管理層效率與盈余質(zhì)量的實證研究*
——基于面板數(shù)據(jù)的檢驗分析

黃永安 咬立鵬 陳應(yīng)俠

（1、安徽財經(jīng)大學(xué)商學(xué)院 安徽 蚌埠 233041；2、中國石油天然氣集團(tuán)公司 北京 100080）

管理層效率與盈余質(zhì)量的實證研究*
——基于面板數(shù)據(jù)的檢驗分析

黃永安1咬立鵬2陳應(yīng)俠1

（1、安徽財經(jīng)大學(xué)商學(xué)院 安徽 蚌埠 233041；2、中國石油天然氣集團(tuán)公司 北京 100080）

本文研究了我國上市公司中管理層效率與盈余質(zhì)量的關(guān)系。結(jié)果表明，在中國資本市場中管理層效率確實影響著公司披露的盈余質(zhì)量，同成熟市場的經(jīng)驗結(jié)果相反，中國公司里存在著管理層效率越高，盈余質(zhì)量反而更差的奇怪現(xiàn)象。這說明中國公司較高效率的管理層更可能操控盈余披露信息，意味著公司治理和信息披露機(jī)制可能存在激勵缺失問題，結(jié)論對完善公司治理和透明信息披露具有重要的政策含義。

管理層效率 盈余質(zhì)量 面板數(shù)據(jù) 廣義最小二乘法

一、引言

會計盈余數(shù)字能夠向投資者傳遞信息，提供高質(zhì)量會計盈余的公司相對能夠吸引更多的資金，從而降低公司融資成本；而會計盈余的高質(zhì)量使公司與投資者之間保持信息渠道的暢通，降低了投資者的信息成本，這有助于資本市場的健康發(fā)展。在中國上市公司中，不同效率的管理層提供的財務(wù)報告盈余質(zhì)量會不同嗎？不同的話又呈現(xiàn)什么樣的特征呢？其背后更深層次的原因又何在呢？這對完善我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)加新興市場環(huán)境下的上市公司治理有什么樣的啟發(fā)呢？本文使用數(shù)據(jù)包絡(luò)方法刻畫上市公司管理層效率，使用連續(xù)累計三年的回歸殘差后的標(biāo)準(zhǔn)差作為盈余質(zhì)量的代理變量，檢驗了我國證券市場中兩者的關(guān)系，試圖從經(jīng)驗意義上對這些問題做出一些探索和回答，為未來會計信息披露制度的設(shè)計和完善提供一定的政策參考。

二、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè) 大量關(guān)于盈余質(zhì)量的經(jīng)驗研究主要檢驗了公司特有屬性的影響，如管理層持股的盈余質(zhì)量反應(yīng)（Warfield等，1995；Gabrielsen等，2002；Phman Limpaphayom，2003）；股權(quán)結(jié)構(gòu)對財務(wù)信息質(zhì)量的影響（SamHan，2005）；Dechow和Dichev（2002）發(fā)現(xiàn)對于那些規(guī)模較小、本期損失較大、現(xiàn)金流和銷售波動較大、營業(yè)周期較長的公司，盈余質(zhì)量相應(yīng)較差；在公司基礎(chǔ)架構(gòu)層面，Klein（2002）發(fā)現(xiàn)擁有更獨(dú)立的董事會成員的公司應(yīng)計的質(zhì)量也更高，Ashbaugh-Skaife等（2006）和Doyle等（2006）發(fā)現(xiàn)擁有較弱的內(nèi)部控制的公司盈余質(zhì)量也較差；在公司經(jīng)理層特征上，F(xiàn)rancis等（2006）研究了盈余質(zhì)量與CEO聲譽(yù)的關(guān)系，結(jié)果表明美國公司中導(dǎo)致較低盈余質(zhì)量的更可能是公司所處常變的經(jīng)營環(huán)境和公司內(nèi)在屬性而非CEO聲譽(yù)。不過，Bertrand和Schoar（2003）的研究表明，經(jīng)理們確實能影響他們管理的公司，公司決策可以反映出經(jīng)理們的不同風(fēng)格，或者說公司經(jīng)理們確實影響著公司的各種選擇；Richardson等（2004）發(fā)現(xiàn)董事會成員的固定效應(yīng)與公司治理，財務(wù)政策，披露政策等確實有聯(lián)系。在國內(nèi)關(guān)于盈余質(zhì)量的經(jīng)驗研究方面，學(xué)者們從諸多方面研究了對盈余質(zhì)量的影響，如控股股東或股權(quán)結(jié)構(gòu)（王化成、佟巖，2006；林峰，2006；馮瑛，2007；周曉蘇、張繼袖、唐洋，2008）、董事會特征（馮瑛，2007；王妍玲，2007；王兵，2007；吳清華、王平心，2007）、高層管理人員持股（毛洪安，2008）、寬泛意義上的公司治理狀況（劉立國、杜瑩，2003；史忠黨，2005；趙景文，2006；王琦，2006；潘玉林，2007；黃強(qiáng)，2007）、審計特征（蔡春、黃益建、趙莎，2005；翟華云，2006；董南雁、張俊瑞，2007）等公司特有屬性的影響，對于管理層效率與盈余質(zhì)量的關(guān)系研究尚較空乏，可能是由于合理的管理層效率的替代變量并不容易解決。正常情況下成熟市場中高效率的管理層傾向披報較高質(zhì)量的盈余信息，這一理論也獲得了經(jīng)驗證據(jù)證明（Peter、Baruch和Sarah，2006）。但這一結(jié)論是基于良好機(jī)制——正常披報——盈余質(zhì)量結(jié)果這一范式而得出的，如果缺乏足夠的激勵機(jī)制，如處于轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)加新興市場環(huán)境的中國上市公司所面臨的制度背景下，這一范式并不必然成立。因為聲譽(yù)、職業(yè)前景和薪酬合約等激勵管理層披露較高質(zhì)量盈余信息的這些因素作用在中國市場中可能十分有限，首先，我國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型階段，國有股權(quán)在公司所有權(quán)結(jié)構(gòu)中仍占有龐大比重（劉芍佳等，2003），本文的樣本期間這一特征更為突出；其次，中國上市公司中尚未形成公開、合理、競爭選擇管理層的聘任機(jī)制（沈藝峰等，2009），特別是國有上市公司管理層，的聘任遠(yuǎn)遠(yuǎn)談不上市場化。行為更注重政治前途、行政特權(quán)、在職消費(fèi)等方面；民營公司管理層則由于中國經(jīng)理人市場的遠(yuǎn)不成熟而同樣受到掣肘；最后，管理層薪酬與公司市價遠(yuǎn)遠(yuǎn)脫節(jié)，股票期權(quán)在管理層薪酬所占比重太小，并不能足以激勵其在業(yè)績和信息披露上盡心盡責(zé)，當(dāng)然這一點(diǎn)與資本市場效率也相聯(lián)系。換句話來說，在生產(chǎn)經(jīng)營和財務(wù)上具有較高效率的管理層，在估計本公司某期間的應(yīng)計水平也相對有優(yōu)勢，從本質(zhì)上說對會計盈余中異常應(yīng)計項目（Abnormalaccruals）的操控能力越強(qiáng)，如果對管理層的激勵不足，較高效率的管理層相對于較低效率的管理層，作為代理方，為自身利益更多地操控會計盈余中異常應(yīng)計項目其實是應(yīng)有之義，這意味著較高效率的管理層報告的會計盈余中的異常應(yīng)計項目因之而具有較差的可預(yù)測性，從而會計盈余中的風(fēng)險越高，盈余質(zhì)量越差。一個公司選定管理層后，在不對稱信息的常態(tài)下，這種道德風(fēng)險可能是無法杜絕的?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

H:在中國上市公司中，其他條件相同的情況下，較高效率的管理層具有較大的操控能力，披露的盈余質(zhì)量較差。

（二）樣本選取和數(shù)據(jù)來源 由于我國1998年才公布實施現(xiàn)金流量表，而從2005年開始并主要在2006年完成的股權(quán)分置改革具有重大的制度背景變更，因此選取1998年至2006年在上海和深圳股票交易所上市的所有發(fā)行A股上市公司為初選樣本，樣本數(shù)據(jù)來自國泰安CMSAR數(shù)據(jù)庫和CCER中國上市公司治理數(shù)據(jù)庫。金融行業(yè)公司由于其經(jīng)營特殊性和成本結(jié)構(gòu)的顯著差異被剔除，由于采用的是平衡面板數(shù)據(jù)，缺失變量值的公司加以刪除，又基于下文模型需要前后三期經(jīng)營活動現(xiàn)金流（CFO），因此每一個公司年（firm year）的回歸殘差至少需要連續(xù)三年的數(shù)據(jù)，而盈余質(zhì)量（EQ）的計算基于連續(xù)三年殘差的標(biāo)準(zhǔn)差，所以，一個公司年EQ的計算至少需要同一家公司連續(xù)5年的相關(guān)數(shù)據(jù)。最后得到的是2001年至2005年776家公司連續(xù)5年的3880個樣本（公司年），在統(tǒng)計檢驗和回歸分析前對相應(yīng)變量分布于1%和99%的極端值作了Winsorize處理。基礎(chǔ)數(shù)據(jù)使用Excel處理，面板數(shù)據(jù)的統(tǒng)計檢驗和回歸分析使用STATA 8.0統(tǒng)計軟件處理。

（三）變量定義和模型構(gòu)建 本文的盈余質(zhì)量是被解釋變量，公司投入產(chǎn)出效率得分即管理層效率作為解釋變量。（1）盈余質(zhì)量。盈余質(zhì)量（EarningsQuality，下稱EQ）是被解釋變量，代表各公司當(dāng)年盈余質(zhì)量。借鑒Francis等（2005）的盈余質(zhì)量計算方法，本文采用經(jīng)調(diào)整后的Dechow和Dichev模型計算異常應(yīng)計利潤：△WCj,t=β0+β1CFOj,t-1+β2CFOj,t+β3CFOj,t+1+β4△REVj,t+β5PPEj,t+εj,t式中，△WCj,t是公司j在t年營運(yùn)資本應(yīng)計的變化，用公式△應(yīng)收賬＋△存貨－△應(yīng)付賬－△應(yīng)交稅＋△其他流動資產(chǎn)計算得出；CFOj,t等于第t年公司j現(xiàn)金流量表中經(jīng)營活動現(xiàn)金流凈額；△REVj,t為公司j在第t-1與t年主營業(yè)務(wù)收入的變化；PPEj,t為公司j第t-1與t年的平均固定資產(chǎn)總額，殘差εj,t實際就代表了流動應(yīng)計不能匹配現(xiàn)金流的程度。由模型（1）作按年截面回歸得到每年每家公司的殘差（residuals），然后計算每家公司從第t-2年到第t年殘差的標(biāo)準(zhǔn)差，從而得到所需的各年每家公司的盈余質(zhì)量矩陣（Earningqualitymetric）：EQj,t=σ（vj）t，該盈余質(zhì)量矩陣表示公司j在第t年的盈余質(zhì)量，其值越大，表示在最近3年中會計盈余中異常應(yīng)計項目（Abnormalaccruals）波動越強(qiáng)，說明會計盈余中的風(fēng)險越高，盈余質(zhì)量越差。（2）管理層效率。本文使用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（Data EnvelopmentAnalysis，下稱DEA）方法來生成管理層效率（Efficiency Score，下稱Escore）的得分。對1998年至2006年我國上市公司的相應(yīng)資料使用EMSversion 1.3軟件進(jìn)行分年度分行業(yè)的效率評分，首先分年度對毎一年所有上市公司按13個行業(yè)分類進(jìn)行DEA評分，然后找出所需的2001年至2005年776個數(shù)據(jù)完整的樣本公司，各公司所得的評分用以刻畫相對將投入轉(zhuǎn)換成收入的效率，也就是管理層的能力。由于本文主要考察的是在中國上市公司中，管理層效率是否影響盈余質(zhì)量，能干的高管團(tuán)隊是否傾向提供更高盈余質(zhì)量的財務(wù)報告，那么上市公司管理層能力的近似刻畫量度是否合理就直接決定了結(jié)論的可靠性。為此，檢驗了未來盈余的影響因素來測試管理層能力的近似刻畫量度合理與否。顯然，控制住當(dāng)前年度的獲利能力，則能干的經(jīng)理可以產(chǎn)生更高的未來贏利，建立了方程（2）進(jìn)行了回歸估計：AdjROAi,t+1=β0+β1EScorei,t+β2AdjROAi,t+β3LogATAi,t+β4REVValoi,t+β5CFOVolai,t+β6Levi,t+εi,t與本文的預(yù)期一致，在控制了當(dāng)前年度的獲利能力后，效率高的管理層在次年能擁有更高的贏利，對調(diào)整后的資產(chǎn)回報率約有3.9%提高，加入年度啞變量后為3.61%，只有很小變化，這一關(guān)系在0.1%統(tǒng)計意義上高度顯著（限于篇幅未列出結(jié)果）。（3）控制變量。為了正確反映管理層效率對盈余質(zhì)量的邊際影響，還控制了公司規(guī)模、營業(yè)收入波動性、經(jīng)營現(xiàn)金流量波動性、審計委員會獨(dú)立性、董事會獨(dú)立性、審計意見類型等因素。其中，營業(yè)收入波動率和經(jīng)營現(xiàn)金流量波動率的計算，都除以平均總資產(chǎn)以排除可能的共線性問題；審計意見類型，對公司該年度公告不帶任何說明事項標(biāo)準(zhǔn)意見的審計報告時取值為1，其他情況為0；調(diào)整的總資產(chǎn)回報率的計算，首先將凈利潤加營業(yè)外支出，減去營業(yè)外收入、補(bǔ)貼收入、以前年度調(diào)整，調(diào)整為正常經(jīng)營下的凈利潤，再除以當(dāng)年平均總資產(chǎn)，用以反映正常水平的總資產(chǎn)獲利能力；這些數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫經(jīng)手工計算整理?？刂谱兞康拿Q、定義和計算說明如（表1）所示。（4）模型構(gòu)建。本文對如下模型使用面板數(shù)據(jù)的多種估計方法檢驗了盈余質(zhì)量是否隨公司管理層效率變化而改變：EQi,t=β0+ui+β1EScorei,t+β2LogATAi,t+β3REVValoi,t+β4CFOVolai,t+β5LEVi,其中：i代表公司，t代表年份，β0為截距，β1~β10為系數(shù)，εi,t為殘差，ui為i公司的個體效應(yīng)，如果假設(shè)其為恒常不變的影響盈余質(zhì)量的因素，那么其他隨時間而變的因素歸入隨機(jī)項εi,t中，這時為固定效應(yīng)模型（FE）；如果假設(shè)其為隨機(jī)變量，隨機(jī)誤差項變?yōu)閡i+εi,t，這時為隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）。模型中EQi,t代表當(dāng)年盈余質(zhì)量，其余各變量的含義見前文。以2001年為參照，加入四個年度虛擬變量以控制年度間的影響因素。還使用了行業(yè)啞變量，行業(yè)分類同上文計算盈余質(zhì)量時使用的方法，以農(nóng)業(yè)類上市公司為參照，加入11個行業(yè)控制變量用以控制行業(yè)因素對公司盈余質(zhì)量的影響。

表1 控制變量的名稱、定義和計算方法

表2 2001-2005年盈余質(zhì)量變化趨勢

三、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計 描述性統(tǒng)計結(jié)果見（表2）至（表4）。（1）盈余質(zhì)量變化趨勢。（表2）列示了2001年至2005年776家上市公司平均盈余質(zhì)量的變化趨勢，由于本文盈余質(zhì)量（EQ）的計算基于連續(xù)三年殘差的標(biāo)準(zhǔn)差，其值越大，表示在最近3年中會計盈余中異常應(yīng)計項目（Abnormalaccruals）波動越強(qiáng)，說明會計盈余中的風(fēng)險越高，盈余質(zhì)量越差。因此可以看出，從2001年至2005年，我國上市公司披露的盈余質(zhì)量平均水平不斷提高，中位數(shù)的結(jié)果類似。還用連續(xù)二年和四年殘差的標(biāo)準(zhǔn)差做了穩(wěn)健性檢驗，趨勢和結(jié)論并沒有實質(zhì)性的改變。（2）管理層效率變化趨勢。本文從國泰安CMSAR數(shù)據(jù)庫中獲取運(yùn)算需用的項目數(shù)據(jù)計算各公司管理層效率得分，描述性統(tǒng)計情況見（表3）?？梢钥闯?，我國上市公司管理層效率平均水平在2001年到2005年期間，經(jīng)歷了一個先提高再逐漸下降的過程。2002年管理層效率平均水平較2001年有一個較大的提升，2003年比2002年略有下降但也好于2001年，到2004年管理層效率平均水平大幅度下降，2005年也沒有改觀的跡象，勉強(qiáng)維持在2004年的弱水平，沒有進(jìn)一步惡化。中位數(shù)的結(jié)果類似。用營業(yè)利潤和利潤總額替代主營業(yè)務(wù)收入，投入項目加入平均存貨，做了穩(wěn)健性檢驗，趨勢和結(jié)論并沒有實質(zhì)性的改變。（3）主要變量描述性統(tǒng)計。（表4）給出樣本公司全部公司年的主要變量的描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)。（表4）顯示，2001年至2005年我國上市公司中，平均的管理層效率得分為52.82%，這與國外經(jīng)驗數(shù)據(jù)平均的管理層效率得分61.9%（Peter等，2006）還是有一定的差距；平均盈余質(zhì)量為0.0901，與國外研究結(jié)果0.05有近0.04的差距（Francis等，2005；Peter等，2006），這說明我國的盈余質(zhì)量平均而言跟相應(yīng)國外研究結(jié)果是有一定的提升空間的；平均總資產(chǎn)為22.3944億元，平均資產(chǎn)負(fù)債率為52.03%，調(diào)整后的總資產(chǎn)回報率為1%，考慮無風(fēng)險回報率，這是一個較低的水平數(shù)字，符合中國上市公司整體而言的弱盈利能力狀況。

表3 2001-2005年管理層效率變化趨勢

表4 2001-2005年樣本公司財務(wù)比率描述性統(tǒng)計

表5 管理層效率與盈余質(zhì)量

（二）模型檢驗 由于被解釋變量盈余質(zhì)量（EQ）的計算基于累計連續(xù)三年殘差的標(biāo)準(zhǔn)差，被解釋變量之間有兩期的重疊，普通OLS按年回歸的t值由于可能的序列相關(guān)將是有偏的，因此使用面板數(shù)據(jù)估計方法進(jìn)行檢驗。首先使用混合OLS方法對方程（3）進(jìn)行回歸估計（結(jié)果未報告），然后使用隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型分別進(jìn)行了估計，拉格朗日乘數(shù)檢驗（Breusch and Pagan LM Test）表明，隨機(jī)效應(yīng)是顯著的；固定效應(yīng)模型結(jié)果表明，固定效應(yīng)也是顯著的，但不顯著的系數(shù)較多，而且公司規(guī)模的回歸系數(shù)違反經(jīng)濟(jì)上的直覺；Hausman檢驗拒絕了H0:FE與RE的系數(shù)差異是非系統(tǒng)的這一假設(shè)。由于隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型估計系數(shù)和符號的較大差異，猜想原因在于數(shù)據(jù)的性質(zhì)在較大程度上不符合相應(yīng)回歸假設(shè)，因此進(jìn)行了相應(yīng)的檢驗。Wooldridge一階自相關(guān)檢驗拒絕了不存在一階自相關(guān)的假設(shè)，證實了經(jīng)濟(jì)上的直覺，由于被解釋變量盈余質(zhì)量（EQ）之間有兩期的重疊，解釋變量中營業(yè)收入波動性是連續(xù)三年估計期間的營業(yè)收入變動除以年平均總資產(chǎn)的標(biāo)準(zhǔn)差，經(jīng)營現(xiàn)金流量波動性是連續(xù)三年估計期間的經(jīng)營現(xiàn)金流量除以年平均總資產(chǎn)的標(biāo)準(zhǔn)差，也都有兩期的重疊，自相關(guān)是很自然的事情，而且管理層效率在正常公司中通常而言幾年內(nèi)不會有劇烈的變動，各年間自相關(guān)也不會有太大疑慮。BPLM截面相關(guān)性檢驗也拒絕了零假設(shè)，各截面之間存在相關(guān)性，在0.1%的統(tǒng)計意義上是顯著的。修正的Wald截面異方差性檢驗也拒絕了零假設(shè)，并且在0.1%的統(tǒng)計意義上是顯著的。這些檢驗證實了猜想，由于序列相關(guān)、截面相關(guān)和截面異方差的存在，高斯－馬爾可夫假定得不到滿足，隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型下的統(tǒng)計量不再具有BLUE性質(zhì)，因此使用可行廣義最小二乘法（FGLS），修正了一階自相關(guān)和異方差性對方程（2）進(jìn)行了估計，得到了具有BLUE性質(zhì)的統(tǒng)計量。

（三）回歸分析 （表5）結(jié)果欄的前三列是只包含盈余質(zhì)量基本決定因素作為控制變量在三種估計方法下的結(jié)果。第三列可行廣義最小二乘法（FGLS）的結(jié)果表明，同本文的預(yù)期一致，盈余質(zhì)量隨著管理層效率的變化而變化，注意到這里盈余質(zhì)量是對方程（1）按年作截面回歸的殘差連續(xù)3年的標(biāo)準(zhǔn)差累計數(shù)，數(shù)值越大則代表盈余質(zhì)量越差，所以隨著管理層整體效率的提高，公司披報的盈余質(zhì)量卻隨之下降（β1＝0.25，Z＝6.92，0.1%統(tǒng)計水平上顯著）。（表5）結(jié)果欄的中間三列是增加獨(dú)立董事比例這一控制變量后在三種估計方法下的結(jié)果，類似于前文，管理層效率對盈余質(zhì)量的影響結(jié)論相同。從考察期間來看我國獨(dú)立董事的積極監(jiān)督角色并不太顯著，可以猜測，由于我國上市公司建立獨(dú)立董事制度起始于2001年，并要求在2003年6月30日前獨(dú)立董事的比例必須達(dá)到三分之一，而制度出臺的前幾年很可能嚴(yán)重存在諸多上市公司只是出于滿足監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)的需求去建設(shè)形式上的獨(dú)立董事制度的情況，也就是此時的獨(dú)立董事更可能充當(dāng)了裝飾品的角色。（表5）結(jié)果欄的最后三列是進(jìn)一步增加了審計意見類型這一控制變量后在三種估計方法下的結(jié)果，也類同于前文，確實，隨著管理層整體效率的提高，公司披報的盈余質(zhì)量卻隨之下降。加入這一變量的目的在于試圖控制公司的內(nèi)部控制強(qiáng)弱狀況，由于2007年是內(nèi)部控制管制在我國資本市場全面實施的第一年，而樣本期間各樣本內(nèi)部控制數(shù)據(jù)不可公開獲得，因此使用各公司年度審計意見類型來做為公司當(dāng)期內(nèi)部控制是否存在重大弱點(diǎn)的指示變量，同前面的結(jié)果相似，Escore變量的回歸系數(shù)在0.1%的統(tǒng)計水平上依然顯著，這進(jìn)一步證明伴隨高管整體能力的提高，公司盈余質(zhì)量隨之下降。內(nèi)部控制指示變量的回歸系數(shù)同本文的預(yù)期一致，確實，內(nèi)部控制好的公司盈余質(zhì)量也較好，這一系數(shù)在0.1%的統(tǒng)計水平上顯著。在其他方面，公司規(guī)模正如本文的預(yù)期的一樣，除了固定效應(yīng)模型之外的回歸系數(shù)都在0.1%的統(tǒng)計水平上顯著，方向也同已有文獻(xiàn)一致，公司規(guī)模的增大確實可以提高公司盈余質(zhì)量，看來大公司傾向于披露更好的財務(wù)報告；經(jīng)營現(xiàn)金流量的穩(wěn)定性和營業(yè)收入的穩(wěn)定性也正如已有文獻(xiàn)的經(jīng)驗研究結(jié)果，這兩者的回歸系數(shù)在大部分模型中都為正，且在0.1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明在中國上市公司中同樣存在著收入和現(xiàn)金流越不穩(wěn)定的公司，報告的盈余質(zhì)量越差；公司使用杠桿的程度也影響著盈余質(zhì)量，這一變量的回歸系數(shù)在所有模型中都為正，大部分回歸系數(shù)在0.1%統(tǒng)計水平上顯著，少部分回歸系數(shù)在5%統(tǒng)計水平上顯著，這意味著高負(fù)債公司傾向于披露盈余質(zhì)量更差的財務(wù)報告；公司的獲利能力直接影響著盈余質(zhì)量，使用的是經(jīng)手工調(diào)整剔除異常因素后的資產(chǎn)回報率，這一變量的回歸系數(shù)在所有模型中都為負(fù)，回歸系數(shù)都在0.1%統(tǒng)計水平上顯著，這說明贏利能力強(qiáng)的公司盈余質(zhì)量也更好，符合一般的經(jīng)濟(jì)直覺。

（四）穩(wěn)健性檢驗 上述檢驗證明管理層效率確實影響著盈余質(zhì)量，公司高級管理層能力越強(qiáng)，其動用資源影響盈余質(zhì)量的能力也就越大，結(jié)果更可能使得披報的盈余質(zhì)量相對更差一些，注意到此處的盈余質(zhì)量是用一個在連續(xù)5年數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上計算出來的橫跨3年的標(biāo)準(zhǔn)差所做的度量，這一度量的準(zhǔn)確性直接影響到本文的結(jié)論。因此用盈余的持續(xù)性來替代上述盈余質(zhì)量度量，用以測試結(jié)論的穩(wěn)健性。一般說來，較高的盈余的持續(xù)性可以視為較高盈余質(zhì)量的表征（可參見Scipper和Vincent2003年的相應(yīng)結(jié)果），對下式進(jìn)行了混合數(shù)據(jù)回歸估計：AdjROAi,t+1=β0+β1AdjROAi,t+β2EScorei,t+β3AdjROAi,t凵EScorei,t+β4LogATAi,t+β5REVValoi,t+β6CFOVolai,t+β7Levi,t+εi,（4）。結(jié)論并沒有實質(zhì)性改變（限于篇幅未列出結(jié)果）。

四、結(jié)論

本文經(jīng)驗證據(jù)表明，在中國上市公司中，以營運(yùn)資本應(yīng)計利潤總額同經(jīng)營現(xiàn)金流的匹配程度作為衡量盈余質(zhì)量的指標(biāo)，公司管理層效率與盈余質(zhì)量存在著顯著的相關(guān)關(guān)系，隨著管理層效率的提高，公司披露盈余的質(zhì)量并沒有同一般的經(jīng)濟(jì)直覺預(yù)期的那樣有相應(yīng)地提高，而是與之相反，公司披露盈余的質(zhì)量反而相應(yīng)地有所降低；這一結(jié)果完全區(qū)別于美國市場的經(jīng)驗證據(jù)。結(jié)果表明，在中國上市公司中，管理層效率確實影響盈余質(zhì)量，但是較高效率的管理層并沒有提供更高質(zhì)量的盈余報告，盡管他們可能對盈余中應(yīng)計水平的估計較為準(zhǔn)確；這可能表明，由于公司治理和信息披露的激勵機(jī)制不合理，造成的一個結(jié)果是，中國上市公司中管理團(tuán)隊效率越高，越可能利用這個能力去操控盈余信息，披露的盈余質(zhì)量反而更差?？磥砦覈Y本市場的相應(yīng)規(guī)范，并不足以有效地引導(dǎo)上市公司的管理層提供更高盈余質(zhì)量的財務(wù)報告，也許未來制定政策時更需要考慮這一層面的因素作為政策的配合。本文主要研究管理層效率與盈余質(zhì)量的關(guān)系，但是管理層效率的可能受到公司控制人、股東性質(zhì)、所處行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)、政府管制和激勵機(jī)制等因素的影響，由于研究主題的限定，本文并沒有在此方面深入，這是一個可能的完善和繼續(xù)展開的研究方向。

*本文系安徽省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃項目“市場化程度、國有控制與公司價值——基于安徽上市公司的經(jīng)驗證據(jù)”（項目編號：AHS KF07-08D07）階段性成果

［1］王化成、佟巖：《控股股東與盈余質(zhì)量——基于盈余反應(yīng)系數(shù)的考察》，《會計研究》2006年第2期。

［2］翟華云：《審計委員會和盈余質(zhì)量——來自中國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)》，《審計研究》2006年第6期。

［3］周曉蘇、張繼袖、唐洋：《控股股東所有權(quán)、雙向資金占用與盈余質(zhì)量》，《財經(jīng)研究》2008年第2期。

［4］BeaverW..The information contentofannualearningsannouncements.Journalof Accounting Research，1968.

［5］Dechow P..Accounting Earningsand Cash FlowsasMeasuresof Firm Performance:The Role of Accounting Accruals.Journalof Accounting and Economics，1994.

［6］Dechow P.and I.Dichev.The Quality of Accruals and Earnings:the Role of Accrual Estimation Errors.The Accounting Review，2002.

［7］K lein A..AuditComm ittee，Board of Director Characteristics and EarningsManagement.Journalof Accounting and Economics，2002.

［8］Peter D.，Baruch L.and Sarah M..Managerial Ability and EarningsQuality.Working paper，2006.

黃永安（1969-），男，江西吉水人，安徽財經(jīng)大學(xué)商學(xué)院講師

咬立鵬（1974-），男，甘肅蘭州人，中國石油天然氣集團(tuán)公司會計師

陳應(yīng)俠（1956-），男，安徽蚌埠人，安徽財經(jīng)大學(xué)商學(xué)院副教授

（編輯 虹 云）