反應就越大。從統計計量的角度來講，他們的相關性研究比Ball and Brown（1968）的符號分析更進一步。接著，研究者在其他國家和證券交易所也發現了類似的結果。Vafeas，Trigeorgis and Georgiou（1998）對歐洲新興市場塞浦路斯證券市場的研究，Dumontier and Labelle（1998）對法國證券市場的研究，Jindrichovska and Mcleay（2005）對捷克證券市場對盈余好消息和壞消息的反應的對比研究，均證明了證券市場對盈余信息產生或強或弱的反應。Nichols and Wahlen（2004）運用Ball and Brown（1968）的模型證明了美國證券市場在1988-2002年的時間內，年度股票收益與年度盈余變化具有顯著的相關性。Pinello（2008）的研究表明投資者對正的未預期盈余和負的未預期盈余均有反應，無論預期是來自投資者本身還是分析師，投資者依據未預期盈余改變投資決策會造成證券市場股價的相應變化。
（二）國內文獻 中國證券市場從1991年開始交易，其近20年的快速發展為中國會計的實證研究提供了基礎數據。趙宇龍（1998）借鑒Ball and Brown（1968）的符號檢驗法，通過對上海股市123家樣本公司1994年至1996年共369家的盈余披露日前后各8周的未預期盈余的符號與證券超常報酬率的符號之間的相關性進行實證研究，發現會計盈余信息的披露隨著證券市場超常報酬率同方向同性質的變動。在此基礎上，趙宇龍（2000）進一步研究發現，在控制了凈資產、董事會分配預案、審計意見類型等重要變量的影響之后，仍可驗證會計盈余的披露與證券市場超常報酬率同方向同性質的變動。隨后，國內其他學者從不同角度對這一問題進行了進一步的分析。有的學者通過延伸樣本數據時間的角度，驗證了不同時間段會計盈余信息的信息含量，如孫愛軍和陳小悅（2002）基于1992年至1998年間中國證券市場的數據樣本，利用ERC模型檢驗會計盈余的信息含量，再一次驗證了在中國證券市場上，會計盈余信息對證券收益具有顯著的解釋力，而且這種影響呈現不斷增強的趨勢；張宗新、楊飛和袁慶海（2007）通過對2002年至2005年深市上市公司樣本數據的檢驗，發現信息披露質量高的公司，會計盈余指標（如總資產收益率、凈資產收益率）較高，且其股票在二級市場的表現也更好。但是他們的研究只分別驗證了信息披露質量與會計盈余指標和二級市場股票表現的相關關系，并沒有直接證明的會計盈余指標和二級市場股票表現的相關關系。還有學者從細化會計盈余信息指標的角度，深化了會計盈余信息含量的研究。陸宇峰（1999）發現會計盈余對股價的解釋力度有逐年增強的趨勢，而凈資產對股價的解釋力度一直比較弱；陳曉和陳淑雁（2001）的研究發現，證券市場對于包括盈余信息在內的整體年報信息的反應是顯著的，但超常交易量與盈余信息之間的相關關系并不顯著；孟焰和袁淳（2005）通過對1998年至2003年度中國證券市場5705個樣本進行研究得出結論：虧損上市公司會計盈余與超常報酬率的相關性明顯弱于盈利上市公司，也就是說無論虧損還是盈利的上市公司，會計盈余與超常報酬率都具有相關性，只是強弱不同；張騰文和黃友（2008）以滬深兩市A股為研究對象，利用剩余收益定價模型，得出了經營利潤率這一分解后的會計信息對股價有顯著的解釋力的結論。以上研究都是通過在短時間窗口內觀察證券價格的變動大小來表示證券市場反應的強弱，陳曉、陳小悅和劉釗（1999）則從成交量角度考察并證實了中國資本市場會計盈余信息的決策有用性。對會計信息含量的研究主要采用事件研究法（Event study），通過對會計盈余公告日短時間窗口內證券價格變化的研究，來推斷會計盈余信息在實質上是否影響了信息使用者的經濟決策。以上的研究得出的基本結論是：證券市場中的證券價格會對會計盈余信息做出反應，且未預期盈余變化越大，證券市場的反應就越大。國外文獻提供了證券市場會計問題的經驗研究的方法，是國內相關研究的重要參考和指導。在中國證券市場逐步成熟后，國內學者也紛紛開始驗證在中國的證券市場中會計盈余信息的披露對證券超常收益是否具有顯著的解釋力。但是用這種方法在中國證券市場驗證會計盈余信息與證券市場超額報酬率之間相關關系的文獻選取的樣本數據僅截止到2006年。這是因為2007年上市公司執行新會計準則后，會計盈余的內涵和結構均發生了很大變化，導致會計盈余預測不能連續，而實際運用時驗證會計盈余信息與證券市場超額報酬率的相關關系至少需要兩年完整的數據才可以進行會計盈余和報酬率的預測。新會計準則在上市公司執行之后，理論上因為會計信息的相關性增強，則會計信息的決策有用性增強，那么證券市場對盈余信息的反應顯著性也會增強。所以本文的研究將運用事件研究方法和盈利反應系數模型，重點比較檢驗新舊會計準則下會計盈余信息與證券市場超額報酬率的相關關系的變化。
三、研究設計
（一）研究假設在有效市場假說的前提下，如果會計信息具有信息含量，股票價格將會在信息公布時迅速做出調整，事件窗口內的累計超額報酬率（CAR）反映的正是市場對于進入股票市場的會計信息的評價與衡量。如果CAR在事件窗口內大于零，則說明市場對該項會計信息呈正面評價；如果CAR在事件窗口內小于零，則說明市場對該項會計信息呈負面評價。具體到會計盈余信息是否具有信息含量的問題，可以看到如果公司的財務報告日給出的會計盈余低于投資者的預期，即未預期會計盈余（UAR）小于零，那么理性的投資者會對該公司的未來盈利能力失去信心，并將拋售或者處理手頭該公司的股票，引起股票的價格下降，導致股票的收益率低于預期收益率（財務報表公布前基于已得信息所做的預期），那么在事件窗口內，累計超額報酬率（CAR）將小于零。反之，如果公司的財務報表在報告日給出的會計盈余高于投資者的預期，即未預期會計盈余（UAR）大于零，那么理性的投資者會對該公司未來的盈利能力增加信心，將會增持該股票，引起股票的價格上升，于是股票的收益率將會高于預期收益率，即累計超額報酬率（CAR）將大于零。基于上述分析，可見CAR與UAR之間存在相關性，并且相關系數（ERC）大于零。由于需要將新舊會計準則下會計盈余信息含量進行對比研究，因此，本文將數據分成兩組進行檢驗，第一組為實施舊會計準則時2003年至2006年的數據；第二組為實施新會計準則時2008年的數據。建立以下兩個假設（H1和H2）：
H1：在財務報表公布前后，CAR與UAR是相關的，并且新舊準則下的相關系數（ERC）均大于零
H2：新準則下第二組數據的ERC大于舊準則下第一組數據的ERC
（二）樣本選取和數據來源本文的樣本是2004年至2006年和2008年在上海證券交易所和深圳證券交易所上市的所有發行A股的公司，剔除了在此期間上市和退市的樣本公司；在計算凈資產收益率時，剔除了凈資產小于零的樣本公司。本文的數據來自國泰安數據庫和新浪財經網站。此外，由于滬市與深市具有不同的特點，本文將分別對其進行檢驗。在計算預期股票收益率時，采用了總市值加權平均法并考慮現金紅利再投資來計算日市場回報率。
（三）變量定義與模型建立本文的變量定義和模型建立如下：
（1）未預期會計盈余的確定。本文將選擇凈資產收益率（ROE）指標來衡量會計盈余。因為在凈利潤，每股收益和凈資產收益率這三種投資者比較關心的衡量會計盈余的指標中，凈利潤指標未考慮企業的總資產和凈資產的規模；在每股收益指標的計算過程中，由于各個企業的每股凈資產差異很大，所以不能進行不同公司的橫向比較。而ROE指標在我國得到投資者相當的關注，而且是證券監管機構常用的一個指標，如配股標準、發行債券的條件等，因此本文把ROE作為本研究的會計盈余指標。確定未預期盈余的關鍵在于確定預期盈余。在國內外的證券市場研究中，常用的確定會計盈余預期值的估值模型有三種：時間序列模型，專家預測模型和隨機游走模型。時間序列模型在國外的相關研究中應用較多，如Beaver et al.（1979）和Kormendi and Lipe（1987）的研究，時間序列模型考慮了以前幾個年度會計盈余變化對預期會計盈余的影響，所以，在數據時間跨度足夠大（至少10年以上）的條件下，時間序列模型能夠更為準確的預期會計盈余的變化。但是，我國證券市場起步較晚，而且本研究采用的數據僅涵蓋了2003年至2006年四個年度，以及2007年至2008年兩個年度，時間跨度不夠，而且由于會計準則的變化數據不具有連續性和穩定性。所有這些情況表明，國外的時間序列模型不適用于本文的研究。專家預測模型是以證券分析師對外公布的盈余預測數據或者公司管理當局公布的盈余預測數據作為市場對會計盈余的預期值。然而財務分析師及管理層公告的預測數據散見于各類報刊雜志，還沒有形成制度和慣例，不便于收集，尤其是財務分析師的職位經常變化，難以獲得整個市場的連續性數據，因此，專家預測模型也不適用于本文的研究。隨機游走模型是指把上年的實際盈余數據直接作為本年盈余的預期值。國外的研究數據表明，隨機游走模型可以比較準確的預測年度會計盈余，國內學者也指出：該模型雖然簡單，但其有效性并不比其他的復雜模型差（趙宇龍，1998）。實證研究開山之作Ball and Brown（1968）就采用了該模型，綜合以上考慮，本文采用的預期會計盈余模型為：ERit=Rit-1，未預期會計盈余UARit=ERit-Rit-1。其中，Rit為i公司t年度的會計盈余；ERit為i公司t年度的預期會計盈余。
（2）累計超額報酬率的確定。確定累計超額報酬率，首先需選擇一個合適的時間窗口。時間窗口過長會高估會計盈余信息的信息含量，時間窗口過短會低估會計盈余信息的信息含量，時間窗口的選擇是一個權衡利弊的過程。本文考慮到我國證券市場歷經十余年發展，已逐漸趨于成熟，并且考慮到時間窗口過長，會有很多其他因素影響觀測值的變化，故選擇（-1，1）天和（-3，3）天作為時間窗口。累計超額報酬率是非正常報酬率的累計值，等于某股票的實際報酬率減去該股票的正常報酬率，股票的實際報酬率根據每天的股價計算得到，正常報酬率采用市場模型來進行估計。市場模型的估計期窗口為財務報告公告日前30日之前的連續120個交易日。
（3）盈利反應系數的確定。盈利反應系數（ERC）是用來衡量證券的超額市場回報相對于該證券發行公司報告的盈利中的非預期因素的反應程度。本文將分別考察每一會計年度整個市場的盈利反應系數。如果模型中盈利反應系數顯著大于零，說明財務報告中的會計盈余在研究窗口內具有與股票價格相關的信息含量，并且是具有相同的方向；如果盈利反應系數不顯著，則說明財務報告中的會計盈余在本文的研究期內具有較少的與股票價格相關的信息含量。
（4）盈余管理的衡量。對于盈余管理的衡量，基于Jones模型的異常應計利潤得到了廣泛使用。然而，Kothari et al.（2005）指出，在計算操控性應計利潤時，需要考慮公司業績的影響。根據以往的文獻，本文采用兩種方法調整業績對異常應計利潤的影響：第一種方法通過構造組合方式來調整業績的影響，稱為組合業績調整異常流動性應計利潤（PADCA）；第二組方式通過在回歸模型中加入業績變量來調整業績的影響，稱為業績回歸調整異常流動性應計利潤（REDCA）。具體的計算過程如下：第一，組合業績調整異常流動性應計利潤（PADCA）。首先計算流動性應計利潤（CA）=（t年營業利潤-t年經營現金流量+t年固定資產折舊），然后分年度、分行業對如下模型進行回歸：CAit/Ait-1=α1（1/Ait-1）+α2（REVit/Ait-1）+?著it …（1）。其中，Ait-1為公司t-1年末總資產，REVit為t年度主營業務收入的改變量。通過分年度分行業 回歸，得到各個年度/行業的回歸系數。注意到，流動性應計利潤模型和傳統的總應計利潤模型的思路一致。在一定條件下，（正常的）總應計利潤主要與營業收入的變動額和固定資產原值有關，因此通過總應計利潤對營業收入的變動額和固定資產原值回歸可以分離出正常和異常總應計利潤；（正常的）流動性應計利潤主要與營業收入的變動額有關，因此通過流動性對營業收入的變動額回歸可以分離出正常和異常的流動性應計利潤。比較兩者模型可以看出，后者在前者模型的因變量中加入折舊，相應地在回歸變量中剔除了固定資產原值。其次，將其代入如下方程（RECit為t年度應收賬款凈額的改變量），求得正常的流動性應計利潤（NDCAit）和異常流動性應計利潤DCAit（=CAit-NDCAit）。其中：NDCAit=α1（1/Ait-1）+α2［（REVit-RECit）/Ait-1］…（2）。最后，將同年度同行業所有公司按上年資產報酬率（ROAit-1）分為10組。其中，當年的總資產報酬率等于凈利潤除當年平均總資產，當年平均總資產=（期初總產+期末總資產）/2。對任一觀測值，以其異常流動性應計利潤減去同組內其他觀測值的異常流動性應計利潤的中位數得到的差值的絕對值作為該觀測值的組合業績調整異常流動性應計利潤（PADCA）。第二，業績回歸調整異常流動性應計利潤（REDCA）。首先分年度、分行業對如下模型進行回歸：CAit/Ait-1=α1（1/Ait-1）+α2（REVit/Ait-1）+α3ROAit-1+?著it …（3）。其中，Ait-1為公司t-1年末總資產，REVit為t年度主營業務收入的改變量，PPEit為t年末固定資產價值，ROAit-1為上年資產報酬率。通過分年度分行業回歸，得到各個年/行業的回歸系數。然后，將其代入如下方程（RECit為t年度應收賬款凈額的改變量），求得業績回歸調整的正常的應計利潤（NDCAit）和異常流動性應計利潤DCAit（=|CAit-NDCAit|）。NDCAit=α1（1/Ait-1）+α2［（REVit-RECit）/Ait-1］+α3ROAit-1…（4）。
四、實證結果分析
（一）新舊準則下滬、深兩市A股ERC檢驗 為了方便比較，把新準則下的ERC檢驗結果與舊準則下的ERC檢驗結果列入一張表中，（表1）給出了（-1，1）天、（-3，3）天兩種時間窗口下舊準則（2004年至2006年），新準則（2008年）的滬、深兩市A股的ERC檢驗數據，以檢驗H1和H2。可以看到，滬市數據結果均不顯著。對于深市數據，無論是（-1，1）天、（-3，3）天兩種不同的時間窗口，舊準則下2004年和2005年的ERC顯著為正，2006年的結果不顯著；新準則下2008年的ERC顯著為負，可見這與H1違背。在這個基礎上，討論新會計準則是否提高了盈余的信息含量沒有多大的意義。因此，本文的研究無法對假設H2進行直接的檢驗，這留待以后的研究。另外，深市2006年的結果也不顯著，主要是因為2005年末開始的中國資本市場新一輪牛市行情一直持續到2007年10月16日，在牛市的一片大好的行情下，投資者盲目跟風投資現象嚴重，脫離公司的實際情況進行投資決策，使得整個市場的投資理念沒有完全轉變到公司層面上來，投機惡炒成分廣泛存在，投資者的不成熟導致了股票慣性，從而造成2006年證券市場整體表現缺乏理性。
（二）新會計準則下深市A股ERC分解檢驗 因為上文檢驗結果顯示新會計準則下2008年的深市A股的ERC顯著為負，與H1違背，所以本文將2008年數據樣本分為UAR>0、UAR≤0分別進行回歸分析，以進一步探尋新會計準則下2008年的深市A股的ERC顯著為負的深層原因。（表2）為（-1，1）天、（-3，3）時間窗口下2008年深市A股的ERC值分解檢驗結果。可以看到：就2008年深市A股而言，無論是（-1，1）天還是（-3，3）天的時間窗口，當未預期盈余UAR為正值時，ERC為負值但是不顯著；而當未預期盈余UAR（≤0）為負值時，ERC都顯著小于零，而且未預期盈余為負值時的ERC的絕對值要大于未預期盈余為正時的絕對值，本文認為這是造成2008年深市A股整體ERC為負值的原因。在會計盈余信息為壞消息時（未預期盈余為負值時），證券市場的累計超額報酬率卻向相反的方向反應，即使上市公司的盈余未達到市場預期，但是仍受到投資者的青睞和追捧，有正向的未預期股票回報率，這是與理論和假設不符的，本文稱之為非正常反應，本文認為造成這種非正常反應的原因是：雖然中國經濟在2008年受到世界經濟危機的影響，2008年一年內中國股市由2007年10月的最高點下跌超過70%，全國范圍房價下跌，出口增幅下降4.8個百分點。但是中國經濟在一攬子的宏觀調控政策下，在困難中仍保持了9%的增長，對世界經濟增長的貢獻超過20%，尤其是2008年12月份開始，中國的貨幣信貸、消費、投資、出口、工業生產等方面在國際上率先產生了一些積極地變化。而本文在預測正常報酬率時的選擇的時間窗口是財務報告公告日前30日之前的連續120個交易日，預測期大部分處于2008年12月前，也就是說預測期和實際期的經濟環境發生了極大的變化，導致正常報酬率的預測不準確，從而可能導致2008年深市A股中的非正常反應。此外，由于新會計準則與舊會計準則相比發生了重大變化，在新準則實施的初期，信息使用者對新會計準則的理解可能還不夠透徹，從而使得新會計準則提高會計信息決策有用性的優勢沒有被充分識別。這也是2008年的深市A股的ERC顯著為負的一個可能原因。
（三）新舊會計準則下上市公司盈余管理行為研究因為會計盈余信息是許多契約的重要參數，會計盈余或虧損對于上市公司本身及其股東、管理層和有關主管部門而言有重要的影響，所以他們為了自身效用的最大化，竭盡全力，采取種種盈余管理手段來影響公司會計盈余信息。如果會計盈余信息受股東或管理層的主觀意愿影響太大，盈余管理過度，會造成公司的會計信息失真，損害會計盈余信息的可靠性，從而以可靠性為基礎的相關性也自然不會顯著。在新會計準則下，公允價值變動損益進入利潤表，造成未實現利得和損失增多，從而增大了股東或管理層操縱利潤的空間，可能損害會計盈余信息的可靠性，從而使得新會計準則的相關性減弱。這可能是上文中關于新舊準則下滬、深兩市A股ERC和ERC檢驗結果沒有支持原假設，沒有顯示出新會計準則帶來的相關性即決策有用性增強的效果的原因之一。為了衡量新舊會計準則下上市公司操縱會計盈余的程度，本文將進一步對新舊會計準則下企業的盈余管理行為進行研究。本研究根據前述模型對新舊會計準則下2004年至2008年滬、深兩市A股的數據分年度計算和檢驗可操控性應計利潤額，研究數據均來自國泰安數據庫。在研究過程中，剔除了數據不完整的樣本，得出結果如（表3）所示。可以得出：總體來看，新會計準則下由于公允價值變動損益進入利潤表，造成未實現利得增多，從而增大了股東或管理層操縱利潤的空間，可能損害會計盈余信息的可靠性，從而使得新會計準則的相關性減弱，這也成為上文中ERC和ERC分解檢驗結果沒有支持原假設，沒有顯示出新會計準則帶來的相關性即決策有用性增強的效果的原因之一。
五、結論與建議
（一）結論 在舊會計準則下，2004年至2006年會計盈余信息在中國證券市場上具有決策有用性，但是2006年的數據跟模型預期有偏離，這主要是受政策和牛市行情的影響。新會計準則下的2008年由于以下原因的影響，沒有顯示出新會計準則帶來的決策有用性增強的效果：經濟大環境的突然改變，經濟危機的發生使得收益發生巨大的波動，市場處于觀望和調整期；由于我國的新會計準則實施僅兩年，財政部僅組織了會計從業人員對新會計準則的系統學習，所以其他廣大信息使用者對新會計準則的理解還需要時間，可能不透徹，從而使得新會計準則相關提高會計信息決策有用性的部分沒有被識別，可能導致證券市場反應異常。我國經濟在2008年12月份前后發生了巨大的改變，使得預測期窗口期和實際期的經濟環境發生了極大地變化，導致正常報酬率的預測不準確，從而可能導致2008年滬市A股顯示出非正常反應。通過對新舊會計準則下滬、深兩市A股可操控性應計利潤進行的t檢驗得出結論，新會計準則下上市公司操縱應計利潤的程度相比于舊會計準則下更強，表明新會計準則下股東或管理層操縱利潤的空間更大，損害了會計盈余信息的可靠性，從而使得新會計準則的相關性即決策有用性減弱。
（二）建議 針對本文的研究結論，給出如下政策建議：第一，對于會計準則的政策制定者，不僅要看到財務報告作為一種競爭信息在市場中的重要作用，還要針對不斷變化著的國內外經濟環境，不斷完善準則和相關會計政策的制定，而且在頒布新會計準則后，要做好會計準則的普及教育工作，提升投資者理解會計信息的能力，促進證券市場的正常發展。第二，對于公司會計人員來說，會計人員要進一步學習更新新的會計準則和相關理論知識，并且可以通過研究市場對會計信息的不同反應，選擇不同的會計政策和披露方式。此外，對于公允價值等可以進行盈余管理的項目，應該保證合法合規披露，以達到提高財務報告對于投資者的決策有用性的目的。不斷提高會計人員作為市場信息提供者的競爭能力，同時也會為公司吸引合適的投資者。第三，對于投資者來說，要理性的分析財務報表，不僅要看到財務報表是報告公司真實情況的重要信息源，而且要看到財務報表的不足和存在可以虛假報告的風險，充分利用其他信息，幫助自己改善投資決策，切忌盲目跟風，同時要對新頒布的會計準則，尤其是對會影響會計盈余信息的相關準則加強學習和理解。新會計準則的實施才剛起步，雖然現有實證結果并未顯示出新會計準則帶來的決策有用性增強的效果，但是由于新會計準則的進步性，在新會計準則實施的時間增長后，再對其檢驗必能有所改善，這也是今后的研究方向。
*本文受國家社科基金項目“我國國有企業高管薪酬制度改革研究”（項目編號：10BGL067）和國家自然科學基金項目“銀行債務契約、財務報告質量與公司投資效率”（項目編號：71072103）資助
參考文獻：
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第7篇：會計實證研究范文
【關鍵詞】成本；會計透明度
一、引言
現代企業組織的重要特征之一就是企業所有權與經營權的分離，股東將經營權委托給了職業經理人員，而每個經濟人在經濟活動中都追求自身利益的最大化，那么企業的經營者就不一定在經營活動中時刻從最大化企業所有者的利益出發，從而產生了成本[1]。一方面，成本成為公司治理要解決的基本問題，另一方面，會計透明度對于改善公司治理的重要性使其成為學術界和實務界共同關注的焦點。現有研究大多是從公司治理的角度來研究其與會計透明度之間的關系，而涉及成本與會計透明度之間關系的經驗證據很少，且大多是間接的，缺乏直接的經驗研究證據。本文將視角定位于直接研究成本與會計透明度之間的關系，研究結果表明低成本顯著地提高了會計透明度。
二、文獻綜述和提出假設
（一）國外研究
在股權結構與信息披露程度的關系方面，Jensen和Meckling提出的理論為研究公司治理與信息披露行為提供了理論框架，并提出管理層持股作為一種內在激勵機制以解決問題；Morck等提出管理層持股水平越高，越有可能減少自愿披露；Schadewitz等以芬蘭公司的中期報告為研究對象，發現大股東持股比例與自愿披露程度負相關；機構投資者持股比例與自愿披露程度負相關；Hossain等發現股權集中度與自愿披露程度負相關。
在董事會特征與信息披露程度的關系方面，Rosenstein等認為監督經理人員行為的一種有效工具是獨立董事制度，獨立董事有利于鼓勵公司向投資者自愿披露信息；Forker認為獨立董事能使董事會對投資者更加負責，獨立董事將會督促公司遵守信息披露要求，這樣會提高財務信息披露的質量和全面性。研究結果發現獨立董事比例與信息披露質量呈正向相關，但并不顯著，他認為這可能是由于有的公司未披露獨立董事信息；Eng和Mak研究發現，低獨立董事比例更有利于提高上市公司自愿披露程度。
從上面可以看出，國外的研究主要集中于股權結構和董事會兩個角度來研究其與會計信息披露程度的關系，并且主要是針對自愿披露行為，這些成果對于我們研究分析我國成本與會計透明度二者的關系提供了很多借鑒。
（二）國內研究
劉立國、杜瑩對股權結構和董事會特征兩方面與財務報告舞弊之間的關系進行了實證研究，研究結果顯示，流通股比例與財務舞弊的可能性負相關，而內部人控股制度、監事會規模、執行董事比例、法人持股比例、與之正相關。崔學剛分析了公司治理機制對信息透明度的影響，發現兩職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、前十大股東中具有機構投資者、前十大股東持股比例、獨立董事等公司治理變量能夠顯著提高公司透明度的水平，但如果存在兩職合一的情況，獨立董事很難發揮其提高公司透明度水平的作用；與國外研究結論相同的是，王詠梅研究表明股權集中度與自愿披露程度負相關；何衛東通過與股權集中度低的公司相比，研究發現股權集中度高的公司，公司規模更大，披露的信息質量也更高；杜興強、周澤將研究了信息披露質量對成本的影響，實證結果顯示，高質量的信息披露可以顯著地降低成本。
總之，國內的研究在很大程度上借鑒了國外的研究，并且有一定的差距，但是逐步的重視起來。同樣國內對于上市成本與會計透明之間關系直接的研究是比較少，也主要是從公司治理的角度來研究，同時自愿性披露水平只是會計透明度的一個方面，并不能充分反映會計透明度這一概念的內涵。
（三）假設提出
本文在國內外研究的基礎上，以我國深市上市公司為樣本，進行公司成本對會計透明度影響的實證研究。基于國內外已有研究成果，本文提出以下假設：成本與會計透明度負相關，即成本越高，會計透明度越低。
三、研究設計
（一）樣本選取和數據來源
本文選擇樣本的所在期間為2009到2011年，以深交所考核的優秀公司和不及格公司作為研究樣本。并按照如下順序進行了篩選：第一，遵從研究慣例，我們刪除了ST、PT、*ST以及停止上市的樣本公司；第二，由于證監會對金融類、保險類、房地產類上市公司的信息披露有專門規定，因此剔除了這部分公司；第三，由于上市條件和其他制度規定上的差異，我們選擇在主板上市的公司；第四，剔除了數據不全的上市公司。最終得到136個樣本觀測值，其中2009年至2011年樣本觀測值個數分別為48，42，46。
成本和控制變量數據來源于RESSET數據庫，會計透明度指標來源于深圳證券交易所網站的上市公司評價系統。
（二）變量的選取
1.被解釋變量
本文采用深交所對上市公司的年度信息披露考評結果作為上市公司會計透明度的衡量標準。本文采用透明度差異最大的優秀和不及格的兩類等級對上市公司會計透明度進行分類量化，主要原因是加大評價等級之間的差距可以有效的排除各種非客觀因素帶來的對上市公司會計透明度的客觀評價干擾，增強了研究的有效性和解釋力。
因此，本文以變量FIDI代表上市公司會計透明度，則優秀等級公司會計透明度較高，FIDI=I；不及格公司會計透明度較低，FIDI=0。
2.解釋變量
本文選用營業費用與管理費用之和占銷售收入的比重（簡稱為管理營業費用）度量成本。原因在于，其包括了流人企業管理層的工資以及在職消費等利益和廣告等銷售費用，管理層可以利用營業費用隱藏額外補貼，從而產生了成本，可以看出管理營業費用率與成本正相關[2]。
3.控制變量
參照前人的研究成果，選取的控制變量（CONTROL）包括：資產負債率，前五大股東持股比例，資產規模，每股收益，董事會規模，獨立董事的比例。
（三）統計方法和研究模型
在本文的研究中，為了檢驗成本對于會計透明度的影響，首先對自變量進行描述性統計分析以及相關分析，最后采用多元線性回歸分析。本文選用的回歸分析模型為：
四、研究結果
（一）描述性統計和變量相關分析
限于篇幅，本文只列出了變量描述性統計分析表。通過對各變量間相關性和方差膨脹因子進行了檢驗，各變量之間的相關性較小，不存在多重共線性，不會影響實證結果。
從表2的描述性統計結果，我們可以看出本文選取的樣本公司具有以下特點：在本文的樣本公司中，超過了一半以上的上市公司透明度較高，說明了在我們的樣本中大部分上市公司的信息披露水平令人滿意；管理費用和營業費用占銷售收入比例較高；深交所上市公司資產負債率普遍比較高，均值達到了50%以上；前五大持股比例的均值達到了50.44%，充分說明了我國上市公司的的股權集中度相對來說是比較高的；董事會規模最小為7人，最大為25人，平均為13人，獨立董事的比例的均值達到了35%，這符合了我國上市公司獨立董事比例達到證監會“上市公司董事會成員中至少包括三分之一的獨立董事”的要求。
（二）回歸分析
從表3可以看出各個自變量與因變量會計透明度評價指數的相關性，在該表中相關性是通過相關系數體現出來的。我們可以發現成本對會計透明度的影響是顯著的，即成本與會計透明度負相關，支持了本文的假設。其中的控制變量，資產負債率和資產規模對會計透明度的影響很顯著。對于其他控制變量，都不是很顯著。對于每股收益，它與會計透明度呈正相關關系，雖然不是很顯著，但是它的系數為正；前五大股東的持股比例反映了這個公司股權集中程度，雖然它的系數為正并且很小，說明它對會計透明度的影響卻不大，本文認為可能是由于所選樣本評級為A的公司和評級為D的公司，股權集中度都比較高，從前面描述性統計中我們可以看出，前五大股東持股比例均值和中位數都高于50%，并且樣本的方差也是最小的，所以可能使得股權集中度對會計透明度的影響雖為正但是不顯著；同樣獨立董事對會計透明度的影響為正，但是也不顯著。本文認為雖然理論上認為提高獨立董事的比例可以提高會計透明度，但是從現有研究可以看出，我國獨立董事制度的逐步建立對于維護中小股東的利益起到了一定的作用，但是結果不顯著的原因可能在于大多數上市公司設立獨立董事只是為了滿足上市公司監管部門的要求，具有明顯的政策導向行為，并沒有真正發揮自身監督公司信息披露的作用。對與幾個控制變量不是很顯著，本文認為這與中國企業公司治理方面存在固有缺陷有關，企業可能并沒有按國家的規定進行，但是本文主要變量成本與會計透明度之間的負相關關系還是很顯著，其中幾個控制變量不顯著，并不影響本文的研究結果。
從表3我們也從中可以發現整個回歸方程的調整的R2表明了解釋變量與控制變量能夠解釋被解釋變量大約41.37%，這個結果還是不錯的，而F檢驗得到的F值說明了整個回歸方程的顯著性比較高。
五、研究結論
本文以深市上市公司為樣本，以深交所對上市公司的信息披露考核評級結果為會計透明度的變量，考察了成本與會計透明度之間的關系。回歸檢驗的結果表明成本與會計透明度具有顯著的負相關關系。因此，完善公司治理機制，降低成本，對提高會計透明度起到至關重要的作用。本文的研究存在一定的局限性，未來研究可以進一步改進和發展。首選，本文只選擇了評級為優秀和不及格的上市公司作為研究對象，樣本量較少。其次，樣本中包括了各種行業的數據，并且在實證檢驗過程中并沒有剔除由于各個行業之間的差異而帶來的樣本數據的差異對會計透明度的影響。
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第8篇：會計實證研究范文
關鍵詞：會計穩健性；權益資本成本；必要報酬率
中圖分類號：F224
文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）14-0124-03
引言
上市公司會計信息質量特征一直是理論界與實務界關注的焦點，近些年來對其中的會計穩健性的發展尤為關注。現有的國內外文獻大多集中于討論會計穩健性本身及其對公司治理等的影響，而鮮有討論會計穩健性與權益資本成本之間的關系。但權益資本成本的高低是決定企業資金流向以及投融資決策的重要標準之一，財務報告的會計信息質量也影響分析師對權益資本成本的預測，所以，會計穩健性對權益資本成本的影響至關重要。本文就針對該問題進行詳細討論，以進一步深入對會計穩健性的研究，期望獲得可參考的結果。
一、文獻回顧
（一）會計穩健性的存在性
會計穩健性能夠降低盈余操縱的動機和機會，改善信息不對稱問題，增加公司價值（LaFond & Watts，2008）。Watts（1993）第一次明確提出會計穩健性的概念，不高估資產和收益，不低估負債和費用。Basu（1997）對會計穩健性的定義是，財務報告對“壞消息”的確認要比“好消息”更及時。也就是說，對“好消息”要在事項基本確定發生的基礎上才能確認，而對“壞消息”則應提早確認。會計穩健性的研究正是在Basu（1997）解決了計量方法上的問題之后，漸漸成為管理學術界研究熱點的。
自李增泉和盧文彬（2003）對我國的上市公司進行的分析研究首次確認了我國上市公司會計盈余具有穩健性的特征后，針對我國上市公司穩健性的相關研究層出不窮，其中不乏質疑者。如李遠鵬和李若山（2005）運用4個穩健性指標進行檢驗后發現當沒有控制虧損公司時，會計盈余顯示了一些穩健性的特征，但當控制了虧損公司后，會計盈余并沒有表現出穩健性，而虧損公司卻顯示出了穩健性的特征，因此，他們認為，中國上市公司的會計穩健性特征實際上是盈余管理的結果。曲曉輝、邱月華（2007）也支持“洗大澡”的結論。但也有學者，如毛新述（2009）的研究結論認為，在扣除代表盈余管理程度的操控性應計利潤后，上市公司的盈余穩健性依然存在。
（二）會計穩健性與權益資本成本
權益資本成本是資本市場和公司財務管理的核心概念之一，常常被廣泛應用于資本市場的效率評估和上市公司的投融資方向以及績效和公司價值評估等方面，所以，對廣大股東和管理者都具有十分重要的意義（沈藝峰、肖珉、黃娟娟，2005）。
我國資本市場中股權融資偏好較強（閻達五，等，2001），所以，無論股東還是外部信息使用者基本上都是從上市公司的財務報告獲得第一手資料的。而會計信息質量之一的穩健性，特別是盈余的穩健性，是投資者評價一個企業是否值得投資的重要方面，所以備受關注（Graham，Harvey & Rajgopal，2005）。在國外文獻中，Francis等（2004）研究了權益資本成本和七個盈余屬性（權責發生制、持久性、預測性、平穩性、價值相關性、及時性和穩健性）的關系，通過假設發現，在通常情況下，控制了已知的信息風險和先天的盈余屬性的決定因素后，唯獨就穩健性與權益資本成本沒有關系。而Lara，Osma和Penalva（2006）認為，Francis等（2004）的發現，受到其穩健性計量方法存在的一些問題影響，從而降低了權益資本成本和穩健性之間的相關性。李剛、張偉和王艷艷（2008）也利用中國上市公司數據探討了七種盈余屬性對權益資本成本的影響，結果顯示除盈余的持久性與預測符號不一致外，其他各質量與權益資本成本之間均呈負相關關系，但持久性、價值相關性與穩健性的影響不顯著。Lara，Osma和Penalva（2006，2011）使用組合的方式來檢驗穩健性和權益資本成本的關系，在控制了已知的風險因素和盈余屬性固有的決定因素后，與Francis等（2004）的結果完全相反，他們發現會計穩健性與權益資本成本具有強烈的負相關關系。純粹研究會計穩健性與權益資本成本關系的文獻很少，沈宇（2008）每年按穩健性的大小分組分別計算各組與權益資本成本的關系，未考慮其他影響權益資本成本的因素，結論可能并不可靠。
二、理論分析及研究假設
關于李遠鵬、李若山（2005）和曲曉輝、邱月華（2007）對會計穩健性實質的質疑，筆者認為，隨著新頒布的會計準則的實施和《內部控制基本規范》及其配套指引的實施，企業進行盈余管理利潤操縱的難度加大，會使得會計穩健性更為純粹。為了保證結果的可靠性，本文將虧損作為控制變量加入模型中檢驗會計穩健性是否在我國普遍存在。
第9篇：會計實證研究范文
[關鍵詞] ERP 會計憑證生成
一、智能會計憑證生成的意義
1.降低二次錄入工作量，提高工作效率。對于已經擁有ERP系統的企業而言，大量的基礎數據已經在庫存管理、銷售管理、采購管理、應收應付款管理等模塊中先行錄入了。如果能夠利用某種功能，直接將ERP前端采集的數據，按照既定的憑證模板格式，智能地生成會計憑證。這樣，占據會計工作人員大量工作時間的日常事務的憑證制作將可以簡化成一個按鈕的點擊，極大地提高了工作效率。
2.有利于增強管理的實時性。ERP系統中通常采用制造成本法，由于計算機的使用，使實時核算、匯報生產成本成為可能。傳統財務管理工作中，通常采用完全成本法核算，在進行成本核算和匯報時，由于類似于管理費用、制造費用等完全成本體系的數據無法動態實時地分攤到各個產成品中，不利于實時成本的準確獲取，傳統的方式只有在分期核算才可能對變化的成本狀況進行適時的核算和匯報。
3.有利于提高數據的準確性。在使用財務軟件制作憑證時，仍然存在錄入錯誤的情況。如果采用智能會計憑證生成方案，由于原始數據采集于生產一線，單筆金額小、數據采用計算機自動匯總，因而準確性更高，更便于實施精細化管理，可以從生成的會計憑證追溯到ERP中采集的每筆明細的原始數據。
4.為未來商務智能與精細化財務分析提供依據。通常的財務分析工作能夠細化數據的發生，完成基本的數據分析。而未來商務智能模塊則能夠回答更加細化、行之有效的決策提議。在未來商務智能模塊的順利施行，需要精細化的原始數據，而這些基礎工作均可以由智能會計憑證生成方案來完成。
二、智能會計憑證生成實現方案
智能會計憑證的“智能”主要是依據事先定義好的模板。一方面，作為一個能夠自動生成會計憑證的模塊，應該定義相關的憑證模板(憑證格式及相關規則）;另一方面，ERP系統需要提供單據類型與其他模塊生成的單據;再配合用戶定義的憑證模板與單據類型的對應關系，智能會計憑證生成模塊就可以根據憑證模板生成相關的會計憑證。
1.憑證模板定義。按照復式記賬法的會計學原理,會計憑證必須至少存在于一筆借方分錄和一筆貸方分錄,有時可能會出現“一借多貸”或“一貸多借”的情況。因此,設計憑證模板時可以將之分解為“憑證模板定義”和“憑證模板明細表”,另外,設置憑證模板時還需要先行設置會計科目，以便于設置明細表時參照錄入。
2.實現算法
（1)假設按當前會計期間約束后，查出有如下未生成目標會計憑證的“機件入庫單”(見表1)。
（2）查詢該單據的單據類型為:中藥采購入庫單，單據類型號為0107。
（3)查詢“單據類型憑證模板對應表”（見表2）。
其中“單據類型號”為0107的單據類型對應的“憑證模板編號”為003。
（4)查詢“憑證模板編號”為003的“憑證模板明細”(見表3）。
(5)那么，生成的會計憑證計算過程應為:
科目12305:當前單據金額合計÷1.17＝33000/1.17＝28205
科目2210101:當前單據金額合計－該記錄前模板借方金額合計＝33000－28205＝4795
科目10201:該記錄前模板借方金額合計＝28205＋4795＝33000
最終生成的會計憑證如下（見表4）：
三、結論
經驗證，依據ERP系統產生的單據自動生成會計憑證的方法，是可行和高效的。在實際執行中，效果較好,能夠很好的解決商品化通用財務軟件與ERP系統“兩套賬”的問題。同時,該方案能夠將系統總體擁有成本降至最低,不需要對原有系統做大的改動。不僅方便財務人員的工作,也為精細化管理企業提供了一種思路。
參考文獻:
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