中国上市公司盈余质量的分析研究
张瑶
(中山大学治理学院会计学系 510275)
[摘要]中国市场经济体系的不断完善使得会计信息越来越被其使用者关注，盈余作为会计信息的重要组成部分更是日益成为证券关注的焦点。理性的使用者不仅应当关注盈余的数量，还应关注盈余的质量。本文的研究目的在于分析我国上市公司盈余质量随时刻变化有无提高。笔者第一从理论上探讨了盈余质量的定义和属性，回忆了检验盈余质量的常用模型，并构建了一套衡量我国上市公司盈余质量的模型，然后对我国1994-2004年所有A股上市公司样本进行了回来分析和假设检验。研究结果发觉在我国资本市场盈余价值相关性不强；盈余的总体质量并没有随时刻改变而展现出明显一致的提高趋势。最后，本文对可能阻碍盈余质量变化的会计准则、宏观经济环境、法律环境等因素进行了讨论。
[关键词] 盈余盈余质量证券市场
一、绪论
(一)研究目的
20世纪30年代以后，会计信息披露的中心由资产负债表转向了利润表，盈余（或收益，在本文中两者无区别）日益成为证券关注的焦点。在针对会计盈余展开的大量研究中，许多实证研究都说明相关于其他公司经营业绩的衡量标准来说，投资者更多地依靠于盈余信息（Biddle et al. 1995；Francis et al. 2003；Liu et al. 2002）。投资者通常依照会计盈余给股票定价，因为盈余水平和盈余变动能够反映投资者能够辨别并据以进行适当定价的、与公司目前及以后经济价值制造能力有关的信息（Hawkins，1998）。治理者同样将盈余看作是投资者和分析师评估公司价值的关键尺度（Graham et al. 2003）。在Hirst和Hopins （2000）设计的一个研究分析师评估活动的有味实验中，分析师对盈余信息的关注也是显著的，然而他们对盈余质量的关注并不显著，他们不能专门好的识别盈余治理。赵宇龙、王志台（1999）以上海证券交易所上市的股票为研究对象，证明中国证券市场存在明显的“功能锁定”（Functional Fixation Hypothesis）现象，投资者在买卖股票的投资决策中，对会计盈余数字的反应仅仅锁定在名义的盈余数字上，而对会计盈余的质量缺乏应有的关注。
假如盈余质量存在严峻问题，那么盈余信息的相关性和可靠性必定会降低，进而导致投资者投资决策和分析师的分析结果失误，因此报表使用者需要更多地关注利润增长源而不仅是利润的数量。借鉴相关研究，本文将以我国证券市场建立以来所有A股非金融行业上市公司为研究对象，构建一套评判盈余质量的指标，并回答以下两个问题：
1.随着资本市场的完善，我国A股上市公司盈余质量有无提高
2.阻碍我国上市公司盈余质量变化的可能因素有哪些
(二)研究背景
改革开放以来，我国的市场经济建设取得了显著的成果，李晓西在《2003中国市场经济进展报告》中指出我国差不多达到了市场经济中等水平；樊纲、王小鲁多年的《中国市场化指数—各地区市场化相对进程报告》说明我国市场化程度还在不断提高。然而在市场经济国家，市场在专门大程度上依据会计和统计提供的信息来配置资源，假如会计信息不能真实公允的反映经济状况，必将造成资源配置无效的严峻后果，因此会计信息在我国资本市场的重要性凸现出来。
2002年Enron事件后，会计问题在美国乃至全世界资本市场掀起了轩然大波。中国证券市场从1992年深圳原野舞弊案起，也显现了ST银广夏、郑百文、ST麦科特、ST生态、ST海洋、ST东方、蓝田股份和科龙等会计造假丑闻。因为会计信息承载着多重的角色，它带来的不同的经济后果给上市公司盈余操纵提供了鼓舞，如：酬劳打算，代理人竞争，债务契约和政治成本鼓舞。而在中国证券市场上市资源是稀缺的，上市公司盈余操纵的目的专门大程度是为了达到保牌、配股的要求，例如：蒋义宏、魏刚（2001）发觉上市公司净资产收益率在[10%，11%)上的分布越来越密集，这种操纵的目的明显是为了达到配股要求；刘峰，王兵（2005）通过对比A、B股市场，发觉A、B股利润差异来自于职业判定，且职业判定的经济动机在于保牌。
面对会计信息失真、会计信用缺失的状况，市场各方都采取了积极的行动。公司治理者认识到，真实和公允的反应公司信息从长远来看是得益的，并自愿披露更多信息来显示自己的竞争力；证券分析师和学者们建立了许多模型来识别会计信息的质量，分析阻碍会计信息质量的因素；政府作为会计准则的制定者的，正在积极地推动会计准则和各种法案的制定，以规范市场的博弈规则。就我国而言，从1992年11月公布的《企业会计准则》和《企业财务通则》起到2006初公布的最新《企业会计准则》，财政部参照国际惯例对我国会计制度进行了连续深入的改革，各项措施如下表所示：
表1-1 各项会计准则(制度)及其要紧内容
执行年度名称对会计信息、专门是利润的阻碍
1992 股份制试点企业会计制度基于历史成本原则
1993 企业会计准则没有实质性阻碍
要求提供财务状况变动表或现金流量表
1997 关联方关系及其交易的披露只要披露,任何处理差不多上可同意的
1998 现金流量表等会计准则；
股份会计制度增加了披露的要求；由纯历史成本计价转变为部分采纳现行成本，即承诺企业自行决定是否计提减值预备以及具体的计提比例,企业自由选择的空间加大
1999 债务重组、收入、投资、建筑合同等会计
准则；
股份会计制度有关会计问题处理问题补充规定引入公允价值,利润所包括的内容更广；为上市公司通过资产置换等制造“账面利润”提供基础；要求所有上市公司都必须计提减值预备(四项),但计提比例自行确定
2000 非货币性项目、或有事项没有重大变化
2001 《企业财务会计报告条例》
《企业会计制度》
重新修订往常公布的各项会计准则如债
务重组、投资、非货币性项目等准则；公
布无形资产、借款费用、租赁等三项准则
关联方之间出售资产等有关会计处理问
题暂行规定取消公允价值；关于计入利润的项目进行限制,专门多原先能够计入利润的项目被强制性计入资本公积或追溯调整往常年度损益；减值预备从四项扩大到八项；开办费一次摊销；明确关联方之间非商品销售的利润计入资本公积；正常商品销售的利润设定了上限
2002 固定资产、存货、中期财务报告等准则没有重大变化
2007 《企业会计准则》
包括一项《差不多准则》37项具体会计准
则以及1项《首次执行企业会计准则》的存货治理方法等变革；资产减值预备计提变革债务重组方法变革；企业合并会计处理方法的变革；合并报表差不多理论的变革；金融工具准则
衔接方法的变革
表格部分资料来源：刘峰、吴风、钟瑞庆（2004）
随着我国市场经济体系的不断完善，会计信息质量越来越被其使用者关注，市场对会计信息质量的期望也在不断提高。基于上述研究目的和背景，本文第二部分将重点介绍西方对盈余质量的研究；第三部分构建分析盈余质量的模型；第四部分以时刻为主线，利用统计分析结果，识别在我国证券市场会计信息质量随时刻变化的变化，并探讨阻碍盈余质量变化的可能因素；第五部总结全文。
二、盈余质量的理论探讨
(一)盈余的属性
美国的通用会计准则（GAAP）与国际会计准则（IFRS）的概念框架中均将相关性和可靠性作为会计信息最差不多的质量特点。盈余作为会计报表的差不多要素，因此应满足这些质量的特点，然而作为专门针对盈余的研究，学者们为它定义了更有针对性的属性，如：Francis et al.（2004）认为盈余有以下属性：
1.应计利润的质量
由于应计项目的可操纵性降低了盈余信息的相关性，证券分析通常认为越具有现金保证的应计利润质量越佳。经营性现金流量在衡量企业经营业绩方面优于净收益数字，因为净收益数字中包含了许多应计、递延、摊销和估量项目，而这些项目的可操纵性和主观性明显要高于经营性现金流量。
2.连续性
连续性越好的盈余质量越佳，因为连续的盈余会再次发生。通常将当期盈余和后期盈余回来模型中，当期盈余的斜率作为盈余连续性的标准。斜率越大，说明连续性越好。但应注意损益表中不同项目的连续性是不同的。
3.可推测性
可推测性是指盈余推测自己的能力。连续性是FASB概念框架中相关性的组成部分之一，可推测的盈余被准则制定者认为是高质量的，同时也被分析师认为是进行价值评估的一个重要部分。
4.价值相关性
那个属性源自于盈余应说明投资回报能力的观点，说明力越强的盈余被认为质量越高。盈余质量与股票收益间应存在正相关关系,盈余质量较好的公司,具有较高的盈余反映系数，股票价格会有正面的反映。
5.平稳性
波动越小的盈余越平稳。平稳的收益被认为是高质量的，因为营业者们运用他们关于以后收入的私人信息来平滑盈余短时刻内的波动，同时报告了一个更为有用的信息。
(二)盈余质量的定义
关于盈余质量，目前还没有一致的定义。以下仅选取两个观点作介绍。Hawkins（1998）认为，盈余质量高的公司有以下特点：连续稳健的会计政策，该政策对公司财务状况和净收益的确认是慎重的；收益是由经常性发生的与公司差不多业务相关的交易所带来的；会计上反映的销售能迅速的转化为现金；净收益的水平和成长不依靠于税法的变动；企业债务水平是适当的，同时企业没有使用它的资本结构来进行盈余操纵；稳固的、可推测的能够反映以后收益水平的趋势等。同时他指出：盈余质量并不仅涉及收益一个要素，财务活动和经营活动特点会对收益质量排列的高低顺序产生阻碍，如：经营杠杆系数，财务杠杆系数，流淌性，行业因素，另外，经济环境、税收政策、会计政策、使用者目的等也是决定公司盈余质量的重要因素。
Dechow和Schrand（2004）认为，高质量的盈余需要满足以下三个条件：第一反映现在
运营状况；第二是以后运营状况的良好推测指标；第三是真实地反映公司的内在价值。因此，当盈余是高质量时，它会：更加的连续且稳固；与以后现金流的实现更为相关；与公司股价或市场价值更为相关。她们同时指出，只有当公司的盈余真实地反映出公司价值时，连续和稳固才有意义，假如孤立地考虑连续和稳固，那么盈余的推测成效是无法保证的。
上述两个定义来均强调了盈余中应计利润的质量、连续性、可推测性、平稳性和价值相关性。盈余各属性间的关系并不是相互排斥的，而是相互阻碍的。考虑到各属性的可衡量性，本文仅从应计利润质量、可推测性、连续性和价值相关性四个方面研究盈余质量。
(四)盈余质量的检验模型
1.检验应计利润质量的模型
从长期来看，以权责发生制和收入实现制计量的利润应当是吻合的，因此当期应计盈余和经营现金流量的差异越小，说明会计盈余的现金保证越好，所用的会计估量越少。Dechow 和Dichev（2002）设计以下模型检验盈余质量：
TCA j,t -1=φ0,t+φ1,t CFO j,t -1+φ2,t CFO j,t+φ3,t CFO j,t+1 +νj,t
其中：TCA j,t代表操纵资产规模后j公司第t年的当期应计利润；CFO j,t代表操纵资产规模后第t年的经营现金流量；V j,t代表应计利润真实值和估量之间的差异。
为了排除资产规模对现金流量和当期应计利润的阻碍，该模型在操纵了资产规模后，将当期的应计利润和前期、当期和以后的经营现金流量联系起来，运算出回来模型后，用AccrualQuality=σ(v?j,t)，即估量误差的标准差来衡量应计利润的质量。AccrualQuality 的值越大，说明应计利润的质量越低，反之亦反。
2.检验连续性的模型
研究证明，会计利润的连续性比现金流量的连续性高，而会计利润的不同组成部分的连续性也存在差异。Sloan（1996）对经营现金流量和应计利润是否对以后盈余有不同的阻碍作了检验。依照Earnings=Accruals+CFO，他设计了以下模型检验盈余及盈余中不同项目的连续性：
Earnings j,t=α+βEarnings j,t-1+εj,t
Earnings j,t=α+γ1Accruals j,t-1+γ2CFO j,t-1+εj,t
其中：Earnings j,t代表操纵资产规模后j公司第t年的会计收益；Earnings j,t-1为操纵资产规模后j公司第t-1年的收益；Accruals j,t-1代表操纵资产规模后j公司第t-1年的应计利润；CFO j,t-1代表操纵资产规模后j公司第t-1年的经营现金流量；εj,t代表j公司第t年的真实盈余和估量值之间的差异。
模型中β，γ1，γ2越接近1说明盈余的连续性越佳。Sloan对两个模型检验的结果说明：收益中不同的组成部分的连续性是不同的，应计利润的回来系数为0.765而经营现金流量的回来系数为0.855，经营现金流量的连续性比应计利润的要高。
3.检验可推测性的模拟性
基于连续性检验模型EARN j,t+1=α+βEARN j,t+εj,t+1，Francis et al.（2004）以10年为时窗，用各公司各年的误差值εj,t的标准差作为评判可推测性的指标，即
Predictability=σ(ε?j,t)，盈余的可推测性越高，说明估量之和真实之间的误差越小，Predictability指标的值就越小，反之亦反。
4.检验价值相关性的模型
研究者常采纳两个模型来研究盈余信息的相关性。第一个模型源于Easton和 Harris （1991）。他们通过数学推理以及实证研究发觉:会计盈余水平及其变动数（未预期盈余）在除以期初（上年年报公告日的次日）股价后均与年度酬劳率有关。此模型代表了收益表的价值相关性，采纳它可得到收益与剩余收益对市场调整后酬劳率的说明能力。Easton and Harris模型如下所示:
R j,t = ρ0,t+ρ1,t EARN j,t+ρ2,tΔEARN j,t+ξj,t
其中：R j,t 代表通过市场回报率调整后j公司t年的年回报率；EARN j,t代表非经常项目前会计收益除以总市值；ΔEARN j,t为EARN j,t-EARN j,t-1
Easton and Harris模型是基于信息观的观点，即认为现行会计盈余能阻碍预期以后会计盈余，以后会计盈余与以后股利相联系，而以后股利又与股票价格相联系。如此，现行会计盈余与股票价格就具有了紧密的联系。同样，现行会计盈余的变动能阻碍以后会计盈余的预期，以后会计盈余与以后股利相联系，而以后股利又与股票价格相联系。如此，现行会计盈余的变动与股票价格的变动就具有了紧密的联系。同时，信息观有一个重要假设，那确实是市场对股票的定价是有效的，即股票价格反映了公司的经济价值。在信息观产生之后的数十年中，该理论在证券市场研究中一直占据主导地位。
第二个模型是剩余收益定价模型，Ohlson（1995）将企业的市场价值与会计信息直截了当联系起来，研究会计盈余与净资产对企业市场价值的说明能力。Ohlson假设在不同期间的会计盈余和企业的账面净资产以及股利始终符合下面的洁净盈余关系等式BV t= BV t-1+ EARN t-D t,时，即账面净资产的变动完全由于会计盈余及股利变动引起的，所有的盈余都表达在损益表中，推导出如下的模型:
MV j,t= δ0,t+ δ1,t BV j,t+δ2,t EARN j,t+ ξj,t
其中：MV j,t代表t年末j公司每股净资产帐面值；BV j,t代表j公司t年年报公布日每股市值Ohlson模型是基于计价模型观的模型。它代表了收益表与资产负债表联合的相关性，并确立了股东权益账面价值和以后盈余在决定股票内在价值中的直截了当作用。
5.综合指数模型
采纳综合指标代替多个指标，不但能够直观地表示研究结果，还能够减少总体的误差。最简单的方法是先按照每一项单个指标给样本排序，然后运算出每个样本对应的序值（Ranking）的算术平均数，并将此平均数作为综合指数。
三、研究设计
(一)模型介绍
1.单项指标模型
基于第二部分讨论的内容，构建以下统计分析模型：
TCA j,t =φ0,t+φ1,t CFO j,t-1+φ2,t CFO j,t+φ3,t CFO j,t+1+νj,t(1)
E j,t=β0,t+β1,t E j,t-1+ε1,j,t (2)
E j,t=γ0,t+γ1,t TA j,t-1+γ2,t CFO j,t-1+ε2,j,t (3)
BHR j,t = ρ0,t+ρ1,t EARN j,t+ρ2,tΔEARN j,t+ξj,t(4)
MV j,t= δ0,t+ δ1,t BV j,t+δ2,t EARN j,t+ ξj,t(5)
定义应计利润质量，连续性，可推测性，价值相关性四项指标：
AccrualQuality t=σ(v?j,t) (6)
Persistence t=β1,j(7)
Predictability t=σ(ε?j,t) mode.2 or mode.3 (8)
Relevance t=adj.R2t，m o d e.4o r m o d e.5(9)
在四项指标中，Predictability t和AccrualQuality t值越小代表盈余质量越高，Persistence t和Relevance t值越大代表盈余质量越高。
2.综合指标模型
将各年代表盈余质量的各指标（AccrualQuality t，Persistence t，Predictability t，Relevance t）进行排序，质量特点最好的项次序值定为1，然后运算每一年度对应的序值（Rank i，t）的算术平均数，得到综合指标EQ，即：
EQ t=( R AccrualQuality，t+R Persistence,t+R Predictability,t+R Relevance,t)/4 (10)
EQ的值越小代表盈余质量越高，反之亦反。对盈余连续性和价值相关性本文均采纳了两个模型作为比较，因此可推测性也分别有两组值。本文将对这两组值作对比分析，然而仅选择模型2和模型4的检验结果，以及由模型2和模型4得出的连续性、可推测性和价值相关性指标进入盈余综合指数，因为模型2是基于盈余整体的，模型4仅是基于利润表的，它们排除了其他因素的干扰。
(二)变量选取
表3-1 变量选取说明
(三)数据选取
为了幸免样本抽样带来的误差，本文利用CSMAS系列研究数据库（深圳国泰君安信息）选取所有A股非金融行业上市公司作为研究样本。③并用EXCEL及SPSS软件对样本进行整理和分析④。
本文第一对1990至2004年全部数据进行了初步分析，结果说明所有变量都服从正态分布，但数据中有极端值存在。为了排除极端值对研究结果的阻碍，本文先将总样本中最大和
最小的1%的记录剔除，然后用Z值法剔除| Z |> 3的样本。另外由于1991至1993年样本数量较少，不具有统计意义，最后仅选取1994至2004年样本。关于缺失数据，采纳删除带缺失值样本的方法。
四、实证研究结果及分析
(一)描述性统计量
下表报告了剔出极端值之后全部样本的描述性统计。
表4-1 描述性统计
年度项目E t CFO t TCA t TA t BHR t EARN tΔEARN t MV t BV t 1994 有效样本2779817399 266167236278215均值0.065 -0.008 0.061 0.066 6.45 -2.32 45.69 2.71 -0.04
中值0.054 0.006 0.051 0.053 4.93 0.21 37.70 2.56 -0.08 标准差0.046 0.098 0.098 0.100 3.81 31.57 35.66 0.80 0.24 1995 有效样本298271277272 320258266300268均值0.043 0.057 0.000 -0.017 7.14 -15.51 40.43 2.48 -0.02
中值0.037 0.056 -0.005 -0.025 6.50 -7.92 29.77 2.36 -0.09 标准差0.046 0.101 0.084 0.088 3.18 38.07 51.56 0.68 0.36 1996 有效样本495296298298 559295320499309均值0.047 0.019 0.029 0.007 14.74 -8.07 25.15 2.60 -0.14
中值0.046 0.019 0.028 0.008 13.64 -4.02 21.04 2.48 -0.37 标准差0.049 0.082 0.087 0.092 6.71 30.84 47.64 0.77 0.91 1997 有效样本695493492488 717494559700543均值0.058 0.035 0.033 0.013 12.52 3.19 16.25 2.58 -0.02
中值0.056 0.027 0.032 0.009 11.16 2.82 18.83 2.45 -0.11 标准差0.052 0.102 0.095 0.097 5.54 16.98 20.83 0.80 0.35 接上表
年度项目E t CFO t TCA t TA t BHR t EARN tΔEARN t MV t BV t 1998 有效样本793804694800 811687717804695均值0.047 0.021 0.038 0.022 9.76 -3.82 15.54 2.57 0.04
中值0.054 0.018 0.040 0.023 8.92 -0.64 20.64 2.50 -0.06 标准差0.059 0.069 0.106 0.079 3.65 23.42 29.74 0.85 0.35 1999 有效样本1015896797889 880785811899782均值0.050 0.036 -0.006 0.003 14.90 0.99 19.90 2.50 0.03
中值0.053 0.032 0.000 0.002 13.34 0.60 23.57 2.47 -0.19 标准差0.053 0.071 0.113 0.076 7.12 26.74 32.95 0.94 0.66 2000 有效样本1095102710201020 10138808801033858均值0.043 0.041 0.011 -0.005 16.27 1.25 12.62 2.74 0.09
中值0.045 0.036 0.013 -0.005 15.10 0.90 14.08 2.68 -0.01 标准差0.047 0.067 0.105 0.071 5.90 16.96 23.92 1.15 0.40 2001 有效样本1159110710991097 10791013101311071009均值0.031 0.043 -0.006 -0.017 12.13 -4.03 8.67 2.73 -0.03
中值0.034 0.041 -0.001 -0.015 11.40 -1.44 10.55 2.68 -0.09 标准差0.054 0.068 0.116 0.072 4.09 16.28 22.35 1.25 0.28 2002 有效样本1208115711501149 11501080108011681051
均值0.032 0.049 -0.001 -0.025 9.38 0.80 12.52 2.75 0.08
中值0.033 0.048 0.001 -0.024 8.57 0.99 13.55 2.64 -0.01
标准差0.055 0.069 0.101 0.069 3.53 21.30 28.67 1.30 0.31 2003 有效样本1298121712141205 12111148114812251107均值0.036 0.046 0.015 -0.017 8.24 2.46 17.58 2.82 0.07
中值0.033 0.044 0.021 -0.016 7.19 1.85 17.57 2.76 -0.02 标准差0.055 0.070 0.098 0.071 3.39 30.40 40.94 1.36 0.34 2004 有效样本1287130212941300 121112111312均值0.031 0.048 -0.001 -0.020 1.13 18.66 2.77
中值0.030 0.047 0.002 -0.018 2.58 20.86 2.71
标准差0.057 0.076 0.096 0.076 41.75 54.75 1.40 操纵市价后的盈余（EARN t）与操纵资产规模后的盈余（E t）均值整体上都有下降趋势，这说明上市公司的整体营利能力在下降，资产利用效率不高；自2000年起应计利润（TA t）的均值均为负数，同时现金流量的均值自1999年起一直保持较高的水平，反映出摊销和折旧对利润的阻碍在逐步加强；再结合每股净资产（BV t）1996至1999年逐年下降，此后又逐步攀升的变动化看，笔者认为这与上市公司1996年后大规模的扩充资产和追逐配股、增发有关，然而资产的扩大并没有提高盈利的能力，相反带来了后续年度折旧、摊销的压力；当期应计利润（TCA t）在正负之间波动较大，专门有可能是公司对应收账款和坏账预备的操纵以及会计准则相关规定的变动造成的；通过市场回报率调整后的上市公司年回报率（BHR t）中值一直为负数，且方差专门大，说明我国上市公司股票回报良莠不齐，同时总体回报水平较差。另外，笔者还发觉一个惊奇的现象——在1995至1999年间，股票价格的变动趋势看起来和回报率成反向关系，这初步的证实我国盈余信息的价值相关性不强。
（二）实证检验结果及分析
1.应计利润质量
表4-2 应计利润的质量
模型1. TCA j,t =φ0,t+φ1,t CFO j,t-1+φ2,t CFO j,t+φ3,t CFO j,t+1+νj,t模型6. AccrualQuality t=σ(v?j,t)年度φ0φ1φ2φ3Adj.R2年度σ(v?j,t)
1994 0.047 0.065-0.990 -0.004 0.914 1994 0.026
(0.000)a(0.357) (0.000) (0.950)
1995 0.044 0.096 -0.904 0.025 0.787 1995 0.038
(0.000) (0.067) (0.000) (0.638)
1996 0.029 0.281 -0.826 0.045 0.682 1996 0.049
(0.000) (0.000) (0.000) (0.214)
1997 0.041 0.092 -0.818 0.080 0.631 1997 0.051
(0.000) (0.014) (0.000) (0.037)
1998 0.032 0.156 -0.395 0.097 0.141 1998 0.099
(0.000) (0.000) (0.000) (0.031)
1999 0.009 0.160 -0.362 0.027 0.115 1999 0.103
(0.052) (0.000) (0.000) (0.449)
2000 0.018 0.175 -0.431 0.076 0.185 2000 0.089
(0.000) (0.000) (0.000) (0.018)
2001 0.004 0.129 -0.420 0.091 0.159 2001 0.100
(0.407) (0.000) (0.000) (0.005)
2002 0.012 0.175 -0.392 0.009 0.136 2002 0.089
(0.001) (0.000) (0.000) (0.779)
2003 0.019 0.245 -0.465 0.082 0.177 2003 0.083
(0.000) (0.000) (0.000) (0.006)
a．（）内的数字代表相应的t检验的显著程度
从表4-2模型1中现金流的回来系数φ能够看出，本期的当期应计利润（TCA t）与当期的经营现金流量（CFO t）呈较大的负相关关系，与上期的现金流量（CFO t-1）和以后的现金流量（CFO t+1）成正相关关系，且上期现金流量对当期应计利润的阻碍比以后现金流量大。从长期的进展看，采纳收付实现制计量的会计利润和采纳权责发生制计量的会计利润应当是趋同的，然而由于会计分期假设，当期两者不可能完全相同，因此上期和以后的现金对本期的应计利润仍旧有阻碍。另外，假如当期的经济收入是真实且一定的，那么经营现金流越多，当期应计利润越少，因此两者具有负相关关系。
从应计利润的质量指标（AccrualQuality）的趋势看，应计利润质量1994至1999有变差的趋势，1999年又稍有上升，其中1997至1998年的变动最大，达到了94%，这一剧烈变化与宏观经济趋势和会计准则修订是吻合的。1998年起宏观经济不景气，配股条件越来越苛刻，而企业的配股动机越来越强，相关于现金而言，用应计利润来调剂盈余更为方便易行，因为现金流量表是按收付实现制来进行的，要用现金流量操纵利润必须要有真实的现金交易作为基础；其次，1998年披露现金流量表以来，市场关于现金流量的信息应该有更好的识别。因此，企业通过应计利润来进行盈余治理，使得应计利润质量显现如此大的变动是能够明白得的。
2.连续性和可推测性
表4-3 利润连续性的检验
模型2. E j,t=β0,t+β1,t E j,t-1+ε1,j,t模型3. E j,t=γ0,t+γ1,t TA j,t -1+γ2,t CFO j,t-1+ε2,j,t
年度β0
β1
Persisitent
Adj.R2γ0γ1γ2Adj.R2
1994 0.010 0.685 0.479 0.022 0.310 0.372 0.296
(0.057) a(0.000) (0.025) (0.031) (0.003)
1995 -0.007 0.744 0.561 0.002 0.677 0.749 0.509
(0.033) (0.000) (0.685) (0.000) (0.000)
1996 -0.006 0.789 0.579 -0.007 0.761 0.809 0.605
(0.014) (0.000) (0.009) (0.000) (0.000)
1997 0.006 0.840 0.554 0.010 0.641 0.675 0.488
(0.007) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000)
1998 -0.012 0.897 0.482 -0.008 0.711 0.738 0.392
(0.000) (0.000) (0.015) (0.000) (0.000)
1999 0.010 0.596 0.382 0.009 0.576 0.650 0.385
(0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000)
2000 0.008 0.578 0.434 0.006 0.606 0.652 0.440
(0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000)
2001 -0.003 0.637 0.265 -0.006 0.589 0.712 0.273
(0.203) (0.000) (0.009) (0.000) (0.000)
2002 0.005 0.578 0.353 -0.004 0.699 0.833 0.415
(0.001) (0.000) (0.014) (0.000) (0.000)
2003 0.006 0.659 0.385 -0.001 0.706 0.819 0.434
(0.000) (0.000) (0.607) (0.000) (0.000)
2004 0.002 0.680 0.344 -0.006 0.773 0.898 0.389
(0.266) (0.000) (0.003) (0.000) (0.000)
a．（）内的数字代表相应的t检验的显著程度
从Adj.R2横向比较看，模型2和模型3的说明效力是不一样的：1999年前R2的变动规律不是专门明显，但自1999年起模型3的说明效力均高于模型2，证明分别对待盈余中不同成分能够提高整个模型的推测性。
从时刻变化的角度看，两个模型都显示1998年前回来方程的斜率在提高，盈余的连续性在加强，然而1999至2002年模型2的斜率β1（即盈余的连续性）显现了波动，2002年后又复原提高的趋势；模型3中总应计利润和经营现金流量的相关系数γ同样在1999至2002年显现了波动，又在2002年后连续上升，这一变动应当与会计准则的改革造成的不稳固性有一定的关系。从γ1和γ2之间的差别来看，正像Sloan（1996）验证的那样，经营现金流量的连续性更高。
表4-4 可推测性的检验
模型8. Predictability t=σ(ε?j,t)
年度σ(ε?1) σ(ε?2) 年度σ(ε?1) σ(ε?2) 年度σ(ε?1) σ(ε?2) 1994 0.0350.0221998 0.0490.0542002 0.0510.048
1995 0.0310.0291999 0.0480.0482003 0.0520.049
1996 0.0310.0322000 0.0400.0422004 0.0610.059
1997 0.0370.0362001 0.0570.056
表4-4中基于推测误差的分析也说明ε1的标准化残差除2000、2001两年外，均比大ε2的大。再次证实了分别对待盈余中不同的成分能够达到更好推测成效的观点。另外，推测性指数（Predictability）一直都有上升趋势，说明我国盈余的可推测性在不断地降低。
3.价值相关性
表4-5 价值相关性检验
模型4. BHR j,t = ρ0,t+ρ1,t EARN j,t+ρ2,tΔEARN j,t+ξj,t模型5. MV j,t= δ0,t+ δ1,t BV j,t+δ2,t EARN j,t+ ξj,t
年度ρ0,tρ1,tρ2,t
Adj.R2
Relevance
δ0,tδ1,tδ2,t
Adj.R2
Relevance
1994 0.019 -0.001 0.003 0.049 2.170 2.000 -0.026 0.169
(0.585) a(0.096) (0.004) (0.018) (0.000) (0.000)
1995 -0.126 0.002 0.000 0.083 2.049 1.964 -0.005 0.169
(0.000) (0.000) (0.464) (0.003) (0.000) (0.149)
1996 -0.401 0.009 0.000 0.224 4.522 2.726 0.046 0.321
(0.000) (0.000) (0.927) (0.000) (0.000) (0.000)
1997 -0.072 0.000 0.011 0.189 6.396 1.505 0.081 0.192
(0.000) (0.631) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000)
1998 0.041 -0.001 0.005 0.053 6.709 0.986 0.017 0.098
(0.026) (0.060) (0.000) (0.000) (0.000) (0.004)
1999 -0.025 0.001 0.007 0.072 12.530 0.567 0.021 0.020
(0.407) (0.249) (0.000) (0.000) (0.055) (0.031)
2000 0.056 0.001 0.004 0.019 14.259 0.557 -0.024 0.009
(0.003) (0.470) (0.001) (0.000) (0.005) (0.020)
2001 -0.058 0.001 0.001 0.013 10.075 0.683 -0.001 0.040
(0.000) (0.026) (0.148) (0.000) (0.000) (0.853)
2002 0.024 0.002 0.000 0.036 7.342 0.535 0.018 0.087
(0.027) (0.000) (0.685) (0.000) (0.000) (0.000)
2003 -0.005 0.002 0.001 0.069 5.677 0.632 0.021 0.187
(0.641) (0.000) (0.079) (0.000) (0.000) (0.000)
a．（）内的数字代表相应的t检验的显著程度
表4-5反映得结果与刘峰、吴风、钟瑞庆（2004）的结果相似。在模型4和模型5的检验结果中，盈余的相关系数（ρ1,t和δ2,t）多次显现负数，同时没有通过显著性水平，由此可见盈余信息的价值相关性不稳固；从模型5的两个相关系数来看，资产负债表内容（δ1,t）比损益表（δ2,t）的内容更具有相关性；从两个模型的Adj.R2来看，会计信息是有信息含量的，然而模型4的Adj.R2除1996、1997年外其余年份均低于10%，这说明盈余的相关性不佳；模型5的Adj.R2除1999年和2000年外均其余年份均高于模型4，说明结合了资产负债表信息和损益表信息的模型关于股票的价格更有说明力。
比较两个模型R2随时刻的变化，发觉基于利润表（模型4）与基于资产负债表和利润表（模型5）的变动趋势差不多相同，即自1996年达到最高值后开始波动，并有下降的趋势，在2000、2001两年到达最低后，开始有较大幅度的提高。有味的是这两次转折都与我国会计准的改革吻合，但变化的方向却全然不同。
4.综合指标
由于各单项指标覆盖年度有一些差别，本文只能对所有指标都齐备的年份进行排序。为了排除盈余以外的其他因素的干扰，综合指标仅选择模型2和模型4的检验结果，以及由这两个模型运算出的连续性、可推测性和相关性指标进入盈余综合指数，得到表4-6
表4-6 盈余质量综合指标
模型10. EQ
，
质量才有所提高。为了再次验证统计结果的可靠性，笔者又以1995年全部上市公司（共332家）为基准，连续的选取了10年间这些公司的数据进行分析，最后得出的结果仍与上图所示趋势差不多吻合。
我国上市公司盈余质量显现较大波动的两个时点，正是我国会计改革最多的两个年度，然而两次改革的成效看起来皆然相反——1997年的改革降低了盈余质量，而2001年的改革增加了盈余质量——因此会计准则本身不能完全说明这种变化，下文将展开讨论阻碍会计信息质量的因素。
（三）阻碍盈余质量变化的因素探讨
美国证券交易委员会与国际会计准则委员会均认为一套高质量的会计准则能够相应地实现会计信息高质量。随着我国市场经济的不断开放和完善，对高质量的会计信息的需求直截了当推动了我国会计制度和会计准则的制定。参看表1-1列示的改革进程，再比较美国等国家的会计准则建立过程，我国的会计制度可谓是政府导向性的“批发式生产”。如此的改革纵然达到了在短时刻内改善会计准则质量的目的，然而高质量的准则能否同时改善会计信息质量呢？从本文的研究结果看，会计准则的改革并不一定能够产生高质量的会计信息。那个结果也和王跃堂、孙铮、陈世敏（2001），刘峰、吴风、钟瑞庆（2004）的研究结果是一致。
Ball（1995）认为会计准则并不是独立存在的，它的应用需要相应的制度环境，专门是法律环境。Ball et al.（2003）对东亚四个国家的研究也进一步说明报告预备者的动机来自于市场和政治的压力，报告的质量最终是由经济和政治因素决定，而不是会计准则；被认为是高质量的会计准则，在不同的经济、政治、法律环境下，会产生不同质量的会计信息。
从我国的宏观经济环境看，通过改革开放20多年的经济高速进展，我国的经济差不多在整体上从短缺经济走向剩余经济，国内需求不足，市场竞争相当猛烈。自1993年起，我国对国民经济加强宏观调，执行适度从紧的货币政策。受宏观经济不利的阻碍，1993至1996年我国上市公司业绩总体上程逐年下降的趋势，1997年稍有提升，但始于1997年下半年的东南亚金融危机，使我国出口形势面临严肃的考查。在如此的经济背景下，上市公司可谓困难重重，加之中国证监会对配股条件的管制又越来越苛刻，它们为了保牌和配股，只有在会计报表上大做文章。另一方面，1998、1999年会计准则的变革和不完善的法律体系，正好给上市公司制造“账面利润”提供了操作的空间和可能。1998年后我国开始引入现行成本和公允价值，利润的范畴开始扩大，企业开始计提减值预备（四项，但比例能够自行确定)，这些规定放宽了企业自行选择的空间。从1997年后我国对《证券法》、《合同法》、《公司法》、《会计法》的颁布和修订情形来看，法制环境在逐步地规范化，惩处力度也在不断的加大，然而有研究认为上市公司因提供虚假陈述的法律成本仍旧专门低。依照理性经济人的假说，假如盈余操纵的收益大于成本，那么上市公司就会提供虚假的财务信息。
2001年后，我国宏观经济好转，加入WTO也使得市场经济完善程度有较大提高。会计准则的改革措施更强调盈余的真实性和稳健性，如：计提减值预备的项目从四项扩展为八项；取消公允价值计价改为用调整的账面价值记账；对债务重组带来的“收益”一律不确认为利润，直截了当计入资本公积；非货币交易原则上也不再确认损益；正常商品销售的利润设定了上限。这些规定都缩小了企业选择的空间，降低了操作的可能。从监管方面看，2001年银广夏事件后，深圳中天勤会计师事务所的解散和2002年最高人民法院关于会计信息虚假陈述的两个公告，让注册会计师意识到降低会计信息质量的风险所在，对注册会计师行业起到了警示作用，使得我国上市公司的外部监管体系在向更有效的方向进展。
这些特定的环境和会计准则因素的综合作用也许能够对1997年和2001年我国会计盈余的剧烈变动做出一定的说明。因此，许多研究也从不同的角度研究了阻碍会计信息质量的因素，如市场效率，行业因素，企业内部治理结构和企业生命周期等，由于篇幅限制不再一
一讨论。
五、结论
本文通过研究证明：在我国资本市场盈余信息价值相关性不强；盈余的总体质量在1997至2001年期间大幅的下降，2001年后又开始有较快提高，盈余质量并没有随时刻变化展现出一致的提高趋势。造成我国上市公司盈余质量变化的缘故是复杂的。会计信息作为一种公共产品，不仅受到会计准则的阻碍，还受到市场效率，监管力度，法律风险等多种因素的阻碍。高质量的盈余信息不仅仅依靠于会计准则，还依靠于与经济进展相匹配的政治、法律支持系统。因此，我们在制定准则的过程中，不仅要借鉴国际惯例，更要使之与我国的国情相适应。
相比过去的研究，本文选取了更长时窗来研究会计信息质量的变化，然而由于样本的数量、资本市场建立初期信息的不完整和研究选用模型的限制，笔者最后只能得出10年的综合指标，并无法研究最新会计准则对盈余信息质量的阻碍。另外，由于不能将外部环境的因素量化，本文不能确切地衡量政治、经济、法律、会计准则等因素在多少程度上阻碍了会计信息质量。这些不足都有可能会阻碍本文的结论。
注释
①1992~1997年间，会计披露信息量加大，会计制度要求企业披露财务状况变动表或现金流量表，通过这两种报表能够取得无形资产、长期待摊费用的数据或者直截了当获得经营现金流量，关于无法直截了当获得经营现金流量的公司，本文用间接法运算当期的现金流量，尽管如此存在一些误差，然而如此方法能够选取更长时刻的样本，同时易于运算大量公司的样本（Francis et al. 2004）。
②年报公布日日期除1994年4月29日，1995年4月28日，2000年4月28日外，均为4月30日。
③考虑到金融行业会计处理的专门性，选取样本中不包括9家金融行业上市公司。这9家金融企业股票代码为：000562，000563，600030，300816，600000，600015，600016，600036，000001。
④线性回来采纳的方法为强制进入法（Enter）。
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A Study of Earnings Quality：Evidence from Listed Companies in the People’s Republic of
China
Yao Zhang
(School of Business, Sun Yat-sen University 510275)
[Abstract] With the maturity of China’s capital market, the users of accounting information gradually focus more attention on earning，which is one of the most important items in accounting report. A rational user should concern about not only earnings quantity, but also earnings quality. The purpose of this study is to analyze whether earnings quality in China’s capital market is improved over time. The author first theoretically discusses the definition and attributes of earnings quality; second reviews the prevailing models used to test earnings quality; then designs a group of regression models to analyze the statistics of all A share listed companies from year 1994 to 2004. The result empirically proves that earnings information in China’s security market is not very value-relevant, and changes of earnings quality do not evidently show consistent improving trend over time. At last the possible factors which will complicate earnings quality are discussed，including financial reporting standards, economic environment, legal environment, etc.
[Key words] Earnings; Earnings Quality; Security Market