会计估计变更伴随着更激进的盈余效应吗？，本文主要内容关键词为：盈余论文,激进论文,效应论文,会计论文，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。
企业管理层在进行会计估计变更时，其背后的动机和涵义是什么？20世纪60年代以来，已有大量文献对会计选择展开了研究(Fields et al.，2001)。以往大量会计选择的研究主要围绕契约理论、信号理论、外部利益者等角度展开，且倾向于从管理层机会主义角度来理解会计估计变更的动因和后果(如Archibald，1967；Teoh et al.，1998；颜志元，2006)，正如Barth(2013)指出，财务报告中一旦运用会计估计，人们总会担忧管理者操纵会计估计。在这种视角下，会计估计变更很可能是出于盈余管理的目的，且往往伴随着激进的盈余效应。而实务中有关会计估计的变更，同样引发过媒体的关注与质疑①。然而，近期也有学者指出，尽管盈余管理行为是客观存在的，但是否构成了某一经济体中的普遍现象，是值得思考的(Ball，2013)。大量研究者将研究精力集中于寻找各种代理成本，容易使我们忽略影响财务报告的、基础性的经济力量(Ball，2013)。 在财务报表中，针对应收账款计提坏账准备，以及确定固定资产折旧率(包括固定资产使用寿命和预计净残值)，是企业最为常见和主要的两类会计估计，也是形成应计利润的两项重要来源。如果企业整体上试图进行应计盈余管理，对这两个项目的会计估计水平进行调整是重要的实现途径。我国绝大多数上市公司采用账龄分析法计提减值准备，因此直接研究不同账龄的应收账款坏账准备计提比例的选择，可较为直观地考察应收账款相关会计估计变更背后的动因。此外，我国上市公司对固定资产的折旧方法相对一致(即直线法)，因此主要的会计估计差异在于折旧率。根据我们对CSMAR数据库有关信息的统计，在2003-2011年间1193例上市公司变更会计估计事项中，涉及应收账款坏账准备计提比例和固定资产折旧率变更的观测共有1059例，占到总数的89%。相应地，本文以2003年至2011年间我国A股上市公司的这两类会计估计变更为研究对象，考察了会计估计变更伴随的盈余效应。 本文随后各部分安排如下：第二部分提出假设，第三部分为研究设计，第四部分为研究结果，第五部分为结论。 二、研究背景与假设 (一)文献简评 会计选择问题一直以来都是财务会计研究的核心问题。以往有关会计选择的文献以考察会计政策的研究为主，或将会计政策与会计估计混合在一起研究(如Hagerman and Zmijewski，1979)，专门考察会计估计变更的研究相对较少。比如，通过研究应收账款余额(Marquardt and Wiedman，2004；Caylor，2010)或者坏账准备金额(Teoh et al.，1998；Jackson and Liu，2010)表现出来的特征，研究者通常发现应收账款及坏账准备与多种管理层机会主义动机有关。围绕固定资产项目，有文献考察了公司管理层对固定资产折旧方法的选择动因(Archibald，1967；Dhaliwal et al.，1982；Keating and Zimmerman，1999)与经济后果(Jackson，2008；Jackson et al.，2009，2010)。 以往文献更多地从管理层机会主义视角考察会计估计的变更(如Archibald，1967；Teoh et al.，1998；颜志元，2006)。如Teoh et al.(1998)发现上市公司在IPO之前计提了更少的坏账准备、采取了更多增加盈余的折旧政策。由于较低的利润会增加违反债务合约的可能，降低管理层薪酬，甚至导致管理层被更换，因此管理者可能有动机通过调节金额较大的应计项目(坏账准备计提和固定资产折旧)来达到增加盈余的目的。 (二)对会计估计的可验证性需求 会计信息的可验证性是财务会计信息的重要特征，与防止财务虚假陈述有关(Holthausen and Watts，2001)。根据IFRS(2010)的概念框架，可验证性意味着“知情并独立的不同使用人之间就财务信息如实陈述达成的一致意见”，“可验证性是重要的质量特征，能加强财务信息的有用性”。我国《企业会计准则——基本准则》中也提出了“如实陈述”的要求，《企业会计准则讲解》中也明确提到：“会计信息必须易于验证。”然而会计估计的“可验证性”并不能直接观测，也缺乏统一的标准。作为一种会计信息质量特征，其思想暗含于企业的各种会计选择之中，在多种研究情境下均有体现(如Ramanna，2008；Ramanna and Watts，2012；Bozzolan et al.，2009等)。 对可验证性的需求同样适用于会计估计变更问题。我国会计准则规定企业应当在报表附注中披露会计估计变更的内容、原因和影响。2004年证监会《关于进一步提高上市公司财务信息披露质量的通知》规定公司经理层应按董事会的要求提供书面材料，详细说明损失估计及会计处理的具体方法、依据、数额。该通知还明确警告上市公司不得为粉饰财务状况和经营成果，利用资产减值及会计估计变更调节各期利润。这些规定均可能对管理者的会计估计及其变更形成可验证性的压力。 我们认为，行业正常水平(如行业中值或均值)可在相当程度上体现会计估计的可验证性。同行业中的公司受到相同的宏观政策和外部环境影响，从事类似的经济业务，在经营活动中面临着类似的商业信用风险水平。如果管理层在某一期对某类资产的会计估计水平明显背离行业水平，会计信息可验证性的压力可能促使管理层作出会计估计变更。比如，如果管理层确定的某项固定资产会计折旧年限相对较长，可能导致固定资产得不到及时更新，甚至延误企业的正常生产运营。反之，如果管理层确定的某项固定资产会计折旧年限相对较短，就会出现固定资产的账面折余价值为零时，资产实物仍可继续正常使用的局面，可能导致过早的固定资产购置预算和股东资本性支出的浪费。 相应地，当意识到当前采用的会计估计水平背离行业水平较远时，管理层就可能有动机参照同行业对同类资产的会计估计比率，作出向行业水平趋同的会计估计变更，使董事、股东和其他外部信息使用人更加信服。事实上，我们也观察到，很多进行了两类主要会计估计变更的公司在年报附注说明中都提到了“参照同行业公司水平”之类的措辞。基于上述讨论，我们提出第一项研究假设： H1：公司在t-1期的会计估计比率(即应收账款坏账准备计提比例或固定资产折旧率)背离行业水平越远，管理层越可能在t期作出与行业水平趋同的估计变更。 (三)非对称的可验证性需求 对会计信息可验证性的需求部分地来自对会计信息相关性的需求(IFRS，2010)。而会计估计偏离行业水平的不同方向，很可能伴随着不同的企业经济现实。仍以固定资产折旧率为例，如果管理层确定的某项固定资产会计折旧年限相对可验证水平较长，其经济后果可能是生产的中断。相反，当其所确定的折旧年限相对可验证水平较短，其后果是固定资产在经济寿命还没结束就被提前更换，相对前一种情形来说较少地扰乱生产。因此，虽然这两种情形都不符合如实陈述原则，但其经济后果严重程度是非对称的。 基于上述讨论，由于高估资产价值的会计估计比低估资产价值的会计估计具有更严重的经济后果，我们预期与相对稳健的会计估计相比，相对激进的会计估计面临着更强的向行业趋同的压力。因此，本文的第二项假设如下： H2：与t-1期相对稳健的会计估计相比，t-1期相对激进的会计估计可能在t期表现出显著更强的行业趋同效应。 图1进一步展示了假设2的思想。假设存在着会计估计比率背离行业水平的两种状态A和B，其中A的会计估计比率(应收账款坏账准备计提比例或折旧率)高于行业水平，而B的估计比率低于行业水平，且A和B在t-1期背离行业水平的幅度相同。假设2预期相对激进的会计估计(状态B)比相对稳健的会计估计(状态A)表现出更强的向行业趋同的趋势，因此状态B向行业水平趋同的斜率将更为陡峭。
图1 会计估计变更的非对称趋同假说 三、研究设计 (一)实证检验的研究层面 我们分别考察了两类会计估计(即应收账款坏账准备计提比例和固定资产折旧率)的变更。分项考察不仅有助于更细致地理解某一类会计估计变更的动因，而且同时考察两类会计估计变更项目，如果经验结果相互佐证，能增强研究结论的稳健性和普遍适用性。在我国，一家公司可能在某年对其多个账龄的应收账款坏账准备计提比例进行变更，这意味着我们对该估计的研究应以公司—应收账款账龄类别—年度层面展开，而非公司—年度层面。类似地，公司对不同类别的固定资产确定差别化的折旧比率，因此我们对固定资产折旧率的研究在公司—固定资产类别—年度层面展开，而非公司—年度层面。 由于不同公司对账龄长短的划分存在差异，我们还需要对应收账款的账龄进行标准化。标准化后的应收账款账龄分类为半年以内、半年至一年、一年至二年、二年至三年、三年至四年、四年至五年、五年以上这七类。对于固定资产，我们将表述相似的固定资产类别视为同类(比如，将房屋、建筑物、厂房等统一归为房屋建筑物，将机器设备、机械设备、生产机械归为机器设备，将运输设备、交通设备归为运输设备)，并根据重要性原则保留了八类主要的固定资产，包括房屋建筑物、机器设备、专用设备、通用设备、运输设备、电子设备、办公设备、其他设备。 (二)检验模型 为了检验假设H1，我们设计如下模型：
在模型(1)中，下标i代表公司，下标t代表年度。对应收账款坏账准备计提比例的分析中，j表示7类标准化后的账龄(j=1…7)；在固定资产折旧的分析中，j表示八类标准化后的固定资产类别(j=1…8)。
参照以往会计选择文献(Riedl，2004；颜志元，2006)，模型(1)和(2)纳入了如下控制变量：公司特征变量，如公司规模(t年初总资产取自然对数)、财务杠杆(t年末总负债除以总资产)、盈利水平(t年末净利润/公司第t年初总资产)、国有产权性质(国有企业取1，否则取0)；与公司治理相关的变量，如董事会独立性(独立董事人数/董事会总人数)、是否设立审计委员会、主审会计师事务所是否为前10大会计师事务所；我们参照Francis et al.(1996)和Riedl(2004)的做法，构造度量平滑利润和大清洗动机的指标。对于平滑利润指标，按年度、行业计算从第t-1年到t年加回应收账款资产减值损失或折旧费用后净利润增长(除以第t年初总资产做规模调整)中正值的中位数，如果公司i利润增长率大于该中位数，取其原值，否则为0；对于大清洗指标，按年度、行业计算从第t-1年到t年加回应收账款资产减值损失或折旧费用后净利润增长(除以第t年初总资产做规模调整)中负值的中位数，如果公司i利润增长率小于该中位数，取其原值，否则为0。 同时，我们还控制了一些其他可能反映管理层机会主义动机的指标，如是否微利(公司第t年末净资产收益率在0和1%之间取值为1)、是否盈利小幅增长(净利润从t-1年到t年增长率在0和5%之间)、是否有退市风险(t-1年净利润为负)、t+1年和t+2年是否有再融资行为以及t年董事长或总经理是否有变动。最后，我们还控制了年度、行业以及固定资产类别的固定效应。 (三)样本选择和数据来源 首先，我们需要识别出我国上市公司发生的应收账款坏账准备计提比例变更以及固定资产折旧率变更。根据我国企业会计准则，上市公司应在其财务报表附注中披露会计估计变更的情况。国泰安数据库提供了自2003年以来的会计估计变更数据，包含变更之前和变更之后的会计估计数值。为此我们查阅了2003-2011年间CSMAR数据库中“会计政策、会计估计变更”的文本信息，共识别出1193例公司进行会计估计变更的情形，涉及应收账款、固定资产、存货等资产项目②。其中1059例(88.8%)与应收账款坏账准备计提比例和固定资产折旧率相关，包括1636条公司—应收账款类别—年度、1117条公司—固定资产类别—年度的会计估计变更观测，并统计出估计变更前后的坏账准备计提比例和折旧信息。应收账款坏账准备计提比例变更共涉及400家公司，446个公司—年度观测；固定资产折旧率变更共涉及288家公司，354个公司—年度观测。 第二步，我们需要取得2002年至2011年中每年各上市公司各类应收账款坏账准备计提比例和固定资产折旧(包括年限和残值率)的相关会计估计数据，以便计算各年度各行业各类资产的会计估计比率中位数
，以及进一步计算
。由于CSMAR不提供各类应收账款坏账准备计提比例以及固定资产的折旧率和残值率的截面数据，手工收集的成本将十分高昂。我们采取替代策略：先手工收集其中某一年的会计估计截面数据，然后再利用CSMAR中的会计估计变更信息推算其他年度的截面数据。 我们先手工搜集了2010年每家上市公司各类应收账款坏账准备计提比例和固定资产折旧率数据。假设公司i的第j类资产在2010年的会计估计比率为5%(来自手工收集2010年截面数据)，然后我们在CSMAR数据库中搜索公司i在2011年是否对该类资产进行了会计估计变更。如果是(假设CSMAR披露该比率在2011年变更为6%)，我们就确认公司i第j类资产在2011年的会计估计比率为6%；如果否，我们推算该公司第j类资产在2011年的比率仍为5%。为了推算2009年的数据，我们则在CSMAR数据库中搜索公司i在2010年是否对第j类资产进行了会计估计变更。如果是(假设CSMAR披露该比率在2010年从4%变更为5%)，那么公司i第j类资产在2009年的会计估计比率被确定为4%；如果否，我们推算该公司第j类资产在2009年的比率仍为5%。对于一些无法推算的情形，如各年度新上市的公司，我们手工收集会计估计数据。③ 第三步，我们对固定资产折旧方法加以限制，将样本期间内凡涉及加速折旧方法的公司所有观测剔除出样本。 第四步，我们按照第“三、(一)”节所述方式对应收账款和固定资产类别进行标准化处理。最后，我们删除了金融机构和存在缺失值的样本。 最终，我们的应收账款会计估计样本包括93022个公司—应收账款账龄类别—年度观测(其中包括1899个应收账款坏账准备计提比例变更观测)；固定资产折旧会计估计样本包括55285个公司—固定资产类别—年度观测(其中包括791个固定资产折旧率变更观测)。表1组A报告了两类资产会计估计变更的年度分布；组B和组C分别报告了应收账款和固定资产会计估计变更观测样本的资产类别分布。此外，本文实证模型使用的其他数据来自CSMAR和WIND数据库。
四、实证分析结果 (一)描述性统计与单变量分析 表2报告了应收账款和固定资产样本中模型变量的描述性统计。对于应收账款样本，公司—应收账款类别—年度层面上(N=93022)与行业水平趋同的坏账计提比例变更观测占比为1.35%(
=1)，而与行业水平背离的坏账计提比例变更观测占0.69%(
=2)。
的均值为0.428，意味着样本期内公司某类应收账款坏账计提比例与行业同类应收账款坏账计提比例平均偏离程度为42.8%。
的均值分别为0.2235和0.2226，意味着样本期内公司某类应收账款坏账计提比例低于(高于)行业水平的平均幅度为22.35%(22.26%)。 对于固定资产样本，公司—固定资产类别—年度层面上(N=55285)与行业水平趋同的折旧率变更观测占比为0.70%(
=1)，而与行业水平背离的折旧率变更观测占0.73%(
=2)。
的均值为0.241，意味着样本期内公司某类固定资产折旧率与行业同类资产折旧率的平均偏离程度为24.1%。
的均值分别为0.155和0.094，意味着样本期内公司某类固定资产折旧率低于(高于)行业水平的平均幅度为15.5%(9.4%)。 在公司—年度层面，表2显示应收账款样本公司(N=13314)中有53.67%为国有企业，26.61%的公司由国内十大会计师事务所审计，独立董事人数占董事会比例平均为35.6%，79.86%的公司设有审计委员会，4.33%的公司呈现盈利小幅增长的特征，5.02%的公司位于亏损边缘，10.03%的公司在上一年度发生亏损，8.07%的公司在当期或随后年度进行了再融资，19.53%的公司董事长或总经理发生了变动。在公司—年度层面的固定资产样本也具有类似的描述性特征。
表3组A和组B分别列示了应收账款、固定资产两个样本中的单变量分析结果。在应收账款样本，当
分别为1(向行业趋同)、2(与行业背离)、0(无变更)时，
的均值分别为0.737、0.323和0.425，中位数分别为0.740、0.270和0.321。进一步的组间差异检验显示，与无变更组相比，向行业趋同的估计变更组在上一期的坏账准备计提比例行业背离程度显著更高(p＜0.01)，而与行业背离的估计变更组在上一期的坏账准备计提比例行业背离程度显著更低(p＜0.01)。
也表现出
类似的特征。 在固定资产样本，当
分别为1(向行业趋同)、2(与行业背离)、0(无变更)时，
的均值分别为0.341、0.185和0.240，中位数分别为0.286、0.140和0.185。进一步的组间差异检验也呈现出与应收账款样本类似的规律。 表3的单变量分析结果表明，无论是应收账款还是固定资产样本中，
的均值、中位数都在
取1(向行业趋同)时最大，在
取2(与行业背离)时最小。该结果与假设H1相一致。
(二)假设H1的检验结果 表4列示了模型(1)在应收账款样本和固定资产样本的Multinomial回归结果(以
=0的观测作为参照组)。结果显示，无论是应收账款还是固定资产会计估计变更，当
=1时，实验变量
的系数均显著大于零(p＜0.01)；当
=2时，
的系数均显著小于零(p＜0.01)。这意味着如果公司在t-1期的会计估计水平与行业水平的背离程度越大，管理层越可能在t期作出与行业水平趋同的估计变更，同时也越不可能在t期作出与行业水平进一步背离的估计变更。该证据支持假设H1，即管理层在作出主要的会计估计变更时受到了会计估计可验证性的约束。关于控制变量，在应收账款样本中，我们发现盈余管理动机会对坏账计提的估计变更产生影响，比如
在因变量
=1时显著为负，意味着当公司上一年度为亏损时，更不可能作出与行业水平趋同的坏账计提比例变更。而在固定资产样本中，大部分反映盈余管理动机的变量对固定资产折旧率估计变更无显著影响。
(三)假设H2的检验结果
(四)进一步分析 假设H2讨论了管理层会计估计可验证性需求的非对称性。但在不同条件下，相同的会计估计激进程度可能给管理层带来不同的可验证性压力。比如在账龄分析法下，应收账款的账龄越长，其收回的可能性就越小。如果管理层对较长账龄应收账款的坏账准备计提比例进行了过于激进的会计估计，就更有可能出现应收账款实际已经难以收回，但资产负债表中仍有大量余额的情况。 对于固定资产，即使在同一个行业中，固定资产的周转速度也存在差异。我们认为，公司对固定资产的使用效率越高，固定资产的使用和磨损消耗也越大，留给管理层酌量权的余地也越小，这进一步加剧了激进的折旧会计估计面对可验证性的压力。 为了验证上述论断，我们构造了虚拟变量
，当应收账款账龄大于三年(含三年)时取1，否则取0，并设计模型(3)。
对于固定资产样本，我们采用调整后(加回累计折旧)的固定资产周转率作为资产使用强度的替代。我们构造虚拟变量
，会计估计变更当年的调整后固定资产周转率高于同年同行业中位数时取1，否则取0，并设计模型(4)。
表6列示了模型(3)和模型(4)的回归结果。组A显示，在应收账款样本中，当
=1时，
的系数(2.49)显著大于零，且
的系数为1.60(p＜0.01)，这说明应收账款坏账准备计提比例变更的“非对称性趋同”在账龄较长时表现更为明显。组B显示，当
=1时，
的系数(1.60)显著大于零，且
的系数为1.45(p＜0.05)，说明固定资产折旧率变更的“非对称性趋同”特征在固定资产使用强度较大时更加突出。表6的证据意味着，公司管理层的激进会计估计都受到了企业内在经济基础(比如顾客的商业信用状况或固定资产使用强度)的约束。④
本文利用2003年至2011年之间管理层对应收账款坏账计提比例和固定资产折旧率作出的调整，考察了会计估计变更伴随的盈余效应。我们发现，当管理层的会计估计水平背离行业水平的程度越大，管理层越有可能在下一期作出向行业水平趋同的会计估计变更。我们也发现，相对激进的会计估计在下一期向行业水平趋同的倾向显著强于相对稳健的会计估计，且这一规律在账龄较长的应收账款或资产周转速度较快的企业中尤为突出。这些证据意味着，总体而言，管理层作出的会计估计变更并没有伴随着更加激进的盈余效应，管理层在会计选择上的自由裁量权受到会计信息可验证性和企业经济基础的制约。 本文在以下几个方面拓展了会计选择领域的学术文献。其一，我们发现公司管理层在对主要的会计估计项目进行调整时，总体上表现出更强的可验证性，而并没有伴随着更加激进的盈余效应；这在一定程度上修正了会计估计变更的机会主义视角。其二，我们发现管理层在变更会计估计时所受到的会计信息可验证性需求是非对称的，相对激进的会计估计变更具有更强的与行业趋同的趋势。第三，我们发现会计信息可验证性对相对激进的会计估计变更的制约部分源于企业自身经济基础，回应了Ball(2013)关于更多关注影响公司财务报告的基本经济力量的呼吁。第四，在方法论层面，以往关于会计估计变更影响因素的相关研究设计主要考察会计估计是否发生变更(如颜志元，2006)，而我们则更细致地考察了会计估计的变更方向究竟是与行业水平趋同还是背离，从而有助于研究者更有效地评价会计估计变更的动机与后果。 需要说明的是，本文的证据并不否认管理层可能出于机会主义动机而作出会计估计变更的行为。但我们的分析显示，会计估计变更表现出趋于稳健而非更加激进的总体特征，而管理层的机会主义行为不可能是主导性的解释。此外，本文尚未考察不同方向的会计估计变更伴随的经济后果，可在未来进一步研究。 ①比如，“山西太钢不锈钢股份有限公司因变更会计估计调整固定资产的折旧年限，致使公司2012年度固定资产折旧额减少6.89亿元，所有者权益及净利润增加5.85亿元。对此，《中国会计报》予以关注。”(《中国会计报》，“太钢不锈变更会计估计增加利润近6亿元”，2012年7月6日) ②如果一家公司在某年中同时进行多项资产的估计变更，我们将其视为多个观测。 ③值得说明的是，我们仅对未发生会计估计变更的资产类别采取了推算的方式，那些发生了会计估计的资产类别变更前后的会计估计数据均来自CSMAR数据。因此，在我们的样本中，会计估计变更的频率不会被高估，而只存在低估风险(比如一些公司可能未充分披露会计估计变更的事实)。在这种情况下我们仍发现了本文报告的结果，从而意味着本文的结果具有稳健性。 ④我们还进行了一系列稳健性测试。限于篇幅，未做列示说明，详见英文版。
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