機構(gòu)投資者對盈余管理的影響研究

裘麗婭，謝明夏

(安徽財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，安徽 蚌埠 233041)

機構(gòu)投資者對盈余管理的影響研究

裘麗婭，謝明夏

(安徽財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，安徽 蚌埠 233041)

機構(gòu)投資者作為證券市場的主要力量，其參與上市公司治理并對上市公司盈余管理的影響作用引起了理論界和實務(wù)界的關(guān)注。選取了我國滬深兩市A股市場上市公司2008年—2011年的數(shù)據(jù)作為研究對象，實證考察了機構(gòu)投資者整體及不同類型機構(gòu)投資者對上市公司盈余管理的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國機構(gòu)投資者整體在一定程度上約束了不同方向的盈余管理行為，在眾多類型的機構(gòu)投資者中，證券投資基金對盈余管理的影響作用對于其它類型的機構(gòu)投資者相對顯著。

機構(gòu)投資者；盈余管理；公司治理

一、 引言

近年來，機構(gòu)投資者在我國發(fā)展迅速，已經(jīng)成為了證券市場的主要力量。在我國，機構(gòu)投資者主要是指金融市場上從事證券投資的法人機構(gòu)，主要包括證券投資基金、保險公司、社?；稹FII(合格境外機構(gòu)投資者)、信托公司、券商、企業(yè)年金、銀行等①。1998年3月，第一只封閉式基金的成立引入了真正意義上具有專業(yè)優(yōu)勢的機構(gòu)投資者，此后，隨著3類企業(yè)資金和保險公司資金入市，中國開放式基金的成立，機構(gòu)投資者的類型及基金的投資風(fēng)格也趨于多樣化。相對于個人投資者，機構(gòu)投資者一般具有投資管理專業(yè)化、投資結(jié)構(gòu)組合化、投資行為規(guī)范化等特點。無疑與一些中小股東相比，機構(gòu)投資者在投資中具有一定的專業(yè)優(yōu)勢，機構(gòu)投資者也不再只是局限于簡單地買賣股票賺取利差，他們正積極地參與到公司治理中來。2006年證監(jiān)會公布的《中國上市公司治理準(zhǔn)則》第11條規(guī)定：“機構(gòu)投資者應(yīng)在公司董事任選、經(jīng)營者激勵與監(jiān)督、重大事項決策等方面發(fā)揮作用”。機構(gòu)投資者參與上市公司治理并對管理當(dāng)局行為的影響作用已經(jīng)逐漸顯現(xiàn)。隨著相關(guān)法律法規(guī)的不斷完善以及機構(gòu)投資者自身的不斷壯大，機構(gòu)投資者已經(jīng)開始關(guān)注并影響著公司的盈余管理行為，對這一現(xiàn)象，已經(jīng)有很多學(xué)者進行了研究，但研究結(jié)論不盡一致。

在機構(gòu)投資者對盈余管理存在抑制作用方面，Klein(2002)指出有效的公司治理機制對管理層的盈余管理行為有一定的約束作用，肖星和王琨(2005)等學(xué)者發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者能夠通過有效的公司治理機制在一定程度上約束上市公司的盈余管理行為。程書強(2006)以2000年—2003年我國A股市場的上市公司為樣本，從機構(gòu)投資者與上市公司信息關(guān)系的視角出發(fā)，實證分析發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者的持股比例與抑制通過操縱應(yīng)計利潤的盈余管理行為的有效程度成正相關(guān)關(guān)系。高雷和張杰等(2008)以2003年—2005年的上市公司的數(shù)據(jù)進行實證分析也得到了類似的結(jié)論。Liu和Peng(2006)發(fā)現(xiàn)應(yīng)計利潤質(zhì)量與長期機構(gòu)投資者持股比例正相關(guān)，與短期機構(gòu)投資者持股比例負相關(guān)。黃謙(2009)以2004年—2007年的數(shù)據(jù)為研究對象，實證發(fā)現(xiàn)了機構(gòu)持股比例與盈余管理之間的倒U型關(guān)系，且倒U型的拐點為6%。杜瑞(2011)在其博士論文中以滬深兩市上市公司2004年—2006年的數(shù)據(jù)為研究對象通過實證研究也得到了倒U型關(guān)系的結(jié)論。在機構(gòu)投資者對盈余管理不存在抑制作用方面，平湖和李菁(2000)認為證券投資基金采用“高位接盤”、“倒倉”等手段來謀求利益，因而存在著嚴(yán)重的機會主義行為，不能抑制上市公司的盈余管理行為。鄧可斌和唐小艷(2010)以我國上市公司2004年—2008年的數(shù)據(jù)為樣本通過實證分析得出國內(nèi)機構(gòu)投資者持股比例與盈余管理正相關(guān)的結(jié)論，即不但不能制約上市公司的盈余管理行為，甚至?xí)龠M管理層的盈余管理行為。唐洋(2011)以我國滬深兩市上市公司2007年和2008年兩年的數(shù)據(jù)為研究樣本通過實證研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股比例與不同方向的盈余管理均正相關(guān)，即機構(gòu)投資者并不能有效抑制上市公司的盈余管理行為。通過上述分析發(fā)現(xiàn)學(xué)術(shù)界對于機構(gòu)投資者對管理層的盈余管理行為是否具有抑制作用并沒有完全一致的結(jié)論。

二、 研究設(shè)計

(一) 理論分析與假設(shè)提出

國內(nèi)外許多文獻認為機構(gòu)投資者具有規(guī)模化、專業(yè)化和獨立中介的特征，能夠?qū)ι鲜泄居喙芾碛幸欢ǖ囊种谱饔?，發(fā)揮機構(gòu)治理的作用。我國上市公司產(chǎn)權(quán)多為國有產(chǎn)權(quán)，并普遍存在“一股獨大”的情況，機構(gòu)投資者持股可以起到平衡股權(quán)結(jié)構(gòu)的作用，減少由第二類委托代理問題導(dǎo)致的盈余管理行為。但是，Hribar和Nichols(2007)認為上市公司正向盈余管理和負向盈余管理的動機、程度不同，如果僅考慮上市公司的盈余管理程度，不考慮其方向，將會得出錯誤的結(jié)論。因此，本文提出以下假設(shè)1：

H1a：機構(gòu)投資者整體持股比例與正向盈余管理負相關(guān)。

H1b：機構(gòu)投資者整體持股比例與負向盈余管理正相關(guān)。

機構(gòu)投資者持有的股份在我國上市公司股東中占比越來越大，且機構(gòu)投資者持股對減少小股東“搭便車”的行為有一定的積極作用。研究表明，當(dāng)持股比例足夠大時，機構(gòu)投資者即有意愿和能力參與上市公司的公司治理。由于機構(gòu)投資者自身的特點，在對上市公司進行分析和判斷時可以充分發(fā)揮機構(gòu)的專業(yè)知識優(yōu)勢，從而能全面評估被投資企業(yè)。另外，我國機構(gòu)投資者的種類較多，且同屬一種類型的機構(gòu)投資者的投資風(fēng)格、投資理念等較為類似，當(dāng)同一類型機構(gòu)投資者持股增加，其能形成一個具有共同利益取向的整體，并形成一個合力對公司經(jīng)營決策進行干預(yù)或施加影響。綜上，某一類型的機構(gòu)投資者持股比例越大，則該類型機構(gòu)投資者越能左右所持股份公司管理層的決策，對于上市公司的盈余管理行為，機構(gòu)投資者出于自身的專業(yè)素養(yǎng)，有理由相信其能夠有效制約上市公司的盈余管理行為。因此，提出以下假設(shè)2：

H2a：持股比例最大的一類機構(gòu)投資者的持股比例與正向盈余管理負相關(guān)。

H2b：持股比例最大的一類機構(gòu)投資者的持股比例與負向盈余管理正相關(guān)。

現(xiàn)有對于機構(gòu)投資者的研究很多都忽略了不同類型之間的差異，將各種類型的機構(gòu)投資者作為一個整體來研究其對上市公司盈余管理程度的影響。但是，由于不同類型機構(gòu)投資者的持股偏好、投資理念、行為方式、資金來源、資產(chǎn)性質(zhì)、投資實力、風(fēng)險承受能力等存在差異，如保險公司和社?；痫L(fēng)險承受能力較低，所以這兩種類型的機構(gòu)投資者傾向于為獲取穩(wěn)定但較低的收益而將投資分散化。而為獲取較高收益且投資較集中的往往是證券投資基金、QFII、證券公司這一類有較高風(fēng)險承受能力的機構(gòu)投資者。因此，對于管理層的盈余管理行為不同類型的機構(gòu)態(tài)度不甚一致。本文按照RESSET數(shù)據(jù)庫的劃分方法將我國機構(gòu)投資者劃分為：證券投資基金、QFII、券商、保險公司、社?；稹⑵髽I(yè)年金、信托公司、財務(wù)公司。因此，提出以下假設(shè)3：

H3：不同類型的機構(gòu)投資者持股比例對上市公司盈余管理的影響程度不同。

(二) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取我國滬深兩市A股上市公司2008年—2011年4年的混合截面數(shù)據(jù)，剔除金融保險類、全部ST及*ST類、當(dāng)年新上市的樣本，剔除機構(gòu)投資者持股為零的樣本，剔除資產(chǎn)負債比大于1、重要數(shù)據(jù)缺失的樣本后，得到總樣本容量為6 563個，其中正向盈余管理組(DAC+組)樣本3 177個，負向盈余管理組(DAC-組)樣本3 386個。為排除極端值的影響，本文對DAC、INS、lns等變量按照1%和99%分位進行了Winsorize的處理。本文研究的數(shù)據(jù)主要來源于RESSET數(shù)據(jù)庫，采用STATA 12.0軟件進行數(shù)據(jù)整理和分析。

(三) 模型選擇與構(gòu)建

1.盈余管理程度的計量

在盈余管理程度的測度中，綜合現(xiàn)有的文獻，主要有應(yīng)計利潤法、具體項目法和分布檢測法3種測度方法。其中，應(yīng)計利潤法的研究相對比較成熟，應(yīng)用較為廣泛，并且得到了大量權(quán)威實證研究的支撐。夏立軍曾經(jīng)用分年度分行業(yè)估計并采用總應(yīng)計利潤作為因變量估計特征參數(shù)的截面JONES模型來揭示公司的盈余管理程度，并得到了較好的效果。因此，本文借鑒夏立軍的研究，亦采用修正的截面JONES模型來計量盈余管理程度，修正的截面JONES模型表示如下：

(1)

其中，α0、α1和α2從下式中估計得到：

(2)

其中：

(3)

在上述式子中，NDAi,t表示樣本i第t期的非可操縱應(yīng)計利潤，Ai,t-1表示樣本i第t-1期的資產(chǎn)總額，ΔREVi,t表示樣本i第t期與第t-1期的主營業(yè)務(wù)收入的差額，ΔRECi,t表示樣本i第t期與第t-1期的應(yīng)收賬款的差額，PPEi,t表示樣本I 第t期的固定資產(chǎn)價值，TAi,t表示樣本I第t期的總體應(yīng)計利潤，Netlni,t表示樣本i在t期的凈利潤，CFOi,t表示樣本i在t期的經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額。

會計盈余由兩部分構(gòu)成，即經(jīng)營現(xiàn)金流量部分和應(yīng)計利潤的部分，盈余管理變量可以用可操縱性應(yīng)計利潤(即總應(yīng)計利潤與非可操縱性應(yīng)計利潤之差)來測量，即：

(4)

2.模型構(gòu)建

為驗證上述假設(shè)，分別建立多元回歸模型：

(1)模型1a

DAC+=α0+α1INS+α2lns+α3roa+α4lev+α5top10+α6CA+α7year1+α8year2+α9year3+ε

(2)模型1b

DAC-=β0+β1INS+β2lnsize+β3roa+β4lev+β5top10+β6CA+β7year1+β8year2+β9year3+ε

(3)模型2a

DAC+=α0+α1MAX+α2lns+α3roa+α4lev+α5top10+α6CA+α7year1+α8year2+α9year3+ε

(4)模型2b

DAC-=β0+β1MAX+β2lns+β3roa+β4lev+β5top10+β6CA+β7year1+β8year2+β9year3+ε

(5)模型3a

DAC+=α0+α1ΣINSH+α2lns+α3roa+α4lev+α5top10+α6CA+α7year1+α8year2+α9year3+ε

(6)模型3b

DAC-=β0+β1ΣINSH+β2lns+β3roa+β4lev+β5top10+β6CA+β7year1+β8year2+β9year3+ε

其中，DAC+、DAC-分別是公司正向和負向操縱性應(yīng)計利潤。INS是機構(gòu)投資者整體持股比例。INSH是各類型機構(gòu)投資者持股比例，fdh表示證券投資基金持股比例，sec表示券商持股比例，qfii表示QFII持股比例，ins表示保險公司持股比例，soc表示社保持股比例，ent表示企業(yè)年金持股比例，tru表示信托公司持股比例，fin表示財務(wù)公司持股比例。MAX表示持股比例最大的一類機構(gòu)投資者的持股比例，即MAX={fdh,sec, qfii, ins, soc, ent, tru, fin}?？刂谱兞康恼f明如下：lns為總資產(chǎn)的自然對數(shù)，roa為公司資產(chǎn)凈利率，lev為資產(chǎn)負債率，top10為前十大股東持股比例，CA為現(xiàn)金資產(chǎn)比，由經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額與期末總資產(chǎn)的比率計算確定。如果樣本屬于2008年，則year1=1，否則為0。如果樣本屬于2009年，則year2=1，否則為0。如果樣本屬于2010年，則year3=1，否則為0。

由于盈余管理程度需要分年度分行業(yè)測度，本文根據(jù)證監(jiān)會頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》對整個樣本進行了劃分，并對行業(yè)內(nèi)樣本量較小的相近行業(yè)進行了合并處理。表1是因變量盈余管理程度的描述性統(tǒng)計。從表1可以看出，全樣本的盈余管理程度均值接近0，表明數(shù)據(jù)樣本很好的得到了擬合。DAC的最小值為-0.35，最大值為0.44，表明我國上市公司同時存在向上和向下的盈余管理。同時，正向盈余管理程度大于負向盈余管理的程度，說明我國上市公司調(diào)增當(dāng)期業(yè)績的程度要大于調(diào)減當(dāng)期業(yè)績的程度。

表1 盈余管理的描述性統(tǒng)計

樣本組NMeanStd.Dev.MinMaxDAC65630.00398470.1157426-0.34821310.4384965DAC+31770.08716920.09323070.00006320.4384965DAC-3386-0.07406520.0722925-0.3482131-0.0000202

三、 實證結(jié)果與分析

(一) 變量相關(guān)性分析

本文利用Pearson檢驗方法對自變量的相關(guān)性進行檢驗發(fā)現(xiàn)，各變量的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，相關(guān)系數(shù)比較小，說明自變量之間的相關(guān)程度較小。變量的方差膨脹因子(VIF值)都不大于2.1，因此可以認為變量之間的相關(guān)性不會對多元線性回歸產(chǎn)生重大影響。

(二) 模型實證檢驗

1.假設(shè)1的檢驗

如前文所述，機構(gòu)投資者作為公司的股東，相對于個人投資者，有專業(yè)的投資人才，具備信息優(yōu)勢及豐富的投資經(jīng)驗，有參與上市公司治理、規(guī)范公司管理層盈余管理行為的意愿和動力，是公司治理機制中重要的外部治理機制。為了對假設(shè)1進行驗證，即驗證機構(gòu)投資者的持股比例之與上市公司盈余管理相關(guān)，本文選擇有機構(gòu)投資者持股的上市公司，用模型1對其持股和上市公司盈余管理進行相關(guān)性和回歸分析，回歸結(jié)果見表2。

表2 模型1和模型2的回歸結(jié)果

樣本變量DAC+DAC-模型1模型2模型1模型2INSMAXlnsroalevtop10CA調(diào)整的R2F值-0.0170.015(2.67)△(2.39)*-0.0660.040(4.26)△(2.82)△0.0100.0110.0160.015(8.95)△(9.67)△(16.40)△(15.67)△0.0110.0110.0050.005(38.85)△(37.97)△(19.46)△(18.44)△0.0000.000-0.000-0.000(2.72)△(2.76)△(6.91)△(6.95)△0.0290.025-0.044-0.042(4.12)△(3.52)△(6.52)△(6.26)△-1.062-1.062-0.696-0.700(60.03)△(60.18)△(36.20)△(36.22)△0.570.570.330.33461.14463.96184.15184.52

注：括號內(nèi)是t值，* 表示在p<0.05的水平下顯著; △ 表示在p<0.01的水平下顯著，下表同。

從表2的回歸結(jié)果可以看出，調(diào)整的R2值較大，模型1的擬合效果較好。在DAC+組中，INS的回歸系數(shù)為-0.017且在1%的置信水平下顯著，即表明模型1a的顯著為負。DAC-組中，INS的回歸系數(shù)為0.015且在5%的置信水平下顯著，即表明模型1b的顯著為正。該結(jié)果支持了假設(shè)1。從回歸系數(shù)的符號來看，INS在DAC+組的估計系數(shù)為負，在DAC-組的估計系數(shù)為正，表明機構(gòu)投資者總體持股對上市公司盈余管理有一定的抑制作用，但是INS的回歸系數(shù)無論在DAC+組還是DAC-組都不大，表明機構(gòu)投資者持股比例增加時，其所能影響的無論正向還是負向的盈余管理程度都不大，很大程度上是因為我國上市公司普遍存在“一股獨大”的現(xiàn)象，且國有產(chǎn)權(quán)的性質(zhì)限制了機構(gòu)投資者的治理效應(yīng)。roa的估計系數(shù)顯著為正，lev在DAC+組估計系數(shù)顯著為正，在DAC-組顯著為負，與薄仙慧和吳聯(lián)生(2009)的結(jié)論一致。回歸結(jié)果還顯示，資產(chǎn)規(guī)模、前10大股東持股比例、現(xiàn)金資產(chǎn)比與盈余管理也存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

2.假設(shè)2的檢驗

在有機構(gòu)投資者持股的上市公司中，同一類型機構(gòu)股東在參與上市公司治理的過程中，往往因投資理念、投資風(fēng)格、行為方式等方面具有相同的特點而表現(xiàn)出行動的一致性，所以持股比例最大的一類型機構(gòu)股東一般有一定的發(fā)言權(quán)，并有能力和意愿參與到上市公司的治理中來，且相對于持股比例小的一類機構(gòu)股東，應(yīng)當(dāng)更加積極地關(guān)心與重視管理層的盈余管理行為。為了驗證持股比例最大的一類型機構(gòu)投資對盈余管理的影響，即對假設(shè)2進行驗證，本文選擇有機構(gòu)投資者持股的上市公司，采用模型2對持股比例最大的一類型機構(gòu)投資者與上市公司盈余管理相關(guān)性和回歸性進行分析，結(jié)果見表2。

從表2可以看出，調(diào)整的R2值較大，模型2的擬合效果較好。在DAC+組中，MAX的回歸系數(shù)為-0.066且在1%的置信水平下顯著，即表明模型2a的α1顯著為負。DAC-組中，MAX的回歸系數(shù)為0.04且在1%的置信水平下顯著，即表明模型2b的β1顯著為正。從以上分析可以看出持股比例最大的一類型機構(gòu)投資者持股比例與盈余管理程度存在顯著的相關(guān)關(guān)系，因此，可以得出“持股比例最大的一類機構(gòu)投資者持股比例越大，DAC的值越大，其越能抑制上市公司的盈余管理行為”，該結(jié)果支持了假設(shè)2。

3.假設(shè)3的檢驗

在前面對假設(shè)1和假設(shè)2的研究中，機構(gòu)投資者對盈余管理的影響是將上市公司的機構(gòu)股東是作為一個整體來研究的。然而，不同類型的機構(gòu)投資者之間存在較大的差異，為了深入地分析機構(gòu)投資者對盈余管理的影響，下面采用模型3對假設(shè)3進行檢驗，即驗證不同類型的機構(gòu)投資者對上市公司的盈余管理影響機理是否不同，回歸結(jié)果見表3。

表3 模型3的回歸結(jié)果

變量樣本DAC+DAC-fdhsecqfiiinssocenttrufinlnsroalevtop10CA調(diào)整的R2F值-0.0610.035(3.82)△(2.42)*0.063-0.046(0.41)(0.32)-0.3900.021(1.26)(0.08)-0.2050.174(1.58)(1.39)-0.0610.025(0.42)(0.18)2.809-6.095(0.81)(2.38)*0.241-0.140(1.50)(0.93)-0.6060.098(0.80)(0.13)0.0120.015(9.93)△(15.27)△0.0110.005(37.76)△(18.46)△0.000-0.000(2.64)△(6.95)△0.024-0.041(3.39)△(6.07)△-1.060-0.702(60.01)△(36.24)△0.570.33261.89104.40

從表3可以看出，不同類型的機構(gòu)投資者與上市公司盈余管理之間的回歸系數(shù)和顯著程度差異都較大，表明不同類型機構(gòu)投資者對上市公司盈余管理的影響差異較大。另外，證券投資基金無論是與正向盈余管理還是與負向盈余管理都是顯著相關(guān)的，且回歸系數(shù)與表2中持股比例最大的一類型機構(gòu)投資者的回歸系數(shù)相近，這也說明了證券投資基金普遍是上市公司持股機構(gòu)投資者中持股最多的一個類型，并且證券投資基金也可能是對上市公司盈余管理影響最大的一個機構(gòu)類型，因為證券投資基金作為機構(gòu)投資者中的主力軍，其持股數(shù)量和持股規(guī)模都遠遠超過其他類型的機構(gòu)投資者，加上偏好“高風(fēng)險、高回報”的投資策略，使得證券投資基金更有實力和動力參與公司治理，關(guān)注管理層的盈余管理行為。其它類型的機構(gòu)投資者回歸系數(shù)明顯不符合線性回歸的要求，反映其它類型的機構(gòu)投資者與上市公司盈余管理之間并不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

四、結(jié)論

從以上實證分析可以得出下列結(jié)論：(1)機構(gòu)投資者作為公司治理的外部治理機制，機構(gòu)投資者總體持股能抑制上市公司的盈余管理行為，上市公司引進機構(gòu)投資者持股有助于促進上市公司治理的改善，從而抑制操縱行為。(2)不同類型的機構(gòu)投資者對上市公司盈余管理的影響不同，而證券投資基金作為機構(gòu)投資者中當(dāng)仁不讓的老大，相對于其它類型的機構(gòu)投資者，更有實力和意愿參與公司治理，因此，在抑制上市公司盈余管理方面的作用也較顯著。我國政府在加大股權(quán)改革的同時，應(yīng)該大力發(fā)展機構(gòu)投資者。

注 釋：

① 來自WIND數(shù)據(jù)庫對機構(gòu)投資者的分類方法。

〔1〕 KLEIN A.Audit Committee,Board of Director Characteristics and Earnings Management[J].JournalofAccountingandEconomics,2002,33(3):375-400.

〔2〕 肖星,王琨.證券投資基金：投資者還是投機者?[J].世界經(jīng)濟,2005(8)：73-79.

〔3〕 程書強.機構(gòu)投資者持股與上市公司會計盈余信息關(guān)系實證研究[J].管理世界,2006(9): 129-136.

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(責(zé)任編輯 杜 敏)

A Study on the Effect of Institutional Investors on Earnings Management

QIU Li-ya， XIE Ming-xia

(Anhui University of Finance & Economics, Bengbu, Anhui 233041)

As a major force in the securities market, institutional investors’ participation in the governance of listed companies and their influence on earnings management cause a theoretical and practical attention. This paper researches the effect of different types of institutional investors on earnings management in listed companies by empirical regression with the sample of listed companies in the 2008 to 2011 from Shanghai and Shenzhen A-share market. The results show that overall institutional investors constrain the behavior of earnings management in different directions to some extent. Compared with other types of institutional investors, securities investment fund’s influence on earnings management is relatively significant.

institutional investors; earnings management; corporate governance

2013-12-25

安徽省教育廳省級質(zhì)量工程教學(xué)研究項目“基于職業(yè)判斷能力的會計實驗教學(xué)研究”(2012jyxm242)。

裘麗婭(1963—)，女，上海人，安徽財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院教授，主要研究方向為會計理論與方法。

F275.2

A

1007-6875(2014)01-0088-06