基于自愿性会计政策变更的巨额冲销动因研究——来自深沪两市1998—2002年的经验证据，本文主要内容关键词为：自愿性论文,动因论文,巨额论文,证据论文,经验论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
会计政策变更包括强制性会计政策变更和自愿性会计政策变更（注：本文所称的自愿性会计政策变更既包括狭义的会计政策变更，也包括会计估计变更。），其中利用强制性会计政策变更的采用时间[1]和通过自愿性会计政策变更[2]都是企业进行盈余管理的重要手段。
盈余管理包括收益平滑、巨额冲销和政策诱增式盈余管理（注：国内对盈余管理的相关研究文献（如陆宇建，2003）均发现我国上市公司的盈余管理存在政策诱致性特征，本文将根据扭亏、摘牌和配股、增发的要求而人为地做大利润的盈余管理行为称为政策诱增式盈余管理。）。其中，收益平滑的目的是有意减少所披露收益的波动，巨额冲销的目的是有意做大亏损，而政策诱增式盈余管理的目的则是根据扭亏、摘牌和配股、增发的要求而人为地做大利润。
本文拟从自愿性会计政策变更层面探讨我国上市公司巨额冲销行为的产生动因，以期为我国日益加强的证券市场监管提供相应线索。
一、文献综述
在国外，从自愿性会计政策变更层面来研究盈余管理行为，首先是利用正交检验方法来探讨自愿性会计政策变更与收益平滑的相关性，如Cushing（1969）首先对自愿性会计政策变更与收益平滑的或然表进行了理论分析，提出了会计政策变更对每股收益影响的六种类型和预测收益目标的指数平滑模型，并在收集1955—1966年间进行了各种自愿性会计政策变更的325家美国上市公司数据基础上，运用正交检验方法，得出了自愿性会计政策变更对当期利润的影响程度越大，自愿性会计政策变更与收益平滑的相关程度越大的基本结论[3]；再如Ball （1972）[4]和Dharan、Lev（1993）[5]为研究自愿性会计政策变更的市场反应，也通过正交检验方法研究了自愿性会计政策变更与收益平滑的相关性。前者未发现收益平滑行为，而后者则发现了收益平滑行为。
运用自愿性会计政策变更不仅可以研究收益平滑行为的存在与否，而且还可以研究产生收益平滑行为的动因。如Moses（1987）在存货会计政策变更样本中发现收益平滑与企业规模、市场份额、报酬契约和会计政策变更前的盈利预测误差正相关，与会计政策变更前的盈利变动方差和会计政策变更对会计利润的影响方向负相关；在退休金会计政策变更样本中则仅仅发现收益平滑与市场份额正相关，在整个样本中则未发现收益平滑的影响因素。[6]再如 Herrmmann和Inoue（1996）针对日本企业的基本特征，在当年盈利和会计政策变更增加当期利润的亚样本中发现收益平滑与税负水平、可折旧资产和收入波动正相关，与利润波动负相关；在当年盈利和会计政策变更减少当期利润的亚样本中仅发现收益平滑与税负水平负相关；在当年亏损亚样本中也仅仅发现收益平滑与可折旧资产正相关。[7]
此外，Lillen、Mellman和Pastena （1988）针对成功企业和失败企业的基本特征，从自愿性会计政策变更层面，运用正交检验方法发现失败企业更容易进行增加当期利润的自愿性会计政策变更。[8]Moore（1973）针对管理者变更和巨额冲销的关系，从选择性会计决策层面发现管理当局的变化经常与减少收益的选择性会计决策不谋而合。[9]DeAngelo（1988）针对企业控制权变更与巨额冲销的关系，提供了持异议的股东在委托书争夺战后立即“冲销”，将谴责留给前任管理当局的证据。[10]Pourciau（1993）针对非常规执行变化（注：指强制性会计政策变更。）与巨额冲销的关系，提供证据表明：当有非常规执行变化时，收益主管人员以在发生变化年度减少收益、在下一年度增加收益的方式管理应计收益。[11]
综上所述，国外的现有文献主要是研究收益平滑行为，特别是利润递增式收益平滑的存在与否及其产生动因，对是否存在利用自愿性会计政策变更来进行巨额冲销的直接研究还未曾发现（注：国内对该问题的直接研究也未曾出现。），因而在这方面的研究拓展是非常必要的。
二、研究设计
1.研究假设
（1）政治成本假设
我国上市公司，特别是规模较大的国有控股上市公司仍然是政府宏观调控和重点监督的对象，其政治敏感性尤为强烈。此外，规模较大的国有控股上市公司是公众和媒体关注的焦点，公众和媒体对规模较大的上市公司的声誉具有十分重大的影响。在这种背景下面，规模较大的上市公司更愿意进行收益平滑，而更不愿意进行影响企业声誉的巨额冲销和政策诱增式盈余管理。因此，我们首先提出与企业规模有关的政治成本假设：
假设1：企业规模与巨额冲销负相关。
（2）会计师事务所的规模假设
国内会计师事务所的合并重组和战略联盟，以及我国政府允许国外“五大”会计师事务所在我国境内从事证券期货的审计业务，以国外“五大”为主体，以国内立信长江、大华、京都、浙江天健和湖北大信为辅的“十大”会计师事务所格局已经基本形成，2000年按审计业务收入计算的市场占有率已将近一半。前述“十大”会计师事务所由于其创立牌号的不易，由于其众多合伙人的相互担保，由于其内部大多成立了专门的专业标准控制部门，因此从理论上讲其审计质量应该更高，因而其对巨额冲销出具非标审计意见的可能性更大。为此，我们特提出如下假设：
假设2：“十大”会计师事务所与巨额冲销负相关。
（3）管理者变更假设
由于管理者变更一般会带来企业生产经营方针和投资融资策略的改变，这些改变使得企业原有资产的价值贬损。由于新管理者为了能更好地完成企业未来的盈利目标，因而会与原管理者划清经营责任界限，这种责任界限的划分往往是企业进行“巨额冲销”的借口；同时，新管理者在上台之初有将企业经营不善的责任归咎到原管理者的动机；此外，新管理者为了将自己标榜为“改革者”也可能改变企业原来的会计政策，特别是利用自愿性会计政策变更来进行巨额冲销。考虑到我国企业会计政策的制定和修改权限属于企业董事会，故本文特提出如下假设：
假设3：董事变更比例与巨额冲销正相关。
（4）政策诱致假设
从1998年以来，我国财政部先后出台了一系列的具体会计准则，这些会计准则在总体上限制了上市公司做高利润的空间和手段，如从最初的三项减值准备到四项减值准备再到八项减值准备、非货币性交易准则以及修改后的债务重组准则，都一步一步地限制了上市公司做高利润的空间和手段。在这种政策背景下，上市公司，特别是亏损上市公司要做高利润的可能性越来越小。因此，相当一部分亏损上市公司的管理当局往往反其道而行之，在强制性会计政策变更的当年进一步做低利润，把责任归咎于国家的强制性会计政策变更。关于这一推论，在国外的实证研究中已有经验证据，如Pincas and Wasley（1994）证实：强制性会计政策变更与自愿性会计政策变更之间不存在反方向的“对冲”关系，但存在同方向的“促进”关系[12]同时Pourciau（1993）还直接证实，强制性会计政策变更与巨额冲销正相关。[11]根据我国1998—2002年间强制性会计政策变更的客观现实，同时结合国外的实证研究结论和本文的上述分析，特提出如下假设：
假设4：强制性会计政策变更与巨额冲销正相关。
需要特别说明的是：由于企业控股权变更常常伴随企业高管人员的变更，同时也由于本文所收集到的样本数据中有控股权变更的公司尚不足10家，无统计意义，故本文不再考虑由DeAngelo（1988）提出并加以验证的企业控制权变更与巨额冲销正相关这一假设。[10]
2.数学模型
综合考虑上述研究假设中所涉及到的相关因素，我们拟建立如下数学模型：
P[，bb]=b[，0]+b[，1]Lnsize+b[，2]Top[，10]+b[，3]Dir-c+b[，4]Mac+e
有关变量的经济含义和计算取值方法详见表1。
表1 研究变量的计算方法
┌─────┬───────────┬────────────────────────┬────┐
│变量名称 │经济含义 │计算方法│预期符号│
├─────┼───────────┼────────────────────────┼────┤
│P[，bb]
│巨额冲销的哑元变量│当会计政策变更或变更后的利润为负并采取了降低当 ││
│ │ │期利润的会计政策变更时取1，反之则取0││
├─────┼───────────┼────────────────────────┼────┤
│ Lnsize │企业规模 │会计政策变更当年主营业务收入的自然对数 │ - │
├─────┼───────────┼────────────────────────┼────┤
│Top[，10] │十大事务所的的哑元变量│当样本公司自愿性会计政策变更当年的年度财务报告由││
│ │ │十大事务所审计时取1，否则取0│ - │
├─────┼───────────┼────────────────────────┼────┤
│ Mac │有无强制性会计政策变更│当自愿性会计政策变更当年还伴随有国家强制推行的会││
│ │ │计政策变更，且该企业属执行范围时取1，否则取0│+
│
│ │的哑元变量│││
├─────┼───────────┼────────────────────────┼────┤
│ Dir-c
│董事变更比例 │会计政策变更当年的董事变更人数除董事会总人数│+
│
└─────┴───────────┴────────────────────────┴────┘
3.样本选取
为了能准确评价我国上市公司巨额冲销行为的产生动因，我们从www.cnlist.com和www.cninfo.com.cn网站收集了自《企业会计准则——会计政策、会计估计变更和会计差错更正》颁布实施以来，利用自愿性会计政策变更进行巨额冲销（注：即自愿性会计政策变更前或变更后的本年净利润为负，并且采取了降低当期利润的自愿性会计政策变更的公司。），并披露了本文研究所需相关数据的55家深沪上市公司数据。有关样本公司的时间分布结果见表2。
表2 研究样本的时间分布 单元：万元
年份19981999
2000 20012002
总计
深市 21 4
10 10 27
沪市 44 5
14 1 28
合计 65 9
24 11 55
4.样本配对
为进行配对样本检验和Logistic回归，我们从上述时间段内还收集到119家仅进行了正常的自愿性会计政策变更（注：即同时满足下列条件的自愿性会计政策变更公司：1）自愿性会计政策变更前或变更后的本年净利润均不为负；2）无扭亏、摘牌、配股和增发动机；3）政策变更前利润与上年利润之差的绝对值小于政策变更后利润与上年利润之差的绝对值，即SB值为负。）的上市公司数据，以此作为本次研究的控制样本。由于研究样本的数量与控制样本的数量不等，为避免控制样本的选择性偏见和群集现象以及由此产生的异方差，同时也为了能运用非参数检验中的Wilcoxon符号等级检验和降低 Logistic回归模型预测准确性的一、二类误差，我们采用按年份和股票代码进行的等距离抽样（注：从每一段的中位数开始。）办法，以确保研究样本和控制样本的数量相等。有关选择样本和样本总体的无差异检验结果详见表3。
表3 选择样本和样本总体的无差异检验结果
┌─────┬───────────┬───────────┬──────┐
│ │选择样本均值（标准差）│样本总体均值（标准差）││
│变量 │ │ │t值 │
│ ├───────────┼───────────┤│
│ │N=55 │N=119 ││
├─────┼───────────┼───────────┼──────┤
│ Lnsize │ 20.1256（0.9370）
│ 20.2011（0.9868）
│0.486
│
├─────┼───────────┼───────────┼──────┤
│ Top[，10]│0.2700（0.4500） │0.2500（0.4400） │-0.284 │
├─────┼───────────┼───────────┼──────┤
│Dir-c │0.1379（0.1709） │0.1695（0.2147） │1.041
│
├─────┼───────────┼───────────┼──────┤
│Mac
│0.5800（0.5000） │0.5400（0.5000） │-0.540 │
└─────┴───────────┴───────────┴──────┘
由表3所示的无差异检验结果可知，从119个控制样本总体中选择55个控制样本与全部研究样本进行一一配对，其等距离抽样的随机误差均未达到10％的统计显著性水平，说明前述样本配对工作符合统计检验要求，可以纳入后文的产生动因研究。
三、巨额冲销行为的产生动因
为检验巨额冲销行为的产生动因，我们在前述样本配对的基础上，首先运用单变量分析的均值检验和 Wilcoxon符号等级检验方法来检验其影响因素，然后在多重共线性检验的基础上，运用Logistic回归方法来进行各影响因素的多变量分析。
1.单变量分析
本节首先列出巨额冲销行为的单变量分析结果，如表4所示。
表4 巨额冲销行为产生动因的配对t检验和Z检验结果
┌──────┬────────────┬────────────┬────────────────┐
││ 选择样本均值（标准差）│ 样本总体均值（标准差） ││
│ 变量 │││t值（Z值） │
│├────────────┼────────────┤│
││N=55│N=55││
├──────┼────────────┼────────────┼────────────────┤
│Lnsize │19.0326（1.5225）
│20.1296（0.9370）
│ -4.270***（-3.703***）│
├──────┼────────────┼────────────┼────────────────┤
│ Top[，10] │0.2400（0.4300）│0.2700（0.4500）│ -0.444（-0.447） │
├──────┼────────────┼────────────┼────────────────┤
│Dir-c
│0.2149（0.2397）│0.1379（0.1709）│ 2.046**（-1.775*）│
├──────┼────────────┼────────────┼────────────────┤
│Mac │0.5800（0.5000）│0.5800（0.5000）│ 0.000（0.000）│
└──────┴────────────┴────────────┴────────────────┘
双尾显著性检验水平：***-0.01，**-0.05，**-0.1。
表4所示的单变量分析结果表明：企业规模和董事变更比例这两个变量通过了10％或以上的统计显著性检验，且均值t检验和wilcoxon符号等级检验的结果基本一致。由研究样本和控制样本的均值差异可见，企业规模变量与巨额冲销负相关，董事变更比例与巨额冲销正相关，二者均和预期符号完全一致。
2.多变量分析
为进行多变量分析的Logistic回归，我们首先检验了各自变量的多重共线性，其次，在未发现多重共线性的基础上，我们进行了相应的Logistic回归，其结果如表5所示。
表5 巨额冲销行为影响因素的Logistic回归结果
┌───────┬──────┬──────┬─────────┐
│变 量│系数│Wald│Sig. │
├───────┼──────┼──────┼─────────┤
│常数项│15.917 │ 14.579 │0.000 │
│Lnsize│-0.826 │ 15.348 │0.000 │
│Top[，10] │0.148
│ 0.088 │0.767 │
│Dir-c │2.357
│ 4.746 │0.029 │
│Mac
│-0.264 │ 0.369 │0.554 │
├───────┼──────┴──────┴─────────┤
│相关检验指标 │X2：25.655（P=0.000）Cox&Snell R2：0.208 │
├───────┼───────────────────────┤
│ 预测正确性 │70.0％│
└───────┴───────────────────────┘
由表5所示的Logistic回归结果，我们发现：企业规模变量和董事变更比例通过了5％或以上的统计显著性检验，其系数符号与预期符号完全一致，且与单变量检验的结果完全一致，再次说明企业规模与巨额冲销负相关，与董事变更比例正相关。
四、结果讨论与政策建议
1.结果讨论
根据前述单变量检验和Logistic回归结果，我们不难得出本文的基本研究结论：
我国上市公司巨额冲销行为的产生动因主要包括企业规模和董事变更比例。对于前者的负相关关系在相反的层面上间接地证明了收益平滑与企业规模的正相关关系；对于后者的正相关关系，其研究结论与Moore（1973）基于美国上市公司数据的研究结论完全一致，说明在我国上市公司中，管理者变更也是巨额冲销的产生动因之一。其理由包括：1.管理者变更往往预示着企业的经营业绩已经下降甚至亏损，新管理者为了能在将来恢复企业的经营业绩，以达到在资本市场上配股或增发的融资目的，现在就采取巨额冲销是最为有效的办法之一。2.管理者变更后即采取巨额冲销的办法，不仅可以划清与前任管理者的经营责任界限，而且还可以将企业经营不善的责任归咎到前任管理者。3.管理者变更往往是企业控股股东变化的结果，企业原有资产也可能因控股股东变化、经营方向变化而丧失其原有价值，从而在客观上也为巨额冲销找到了相应理由。
2.政策建议
根据上述研究结论及其讨论，笔者认为，防止巨额冲销行为的主要监管对象应该是董事变更比例大的中小上市公司。至于如何防止上市公司利用自愿性会计政策变更的巨额冲销行为，笔者认为主要应从完善我国企业会计制度入手。须知，企业进行巨额冲销的目的主要是为了建立秘密准备，以便企业在不远的将来能够在账面上“扭亏为盈”。分析我国现行会计制度，我们也不难发现：现行制度为上述目的的实现打开了方便之门。如在本文研究样本中几乎占减少当期利润公司数70％的坏账准备提取问题，现行会计制度所规定的结果必然使多建立的坏账准备在未来各期随着应收账款的收回而转入未来各期的当期利润中。
针对上述会计制度缺陷，笔者认为：我国的利润核算应采用“当期经营观”，而不是“总括收益观”；即利润表中反映的净利润只应包括经营利润而不应包括营业外收支及因自愿性会计政策变更等而产生的非常项目利润。结合本文研究的自愿性会计政策变更，本文建议将其影响金额绕过利润表，直接计入利润分配表和资产负债表，即在会计制度中作如下规定：自愿性会计政策变更发生当期的利润影响应直接计入其发生当期利润分配表中的可分配利润项目和资产负债表中的未分配利润项目，并建立自愿性会计政策变更准备；当该准备金额与实际发生额出现差异时，也应直接计入利润分配表中的可分配利润项目和资产负债表中的未分配利润项目。本文相信在这样的会计制度安排下，秘密准备的建立和巨额冲销动机将得以遏制。
作上述会计制度安排的原因是：1.由于自愿性会计政策变更产生的当期利润或对未来各期的利润影响并不反映企业未来的盈利前景，因此有必要将其从利润表中剔除； 2.由于自愿性会计政策变更并不属于企业资本筹集过程中发生的经济事项，故上述绕过利润表的会计政策设想不应该涉及资产负债表中的资本公积项目；3.绕开利润表后的自愿性会计政策变更影响金额虽不进入利润表，但在利润分配之前也不属于税后留成的盈余公积范畴，故本文建议将其首先纳入利润分配范畴，即计入利润分配表中的可分配利润项目，待实际分配后的余额过入资产负债表所有者权益部分的未分配利润项目。