发布时间：2023-06-22 09:31:56
序言：写作是分享个人见解和探索未知领域的桥梁，我们为您精选了8篇的会计实证研究样本，期待这些样本能够为您提供丰富的参考和启发，请尽情阅读。
随着资本市场的不断完善和发展，上市公司数量的不断增加，我国上市公司盈余质量的研究也逐渐进入大家的研究视角。盈余质量是衡量企业盈余的优劣程度，它直接影响债权人和投资者作出决策，也直接影响投资收益和公司价值，对上市公司的质量评价有着重要的意义，而会计盈余之所以重要就在于其价值相关性。以2007年至2012年度沪、深两市A股上市公司为研究对象进行实证分析，在最基本的简单盈余资本化模型基础上，进一步探讨了会计盈余的价值相关性。研究结果表明，上市公司的每股收益对年末股价有显著的解释能力，这一结果支持了相关的结论。
关键词：
会计盈余；每股收益；年末股票
中图分类号：
F23
文献标识码：A
文章编号：16723198（2014）06012002
1 引言
随着证市场和资本市场的快速发展，会计信息也变的越来越重要，而盈余信息是最重要的会计信息。盈余是上市公司在一定阶段内经营成果的表现形式，也是评价经营者业绩的一个重要指标，更是会计研究最为关注的财务指标之一。盈余质量是衡量企业盈余的优劣程度，它直接影响债权人和投资者作出决策，也直接影响投资收益和公司价值。因此盈余质量在对上市公司的质量评价具有重要意义。
盈余信息之所以重要就在于其价值相关性，其对会计准则制定、证市场监管和投资者决策都有重要意义。会计盈余的价值相关性是指会计盈余与股票价格或公司价值之间的相关关系。本文研究以年末股票价格为因变量，以每股收益为自变量进行回归分析，得到回归系数。回归系数越大，说明价值相关性越大。
2 文献综述
2.1 国外文献综述
会计盈余价值相关性主要是指公司的会计盈余与股票收益之间的相关关系。学术界对此类问题的研究始于20世纪60年代末，自Ball和Brown（1968）开始研究未预期收入变化的强度和股票价格调整之间的关系以来，国外许多学者都一直在探索会计盈余对公司股票价格的影响。大量的理论和实证研究均表明会计盈余与股票回报之间的关系（通常用盈余反应系数ERC表示）是交替变化的。Miller和Rock（1985）研究进一步表明资本市场对盈余公告的反应是持续性的，这一结论同时被Kormendi和Lipe（1987）、Easton和Zmijewski（1989）以及Collins和Kothari（1989）通过经验数据分析而得以证实，他们的研究还发现，盈余反应系数与盈余的持续性和增长性呈正相关关系，与贝塔系数和无风险收益率之间呈负相关关系。
2.2 国内文献综述
国内学者对会计盈余与股票收益相关性问题的研究起步相对较晚，直到20世纪末才有少数学者专门对上市公司盈余信息含量进行研究。如赵宇龙（1998）、陈晓、陈小悦和刘钊（1999）、李增泉（1999）等运用实证研究方法探讨了我国上市公司会计盈余的信息含量。吴世农、李常青和陈碧华（2001）则采用回归分析的方法，研究了会计盈余和现金流量在其信息公布前后的市场反应，探讨了现金流量是否能够在会计盈余信息的基础上提供增量信息。考虑到亏损和盈利样本的差异性，薛爽（2002）、孟焰（2004）、袁淳（2005）等单独对盈利和亏损公司样本分别进行了盈余价值相关性的探讨，结果均表明亏损公司的会计盈余价值相关性相对于盈利公司要弱得多。
3 实证研究设计
3.1 样本选择和数据收集
本文主要采用上市公司具有代表性行业-制造业，每股收益数据来自瑞思数据库，年末股票价值数据来自国泰安数据库。本文以2007年初至2012年末为研究期间，从2007年开始，主要是为了避免实施新企业会计准则可能造成的影响。此期间，A股样制造业行业共有709家公司一年，同时为保证所研究的会计数据取自于上市公司的一个完整上市年度，公司包括除了ST公司、PT公司，以及数据不全的公司以外的其他全部在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的公司。
3.2 模型与变量
已有会计盈余价值相关性研究文献采用的模型主要有价格模型和收益模型两类。价格模型以股票价格为因变量研究股票价格与净资产账面价值、会计收益的相关性；收益模型则以股票收益为因变量，研究股票收益与会计收益及其变动之间的关系。本文拟选取价格模型对会计盈余价值相关性进行研究，并选择最基本的简单盈余资本化模型作为本文的基础模型：
其中为Pit为i公司在第t年末的股票价格，EPSit为i公司在第t年的每股收益。
本文旨在研究会计盈余价值相关性问题，因此股票价格变量的选定必须使该价格已经充分消化和吸收的新披露的会计信息。我国年报披露集中在每个会计年度的一至四月份完成，而且根据赵宇龙（1998）等的研究，盈余信息披露后市场仍然存在后续反应，投资者可以根据会计盈余变动的方向设计交易策略来战胜市场”（赵宇龙，1998）。因此本文选取每个会计年度的年末收盘价作为股票价格变量，若当日某公司停盘，则往前追溯至该公司有交易数据当日的收盘价，这样给予了市场充分的时间来对新披露的会计信息作出反应。
【关键词】 公允价值会计 稳健性原则 会计信息 不确定性
会计稳健性与公允价值一直以来都是会计界的两个热点，2008年的全球金融危机让人们对公允价值的运用产生了质疑，很多人认为是大量采用公允价值计量使得企业的经营业绩出现大幅度的波动，指责公允价值会高估公司价值而迎合泡沫经济，从而不具有稳健性，认为这才是这次金融危机的元凶。本文以我国深沪两市A股上市公司数据为基础，采用实证检验的方法，讨论了公允价值对会计稳健性的影响，并对应用于我国市场上市公司的公允价值对会计信息的谨慎性所产生的影响进行分析，更深一层次认清公允价值会计并为它在我国资本市场上的应用发展提供参考。
一、Basu盈余—回报模型
1、基本假设。从公允价值计量与会计稳健性两者的关系论述出发，从以下两方面提出假设：假设1：在市场有效的条件下，我国市场经济存在会计稳健性。也就是说我国上市公司的会计盈余确认“坏消息”比“好消息”更能得到及时的反应，使得企业在确认“坏消息”和“好消息”时存在着严重的不对称性（即条件稳健性是否存在）；假设2：在完全公允价值计量条件下我国上市公司的公允价值计量对会计稳健性能够产生一定的影响。
2、模型建立。为了检验前面提出的两个假设，选取了常用的Basu盈余—股价回报模型和加入了将公允价值作为虚拟变量的扩展模型。模型如下：
开始，采用模型（1）对存在会计稳健性的假设进行验证；在实际理论中，正的年度个股超额回报率表示“好消息”即是经济利得，负的即表示经济损失也就代表“坏消息”。所以，模型中可以用？茁0来度量正的回报率与会计盈余的相关关系，即确认“好消息”的及时性；？茁0+？茁1就度量了会计盈余和负的回报率的相关关系，即确认“坏消息”；两者之间的差值？茁1就是度量会计稳健性的相应的稳健性系数，因此，可以通过检验系数？茁1的显著性来判断是否存在会计稳健性。扩展模型（2）就通过检验不涉及公允价值应用的企业和涉及公允价值的公司的会计稳健性有没有存在差异显著性，？茁2度量了涉及公允价值变动损益的上市公司确认“好消息”的及时性，？茁3则度量应用公允价值对上市企业会计稳健性的影响。
3、变量设计。前面两个模型中涉及五个变量，其中控制变量Ri，t表示经市场调整后i公司在t年度的股票超额回报率；解释变量FV是个虚拟变量，在所研究的年度上市公司公允价值变动损益不为零时取值为1，否则为0；解释变量MRi，t同样也是一个虚拟变量，它是当R小于0时取值为1，否则为0；被解释变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则表示i公司在t年度股票收盘价。
4、样本选择及数据来源。本文选取2007—2010年度我国深沪市A股上市公司为样本，为了确保统计口径一致，降低其他因素对所选取的变量间的关系引起不必要的影响，首先得剔除ST公司、金融行业以及数据不完整的上市公司完成对原始样本进行筛选。最终得到了2690个样本。本文的研究数据全部来自于锐思数据库和国泰安数据库，并借用Excel软件对原始数据进行一定的加工，运用SPSS软件对数据进行回归分析。
二、结果分析
1、对假设1的检验。论文前面有提到过当会计盈余出现负偏时即表示它更能反映坏消息的影响，也就是说它具有更好的会计稳健性。从表1可以看出，2007年和2010年及2011年的EPS/P的偏度都为正的，分别为0.479、0.785和1.472，这说明这三年会计盈余对“好消息”的反映比较快，也就是说其会计稳健性比较弱；而2008年和2009年的EPS/P的偏度都是负值，依次为-3.535和-0.176，是负偏的，这就表示这两年的会计盈余比2007年及2010年和2011年的更能反映坏消息的影响，而对于股票回报率R在2007年和2009年及2011年度的偏度符号位正，在2008年和2010年的符号却是为负。会计盈余出现负偏，表示会计盈余能更多反映坏消息的影响，也就表示具有会计稳健性。由此我们可以大致判断我国深沪市A股上市公司在大体上是具有会计稳健性的。
从表2可以看出，2007年到2011年的所有R2和调整后的R2都大于0.5，说明模型的拟合优度比较好；同时每个年度的显著性水平都小于0.05，说明整个方程通过显著性检验。
从表3的回归结果可以看出，会计盈余与股票回报率之间关系显著。在2007的？茁0系数为正，而？茁1系数为负的，而且会计盈余对“好消息”的回归系数？茁0为0.188，符号为正，显著性水平达到5%；稳健系数？茁1为0.224，符号为正，可以算出会计盈余对“坏消息”的敏感性大约是好消息的6.511倍（1+0.224/0.188），大于1，说明会计盈余对“坏消息”的反映更及时。以此类推，而2008年的回归系数？茁2为0.600，但在10%的水平上显著，说明会计盈余对“坏消息”的敏感性大约是3.222倍，大于1，确认坏消息更及时，2009年、2010年都可以得到这样的结果。这就和描述性统计做出的初步判断相符，我国上市公司的会计盈余在确认“坏消息”时更及时，这说明我国上市公司在总体上存在会计稳健性，假设1得到验证。
2、对假设2的检验。引入公允价值变动损益虚拟变量FV，运用模型（2）进行回归。将选取的数据输入SPSS软件进行运行，得到结果见表4。
由表4可以看到，从2007年到2011年所有R2和调整后的 R2都大于0.5，说明模型2的拟合优度比较好；同时可以看到，在这五个年度里的显著性水平都小于0.05，说明整个方程通过了显著性检验。
由表5中的数据可以看出，对模型（2）的样本回归检验中，在2007年代表具有公允价值变动损益变化的上市公司的会计盈余确认“好消息”的及时性系数？茁2为-0.250，符号为负的，t统计量的值为-1.278，在10%的水平上显著，这说明会计盈余在确认“坏消息”更具有即时性，而度量公允价值对会计稳健性影响的回归系数？茁3值为-0.356，符号为负的，t统计量的值为-0.837，在10%的水平上显著，说明通过了显著性检验，2008年到2011年以此类推，也是一样，但其中2010年的系数？茁2和？茁3都没有通过显著性检验。由此可以说明引入公允价值变动损益变量进去的模型一样具有较好的拟合效果，不管方程总体上还是在个别变量上都是显著性变化的。同样也可以看出来涉及公允价值变动损益的上市公司与不涉及公允价值变动损益的上市公司之间的会计盈余对好坏消息的反映是不一样的，运用公允价值计量的企业能更快地对坏消息进行反应。这就证实了假设（2），说明公允价值计量在一定条件下能够降低会计稳健性。
三、结论及建议
通过所作的描述性统计和回归结果可以发现，在市场有效的条件下，我国上市公司总体上存在会计稳健性，也就是说我国上市公司的会计盈余确认“坏消息”比“好消息”更能得到及时的反应。同样也发现我国A股市场中不涉及公允价值应用的公司比涉及公允价值应用的公司更具有会计稳健性，换句话说就是公允价值计量的运用会导致市场上会计稳健性的降低。对此，提出以下建议：首先，在新会计准则下，我国上市公司在运用会计稳健性原则时应尽量缓解与其他原则的冲突。其次，完善上市公司的内部控制制度。最后，将谨慎性原则与会计信息披露结合起来，提高会计信息质量，规范信息披露。
【参考文献】
[1] 杜颍洁：公允价值和会计稳健性的相关性[D].厦门大学，2009.
[2] 蒋姝蕾：谨慎性原则在新会计准则中应用研究[J].财会通讯，2008（2）.
[3] 文冬冬：公允价值计量对盈余稳健性影响的实证研究[D].湖南大学，2010.
【关键词】东部地区；环境会计信息；信息披露
一、研究现状
国外学者1971年F.A.Beams发表的《控制污染的社会成本转换研究》和1973年J.T.Martin撰写的《污染的会计问题》为代表，揭开了研究环境会计的序幕[1]。国外学者对于环境会计信息披露的规范性研究有DavidPetroni等（1996）[2]、Comierr和Magna（2003）[3]等；实证研究的有L.L.Eng和Y.T.mak（2003）[4]等许多学者都进行了实证研究。我国也有许多学者对环境会计信息披露进行了许多研究，王宏鑫[5]、徐建荣[6]等进行了规范性的研究；另外一些学者蒋麟凤[7]、孟丽丽[8]等对环境会计信息披露进行了实证研究。
二、研究变量的选择与模型设计
（一）变量的选择
本文以2010年东部地区工业生产总值排前五名城市的上市公司为研究样本，分别是江苏、广东、山东、浙江、辽宁。将选出的东部地区五省2011年的上市公司作为总体样本，其中剔除了某些材料、数据不齐全的样本公司，因此最终整理得到719家上市公司样本。
1.因变量的选择与确定
本文选取了环境会计信息披露指数为因变量。采用的是根据环境会计信息披露的条目数给其赋分。
环境会计信息披露指数（EDI）=实际披露条目得分÷完全披露条目得分
令环保借款、环保投资、三废与节能减排、绿化费、环保拨款及补贴、排污费，若有定性与定量结合披露3分，定量2分，定性1分，无披露则0分；令是否通过环境认证，是否通过环保措施、环保奖励或惩罚，若有定性披露1分，否则0分。
2.自变量的选择与确定
现金实力选择现金净利比；营运能力选择应收账款周转率；偿债能力指标选择资产负债率；固定资产所占比例为固定资产净值/总资产；社会责任报告，如果出具社会责任报告取值为1，否则取0；行业性质，如果上市公司属于重污染行业取值为1，否则取0；股东集权度，前十大股东持股比例的平方和。
（二）模型的构建
三、假设的提出
假设H1：企业现金实力与环境会计信息披露为正相关。
假设H2：企业偿债能力与环境会计信息披露为正相关。
假设H3：营运能力与环境会计信息披露为正相关。
假设H4：企业环境会计信息披露水平与固定资产的比例负相关。
假设H5：环境会计信息披露与社会责任报告正相关。
假设H6：属于重污染行业的企业具有较高的环境信息披露水平。
假设H7：企业股权集中度与环境会计信息披露水平正相关。
四、实证研究过程及结果分析
（一）描述性统计分析
通过将整理后的2011年的样本数据代入SPSS18.0，首先对变量进行总体特征的检验，即描述性统计检验。通过结果，可以看出东部地区五省上市公司环境会计信息披露指数EDI最大值为0.83，而最小值为0，平均的披露指数仅为0.221，这说明了东部地区上市公司环境会计信息披露的具体内容较少，与最佳披露水平还有较大差距。其中现金净利比的最大值为83.008，最小值为-35.529，这说明东部地区上市公司之间的现金实力能力差距也较大，且总体现金实力较低；应收账款周转率作为营运能力指标，其最大值为43387.105，最小值为0.854，说明东部地区上市公司之间营运能力相差较大；另外，固定资产所占比例中，最大值为219.814，而最小值为0.002，也说明了东部地区上市公司的固定资产所占比例之间的差距较大。东部地区上市公司在7个指标上有三个指标（现金净利比、应收账款周转率和固定资产所占比例）的最大值与最小值差别较大，其他指标最大值与最小值差别不是很大，说明东部地区在这三个财务能力方面的表现差异较大，在一定程度上会影响东部地区上市公司环境会计信息披露的程度。
（二）回归分析
本文运用2011年的样本数据来构建多元线性回归模型，其中将从2011年年报中统计的环境会计信息披露指数作为因变量，选定的7个指标作为自变量，代入模型进行回归，从2011年的模型回归系数表整体来看，显著性影响指标只有4个，而其中有3个指标与因变量之间是负向相关关系，剩余4个指标均与因变量之间是正向相关关系。
（三）2011年样本数据的检验结果解释
1.内部效应分析
在2011年的检验结果中，现金净利比、出具社会责任报告、行业类型、股权集中度这4个指标对东部地区环境会计信息披露程度影响是显著的，说明企业现金实力、出具社会责任报告、重污染类企业和股权集中度对东部地区环境会计信息披露程度影响显著。
现金实力指标在2011年影响是显著的，且与环境会计信息披露成正向相关关系，支持原假设；偿债能力、营运能力与原有假设结果不一致；固定资产所占比例方面影响不显著，影响方向是负的，与原假设结果相符。
2.外部效应分析
社会责任报告：在2011年的检验结果中表现为对环境会计信息的正向影响关系，且影响显著，研究结果支持原假设H5。这证明了独立董事在东部地区上市公司中的出具社会责任报告的，披露环境会计信息会比较高。
行业性质：在2011年与环境会计信息披露程度成正相关关系，且影响较为显著，与预期假设相一致，即支持原假设H6，这说明重污染类行业披露环境会计信息的会比较多。
股权集中度：在2011年与环境会计信息披露成正相关关系，且影响较为显著，研究结果支持原假设H7。
五、研究结论
第一，7个指标在运用到东部地区上市公司检验对环境会计信息披露影响程度问题上，检验结果比较显著。在2011年的检验中，现金净利比、出具的社会责任报告、行业类型及股权集中度对环境会计信息披露指数有显著影响，对环境会计信息的改善具有重要作用。
第二，通过2011年实证检验的结果发现，选择的7个指标中有4个指标检验结果支持原有的正向影响关系的假设，分别为现金净利比、出具社会责任报告、行业性质、股权集中度，这4个指标的检验结果，支持了原有的正相关关系。固定资产所占比例支持原有的负向影响关系的假设。
参考文献
[1]张哲，韦国妮，冯涛.企业环境会计成本核算探究闭[J].西安财经学院学报，2009.
[2]M.Ali Fekrat，Carla Inclan，David Petroni.Corporate environmental disclosures；Competitive disclosure hypothesis using 1991 annual report adta.The International Journal of Accounting，1996.
[3]Denis Cormier，MIChel Magnan.Environmental reporting management：a continental European perspective，Journal of Accounting and Public Policy，2003.
[4]Eng.L.L.and mak.Y.T.Corporate governance and volunatary disclosure.Journal of accounting and Policy，2003.
[5]王宏鑫.企业环境会计信息披露问题探讨[J].财会通讯，2009.
[6]徐建荣.我国环境会计信息披露的问题及对策研究[J].财会研究，2009.
[7]蒋麟凤.企业价值与企业环境会计信息披露相关性研究[J].会计之友（下旬刊），2010.
[8]孟丽丽.上市公司环境会计信息披露实证分析[J].计划与市场探索，2003.
陕西省哲学社会科学基金资助项目（10E154）；西安工程大学哲学社会科学项目（2012ZXSK14）。
作者简介：
【关键词】环境会计；影响因素；多元回归；社会责任报告
近年来，环境问题日益突出，国家提出“低碳经济”的社会经济发展理念，再次掀起了学术界对环境会计的研究热潮。本文将依据湖北省A股上市的35家公司2008～2010三年的年报以及社会责任报告，研究我国上市公司环境会计信息披露的现状，并用多元回归的方法分析影响披露质量的因素。
一、研究综述
国外对于环境会计信息披露的研究始于20世纪40年代，脱胎于对公司社会责任披露的研究。20世纪70年代以来，全球环境问题日益突出，对环境信息披露的研究再次升温。相比而言，我国企业披露环境会计信息经历了从少到多，从定性到定量的变化。初期的研究主要是对披露现状的描述性统计分析，归纳了披露的环境会计信息的特征。随着国家环保部、证券交易所陆续出台针对企业披露环境会计信息的鼓励性政策（尤其是2006年后），披露的公司逐渐增多，由此对于环境会计信息披露的实证性研究出现。
尽管数据来源、考察的侧重点等方面存在差异，但是国内外对于环境会计信息披露的研究仍然存在一些共识。Pattem(1991)认为环境敏感行业的大公司会更多的披露环境信息，张星星等(2005)分析了2006年度200家上市公司的年报，也发现重污染企业披露的环境信息更多；Trotman&Bradley(1951)、DierkoS&eoppoek(1975)、L.LEng和Y.T.mak(2003)的实证分析都得出公司规模与环境信息披露水平正相关的结论，沈洪涛（2007）对1999～2004年沪深两市的石化塑胶公司的研究也得出了类似结论，即规模大、盈利好的公司披露的环境信息较多；Leftwichetal(1981)研究发现，随着公司负债程度的提高，公司会自愿提供更多的环境信息。吴丹红、罗幼喜（2010）通过研究2007年度企业的社会责任报告，采用因子分析的方法，按照对企业披露环境信息的影响的大小对各因素进行了排序，依次为盈利能力、增长能力、规模能力、核心能力和偿债能力，其中盈利能力和增长能力的影响最大。
现有的研究多是针对上市公司是否披露环境会计信息，但是随着披露的公司越来越多，问题已经从“有无”发展到“质量的高低”。本文将从企业自身的角度，研究企业所处行业、部分财务指标、高管股比例等对公司环境会计信息披露程度（即质量）的影响。
二、研究设计
1.相关假设
（1）假设1：重污染行业比一般行业披露的环境会计信息多。在我国，重污染企业存在更多的环境问题；同时，环保部、证交所也不断出台政策，鼓励上市公司披露环境信息。因此，政策压力以及自身特点都要求重污染企业披露的环境会计信息更多。
（2）假设2：公司规模越大，披露的环境会计信息越多。1987年，Cowen等人在“基于财务分析的公司特征对社会责任信息披露的影响”一文中指出：公司规模是影响企业社会责任信息披露的重要因素。实际中，规模大的公司对社会的影响大，受到的关注多，因此大公司会自愿披露更多信息。
（3）假设3：公司的负债程度越高，披露的环境信息越多。近年来，国家环保局绿色证券的指导意见，银行也提出绿色信贷的概念，公众的环保意识也不断提高，因此为了获得更多的贷款，企业需要披露更多的环境信息。
（4）假设4：公司的盈利能力越强，披露的环境信息越多。契约理论认为，为了维持地位以及为薪酬安排提供理由，公司管理者更愿意在盈利好的年份对外披露信息。
（5）假设5：高管持股比例越高，披露的环境信息越多。公司管理者持股之后，拥有了管理者和股东的双重身份，决策时会更倾向于股东，这样就会侵害债权人的利益。因此债权人会要求披露更多的信息，为了满足公众的信息需求，管理者也倾向于披露更多的信息。
（6）假设6：发展能力越强，披露的环境信息越多。公司的发展能力强，发展中会需要更多的资本，因此为了吸引更多的投资者，公司会加强披露，以满足企业外部的信息需求。
2.变量定义
（1）被解释变量。将上市公司报告中披露环境会计信息的次数加权和定义为披露数。由于披露的环境信息中既有货币信息又有非货币信息，鉴于货币信息的可计量性，具有更强的可比性，因此对“货币信息”计分为“2”，对非货币信息计分为“1”，加总即为披露数。
（2）解释变量。根据前面的研究假设，本文选取六个指标作为解释变量。
①是否属于重污染行业。本变量为二值变量，重污染行业取值为“1”，反之，取值为“0”。
②公司规模。本文选取期末总资产的常对数作为衡量指标。
③公司的负债程度。本文选取资产负债率作为衡量指标。
④公司盈利能力。本文用期末净资产收益率作为衡量指标。
⑤高管股比例。高管股比例即高管持股数与总流通股数的比值。
⑥公司的发展能力。本文使用“可持续发展能力”衡量公司的发展能力。
3.样本选择
湖北省A股上市公司共有49家（截至2010年12月31日），考虑到信息的连续性、可比性，本文选取2006～2010五年间从未被ST以及重组的35家公司（2008～2010）共105份年报作为研究样本。样本公司涉及14个行业，16家重污染企业：湖北宜化、天茂集团、双环科技、武汉塑胶、大冶特钢、人福医药、湖北能源、兴发集团、武钢股份、凯迪电力、广济药业、长源电力、凯乐科技、三峡新材、武汉健民、马应龙；19家非重污染企业为：航天电子、汉商集团、武汉中百、葛洲坝、东方金钰、武汉中商、美尔雅、桑德环境、武汉控股、京山轻机、福星股份、东风汽车、华工科技、安琪酵母、长江通信、洪城股份、烽火通信、光电股份、楚天高速。
4.数据来源及数据处理
本文中的环境会计信息，是笔者从上市公司的财务年报、年报附件、独立的社会责任报告中手工统计整理所得。年报数据来源于“新浪财经”、“巨潮资讯”等网站，相关财务数据来自于国泰安数据库。
5.模型构建
采用多元线性回归模型，表达式如下：
(1)
式(1)中代表“是否重污染”，代表企业规模，代表资产负债率，代表净资产收益率，代表高管股比例，代表可持续发展能力。
三、实证研究与结果分析
1.环境会计信息披露的基本情况
通过整理公司报告，并对环境会计信息进行统计分析，可以得出：16家重污染企业2008～2010三年的披露比例均高达94%，而19家非重污染的公司为76%；如表1所示，披露内容以“环保政策”、“体系认证”等“非货币信息”为主，而“环保投入”、“环保费用”、“环保收益”等“货币信息”不断增多。
分析结果还显示：2008～2010年各公司披露的环境会计信息呈增长的趋势。重污染公司比其他公司披露的更多，而不同公司披露环境会计信息的差异也较大。
2.各变量的描述性统计
对样本进行描述性统计研究，结果如表2所示。披露数的均值为3.19，标准差最大，说明各公司环境会计信息的披露程度差异较大。公司规模、资产负债率的峰度最小，说明这两个统计量的分布最接近正态分布。净资产收益率、高管股比例的分布最集中。
3.多元回归分析
首先，对105个样本进行全样本回归分析。表3显示，全样本回归的拟合度为0.79，而调整的仅为0.597，可见拟合效果并不好，显著性也较弱。
样本总体中的异常值对回归方程的参数估计影响较大，而这些异常值往往不能反映样本总体的分布情况，因此将预测值中标准残差大于1的样本从总体中删除，对剩余的72个样本进行回归分析。表3显示，改进后的样本拟合度高达0.919，调整的达到0.818，可见此时的拟合效果较好，显著性也较强。
表4显示了各解释变量的参数估计值。其中，“是否重污染”、“资产负债率”这两个因素对披露程度的影响是显著的，而其他各变量（P值均大于0.05）均没有通过检验。此外“是否重污染”和“资产负债率”的系数都大于零，符合假设1和假设3。
综上，公司的行业性质，即：是否属于重污染行业，以及资产负债率是影响公司披露环境会计信息的重要因素，而其他因素对公司的披露行为则没有显著的影响。
四、结论与建议
本文通过对湖北省上市公司的研究，分析了我国上市公司披露环境会计信息的现状，并对影响公司披露程度的因素进行了探讨，结论主要有以下两个方面：
1.我国上市公司对环境会计信息的披露逐渐“变多变良”。一方面披露的公司增多，披露的信息多样化；另一方面披露的信息中“货币信息”增加了。但是环境会计信息披露还存在诸多不足，例如：负面信息少、公司间环境会计信息的可比性差。
2.影响环境会计信息披露的因素是多方面的，而“重污染”、“资产负债率”的影响最显著。重污染企业本身的环境问题多，经营中发生环境支出的可能性大，同时，国家对于重污染企业有政策上的导向性和强制性，这些都决定了“重污染”影响企业披露环境会计信息。资产负债率高，借款压力大，企业的经营风险也大，为了提高自身的债务信誉，增强债权人的信心，企业也会选择更多的披露环境信息。
公司是环境会计信息披露的主体，也是环境问题产生的源头，因此提高信息的披露质量，首先要提高企业自身的环保意识；制定环境信息披露的会计准则，使企业披露信息有章可循；加强对公司的环保监管，明确企业的环境管理责任；加强对公司环境信息披露的审计，以引导企业真实的披露环境信息。
参考文献：
[1]薛薇.SPSS统计分析方法及应用(第2版)[M].北京:电子工业出版社,2009:262-268.
[关键词]社会责任 社会责任会计 社会贡献率
本文所使用的社会贡献总额主要由上市公司资产负债表中的“应付职工薪酬”和“应交税费”组成。
一、研究背景
面对日益激烈的市场竞争,上市公司除自身取得长足发展外,也带来了严重的负面问题,使得如何保持经济快速增长的同时遏制这些负面影响成为研究的一个重要课题。同时,会计作为对经济活动的反映和监督,与社会责任相结合,社会责任会计便应运而生。
20世纪70年代美国会计学家戴维・F・林诺维斯发表《社会经济会计》一文首次提出“社会责任会计”一词,由此而拉开了企业社会责任会计的系统化研究的序幕,开始了企业社会责任会计信息披露在实践领域的发展。法国政府于1977年正式颁布法律,要求雇员超过750人的组织(1982年扩大至300人)必须编报年度社会资产负债表,揭示企业履行社会责任的情况。英国会计准则委员会于1980年出版《公司报告》,鼓励企业编制增值报告、就业报告、公司前景表、公司目标表等一系列社会报告,以满足除股东外其他关心企业的社会各界的信息需要。国际会计与报告准则专家小组于1982年提出《联合国跨国公司行为准则草案》,要求跨国公司提供财务和非财务方面的诸多信息。经济优先权委员会于2001年发表了关于社会责任信息披露准则SA8000。
我国的社会责任会计起步较晚,财政部于1995年颁布的《企业经济效益评价指标体系》中包括了社会贡献率、社会积累率两个评价指标。上市公司对社会责任信息的披露相对西方国家较滞后。但在2007年12月29日国资委《关于中央企业履行社会责任的指导意见》以及2008年5月13日上海证券交易所《关于加强上市公司社会责任承担工作的通知》后,我们应密切关注上市公司的披露情况。
二、文献综述
在以往的研究成果中,诸多学者是从规范的角度来对社会责任会计信息披露进行研究或介绍国外社会责任会计研究成果和实践经验。如阳秋林(2005)系统地探讨了我国建立社会责任会计信息披露的目标和原则,并在国外披露模式的基础上,慎重地提出架构我国企业社会责任会计信息披露模式应以传统的三大会计报表为核心。邬娟(2005)则在分析科学构建社会责任会计信息披露体系的必然性的基础上提出构建可行的社会责任会计信息披露模式。李健(2006)分析了我国企业社会责任会计信息披落的现状及原因,指出我国应尽快建立企业社会责任会计披露体系,并提出我国建立社会责任会计信息披露指标体系的原则和内容。
相比之下,有关的实证研究较少。如陈玉清、马丽丽(2005)选取了907家上市公司为样本建立上市公司的社会责任贡献的指标体系,并进行了实证分析,认为现阶段我国社会责任会计信息与上市公司价值的相关性不强,但是不同行业之间的价值相关性迥异[5]。刘长翠、孔晓婷(2006)通过对主营业务收入增长率、净资产收益率、资产负债率与社会贡献率的关系来研究社会责任信息披露的现状[6],本文主要借鉴此方法对我国上市公司2006年-2008年的数据进行研究。
在此,本文在前人研究的基础上从样本总体和分行业两个角度对我国上市公司社会责任会计信息披露的现状和趋势进行分析和预测。
三、研究设计
(一) 样本选择
本文分行业随机选取沪深两市10%的A股上市公司,能源行业5家,原材料行业29家,工业38家,非日常生活消费品25家,日常消费品10家,医疗保健11家,信息技术行业14家,电信服务行业1家,公用事业6家(为研究方便,将后两个行业合并为电信公用7家),共139家为研究对象。时间为2006年―2008年。剔除了2006―2008年中ST公司和金融类公司。本文数据主要来源于万得wind金融数据库。
(二) 变量定义
■
(三) 研究假设
1.营业收入增长率能够表明一个公司的成长能力, 如果公司有良好的成长前景, 就有可能对社会贡献更大,因此本文提出以下假设:
假设一:社会贡献率与营业收入增长率存在正相关关系。
2.企业出于追求利润的目的,会减少承担的社会责任,其信息披露也会受到影响,社会责任信息披露的水平下降。净资产收益率反映股东权益的收益水平,用以衡量公司运用自有资本的效率,是反映公司盈利能力中综合性最强的指标。因此:
假设二:社会贡献率与公司净资产收益率负相关。
3.刘长翠、孔晓婷(2006)在其研究中提出:通过资产负债率研究公司财务状况与承担社会责任的关系[6]。本文采用此观点且提出如下假设:
假设三:社会贡献率与公司资产负债率正相关。
四、实证研究过程
(一) 样本公司社会贡献率的统计分析
从样本公司社会贡献率(V1)三年的平均值统计分析结果(如表1)看,样本公司资产对社会提供的贡献很少,只有资产总额的2.33% ,且不同上市公司社会贡献率的差异不大。
(二) 相关回归分析
1.样本总体回归分析与检验。
通过Pearson相关性可以看出自变量V3和因变量V1之间的相关性最大。同时,通过回归检验:相关系数R=0.244,判定系数R2=0.60,调整的判定系数为0.039,回归估计的标准误差为2.427。可以看出,样本回归效果不好。并经方差分析看出多个自变量与因变量之间存在线性回归关系。但经回归系数分析看出,只有V4与V1存在显著线性负相关关系。
另外,通过使用spss软件分别与社会贡献率做单变量相关分析和回归分析后三个自变量的统计分析结果看出,三个自变量与因变量的拟合度都不是很好,但营业收入增长率与社会贡献率的拟合度要好于另外两个变量。显著性检验表明净资产收益率与社会贡献率、资产负债率的相关性还是显著的(低于0.05),而营业收入增长率与社会贡献率的相关性不理想。这表明,假设二和假设三与研究结果不相符,假设一有一定合理性。
2.区分行业进行回归分析与检验。
根据斯皮尔曼相关性分析方法,分析不同行业社会贡献率指标与其他三个指标的相关性(如表2),发现大多数行业指标的相关性不显著,只有工业行业上市公司的社会贡献率与净资产收益率在5%的水平上显著相关。
区分不同的行业使用spss软件作回归分析,如下表3所示,其中电信公用行业、能源行业、医疗保健行业样本公司的三个自变量和该行业的社会贡献率拟合度较好,都超过了0.5;工业行业、信息技术行业和原材料行业的拟合度也较好;其中医疗保健与原材料行业的相关性要好于其他行业类型。
(三) 趋势分析
本文从2006年至2008年样本公司公开披露的上市公告书、招股说明书、年度报告、临时报告及其他披露文件中,查找样本公司是否披露相应的社会责任信息,结果如表4。可以看出,上市公司的社会责任披露模式主要有独立报告、年报中单独列出、董事会报告和公司网站上公布,且逐年倾向于使用独立报告形式披露社会责任会计信息。
(四) 研究结论与原因分析
1. 通过对样本社会贡献率的统计分析发现,上市公司资产的利用倾向于经济利益最大化,较少考虑对社会的贡献。
2. 通过分析社会贡献率与营业收入增长率、净资产收益率和资产负债率的相关性,发现社会贡献率与营业收入增长率存在相关关系,且拟合度要好于另两个指标。同时,本文分行业研究了社会贡献率与三个指标的相关性,发现不同行业所反映的相关性大相径庭,且与样本总体的分析结果相接近。
3. 从近三年社会责任会计信息的披露情况来看,上市公司对社会责任会计信息的披露较多采用非会计基础型的披露,且在披露的内容上逐渐趋于使用独立报告形式,说明社会各界的呼吁得到了回应,但规范的披露制度约束仍必不可少。
五、对策与建议
第一,加强相关法律制度建设。我国诸多企业社会责任意识淡薄,很多企业只是被动地接受SA8000。另外,由于我国所制定的法律法规并未全面规定企业所必须履行的社会责任,为实施社会责任会计具体操作带来麻烦。
第二,提高企业及其外部利益相关者的社会责任意识。企业追求利润最大化的目标使得企业容易忽略其作为社会一分子所应承担的社会责任。然而,企业外部各利益相关者对企业社会行为及其影响的关注程度却是影响社会责任会计发展很重要的一个方面。因此,增强社会责任意识并培养企业及其会计人员的自愿披露习惯是十分必要的。
第三,降低企业提供社会责任会计信息的成本。由于社会责任会计所要求核算的内容要比传统财务会计核算内容复杂,要想提供社会责任会计信息则要花费大量的人力、物力、财力,况且大多还处于生存的初级阶段,尤其是对一些小型企业而言,极大地影响了企业提供社会责任会计信息的积极性。
第四,建立社会责任审计制度。目前还没有专门的社会责任方面的审计,很不利于监督企业社会责任的履行情况。与此同时,由于经济责任审计则已有了较为丰富的理论及实践基础,如果将社会责任审计融入到经济责任审计当中,那么对企业的社会责任会计信息披露情况的监管将更加有效。
参考文献:
[1]Davial・F・Linowes.Socio-Economic Accounting. The Journal of Accounting,1968;11
[2]阳秋林.架构我国社会责任会计信息披露的指标分析体系.审计与会计研究,2005;3
[3]邬娟.社会责任会计信息披露的发展与完善.四川省情,2005;10
[4]李健.略论我国社会责任会计信息披露.南华大学学报(社会科学版),2006;6
[5]陈玉清,马丽丽.我国上市公司社会责任会计信息市场反应实证分析.会计研究,2005;11
[6]刘长翠,孔晓婷.社会责任会计信息披露的实证研究.会计研究,2006;10
[7]杨亚娥,刘建红.企业社会责任会计信息披露存在的问题.财会月刊(综合),2006;7
[8]裘丽娅,徐植.企业社会责任会计信息披露体系的构建基于会计信息披露现状的分析.技术经济,2006;10
文献标识码：A文章编号：1674-9944（2015）04-0314-04
1引言
1.1研究背景
近年来，环境破坏日益严重，随之而来的是雾霾等极端环境问题，人们赖以生存的生态环境遭到破坏，正常的生产和生活受到很大的影响。随着人们环保意识的增强，企业，尤其是重污染企业，作为主要的环境问题的制造者，有必要接受公众的监督，及时地环境信息，满足人们对于环境保护的诉求。无论是严峻的环境形势还是公众的环境信息需求，都要求尽快地出台环境会计信息披露制度，建立我国的环境会计框架。
环境会计产生于20世纪70年代，最早由英国的两位学者F?A.比蒙斯和J?T.马林分别在其专著《控制污染的社会成本转换研究》和“污染的会计问题”的研究报告中提出。在此基础上，西方学者经过近20年的探索，《环境会计和财务报告的立场公告》终于诞生，成为国际上第一份指导环境会计报告的指南。此后，美国、欧盟、日本等发达国家和地区相继了环境会计的公告，形成了较为完善的环境会计体系并在实务中得到了很好的应用。相对而言，我国对于环境会计的研究开始较晚，1992年，葛家澍教授首次提出了“绿色会计”的概念，引发了国内学者对于环境会计的研究，近20余年来，对该领域的研究发展很快，政府也在2008年前后出台了诸如《上市公司环境信息披露指南》等一系列的政策措施，鼓励上市公司进行环境信息的披露并对披露的方法和体系进行了规范。尽管发展迅速，但到目前为止，我国尚未构建环境会计的完整体系，对于环境会计信息披露的系统性、完整性的研究还较少。
本文在借鉴国内外现有研究成果的基础上，结合我国的实际情况，研究上市公司的环境信息披露现状，并以沪深两市的钢铁类上市公司为研究对象，分析上市公司环境会计信息披露水平的影响因素，以期能为环境会计的研究和政策的制定提供参考。
1.2本文的创新之处
虽然对上市公司环境会计信息披露水平影响因素的实证研究很多，但大多数的研究是从宏观（全国、地区）的角度进行研究，而忽略了不同行业的公司其环境信息披露影响因素的差异性。本文基于这一点选取了钢铁类上市公司进行实证研究，将研究的范围具体到某一行业，其数据和结果对该细分行业的研究而言更具有针对性。此外，本文突破了将披露的所有环境信息一视同仁的做法，按照影响投资者作出经济决策的重要程度对不同的环境信息赋予不同的权重，使得研究更具有实际应用效果。最后，将地区经济发展水平按GDP的排名予以量化加入到解释变量中，分析其对钢铁类上市公司环境会计信息披露水平的影响。
2钢铁类上市公司环境会计信息披露现状
（1）披露方式单一，不具有独立性。通过研究发现，钢铁类上市公司的披露方式主要集中在：社会责任报告、董事会报告以及财务报表附注中。在独立性相对较强的社会责任报告中披露的企业仅仅占到55%。与发达国家的企业在独立的环境报告中披露环境信息相比，差距不言而喻。
（2）披露内容过于模式化，实质内容较少。披露的内容基本上集中于：公司对于环境保护的决心、环保计划和目标、政府对其的环保补贴等公众所熟知的信息，且每年的披露内容基本上没有什么变化。对于三废治理支出等环境成本基本上没有披露，此外，对一些重大的环境投资项目没有相应的成本效益分析，也没有具体的关于其运营能力、资金投放利用情况等信息的描述。
（3）披露过于随意，缺乏固定性和连贯性。由于没有统一的环境信息披露规定，公司的披露过于随意缺失连续性，企业完全按照信息是否对企业有利来进行选择性的披露，导致信息的披露大都报喜不报忧，使得环境信息的披露失去了其本身存在的价值。同时，各年之间的披露缺少联系，每年基本上各自为战，虽然披露的内容差异不大，但不具有连贯性。
（4）披露的信息缺乏审计，真实性无法保障。尽管上市公司的年报必须经会计师事务所审计，但由于钢铁类上市公司的信息主要披露在社会责任报告和董事会报告中，财务报表附注中的信息较少，且我国并没有强制性地要求对社会责任报告和董事会的报告进行审计同时环保机构也没有相应的监管措施，这就使得投资者对披露的环境信息内容的真实性存在疑问，不利于其据此经济判断。
3研究设计
3.1研究假设
依据国内外学者对上市公司环境会计信息披露的影响因素的研究，结合我国的具体情况，本出以下假设。
（1）地区经济发展水平。假设一：公司所处的地区经济越发达，披露的环境会计信息越充分。
（2）流通股的比例。假设二：公司的股本中流通股的比例越高，披露的环境会计信息越多。
（3）国有资本的比例。假设三：国有股的比例与披露的环境会计信息成正比。
（4）董事会中独立董事的比例。假设四：公司董事会中独立董事的比例与披露的环境会计信息呈正相关。
（5）公司的盈利能力。假设五：公司的总资产收益率越高，披露的环境会计信息越多。
（6）公司的负债水平。假设六：公司的资产负债率越高，越能充分地披露环境会计信息。
（7）公司的发展能力。假设七：公司营业收入的增长率越高，越能较多地披露环境会计信息。
（8）公司的规模。假设八：公司的规模与披露的环境会计信息成正比。
（9）社会责任报告披露情况。假设九：披露了社会责任报告或可持续发展报告的企业会披露较多的环境会计信息。
3.2样本选择及数据来源
本文选取了2012年沪深股市上市的23家钢铁类上市公司，出于稳健性的考虑，剔除了被划分为ST、*ST的股票，剩余的样本为20家。样本公司的分布比较分散，具有相当程度上的代表性，见表1。
本文的年报数据、社会责任报告通过上交所网站、深交所网站以及巨潮资讯网，手工整理所得。财务指标数据（总资产收益率、营业收入增长率、资产负债率等）均在公司年报的基础上计算得来。
3.3定义变量
3.3.1因变量设定
本文将环境会计信息披露水平作为因变量，其通过选取的打分指标来进行量化，得到环境会计信息披露指数来代表环境会计信息披露水平作为因变量。具体的打分指标是结合证监会、上海证券交易所、深圳证券交易所的披露指南，选定了14个细分指标组成评分体系。按照对财务信息使用者的重要性，将不同的指标赋予不同的权重，运用加权平均的方法计算得到环境披露指数，见表2。
将因变量-环境会计信息披露指数用EADI代表，某一企业的环境会计信息披露水平用表示。计算公式如下：
EADIi=∑EADi∑MEAD（1）
式中：∑EADi表示企业各指标得分加权之和，∑MEAD表示企业在披露最优状态下各指标得分的加权之和，此处最优为2分。
3.3.2自变量设定
本文选取了9个自变量，见表3。
3.4构建模型
在设定了因变量和自变量后，构建多元线性回归模型如下：
EADI=a0+a1lnSIZE+a2DEBT+a3ROE+a4GR+a5BLOC+a6INDG+a7RED+a8INDRP+a9ISSD+ε（2）
式中：a0为常数项，a1…a9代表各个自变量的回归系数，ε代表随机误差项。
4实证分析
4.1相关性分析
通过表4相关性的分析结果，我们看到，流通股的比例和地区经济水平的相关性系数为-0.512，在0.05水平上显著，即二者之间中等相关。其他变量之间没有明显的相关性。因此，可以直接进行多元回归分析。
4.2回归分析
回归结果：由表5可知，GR、INDG、RED、INDRP的P值均<0.05，即在95%的置信水平下是显著的，且系数的符号与假设一致，假设成立，说明发展能力、国有股比例、地区经济发展水平、独立董事比例对钢铁类上市公司的环境会计信息披露有显著影响。其余5个变量的影响不显著，对应的假设不成立。
5研究结论与建议
5.1研究结论
本文通过构建回归模型，对钢铁类上市公司环境会计信息披露的影响因素进行了实证分析，主要结论如下。
（1）公司的发展能力对其环境会计信息的披露有显著影响。管理层对公司未来的预期越好，披露的环境会计信息越充分，以传递其负责任的社会形象，扩大影响力。
（2）国有股的比例与公司的环境会计信息披露呈正相关。国有股的比例越高，环境会计信息就会被披露得越多。
（3）公司所处地区的经济发展水平也显著地影响着公司的环境会计信息披露。公司所处地区经济越发达，人们的环保意识越强，就会要求公司披露更多的环境信息。
（4）公司董事会中独立董事的比例与其环境信息披露具有显著地正相关关系。董事会中独立董事越多，对环境信息的披露起到的监督作用越强。
5.2建议
（1）国家应针对钢铁公司尤其是上市公司建立统一、完善的强制环境会计信息披露体系。明确公司环境会计信息披露的形式和内容，对公司的环境披露给予制度上的保证。
（2）公司可以在一定程度上提高国有股的比例，在董事会中增加独立董事的人数，使公司能贯彻法律、政府对环境保护的要求，加强对公司环境信息的披露。
（3）加强对社会公众的环境保护观念的宣传和教育，使环境保护的意识深入人心，在社会上营造环境保护的氛围，从而使公众在消费和投资时选择环保做得好
关键词：国际会计准则；会计透明度；税法
中图分类号： F275 文献标识码：A 文章编号：1673-291X（2011）35-0167-03
一、概述
随着世界资本市场一体化，企业应按照世界通用的会计准则制作财务报告。因此，包括欧盟国家在内的100多个国家以国际会计准则作为本国的会计准则或者逐步采用国际会计准则。在1997年外汇危机后，为了提高企业经营环境的先进化和透明性，韩国借鉴和引进了多种国外先进制度和法律――为了改善企业的管理结构，采用了外部理事制度和监察委员会制度；为了提高企业财务信息的可信度，采用了证券集团诉讼制度；为提高企业会计的透明性，采用了内部会计管理制度，所有上市公司从2011年全面采用国际会计准则。上述制度和法律上的规定如果被有效地贯彻的话，韩国企业经营环境的先进化和透明性将达到世界先进水平。
本文的研究目的是分析韩国企业和税务相关人员对国际会计准则的影响以及国际会计准则与税法差异的认识，为修订税法提出建议。为此，本文从国际会计准则对于会计透明性的影响、国际会计准则和企业会计准则差异性、税收遵从成本的增加度、税法中采用国际会计准则的必要性等方面综合分析了韩国企业和税务相关人员的认识水平。
研究对象包括一般纳税人和税务人。一般纳税人为韩国首尔、京畿一带的纳税人，税务人是以首尔、京畿一代为中心在韩国从事税务的税务师和公认会计师。向被调查对象详细说明问卷的目的和作答方法后，问卷由被调查者直接作答。问卷调查在2011年5月1日到5月15日进行，总共分发300份问卷，收回239份，回收率为79.7%，除掉5份问题问卷，剩余234份有效问卷的基本信息如下：从职业分布来看，17.9%的被调查者是个人企业代表，13.2%是法人企业代表，46.6%是个人企业税务人员，16.7%是法人企业税务人员，5.6%是税务师和公认会计师。
问卷中对态度的测量采用5分尺度，1为非常不同意，5为非常同意，中间值3为无所谓。在分析韩国企业和税务相关人员对国际会计准则和韩国税法差异性的认识时，本文使用SPSS软件进行了频率分析和单因素方差分析。
二、实证分析
（一）对国际会计准则影响的认识
2011年起上市公司全面实施国际会计准则，国际会计准则的实施将会对企业会计资料的透明度、会计资料对财务状况和经营成果反映、合理的纳税文化的形成、会计监察的实效性和平衡性、会计资料的可信度等方面产生积极的影响。韩国企业和税务相关人员的认识见表1。
研究结果表明，国际会计准则后，企业会计资料可信度得到提高（3.63），会计资料的透明度得到提高（3.52），企业会计资料对企业财务状况和经营成果的反映程度得到提高（3.58）。国际会计准则后，企业的合理纳税文化形成（3.50），会计监察更有实效性和平衡性（3.47）。组间差异分析结果显示，对会计资料透明性的认识、会计资料对企业财务状况和经营成果的反映程度问题认识上存在显著差异（p
（二）对于存货计量差异的认识
存货成本的计量方法，国际会计准则和韩国税法在借款费用资本化问题上存在着差异。存货资产的计价方法，国际会计准则允许选用后进先出法，韩国税法不允许采用后进先出法。
表2所示，存货成本的计量中借款费用资本化的差异，韩国企业认为这个差异比较重要（3.46），有必要按照国际会计准则修订税法（3.46）。按照国际会计准则修改税法的话，也不会对税法的目的和体系进行造成重要的破坏（3.46）；维持现行税法的话，税收遵从成本将会提高（3.35）。组间差异分析结果显示，对国际会计准则和韩国税法差异的认识上存在着显著差异（p
对于存货资产的计价方法，国际会计准则不允许后进先出法；相反，韩国税法允许后进先出。如表3所示，韩国企业认为这个差异认为比较重要（3.33）；维持现行税法的话税收遵从成本将会提高（3.36）。被调查者对按照国际会计准则修订税法的态度比较肯定（3.37），按照国际会计准则修订税法也不会对税法造成重要的破坏（3.38）。组间差异分析结果表明，各组不存在显著差异。
（三）对于固定资产计量差异的认识
在固定资产成本计量范围上，国际会计准则将报废成本和重置成本计入企业固定资产成本内，税法未将报废成本和重置成本计入固定资产成本内。在固定资产的后续计量方法上，国际会计准则允许重估，税法不允许重估。国际会计准则和税法在固定资产折旧方法、折旧内容、残值变更等问题上也存在着差异。
如表4所示，国际会计准则和税法在固定资产成本范围的差异，被调查者认为比较重要（3.47）；维持现行税法的话，税收遵从成本将会提高（3.21）。被调查者对按照国际会计准则修订税法的态度比较肯定（3.32），按照国际会计准则修订税法也不会对税法造成重要的破坏（3.55）。组间差异分析结果显示，对采纳国际会计准则的必要性、妥当性的认识上存在显著差异（p
表5展示的是固定资产的后续计量方法中是否允许采用重估差异的认识。被调查者认为比较重要（3.50），如果维持现行税法的话，税收遵从成本将会增加（3.41）；对于韩国税法按照国际会计准则修订的必要性（3.44）和妥当性（3.56）态度都是比较重要。组间差异分析结果表明，各组认识不存在显著差异。
国际会计准则和税法在固定资产折旧方法、折旧内容、残值变更等问题上存在着差异，如表6所示，被调查者认为比较重要（3.44），维持现行税法的话税收遵从成本将会增加（3.41）。税法按照国际会计准则修订的妥当性认识（3.54）最高，采纳国际会计准则的必要性（3.49）次之。组间差异分析结果表明，各组认识不存在显著差异。
（四）对于无形资产计量差异的认识
国际会计准则和税法在企业无形资产的计量范围、后续计量、减值与转回等内容上存在着诸多差异。
表7展示的是无形资产计量范围差异的认识，韩国企业认为比较重要（3.45），对修订税法的必要性的态度是比较肯定（3.48），修订税法的妥当性的认识也是比较肯定（3.50）。维持韩国现行税法的话，税收遵从成本将会增加（3.39）。组间差异分析结果表明，各组认识不存在显著差异。
在无形资产的后续计量方法、减值与转回方面存在着差异，如表8所示，被调查者认为比较重要（3.40）。维持现行税法的话，税收遵从成本将增加（3.41），按照国际会计准则修订税法的必要性（3.41）和妥当性（3.46）的态度也比较肯定。对税收遵从成本增加的认识，各组之间存在显著差异（P
三、结论
采用国际会计准则为提高韩国会计的透明性和降低企业资本周转费用提供了契机。国际会计准则和韩国现行税法存在很多差异。本文分析了韩国企业和税务相关人员对国际会计准则影响的认识和国际会计准则与税法间差异的认识程度。
研究结果表明，被调查者对国际会计准则的影响持肯定态度，对国际会计准则和税法差异、修订税法的必要性和妥当性、现行税法对税收遵从成本的增加等问题持肯定态度。但是组间差异分析表明，在某些具体问题上各小组之间的认识存在显著差异。
在国际会计准则对企业会计资料的透明性影响的认识中， 法人企业税务负责人和税务师、公认会计师间，法人企业代表和个人企业税务负责人间的认识不存在显著差异；个人企业代表的认识最低，法人企业代表和个人企业税务负责人的认识最高，存在显著差异。在国际会计准则会提高会计资料对财务状况和经营成果的反映程度的认识中，个人企业税务负责人、法人企业税务负责人、税务师和公认会计师间的认识不存在显著差异；个人企业代表的认识最低，法人企业代表的认识最高，存在显著差异。
在对国际会计准则和税法中借款费用资本化与否差异的认识中，个人企业税务负责人与税务师和公认会计师之间、法人企业税务负责人和法人企业代表的认识没有显著差异；个人企业代表的认识最低，法人企业税务负责人和法人企业代表的认识最高，组间存在显著差异。
当从固定资产范围差异分析修订税法的必要性的认识时，法人企业代表与个人企业税务负责人的认识没有显著差异；税务师和公认会计师的认识最低，个人企业税务负责人和法人企业税务负责人的认识最高，组间存在显著差异。
当从固定资产范围差异分析修订税法的妥当性的认识时，法人企业代表、个人企业税务负责人、税务师和公认会计师的认识不存在显著差异；个人企业代表的认识最低，法人企业税务负责人的认识最高，组间存在显著差异。
当从无形资产后续计量、减值与转回差异分析维持现行税法对税收遵从成本增加幅度的认识时，法人企业代表、法人企业税务负责人和税务师、公认会计师的认识不存在显著差异；个人企业代表认识最低，法人企业代表、法人企业税务负责人、税务师和公认会计师的认识最高，组间存在显著差异。
因此，本文的研究结果跟按照国际会计准则修订税法将会提高企业的会计资料的透明性，这跟其他研究者的研究结果一致。为提高企业会计资料的透明性，韩国企业应全面采用被世界广泛承认的国际会计准则，这个准则在实施中还需要监察和监督体制。韩国上市企业在全面采用国际会计准则的同时，需要韩国政府按照国际会计准则修订税法。后续研究中，需要分析各组认识的差异，纠明认识差异的原因。
参考文献：
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[3] Young-han Lee. A Study on Effect of Tax Law Application in the Introduction of International Financial Reporting Standards[J].
Journal of Tax Law Research， 2007，13(3):189-228.
关键词：新会计准则、上市公司、盈余管理、实证研究
1、研究设计
为了验证新会计准则的实施对上市公司盈余管理的影响，本文采取了对比研究的方法，首先对新会计准则实施前三年（2004到2006年）和实施后三年（2007到2009年）的上市公司盈余管理平均水平进行对比分析。看是否存在显著性差异。据此验证新会计准则的实施是否对上市公司的盈余管理有抑制作用。为了进一步研究新会计准则下的盈余管理途径，本文进一步对新会计准则实施后（2007到2009）的盈余管理水平进行回归分析，找出对盈余管理水平影响显著的变量，以此来判断进行盈余管理的主要途径，为加强盈余管理的监督指明方向。
可操作性应计利润是盈余管理水平的重要测度指标，本文采用扩展的琼斯模型分别求出2004到2009年的可操作性应计利润，计算出新会计准则实施前（2004到2006年）的平均可操作性利润与新会计准则实施后（2007到2008年）的平均可操作性应计利润，用T检验的方法将二者进行对比，用实证的结果验证新会计准则对盈余管理的影响。
由以上的分析，提出以下假设
（1）新会计准则实施后三年（2007到2009年）的平均可操作性应计利润水平低于新会计准则实施前三年（2004到2006年）的平均可操作性应计利润水平。
为了进一步研究新准则下的盈余管理途径，因此进一步对新会计准则实施后（2007到2009年）的可操作性应计利润进行回归分析，主要解释变量有资产减值损失、公允价值变动损益、投资收益、营业外收入。分析回归结果，分析对可操作性应计利润有显著影响的变量，据此得出新准则下的盈余管理途径。
由以上分析，提出以下假设
（2）在新会计准则下，资产减值损失、公允价值变动损益、投资收益、营业外收入与可操作性应计利润相关。
2、数据来源与样本的选取
（1）数据来源
本课题所用的财务数据来自于中国证券市场CSMAR系列研究数据库。其他相关资料均来自于上海和深圳证券交易所网站。使用的统计软件为SPSS16.0 for windows,Microsoft Excel 2003.
（2）样本的选取
本课题的研究对象是在A股上市的所有的上市公司，由于金融企业的财务报表反映的项目与一般企业财务报表的报表项目存在差异，在会计核算方法方面也有较大差异，因此本研究剔除了金融类的上市企业。同时也剔除了财务数据不全的上市公司。最终选择了1195家上市公司。为了研究新旧会计准则下上市公司的盈余管理情况。因此选择了这1195家上市上市公司从2003到2009年的财务数据。总共获得样本数7170个。其中旧会计准则下（2004到2006年）的样本数3585个，新会计准则下（2007到2009）的样本数3585个。
3、实证研究模型和变量的定义
本课题以扩展的琼斯模型来计量上市公司可操纵性应计利润进行盈余管理的程度，具体的模型和变量设计如下：
（1）计算总应计利润
TAit=Eit一CFOit 公式（1）
TAit表示第t年的应计利润总额、CFO it表示第t年的经营现金净流量、Eit表示第t年的净利润。
（2）总应计利润的回归模型，对以下模型进行回归求出所需参数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 为i公司第t-1年的总资产;REVit为i公司第t年主营业务收入与第t-1年主营业务收入之差;RECit为i公司第t年的应收账款净额与第t-1年应收账款净额之差；FAit表示i公司第t年末的固定资产价值；IA表示i公司第t年末无形资产的价值；Uit表示残差;
（3）非操作性应计利润模型将Pl、P2、P3、P4代入以下的方程式以计算事件期间的非操纵性应计利润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公司经过第t-1期期末总资产调整后的第t期的非操纵性应计利润
（4）将事件年度实际的总应计利润 TAit减去事件年度估计的非操纵性应计利润NDAit，即得出可操纵性应计利润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公司经过第t-1期期末总资产调整后的第t期的可操纵性应计利润
（5）以资产减值损失、公允价值变动损益、投资收益和营业外收入作为可操作性应计利润的解释变量。对以下模型进行回归。
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年的资产减值损失；Xit表示i公司第t年的公允价值变动损益；Yit表示i公司第t年的投资收益；Zit表示i公司第t年的营业外收入；表示残差
4、实证结果与结果分析
（1）新旧会计准则下的上市公司盈余管理水平比较。
从表1的统计结果看，资产减值损失的结果为0，其原因是在旧会计准则下资产减值损失没有作为单独项目在利润表中反映，公允价值变动损益的结果为0是因为旧会计准则没有采用公允价值计量属性，没有公允价值变动损益项目。在表2中可以看到资产减值损失和公允价值变动损益的统计结果都非0。这一差异体现了新旧会计准则在利润构成项目上的不同，也是盈余管理途径和方法发生改变的重要原因。
对比表1和表2可以看到，新会计准则下利润的平均值为2.62E8，旧会计准则下的净利润平均值为1.50E8。因此，新会计准则下的净利润水平明显高于旧会计准则下的净利润水平。这两个数据的差异来自两方面的原因；一是上市公司本身业绩的增长，是我国GDP持续上涨的反应。二是新旧会计准则核算差异的结果。
对比表1和表2可以看到，在绝对数量上新会计准则下的平均总应计利润为-2.17E8明显低于旧会计准则下的平均总应计利润-1.86E8。新会计准则下的平均可操作性应计利润为-4.281E8明显低于平均可操作性应计利润-3.833E8。因此从绝对数量上看，新会计准则在一定程度上降低了上市公司的盈余管理水平。为了避免总应计利润对可操作性应计利润的影响，从相对数量上去分析新旧会计准则的盈余管理水平，新会计准则下的平均可操作性应计利润比新会计准则下的平均总应计利润等于1.973低于旧会计准则下的平均可操作性应计利润比旧会计准则下的平均总应计利润的值2.063.因此从相对数量上看，新会计准则同样降低了上市公司的盈余管理水平。
（2）新会计准则下可操作性应计利润回归结果与分析
a.Dependent Variable;可操比总
DAit/Ait-1 =a Wit/Ait-l+b Xit/Ait-l+c Yit/Ait-l+d Zit/Ait-l+
该表是用新会计准则实施后2007年到2009年的3585个上市公司样本数据对以上模型回归的结果。可操比总、减比总、公比总、投比总、营外比总分别表示可操作性应计利润、资产减值损失、公允价值变动损益、投资收益、营业外收入与总资产的比值，以次是模型中的因变量和解释变量。
从回归结果看可操比总的t的显著性概率为0.000
减比总的t的显著性概率为0.296>0.05，表示减比总的系数与0没有显著性差异，不应当作为解释变量出现在方程中。
公比总的t的显著性概率为0.000
投比总的t的显著性概率为0.000
营外比总的t的显著性概率为0.000
鉴于以上的分析，回归结果应当采用标准模型的回归系数，因此，a、b、c、d分别为0、0.003、0.005、1.003。从回归系数的正负看，b、c、d都为正值，因此公允价值变动损益、投资收益和营业外收入都会导致可操作性应计利润的增加。从回归系数的大小看d>c>b，因此对可操作性应计利润影响最大的利润费用项目是营业外收入，其次是投资收益，最后是公允价值变动损益，由于资产减值损失的回归系数为0，因此它对可操作性应计利润没有影响
5、研究结论
实证分析对上述假设的检验结果如下：
(1)验证了假设一：新会计准则实施后三年（2007到2009年）的平均可操作性应计利润水平低于新会计准则实施前三年（2004到2006年）的平均可操作性应计利润水平。
(2)验证了假设二中公允价值变动损益、投资收益、营业外收入与可操作性应计利润相关的假设。否定了资产减值损失与可操作性应计利润相关的假设。
综合上述实证检验结果进一步得出的结论如下：
(1)上市公司最有效的盈余管理方法是调节营业外收入，而调节营业外收入的具体方法和途径有资产重组、债务重组、非货币性资产交换。因此上市公司最
(2)当上市公司没有条件通过资产重组、债务重组和非货币性资产交换时，上市公司会通过操纵公允价值变动损益和投资收益的方式达到盈余管理的目的。操纵公允价值变动损益和投资收益的主要途径是操纵金融资产的公允价值和持有时间，因此上市公司通过操纵金融资产的公允价值和持有时间达到盈余管理的目的是可行的。
(3)公允价值变动损益是伴随着公允价值计量属性而产生的，公允价值变动损益的回归系数为正，与可操作性应计利润有正相关性，这也间接说明了公允价值计量属性的使用会为上市公司提供新的盈余管理途径。
(4)在旧会计准则下，前人对盈余管理的研究都发现资产减值准备与可操作性应计利润有极大的正相关性。但是从以上的回归系数看，资产减值损失的回归系数为0，与可操作性应计利润没有相关性。这一结果说明新会计准则有关长期性资产的减值准备一旦计提不得转回的规定在一定程度上抑制了上市公司通过资产减值准备进行盈余管理的行为。
参考文献：
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