会计实证研究范文

导语：如何才能写好一篇会计实证研究，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

一、国内外会计学实证研究与规范研究的发展与实践

（一）西方会计学规范研究方法发展与实践。Sprague的《账户原理》（1908）和Paton的《会计理论》（1922）的出版标志着会计理论研究方法正式涉足会计领域。之后，Littleton的《二十世纪前的会计发展》（1933）、Sweeney的《稳定币值会计》（1936）、Mac Neal的《会计中的真实性》（1939）、Paton和Littleton的《公司会计准则绪论》（1940）、Littleton的《会计理论结构》（1953）、Edwards和Bell的《企业收益的理论及其计量》（1961）等一大批优秀的规范会计理论著作相继发表。这些文章所采用的研究方法通常被称为传统研究方法，就是本文所讨论的规范研究方法。运用此方法进行会计研究时的基本思路与流程为：提出问题，搜集、梳理文献，归纳、提炼出（规范）会计理论。

（二）西方会计学实证研究方法发展与实践。会计实证研究方法的出现打破了在会计研究方法方面规范研究方法一枝独秀的局面。会计实证研究方法并不是会计界的首创。受到自然哲学界证伪主义的影响，经济学研究兴起了经济实证研究思潮；之后在会计学领域，国外一些年轻学者受到经济实证研究思潮的感染，将这种定量研究方法运用到会计领域当中，会计实证研究方法应运而生，而后涌现出大量优秀的实证研究成果，并成为80年代西方会计研究的主流方法。西方国家自由的市场经济和开放的社会文化为实证研究方法的成长提供了优渥的社会土壤。实证研究的基本框架及流程是：提出假设，收集样本、建模，最终通过统计分析得出结论。1968年，Ball和Brown发表的《会计收益数据的经验性评价》一文中首先使用了实证研究方法，打开了西方会计实证研究的大门。实证研究方法的出现拓宽了会计领域的研究思路，会计研究拓展到市场研究和行为研究等领域，大大充实了会计理论体系的内容。到目前为止，实证研究方法凭借自身的逻辑性、预测效应在西方会计研究方法中占主导地位。当然，实证研究的发展也受到自身研究模式的限制：研究结论均建立在一定的假设条件之下，缺失必然性，需要更多的增量证据支撑。为了更好地解决这些限制性条件，研究者们不断补充知识，将心理学、行为学等学科运用到会计研究领域，不断完善会计理论。

（三）会计学实证研究和规范研究的区别与联系。两种研究方法的区别在于：会计规范研究探究的是会计及会计体系各模块“应该是什么”，这一研究角度需要进行价值判断，用于会计现象描述，例如描述如何定义负债；会计实证研究则侧重“是什么”，基本不需要价值判断，其主要应用于对会计现象的诠释、预测，例如诠释和预测新会计准则实施后公司高层的反应。

自实证研究方法在会计领域应用以来，“选用何种研究方法进行会计研究”在会计界一直争论不下，各派学者各抒己见。新兴会计实证研究者批判传统研究方法对价值判断依赖过重，而忽视了实践对已存在会计理论检验的必要性；过于关注规范性命题，致力于探究会计及会计体系各模块“应该是什么”，这一方法无法做到对自身科学性进行检验，对所得出的会计结论缺乏充分恰当的解释力与预测力。当然，会计规范研究者也对会计实证研究方法进行了猛烈的还击。会计规范研究者认为价值判断虽然过于主观，但是科研就是需要研究者们对不同的会计现象表达自身看法，进行主观判断，是无法从会计研究过程中摘除的，然而会计实证研究不考虑价值判断，只聚焦于“是什么”的问题；研究过程采用数学模型，抓住细枝末节的问题玩数字游戏，得出的结果多是大家能观察到的结论，对整个会计理论体系的建设与完善意义不大。笔者认为，虽然这两种研究方法的关注点不一样，但其关系不应该是互斥的，相反两者应达到协同效应。在平时的会计研究工作中，会计规范研究应当为会计实证研究提供坚实的理论基础，相应的会计实证研究应通过实践对会计规范研究的理论成果进行检验。

（四）我国会计学理论研究方法的发展。在特殊的国情背景下，我国会计理论研究起步明显晚于西方。改革开放以后，会计理论研究迎来了春天，涌现出不少关于会计本质、职能、对象、目标等问题的著作，然而专门研究会计研究方法的文献成果却不多。

20世纪90年代初，我国会计学界才开始普遍注意到会计理论研究方法运用的问题。徐兴恩先生在1991年发表《论会计研究的方法》一文后各杂志期刊开始陆续有此类文章出现。规范研究方法是我国早期会计理论主要研究方法，且研究方法的应用与基本理论研究应该是同时进行的，只不过当时没有规范的定义和系统的体系。

1988年，学者裘宗舜、王平发表了《会计改革若干问题――一张有意义的社会问卷调查表》，文章首次引用了实证研究方法，但是此后运用实证研究方法的文章依然屈指可数。直到1996年，沈义峰先生在《会计研究》杂志上发表了《会计信息披露和我国股票市场半强势有效性的实证分析》之后，才陆陆续续有一些针对实证研究方法的介绍性文章在《会计研究》上发表。直到现在，我国会计研究领域对实证研究方法的运用情况也不像西方国家那样普遍与娴熟，规范研究方法在会计研究中仍然占主导地位。这可能是因为我国会计界在认识上对其有一些偏差，认为其或是搞数据分析，或是搞问卷调查，这些理解不够全面。实证研究固然以数据分析为基本特征，但其完整的过程还包括“对本身质量的分析”。之前我国计算机技术未普及、市场经济不发达、研究数据不可信，科研条件受到限制。现在许多具有理工科背景的研究人员加入到了会计研究领域，为会计研究队伍注入了新鲜血液，计算机技术及其信息处理技术在我国的运用与普及也为实证研究提供了技术支持。

二、对我国会计学研究方法合理运用的建议

会计学理论研究方法从出现发展到现在取得了丰硕的科研成果，但是在我国的运用与发展并不十分理想，在此笔者提出一些建议，供参考。

第一，在选择不同的会计研究方法时，研究者应正视每种研究方法的优缺点，不能偏薄待之。在对待实证研究方法和规范研究方法的态度上，不应该单纯的认为哪一种好，而另一种不好。虽然这种偏见在实证研究方法出现之时便已存在，但经过长期的研究实践，西方学者的争论已逐渐和缓，在我国自然也会得到正解。会计学者们若想得到经得起会计实践检验的会计理论，建立稳健的会计理论体系，就必须正确处理规范研究方法与实证研究方法之间的关系，实现两者和平共处、和谐发展，共同为我国会计领域贡献更多的优秀成果。

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关键词：社会责任会计；社会责任；信息披露

中图分类号：F23 文献标识码：A文章编号：1006－3544（2011）05－0046－04

一、引言

近年来，我国在经济领域取得的成绩有目共睹，但与此同时，环境污染、生态失衡、社会财富分配不公、造假贩假、歧视或虐待员工、工伤事故、食品安全等问题也时有发生， 在寻求解决这些问题的过程中，对社会责任会计的研究是十分必要的。据了解，自2005年国家电网公布第一份社会责任报告以来， 到2010年我国已有700余家企业公布了社会责任报告，即使是没有单独公布社会责任报告的上市公司，其年报也或多或少地包含了社会责任的内容。同时，企业经营管理理念的转变也为企业实施社会责任会计提供了内在动力，企业已不再被看作只是为拥有者创造利润和财富的工具，还必须对整个社会的政治经济发展负责， 只有履行好企业的社会责任才是企业生存和发展的前提。

二、社会责任会计及理论依据

（一）社会责任会计概述

从微观角度来看，社会责任会计计量的是企业的各种经营活动所带来的社会成本和效益，将企业的一系列经济活动置于社会监督之下，使企业在追求经济效益最大化的同时兼顾社会效益，是企业承担社会责任的会计；从宏观角度分析，社会责任会计对企业经济活动的社会影响进行计量和报告，其中包括有关社会责任履行情况和数据的收集、确定计量程序和计量方法，以及将评价企业社会责任履行情况的信息提供给企业管理人员、政府机构和社会公众的会计程序和会计方法。

社会责任会计最初源于20世纪60年代末70年代初的西方国家。由于当时正在进行第二次工业革命，随着科技进步、社会生产力的提高和物质财富的日益丰富，加上人们对资源节约和环境保护的意识还比较淡漠， 于是一些诸如环境污染、城市建设、能源危机、文化教育等社会问题接踵而至。其中，环境问题是引发社会责任会计的直接原因。

而作为企业，日益激烈的竞争虽然在一定程度上推动了经济的繁荣，但由于忽视了社会及公众利益，造成了社会诚信、劳动者的安全和健康等多方面的隐患。这些隐患已成为日益严重的社会问题，威胁着人类的生存和健康，阻碍了社会生产力的发展。 人们逐步意识到应该有效地配置社会资源，而企业应该合理地承担其相应的社会责任，履行与企业这个社会组织相对应的社会义务，进而创造一个健康、有序、诚信、文明的经济发展环境。

会计受托责任是社会责任会计产生的前提。随着现代会计受托责任范围和内容的不断拓展，企业的受托责任包括以体现企业经济效益为主的经济责任和以体现社会效益为主的社会责任两个方面，这充分展示了我国会计未来的发展方向和趋势。社会责任会计试图反映和揭示企业社会效益和社会价值的形成、实现和分配过程。它是从整个社会利益的角度考虑，而不是从某个企业经营者或股东的角度来衡量企业经营活动的成果，从而使会计服务的对象从传统的为企业本身服务扩大到为整个社会和国民经济服务；会计核算的范围也不再仅限于企业内部的财务状况、 经营成果和现金流量，而是进一步要求核算企业外部的社会成本和社会效益。

（二）社会责任会计的理论依据

“利益相关者”理论是社会责任会计最基本的理论基础。该理论认为公司是由一系列的利益相关者组成的有机系统，公司的目标应该是为其所有的利益相关者创造最大的财富和价值。企业的利益相关者包括政府、企业职员、供应商、投资人、消费者以及社会公众等。企业通过反映对社会责任的履行情况，为企业的利益相关者提供相关的决策信息。

“利益相关者”理论为企业社会责任的履行提供了一种理论框架。该理论主张所有的受企业影响的利益相关者都有参与企业经营决策的权利，同时企业的管理者有服务于所有利益相关者利益的责任和义务。因此，从这个角度来说，“利益相关者”理论在向“股东至上”这个传统原则挑战的同时，在某种程度上也为企业社会责任会计理论的发展奠定了基础。

“利益相关者”理论还为研究企业社会责任与经济效益的关系提供了一种有效途径。当企业的管理者满足了不同的利益相关者的需要时， 股东的经济效益也会相应得到提高。具体表现为，企业社会绩效的变化与企业当期的销售额和未来一段时间的经济利润增长一般呈正相关的关系，这表明企业社会效益的提高能反过来进一步促进企业短期和长期经济效益的提高， 这样企业就愿意主动去承担相应的社会责任，从而对在全社会最终形成企业争相承担社会责任的良好局面起到极大的推动作用。

此外，企业的“社会责任论”观点也直接促进了社会责任会计的产生和进一步发展。从企业社会责任论的观点出发，企业所应当承担的社会责任指的是企业在制定和规划其目标任务时对社会多样化目标的追求。这就是说，企业不应仅考虑经营业绩和经济效益， 还应涵盖减少环境污染、改善健康、提高职工福利、维护社会公众的安全和卫生等其他目标。从另一方面说，企业是一种社会存在，它必须自觉地使自身存在和经营方式同整个社会的整体利益相适应，在实现经济效益的同时满足社会效益的实现，履行企业本身的社会责任和义务。因此，可以认为企业不是单纯的“理性的经济人”， 企业的本质也不单单是科斯所认为的追求利润最大化的“黑匣子”，而是担负着社会责任的社会一员。企业的责任范围从股东扩展到了公司的其他利益相关者，从而最终实现经济效益、社会效益和生态效益的协调统一。

西方以及我国的学者在对社会责任会计的研究中还提出了许多其他理论和依据，但利益相关者理论和企业的社会责任论是其主要的理论依据。在接下来的实证研究中，主要是以利益相关者理论作为研究的理论基础。

三、 国外社会责任会计的发展及启示

在西方发达的工业化国家中，法国是最重视社会责任会计信息披露的国家。早在1975年，法国就建议各家企业每年公布“社会资产负债表”，即“社会责任报告”。该国政府于1977年以正式法令的形式， 要求企业实施社会责任会计，同时规定从1984年起，所有社会平衡表必须列示最近三年的数据，按公司和所属符合标准的下属企业分别编制。社会平衡表中列示的内容包括职工人数、工资成本、健康和安全保护等7项内容。法国政府这项法令倾向于雇员方面的信息，也从一个侧面反映了法国社会中的福利主义倾向。同时，法国政府还要求企业注意改善生态环境， 例如治理工业“三废”，降低资源消耗以及对社会环境治理提供服务和社会捐赠等。其他西方国家，例如英国，也对社会责任会计信息披露十分关注。从法律上要求各公司在社会责任报告中披露有关环境保护、人力资源、职工福利、慈善捐赠等相关的社会责任信息。

随着经济社会的不断发展完善，从总体上看，西方国家的社会责任会计信息披露制度也日益成熟，披露的内容越来越充实丰富，涉及的内容十分广泛，主要包括环境、雇员、能源、人力资源、社区活动、社会贡献、产品安全、职工福利、商业道德等方面。此外社会责任会计信息披露的模式也逐渐变得多样化。有的国家在财务报表的附注中提供有关环境问题及其解决方法的资料，有的国家在传统的财务报告的基础上进行了扩充，增设了与环境问题相关的账户，还有一些国家编制了相应的社会责任会计年报。

我国的社会责任会计较之西方发达国家的产生和发展更晚一些，因此，借鉴西方国家的经验， 对完善我国责任会计的信息披露有很大的启发意义。我国在今后应当进一步充实社会责任会计信息披露的内容，在披露社会责任会计信息时，至少应当包括改善生态环境方面的贡献， 对人力资源的贡献以及对社会的贡献情况等。与此同时，还应当采取定量和定性相结合的方式。

四、社会责任会计信息披露的实证研究

（一）研究样本与指标体系

由于考虑到钢铁行业具有高污染的特点，在履行和承担企业社会责任方面具有一定的代表性。因此本文选取了上海证券交易所和深圳证券交易所一共16家上市交易的A股钢铁行业上市公司的财务数据作为研究样本。

在利益相关者理论下，进一步建立了基于上市公司在对利益相关者做出贡献和承担社会责任的评价指标体系。为了有效衡量企业对社会责任所做出的贡献，该体系中引入“社会贡献率”指标，计算公式为：社会贡献率=社会贡献总额÷平均资产总额×100%。该指标用来衡量公司所拥有或者控制的资产总额中有多少用于为国家或者企业做出贡献。此外，还选取了政府贡献率、职工贡献率、投资者贡献率几个指标，分别表述公司对国家、职工、投资者等利益相关者做出的贡献。具体指标计算公式如下：

政府贡献率X1=（支付的各项税费－收到的税费返还）÷平均资产总额×100%

职工贡献率X2=支付给职工以及为职工支付的现金÷平均资产总额×100%；

投资者贡献率X3=支付分配股利以及偿付利息支付的现金÷平均资产总额×100%

社会贡献率X4=（公益性捐赠支出＋支付的各项环境绿化费）÷平均资产总额×100%

综合上述变量指标，可以综合分析出企业所拥有或者控制的资产中用于回馈给国家、企业员工、企业投资者以及社会公众的相关状况。

（二）前提条件与研究模型的建立

假设钢铁行业上市公司对社会的各项贡献率指标同公司平均股票价值成正相关的关系。公司承担相应的社会责任并披露相关的会计信息必然会给企业带来经济效益。首先，公司履行社会责任可以同政府部门建立良好的公共关系，这样政府会制定节税政策， 相应地降低了公司的经营成本；其次，公司同职工之间建立良性关系，有利于培养更优秀的人才为公司服务，同时加强了员工对企业的忠实度；再次，公司给投资者更多的股利和分红会吸引更多的投资者投资该公司；最后，公司对社会公众所做出的贡献更是从侧面提升了公司的整体形象，是公司宝贵的无形资产。因此公司的利益相关者会对公司的价值产生影响。公司应该致力于积极履行社会责任并对社会责任会计信息进行披露，这样才能形成公司在社会的品牌效应， 使公司自身得到长远的发展，在获得经济效益的同时增强社会效益。

该模型以各项贡献率的指标值为自变量，以上市公司的平均股价为因变量，对研究的样本数据进行线性回归分析并得出预测结果和研究结论。其中贡献率指标的计算以2010年12月31日各上市公司的年报数据为基础得出，因变量以年报公告日之后一个月的平均股价为依据。

回归分析是指在统计分析中测度一个变量和其余几个变量的相互关系，并依据所搜集的相关数据资料建立模型来反映变量之间的关系。根据以上假设建立的多元回归分析模型如下：

y=b0＋b1 x1＋b2 x2＋b3x3＋b4 x4＋ó

其中，y代表股票价格，b0、b1、b2、b3、b4是线性系数，ó是随机项。

根据数据统计得出各个自变量的数值如表1所示。

（三）实证分析

1． 描述性分析

首先对样本公司各个自变量指标进行描述性分析，结果如表2所示。

从表2中可以看出样本公司使用其拥有或者控制的资产为社会提供的贡献不大， 最高的是政府贡献率最大值为0.179，而且不同上市公司的贡献率差别显著。

2． 简单回归分析

设R2为样本决定系数，又称为拟合回归系数，它是在简单回归分析中衡量研究变量之间拟合程度的标准。它表明回归模型在多大程度上解释了因变量的变化。R2越趋近于1，表示变量的拟合程度越好，当R2为1时，回归模型对因变量的全部变化做出解释；反之，R2越趋近于0，表示变量的拟合程度越差。当R2的范围介于0.7~1之间时，表明拟合程度较好。

同时用统计量中的P-value值来对变量的拟合程度进行显著性水平检验，标准设为0.5，若P>0.5，表示水平不显著，P

通过表3的数据显示，R2趋近于0， 变量的拟合程度比较差。P值只有自变量X4为0.385，小于标准水平0.5，其余自变量的P值均大于0.5，特别是变量X2的P值为0.748，显著性水平最弱。经过定量分析可以得出，只有社会贡献率能够显著地反映对变量的拟合程度，投资者贡献率较接近于显著性水平，拟合程度相差不大，而政府贡献率和员工贡献率对变量的拟合程度不高，显著性水平差异较大。总体来说，通过简单回归分析得到的模型并不能很好地解释因变量的变化，代表性不强。

3. 多元回归分析

通过运用多元回归分析的spss软件分别对样本数据中各个贡献率指标进行相关的多元回归分析，结果如表4所示。

经过测度得到的拟合回归系数R2为0.012， 相关性并不强。 根据回归系数建立的多元回归分析模型为：y=12.612＋0.103X1－0.533X2＋0.817X3－13.198X4＋ó. 其中职工责任贡献率的p-value值为0.427， 对股票价格的影响程度比其他三个自变量指标对股票价格的影响要强一些。从回归模型对相关数据的综合解释能力可以看出，拟合程度远远没有达到0.7的判断标准，这说明了我国的钢铁行业社会责任同上市公司股票价值之间的相关性不强，回归分析的代表性很弱。

（四）研究结论

作为企业尤其是上市公司，履行其应尽的社会责任是大势所趋，是公司义不容辞的责任，这不仅能够提高公司自身的经济效益，还将为推动经济和社会的进步做出贡献。通过对钢铁行业上市公司的样本数据进行实证研究，得到的研究结论如下：

1． 上市公司的社会责任信息披露与公司的价值并不呈明显的线性关系，这个结论有悖于研究的前提和假设，说明公司的社会责任履行情况并不能完全通过资本市场的股票交易价值反映出来。

2． 通过利益相关者理论，可以从研究中发现会计信息的使用者对于公司的社会责任方面的信息关注度不高，社会责任意识和观念并不是很强。

3． 通过对样本公司社会贡献率的统计分析， 可以看出，与其他三个自变量指标的平均水平相比，公司对社会的贡献程度普遍较低。这表明上市公司资产的利用倾向还是经济利益的最大化，如何最优地利用现有资产获得最大收益仍是公司考虑的主要目标，而对社会责任的因素考虑较少。

4． 研究的样本数据在搜集的过程中难免有局限性。例如计算上市公司的社会贡献率指标时，由于企业通常将环境治理方面的会计信息和数据以文字形式反映在财务报表附注中，甚至并不明确反映出来，因此计算的结果会有一定的误差和统计不足之处。

五、改进企业履行社会责任的建议

1． 制定相应的法律法规，完善企业履行社会责任的监督机制。政府应该从制定规范化的市场法规入手，特别是针对上市公司，规范上市公司对社会责任会计信息的披露，强制上市公司履行社会责任，并增强上市公司履行相应社会责任的意识。要健全监督管理机制，实施一系列的责任追究措施，使我国企业履行社会责任的情况逐步公开化、透明化，更充分地置于政府监管之下，使企业对社会责任的履行和社会责任信息披露更加规范化。另外还要充分发挥社会各界的监督作用，形成政府、新闻舆论、群众团体以及行业自律构成的全方位监督体系。

2． 提高企业社会责任意识， 建立社会责任指标体系。公司应当进一步强化社会责任意识，制定合理有效地利用资源和保护环境的规划， 使其符合国家环境保护相关的法律法规，减少对资源的耗费。对工业废料进行回收和循环利用，尽量避免对环境的污染。创造可持续发展的环境，尽量采用资源利用效率高，污染排放量小的设备工艺，应用和开发先进的排污处理技术。 另外还要鼓励员工积极履行社会责任，让全体员工从思想上认识到承担社会责任的必要性，营造良好的企业氛围。

企业应当承担经济责任、职工的就业薪酬责任、产品责任、环境责任、纳税责任等。针对不同层次的社会责任，每个企业可以按照自身的具体情况设置符合本公司的财务指标和非财务指标。例如对于经济责任常用的指标有净资产收益率、主营业务收入增长率、资产负债率等；职工的就业薪酬责任常用的指标有劳动时间、员工培训支出等；环境责任有生态效率指标等；纳税责任则有税收缴纳情况等指标。在此基础上每个企业都应该根据本企业制定的财务指标体系，量力而行，并严格履行自身应尽的社会责任。

3． 规范社会责任会计信息披露， 编制社会责任会计报告。 现在我国已经有部分企业开始尝试披露社会责任报告。对社会责任会计信息的披露可以采用以下两种形式：一是在现有的财务报告中添加反映社会责任的新的会计科目，二是形成独立的社会责任报告，并与财务年度报告区分，以定性描述为主，定量分析为辅。当然这个过程也不是一蹴而就的，而是一个逐步探索和实践的过程，对此，政府部门应当建立相关的制度及奖励政策， 来鼓励那些积极主动披露其社会责任履行情况的企业。

4． 投资者要转变投资观念，科学评价公司价值。随着经济的发展和社会的进步，投资者应该逐步使投资观念趋于理性化，改变过去盲目看重企业的盈利能力或者企业股利分配状况的观念，应当更加关注企业的社会责任履行情况，关注点应该更多地立足于被投资公司的长期利益和发展潜力，这样才能进一步激发企业提高社会责任意识，进一步履行社会责任，从社会责任角度关注公司的市场状况和行为也是投资者进行理性投资的最佳选择。

参考文献：

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［2］徐光华，张瑞. 企业社会责任与财务绩效相关性研究［J］. 财会通讯，2007（12）：70-73.

［3］刘长翠，孔晓婷. 社会责任会计信息披露的实证研究――来自沪市2002-2004年度的经验数据［J］. 会计研究，2006（10）.

［4］李莎，游嘉悦. 上市公司社会责任会计信息披露的实证研究［J］. 湖南工业大学学报，2009（12）.

［5］于光平，杨艺. 企业社会责任：国外理论演进以及最新文献评述［J］. 广东经济管理学院学报. 2006，21（5）：20-25.

［6］陈清. 完善我国企业社会责任会计信息披露制度［J］. 上海会计，2006（4）：63-65.

篇3

［关键词］会计稳健性；投资效率；投资过度；投资不足

一、 引言

会计稳健性原则又称谨慎性原则。根据国际财务报告准则的规定，稳健性原则是指企业对交易或事项进行会计确认、计量和报告时保持应有的谨慎，不应高估资产或收益，低估负债或费用。我国新会计准则对会计稳健性也提出了要求，如在备抵项目的计提、债务重组的会计政策、收入确认的标准、无形资产的处理、或有事项的处理等方面都有更为谨慎的规定。作为降低企业潜在诉讼成本、契约成本以及政治成本的一项治理机制，会计稳健性可以协调公司内部各契约参与方利益冲突，保证契约有效执行，减少信息不对称条件下契约各方的道德风险和机会主义行为［1］。目前国内学者主要侧重于将会计稳健性作为会计信息属性的研究（如会计稳健性的存在性以及影响因素方面），而缺乏对会计稳健性的治理价值研究［27］。本文通过研究会计稳健性与公司资本投资效率之间的关系来检验会计稳健性是否影响公司资本的投资效率，进而考察会计稳健性的治理价值，为认识和理解会计稳健性的治理价值提供经验证据。

二、 理论分析与假设提出

在资本市场不存在缺陷和公司内部不存在成本的理想世界中，公司的投资可以达到使企业价值最大化的最优水平。然而在现实世界中，公司的投资却并非都是有效率的。一方面，由于所有权和控制权分离所引起的问题，管理者可能为了追求自身利益进行过度投资，将公司的自由现金流滥用于净现值为负的项目［8］；另一方面，信息不对称增加了市场摩擦，影响公司外部融资成本，容易导致受流动性约束的公司出现投资不足［912］。我国上市公司同样存在非效率投资问题。然而，会计稳健性可以降低契约方之间的信息不对称和问题，从而实现资本的有效投资［13］。如果企业选择稳健的会计政策,管理者需要在任职期内及时确认投资项目的亏损,无法将责任推卸给下任管理者,那么在任管理者就很可能不会投资净现值为负的项目。此外，根据会计稳健性的要求,在预计未来现金流入减少时,企业要以计提减值准备或应计负债等方式在财务报表中确认,这样管理者就可能会尽快地从亏损项目中撤出资金,防止当期利润下降。也就是说,采用稳健会计政策的企业会更多地拒绝差的投资项目,而将更多的资本投资于盈利的净现值项目中,同时会更早地从亏损项目中撤资［14］。biddle（比德尔）和 hilary（希拉里）通过检验财务报告质量和资本投资效率之间的关系，发现高质量的财务报告可以减少经理层与外部资本供给者之间的信息不对称，从而提高资本的投资效率［15］。此外，bushman（布什曼）和 piotroski（彼得罗夫斯基）从国家横截面角度检验了稳健的财务报告体制对经理投资决策效率的影响，结果发现在稳健的财务报告体制下，经理对投资机会下降做出反应的速度更快［16］。可见，稳健的会计政策可以提高会计信息的质量，减少企业股东与经理层的信息不对称，提高公司资本投资效率。因此，本文提出假设1。

假设1：会计稳健性水平可以改善公司资本的投资效率，即在其他条件一定的情况下，会计稳健性水平与公司资本投资无效率水平负相关。

稳健的会计政策对公司投资效率的影响可以从以下两个方面来分析。一方面，会计稳健性有助于降低公司面临的成本。当公司面临投资过度的情况时，会计稳健性对公司的投资水平起到抑制作用。因为当投资项目有利于经理获得私人收益时，经理可能接受净现值为负的投资项目，由此损害股权投资者利益［17］。ball（鲍尔）等认为会计稳健性不仅是一项重要的财务报告质量属性，而且也是一项有效的公司治理机制［18］。会计稳健性水平的提高能够有效地缓解经理层与股权投资者之间的冲突，降低公司的成本。ahmed（阿曼）和 duellman（迪尤尔曼）的实证研究表明，会计稳健性可以减少经理层接受净现值为负的投资项目的事先动机［19］。稳健会计政策的采用使公司经理层面临更高的违约风险，增强经理层声誉受损、报酬降低、被董事会解雇或公司被接管的可能性，增加经理层实施机会主义行为的成本，减弱股权投资者与经理层的委托冲突；同时，由于会计盈余中包括了因稳健性而确认的损失，投资者能够及时获知经理层经营决策中发生亏损的信息，从而能及时地制止经理层由过度投资所带来的成本［1］。可见，会计稳健性可以降低拥有较多信息的经理层产生道德风险的可能性，抑制经理层为实现自身利益最大化而产生的过度的投资。另一方面，会计稳健性有助于降低公司面临的信息不对称。当公司面临投资不足的情况时，会计稳健性对公司的投资水平起到推动作用。mcnichols(麦克尼科尔斯)和 stubben（斯塔布斯）认为，公司管理人员的盈余管理本身会“掩盖”公司真实的收入和盈余增长潜力，这使得投资者无法形成有效的盈余增长预期，而会计稳健性可以减少事前的信息不对称，改善事后的投资效率［20］。lafond(拉丰)和 watts（沃特斯）的实证研究发现，经理层和股权投资者之间的信息不对称使投资者对财务报表稳健性产生了需求，因而会计稳健性能够降低经理层操纵会计数字的动机和能力，并减轻信息不对称以及由此造成的损失［21］。此外，ahmed（阿曼）等的研究表明，在控制公司债务成本的其他决定因素后，会计稳健性可以起到减轻债权投资者和股权投资者之间的利益冲突以及降低公司债务成本的重要作用［22］。zhang(张)研究发现，采用稳健会计政策的公司更容易触犯债务契约条款，从而能够更好地保护债权投资者的利益；同时，公司也可以获得更低利率的贷款［23］。可见，稳健的会计政策可以帮助公司有效降低融资成本，能增加公司投资盈利的净现值项目的机会。尤其对负债率较高或受现金流约束较大的公司通过稳健的会计政策可降低融资成本，提高公司的投资水平，在一定程度上能缓解其投资不足的问题。可见，稳健的会计政策能减少公司的成本以及信息不对称程度，进而影响公司的投资效率。因此，本文提出假设1a和假设1b。

假设1a：会计稳健性有助于抑制公司的过度投资行为，即在其他条件一定的情况下，会计稳健性水平与公司过度投资水平负相关。

假设1b：会计稳健性有助于抑制公司的投资不足行为，即在其他条件一定的情况下，会计稳健性水平与公司投资不足水平负相关。

三、 研究设计

本文研究过程分为三步。第一步，以basu（巴苏）盈余股票收益关系模型为基础，借鉴khan（卡恩）和 watts(沃特斯)的研究方法，引用工具变量构建模型来估算公司层面的会计稳健性水平。第二步，借鉴richardson(理查森)模型，估算公司正常的资本投资水平，然后用公司实际的资本投资水平与估算的资本投资水平之差(即回归残差)代表公司资本投资的无效率程度，分别用残差大于0和残差小于0代表企业的投资过度程度和投资不足程度［2426］。第三步，分别采用估算得到的公司资本投资的无效率程度、投资过度程度和投资不足程度作为被解释变量，采用估算的公司会计稳健性水平作为解释变量，并加入若干控制变量进行回归，以考察会计稳健性水平对公司资本投资效率的影响。

 

(一) 会计稳健性水平的估算

巴苏运用下面的盈余股票收益关系模型来度量会计稳健性。

epsitpit-1=β1+β2drit+β3rit+β4drit*rit+εit(1)

其中，epsit为i公司t年度的每股盈余；pit-1为i公司t-1年度末的收盘价；rit为i公司t年度的股票收益率；drit为虚拟变量，当rit＜0时取值为1，否则取值为0。该模型使用股票年度收益率作为“好消息”和“坏消息”的变量，负的股票年度收益率表示经济损失，即“坏消息”；正的股票年度收益率表示经济利得，即“好消息”。在模型（1）中，β2度量会计盈余确认“好消息”的及时性，β3度量会计盈余确认“坏消息”的及时性。因此，β4度量会计盈余确认“坏消息”相对于确认“好消息”的增量及时性。由于稳健性意味着会计盈余对“坏消息”的反应比对“好消息”的反应更为及时充分，本文通过检验β4是否显著大于0来判断会计盈余是否稳健。

卡恩和沃特斯对巴苏模型进行了拓展，选择公司规模(size)、负债率(lev) 和市值与账面价值比率(mb)作为工具变量，设计出度量公司/年的稳健性指标。他们假定非对称及时性是上述三个工具变量的线性函数，用gscore表示盈余对“好消息”的反应程度，用cscore表示盈余对“坏消息”反应的增量程度，两个系数分别变为：

gscore=β3=μ1+μ2sizeit+μ3levit+μ4mbit(2)

cscore=β4=λ1+λ2sizeit+λ3levit+λ4mbit(3)

将（2）式和（3）式代入（1）式，可得到用于估算公司层面的会计稳健性模型，这一模型为：

epsitpit-1=β1+β2drit+(μ1+μ2sizeit+μ3levit+μ4mbit)*rit+

(λ1+λ2sizeit+λ3levit+λ4mbit)*drit*rit+εit(4)

运用上述模型，采用年度横截面数据进行回归，可以估计出μ1，μ2，μ3，μ4以及λ1，λ2，λ3，λ4。然后，将λ1，λ2，λ3，λ4估计系数再代入（3）式，估算出公司层面的会计稳健性程度。

(二) 公司资本投资效率的估算

理查森通过模型估算出企业正常的资本投资水平，然后用该模型的回归残差作为投资过度和投资不足的变量，考察了自由现金流量对过度投资的影响［26］。本文借鉴该模型来估算我国上市公司资本投资的无效率水平以及投资过度（不足）程度。上市公司正常的资本投资水平估计模型如下：

invit=α0+α1growthit-1+α2levit-1+α3cashit-1+α4sizeit-1+

α5retit-1+α6invit-1+∑industry+∑year+εit(5)

其中，invit为i公司t年度的资本投资水平，用现金流量表中购买固定资产和无形资产的现金数除以期初总资产表示；growthit-1为i公司t-1年度的增长机会，用营业收入增长率表示；levit-1为i公司t-1年度资产负债率；cashit-1用i公司t-1年度公司现金余额除以总资产表示；sizeit-1为i公司t-1年度总资产的自然对数；retit-1为i公司t-1年度股票年度收益率，并用市场年度收益率进行调整；invit-1为i公司t-1年度的资本投资水平；∑industry为行业虚拟变量，行业按证监会的分类标准进行划分，共选取20个行业虚拟变量；∑year为年度虚拟变量，控制不同年份宏观经济因素的影响。

模型(5)回归残差表示公司资本投资的无效率程度，取其绝对值后用符号inv_resid表示。如果模型(5)回归残差大于0，则其值为投资过度，用符号over_inv表示，相反则为投资不足，用符号under_inv表示。为了便于理解和解释，本文将under_inv取绝对值。因此，inv_resid越大，表明上市公司资本投资效率越低；over_inv越大，表明上市公司投资过度情况越严重；under_inv越大，表明上市公司投资不足情况越严重。

(三) 会计稳健性与资本投资效率的回归模型设计

在确定公司的会计稳健性水平和资本投资水平变量之后，本文分别用模型（6），模型(7)和模型(8)来考察会计稳健性水平对公司资本投资效率的影响。

inv_residit=γ0+γ1acit+γ2payit+γ3fcfit+γ4mfeeit+γ5tunnelit+εit(6)

over_invit=γ0+γ1acit+γ2payit+γ3fcfit+γ4mfeeit+γ5tunnelit+εit(7)

under_invit=γ0+γ1acit+γ2payit+γ3fcfit+γ4mfeeit+γ5tunnelit+εit(8)

其中，inv_residit，over_invit和under_invit为被解释变量，分别为i公司t年度资本投资的无效率程度、投资过度程度以及投资不足程度；acit为解释变量，代表i公司t年度会计稳健性程度，估算方法如前所述。参考理查森及辛清泉等的研究，本文加入的其他变量均为控制变量［17，26］。payit表示高管薪酬，为i公司t年度金额最高的前三名高级管理人员的报酬总额的自然对数；fcfit表示自由现金流，用i公司t年度期末经营活动现金净流量除以期初总资产减去模型（5）估算出的预期资本投资额表示；mfeeit表示管理费用率，为i公司t年度管理费用占营业收入的比例；tunnelit表示大股东资金占用，为i公司t年度其他应收款占总资产的比例。

（四） 样本选取和数据来源

本文以我国沪深股票市场2001年—2008年发行a股的所有上市公司为初始样本，剔除金融行业的公司、当年首次发行新股公司和特别处理的公司、同时发行b股或h股的公司以及相关数据缺失的公司。本文最终得到6645家上市公司样本，其中2001年559家，2002年638家，2003年755家，2004年818家，2005年880家，2006年938家，2007年1022家，2008年1035家。本文的原始数据来自ccer数据库，数据统计与处理软件为excel 2003和stata 10.0。为了消除极端值的影响，本文对连续变量在1％和99％分位数进行了winsorize处理。

四、 实证分析

（一） 变量的估算结果

1. 会计稳健性水平的估算

表1（见下页）报告了公司会计稳健性的估计结果。由表1可以看出全样本公司dr*r的回归系数分别为0.0132（t值为2.37）和0.595（t值为5.85），且在5％和1％水平上显著，说明我国上市公司盈余对“坏消息”的反应显著地快于对“好消息”的反应，会计稳健性是存在的。为了排除亏损公司盈余管理行为对研究结论可能产生的噪音，本文在全样本中剔除亏损公司后再重新进行回归。如表1所示，盈利公司的会计稳健性仍然存在。这说明就整体水平而言，我国上市公司会计稳健性是存在的，这为后续研究奠定了基础。本文将表1回归系数代入模型以估算我国上市公司的会计稳健性水平。会计稳健性水平用ac表示。

表1会计稳健性水平的回归结果

被解释变量全样本公司盈利公司截距-0.00447-0.002420.00636***0.00558***(-0.83)(-0.45)（2.88）（2.61）dr-0.0153***-0.0128***-0.00881***-0.00645***(-9.48)(-7.82)(-8.34)(-6.19)r0.00833***0.163***0.0101***0.100**（3.3）（3.42）（3.91）（2.53）dr*r0.0132**0.595***0.004180.382***（2.37）（5.85）（0.98）（6.32）size*r0.00912***0.00587***（3.97）（3.09）lev*r-0.0243**-0.00349(-2.09)(-0.44）mb*r-0.000827**-0.00108***(-2.08)(-3.48）size*dr*r-0.0312***-0.0192***(-6.35)(-6.86)lev*dr*r0.153***0.0214**（6.09）（2.1）mb*dr*r-0.0004010.00267***(-0.27)（4.88）行业和年度控制控制控制控制adj. rsq0.0670.1090.1690.216f16.59***16.13***39.04***41.29***注:被解释变量为模型中eps/p；表中数据为解释变量的回归系数，

括号内的数值为t值，并经过white异方差稳健性修正；***，**，*分

别表示显著性水平1％，5％和10％。2. 公司资本投资效率的估算

表2报告了公司资本投资效率的回归结果。本文采用模型回归残差表示公司资本投资的无效率水平，取绝对值为inv_resid。模型残差正值表示投资过度，记为over_inv，模型残差负值表示投资不足，取绝对值为under_inv。

(二) 描述性统计分析

表3为模型中主要变量的描述性统计结果。在最终6645家研究样本公司中，投资过度公司over_inv为2440家（占37％），投资不足公司under_inv为4205家（占63％），说明就整体水平而言，我国上市公司投资不足的比重较大。会计稳健性水平ac的均值和中位数分别为0.004和0.0037，两个系数均大于0，说明就整体水平而言，我国上市公司会计政策略显稳健。

表2公司资本投资效率的回归结果

被解释变量截距growthit-1levit-1cashit-1sizeit-1retit-1invit-1-0.0747***0.0158***-0.0134***0.0368***0.00598***0.00537***0.318***(-3.91)(6.61)(-5.68)(3.49)(6.60)(2.97)(23.73)行业和年度控制adj. rsq0.249f值56.5***注:被解释变量为模型中的资本投资水平(inv)；表中数据为解释变量的回归系数，括号内的数值为t值，并经过white异方差稳健性修正；***，**，*分别表示显著性水平1％，5％和10％。

表3主要变量描述性统计结果

变量样本量均值中位数标准差最大值最小值inv_resid66450.03790.02660.03630.20090.0003over_inv24400.05160.0360.04840.20090.0003under_inv42050.02990.02440.02350.12530.0008ac66450.0040.00370.03680.1132-0.0851pay664512.972213.03680.848114.375111.2645fcf66450.06080.05720.09560.3631-0.2569mfee66450.11090.07320.15711.19870.0063tunnel66450.04480.02070.06290.35040.0003由表4可见，资本投资的无效率水平、投资过度（不足）与会计稳健性程度均显著负相关，初步证明假设1、假设1a和假设1b成立。即稳健的会计政策有助于降低契约方之间的信息不对称，并能缓解上市公司投资不足和投资过度，进而提高资本投资效率。此外，无论是全样本组还是分样本组，解释变量之间的相关系数都较低，表明不存在较大的多重共线性。

表4主要变量的相关系数

样本类别相关系数a栏：全样本inv_residacpayfcfmfeetunnelinv_resid1ac-0.117***1pay-0.028**-0.283***1fcf0.167***-0.182***0.078***1mfee-0.030**0.275***-0.165***-0.160***1tunnel-0.107***0.335***-0.210***-0.204***0.341***1b栏：投资过度样本over_invacpayfcfmfeetunnelover_inv1ac-0.091***1pay-0.021-0.263***1fcf0.187***-0.169***0.091***1mfee-0.020.211***-0.111***-0.135***1tunnel-0.114***0.350***-0.212***-0.187***0.284***1c栏：投资不足样本under_inv acpayfcfmfeetunnelunder_inv 1ac-0.133***1pay-0.074***-0.238***1fcf0.072***-0.157***0.061***1mfee-0.0120.290***-0.187***-0.162***1tunnel-0.058***0.322***-0.206***-0.190***0.355***1注：***，**，*分别表示显著性水平为1％，5％和10％。

（三）会计稳健性与资本投资无效率水平回归结果

表5（见下页）列出了模型的混合最小二乘法、固定效应模型和随机效应模型的估计结果及f检验、lm检验和hausman检验结果。由于使用的是面板数据，本文首先需要对模型的设定形式进行判断。由表5可见，在混合最小二乘法估计与固定效应模型之间进行选择时，f检验值为1.87且在1％水平上显著，因而优先选择固定效应模型；在混合最小二乘法估计与随机效应模型之间进行选择时，lm检验的卡方值为178.42且在1％水平上显著，因而优先选择随机效应模型；在固定效应模型与随机效应模型间进行选择时，hausman检验的卡方值为50.73且在1％水平上显著，因而优先选择固定效应模型。综合f检验，lm检验与hausman检验的结果，本文的回归模型选择固定效应模型。

从表5（见下页）可见，固定效应模型中会计稳健性水平ac的回归系数为-0.182（t值为-6.25）且在1％水平上显著，说明会计稳健性水平与公司资本投资的无效率水平呈现显著负相关关系，即稳健的会计政策可以有助于改善公司资本投资效率。这表明会计稳健性在公司资本投资中具有治理价值，从而假设1得到验证。

表5会计稳健性与资本投资的无效率水平回归结果

被解释变量混合最小二乘法固定效应模型随机效应模型截距0.0784***0.0627***0.0720***(10.90)(6.34)(9.16)ac-0.0988***-0.182***-0.112***(-7.20)(-6.25)(-6.83)pay-0.00327***-0.00191**-0.00269***(-6.01)(-2.53)(-4.52)fcf0.0553***0.0308***0.0438***(9.42)(5.74)(9.13)mfee0.00735**0.00648*0.00680**(2.36)(1.78)(2.15)tunnel-0.0416***-0.0452***-0.0437***(-6.37)(-4.33)(-5.16)f值59.46***20.29***—wald 值——209.6***adj. rsq0.04450.0350.0434f检验值1.87***lm检验值chibar2(01)=178.42***hausman检验chi2(5)=50.73***注：被解释变量为模型中资本投资的无效率水平（inv_resid）； 括号

内的数值为t值；f值为多元回归总体显著性检验， 而f检验值则为选择

固定效应模型或混合最小二乘法模型的检验值；***，**，*分别表示显

著性水平为1％，5％和10％。从控制变量来看，高管薪酬pay的回归系数为-0.00191（t值为-2.53）且在5％水平上显著，说明当薪酬契约无法对经理工作努力程度和经营才能做出补偿和激励时，将诱发管理层的机会主义行为，从而导致企业资本投资无效率水平增加。自由现金流fcf的回归系数为0.0308（t值为5.74）且在1％水平上显著，说明自由现金流充足的企业，其经理人无效率投资的可能性更大。管理费用mfee的回归系数为0.00648（t值为1.78）仅在10％水平上显著，说明管理层的在职消费也会影响企业资本投资效率。大股东占款tunnel的回归系数为-0.0452（t值为-4.33）且在1％水平上显著，这或许是大股东占款导致上市公司资金短缺，反而减少了无效率投资的可能性。

（四） 会计稳健性与资本投资过度（不足）的回归结果

表6会计稳健性与投资过度（不足）的回归结果

被解释变量over_invunder_inv截距0.0999***0.0466***（3.89）（5.69）ac-0.211***-0.158***(-2.74)(-6.68)pay-0.00398**-0.00122*(-2.04)(-1.96)fcf0.0814***-0.00346（5.51）(-0.79)mfee0.01270.00476*（1.14）（1.67）tunnel-0.121***-0.00719(-3.53)(-0.89)adj. rsq0.04190.023f值11.36***9.623***注：表中回归都是用2001年—2008年上市公司

的非均衡面板数据进行回归 ， 所以进行了模型的筛

选， 最终选定采用固定效应模型进行回归；表中数据

为解释变量的回归系数，括号内的数值为t值；***，

**，*分别表示显著性水平1％，5％和10％。表6报告了会计稳健性对投资过度（不足）的影响，且回归模型包括了高管薪酬、自由现金流、管理费用率、大股东占款比率等控制变量。会计稳健性水平ac在表6中的回归系数分别为-0.211（t值为-2.74）和-0.158（t值为-6.68），均在1％水平上显著，说明会计稳健性水平与公司投资过度（不足）水平显著负相关，即会计稳健性水平的提高一方面有助于经理人拒绝净现值为负的投资项目，抑制企业过度投资；另一方面有助于经理人接受净现值为正的投资项目，缓解企业投资不足。可见，会计稳健性在一定程度上能够约束经理人的机会主义行为，缓解企业由信息不对称所带来的问题，从而假设1a和假设1b得到验证。

此外，高管薪酬pay与投资过度over_inv在5％水平上显著负相关，与投资不足under_inv在10％水平上显著负相关，说明薪酬激励越充分，企业资本投资过度（不足）的可能性越小，经理薪酬契约在一定程度上可以缓解企业投资过度（不足）的现象。自由现金流fcf与投资过度显著正相关，与投资不足负相关，说明自由现金流充足可以缓解投资不足的压力，同时也会加剧投资过度的情况。管理费用mfee与投资过度（不足）正相关，说明管理层的在职消费会加剧企业的过度投资或投资不足的无效率行为。大股东占款tunnel与投资过度（不足）负相关，这可能是大股东占款导致上市公司资金短缺，从而使企业削减了资本支出。

（五） 敏感性分析

本文还进行了敏感性分析。为了避免理查森模型可能产生的系统性偏差，本文将模型残差按大小分成三组并剔除掉中间一组；然后，将残差最大的一组作为投资过度组，将残差最小的一组作为投资不足组，再次进行回归。此外，本文将非平衡面板数据转换为平衡面板数据，即将2001年—2008年正常在市交易并且只发行a股的上市公司作为研究对象，分别用营业收入增长率与托宾q作为公司增长机会的变量重新进行回归。这些敏感性分析的回归结果与前面的研究结论基本一致。

五、 结论与启示

本文以2001年—2008年我国沪深股票市场a股上市公司为研究样本，检验会计稳健性与公司资本投资效率之间的关系，从而考察会计稳健性的治理价值。实证结果发现会计稳健性与资本投资无效率水平即投资过度（不足）存在显著负相关关系，会计稳健性水平有助于缓解公司的过度投资或投资不足行为，改善公司的资本投资效率。

具有信息优势的管理者有动机对外披露有关收益的信息而隐瞒有关损失的信息，所以股东可以利用稳健性原则来抑制管理者不对称披露信息的机会主义行为。此外，及时确认损失的稳健性能够使企业的决策权尽早从造成亏损的管理者手中转移到债权人手中，以保障债权人的利益。因此，对于我国上市公司而言，会计稳健性不仅是一项重要的财务报告质量属性，而且还是一项有效的公司治理机制。本文的研究结果为理解会计稳健性在公司治理中的价值提供了经验证据。会计稳健性在公司投资效率方面的治理作用主要体现在能够一定程度上避免企业投资过度或投资不足。一方面，会计稳健性通过要求及时确认损失，限制了管理层的道德风险及其机会主义行为，有效缓解经理人与股东之间的冲突，降低公司的成本，抑制过度投资的发生；另一方面，会计稳健性能够降低投资者所面临的信息不对称，减少投资者溢价要求，缓解投资不足的发生。

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篇4

郑礼光(1968-)，男，福建福州人，福州大学管理学院讲师

摘要：本文通过考查深圳和上海证券交易所中的657家上市公司的治理机制变量，与会计盈余及时性指标之间截面数据相关关系，探讨治理机制是否随会计盈余及时性而变化。结果发现：董事对高成本信息收集和整理的需求与会计系统信息的有用性是倒数关系，外部股东对高成本信息收集和整理的需求与会计系统信息的有用性成正比；会计系统信息有用性的重要决定因素是解释股权价值现时变化的程度；以高成本的监督活动为特点的特殊治理结构是股东和董事对高成本信息收集和整理需求的反映。研究结果为进一步对会计的其他经济影响和后果研究提供启示。

关键词：上市公司　会计盈余及时性　公司治理机制

根据会计准则生成的会计信息数据是有效资本市场得以存在的必要数据，由于会计信息不能有效反映股东价值相关信息的公司中，财务会计系统就不能满足董事和股东的治理需要。因此本文假设：董事对高成本信息收集和整理的需求与会计系统信息有用性是倒数关系，外部股东对高成本信息收集和整理的需求与会计系统信息有用性成正比；会计系统信息有用性的重要决定因素是解释股权价值现时变化的程度；以高成本监督活动为特点的特殊治理结构是股东和董事对高成本信息收集和处理需求的反映。

一、文献综述

在相关的文献中，研究发现跨国间的所有权集中与一国会计信息披露的程度负相关(LaPorta,Lopez-de-Silanes,Shleifer andVishny，1998)。也有研究断定会计实务的国际差别内生于解决管理者与其他利益相关者之间信息不对称的需要，证明盈余报告的及时性在普通法国家比较高，如在美国公司治理结构倾向于管理者与其他利益相关者之间更加分离(Ball,Kothafi and Robin，2000)。在国内的相关实证分析文献中，研究我国证券市场效率的相对较多。学者对我国证券市场若干时间区段的子样本实证分析，结果表明证券市场效率随发展阶段而不断提高，如吴世农(1996)、宋颂兴和金伟根(1995)、陈小悦(1997)等，也有学者进一步研究了我国市场效率低的原因，如魏玉根(2000)、王开国(2001)、张宗新(2004)等。张宗新(2004)认为，市场有效性以及与之相联系的信息传递和价格形成能力，是造成我国证券市场低效率的直接原因。

关于会计信息有用性与公司治理的研究很少。刘立国等(2003)在研究公司治理与会计信息质量关系时发现，上市公司法人股比例越高、流通股比例越低，公司越有可能发生财务报告舞弊行为，当上市公司第一大股东为国资局时，公司更可能发生财务报告舞弊行为。执行董事、内部董事在董事会中的比例越高，公司越有可能发生财务报告舞弊行为。发生财务报告舞弊的公司往往有较大规模的监事会。本文的分析在两个方面对现有研究进行了推进，一是本研究的焦点在于公司财务信息系统的特征是治理机制选择的决定因素，这就推进了现有关于各种治理结构决定因素的研究。现有大部分关于治理机制内生选择的研究，更多的是探讨与公司道德风险问题的敏感性或规模相关因素的作用，或探讨与监督管理者难度有关因素的作用。这些研究把公司信息系统的特征作为不可观察的给定因素，而本文试图明确地抓住信息系统反映价值增进行为和活动的能力在公司间的差别，并且指出这些不同与治理机制选择的不同是联系在一起的。二是考查与董事会组成有关以及与外部股东以股权激励有关的治理机制因素。

二、变量定义描述

(一)盈余及时性指标　本文是选用盈余及时性的指标来测量公司现时盈余捕捉到股东价值变化全部现时信息的程度。考虑到单个指标不能捕捉到所有及时性特征，提出三个指标以反映公司年度盈余捕捉到当年置留在股票价格中的全部信息。由于每个指标各有优劣，其基本及时性指标是这三个指标的综合。前两个指标是以2004年以前至少八年的年度盈余与同时期股票总回报率之间的回归为基础的。计算公式：

EARNt=a0+a1NEGt+b1RETt+b2NEGt*RETt+et　(1)

式中EARN,是给定公司在第t年的基础盈余，定义为例外项目、非连续经营和特殊项目之前的盈余，除以年初该公司净资产市场价值。RET1是t年末的股票总回报率。NEG是哑变量，如果RETt是负数NEG是1，否则NEG是0。第一个指标是表示消息反映到公司盈余上的速度的b1。预期在盈余及时性存在严重问题而使价值增长活动和结果在盈余中推迟确认的公司中b1的数值低。盈余及时性的第二个指标是(式1)中R2。(式1)中的R2是盈余捕捉反映在股票收益中的信息滞后性的减函数。预期盈余及时性存在严重问题而使价值增长活动和结果在盈余中推迟确认的公司中R2的数值低。第三个盈余有用性变量是(式2)中R2：

RETt=a0+b1EARNt+b2EARNt-1+et　(2)

EARNt和RETt的定义与前面相同，EARNt-1是在t-1年的基础盈余。与(式1)不同，(式2)中允许股票价格随盈余双向变动。(式2)中R2解释为当年年度盈余水平及其变化反映股东价值相关信息的程度。本文预期(式2)中的R2是盈余捕捉反映在股票收益中的信息滞后性的减函数。

我们用EQU1_R2表示(式1)中的R2，用EQU2_R2表示(式2)中的R2。用EQU1_SLOPE表示(式1)中的b1，在以上三个变量的基础上构成了盈余及时性综合变量EARN_TIMELY，是三个分变量的对数百分化后的合计值，该变量值越大说明盈余及时性越好。

(二)治理变量的描述　本文采用以下指标作为变量：

(1)董事会的组成变量。Fama(1980)和Fama and Jensen(1983)认为，董事会监督管理者的效果是内外董事结合产生的功能。他们认为最佳的董事会应该由内外两类董事组成：内部董事的优点是其对公司专门活动和公司竞争环境的深入了解；外部董事的优点在于其独立性和监督的技巧。同时董事会作为监督机制，其效果可以由外部董事的作用得到增强。董事会组成提出如下假设：第

一，公司盈余及时性低的情况下董事会规模会比较小，以方便快速和密集的信息分享和处理。第二，由于内部董事有对公司专门活动和竞争环境的深入了解，公司盈余及时性低的情况下董事会中内部董事的比例将较高，外部独立董事比例较低。第三，公司盈余及时性低的情况下董事会中专家董事的作用会比较突出，因此本文预测此时专家董事的比重会较高。第四，预测在那些盈余及时性低的公司中持有股份的董事人数会相对更多，这是因为当董事们持有股份时，股权激励有利于使他们以股东的利益为出发点履行其管理和监督的职责。我们提出了五个公司董事会组成变量。一是董事会组成规模变量DIR#，它是公司董事会总人数；二是独立董事的比重变量％OUTDIR，它是公司独立董事的数量除以该公司董事会总人数的值；三是内部董事比重变量％INDIR，它是公司内部董事人数除以该公司董事会总人数的值；四是专家董事比重变量％EXPERTDIR，是公司董事会中专家董事人数除以该公司董事会总人数的值；五是董事会中持股董事人数比重％SHAREHOLD-DIR，它是公司董事会中持有股份的董事人数除以该公司董事会总人数的值。

(2)外部人持股变量。本文预测盈余及时性越低，外部股东持股集中度越低作为对高成本监督的反映，也就是所谓外部股东“搭便车”而“用脚投票”假说。这种预测基于Demsetz and Lehn(1985)的观点，假设股权集中至少部分上是由高成本的股东监督利益内生决定的，其基本理论是持有少量股份的股东缺乏激励去从事高成本的监督活动，因为小股东这样做要承受全部成本，但只能分享小部分的监督收益。相反，如果潜在的监督利益大，持有大量股份的股东有相对强的激励从事高成本的监督活动。这是因为大股东可以从高成本监督活动的收益中获得较大比例的利益。我国上市公司国家股“一股独大”是普遍现象，在这样的前提下持有少量股份的股东没有激励去从事高成本的监督活动，只会采取减少股份持有量以便利“用脚投票”的方式保护自身的利益。本文提出了四个外部股东持股集中度变量。一是法人股比例％CORPORATE，是公司中法人股占该公司总股本的比重；二是流通股比例％CIRCULATE，是公司中已流通股份占总股本比例；三是户均持有流通A股数#SHARE-A，是公司中流通A股数除以A股总户数；四是股东持股比例％SHARE，是公司中平均每一股东持股百分比。

三、控制变量、样本和数据

(一)控制变量　在公司治理截面数据回归模型中，本文引入了四个控制变量。一是股票BETA系数，用以控制公司的不确定性或离散性。二是净资产市场(MV)，用以控制公司规模。Demsetz and Lehn(1985)提出证据表明这两个变量与所有权集中度显著相关。此外，本文提出保值增值率(RATE-BZ)用以控制公司的成长性，公司国家股比重(％STATE)用以控制我国上市公司股权结构中“一股独大”现象的影响。

(二)样本和数据　文中所有数据取自聚源数据库和巨灵数据库中在深圳和上海证券交易所上市交易的所有行业上市公司的相关数据。这些数据包括：1997年至2004年八年间年会计盈余和股票总回报率数据；2004年末董事会人数、独立董事人数、内部董事人数、董事会中专家董事人数、董事会中持股董事人数；2004年末法人股比重、公司流通股比重、户均持流通A股股数、股东持股百分比等数据；2004年末样本公司股票BETA系数、净资产市场价值(MV)、公司保值增值率(RATE-BZ)、国家股比重(％STATE)等数据。由于有些公司数据不完整，最终选取的样本公司数为657家。(表1)简要列示了样本公司相关变量的统计属性，包括了会计盈余及时性的变量、公司治理相关变量，以及控制变量的情况。

四、实证研究设计及结果

(一)会计盈余及时性个别变量及综合变量相关性(表2)列示了会计盈余及时性个别变量及综合变量的PEARSON和SPEARMAN相关情况。会计信息及时性综合变量(EARN_TIMELY)是由三个独立的会计信息及时性变量构成，会计信息及时性综合变量与三个独立的会计盈余及时性变量之间的PEARSON相关性为正且都具有在1％水平的统计显著性。这表明会计盈余及时性综合变量(EARN_TIMELY)抓住了三个独立及时性变量的本质。

(二)模型设计及回归结果　本文引入保值增值率、净资产市场价值、股票BETA系数、国家股比重等控制变量，采用截面数据最小二乘法回归分析公司治理变量与会计盈余及时性变量之间的相关性。基本假设是会计信息反映公司现时经营活动和股东价值能力较差的公司，其公司治理机制将会更多地依靠高成本的方式。基本模型是：

DEP_VAR=α+βEARN_TIMELY+δ1MV+δ2BETA+δ3RATE_BZ+δ4％STATE+ε　(3)

其中，DEP_VAR代表各公司治理相关变量(％SHARE、#SHARE-A、％CIRCUlLATE、％CORPORATE、％SHAREHOLD―DIR、％EXPERTDIR、％INDIR、％OUTDIR、DIR#)。

(表3)列示了会计盈余及时性综合变量(EARN_TIMELY)与公司董事会结构相关变量的回归检验结果。会计盈余及时性与公司董事会规模变量、独立董事人数比重是正相关。这与本文的预测是一致的，会计盈余信息治理功能较差时，为加强对公司的控制，董事会的规模会缩小，独立董事人数少一些而公司内部董事人数相对多一些。公司会计信息及时性综合变量与其他董事结构变量内部董事人数比重、董事会中专家董事人数比重、董事会中持股董事人数比重是显著负相关的。这也与本文的预测相一致，公司会计盈余及时性较低时，内部董事、专家董事、持有股份的董事人数会相对多一些。

(表4)列示了会计信息及时性综合变量(EARN_TIMELY)与公司外部股东持股集中度相关变量的回归检验结果。结果显示会计盈余及时性与公司流通股比重、法人股比重、户均持有流通A股数量、股东持股百分比正相关。其中，后两个变量通过了显著性检验，而前两个变量没有通过显著性检验。这与本文的预测基本一致。笔者认为在目前我国上市公司国家股“一股独大”现象比较普遍，存在问题也相当严重的条件下，当公司会计信息不能满足需要时，外部法人股东会选择“用脚”投票的方式，选择减少股份持有量的决策。我国股市投机性强、换手率高的事实也从侧面说明了这一点。法人股比重变量之所以没有通过显著性检验可能是由于样本中没有区分出国有法人和其他法人的缘故。同样会计信息及时性与公司流通股比重是正相关，但也没有通过显著性检验的原因还需要进一步研究。

五、结论与启示

笔者对我国上市公司会计盈余及时性与公司治理机制内生性进行了实证研究。结果基本支持了文中的假设。在目前会计信息的有用性相对低的环境中，预测其治理结构会表现出相应的特点，其中主要“以手投票”的董事会将在规模大小、内外董事比重和对董事股权激励等方面表现出便利董事会高成本的监督活动特征；而主要“以脚投票”的外部股东将会在股东结构和持股比重等方面表现出尽可能使自身利益得以保护的特点。

篇5

高职教育既不同于本科教育也不完全等同于普通的专科教育，现在我国的本科教育大多更侧重的是理论教学，虽然目前我国也逐步推进一部分地方的本科院校向应用型本科转型，但是这还需要一个过程；而一般的专科教育则是本科教育的压缩饼干；那么高职类院校的定位应该是培养高素质、适应社会实际需求的技能型人才。而对于高职院校的会计专业而言，会计执业资格相关教育嵌入高职教育体系已经成为快速培养新型会计人才的有效途径之一。

1 专业建设背景

20世纪80年代末至90年代初，美国各大学已经意识到解决大学会计专业生存死亡的关键是根??市场需求调整自己的人才培养计划，培养符合社会需求的会计人才。徐庆林在从人才需求看高等职业教育会计专业人才培养模式改革中提出职业综合能力和职业素质――高职会计专业人才培养的重点。“两手都要抓，两手都要硬”。我们对于会计人才的培养不能仅限于理论的培养，还要加强实践能力的培养。只有两手都抓的好才能适应市场的需求，为社会培养更多的合格的会计人才。

河北省会计从业资格开始推行无纸化考试后，会计基础、财经法规与职业道德、会计电算化三门课程一次完成，相比之下，无纸化考试的形式改革的特点，是考试科目相对集中，加上考试系统题库不断的更新、考点覆盖越来越广，考的知识点越来越细，无形中增加了学生单位时间的复习工作量，大大增加了学生的备考难度，不下一番功夫不是很容易通过的。没有搞试点以前，我院学生的每次考试的整体通过率难以突破10%。过低的考试通过率就意味着河北省的会计专业毕业生在毕业时有很大一部分同学不能取得从业资格，如果从业就违背了会计法的要求，这也就无异于我们生产的产品出厂时被贴上了不合格的标签。

2 专业职业资格课程嵌入人才培养方案

在河北省高校毕业生毕业时过低的持证率背景下，这样一个大环境对我们既是挑战也是机遇。在这种环境下，我们筹建了会计（助理会计师）专业，并把它作为一个专业的试点来进行研究，从人才培养方案、学生的选取，教师的配备，教材教辅的选择等方面进行了相应的调整。以下笔者重点从专业人才培养方案方面来讲。

2.1 嵌入会计从业资格考试课程

为了提高会计从业资格的通过率，我们把会计从业资格考试课程加入到了人才培养计划当中，我们把原人才培养计划中的会计基础、财经法规业职业道德课程替换为会计从业资格考试的会计基础和财经法规业职业道德课程，并把培训的初级电算化的课程融入人才培养计划。在原来基础上加大课时量，增加学生同步训练的时间，把培训和教学相结合，这样学生学习的过程中就会掌握的比较扎实，而且不会出现集中培训时消化不良的感觉，可以在考试前从容面对。

2.2 置换助理会计师考试课程

通过会计证考试以后，在学校能继续的专业考试就是助理会计师考试，我们为了提高学生未来的社会竞争力，把人才培养计划中的《财务会计》替换为助理会计师考试中的《初级会计实务》，并配合课程进度加入了实际操作的部分，把原来的《经济法》替换为《初级经济法》，因为《初级经济法》与《税法》中有些课程内容重复，我们对税法有关课程做了相应的调整，加入了税务会计的相关内容，同时融入了培训的课时量，使教学和培训相结合，理论教育和证书及实践教育相结合。

2.3 引入企业因素，创造良好育人环境

在后期，我们在人才培养方案中加入了几门专门的实践课程，主要包括企业工商实战、企业真账操作、企业报税及综合实训等相关实践课程，以及企业实习，其中企业工商实战、企业真账操作、企业报税课程和实习都是由公司人员以师傅带徒弟的模式来进行的。通过这种模式的训练，学生不仅专业理论基础比较扎实，而且实践能力也得到了大幅度的提高，在学生毕业时很快能够适应企业的环境，完成与企业的对接。

3 实践效果

经过一轮的实践，2013级会计（助理会计师）专业经过两年多的学习会计证的通过率已经达到96%，初级通过率也突破60%。在后续的推广过程中，2015级从业资格证考试一年内平均通过率就超过了90%，有的班级已经达到100%。则2016级的新生一次性通过率达到了80%以上。从目前的实践结果来讲，还是相对比较成功的。

不仅在通过率方面有了很大的提高，而且在实施的过程中，坚持“以学生为主体，以教师为主导，学长为辅助，辅导员做好监督”，我们把辅导员、老师、学长及学生的积极性充分的调动起来，老师主要负责教学与教学相关的管理，把控教学的内容和进度，辅导员主要负责学生的组织管理和监督，做好思想教育工作，理顺学生的思想，学长主要帮助学生在课下做学业方面的辅导，包括辅助教师督促学生完成学习进度，检查学习质量，学生则自主结成学习小组，除了自己学习，还要相互的监督，大家共同进步，形成了“四位一体”的教学模式。这个过程培养了学生，锻炼了教师队伍，加强了辅导员的责任心，同时也使学生有了核心的目标和努力的方向，也减少了很多学生之间的摩擦，学生管理方面也有了很大的改善。

篇6

【关键词】 会计师事务所； 规模； 审计质量； 会计稳健性

一、引言

在西方审计市场，拥有较高品牌声誉的国际四大会计师事务所（以下简称“国际四大”）一直是人们所赞誉的高审计质量服务的提供者，在保护投资者利益和维护资本市场稳定等方面发挥着无可替代的作用。正因如此，国际四大不仅在西方审计市场上占据了大半江山，同时也获得了比非国际四大更高的审计收费溢价。这给我国本土会计师事务所带来了相当大的竞争压力，导致我国本土会计师事务所的生存空间逐渐缩小。与此同时，由于我国政府在相关政策制定方面对国际四大的有意倾斜，使得拥有“官方背景”的国际四大在我国审计市场上获得了超然的地位，更加剧了我国本土会计师事务所的生存压力和竞争压力。为了更好地应对来自国际四大的竞争威胁，在财政部和中国注册会计师协会的积极倡导下，我国本土会计师事务所普遍采取做强做大的发展战略，希望通过合并达到提高审计质量的目的。随着2006年我国本土会计师事务所第二次合并浪潮的掀起，越来越多的本土会计师事务所走上了规模化经营的道路。然而，究竟我国本土会计师事务所合并后的规模经济效果如何，其审计质量是否得到了提高还需要经过时间和实践的检验才能得出结论。

有鉴于此，本文拟从会计师事务所规模和审计质量关系的角度，探讨国际四大在中国特殊的制度背景下是否提供了高质量的审计服务，以及我国本土会计师事务所实施做强做大战略是否具有合理性和科学性，以期给我国本土会计师事务所与国际四大的竞争指明方向。

二、文献综述

（一）国外相关文献

DeAngelo（1981）在理论上证明会计师事务所规模和审计质量之间存在正相关的关系。他发现当被审计单位雇佣会计师事务所时，会计师事务所会产生巨大的启动成本，由此会获得具体客户的准租。准租作为机会主义行为的担保品，在会计师事务所提供低审计质量的服务时就会受到损害，这就意味着以客户数量衡量的大规模会计师事务所进行机会主义行为的动机减少，因此会提供高质量的审计服务。Balachandran等（1987）认为审计客户会根据可观察到的审计产出来支付审计费用，这就使得客户会根据审计报告的质量来支付审计费用。因此，大规模的会计师事务所会获得更多的审计费用。Craswell（1995）经过实证研究发现比非收取了更高的审计费用，而且获得的审计收费溢价主要是为了补偿因提供高质量的审计服务而多付出的努力，并不是因为拥有较高的品牌声誉。Subramanyam（1996）通过检验不同规模会计师事务所审计客户的可控性应计利润的差异，得出六大审计客户的可控性应计利润高于非六大审计客户的可控性应计利润这个结论。Lennox（1999）从声誉理论和深口袋理论的角度证明了大规模会计师事务所的审计质量更高。Francis和Kriahnan（1999）认为与非六大相比，六大对审计客户出具非标意见的概率更大，这说明六大的审计质量高于非六大的审计质量。

（二）国内相关文献

原红旗和李海建（2003）以审计意见类型作为审计质量的替代变量，研究了会计师事务所的规模、组织形式和出资方式对审计质量的影响。在控制住上市公司的财务特征后，发现会计师事务所的规模大小和组织形式对审计意见的影响并无明显区别，得出审计意见与规模和组织形式不显著相关的结论。漆江娜等（2004）发现规模较大、业绩较好的上市公司更加偏爱四大并愿意为其支付更高的审计费用。同时，经四大审计的上市公司的盈余管理水平更低，这说明四大比非四大在中国审计市场提供了更高的审计质量。刘峰等（2007）以审计意见类型、可操控性应计和会计盈余持续性作为审计质量的替代变量都证实四大的审计质量并不显著高于非四大的审计质量。而采用会计稳健性的方法得出的结论却是四大的审计质量比非四大还低。刘文军等（2010）以发生财务舞弊的公司为研究对象，从专业胜任能力和独立性这两个角度分析了国内十大和国内非十大提供审计质量的差异。研究发现，在专业胜任能力方面，国内十大弱于国内非十大，而在独立性方面，国内十大却强于国内非十大。郭照蕊（2011）从盈余管理的角度，对四大与非四大在中国审计市场上提供审计服务的质量差异进行了实证检验。研究结果表明，四大在中国审计市场上并没有提供高质量的审计服务，有些年度，四大的审计质量甚至比非四大还低。

综上所述，国外的研究从理论和实证两个方面分析论证了事务所规模对审计质量的影响。尤其是在实证方面，国外学者采用不同的替代变量来衡量审计质量，从不同的角度进行了实证检验并获得了丰硕的研究成果。而国内的研究主要是借鉴国外的研究理论和研究方法对我国会计师事务所规模对审计质量的影响情况进行研究。基于此，本文拟在前人研究的基础上对会计师事务所的规模进行详细的划分，把我国的会计师事务所划分为国际四大、国内十大和国内非十大。考虑到国际四大相较于我国本土会计师事务所所具有的声誉优势和官方背景等特殊之处，本文拟分别研究国际四大之间的审计质量差异和我国本土会计师事务所之间的审计质量差异。

三、研究假设

由于大规模会计师事务所拥有众多的审计客户，因此就会比小规模会计师事务所拥有更多的未来准租收入。而一旦大规模会计师事务所发表了不恰当的审计意见，大规模会计师事务所的品牌声誉就会受到损害并且会失去与客户相联系的准租收入（DeAngelo，1981）。为了避免这种情况的发生，大规模会计师事务所一般都会保持较高的审计质量。国际四大在注册会计师行业可以说是大所的代名词，在其进入中国审计市场的这些年来，凭借其良好的声誉、专业的服务和较大的规模一直受到中国政府和中国企业的青睐。因此，本文提出如下假设：

H1：国际四大的审计质量高于非国际四大的审计质量。

国际四大在进入中国审计市场的早期，一般都选择与财政部下属的会计师事务所合作，这样国际四大在中国就有了官方色彩。在此之后，我国政府颁布了许多政策都有意向国际四大倾斜，比如：对首次公开发行股票上市的公司以及在证券市场上再筹资的公司都需要国际四大对其进行补充审计，基础性产业必须由国际四大进行审计等。虽然这些政策在近年已经被废除，但是所产生的影响却没有完全消失。这也就使得拥有官方背景的国际四大明显区别于我国本土会计师事务所，而且，在投资者眼中，国际四大和我国本土会计师事务所在品牌声誉方面存在较大差距，而这种品牌声誉的差距可能会导致投资者对审计质量的非理性认识。因此，有必要剔除我国本土会计师事务所来单独研究不同规模的国际四大的审计质量差异。根据财政部历年的《会计师事务所综合评价前百家信息》（2002—2010），普华永道一直稳居第一，可以说普华永道的审计质量高于国际四大所中其他三家的审计质量（王兵等，2011）。如果定义普华永道为大规模的会计师事务所，那么可以提出如下假设：

H2：普华永道的审计质量高于国际四大所中其他三家的审计质量。

在我国注册会计师行业的发展历程中，最近一次的本土会计师事务所合并是在财政部和中国注册会计师协会的倡导下发生的，主要是为了提高本土会计师事务所的执业质量和职业声誉，以期帮助本土会计师事务所缩小与国际四大在业务执行和品牌声誉方面的差距。根据中国注册会计师协会网站的披露，在2007—2010年间进行合并的本土会计师事务所就有12家，而且在《会计师事务所综合评价前百家信息》中，名列前茅的我国本土会计师事务所几乎都是经过合并建立的。因此，这也支持大规模事务所的审计质量高于小规模事务所的审计质量这个论断。由于国际四大相较于我国本土会计师事务所在所有权性质和品牌声誉等方面所具有的特殊性，因此，本文拟剔除国际四大来单独研究我国不同规模本土会计师事务所的审计质量差异。据此，本文提出如下假设：

H3：国内十大的审计质量高于国内非十大的审计质量。

四、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2008—2010年间沪深两市所有A股上市公司的数据作为研究对象，然后剔除一部分样本，最终得出的上市公司数量分别是2008年1 417家；2009年1 429家；2010年1 447家，总共4 293家。其中，剔除的样本包括：

1.金融类企业；

2.2008—2010年各年度首次公开发行股票并上市的公司；

3.ST或PT的上市公司；

4.财务数据异常或缺失的上市公司。

本文所使用的上市公司数据主要来源于国泰安数据库和中国注册会计师协会网站。部分需要补充的数据从巨潮资讯网和中国证监会网站得来。本文使用Excel软件和SPSS16.0统计分析软件对相关数据进行处理。

（二）模型的建立

会计师事务所一旦发生审计失败，就有可能被利益相关者。如果法院判决会计师事务所败诉，会计师事务所不仅要承担相应的经济赔偿责任，而且其品牌声誉也会受到极大的损害。为了避免审计失败带来的负面影响，注册会计师必然会在执行审计业务的过程中更加小心并付出更多的努力，而且还会强制地要求被审计单位采用稳健的会计政策，及时地确认“坏消息”，以确保会计信息的真实可靠。所以，经审计过的财务报告可以看作是注册会计师审计服务结果的一种外在表现形式。也就是说，经审计过的财务报告的稳健性程度可以在一定程度上代表注册会计师提供审计服务的质量。而研究会计师事务所规模对审计质量的影响就可以间接地转化为研究会计师事务所规模对上市公司财务报告稳健性程度的影响。

为了检验本文提出的三个假设，笔者借鉴刘峰和周福源（2007）的方法，在Ball and Shivakumar（2005）的模型中加入了会计师事务所类型这个哑变量，其表达式如下：

ACCit为因变量，表示i公司t年的应计项目除以t-1年的总资产，应计项目等于净利润减去经营活动产生净现金流量的差。BIG4、BIG1和BIG10为自变量，表示会计师事务所的类型。如果会计师事务所为国际四大，BIG4为1，否则为0；如果会计师事务所为普华永道，BIG1为1，否则为0；如果会计师事务所为国内十大，BIG10为1，否则为0。CFOit为i公司t年的经营活动净现金流量除以t-1年的总资产；DCFO为虚拟变量，若CFO小于0，DCFO=1，否则DCFO=0。CFO

×DCFO是交互项，如果存在会计稳健性，α5为正。CFO×DCFO×BIG4、CFO×DCFO×BIG1和CFO

×DCFO×BIG10是交互项，用于衡量会计师事务所审计客户的经营活动净现金流量情况。根据本文的假说，大规模会计师事务所出于品牌声誉和诉讼风险等方面的考虑，会强制要求被审计单位及时地确认“坏消息”。因此，经大规模会计师事务所审计过的财务报告的稳健性程度就越高。所以，预期α7为正。

五、实证结果及分析

（一）描述性统计结果

在表1中，ACC的均值为-0.01375，中位数为-0.01934，二者比较接近，表明该变量的分布比较均匀。CFO的最大值和最小值差距较大，表明上市公司的经营活动净现金流量之间存在着较大的差异，而且该变量的均值和中位数都为正数，表明多数上市公司的经营活动净现金流量都为正数，这些公司的财务状况较好。DCFO的均值为0.206382，表明大约有20.6%的上市公司的经营活动净现金流量为负数。BIG4的均值为0.069182，表明在我国审计市场上，国际四大审计的上市公司的数量较少，仅占整个市场份额的6.92%。

在表2中，ACC的均值和中位数比较接近，而且最大值和最小值的差距也较小，表明该变量的分布比较均匀。CFO的均值和中位数都为正数，表明由国际四大审计的上市公司的经营活动净现金流量多为正数，这些公司的财务状况较好。DCFO的均值为0.117845，表明大约有11.78%的上市公司的经营活动净现金流量为负数。BIG1的均值为0.397306，表明在国际四大中由普华永道审计的上市公司的数量和由其他三家总共审计的上市公司的数量相差不多。

在表3中，ACC的均值和中位数比较接近且都为负数，表明该变量的分布比较均匀。CFO的均值和中位数也比较接近但都为正数，表明由我国本土会计师事务所审计的上市公司的经营活动净现金流量多为正数，大多数的公司经营业绩良好。DCFO的均值为0.212963，表明大约有21.3%的上市公司的经营活动净现金流量为负数。BIG10的均值为0.46021，表明由国内十大审计的上市公司的数量和由国内非十大审计的上市公司的数量差不多，国内十大的规模远大于国内非十大。

（二）相关系数分析结果

在表4中，CFO×DCFO与CFO的相关系数为0.882，超过了0.5，表明二者之间可能存在着共线性问题，这可能是由于CFO×DCFO是由CFO和DCFO相乘得来的。同样，BIG4×CFO和BIG4的相关系数为0.675，CFO×DCFO×BIG4与BIG4×DCFO的相关系数为-0.707，都超过了0.5，可能也是上述原因造成的。

在表5中，ACC与CFO、DCFO、CFO×DCFO

的相关系数分别为-0.725、0.534和-0.613，均超过了0.5，表明它们之间可能存在着共线性问题。CFO×DCFO与CFO、DCFO的相关系数都超过0.5，这可能是由于CFO×DCFO是由CFO和DCFO相乘得来的。CFO×DCFO

×BIG1与BIG1×DCFO之间的相关系数超过0.5可能也是由于上述原因。

在表6中，CFO×DCFO与CFO的相关系数为0.888，超过了0.5，表明二者之间可能存在着较严重的共线性问题，这可能是由于CFO×DCFO是由CFO和DCFO相乘得来的。同样，BIG10×DCFO和DCFO的相关系数为0.617，CFO×DCFO×BIG10与BIG10×CFO的相关系数为0.67，都超过了0.5，可能也是由于上述原因造成它们之间存在着严重的共线性问题。

（三）回归结果

1.国际四大的回归分析结果

在表7中，模型（1）的拟合优度为0.289，表明模型的拟合效果较好。CFO的回归系数显著为负，其数值为-0.549，表明经营活动现金流量与应计项目存在负相关的关系，企业对正的经营活动现金流量进行了及时的确认。CFO×DCFO的回归系数为0.396，并且在1%的水平上显著，这说明负的经营活动现金流量比正的经营活动现金流量得到了更加及时的确认，也就是说“坏消息”比“好消息”得到了更加及时的确认，表明企业存在会计稳健性。BIG4×CFO的回归系数为0.06，但是却不显著，表明四大审计的公司没有对正的经营活动现金流量进行及时的确认。CFO×DCFO×BIG4的回归系数为-1.134，并且在1%的水平上显著，表明与“好消息”相比，国际四大审计的公司并没有对“坏消息”进行更加及时的确认，这说明国际四大审计的公司的会计盈余稳健性更低，国际四大并没有提高其审计的公司的财务报告信息质量。由此可以判断，在中国审计市场上，具有较高品牌声誉的国际四大并没有提供比非四大更高质量的审计服务，这与假设1的论断相反。

2.国际一大的回归分析结果

在表8中，模型（2）的拟合优度为0.574，表明模型的拟合效果较好。CFO的回归系数显著为负，其数值为-0.465，表明经营活动现金流量与应计项目存在负相关的关系，企业对正的经营活动现金流量进行了及时的确认。CFO×DCFO的回归系数为0.715，并且在1%的水平上显著，这说明负的经营活动现金流量比正的经营活动现金流量得到了更加及时的确认，也就是说“坏消息”比“好消息”得到了更加及时的确认，表明企业存在会计稳健性。BIG1×CFO的回归系数为-0.046，但是却并不显著，表明普华永道对正的经营活动现金流量进行了及时的确认。CFO×DCFO×BIG1的回归系数为-0.266，但是却并不显著，这表明与“好消息”相比，普华永道审计的公司并没有对“坏消息”进行更加及时的确认，普华永道审计的公司的会计盈余稳健性比国际四大所中其他三家审计的公司的会计盈余稳健性更低，进而说明不同规模的国际四大所的审计质量之间并不存在差异，这与王兵等（2011）的研究结论相一致，表明会计师事务所的规模并不是决定审计质量的重要因素。该研究结果不支持假设2。

3.国内十大的回归分析结果

在表9中，模型（3）的拟合优度为0.283，表明模型的拟合效果较好。CFO的回归系数显著为负，其数值为-0.632，表明经营活动现金流量与应计项目存在负相关的关系，企业对正的经营活动现金流量进行了及时的确认。CFO×DCFO的回归系数为0.472，并且在1%的水平上显著，这说明负的经营活动现金流量比正的经营活动现金流量得到了更加及时的确认，也就是说“坏消息”比“好消息”得到了更加及时的确认，表明企业存在会计稳健性。BIG10×CFO的回归系数显著为正，表明国内十大审计的公司没有对正的经营活动现金流量进行及时的确认。CFO×DCFO×BIG10的回归系数为-0.111，并且在10%的水平上显著，表明与“好消息”相比，国内十大审计的公司并没有对“坏消息”进行更加及时的确认，国内十大审计的公司的会计盈余稳健性更低，进而说明国内十大的审计质量低于国内非十大的审计质量，这与假设3的论断相反。由以上分析可以看出，我国本土大所并没有提供比本土小所更高质量的审计服务，表明会计师事务所规模并不是决定审计质量的重要因素。

六、研究结论及建议

本文研究发现，以我国审计市场为研究样本，国际四大审计客户的会计盈余稳健性更低，国际四大的审计质量甚至比非国际四大还低。在剔除我国本土会计师事务所而单独研究国际四大之间的审计质量差异时，普华永道的审计质量低于国际四大所中其他三家的审计质量。同时，在剔除国际四大而单独以我国本土会计师事务所为研究样本时，国内十大并没有提供比国内非十大更高质量的审计服务。综上所述，会计师事务所规模并不是影响审计质量的重要因素。

针对得出的研究结论，本文提出如下建议：首先，国内投资者应该正确认识和对待国际四大的审计质量，减少和避免因国际四大的高品牌声誉而对其产生的盲目崇拜；其次，我国本土会计师事务所应该在规模扩大的同时整合内部资源，改善经营管理水平，以期真正提高审计质量；最后，我国应该尽快完善相关法律制度，加大会计师事务所承担的法律责任。

本文的研究还存在不足。由于审计质量不能直接衡量，本文就只能采用会计稳健性这个间接指标来衡量审计质量，而且使用会计稳健性衡量审计质量的科学性和由此得出结论的有效性还有待进一步研究。其次，在对会计师事务所规模的划分上，本文将我国本土会计师事务所划分为国内十大和国内非十大，这种划分的合理性和科学性还有待检验。

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篇7

关键词：注册会计师；专业胜任能力；会计舞弊

作者简介：李俊梅(1974-)，女，四川篷溪人，注册会计师，石河子大学博士研究生，石河子大学商学院讲师，主要从事财务与会计研究。

中图分类号：F233　文献标识码：A　文章编号：1006-1096(2010)01-0072-04　收稿日期：2009-12-16

一、引　言

由于管理者与投资者都是效用最大化者，因此管理者不会采取最大化投资者利益的行动(Jensela et a1，1976)，特别是当管理者的报酬建立在报告盈余基础上，与公司业绩相关时，管理者就有动机去操纵盈余，进行会计舞弊，以最大化其财富。当管理者与投资者之间信息不对称增加时，管理者进行管理盈余的能力就会增加。到本世纪初，公司的会计舞弊行为变本加厉，给广大投资者带来巨大损失，严重损害了资本市场的声誉和上市公司的公信力，成为阻碍证券市场健康发展的绊脚石。由此，人们开始质疑注册会计师从业人员是否具有抑制会计舞弊的专业胜任能力。笔者从注册会计师执业人员的专业胜任能力这个视角来研究注册会计师抑制会计舞弊的行为，从实证的角度证明注册会计师是否有识别会计舞弊行为的能力。

二、文献回顾

由于行业专长能够增加注册会计师对某一行业的认识和经历，能够增加注册会计师在该行业的专业判断能力，因此很多学者用行业专长作为审计质量的替代变量，来研究其与会计舞弊的关系，以此反映注册会计师的专业胜任能力是否有效抑制管理当局的会计舞弊行为。研究发现，具有行业专长的事务所在其专长的行业里相对在其非专长的行业里，能够发现更多的报告差错(Owho s0 et al，2002)，经过行业专长者审计的财务报告盈余管理水平明显偏低(Balsam，2003)，同时由具有行业专长的审计师审计的IPO公司其股票抑价水平和盈余管理水平都较低(Elder et al，2002)，同样在增发股票的样本里，审计师的行业专长与较低的公司盈余管理相关(Jian et al，2004)，而且由具有行业专长审计师更能限制客户通过应计项目从事的盈余管理，从而使其审计的财务报告其盈余更为稳健(Krishnan，2003)，因此具有行业专长的审计师能提供高质量的审计服务。研究结果支持了行业专长的审计师能够更有效地限制激进和随机的盈余管理行为。审计师的行业专长对会计舞弊具有抑制作用，审计师是可以识别会计舞弊的。此结果支持了专业胜任能力与盈余管理有关的观点，即审计师的专业胜任能力与盈余管理存在显著的负相关关系。

随着中国资本市场的发展，国内学者也开始关注注册会计师的专业胜任能力对会计舞弊抑制作用。夏立军(2004)和余玉苗(2004)从理论上分析了行业专长对提高审计质量的作用。陈涛、张雁翎(2006)则首次实证发现具有行业专长的事务所审计的公司进行利润操纵的范围会更小，而且在IPO市场具有行业专长审计师能够有效抑制IPO中盈余管理动机，降低盈余管理的程度(李仙等，2006)。而后郑建明(2009)研究也发现在全国三大产业群中，具有行业专长的注册会计师能够有效地约束正向盈余管理行为。但是蔡春、鲜文铎(2007)却发现总体上中国审计师行业专长与审计质量负相关，得出与国外研究相反的结论。崔宏(2005)和成立(2006)则从其他视角研究注册会计师的专业胜任能力抑制会计舞弊的作用，前者证实从事证券业务的注册会计师相对于从事非证券业务的注册会计师，其盈余操纵的识别能力更高；而后者从会计事务所的特征出发研究注册会计师的专业胜任能力，却未发现事务所的专业胜任能力对审计质量所生的预期影响。

综上所述，在国外成熟审计市场的经验证据基本上支持行业专长有利于提高审计质量.抑制盈余管理的作用。而国内研究以上国内外有关注册会计师专业胜任能力对会计舞弊的抑制作用的研究存在截然相反的观点。无论国外还是国内，研究中多用注册会计师的行业专长表示其专业胜任能力，但注册会计师的行业专长反映的是会计师事务所的专业胜任能力。由此可见，国内外研究注册会计师的专业胜任能力识别会计舞弊的能力，主要考虑的是会计师事务所的专业胜任能力，没有考虑注册会计师从业人员自身的专业胜任能力。但实际上，注册会计师从业人员的专业胜任能力存在很大的差异，这些差异足以影响注册会计师的会计舞弊的识别能力，如果在研究中不控制这方面的因素，必然会弱化结论的可靠性。由于注册会计师事务所的实力，即其专业胜任能力的强弱最终取决于事务所的注册会计师从业人员的专业胜任能力，因此研究注册会计师的专业胜任能力是否能够有效抑制会计舞弊，还必须研究注册会计师从业人员的专业胜任能力。

三、研究设计

(一)研究假设

注册会计师向社会公众提供的服务专业性很强。为了保证其服务质量，中国《注册会计师职业道德规范指导意见》规定注册会计师必须具备与其执业要求相适应的专业胜任能力，不但要熟悉会计、审计、税务、法律等领域的标准与实务，而且要具备高水平的职业判断能力，并且不得承办不能胜任的业务。《美国政府审计准则》(2004)中的一般准则也对审计人员的胜任能力进行了规定，“准则要求审计组织承担责任，保证每一项审鉴证业务是由整体上具备完成这项工作所必须的知识、技能和经验的人员来承担的”(马曙光，2007)。从中外有关审计从业人员的自身业务素质的要求来看，从事审计业务必须由胜任的注册会计师来承担，意味着没有胜任能力或专业胜任能力较差的注册会计师是不能胜任审计工作，即不能发现和揭示企业管理当局的会计舞弊行为。因此笔者提出假设。

H：注册会计师从业人员的专业胜任能力越高，其识别会计舞弊的能力越强，即审计对会计舞弊的抑制功能越强，企业的会计舞弊越少；注册会计师从业人员的专业胜任能力越差，其识别和抵制会计舞弊的能力越弱，企业的会计舞弊越多，即注册会计师从业人员的业务素质与会计舞弊呈负相关关系。

由于审计行业的专用性很强，注册会计师要想具有较高的识别会计舞弊的能力就必须具有较高的专业素质和强大的职业判断能力，而专业素质和职业判断能力是注册会计师专业胜任能力的基础。专业素质是指注册会计师为实现胜任能力而应当具有的专业知识、职业技能、职业价值观、道德与态度。对处于不同职业阶段的注册会计师，其专业素质的水平存在差异，并且需要通过终身学习加以培养、保持和提高。注册会计师应当具备足够的专业知识，以便能够在日益复杂、不断变化的职业环境中胜任工作。注册会计师需要具

备的专业知识是不断变化和扩展的，从事特定环境或行业所需要的专业知识也存在差异，注册会计师应当持续更新其专业知识。注册会计师至少应当通过学历教育获取专业知识。注册会计师应当具备在职业环境中能够合理、有效地运用专业知识、职业价值观、道德与态度的各类职业技能。职业技能可以通过普通教育、职业教育和实务经历等多种途径获得，并通过终身学习不断拓展。普通教育对职业技能的获取具有重要作用，并侧重于对非专业知识、智力技能、个人技能、人际和沟通技能、组织和企业管理技能的培养。职业价值观、道德与态度的培养需要通过课程学习(特别是专门课程)和实务经历实现。以上分析可见，注册会计师的专业素质和职业判断主要从两个途径获得：一是从业前的学历教育，二是从业后的职业学习，主要体现为从业经验积累。这意味着注册会计师的专业胜任能力体现为其学历水平和从业经验两个方面。可以认为学历层次高的注册会计师具有较高的舞弊识别能力，即能更好地抑制企业的会计舞弊行为，而学历层次低的注册会计师的会计舞弊识别能力相应差些。因此笔者提出假设。

H1：注册会计师的学历越高，即注册会计师识别和抑制会计舞弊的能力越高，企业的会计舞弊越少。

对于注册会计师来说，其从业时间越长，即注册会计师从业人员的审计经验越丰富，而且其专业性也越强，通常意味着注册会计师的职业判断能力高，对所发现的问题更敏感，其识别企业管理当局的会计舞弊能力就越高。因此笔者提出假设。

H2：注册会计师审计经验越丰富，企业的会计舞弊就越少，抑制会计舞弊的能力越强。

(二)变量设置

会计舞弊是一种以获取不正当利益为目的，采用欺骗性手段故意谎报财务事实的行为。盈余管理是经营者运用会计手段或者安排交易来改变财务报告以误导利益相关者对公司业绩的理解或影响以报告会计数字为基础的合约结果(Healy et al，1999)，包括披露管理和真实盈余管理(Sehipp.er，1989)。但是由于中国资本市场的不健全，上市公司的盈余管理更多地表现为运用欺诈手段为个人或小集团或企业谋取不法利益的行为，因此在中国资本市场，盈余管理与会计舞弊的内涵基本一致。所以笔者用盈余管理程度度量上市公司的会计舞弊，本文使用非主营业务净资产收益率度量通过线下项目进行的盈余管理，即非主营业务ROE＝(净利润－主营业务利润)/平均股东权益。之所以用这个指标度量盈余管理是因为在中国的损益表中，主营业务利润与非主营业务利润分开列示，可以方便地计算非主营业务ROE。用净利润减去主营业务利润就得到主营业务利润，再除以平均股东权益，即可得到非主营业ROE。而且Kevin和Hong-Qi(2004)的研究也证实：在中国上市公司普遍存在利用非主营业务ROE进行盈余管理的行为。

为了检验假设H1，本文用注册会计师从业人员的学历结构作为度量学历的解释变量。为了检验假设H2，需要度量注册会计师从业人员的从业经验，但由于从业经验数量很难获得，因此笔者用注册会计师从业人员的年龄来度量其从业经验。

用事务所的人数作为注册会计师独立性的替代变量，以控制注册会计师的独立性对会计舞弊的影响。因为CPA人数越多意味着事务所的规模越大，而且现有的大量研究已证明大事务所相对于小事务所而言，其独立性更高。

(三)模型设置

FROUND＝α1＋α2Level1＋α3Level2＋α4Experience1＋α5Experence2＋α6CPAnumber＋ε

(四)样本选择与数据来源

本文以2002年－2004年全国百家会计师事务所的注册会计师从业人员的素质结构作为研究样本，剔除信息不全的后共有200个样本。全国百家事务所的注册会计师从业人员的素质数据来自中国注册会计师协会网(省略.cn)，计算会计舞弊的相关财务数据来自国泰君安数据库。本文采用SPSSl3.0软件处理数据。

四、实证检验

(一)描述性统计分析

表2按年度描述了全国百家会计师事务所对不同类别人数的汇总情况。从该表中年龄结构来看，31岁-50岁的注册会计师人数最多，其中30岁以下的人数处于下降趋势，31岁-50岁的人数逐年上升，50岁以上的则处于波动状况，先上升后下降。从学历结构来看，无论是分年度还是总体上，注册会计师的学历以大学本科和大专为主.其中大学本科及研究生的人数逐年上升，大专及以下学历的人数先是上升而后下降，尤其是大专以下学历人数是急剧减少。

表3按年度描述的全国百家会计师事务所的人员结构百分比。总体上来看，注册会计师从业人员绝大多数年龄处在30岁至50岁之间(占61.4％)，学历主要集中在大学本科和大专层次上，其中大学本科层次的比重最大(52.3％)，从业人员中有一半以上的都是本科学历。从年龄结构来看，30岁以下从业员比重一直处于下降状态，31岁-50岁的注册会计师从业人员的比重则一直处于上升状态，51岁上以的人员比重先是上升而后下降；从学历结构来看，研究生和大学本科生的比重都在不断地提高，大专生及以下的比重不断下降。表3反映各变量的描述性特征。

(三)回归分析

建立四个模型分别单独检验学历与会计舞弊之间的关系，单独检验从业经验与会计舞弊之间的关系，综合检验学历、从业经验与会计舞弊之间的关系。表5反映注册会计师从业人员的专业胜任能力与会计舞弊的关系。模型1单独检验注册会计师专业胜任能力与高学历之间的关系，结果表明会计舞弊和注册会计师从业人员的高学历负相关，意味着注册会计师的学历越高，其抑制会计舞弊的能力越强，但也不能迷信高学历，因为硕士以上的学历和会计舞弊之间的相关性不显著。模型2单独检验注册会计师从业人员的专业胜任能力与其从业经验的关系。结果表明会计舞弊与注册会计师的从业经验负相关，注册会计师的从业经验越丰富，其抑制会计舞弊的能力越强。模型3、模型4检验了会计舞弊与注册会计师从业人员素质结构各解释变量的关系。结果表明，注册会计师的学历水平、从业经验与会计舞弊仍然显著负相关。

五、研究结论、建议及不足

学历水平和从业经验是体现注册会计师人员专业胜任能力的重要方面。现代审计不仅要发现问题，而且还需要对问题进行深人研究，探求问题产生的根源，并得出合理可靠的结论，这说明现代审计对注册会计师的专业胜任要求更高，不仅要有较强专业理论水平，而且实践经验更丰富。

篇8

关键词：环境会计 信息披露 企业价值

一、 引言

近年来京津冀一体化的发展战略在加速推进，在促进区域经济协同发展的同时，面对突显的环境问题，如雾霾频繁出现，也需要跨区协作，改善环境质量。2014年7月颁布的《京津冀地区生态保护整体方案》，为京津冀环保一体化的实施提供了政策上的指导和保障。企业作为市场上活跃的主体，要落实相关政策，通过企业的财务报告和社会责任报告中披露相关的环境信息使利益相关者能对其进行监督评价，进而为实现企业价值做出相关决策。

环境会计研究始源于20世纪70年代的英国，以比蒙斯和马林为代表的学者开始了环境会计理论和实务研究，并且出现了环境报告制度，用以监督规范企业环境行为。Nola Buhr（2002）认为：环境报告制度的创立，在很大程度上提高公司环境业绩透明度。企业会计信息使用者也愿意通过环境报告，即环境信息的披露来树立企业良好的社会形象，进一步增强企业的竞争力。Al-Tuwaijri（2004）研究发现企业价值与环境信息披露之间存在着显著的正相关关系。由于各国的环境治理法规制度存在差异，各国的情况也有所差别，甚至存在一些相反的结果，Nilsson（2005）根据瑞典的企业在1998年至2000年当中的数据，研究发现企业环境会计信息披露与企业价值呈现负相关关系。Clarkson（2010）等以美国5个对二氧化硫排放量进行披露的重污染企业作为研究对象，并没有发现环境会计信息披露水平与企业价值之间具有显著的相关性。

我国学者对环境会计的研究起步较晚，但起点较高，在国外研究基础上从不同视角来研究环境会计信息披露水平与企业价值的关系，得到的结论也不相同，取得了丰硕的成果。林晓华、唐久芳（2011）采用 Logistic 模型从公司盈利能力、企业规模、发展能力和负债程度等四个方面研究上市公司环境会计信息披露的影响；杨璐璐、苏巧玲（2013）以深市A股上市公司为研究对象，运用回归模型，检验了环境会计信息披露与企业价值之间存在微弱的正相关关系；胡珍珍、高民芳（2014）则以陕西省上市公司为例分析二者之间的关系，认为短期来看，环境会计信息披露对企业价值没有显著影响，但长期来看，呈正相关关系；游春晖（2014）在二者关系上又引入了市场进程这个因素，利用实证证明了市场化进程越快，企业环境信息披露对企业价值的正面影响效果越显著。

二、 理论依据与研究假设

环境会计信息披露是包括政府、股东、债权人及社会公众在内的信息使用者了解企业环境处理情况和其影响的重要窗口。作为环境事项的直接参与者，企业应当履行其社会责任，对利益相关者提供环境会计方面的信息，接受社会各界的广泛监督，通过打造环境友好型企业，促进企业实现环境效益和社会效益的共赢，从而提升企业的整体价值。

社会责任理论表明，企业作为重要的社会经济生活中的一员，具有双重责任。一方面需要以盈利为目的，承担经济义务；另一方面，需要承担对利益相关者和环境方面的社会责任。社会责任的承担，必然导致企业付出额外的代价，承担生产成本以外的相关成本。在环境信息披露的机制下，承担的环境成本越多，披露的环境会计信息也越多，在取得环境效益的同时，也会降低企业的预期现金流，降低企业价值。

本文主要研究京津冀的工业企业，这些企业起步早，进入成熟期，且相比现在的环保、高科技等新兴产业，环境污染较为严重，披露环境会计信息对其在社会群众的印象没有特别大的影响，所以可能会较少的披露信息，以减少负面影响。

综上所述，得到假设：在其他条件不变情况下，环境会计信息披露与企业价值符合负相关关系。

三、 研究设计

（一）变量

本文是对环境会计信息披露与企业价值的研究，设环境会计信息披露指数（EDI）为自变量，用以衡量企业环境会计信息披露的程度，具体根据国家环保部门颁布的《环境信息公开办法（试行）》中列示的9类企业自愿披露的环境信息项目和社会责任报告中的环保责任，共制定出五类项目，分别是：环保意识、环境管理体系认证、环保投入金额、排污种类数、节约能源种类数。对企业年报中披露的这些项目进行打分，各项目满分为20分，最后将五项得分加总再除以100分，得到某个企业的环境信息披露指数。

设企业价值为被解释变量，用托宾Q值进行衡量，它表示企业市场价值与企业重置成本的比率，该比率大于1时，说明企业价值高于投入资产的成本，投资者更欣赏该企业。此因变量也受到以下因素的影响，并且据此设计本文模型的控制变量：（1）企业的规模，用总资产（T）作为控制变量；（2）盈利能力，借助净资产收益率（ROE）来表示；（3）营运能力，用流动资产周转率（CAT）表示；（4）偿债能力，选择资产负债率（DAR）对其进行反映；（5）发展能力，则选择净利润增长率（NPGR）作为控制变量。

（二）样本选取

本文选取京津冀三省市上市的工业企业作为研究对象，这是因为工业企业相比服务业、高新技术企业而言，对环境的污染更为严重，而且这些企业发展的时间较长，制度也较为完善，在环境治理中应该承担更多的责任，所以重点研究京津冀区域的工业企业。根据研究的需要和剔除相关数据的缺失，最终选取了2012年至2014年正常经营的32家上市企业作为样本。样本的财务数据来源于锐思数据库，而环境会计信息披露指数是通过各研究对象的年报和社会责任报告中披露的相关信息手工整理得到。

（三）建立回归模型

为证明上述的研究假设，根据设计的变量，构建以下回归模型：

TobinQi=α0+α1EDI+α2T+α3ROE+α4 CAT+α5 DAR+α6NPGR+ε

此公式中，α0是回归模型中的常数项，α1至α6是各解释变量的回归系数，ε为随机干扰项。

四、 实证检验结果及分析

（一）描述性统计

将32家企业三年的样本数据进行整理后，利用SPSS软件做描述性统计分析，如表1所示，样本企业环境会计信息披露指数均值为0.24，说明企业环境会计信息披露程度总体上不高，且指数为0的样本数占样本总量的61.46%，说明有很大一部分企业不选择披露环境会计信息；EDI最大值为1，最小值为0，标准差为0.3256；净资产收益率平均数为负数，且标准差较大，最小值达到-82.57%，说明有一些企业近年来的经营情况不是很乐观，盈利能力较差；资产负债率中平均值为0.59，标准差为0.24，说明样本整体的资本结构比较合理，差别不明显；而对于表示发展能力的净利润增长率企业之间相差很大；而对于托宾Q值，平均数为2.29，最高值为11.08，标准差为1.82，说明整体来看企业价值大于重置成本，能为社会创造价值但企业间的价值差异显著。

（二）相关性分析

从表2中可以看出，环境会计信息披露指数与托宾Q值为负相关，相关系数为-0.138，显著性（双侧）为0.18，表明二者关系不显著，但存在负相关性。此外总资产T与企业价值也为负相关，显著性为0.005，比较显著；而流动资产周转率/资产负债率和净利润增长率与企业价值都为负相关但都不显著，只有净资产收益率与企业价值为正相关关系，但显著性为0.784不显著。

保持其他变量不变，只研究环境会计信息披露指数与托宾Q值的关系时，可以用偏相关来分析，把其他变量作为控制变量，如表3所示，EDI和TobinQ仍为负相关，显著性为0.179。与本文研究假设相符。

由下页表4对多重共线性诊断得知，解释变量的容差在0.9以上，与1接近，同时方差膨胀因子（VIF）在1.1以下，也与1比较接近，说明多重共线性比较弱，重叠性低，对回归分析不会产生影响。

（三）回归分析

首先对整体的回归方程进行检验（见表5），R2和调整的R2大于50%，说明方程能解释因变量的大部分变异，表明构建的模型的整体线性拟合较为显著，解释变量对被解释变量的解释能力较强。此外，sig为0，反映出线性回归方程在显著性水平为 0.05 的假设上通过检验。表6中，EDI系数为-0.749，经过标准化后的系数为-0.134，与托宾Q值为负相关，但其显著性概率为0.19，大于0.1，未通过T检验，原假设不成立，即环境会计信息披露对企业价值没有显著影响，但是总资产和托宾Q值为负相关，并通过了T检验，说明针对京津冀上市的32家工业企业来说，公司规模对企业价值的影响显著。

五、 研究结论及建议

（一）研究结论

本文以2012年至2014年京津冀地区32家上市工业企业作为研究样本，结果显示：环境会计信息披露指数作为自变量未通过检验，与因变量托宾Q值不成负相关，研究假设不成立。究其原因，首先内部原因可能是这些工业企业在传统业务盈利能力减弱的时候，会转变发展战略，实行转型，环境信息披露的意识得到增强，有利于加强自身的竞争优势，提高企业在社会公众中的形象；其次京津冀一体化的发展战略受到相关部门的重视，上升到国家战略层面，对环境会计信息披露制度不断完善，这些外部因素促使企业披露环境会计信息，并受到政府部门的支持，企业价值也在提高。

六、 建议

为规范企业环境会计信息披露和提升企业价值，可以考虑内外两个因素：从外部因素来看，政府部门应完善环境信息披露相关的法律法规和对应的奖惩机制，弥补会计准则在环境会计方面的不足，从环境会计信息披露的内容、方法和以货币计量的核算上做出更为统一细化的规定，同时还要考虑各行业各地区的差异性，恰当地对环境会计信息进行反映。从内部因素考虑，提高企业的环保意识，认识到绿色经济发展的必要性，坚持走可持续发展道路，不能因眼前的利益而放弃的长远利益，同时作为信息的披露方要讲诚信，实事求是反映企业状况，为利益相关者提供真实客观的环境会计信息，以利于其做出相关决策。J

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篇9

【关键词】 新套期会计准则; 公司业绩; 非金融上市公司

中图分类号：F234.4 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2014）36-0088-03

一、引言

伴随着经济全球化的发展，国内国外金融市场的频频波动，企业遭受汇率变动风险、商品价格变动风险、信用风险等冲击的比例激增。为了对冲风险，我国非金融上市公司越来越多地采用衍生金融工具进行套期保值以锁定利润。会计准则中对套期保值业务的确认、计量、披露等方面的规定不同，都可能会影响企业盈余水平和现金流量，进而影响公司的经营业绩。为了实现会计准则的国际趋同，财政部于2006年颁布了新《企业会计准则24号――套期保值》，对套期有效性的认定、运用套期会计方法的条件及具体会计处理等方面作出了原则导向的规定，并引入了公允价值计量属性。对于新套期会计准则的实施将如何影响公司业绩，本文通过比较我国非金融上市公司实施新套期会计准则前后的盈余波动变化，建立实证模型检验准则的实施是否影响非金融上市公司的经营业绩，以期为研究准则的经济后果及其未来修订提供参考。

二、文献回顾与研究假设

现代风险管理理论表明，非金融公司通过运用金融衍生工具进行套期保值可以降低市场摩擦成本来改变公司现金流量，从而影响公司财务状况和决策，最终降低盈余波动，提升利润。运用金融衍生品进行套期保值与公司价值具有相关性。Allayannis and Weston（2001）发现外汇套期保值与美国大型非金融上市公司价值正相关，套期保值可以提高公司的价值，平均达4.7%。而Jin and Jorion（2006）得出了不同的结论。他们发现美国石油和天然气公司的套期保值降低了公司股票价值。但同时也承认，可能由于样本多为厌恶衍生品风险管理行为的投资者，样本数据可能歪曲了套期保值和公司价值关系的结论。贾炜莹和陈宝峰（2009）发现衍生金融工具的使用对中国非金融上市公司业绩有一定程度的提升效应。同时，对于采用套期保值进行风险管理的非金融上市公司，由于会计准则中对套期保值业务的确认、计量、披露等方面的不同规定，公司的经营业绩水平亦会受到影响。Zhang（2008）以美国225个非金融上市公司为样本提供了经验证据。在美国SFAS第133号衍生金融工具准则实施之后，样本公司的现金流量、盈余波动增大，但盈利有所提升。而在我国，关于2006年颁布的新套期会计准则对公司业绩影响的实证研究鲜有涉及。

在新套期会计准则未出台之前，公司一般对套期工具和被套项目按历史成本计量，但受外汇、商品价格变动等因素影响，期末套期项目价值已发生改变，仍以历史成本计量导致持有期间发生的价值变动未计入当期期末盈余，将无法真实反映企业的盈利情况。而新的套期会计准则明确要求套期工具和被套项目按公允价值计量，期末套期项目的公允价值变动损益计入当期损益，对公司经营利润核算产生直接影响。另外选取符合条件的衍生金融工具作为套期工具，可降低财务危机成本、增强举债能力，运用套期工具的公司一般有更高的红利收益，进一步提高公司的业绩。由此，作出以下假设：

H1：应用新的套期会计准则之后，公司业绩波动幅度变大。

H2：应用新的套期会计准则之后，公司业绩有所提高。

三、研究设计

（一） 样本和数据

新套期会计准则已于2007年1月1日始在所有A股上市公司实施。为了分析新准则中套期会计实施效果，本文确定研究期间为准则实施前三年即2004―2006年和实施后三年即2007―2009年。样本选取2004年到2009年间公司风险管理政策变化不大以及2004―2006年间公司套期保值业务量稳定在一定范围内的沪深两市非金融A股上市公司，剔除后得到具有代表性的且始终进行套期保值业务的非金融上市公司共30家。数据来源于CSMAR数据库以及公开披露的上市公司年度报告。

（二）变量设定

1.被解释变量

应用新的套期会计后，随着汇率、商品市场价格等的变动，产生的当期公允价值变动会记入当期损益，从而影响净利润。本文采用净利润率、净资产收益率、资产净利率3个单变量衡量公司业绩。

2.解释变量

本文选取样本公司是否应用新的套期会计准则进行套期保值业务核算的虚拟变量RM作为解释变量。

3.控制变量

已有实证研究结果表明，公司规模、资本结构以及公司成长性是对企业经营业绩产生影响的重要因素。因此，本文选取公司规模（Size）、公司成长性（Growth）、资本结构（Leverage）为控制变量。表1给出了各变量的名称及描述。

（三）模型设定

为了检验H1、H2，构建回归模型（1）、（2）、（3），对样本公司在整个样本期间的盈余波动性予以量化，采用净利润率（NPM）、净资产收益率（ROE）、资产净利率（ROA）三项指标的标准差来表示，且运用单因素T检验、OLS回归分析来检验新套期会计准则对非金融上市公司业绩及业绩波动的影响。

Performance=β0+β1RM+β2Size+β3Growth+

β4Leverage+μ

NPM=β0+β1RM+β2Size+β3Growth+β4Leverage+μ （1）

ROE=β0+β1RM+β2Size+β3Growth+β4Leverage+μ （2）

ROA=β0+β1RM+β2Size+β3Growth+β4Leverage+μ （3）

式中，β0为截距，β1―β4为系数，μ为残差。

四、实证结果与分析

（一）单因素T检验

新准则颁布前的公司业绩变化设为Xi（i=1，2，3），新准则颁布后的公司业绩变化设为Yi（i=1，2，3）。Xi和Yi分别表示了净利润率、净资产收益率和资产净利率。描述性统计与单因素T检验见表2、表3，得出结论如下：

1.各统计数据差异较大，检验结果有效可靠。从标准差来看，新准则颁布后的NPM、ROA、ROE均明显大于颁布前，说明应用新的套期会计准则之后，非金融上市公司的业绩波动发生明显变化。

2.公司业绩指标净利润率和净收益率在公司运用新的套期会计准则之后在5%水平上显著，三项公司业绩波动指标的T值皆小于0，表明新套期会计准则的应用对上市公司业绩产生影响较大，业绩波动幅度有所增加。

（二）回归分析

为了更好地揭示新套期会计准则对企业业绩的影响，对模型（1）、（2）、（3）进行回归分析，结果见表4。

从表4可以看出，模型（1）、（2）、（3）分别选用了净利润率、净资产收益率、资产净利率为公司的业绩指标作为因变量代入回归模型检验结果，可以得出以下结论：

1.模型的F值均在1%的水平上显著，样本数据较为真实可靠，结果具有统计意义。

2.模型R值为0.273、0.467、0.522，表明各模型的拟合度较好，独立性残差值都较小，可认为其多元回归结果不受多重共线性的影响。

3.模型（1）t检验值在-0.015―1.314的区间之内，sig.值在1.8%～8.8%的区间之内;模型（2）t检验值在-0.181―2.426的区间之内，sig.值在1.0%～4.6%的区间之内;模型（3）t检验值在-0.005―3.737的区间之内，sig.值在0.2%～12.1%的区间之内。从检验结果来看都相对较小，说明统计结果的可信度较高。

4.模型的哑变量估计系数β为0.072、0.097、0.054，且前二者在1%的水平上显著，这说明在以利润率作为企业绩效变化指标时企业运用新的套期会计准则之后利润率均产生提升效应，但程度有所不同。

5.综上所述，在模型（1）、（2）、（3）中，自变量与因变量之间均呈现出明显的正相关关系，说明使用新的套期会计准则对公司净利润率、净资产收益率和资产净利率均有较为显著的影响，一定程度上提高了企业的业绩。

五、结论及局限性

本文在国内沪深两市A股上市公司中选取了使用套期保值业务且进行套期会计核算的非金融上市公司作为数据样本，进行实证分析。通过T检验分析，可以看出在上市公司应用新的套期会计准则之后公司业绩波动指标净利润率、净资产收益率和资产净利率比使用准则之前均发生显著变化，这说明新的套期会计使用之后，一定程度上增加了公司业绩波动幅度，证明了H1成立。通过回归分析，可以看出新套期会计的有效使用与公司业绩显著相关，一定程度上提高企业的业绩，证明H2成立，但是，由于样本筛选条件严格，导致样本量较少，数据结果的代表性还有待增强。

【参考文献】

[1] Allayannis G.，Weston，J. The Use of Foreign Currency Derivatives and Firm Market Value [J].Review of Fianncial Studies，2001：15-19.

[2] Jin Y.，Jorion P. Firm Value and Hedging： Evidence from U.S. Oil and Gas Producers [J].Journal of Finance，2006：257-261.

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【关键词】DEA 会计师事务所 审计运营效率

一、引言

国内较早进行DEA模型研究的是许汉友、汤谷良、汪先娣等人。他们分析了中国注册会计师协会公布的“2005年百家事务所排名信息”中排名前20位会计师事务所的审计运营效率，研究选用的投入指标分别是：CPA总人数、经验丰富的CPA人数、本科学历以上CPA人数、事务所拥有的分所数、事务所所在城市竞争力得分以及事务所研发支出与品牌建设，产出指标分别是：审计收入、其他业务收入、资产评估收入、分所收入。研究发现当年我国本土会计师事务所整体运营无效，而且本土所和国际所运营效率差距较大。

以前者研究样本为基础，杨永淼另增加了一项产出指标即业务增长率，也得出本土所当年整体运营无效。张杰、李琪本着成本效益原则，分析2009年国内排名前50家事务所审计运营效率时选取的投入指标有：CPA总人数、经验丰富CPA人数、高学历CPA人数、事务所分所数、领军人才数量，产出指标有：事务所总收入和审计收入。

研究结果显示当年国内本土事务所审计运营综合效率较低，而且很多事务所也没有同时达到技术、规模有效。邱吉福研究实证结果显示我国2010年前50强事务所综合审计运营效率均值为0.603，纯技术效率均值为0.757，规模效率均值为0.8，整体运营效率较低。大体上这些事务所不仅产出不足，还有较大投入冗余。

二、DEA模型在研究会计师事务所投入和产出的运用

（一）DEA模型简介

目前，开发出一种技术，通过明确地考虑多种投入（即资源）的运用和多种产出（即服务）的产生，它能够用来比较提供相似服务的多个服务单位之间的效率，这项技术被称为数据包络线分析（DEA）。它避开了计算每项服务的标准成本，因为它可以把多种投入和多种产出转化为效率比率的分子和分母，而不需要转换成相同的货币单位。因此，用DEA衡量效率可以清晰地说明投入和产出的组合，从而，它比一套经营比率或利润指标更具有综合性并且更值得信赖。

梁文艳等提及DEA是比较成熟的效率分析方法，它运用线性规划方法构建观测数据的非参数曲面，然后相对于这个前沿面来计算效率。由于DEA模型不需要指定投入产出的生产函数形式，所以可以用来评价多投入、多产出决策单位的效率，这恰好适用于研究多投入和多产出的会计师事务所。利用DEA方法可以评价会计师事务所的审计运营效率以及事务所将各种资源转化成各种审计服务的能力。

DEA最早的基本模型是CCR模型，它用来测量规模报酬不变时的技术效率值。主要用于研究如何使得多个投入、特别是多个产出的“生产部门”同时达到“技术有效”和“规模有效”。

此模型参数的经济意义：技术效率（TE），用来测度规模报酬不变的生产前沿上最佳投入和实际投入的比率。规模报酬不变指在生产过程中，当投入量等比例增加或减少时，产出量也与之等比例增加或减少。TE等于1意味着处于该决策单元效率前沿面上的点技术有效，投入和产出达到最佳效率状态。TE小于1意味着该决策单元非技术有效或非规模有效。决策单元的规模收益值用K表示，K等于1表示该决策单元规模有效，K小于1表示该决策单元规模收益递增，增加一定比例的投入会带来更高比例产出的增加，K大于1意味决策单元规模收益递减，减少一定比例的投入才会获得更高比例的产出的增加。

但是相对于无效的决策单元，CCR模型不能判断是技术无效还是规模无效。为了弥补这一缺陷，学者们提出了BCC模型，该模型克服了CCR模型的缺陷，将技术效率分解为纯技术效率和规模效率，从而可以知道决策单元技术无效是纯技术无效还是规模无效。此模型中，规模效率（SE）=总体效率（CCR）/纯技术效率（PTE）。

（二）决策单元整体集合建立和指标设计

DEA使用过程中，最为关键的是决策单元整体集合建立以及如何建立多投入/多产出指标。

（1）决策单元整体集合建立。选取2010年中国注册会计师协会的“2010度会计师事务所百家信息”，把2010年我国排名前25家会计师事务所作为本次DEA研究的决策单元整体集合。选取这些事务所的原因在于这些事务所完全可以代表当年我国的审计市场状况，在百强事务所中，他们的规模最大，拥有的注册会计师人数最多，所占的市场份额也最多。

（2）指标设计。DEA运用的关键是投入与产出的指标设计。根据我国会计师事务所的运营情况以及中国注册会计师协会网站所能获取的数据，借鉴之前学者研究的基础上，设计了5个投入指标和3个产出指标。

选取的投入指标分别是：CPA总人数；经验丰富的CPA人数（借鉴前面学者研究基础上，将年龄大于40岁的CPA归为此类）；高学历的CPA人数（将硕士学历以上的CPA人数归为此类）。其他的投入指标有：事务所拥有的分所数量；中注协举行教育培训的完成率。为了便于获取数据，采用中注协后续教育培训教育完成率为其替代指标。选取的产出指标分别是：审计业务收入。这是一般会计师事务所主要的收入，也是事务所最为传统的业务，研究审计运营效率的重要产出指标之一；综合得分。数据来源于中注协每年对各个事务所进行考核得出的综合评价质量得分；事务所当年年度总收入。

（三）实证研究

采用DEAP2.1软件对中国2010年我国排名前25家的会计师事务所进行了效率对比分析。在DEA分析中，主要采用了BCC模型（变动规模报酬下的分析结果，VRS），同时也结合了CCR模型（固定规模报酬下的分析结果，CRS）分析当年我国会计师事务所的运营效率。运营效率实证结果见表1：

实证结果分析：

（1）纯技术效率（PTE）分析。纯技术效率简而言之就是各项投入要素的使用效率。纯技术效率等于1表示该事务所能较好地利用现有资源，在现有投入的情况下，取得最大的审计运营收入。纯技术效率值小于1则表明该所没能较好地运用现有资源。表1显示2010年百强所中前25强事务所纯技术效率平均值为0.845，表明当年这些事务所总体上没有良好利用其现有资源。同时，可以看出有12家事务所纯技术效率等于1，占决策单元整体集合的48%。它们分别为普华永道中天、毕马威华振、中瑞岳华、安永华明、信永中和、北京兴华、中汇、天健、天健正信、立信大华、中准、江苏苏亚金诚。其他52%家事务所则纯技术效率无效。结果表明以上12家事务所在当年的审计运营中较好运用了现有资源，充分利用了CPA人力资源优势、较好完成了事务所的后续教育培训、充分发挥了分所的资源配置优势，而剩余的13家事务所则需要迫切提升其纯技术效率。

（2）规模效率（SE）分析。规模效率指的是在规模收益可变的假设下，各个决策单元产出和投入的比例是否合理，既定的投入下是否得到最大化产出，该值等于1表示事务所处于最佳规模报酬状态，即在最适当的生产规模下，有着最理想的经营绩效。由表1可知，规模效率等于1的事务所仅有六家，占决策单元整体集合的24%，它们分别是普华永道中天、毕马威华振、信永中和、中瑞岳华、北京兴华、中汇。而其他76%的事务所则规模效率无效。百强中前25强会计师事务所的规模收益平均值为0.824，表明25强事务所大部分规模效率相对无效。但对比规模效率值和规模效率变化趋势可知，样本中规模效率无效的事务所都规模效率处于递增状态，说明这些会计师事务所可以通过适当增加CPA总人数，合理增加高学历以及经验丰富的CPA人数，拓展分所资源，扩大经营规模，提升其规模效率。

（3）总体效率（CCR）分析。总体效率即纯技术效率（PTE）和规模效率（SE）的乘积。总体效率值等于1表示该事务所DEA有效，说明在此评价体系下，该所的总体审计运营较好，投入产出均衡，资源配置较为合理；反之，若总体效率值小于1则该所非DEA有效，说明该所需要在某些方面优化资源配置以提升其资源利用效率。由表1可知，2010年百强所中前25强事务所审计运营总体效率平均值为0.711，说明这些事务所的审计运营总体效率整体无效。总体效率为1的事务所有6家，占决策单元整体集合的24%：普华永道中天、毕马威华振、中瑞岳华、信永中和、北京兴华、中汇。其中本土所占4家，说明部分本土所和国际合作所的审计运营总体效率旗鼓相当。

综合以上分析，可以发现国际合作所审计运营总体效率、纯技术效率、规模效率都非常高，而21家本土所中仅有4家综合效率等于1，约占决策单元整体集合的19.05%，小于1大于0.8的仅有1家，占决策单元整体集合的5%，其余76%的事务所总体效率小于0.8。这说明本土各个事务所审计市场营运效率差别较大。本文还发现表1中一些事务所，纯技术效率等于1，总体效率却小于1，这些事务所分别是：安永华明、天健、天健正信、立信大华、中准、江苏苏亚金诚。这种情况的发生的原因是这些事务所纯技术效率良好，但规模效益没得到充分发挥，造成了总体效率偏低。其余审计运营纯技术效率等于1的会计师事务所总体效率也等于1，说明这些事务所的规模效率较高，规模资源优势得到充分发挥，也正是这些事务所引领着我国注册会计师事业的进步。

三、结论和建议

（一）结论

分析结果表明，2010年我国本土会计师事务所审计运营效率较低，国际合作会计师事务所审计运营效率较高，不同本土所审计运营效率差别较大。运营效率不高的原因很大程度上是事务所没有充分利用CPA人力资源优势以及分所的资源配置优势。

（二）提升我国会计师事务所审计运营效率的相关建议

（1）注重人才培养，为做大做强提供人才保证。借鉴实证研究结论，人力资源要素是影响事务所运营效率的关键因素。我国会计师事务所需要招纳更多经验丰富以及学历层次较高的CPA人员，适度控制CPA人数占事务所总人数的规模，利用其分所规模优势来提升事务所的审计运营综合效率。

（2）本土会计师事务所应当充分利用自身的资源，提高运营效率。鉴于分析结果，建议本土事务所应当关注的不仅仅是拓展市场份额，还应把握自身的资源优势。运营效率较低的事务所应当关注的是如何将资源竞争劣势转化为竞争优势。运营优良的本土所应当继续保持自己在竞争的优势，运营不良的本土所应当借鉴运营优良的本土所和国际合作所的发展经验，以它们作为标杆学习对象，改善自身的劣势，将这些劣势改善成为竞争优势和运营效率优势，进一步做大做强。

参考文献：

[1]许汉友，汤谷良，汪先娣.中国会计师事务所运营效率研究之DEA分析[J].会计研究，2008.