發(fā)布時間：2023-06-22 09:31:56
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們?yōu)槟x了8篇的會計實證研究樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發(fā)，請盡情閱讀。
隨著資本市場的不斷完善和發(fā)展，上市公司數(shù)量的不斷增加，我國上市公司盈余質量的研究也逐漸進入大家的研究視角。盈余質量是衡量企業(yè)盈余的優(yōu)劣程度，它直接影響債權人和投資者作出決策，也直接影響投資收益和公司價值，對上市公司的質量評價有著重要的意義，而會計盈余之所以重要就在于其價值相關性。以2007年至2012年度滬、深兩市A股上市公司為研究對象進行實證分析，在最基本的簡單盈余資本化模型基礎上，進一步探討了會計盈余的價值相關性。研究結果表明，上市公司的每股收益對年末股價有顯著的解釋能力，這一結果支持了相關的結論。
關鍵詞：
會計盈余；每股收益；年末股票
中圖分類號：
F23
文獻標識碼：A
文章編號：16723198（2014）06012002
1 引言
隨著證市場和資本市場的快速發(fā)展，會計信息也變的越來越重要，而盈余信息是最重要的會計信息。盈余是上市公司在一定階段內經營成果的表現(xiàn)形式，也是評價經營者業(yè)績的一個重要指標，更是會計研究最為關注的財務指標之一。盈余質量是衡量企業(yè)盈余的優(yōu)劣程度，它直接影響債權人和投資者作出決策，也直接影響投資收益和公司價值。因此盈余質量在對上市公司的質量評價具有重要意義。
盈余信息之所以重要就在于其價值相關性，其對會計準則制定、證市場監(jiān)管和投資者決策都有重要意義。會計盈余的價值相關性是指會計盈余與股票價格或公司價值之間的相關關系。本文研究以年末股票價格為因變量，以每股收益為自變量進行回歸分析，得到回歸系數(shù)。回歸系數(shù)越大，說明價值相關性越大。
2 文獻綜述
2.1 國外文獻綜述
會計盈余價值相關性主要是指公司的會計盈余與股票收益之間的相關關系。學術界對此類問題的研究始于20世紀60年代末，自Ball和Brown（1968）開始研究未預期收入變化的強度和股票價格調整之間的關系以來，國外許多學者都一直在探索會計盈余對公司股票價格的影響。大量的理論和實證研究均表明會計盈余與股票回報之間的關系（通常用盈余反應系數(shù)ERC表示）是交替變化的。Miller和Rock（1985）研究進一步表明資本市場對盈余公告的反應是持續(xù)性的，這一結論同時被Kormendi和Lipe（1987）、Easton和Zmijewski（1989）以及Collins和Kothari（1989）通過經驗數(shù)據(jù)分析而得以證實，他們的研究還發(fā)現(xiàn)，盈余反應系數(shù)與盈余的持續(xù)性和增長性呈正相關關系，與貝塔系數(shù)和無風險收益率之間呈負相關關系。
2.2 國內文獻綜述
國內學者對會計盈余與股票收益相關性問題的研究起步相對較晚，直到20世紀末才有少數(shù)學者專門對上市公司盈余信息含量進行研究。如趙宇龍（1998）、陳曉、陳小悅和劉釗（1999）、李增泉（1999）等運用實證研究方法探討了我國上市公司會計盈余的信息含量。吳世農、李常青和陳碧華（2001）則采用回歸分析的方法，研究了會計盈余和現(xiàn)金流量在其信息公布前后的市場反應，探討了現(xiàn)金流量是否能夠在會計盈余信息的基礎上提供增量信息。考慮到虧損和盈利樣本的差異性，薛爽（2002）、孟焰（2004）、袁淳（2005）等單獨對盈利和虧損公司樣本分別進行了盈余價值相關性的探討，結果均表明虧損公司的會計盈余價值相關性相對于盈利公司要弱得多。
3 實證研究設計
3.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)收集
本文主要采用上市公司具有代表性行業(yè)-制造業(yè)，每股收益數(shù)據(jù)來自瑞思數(shù)據(jù)庫，年末股票價值數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。本文以2007年初至2012年末為研究期間，從2007年開始，主要是為了避免實施新企業(yè)會計準則可能造成的影響。此期間，A股樣制造業(yè)行業(yè)共有709家公司一年，同時為保證所研究的會計數(shù)據(jù)取自于上市公司的一個完整上市年度，公司包括除了ST公司、PT公司，以及數(shù)據(jù)不全的公司以外的其他全部在上海證券交易所和深圳證券交易所上市的公司。
3.2 模型與變量
已有會計盈余價值相關性研究文獻采用的模型主要有價格模型和收益模型兩類。價格模型以股票價格為因變量研究股票價格與凈資產賬面價值、會計收益的相關性；收益模型則以股票收益為因變量，研究股票收益與會計收益及其變動之間的關系。本文擬選取價格模型對會計盈余價值相關性進行研究，并選擇最基本的簡單盈余資本化模型作為本文的基礎模型：
其中為Pit為i公司在第t年末的股票價格，EPSit為i公司在第t年的每股收益。
本文旨在研究會計盈余價值相關性問題，因此股票價格變量的選定必須使該價格已經充分消化和吸收的新披露的會計信息。我國年報披露集中在每個會計年度的一至四月份完成，而且根據(jù)趙宇龍（1998）等的研究，盈余信息披露后市場仍然存在后續(xù)反應，投資者可以根據(jù)會計盈余變動的方向設計交易策略來戰(zhàn)勝市場”（趙宇龍，1998）。因此本文選取每個會計年度的年末收盤價作為股票價格變量，若當日某公司停盤，則往前追溯至該公司有交易數(shù)據(jù)當日的收盤價，這樣給予了市場充分的時間來對新披露的會計信息作出反應。
【關鍵詞】 公允價值會計 穩(wěn)健性原則 會計信息 不確定性
會計穩(wěn)健性與公允價值一直以來都是會計界的兩個熱點，2008年的全球金融危機讓人們對公允價值的運用產生了質疑，很多人認為是大量采用公允價值計量使得企業(yè)的經營業(yè)績出現(xiàn)大幅度的波動，指責公允價值會高估公司價值而迎合泡沫經濟，從而不具有穩(wěn)健性，認為這才是這次金融危機的元兇。本文以我國深滬兩市A股上市公司數(shù)據(jù)為基礎，采用實證檢驗的方法，討論了公允價值對會計穩(wěn)健性的影響，并對應用于我國市場上市公司的公允價值對會計信息的謹慎性所產生的影響進行分析，更深一層次認清公允價值會計并為它在我國資本市場上的應用發(fā)展提供參考。
一、Basu盈余—回報模型
1、基本假設。從公允價值計量與會計穩(wěn)健性兩者的關系論述出發(fā)，從以下兩方面提出假設：假設1：在市場有效的條件下，我國市場經濟存在會計穩(wěn)健性。也就是說我國上市公司的會計盈余確認“壞消息”比“好消息”更能得到及時的反應，使得企業(yè)在確認“壞消息”和“好消息”時存在著嚴重的不對稱性（即條件穩(wěn)健性是否存在）；假設2：在完全公允價值計量條件下我國上市公司的公允價值計量對會計穩(wěn)健性能夠產生一定的影響。
2、模型建立。為了檢驗前面提出的兩個假設，選取了常用的Basu盈余—股價回報模型和加入了將公允價值作為虛擬變量的擴展模型。模型如下：
開始，采用模型（1）對存在會計穩(wěn)健性的假設進行驗證；在實際理論中，正的年度個股超額回報率表示“好消息”即是經濟利得，負的即表示經濟損失也就代表“壞消息”。所以，模型中可以用？茁0來度量正的回報率與會計盈余的相關關系，即確認“好消息”的及時性；？茁0+？茁1就度量了會計盈余和負的回報率的相關關系，即確認“壞消息”；兩者之間的差值？茁1就是度量會計穩(wěn)健性的相應的穩(wěn)健性系數(shù)，因此，可以通過檢驗系數(shù)？茁1的顯著性來判斷是否存在會計穩(wěn)健性。擴展模型（2）就通過檢驗不涉及公允價值應用的企業(yè)和涉及公允價值的公司的會計穩(wěn)健性有沒有存在差異顯著性，？茁2度量了涉及公允價值變動損益的上市公司確認“好消息”的及時性，？茁3則度量應用公允價值對上市企業(yè)會計穩(wěn)健性的影響。
3、變量設計。前面兩個模型中涉及五個變量，其中控制變量Ri，t表示經市場調整后i公司在t年度的股票超額回報率；解釋變量FV是個虛擬變量，在所研究的年度上市公司公允價值變動損益不為零時取值為1，否則為0；解釋變量MRi，t同樣也是一個虛擬變量，它是當R小于0時取值為1，否則為0；被解釋變量表示修正后的盈余信息，其中EPSi，t表示i上市公司的在t年度每股收益，Pi，t則表示i公司在t年度股票收盤價。
4、樣本選擇及數(shù)據(jù)來源。本文選取2007—2010年度我國深滬市A股上市公司為樣本，為了確保統(tǒng)計口徑一致，降低其他因素對所選取的變量間的關系引起不必要的影響，首先得剔除ST公司、金融行業(yè)以及數(shù)據(jù)不完整的上市公司完成對原始樣本進行篩選。最終得到了2690個樣本。本文的研究數(shù)據(jù)全部來自于銳思數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫，并借用Excel軟件對原始數(shù)據(jù)進行一定的加工，運用SPSS軟件對數(shù)據(jù)進行回歸分析。
二、結果分析
1、對假設1的檢驗。論文前面有提到過當會計盈余出現(xiàn)負偏時即表示它更能反映壞消息的影響，也就是說它具有更好的會計穩(wěn)健性。從表1可以看出，2007年和2010年及2011年的EPS/P的偏度都為正的，分別為0.479、0.785和1.472，這說明這三年會計盈余對“好消息”的反映比較快，也就是說其會計穩(wěn)健性比較弱；而2008年和2009年的EPS/P的偏度都是負值，依次為-3.535和-0.176，是負偏的，這就表示這兩年的會計盈余比2007年及2010年和2011年的更能反映壞消息的影響，而對于股票回報率R在2007年和2009年及2011年度的偏度符號位正，在2008年和2010年的符號卻是為負。會計盈余出現(xiàn)負偏，表示會計盈余能更多反映壞消息的影響，也就表示具有會計穩(wěn)健性。由此我們可以大致判斷我國深滬市A股上市公司在大體上是具有會計穩(wěn)健性的。
從表2可以看出，2007年到2011年的所有R2和調整后的R2都大于0.5，說明模型的擬合優(yōu)度比較好；同時每個年度的顯著性水平都小于0.05，說明整個方程通過顯著性檢驗。
從表3的回歸結果可以看出，會計盈余與股票回報率之間關系顯著。在2007的？茁0系數(shù)為正，而？茁1系數(shù)為負的，而且會計盈余對“好消息”的回歸系數(shù)？茁0為0.188，符號為正，顯著性水平達到5%；穩(wěn)健系數(shù)？茁1為0.224，符號為正，可以算出會計盈余對“壞消息”的敏感性大約是好消息的6.511倍（1+0.224/0.188），大于1，說明會計盈余對“壞消息”的反映更及時。以此類推，而2008年的回歸系數(shù)？茁2為0.600，但在10%的水平上顯著，說明會計盈余對“壞消息”的敏感性大約是3.222倍，大于1，確認壞消息更及時，2009年、2010年都可以得到這樣的結果。這就和描述性統(tǒng)計做出的初步判斷相符，我國上市公司的會計盈余在確認“壞消息”時更及時，這說明我國上市公司在總體上存在會計穩(wěn)健性，假設1得到驗證。
2、對假設2的檢驗。引入公允價值變動損益虛擬變量FV，運用模型（2）進行回歸。將選取的數(shù)據(jù)輸入SPSS軟件進行運行，得到結果見表4。
由表4可以看到，從2007年到2011年所有R2和調整后的 R2都大于0.5，說明模型2的擬合優(yōu)度比較好；同時可以看到，在這五個年度里的顯著性水平都小于0.05，說明整個方程通過了顯著性檢驗。
由表5中的數(shù)據(jù)可以看出，對模型（2）的樣本回歸檢驗中，在2007年代表具有公允價值變動損益變化的上市公司的會計盈余確認“好消息”的及時性系數(shù)？茁2為-0.250，符號為負的，t統(tǒng)計量的值為-1.278，在10%的水平上顯著，這說明會計盈余在確認“壞消息”更具有即時性，而度量公允價值對會計穩(wěn)健性影響的回歸系數(shù)？茁3值為-0.356，符號為負的，t統(tǒng)計量的值為-0.837，在10%的水平上顯著，說明通過了顯著性檢驗，2008年到2011年以此類推，也是一樣，但其中2010年的系數(shù)？茁2和？茁3都沒有通過顯著性檢驗。由此可以說明引入公允價值變動損益變量進去的模型一樣具有較好的擬合效果，不管方程總體上還是在個別變量上都是顯著性變化的。同樣也可以看出來涉及公允價值變動損益的上市公司與不涉及公允價值變動損益的上市公司之間的會計盈余對好壞消息的反映是不一樣的，運用公允價值計量的企業(yè)能更快地對壞消息進行反應。這就證實了假設（2），說明公允價值計量在一定條件下能夠降低會計穩(wěn)健性。
三、結論及建議
通過所作的描述性統(tǒng)計和回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，在市場有效的條件下，我國上市公司總體上存在會計穩(wěn)健性，也就是說我國上市公司的會計盈余確認“壞消息”比“好消息”更能得到及時的反應。同樣也發(fā)現(xiàn)我國A股市場中不涉及公允價值應用的公司比涉及公允價值應用的公司更具有會計穩(wěn)健性，換句話說就是公允價值計量的運用會導致市場上會計穩(wěn)健性的降低。對此，提出以下建議：首先，在新會計準則下，我國上市公司在運用會計穩(wěn)健性原則時應盡量緩解與其他原則的沖突。其次，完善上市公司的內部控制制度。最后，將謹慎性原則與會計信息披露結合起來，提高會計信息質量，規(guī)范信息披露。
【參考文獻】
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[3] 文冬冬：公允價值計量對盈余穩(wěn)健性影響的實證研究[D].湖南大學，2010.
【關鍵詞】東部地區(qū)；環(huán)境會計信息；信息披露
一、研究現(xiàn)狀
國外學者1971年F.A.Beams發(fā)表的《控制污染的社會成本轉換研究》和1973年J.T.Martin撰寫的《污染的會計問題》為代表，揭開了研究環(huán)境會計的序幕[1]。國外學者對于環(huán)境會計信息披露的規(guī)范性研究有DavidPetroni等（1996）[2]、Comierr和Magna（2003）[3]等；實證研究的有L.L.Eng和Y.T.mak（2003）[4]等許多學者都進行了實證研究。我國也有許多學者對環(huán)境會計信息披露進行了許多研究，王宏鑫[5]、徐建榮[6]等進行了規(guī)范性的研究；另外一些學者蔣麟鳳[7]、孟麗麗[8]等對環(huán)境會計信息披露進行了實證研究。
二、研究變量的選擇與模型設計
（一）變量的選擇
本文以2010年東部地區(qū)工業(yè)生產總值排前五名城市的上市公司為研究樣本，分別是江蘇、廣東、山東、浙江、遼寧。將選出的東部地區(qū)五省2011年的上市公司作為總體樣本，其中剔除了某些材料、數(shù)據(jù)不齊全的樣本公司，因此最終整理得到719家上市公司樣本。
1.因變量的選擇與確定
本文選取了環(huán)境會計信息披露指數(shù)為因變量。采用的是根據(jù)環(huán)境會計信息披露的條目數(shù)給其賦分。
環(huán)境會計信息披露指數(shù)（EDI）=實際披露條目得分÷完全披露條目得分
令環(huán)保借款、環(huán)保投資、三廢與節(jié)能減排、綠化費、環(huán)保撥款及補貼、排污費，若有定性與定量結合披露3分，定量2分，定性1分，無披露則0分；令是否通過環(huán)境認證，是否通過環(huán)保措施、環(huán)保獎勵或懲罰，若有定性披露1分，否則0分。
2.自變量的選擇與確定
現(xiàn)金實力選擇現(xiàn)金凈利比；營運能力選擇應收賬款周轉率；償債能力指標選擇資產負債率；固定資產所占比例為固定資產凈值/總資產；社會責任報告，如果出具社會責任報告取值為1，否則取0；行業(yè)性質，如果上市公司屬于重污染行業(yè)取值為1，否則取0；股東集權度，前十大股東持股比例的平方和。
（二）模型的構建
三、假設的提出
假設H1：企業(yè)現(xiàn)金實力與環(huán)境會計信息披露為正相關。
假設H2：企業(yè)償債能力與環(huán)境會計信息披露為正相關。
假設H3：營運能力與環(huán)境會計信息披露為正相關。
假設H4：企業(yè)環(huán)境會計信息披露水平與固定資產的比例負相關。
假設H5：環(huán)境會計信息披露與社會責任報告正相關。
假設H6：屬于重污染行業(yè)的企業(yè)具有較高的環(huán)境信息披露水平。
假設H7：企業(yè)股權集中度與環(huán)境會計信息披露水平正相關。
四、實證研究過程及結果分析
（一）描述性統(tǒng)計分析
通過將整理后的2011年的樣本數(shù)據(jù)代入SPSS18.0，首先對變量進行總體特征的檢驗，即描述性統(tǒng)計檢驗。通過結果，可以看出東部地區(qū)五省上市公司環(huán)境會計信息披露指數(shù)EDI最大值為0.83，而最小值為0，平均的披露指數(shù)僅為0.221，這說明了東部地區(qū)上市公司環(huán)境會計信息披露的具體內容較少，與最佳披露水平還有較大差距。其中現(xiàn)金凈利比的最大值為83.008，最小值為-35.529，這說明東部地區(qū)上市公司之間的現(xiàn)金實力能力差距也較大，且總體現(xiàn)金實力較低；應收賬款周轉率作為營運能力指標，其最大值為43387.105，最小值為0.854，說明東部地區(qū)上市公司之間營運能力相差較大；另外，固定資產所占比例中，最大值為219.814，而最小值為0.002，也說明了東部地區(qū)上市公司的固定資產所占比例之間的差距較大。東部地區(qū)上市公司在7個指標上有三個指標（現(xiàn)金凈利比、應收賬款周轉率和固定資產所占比例）的最大值與最小值差別較大，其他指標最大值與最小值差別不是很大，說明東部地區(qū)在這三個財務能力方面的表現(xiàn)差異較大，在一定程度上會影響東部地區(qū)上市公司環(huán)境會計信息披露的程度。
（二）回歸分析
本文運用2011年的樣本數(shù)據(jù)來構建多元線性回歸模型，其中將從2011年年報中統(tǒng)計的環(huán)境會計信息披露指數(shù)作為因變量，選定的7個指標作為自變量，代入模型進行回歸，從2011年的模型回歸系數(shù)表整體來看，顯著性影響指標只有4個，而其中有3個指標與因變量之間是負向相關關系，剩余4個指標均與因變量之間是正向相關關系。
（三）2011年樣本數(shù)據(jù)的檢驗結果解釋
1.內部效應分析
在2011年的檢驗結果中，現(xiàn)金凈利比、出具社會責任報告、行業(yè)類型、股權集中度這4個指標對東部地區(qū)環(huán)境會計信息披露程度影響是顯著的，說明企業(yè)現(xiàn)金實力、出具社會責任報告、重污染類企業(yè)和股權集中度對東部地區(qū)環(huán)境會計信息披露程度影響顯著。
現(xiàn)金實力指標在2011年影響是顯著的，且與環(huán)境會計信息披露成正向相關關系，支持原假設；償債能力、營運能力與原有假設結果不一致；固定資產所占比例方面影響不顯著，影響方向是負的，與原假設結果相符。
2.外部效應分析
社會責任報告：在2011年的檢驗結果中表現(xiàn)為對環(huán)境會計信息的正向影響關系，且影響顯著，研究結果支持原假設H5。這證明了獨立董事在東部地區(qū)上市公司中的出具社會責任報告的，披露環(huán)境會計信息會比較高。
行業(yè)性質：在2011年與環(huán)境會計信息披露程度成正相關關系，且影響較為顯著，與預期假設相一致，即支持原假設H6，這說明重污染類行業(yè)披露環(huán)境會計信息的會比較多。
股權集中度：在2011年與環(huán)境會計信息披露成正相關關系，且影響較為顯著，研究結果支持原假設H7。
五、研究結論
第一，7個指標在運用到東部地區(qū)上市公司檢驗對環(huán)境會計信息披露影響程度問題上，檢驗結果比較顯著。在2011年的檢驗中，現(xiàn)金凈利比、出具的社會責任報告、行業(yè)類型及股權集中度對環(huán)境會計信息披露指數(shù)有顯著影響，對環(huán)境會計信息的改善具有重要作用。
第二，通過2011年實證檢驗的結果發(fā)現(xiàn)，選擇的7個指標中有4個指標檢驗結果支持原有的正向影響關系的假設，分別為現(xiàn)金凈利比、出具社會責任報告、行業(yè)性質、股權集中度，這4個指標的檢驗結果，支持了原有的正相關關系。固定資產所占比例支持原有的負向影響關系的假設。
參考文獻
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[5]王宏鑫.企業(yè)環(huán)境會計信息披露問題探討[J].財會通訊，2009.
[6]徐建榮.我國環(huán)境會計信息披露的問題及對策研究[J].財會研究，2009.
[7]蔣麟鳳.企業(yè)價值與企業(yè)環(huán)境會計信息披露相關性研究[J].會計之友（下旬刊），2010.
[8]孟麗麗.上市公司環(huán)境會計信息披露實證分析[J].計劃與市場探索，2003.
陜西省哲學社會科學基金資助項目（10E154）；西安工程大學哲學社會科學項目（2012ZXSK14）。
作者簡介：
【關鍵詞】環(huán)境會計；影響因素；多元回歸；社會責任報告
近年來，環(huán)境問題日益突出，國家提出“低碳經濟”的社會經濟發(fā)展理念，再次掀起了學術界對環(huán)境會計的研究熱潮。本文將依據(jù)湖北省A股上市的35家公司2008～2010三年的年報以及社會責任報告，研究我國上市公司環(huán)境會計信息披露的現(xiàn)狀，并用多元回歸的方法分析影響披露質量的因素。
一、研究綜述
國外對于環(huán)境會計信息披露的研究始于20世紀40年代，脫胎于對公司社會責任披露的研究。20世紀70年代以來，全球環(huán)境問題日益突出，對環(huán)境信息披露的研究再次升溫。相比而言，我國企業(yè)披露環(huán)境會計信息經歷了從少到多，從定性到定量的變化。初期的研究主要是對披露現(xiàn)狀的描述性統(tǒng)計分析，歸納了披露的環(huán)境會計信息的特征。隨著國家環(huán)保部、證券交易所陸續(xù)出臺針對企業(yè)披露環(huán)境會計信息的鼓勵性政策（尤其是2006年后），披露的公司逐漸增多，由此對于環(huán)境會計信息披露的實證性研究出現(xiàn)。
盡管數(shù)據(jù)來源、考察的側重點等方面存在差異，但是國內外對于環(huán)境會計信息披露的研究仍然存在一些共識。Pattem(1991)認為環(huán)境敏感行業(yè)的大公司會更多的披露環(huán)境信息，張星星等(2005)分析了2006年度200家上市公司的年報，也發(fā)現(xiàn)重污染企業(yè)披露的環(huán)境信息更多；Trotman&Bradley(1951)、DierkoS&eoppoek(1975)、L.LEng和Y.T.mak(2003)的實證分析都得出公司規(guī)模與環(huán)境信息披露水平正相關的結論，沈洪濤（2007）對1999～2004年滬深兩市的石化塑膠公司的研究也得出了類似結論，即規(guī)模大、盈利好的公司披露的環(huán)境信息較多；Leftwichetal(1981)研究發(fā)現(xiàn)，隨著公司負債程度的提高，公司會自愿提供更多的環(huán)境信息。吳丹紅、羅幼喜（2010）通過研究2007年度企業(yè)的社會責任報告，采用因子分析的方法，按照對企業(yè)披露環(huán)境信息的影響的大小對各因素進行了排序，依次為盈利能力、增長能力、規(guī)模能力、核心能力和償債能力，其中盈利能力和增長能力的影響最大。
現(xiàn)有的研究多是針對上市公司是否披露環(huán)境會計信息，但是隨著披露的公司越來越多，問題已經從“有無”發(fā)展到“質量的高低”。本文將從企業(yè)自身的角度，研究企業(yè)所處行業(yè)、部分財務指標、高管股比例等對公司環(huán)境會計信息披露程度（即質量）的影響。
二、研究設計
1.相關假設
（1）假設1：重污染行業(yè)比一般行業(yè)披露的環(huán)境會計信息多。在我國，重污染企業(yè)存在更多的環(huán)境問題；同時，環(huán)保部、證交所也不斷出臺政策，鼓勵上市公司披露環(huán)境信息。因此，政策壓力以及自身特點都要求重污染企業(yè)披露的環(huán)境會計信息更多。
（2）假設2：公司規(guī)模越大，披露的環(huán)境會計信息越多。1987年，Cowen等人在“基于財務分析的公司特征對社會責任信息披露的影響”一文中指出：公司規(guī)模是影響企業(yè)社會責任信息披露的重要因素。實際中，規(guī)模大的公司對社會的影響大，受到的關注多，因此大公司會自愿披露更多信息。
（3）假設3：公司的負債程度越高，披露的環(huán)境信息越多。近年來，國家環(huán)保局綠色證券的指導意見，銀行也提出綠色信貸的概念，公眾的環(huán)保意識也不斷提高，因此為了獲得更多的貸款，企業(yè)需要披露更多的環(huán)境信息。
（4）假設4：公司的盈利能力越強，披露的環(huán)境信息越多。契約理論認為，為了維持地位以及為薪酬安排提供理由，公司管理者更愿意在盈利好的年份對外披露信息。
（5）假設5：高管持股比例越高，披露的環(huán)境信息越多。公司管理者持股之后，擁有了管理者和股東的雙重身份，決策時會更傾向于股東，這樣就會侵害債權人的利益。因此債權人會要求披露更多的信息，為了滿足公眾的信息需求，管理者也傾向于披露更多的信息。
（6）假設6：發(fā)展能力越強，披露的環(huán)境信息越多。公司的發(fā)展能力強，發(fā)展中會需要更多的資本，因此為了吸引更多的投資者，公司會加強披露，以滿足企業(yè)外部的信息需求。
2.變量定義
（1）被解釋變量。將上市公司報告中披露環(huán)境會計信息的次數(shù)加權和定義為披露數(shù)。由于披露的環(huán)境信息中既有貨幣信息又有非貨幣信息，鑒于貨幣信息的可計量性，具有更強的可比性，因此對“貨幣信息”計分為“2”，對非貨幣信息計分為“1”，加總即為披露數(shù)。
（2）解釋變量。根據(jù)前面的研究假設，本文選取六個指標作為解釋變量。
①是否屬于重污染行業(yè)。本變量為二值變量，重污染行業(yè)取值為“1”，反之，取值為“0”。
②公司規(guī)模。本文選取期末總資產的常對數(shù)作為衡量指標。
③公司的負債程度。本文選取資產負債率作為衡量指標。
④公司盈利能力。本文用期末凈資產收益率作為衡量指標。
⑤高管股比例。高管股比例即高管持股數(shù)與總流通股數(shù)的比值。
⑥公司的發(fā)展能力。本文使用“可持續(xù)發(fā)展能力”衡量公司的發(fā)展能力。
3.樣本選擇
湖北省A股上市公司共有49家（截至2010年12月31日），考慮到信息的連續(xù)性、可比性，本文選取2006～2010五年間從未被ST以及重組的35家公司（2008～2010）共105份年報作為研究樣本。樣本公司涉及14個行業(yè)，16家重污染企業(yè)：湖北宜化、天茂集團、雙環(huán)科技、武漢塑膠、大冶特鋼、人福醫(yī)藥、湖北能源、興發(fā)集團、武鋼股份、凱迪電力、廣濟藥業(yè)、長源電力、凱樂科技、三峽新材、武漢健民、馬應龍；19家非重污染企業(yè)為：航天電子、漢商集團、武漢中百、葛洲壩、東方金鈺、武漢中商、美爾雅、桑德環(huán)境、武漢控股、京山輕機、福星股份、東風汽車、華工科技、安琪酵母、長江通信、洪城股份、烽火通信、光電股份、楚天高速。
4.數(shù)據(jù)來源及數(shù)據(jù)處理
本文中的環(huán)境會計信息，是筆者從上市公司的財務年報、年報附件、獨立的社會責任報告中手工統(tǒng)計整理所得。年報數(shù)據(jù)來源于“新浪財經”、“巨潮資訊”等網站，相關財務數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫。
5.模型構建
采用多元線性回歸模型，表達式如下：
(1)
式(1)中代表“是否重污染”，代表企業(yè)規(guī)模，代表資產負債率，代表凈資產收益率，代表高管股比例，代表可持續(xù)發(fā)展能力。
三、實證研究與結果分析
1.環(huán)境會計信息披露的基本情況
通過整理公司報告，并對環(huán)境會計信息進行統(tǒng)計分析，可以得出：16家重污染企業(yè)2008～2010三年的披露比例均高達94%，而19家非重污染的公司為76%；如表1所示，披露內容以“環(huán)保政策”、“體系認證”等“非貨幣信息”為主，而“環(huán)保投入”、“環(huán)保費用”、“環(huán)保收益”等“貨幣信息”不斷增多。
分析結果還顯示：2008～2010年各公司披露的環(huán)境會計信息呈增長的趨勢。重污染公司比其他公司披露的更多，而不同公司披露環(huán)境會計信息的差異也較大。
2.各變量的描述性統(tǒng)計
對樣本進行描述性統(tǒng)計研究，結果如表2所示。披露數(shù)的均值為3.19，標準差最大，說明各公司環(huán)境會計信息的披露程度差異較大。公司規(guī)模、資產負債率的峰度最小，說明這兩個統(tǒng)計量的分布最接近正態(tài)分布。凈資產收益率、高管股比例的分布最集中。
3.多元回歸分析
首先，對105個樣本進行全樣本回歸分析。表3顯示，全樣本回歸的擬合度為0.79，而調整的僅為0.597，可見擬合效果并不好，顯著性也較弱。
樣本總體中的異常值對回歸方程的參數(shù)估計影響較大，而這些異常值往往不能反映樣本總體的分布情況，因此將預測值中標準殘差大于1的樣本從總體中刪除，對剩余的72個樣本進行回歸分析。表3顯示，改進后的樣本擬合度高達0.919，調整的達到0.818，可見此時的擬合效果較好，顯著性也較強。
表4顯示了各解釋變量的參數(shù)估計值。其中，“是否重污染”、“資產負債率”這兩個因素對披露程度的影響是顯著的，而其他各變量（P值均大于0.05）均沒有通過檢驗。此外“是否重污染”和“資產負債率”的系數(shù)都大于零，符合假設1和假設3。
綜上，公司的行業(yè)性質，即：是否屬于重污染行業(yè)，以及資產負債率是影響公司披露環(huán)境會計信息的重要因素，而其他因素對公司的披露行為則沒有顯著的影響。
四、結論與建議
本文通過對湖北省上市公司的研究，分析了我國上市公司披露環(huán)境會計信息的現(xiàn)狀，并對影響公司披露程度的因素進行了探討，結論主要有以下兩個方面：
1.我國上市公司對環(huán)境會計信息的披露逐漸“變多變良”。一方面披露的公司增多，披露的信息多樣化；另一方面披露的信息中“貨幣信息”增加了。但是環(huán)境會計信息披露還存在諸多不足，例如：負面信息少、公司間環(huán)境會計信息的可比性差。
2.影響環(huán)境會計信息披露的因素是多方面的，而“重污染”、“資產負債率”的影響最顯著。重污染企業(yè)本身的環(huán)境問題多，經營中發(fā)生環(huán)境支出的可能性大，同時，國家對于重污染企業(yè)有政策上的導向性和強制性，這些都決定了“重污染”影響企業(yè)披露環(huán)境會計信息。資產負債率高，借款壓力大，企業(yè)的經營風險也大，為了提高自身的債務信譽，增強債權人的信心，企業(yè)也會選擇更多的披露環(huán)境信息。
公司是環(huán)境會計信息披露的主體，也是環(huán)境問題產生的源頭，因此提高信息的披露質量，首先要提高企業(yè)自身的環(huán)保意識；制定環(huán)境信息披露的會計準則，使企業(yè)披露信息有章可循；加強對公司的環(huán)保監(jiān)管，明確企業(yè)的環(huán)境管理責任；加強對公司環(huán)境信息披露的審計，以引導企業(yè)真實的披露環(huán)境信息。
參考文獻：
[1]薛薇.SPSS統(tǒng)計分析方法及應用(第2版)[M].北京:電子工業(yè)出版社,2009:262-268.
[關鍵詞]社會責任 社會責任會計 社會貢獻率
本文所使用的社會貢獻總額主要由上市公司資產負債表中的“應付職工薪酬”和“應交稅費”組成。
一、研究背景
面對日益激烈的市場競爭,上市公司除自身取得長足發(fā)展外,也帶來了嚴重的負面問題,使得如何保持經濟快速增長的同時遏制這些負面影響成為研究的一個重要課題。同時,會計作為對經濟活動的反映和監(jiān)督,與社會責任相結合,社會責任會計便應運而生。
20世紀70年代美國會計學家戴維?F?林諾維斯發(fā)表《社會經濟會計》一文首次提出“社會責任會計”一詞,由此而拉開了企業(yè)社會責任會計的系統(tǒng)化研究的序幕,開始了企業(yè)社會責任會計信息披露在實踐領域的發(fā)展。法國政府于1977年正式頒布法律,要求雇員超過750人的組織(1982年擴大至300人)必須編報年度社會資產負債表,揭示企業(yè)履行社會責任的情況。英國會計準則委員會于1980年出版《公司報告》,鼓勵企業(yè)編制增值報告、就業(yè)報告、公司前景表、公司目標表等一系列社會報告,以滿足除股東外其他關心企業(yè)的社會各界的信息需要。國際會計與報告準則專家小組于1982年提出《聯(lián)合國跨國公司行為準則草案》,要求跨國公司提供財務和非財務方面的諸多信息。經濟優(yōu)先權委員會于2001年發(fā)表了關于社會責任信息披露準則SA8000。
我國的社會責任會計起步較晚,財政部于1995年頒布的《企業(yè)經濟效益評價指標體系》中包括了社會貢獻率、社會積累率兩個評價指標。上市公司對社會責任信息的披露相對西方國家較滯后。但在2007年12月29日國資委《關于中央企業(yè)履行社會責任的指導意見》以及2008年5月13日上海證券交易所《關于加強上市公司社會責任承擔工作的通知》后,我們應密切關注上市公司的披露情況。
二、文獻綜述
在以往的研究成果中,諸多學者是從規(guī)范的角度來對社會責任會計信息披露進行研究或介紹國外社會責任會計研究成果和實踐經驗。如陽秋林(2005)系統(tǒng)地探討了我國建立社會責任會計信息披露的目標和原則,并在國外披露模式的基礎上,慎重地提出架構我國企業(yè)社會責任會計信息披露模式應以傳統(tǒng)的三大會計報表為核心。鄔娟(2005)則在分析科學構建社會責任會計信息披露體系的必然性的基礎上提出構建可行的社會責任會計信息披露模式。李健(2006)分析了我國企業(yè)社會責任會計信息披落的現(xiàn)狀及原因,指出我國應盡快建立企業(yè)社會責任會計披露體系,并提出我國建立社會責任會計信息披露指標體系的原則和內容。
相比之下,有關的實證研究較少。如陳玉清、馬麗麗(2005)選取了907家上市公司為樣本建立上市公司的社會責任貢獻的指標體系,并進行了實證分析,認為現(xiàn)階段我國社會責任會計信息與上市公司價值的相關性不強,但是不同行業(yè)之間的價值相關性迥異[5]。劉長翠、孔曉婷(2006)通過對主營業(yè)務收入增長率、凈資產收益率、資產負債率與社會貢獻率的關系來研究社會責任信息披露的現(xiàn)狀[6],本文主要借鑒此方法對我國上市公司2006年-2008年的數(shù)據(jù)進行研究。
在此,本文在前人研究的基礎上從樣本總體和分行業(yè)兩個角度對我國上市公司社會責任會計信息披露的現(xiàn)狀和趨勢進行分析和預測。
三、研究設計
(一) 樣本選擇
本文分行業(yè)隨機選取滬深兩市10%的A股上市公司,能源行業(yè)5家,原材料行業(yè)29家,工業(yè)38家,非日常生活消費品25家,日常消費品10家,醫(yī)療保健11家,信息技術行業(yè)14家,電信服務行業(yè)1家,公用事業(yè)6家(為研究方便,將后兩個行業(yè)合并為電信公用7家),共139家為研究對象。時間為2006年―2008年。剔除了2006―2008年中ST公司和金融類公司。本文數(shù)據(jù)主要來源于萬得wind金融數(shù)據(jù)庫。
(二) 變量定義
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(三) 研究假設
1.營業(yè)收入增長率能夠表明一個公司的成長能力, 如果公司有良好的成長前景, 就有可能對社會貢獻更大,因此本文提出以下假設:
假設一:社會貢獻率與營業(yè)收入增長率存在正相關關系。
2.企業(yè)出于追求利潤的目的,會減少承擔的社會責任,其信息披露也會受到影響,社會責任信息披露的水平下降。凈資產收益率反映股東權益的收益水平,用以衡量公司運用自有資本的效率,是反映公司盈利能力中綜合性最強的指標。因此:
假設二:社會貢獻率與公司凈資產收益率負相關。
3.劉長翠、孔曉婷(2006)在其研究中提出:通過資產負債率研究公司財務狀況與承擔社會責任的關系[6]。本文采用此觀點且提出如下假設:
假設三:社會貢獻率與公司資產負債率正相關。
四、實證研究過程
(一) 樣本公司社會貢獻率的統(tǒng)計分析
從樣本公司社會貢獻率(V1)三年的平均值統(tǒng)計分析結果(如表1)看,樣本公司資產對社會提供的貢獻很少,只有資產總額的2.33% ,且不同上市公司社會貢獻率的差異不大。
(二) 相關回歸分析
1.樣本總體回歸分析與檢驗。
通過Pearson相關性可以看出自變量V3和因變量V1之間的相關性最大。同時,通過回歸檢驗:相關系數(shù)R=0.244,判定系數(shù)R2=0.60,調整的判定系數(shù)為0.039,回歸估計的標準誤差為2.427。可以看出,樣本回歸效果不好。并經方差分析看出多個自變量與因變量之間存在線性回歸關系。但經回歸系數(shù)分析看出,只有V4與V1存在顯著線性負相關關系。
另外,通過使用spss軟件分別與社會貢獻率做單變量相關分析和回歸分析后三個自變量的統(tǒng)計分析結果看出,三個自變量與因變量的擬合度都不是很好,但營業(yè)收入增長率與社會貢獻率的擬合度要好于另外兩個變量。顯著性檢驗表明凈資產收益率與社會貢獻率、資產負債率的相關性還是顯著的(低于0.05),而營業(yè)收入增長率與社會貢獻率的相關性不理想。這表明,假設二和假設三與研究結果不相符,假設一有一定合理性。
2.區(qū)分行業(yè)進行回歸分析與檢驗。
根據(jù)斯皮爾曼相關性分析方法,分析不同行業(yè)社會貢獻率指標與其他三個指標的相關性(如表2),發(fā)現(xiàn)大多數(shù)行業(yè)指標的相關性不顯著,只有工業(yè)行業(yè)上市公司的社會貢獻率與凈資產收益率在5%的水平上顯著相關。
區(qū)分不同的行業(yè)使用spss軟件作回歸分析,如下表3所示,其中電信公用行業(yè)、能源行業(yè)、醫(yī)療保健行業(yè)樣本公司的三個自變量和該行業(yè)的社會貢獻率擬合度較好,都超過了0.5;工業(yè)行業(yè)、信息技術行業(yè)和原材料行業(yè)的擬合度也較好;其中醫(yī)療保健與原材料行業(yè)的相關性要好于其他行業(yè)類型。
(三) 趨勢分析
本文從2006年至2008年樣本公司公開披露的上市公告書、招股說明書、年度報告、臨時報告及其他披露文件中,查找樣本公司是否披露相應的社會責任信息,結果如表4?？梢钥闯?上市公司的社會責任披露模式主要有獨立報告、年報中單獨列出、董事會報告和公司網站上公布,且逐年傾向于使用獨立報告形式披露社會責任會計信息。
(四) 研究結論與原因分析
1. 通過對樣本社會貢獻率的統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn),上市公司資產的利用傾向于經濟利益最大化,較少考慮對社會的貢獻。
2. 通過分析社會貢獻率與營業(yè)收入增長率、凈資產收益率和資產負債率的相關性,發(fā)現(xiàn)社會貢獻率與營業(yè)收入增長率存在相關關系,且擬合度要好于另兩個指標。同時,本文分行業(yè)研究了社會貢獻率與三個指標的相關性,發(fā)現(xiàn)不同行業(yè)所反映的相關性大相徑庭,且與樣本總體的分析結果相接近。
3. 從近三年社會責任會計信息的披露情況來看,上市公司對社會責任會計信息的披露較多采用非會計基礎型的披露,且在披露的內容上逐漸趨于使用獨立報告形式,說明社會各界的呼吁得到了回應,但規(guī)范的披露制度約束仍必不可少。
五、對策與建議
第一,加強相關法律制度建設。我國諸多企業(yè)社會責任意識淡薄,很多企業(yè)只是被動地接受SA8000。另外,由于我國所制定的法律法規(guī)并未全面規(guī)定企業(yè)所必須履行的社會責任,為實施社會責任會計具體操作帶來麻煩。
第二,提高企業(yè)及其外部利益相關者的社會責任意識。企業(yè)追求利潤最大化的目標使得企業(yè)容易忽略其作為社會一分子所應承擔的社會責任。然而,企業(yè)外部各利益相關者對企業(yè)社會行為及其影響的關注程度卻是影響社會責任會計發(fā)展很重要的一個方面。因此,增強社會責任意識并培養(yǎng)企業(yè)及其會計人員的自愿披露習慣是十分必要的。
第三,降低企業(yè)提供社會責任會計信息的成本。由于社會責任會計所要求核算的內容要比傳統(tǒng)財務會計核算內容復雜,要想提供社會責任會計信息則要花費大量的人力、物力、財力,況且大多還處于生存的初級階段,尤其是對一些小型企業(yè)而言,極大地影響了企業(yè)提供社會責任會計信息的積極性。
第四,建立社會責任審計制度。目前還沒有專門的社會責任方面的審計,很不利于監(jiān)督企業(yè)社會責任的履行情況。與此同時,由于經濟責任審計則已有了較為豐富的理論及實踐基礎,如果將社會責任審計融入到經濟責任審計當中,那么對企業(yè)的社會責任會計信息披露情況的監(jiān)管將更加有效。
參考文獻:
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[2]陽秋林.架構我國社會責任會計信息披露的指標分析體系.審計與會計研究,2005;3
[3]鄔娟.社會責任會計信息披露的發(fā)展與完善.四川省情,2005;10
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[6]劉長翠,孔曉婷.社會責任會計信息披露的實證研究.會計研究,2006;10
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文獻標識碼：A文章編號：1674-9944（2015）04-0314-04
1引言
1.1研究背景
近年來，環(huán)境破壞日益嚴重，隨之而來的是霧霾等極端環(huán)境問題，人們賴以生存的生態(tài)環(huán)境遭到破壞，正常的生產和生活受到很大的影響。隨著人們環(huán)保意識的增強，企業(yè)，尤其是重污染企業(yè)，作為主要的環(huán)境問題的制造者，有必要接受公眾的監(jiān)督，及時地環(huán)境信息，滿足人們對于環(huán)境保護的訴求。無論是嚴峻的環(huán)境形勢還是公眾的環(huán)境信息需求，都要求盡快地出臺環(huán)境會計信息披露制度，建立我國的環(huán)境會計框架。
環(huán)境會計產生于20世紀70年代，最早由英國的兩位學者F?A.比蒙斯和J?T.馬林分別在其專著《控制污染的社會成本轉換研究》和“污染的會計問題”的研究報告中提出。在此基礎上，西方學者經過近20年的探索，《環(huán)境會計和財務報告的立場公告》終于誕生，成為國際上第一份指導環(huán)境會計報告的指南。此后，美國、歐盟、日本等發(fā)達國家和地區(qū)相繼了環(huán)境會計的公告，形成了較為完善的環(huán)境會計體系并在實務中得到了很好的應用。相對而言，我國對于環(huán)境會計的研究開始較晚，1992年，葛家澍教授首次提出了“綠色會計”的概念，引發(fā)了國內學者對于環(huán)境會計的研究，近20余年來，對該領域的研究發(fā)展很快，政府也在2008年前后出臺了諸如《上市公司環(huán)境信息披露指南》等一系列的政策措施，鼓勵上市公司進行環(huán)境信息的披露并對披露的方法和體系進行了規(guī)范。盡管發(fā)展迅速，但到目前為止，我國尚未構建環(huán)境會計的完整體系，對于環(huán)境會計信息披露的系統(tǒng)性、完整性的研究還較少。
本文在借鑒國內外現(xiàn)有研究成果的基礎上，結合我國的實際情況，研究上市公司的環(huán)境信息披露現(xiàn)狀，并以滬深兩市的鋼鐵類上市公司為研究對象，分析上市公司環(huán)境會計信息披露水平的影響因素，以期能為環(huán)境會計的研究和政策的制定提供參考。
1.2本文的創(chuàng)新之處
雖然對上市公司環(huán)境會計信息披露水平影響因素的實證研究很多，但大多數(shù)的研究是從宏觀（全國、地區(qū)）的角度進行研究，而忽略了不同行業(yè)的公司其環(huán)境信息披露影響因素的差異性。本文基于這一點選取了鋼鐵類上市公司進行實證研究，將研究的范圍具體到某一行業(yè)，其數(shù)據(jù)和結果對該細分行業(yè)的研究而言更具有針對性。此外，本文突破了將披露的所有環(huán)境信息一視同仁的做法，按照影響投資者作出經濟決策的重要程度對不同的環(huán)境信息賦予不同的權重，使得研究更具有實際應用效果。最后，將地區(qū)經濟發(fā)展水平按GDP的排名予以量化加入到解釋變量中，分析其對鋼鐵類上市公司環(huán)境會計信息披露水平的影響。
2鋼鐵類上市公司環(huán)境會計信息披露現(xiàn)狀
（1）披露方式單一，不具有獨立性。通過研究發(fā)現(xiàn)，鋼鐵類上市公司的披露方式主要集中在：社會責任報告、董事會報告以及財務報表附注中。在獨立性相對較強的社會責任報告中披露的企業(yè)僅僅占到55%。與發(fā)達國家的企業(yè)在獨立的環(huán)境報告中披露環(huán)境信息相比，差距不言而喻。
（2）披露內容過于模式化，實質內容較少。披露的內容基本上集中于：公司對于環(huán)境保護的決心、環(huán)保計劃和目標、政府對其的環(huán)保補貼等公眾所熟知的信息，且每年的披露內容基本上沒有什么變化。對于三廢治理支出等環(huán)境成本基本上沒有披露，此外，對一些重大的環(huán)境投資項目沒有相應的成本效益分析，也沒有具體的關于其運營能力、資金投放利用情況等信息的描述。
（3）披露過于隨意，缺乏固定性和連貫性。由于沒有統(tǒng)一的環(huán)境信息披露規(guī)定，公司的披露過于隨意缺失連續(xù)性，企業(yè)完全按照信息是否對企業(yè)有利來進行選擇性的披露，導致信息的披露大都報喜不報憂，使得環(huán)境信息的披露失去了其本身存在的價值。同時，各年之間的披露缺少聯(lián)系，每年基本上各自為戰(zhàn)，雖然披露的內容差異不大，但不具有連貫性。
（4）披露的信息缺乏審計，真實性無法保障。盡管上市公司的年報必須經會計師事務所審計，但由于鋼鐵類上市公司的信息主要披露在社會責任報告和董事會報告中，財務報表附注中的信息較少，且我國并沒有強制性地要求對社會責任報告和董事會的報告進行審計同時環(huán)保機構也沒有相應的監(jiān)管措施，這就使得投資者對披露的環(huán)境信息內容的真實性存在疑問，不利于其據(jù)此經濟判斷。
3研究設計
3.1研究假設
依據(jù)國內外學者對上市公司環(huán)境會計信息披露的影響因素的研究，結合我國的具體情況，本出以下假設。
（1）地區(qū)經濟發(fā)展水平。假設一：公司所處的地區(qū)經濟越發(fā)達，披露的環(huán)境會計信息越充分。
（2）流通股的比例。假設二：公司的股本中流通股的比例越高，披露的環(huán)境會計信息越多。
（3）國有資本的比例。假設三：國有股的比例與披露的環(huán)境會計信息成正比。
（4）董事會中獨立董事的比例。假設四：公司董事會中獨立董事的比例與披露的環(huán)境會計信息呈正相關。
（5）公司的盈利能力。假設五：公司的總資產收益率越高，披露的環(huán)境會計信息越多。
（6）公司的負債水平。假設六：公司的資產負債率越高，越能充分地披露環(huán)境會計信息。
（7）公司的發(fā)展能力。假設七：公司營業(yè)收入的增長率越高，越能較多地披露環(huán)境會計信息。
（8）公司的規(guī)模。假設八：公司的規(guī)模與披露的環(huán)境會計信息成正比。
（9）社會責任報告披露情況。假設九：披露了社會責任報告或可持續(xù)發(fā)展報告的企業(yè)會披露較多的環(huán)境會計信息。
3.2樣本選擇及數(shù)據(jù)來源
本文選取了2012年滬深股市上市的23家鋼鐵類上市公司，出于穩(wěn)健性的考慮，剔除了被劃分為ST、*ST的股票，剩余的樣本為20家。樣本公司的分布比較分散，具有相當程度上的代表性，見表1。
本文的年報數(shù)據(jù)、社會責任報告通過上交所網站、深交所網站以及巨潮資訊網，手工整理所得。財務指標數(shù)據(jù)（總資產收益率、營業(yè)收入增長率、資產負債率等）均在公司年報的基礎上計算得來。
3.3定義變量
3.3.1因變量設定
本文將環(huán)境會計信息披露水平作為因變量，其通過選取的打分指標來進行量化，得到環(huán)境會計信息披露指數(shù)來代表環(huán)境會計信息披露水平作為因變量。具體的打分指標是結合證監(jiān)會、上海證券交易所、深圳證券交易所的披露指南，選定了14個細分指標組成評分體系。按照對財務信息使用者的重要性，將不同的指標賦予不同的權重，運用加權平均的方法計算得到環(huán)境披露指數(shù)，見表2。
將因變量-環(huán)境會計信息披露指數(shù)用EADI代表，某一企業(yè)的環(huán)境會計信息披露水平用表示。計算公式如下：
EADIi=∑EADi∑MEAD（1）
式中：∑EADi表示企業(yè)各指標得分加權之和，∑MEAD表示企業(yè)在披露最優(yōu)狀態(tài)下各指標得分的加權之和，此處最優(yōu)為2分。
3.3.2自變量設定
本文選取了9個自變量，見表3。
3.4構建模型
在設定了因變量和自變量后，構建多元線性回歸模型如下：
EADI=a0+a1lnSIZE+a2DEBT+a3ROE+a4GR+a5BLOC+a6INDG+a7RED+a8INDRP+a9ISSD+ε（2）
式中：a0為常數(shù)項，a1…a9代表各個自變量的回歸系數(shù)，ε代表隨機誤差項。
4實證分析
4.1相關性分析
通過表4相關性的分析結果，我們看到，流通股的比例和地區(qū)經濟水平的相關性系數(shù)為-0.512，在0.05水平上顯著，即二者之間中等相關。其他變量之間沒有明顯的相關性。因此，可以直接進行多元回歸分析。
4.2回歸分析
回歸結果：由表5可知，GR、INDG、RED、INDRP的P值均<0.05，即在95%的置信水平下是顯著的，且系數(shù)的符號與假設一致，假設成立，說明發(fā)展能力、國有股比例、地區(qū)經濟發(fā)展水平、獨立董事比例對鋼鐵類上市公司的環(huán)境會計信息披露有顯著影響。其余5個變量的影響不顯著，對應的假設不成立。
5研究結論與建議
5.1研究結論
本文通過構建回歸模型，對鋼鐵類上市公司環(huán)境會計信息披露的影響因素進行了實證分析，主要結論如下。
（1）公司的發(fā)展能力對其環(huán)境會計信息的披露有顯著影響。管理層對公司未來的預期越好，披露的環(huán)境會計信息越充分，以傳遞其負責任的社會形象，擴大影響力。
（2）國有股的比例與公司的環(huán)境會計信息披露呈正相關。國有股的比例越高，環(huán)境會計信息就會被披露得越多。
（3）公司所處地區(qū)的經濟發(fā)展水平也顯著地影響著公司的環(huán)境會計信息披露。公司所處地區(qū)經濟越發(fā)達，人們的環(huán)保意識越強，就會要求公司披露更多的環(huán)境信息。
（4）公司董事會中獨立董事的比例與其環(huán)境信息披露具有顯著地正相關關系。董事會中獨立董事越多，對環(huán)境信息的披露起到的監(jiān)督作用越強。
5.2建議
（1）國家應針對鋼鐵公司尤其是上市公司建立統(tǒng)一、完善的強制環(huán)境會計信息披露體系。明確公司環(huán)境會計信息披露的形式和內容，對公司的環(huán)境披露給予制度上的保證。
（2）公司可以在一定程度上提高國有股的比例，在董事會中增加獨立董事的人數(shù)，使公司能貫徹法律、政府對環(huán)境保護的要求，加強對公司環(huán)境信息的披露。
（3）加強對社會公眾的環(huán)境保護觀念的宣傳和教育，使環(huán)境保護的意識深入人心，在社會上營造環(huán)境保護的氛圍，從而使公眾在消費和投資時選擇環(huán)保做得好
關鍵詞：國際會計準則；會計透明度；稅法
中圖分類號： F275 文獻標識碼：A 文章編號：1673-291X（2011）35-0167-03
一、概述
隨著世界資本市場一體化，企業(yè)應按照世界通用的會計準則制作財務報告。因此，包括歐盟國家在內的100多個國家以國際會計準則作為本國的會計準則或者逐步采用國際會計準則。在1997年外匯危機后，為了提高企業(yè)經營環(huán)境的先進化和透明性，韓國借鑒和引進了多種國外先進制度和法律――為了改善企業(yè)的管理結構，采用了外部理事制度和監(jiān)察委員會制度；為了提高企業(yè)財務信息的可信度，采用了證券集團訴訟制度；為提高企業(yè)會計的透明性，采用了內部會計管理制度，所有上市公司從2011年全面采用國際會計準則。上述制度和法律上的規(guī)定如果被有效地貫徹的話，韓國企業(yè)經營環(huán)境的先進化和透明性將達到世界先進水平。
本文的研究目的是分析韓國企業(yè)和稅務相關人員對國際會計準則的影響以及國際會計準則與稅法差異的認識，為修訂稅法提出建議。為此，本文從國際會計準則對于會計透明性的影響、國際會計準則和企業(yè)會計準則差異性、稅收遵從成本的增加度、稅法中采用國際會計準則的必要性等方面綜合分析了韓國企業(yè)和稅務相關人員的認識水平。
研究對象包括一般納稅人和稅務人。一般納稅人為韓國首爾、京畿一帶的納稅人，稅務人是以首爾、京畿一代為中心在韓國從事稅務的稅務師和公認會計師。向被調查對象詳細說明問卷的目的和作答方法后，問卷由被調查者直接作答。問卷調查在2011年5月1日到5月15日進行，總共分發(fā)300份問卷，收回239份，回收率為79.7%，除掉5份問題問卷，剩余234份有效問卷的基本信息如下：從職業(yè)分布來看，17.9%的被調查者是個人企業(yè)代表，13.2%是法人企業(yè)代表，46.6%是個人企業(yè)稅務人員，16.7%是法人企業(yè)稅務人員，5.6%是稅務師和公認會計師。
問卷中對態(tài)度的測量采用5分尺度，1為非常不同意，5為非常同意，中間值3為無所謂。在分析韓國企業(yè)和稅務相關人員對國際會計準則和韓國稅法差異性的認識時，本文使用SPSS軟件進行了頻率分析和單因素方差分析。
二、實證分析
（一）對國際會計準則影響的認識
2011年起上市公司全面實施國際會計準則，國際會計準則的實施將會對企業(yè)會計資料的透明度、會計資料對財務狀況和經營成果反映、合理的納稅文化的形成、會計監(jiān)察的實效性和平衡性、會計資料的可信度等方面產生積極的影響。韓國企業(yè)和稅務相關人員的認識見表1。
研究結果表明，國際會計準則后，企業(yè)會計資料可信度得到提高（3.63），會計資料的透明度得到提高（3.52），企業(yè)會計資料對企業(yè)財務狀況和經營成果的反映程度得到提高（3.58）。國際會計準則后，企業(yè)的合理納稅文化形成（3.50），會計監(jiān)察更有實效性和平衡性（3.47）。組間差異分析結果顯示，對會計資料透明性的認識、會計資料對企業(yè)財務狀況和經營成果的反映程度問題認識上存在顯著差異（p
（二）對于存貨計量差異的認識
存貨成本的計量方法，國際會計準則和韓國稅法在借款費用資本化問題上存在著差異。存貨資產的計價方法，國際會計準則允許選用后進先出法，韓國稅法不允許采用后進先出法。
表2所示，存貨成本的計量中借款費用資本化的差異，韓國企業(yè)認為這個差異比較重要（3.46），有必要按照國際會計準則修訂稅法（3.46）。按照國際會計準則修改稅法的話，也不會對稅法的目的和體系進行造成重要的破壞（3.46）；維持現(xiàn)行稅法的話，稅收遵從成本將會提高（3.35）。組間差異分析結果顯示，對國際會計準則和韓國稅法差異的認識上存在著顯著差異（p
對于存貨資產的計價方法，國際會計準則不允許后進先出法；相反，韓國稅法允許后進先出。如表3所示，韓國企業(yè)認為這個差異認為比較重要（3.33）；維持現(xiàn)行稅法的話稅收遵從成本將會提高（3.36）。被調查者對按照國際會計準則修訂稅法的態(tài)度比較肯定（3.37），按照國際會計準則修訂稅法也不會對稅法造成重要的破壞（3.38）。組間差異分析結果表明，各組不存在顯著差異。
（三）對于固定資產計量差異的認識
在固定資產成本計量范圍上，國際會計準則將報廢成本和重置成本計入企業(yè)固定資產成本內，稅法未將報廢成本和重置成本計入固定資產成本內。在固定資產的后續(xù)計量方法上，國際會計準則允許重估，稅法不允許重估。國際會計準則和稅法在固定資產折舊方法、折舊內容、殘值變更等問題上也存在著差異。
如表4所示，國際會計準則和稅法在固定資產成本范圍的差異，被調查者認為比較重要（3.47）；維持現(xiàn)行稅法的話，稅收遵從成本將會提高（3.21）。被調查者對按照國際會計準則修訂稅法的態(tài)度比較肯定（3.32），按照國際會計準則修訂稅法也不會對稅法造成重要的破壞（3.55）。組間差異分析結果顯示，對采納國際會計準則的必要性、妥當性的認識上存在顯著差異（p
表5展示的是固定資產的后續(xù)計量方法中是否允許采用重估差異的認識。被調查者認為比較重要（3.50），如果維持現(xiàn)行稅法的話，稅收遵從成本將會增加（3.41）；對于韓國稅法按照國際會計準則修訂的必要性（3.44）和妥當性（3.56）態(tài)度都是比較重要。組間差異分析結果表明，各組認識不存在顯著差異。
國際會計準則和稅法在固定資產折舊方法、折舊內容、殘值變更等問題上存在著差異，如表6所示，被調查者認為比較重要（3.44），維持現(xiàn)行稅法的話稅收遵從成本將會增加（3.41）。稅法按照國際會計準則修訂的妥當性認識（3.54）最高，采納國際會計準則的必要性（3.49）次之。組間差異分析結果表明，各組認識不存在顯著差異。
（四）對于無形資產計量差異的認識
國際會計準則和稅法在企業(yè)無形資產的計量范圍、后續(xù)計量、減值與轉回等內容上存在著諸多差異。
表7展示的是無形資產計量范圍差異的認識，韓國企業(yè)認為比較重要（3.45），對修訂稅法的必要性的態(tài)度是比較肯定（3.48），修訂稅法的妥當性的認識也是比較肯定（3.50）。維持韓國現(xiàn)行稅法的話，稅收遵從成本將會增加（3.39）。組間差異分析結果表明，各組認識不存在顯著差異。
在無形資產的后續(xù)計量方法、減值與轉回方面存在著差異，如表8所示，被調查者認為比較重要（3.40）。維持現(xiàn)行稅法的話，稅收遵從成本將增加（3.41），按照國際會計準則修訂稅法的必要性（3.41）和妥當性（3.46）的態(tài)度也比較肯定。對稅收遵從成本增加的認識，各組之間存在顯著差異（P
三、結論
采用國際會計準則為提高韓國會計的透明性和降低企業(yè)資本周轉費用提供了契機。國際會計準則和韓國現(xiàn)行稅法存在很多差異。本文分析了韓國企業(yè)和稅務相關人員對國際會計準則影響的認識和國際會計準則與稅法間差異的認識程度。
研究結果表明，被調查者對國際會計準則的影響持肯定態(tài)度，對國際會計準則和稅法差異、修訂稅法的必要性和妥當性、現(xiàn)行稅法對稅收遵從成本的增加等問題持肯定態(tài)度。但是組間差異分析表明，在某些具體問題上各小組之間的認識存在顯著差異。
在國際會計準則對企業(yè)會計資料的透明性影響的認識中， 法人企業(yè)稅務負責人和稅務師、公認會計師間，法人企業(yè)代表和個人企業(yè)稅務負責人間的認識不存在顯著差異；個人企業(yè)代表的認識最低，法人企業(yè)代表和個人企業(yè)稅務負責人的認識最高，存在顯著差異。在國際會計準則會提高會計資料對財務狀況和經營成果的反映程度的認識中，個人企業(yè)稅務負責人、法人企業(yè)稅務負責人、稅務師和公認會計師間的認識不存在顯著差異；個人企業(yè)代表的認識最低，法人企業(yè)代表的認識最高，存在顯著差異。
在對國際會計準則和稅法中借款費用資本化與否差異的認識中，個人企業(yè)稅務負責人與稅務師和公認會計師之間、法人企業(yè)稅務負責人和法人企業(yè)代表的認識沒有顯著差異；個人企業(yè)代表的認識最低，法人企業(yè)稅務負責人和法人企業(yè)代表的認識最高，組間存在顯著差異。
當從固定資產范圍差異分析修訂稅法的必要性的認識時，法人企業(yè)代表與個人企業(yè)稅務負責人的認識沒有顯著差異；稅務師和公認會計師的認識最低，個人企業(yè)稅務負責人和法人企業(yè)稅務負責人的認識最高，組間存在顯著差異。
當從固定資產范圍差異分析修訂稅法的妥當性的認識時，法人企業(yè)代表、個人企業(yè)稅務負責人、稅務師和公認會計師的認識不存在顯著差異；個人企業(yè)代表的認識最低，法人企業(yè)稅務負責人的認識最高，組間存在顯著差異。
當從無形資產后續(xù)計量、減值與轉回差異分析維持現(xiàn)行稅法對稅收遵從成本增加幅度的認識時，法人企業(yè)代表、法人企業(yè)稅務負責人和稅務師、公認會計師的認識不存在顯著差異；個人企業(yè)代表認識最低，法人企業(yè)代表、法人企業(yè)稅務負責人、稅務師和公認會計師的認識最高，組間存在顯著差異。
因此，本文的研究結果跟按照國際會計準則修訂稅法將會提高企業(yè)的會計資料的透明性，這跟其他研究者的研究結果一致。為提高企業(yè)會計資料的透明性，韓國企業(yè)應全面采用被世界廣泛承認的國際會計準則，這個準則在實施中還需要監(jiān)察和監(jiān)督體制。韓國上市企業(yè)在全面采用國際會計準則的同時，需要韓國政府按照國際會計準則修訂稅法。后續(xù)研究中，需要分析各組認識的差異，糾明認識差異的原因。
參考文獻：
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關鍵詞：新會計準則、上市公司、盈余管理、實證研究
1、研究設計
為了驗證新會計準則的實施對上市公司盈余管理的影響，本文采取了對比研究的方法，首先對新會計準則實施前三年（2004到2006年）和實施后三年（2007到2009年）的上市公司盈余管理平均水平進行對比分析?？词欠翊嬖陲@著性差異。據(jù)此驗證新會計準則的實施是否對上市公司的盈余管理有抑制作用。為了進一步研究新會計準則下的盈余管理途徑，本文進一步對新會計準則實施后（2007到2009）的盈余管理水平進行回歸分析，找出對盈余管理水平影響顯著的變量，以此來判斷進行盈余管理的主要途徑，為加強盈余管理的監(jiān)督指明方向。
可操作性應計利潤是盈余管理水平的重要測度指標，本文采用擴展的瓊斯模型分別求出2004到2009年的可操作性應計利潤，計算出新會計準則實施前（2004到2006年）的平均可操作性利潤與新會計準則實施后（2007到2008年）的平均可操作性應計利潤，用T檢驗的方法將二者進行對比，用實證的結果驗證新會計準則對盈余管理的影響。
由以上的分析，提出以下假設
（1）新會計準則實施后三年（2007到2009年）的平均可操作性應計利潤水平低于新會計準則實施前三年（2004到2006年）的平均可操作性應計利潤水平。
為了進一步研究新準則下的盈余管理途徑，因此進一步對新會計準則實施后（2007到2009年）的可操作性應計利潤進行回歸分析，主要解釋變量有資產減值損失、公允價值變動損益、投資收益、營業(yè)外收入。分析回歸結果，分析對可操作性應計利潤有顯著影響的變量，據(jù)此得出新準則下的盈余管理途徑。
由以上分析，提出以下假設
（2）在新會計準則下，資產減值損失、公允價值變動損益、投資收益、營業(yè)外收入與可操作性應計利潤相關。
2、數(shù)據(jù)來源與樣本的選取
（1）數(shù)據(jù)來源
本課題所用的財務數(shù)據(jù)來自于中國證券市場CSMAR系列研究數(shù)據(jù)庫。其他相關資料均來自于上海和深圳證券交易所網站。使用的統(tǒng)計軟件為SPSS16.0 for windows,Microsoft Excel 2003.
（2）樣本的選取
本課題的研究對象是在A股上市的所有的上市公司，由于金融企業(yè)的財務報表反映的項目與一般企業(yè)財務報表的報表項目存在差異，在會計核算方法方面也有較大差異，因此本研究剔除了金融類的上市企業(yè)。同時也剔除了財務數(shù)據(jù)不全的上市公司。最終選擇了1195家上市公司。為了研究新舊會計準則下上市公司的盈余管理情況。因此選擇了這1195家上市上市公司從2003到2009年的財務數(shù)據(jù)?？偣搏@得樣本數(shù)7170個。其中舊會計準則下（2004到2006年）的樣本數(shù)3585個，新會計準則下（2007到2009）的樣本數(shù)3585個。
3、實證研究模型和變量的定義
本課題以擴展的瓊斯模型來計量上市公司可操縱性應計利潤進行盈余管理的程度，具體的模型和變量設計如下：
（1）計算總應計利潤
TAit=Eit一CFOit 公式（1）
TAit表示第t年的應計利潤總額、CFO it表示第t年的經營現(xiàn)金凈流量、Eit表示第t年的凈利潤。
（2）總應計利潤的回歸模型，對以下模型進行回歸求出所需參數(shù)Pl、P2、P3、P4。
TAit/Ait-l= P1(l/Ait-l)+P2[(REVit-RECit)/Ait-l]
+P3(FAit/Ait-l)+P4(IAit/Ait-l)+Uit公式（2）
Ait-1 為i公司第t-1年的總資產;REVit為i公司第t年主營業(yè)務收入與第t-1年主營業(yè)務收入之差;RECit為i公司第t年的應收賬款凈額與第t-1年應收賬款凈額之差；FAit表示i公司第t年末的固定資產價值；IA表示i公司第t年末無形資產的價值；Uit表示殘差;
（3）非操作性應計利潤模型將Pl、P2、P3、P4代入以下的方程式以計算事件期間的非操縱性應計利潤NDA。
NDAit/Ait-l=Pl(l/Ait-l)+P2[(REVit-RECit)/Ait-l]
+P3(FAit/Ait-l)+P4(IAit/Ait-l)公式（3）
NDAit表示i公司經過第t-1期期末總資產調整后的第t期的非操縱性應計利潤
（4）將事件年度實際的總應計利潤 TAit減去事件年度估計的非操縱性應計利潤NDAit，即得出可操縱性應計利潤DAit，公式如下:
DAit/Ait-1 = TAit/Ait-1-{Pl(l/Ait-1)+P2〔(REVit-RECit)/Ait-1]
+P3(FAit/Ait-1)+P4(IAit/Ait-l)}公式（4）
DAit表示i公司經過第t-1期期末總資產調整后的第t期的可操縱性應計利潤
（5）以資產減值損失、公允價值變動損益、投資收益和營業(yè)外收入作為可操作性應計利潤的解釋變量。對以下模型進行回歸。
DAit/Ait-1 =a Wit/Ait-l+b Xit/Ait-l+c Yit/Ait-l+d Zit/Ait-l+ 公式（5）
Wit 表示i公司第t年的資產減值損失；Xit表示i公司第t年的公允價值變動損益；Yit表示i公司第t年的投資收益；Zit表示i公司第t年的營業(yè)外收入；表示殘差
4、實證結果與結果分析
（1）新舊會計準則下的上市公司盈余管理水平比較。
從表1的統(tǒng)計結果看，資產減值損失的結果為0，其原因是在舊會計準則下資產減值損失沒有作為單獨項目在利潤表中反映，公允價值變動損益的結果為0是因為舊會計準則沒有采用公允價值計量屬性，沒有公允價值變動損益項目。在表2中可以看到資產減值損失和公允價值變動損益的統(tǒng)計結果都非0。這一差異體現(xiàn)了新舊會計準則在利潤構成項目上的不同，也是盈余管理途徑和方法發(fā)生改變的重要原因。
對比表1和表2可以看到，新會計準則下利潤的平均值為2.62E8，舊會計準則下的凈利潤平均值為1.50E8。因此，新會計準則下的凈利潤水平明顯高于舊會計準則下的凈利潤水平。這兩個數(shù)據(jù)的差異來自兩方面的原因；一是上市公司本身業(yè)績的增長，是我國GDP持續(xù)上漲的反應。二是新舊會計準則核算差異的結果。
對比表1和表2可以看到，在絕對數(shù)量上新會計準則下的平均總應計利潤為-2.17E8明顯低于舊會計準則下的平均總應計利潤-1.86E8。新會計準則下的平均可操作性應計利潤為-4.281E8明顯低于平均可操作性應計利潤-3.833E8。因此從絕對數(shù)量上看，新會計準則在一定程度上降低了上市公司的盈余管理水平。為了避免總應計利潤對可操作性應計利潤的影響，從相對數(shù)量上去分析新舊會計準則的盈余管理水平，新會計準則下的平均可操作性應計利潤比新會計準則下的平均總應計利潤等于1.973低于舊會計準則下的平均可操作性應計利潤比舊會計準則下的平均總應計利潤的值2.063.因此從相對數(shù)量上看，新會計準則同樣降低了上市公司的盈余管理水平。
（2）新會計準則下可操作性應計利潤回歸結果與分析
a.Dependent Variable;可操比總
DAit/Ait-1 =a Wit/Ait-l+b Xit/Ait-l+c Yit/Ait-l+d Zit/Ait-l+
該表是用新會計準則實施后2007年到2009年的3585個上市公司樣本數(shù)據(jù)對以上模型回歸的結果。可操比總、減比總、公比總、投比總、營外比總分別表示可操作性應計利潤、資產減值損失、公允價值變動損益、投資收益、營業(yè)外收入與總資產的比值，以次是模型中的因變量和解釋變量。
從回歸結果看可操比總的t的顯著性概率為0.000
減比總的t的顯著性概率為0.296>0.05，表示減比總的系數(shù)與0沒有顯著性差異，不應當作為解釋變量出現(xiàn)在方程中。
公比總的t的顯著性概率為0.000
投比總的t的顯著性概率為0.000
營外比總的t的顯著性概率為0.000
鑒于以上的分析，回歸結果應當采用標準模型的回歸系數(shù)，因此，a、b、c、d分別為0、0.003、0.005、1.003。從回歸系數(shù)的正負看，b、c、d都為正值，因此公允價值變動損益、投資收益和營業(yè)外收入都會導致可操作性應計利潤的增加。從回歸系數(shù)的大小看d>c>b，因此對可操作性應計利潤影響最大的利潤費用項目是營業(yè)外收入，其次是投資收益，最后是公允價值變動損益，由于資產減值損失的回歸系數(shù)為0，因此它對可操作性應計利潤沒有影響
5、研究結論
實證分析對上述假設的檢驗結果如下：
(1)驗證了假設一：新會計準則實施后三年（2007到2009年）的平均可操作性應計利潤水平低于新會計準則實施前三年（2004到2006年）的平均可操作性應計利潤水平。
(2)驗證了假設二中公允價值變動損益、投資收益、營業(yè)外收入與可操作性應計利潤相關的假設。否定了資產減值損失與可操作性應計利潤相關的假設。
綜合上述實證檢驗結果進一步得出的結論如下：
(1)上市公司最有效的盈余管理方法是調節(jié)營業(yè)外收入，而調節(jié)營業(yè)外收入的具體方法和途徑有資產重組、債務重組、非貨幣性資產交換。因此上市公司最
(2)當上市公司沒有條件通過資產重組、債務重組和非貨幣性資產交換時，上市公司會通過操縱公允價值變動損益和投資收益的方式達到盈余管理的目的。操縱公允價值變動損益和投資收益的主要途徑是操縱金融資產的公允價值和持有時間，因此上市公司通過操縱金融資產的公允價值和持有時間達到盈余管理的目的是可行的。
(3)公允價值變動損益是伴隨著公允價值計量屬性而產生的，公允價值變動損益的回歸系數(shù)為正，與可操作性應計利潤有正相關性，這也間接說明了公允價值計量屬性的使用會為上市公司提供新的盈余管理途徑。
(4)在舊會計準則下，前人對盈余管理的研究都發(fā)現(xiàn)資產減值準備與可操作性應計利潤有極大的正相關性。但是從以上的回歸系數(shù)看，資產減值損失的回歸系數(shù)為0，與可操作性應計利潤沒有相關性。這一結果說明新會計準則有關長期性資產的減值準備一旦計提不得轉回的規(guī)定在一定程度上抑制了上市公司通過資產減值準備進行盈余管理的行為。
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