陳春艷

（河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，鄭州 450000）

隨著世界經(jīng)濟(jì)進(jìn)入全球化時(shí)代，各國(guó)資本往來(lái)越來(lái)越頻繁，并趨于融合。會(huì)計(jì)作為服務(wù)于企業(yè)和資本市場(chǎng)的重要工具，開始面臨國(guó)際化問(wèn)題。各國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則逐漸與國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同，成為會(huì)計(jì)發(fā)展史上的重大趨勢(shì)之一，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同的經(jīng)濟(jì)后果研究成為研究熱點(diǎn)。綜觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同對(duì)企業(yè)盈余管理活動(dòng)的影響研究是會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同經(jīng)濟(jì)后果研究的一個(gè)重要方面。國(guó)外文獻(xiàn)認(rèn)為，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同可以顯著提高企業(yè)盈余管理水平。而國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)的研究結(jié)論并不統(tǒng)一。一些學(xué)者認(rèn)為：會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同提高了上市公司利用非經(jīng)常性損益進(jìn)行盈余管理的程度，提高了制造業(yè)整體行業(yè)的盈余管理水平；會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同中，公允價(jià)值的應(yīng)用將提高企業(yè)盈余管理水平，金融資產(chǎn)的分類和計(jì)量成為企業(yè)進(jìn)行盈余管理活動(dòng)的重要工具，債務(wù)重組新準(zhǔn)則為上市公司進(jìn)行盈余管理提供了新的選擇。另外一些學(xué)者認(rèn)為：會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同并沒(méi)有顯著提高央企的盈余管理水平，但是卻顯著提高了地方國(guó)企和民營(yíng)企業(yè)的盈余管理水平；會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同中，資產(chǎn)減值新準(zhǔn)則縮減了企業(yè)盈余管理活動(dòng)的空間，降低了企業(yè)盈余管理水平。綜上，我國(guó)現(xiàn)有文獻(xiàn)研究主要集中于會(huì)計(jì)準(zhǔn)則某一具體準(zhǔn)則趨同對(duì)企業(yè)盈余管理活動(dòng)的影響上，并且研究樣本多用2008年度及以前的數(shù)據(jù)，并未研究我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則總體趨同對(duì)企業(yè)盈余管理活動(dòng)的影響，也未研究會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同對(duì)企業(yè)盈余管理活動(dòng)的長(zhǎng)期影響效應(yīng)，更未研究會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同對(duì)企業(yè)正向盈余管理活動(dòng)和負(fù)向盈余管理活動(dòng)的具體影響。故而，本文通過(guò)搜集 2001—2006年度和 2008—2013年度上市公司數(shù)據(jù)，詳細(xì)研究會(huì)計(jì)準(zhǔn)則整體趨同對(duì)企業(yè)盈余管理活動(dòng)的影響，并具體分析會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同對(duì)企業(yè)正向盈余管理活動(dòng)和負(fù)向盈余管理活動(dòng)的影響。

一、理論研究與研究假設(shè)

經(jīng)濟(jì)后果理論認(rèn)為會(huì)計(jì)政策變遷及其選擇具有經(jīng)濟(jì)后果。我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同作為會(huì)計(jì)規(guī)則的改變也將具有經(jīng)濟(jì)后果。趨同后的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則取消資產(chǎn)減值準(zhǔn)備轉(zhuǎn)回的規(guī)定，會(huì)計(jì)信息披露更為詳細(xì)規(guī)范，可以降低企業(yè)盈余管理活動(dòng)的空間。但是，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同引入了公允價(jià)值，提高了會(huì)計(jì)主觀應(yīng)用水平，為上市公司利用金融資產(chǎn)的確認(rèn)和計(jì)量進(jìn)行盈余管理創(chuàng)造了條件，擴(kuò)展了企業(yè)盈余管理空間。其中，國(guó)有企業(yè)更傾向于利用兩類金融資產(chǎn)的分類進(jìn)行盈余管理。從而，新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則并未有效遏制上市公司的盈余管理水平。所以，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同對(duì)企業(yè)盈余管理活動(dòng)的影響具有雙重作用。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同既可能提高企業(yè)盈余管理水平，又可能降低企業(yè)盈余管理水平，故而本文提出兩個(gè)相互對(duì)立的假設(shè)：

H1a：在其他相同的條件下，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同顯著提高企業(yè)盈余管理活動(dòng)水平；

H1b：在其他相同的條件下，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同顯著降低企業(yè)盈余管理活動(dòng)水平。

企業(yè)盈余管理活動(dòng)按照盈余管理的方向可以分為正向盈余管理和負(fù)向盈余管理。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后，企業(yè)往往通過(guò)費(fèi)用提前確認(rèn)、收益遞延確認(rèn)等會(huì)計(jì)政策影響會(huì)計(jì)收益，為企業(yè)進(jìn)行正向盈余管理提供了空間。而金融資產(chǎn)的初始分類為企業(yè)進(jìn)行盈余管理活動(dòng)提供了“蓄水池”，企業(yè)往往在盈利狀況不好的情況下，將可供出售金融資產(chǎn)處置，以增加企業(yè)盈利。He et al.（2011）通過(guò)對(duì)中國(guó)內(nèi)地所有A股上市公司的盈余管理行為進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)公允價(jià)值變化為負(fù)的公司通過(guò)債務(wù)重組來(lái)提升利潤(rùn)，揭示了中國(guó)公司獨(dú)特的正向盈余管理動(dòng)機(jī)。 謝德仁（2011）研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)企業(yè)盈余管理的動(dòng)機(jī)在于滿足資本市場(chǎng)監(jiān)管規(guī)則，而資本市場(chǎng)監(jiān)管規(guī)則往往要求企業(yè)保持一定的利潤(rùn)水平，甚至要求企業(yè)的凈利潤(rùn)連續(xù)幾年持續(xù)增長(zhǎng)，從而我國(guó)上市公司往往進(jìn)行正向盈余管理。綜上，本文提出假設(shè)H2：

H2：在其他相同條件下，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同將顯著增加企業(yè)正向盈余管理活動(dòng)。

二、研究設(shè)計(jì)、樣本選擇及描述性統(tǒng)計(jì)

（一）研究設(shè)計(jì)

本文用會(huì)計(jì)信息“可操控性應(yīng)計(jì)”的絕對(duì)值來(lái)測(cè)量企業(yè)盈余管理活動(dòng)，會(huì)計(jì)信息的可操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值越高，意味著企業(yè)盈余管理程度越高，并將大于零的可操控性應(yīng)計(jì)定為正向可操控性應(yīng)計(jì)，將小于零的可操控性應(yīng)計(jì)定為負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)，正向可操控性應(yīng)計(jì)衡量企業(yè)的正向盈余管理活動(dòng)，負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)衡量企業(yè)的負(fù)向盈余管理活動(dòng)。

本文主要研究會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同對(duì)企業(yè)盈余管理活動(dòng)的影響，因此需要具體分析可操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值、正向可操控性應(yīng)計(jì)和負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同前后是否存在顯著差異。本文通過(guò)上述可操控性計(jì)量方法，分別計(jì)算出會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同前2001—2006年度和會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同后2008—2013年度兩個(gè)階段的可操控性應(yīng)計(jì)，將其取絕對(duì)值，并進(jìn)一步分為正向可操控性應(yīng)計(jì)和負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)，然后對(duì)可操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值、正向可操控性應(yīng)計(jì)和負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)分別進(jìn)行差異檢驗(yàn)，并用模型（3）進(jìn)一步進(jìn)行實(shí)證回歸檢驗(yàn)。

由于2007年度是新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施的第一年度，屬于調(diào)整年度，故2007年度的公司樣本不包括在內(nèi)，另外在模型（1）和模型（3）的回歸檢驗(yàn)中，本文控制了行業(yè)固定效應(yīng)，沒(méi)有控制年度固定效應(yīng)，這主要是因?yàn)槟Ｐ停?）中已經(jīng)有了衡量會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同前后的指標(biāo)Post，為了避免回歸過(guò)程中存在的多重共線性，將不再控制模型的年度固定效應(yīng)。

本文主要研究變量有：Profit為第i個(gè)公司第t年度的營(yíng)業(yè)利潤(rùn)；CFO為第i個(gè)公司第t年度的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)凈現(xiàn)金流量；TA為第i個(gè)公司第t年度的營(yíng)業(yè)利潤(rùn)減去經(jīng)營(yíng)活動(dòng)凈現(xiàn)金流量；Asset第i個(gè)公司第t-1年度年末的總資產(chǎn)；Sales為第i個(gè)公司第t年度的營(yíng)業(yè)收入；△REV為第i個(gè)公司第t年度的營(yíng)業(yè)收入減去t-1年度的營(yíng)業(yè)收入；PPE為第i個(gè)公司第t年度的固定資產(chǎn)凈值；Receive為第i個(gè)公司第t年度的應(yīng)收賬款凈值；△AR為第i個(gè)公司第t年度的應(yīng)收賬款凈值減去t-1年度的應(yīng)收賬款凈值；DA為第i個(gè)公司第t年度的可操控性應(yīng)計(jì)；Absda為第i個(gè)公司第t年度的可操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值；Positiveda為第i個(gè)公司第t年度的正向可操控性應(yīng)計(jì)；Negativeda為第i個(gè)公司第t年度的負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)；Post啞變量，當(dāng)樣本屬于2001—2006年度時(shí)，取值為0，當(dāng)樣本屬于2008—2013年度時(shí)，取值為1。

（二）樣本選擇及描述性統(tǒng)計(jì)

本文收集2001—2013年度滬深兩市A股上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)共22079個(gè)樣本，剔除變量缺失樣本331個(gè)，剔除期末總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值、應(yīng)收賬款凈值和營(yíng)業(yè)收入小于或等于零的樣本共190個(gè)，剔除滯后變量缺失的樣本2633個(gè)，剔除2007年度樣本1379個(gè)，剔除金融保險(xiǎn)行業(yè)樣本54個(gè)，剔除公司還發(fā)行其他類型股票樣本1431個(gè)，共獲取有效樣本16061個(gè)，其中2001—2006年度樣本 5574個(gè)，2008—2013年度樣本10487個(gè)。為了避免樣本極值影響統(tǒng)計(jì)量的穩(wěn)健性，本文對(duì)變量樣本進(jìn)行上下各1%的縮尾處理。

表1是變量描述性統(tǒng)計(jì)表。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，各變量分布較為離散，各變量樣本的標(biāo)準(zhǔn)差比較大。營(yíng)業(yè)收入樣本均值為307，994.60萬(wàn)元，中位數(shù)為106，139.94萬(wàn)元，營(yíng)業(yè)收入年平均增長(zhǎng)42，577.59萬(wàn)元。營(yíng)業(yè)利潤(rùn)樣本均值為18，508.38萬(wàn)元，中位數(shù)為6，065.64萬(wàn)元，經(jīng)營(yíng)活動(dòng)凈現(xiàn)金流量的樣本均值為20，308.26萬(wàn)元，中位數(shù)為6，918.54萬(wàn)元。從營(yíng)業(yè)收入、營(yíng)業(yè)利潤(rùn)和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)凈現(xiàn)金流量比較來(lái)看，營(yíng)業(yè)收入在年度遞增，但是營(yíng)業(yè)利潤(rùn)的樣本均值和中位數(shù)都低于經(jīng)營(yíng)活動(dòng)凈現(xiàn)金流量的樣本均值和中位數(shù)，這一方面說(shuō)明公司總體現(xiàn)金流量比較充足，但是另一方面也說(shuō)明公司有可能對(duì)營(yíng)業(yè)收入、營(yíng)業(yè)成本或營(yíng)業(yè)利潤(rùn)進(jìn)行了盈余管理。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果 單位：萬(wàn)元

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）實(shí)證結(jié)果分析

通過(guò)模型（1）和模型（2）的計(jì)量方法，我們?nèi)〉昧?001—2006年度和2008—2013年度的可操控性應(yīng)計(jì)，將其取絕對(duì)值，并進(jìn)一步分為正向可操控性應(yīng)計(jì)和負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)，將可操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值、正向可操控應(yīng)計(jì)和負(fù)向可操控應(yīng)計(jì)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2是盈余管理程度的描述性統(tǒng)計(jì)表。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，公司的正常應(yīng)計(jì)、可操控性應(yīng)計(jì)、可操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值、正向可操控性應(yīng)計(jì)和負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差非常小，說(shuō)明這些變量的樣本分布非常集中。另外在16061個(gè)可操控性應(yīng)計(jì)樣本中，有9631個(gè)樣本進(jìn)行了正向可操控性應(yīng)計(jì)，有6430個(gè)樣本進(jìn)行了負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)，說(shuō)明樣本中的多數(shù)公司傾向于正向盈余管理，增加公司業(yè)績(jī)。可操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值和正向可操控性應(yīng)計(jì)的最小值基本接近于零，是由于小數(shù)點(diǎn)保留位數(shù)的關(guān)系，統(tǒng)計(jì)顯示結(jié)果為零。負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)的最大值接近于零，也是由于小數(shù)點(diǎn)保留位數(shù)的關(guān)系，統(tǒng)計(jì)顯示結(jié)果為零。正向可操控性應(yīng)計(jì)樣本均值為 0．078，中位數(shù)為 0．051，負(fù)向可操控應(yīng)計(jì)樣本均值為－0．074，中位數(shù)為－0．045。 從兩組樣本比較來(lái)看，正向可操控性應(yīng)計(jì)的樣本均值和中位數(shù)的絕對(duì)值都大于負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)的樣本均值和中位數(shù)的絕對(duì)值，表明公司進(jìn)行正向盈余管理的程度要高于公司進(jìn)行負(fù)向盈余管理的程度，公司在盈余管理中傾向于正向盈余管理。

本文將 2001—2006年度和 2008—2013年度的可操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值、正向可操控性應(yīng)計(jì)和負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)進(jìn)行均值和中位數(shù)差異檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

表2 盈余管理程度的描述性統(tǒng)計(jì)表

表3 可操控性應(yīng)計(jì)均值和中位數(shù)差異分析表

表3是可操控性應(yīng)計(jì)均值和中位數(shù)差異分析表。本文首先對(duì)2001—2006年度和2008—2013年度兩組樣本的可操控性應(yīng)計(jì)進(jìn)行了oneway方差齊性檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，可操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值、正向可操控性應(yīng)計(jì)和負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)兩組樣本方差檢驗(yàn)的F值分別為6．37、24．44和10．35，可操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值、正向可操控性應(yīng)計(jì)和負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)都在5%的水平上拒絕了兩組樣本同方差的假設(shè)，故而本文在使用ttest對(duì)兩組樣本的可操控性應(yīng)計(jì)指標(biāo)進(jìn)行樣本均值差異檢驗(yàn)時(shí)，都使用非方差齊性樣本均值差異分析。此外，本文還對(duì)兩組樣本的可操控性應(yīng)計(jì)進(jìn)行median中位數(shù)差異檢驗(yàn)。

從統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，2001—2006年度可操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值的樣本均值和中位數(shù)都小于2008—2013年度可操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值的樣本均值和中位數(shù)，并且樣本均值差異檢驗(yàn)和中位數(shù)差異檢驗(yàn)都在1%的水平上顯著，說(shuō)明在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后，公司進(jìn)行了更高程度的盈余管理，支持假設(shè)H1a。2001—2006年度的正向可操控應(yīng)計(jì)樣本均值和中位數(shù)都小于2008—2013年度的樣本均值和中位數(shù)，并且差異檢驗(yàn)也都在1%水平上顯著，說(shuō)明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后，公司進(jìn)行了更高程度的正向可操控性應(yīng)計(jì)，支持假設(shè)H2。2001—2006年度的負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)樣本均值和中位數(shù)都小于2008—2013年度的負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)樣本均值和中位數(shù)，并且差異檢驗(yàn)在1%水平上顯著，表明公司在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后，顯著減少了負(fù)向盈余管理。

總之，表3的差異檢驗(yàn)結(jié)果顯示：會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后，可操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值和正向可操控性的樣本均值和中位數(shù)都顯著增大，表明上市公司盈余管理程度和正向盈余管理程度顯著提高；會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后，負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)的樣本均值和中位數(shù)也顯著增大，表明上市公司不但沒(méi)有提高負(fù)向盈余管理，還顯著降低了負(fù)向盈余管理水平。

表4 實(shí)證結(jié)果

表 4 為模型（3）的 white（1980）異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤修正后的實(shí)證結(jié)果。本文分別用可操控性應(yīng)計(jì)的絕對(duì)值、正向可操控性應(yīng)計(jì)和負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)對(duì)Post進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)各變量在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同前后兩個(gè)階段是否存在顯著差異。Model1的實(shí)證結(jié)果顯示，可操控性應(yīng)計(jì)的絕對(duì)值與Post在1%的水平上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0．0087，說(shuō)明總體上而言，企業(yè)在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同后進(jìn)行了更高程度的盈余管理，這與可操控性應(yīng)計(jì)絕對(duì)值樣本均值和中位數(shù)差異檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果相一致，支持了假設(shè)H1a。Model2的實(shí)證結(jié)果顯示，正向可操控性應(yīng)計(jì)與Post在1%的水平上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0．0178，說(shuō)明企業(yè)在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同后進(jìn)行了更多的正向盈余管理，這一結(jié)果與正向可操控性應(yīng)計(jì)樣本均值和中位數(shù)差異檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果相一致，支持了假設(shè)H2。Model3的實(shí)證結(jié)果顯示，負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)與Post在1%的水平上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0．0054，說(shuō)明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同前后，上市公司進(jìn)行了更多的負(fù)向盈余管理，該結(jié)果與負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)樣本均值和中位數(shù)差異檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)結(jié)果相矛盾，因此，上市公司在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后是提高還是降低了負(fù)向盈余管理尚不能得出一致的結(jié)論?？傊?，表4的實(shí)證結(jié)果顯示，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后，公司進(jìn)行了更高程度的可操控性應(yīng)計(jì)，并且可操控性應(yīng)計(jì)水平的增加主要是由正向可操控性應(yīng)計(jì)水平增加引起的，支持了假設(shè)H1a和H2。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在前文的實(shí)證研究中，我們只控制了行業(yè)固定效應(yīng)，并沒(méi)有控制年度固定效應(yīng)，只通過(guò)Post這一啞變量區(qū)分了會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同前后兩個(gè)階段，分析了企業(yè)盈余管理程度在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同前后兩個(gè)階段的變化。為了避免遺漏年度效應(yīng)會(huì)影響回歸檢驗(yàn)結(jié)果，我們?cè)诜€(wěn)健性測(cè)試中，將按照模型（1）和模型（2）的計(jì)量方法，按年度計(jì)算各個(gè)年度的可操控性應(yīng)計(jì)，分析可操控應(yīng)計(jì)在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同前后階段的變化。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表5為年度樣本回歸結(jié)果。Model1的實(shí)證結(jié)果顯示，可操控應(yīng)計(jì)絕對(duì)值與Post在1%的水平上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0．0222，表明公司在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后進(jìn)行了更高程度的盈余管理，支持了假設(shè)H1a。Model2的實(shí)證結(jié)果顯示，正向可操控性應(yīng)計(jì)與post在1%的水平上顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0．0385，表明公司在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后進(jìn)行了更多的正向可操控性應(yīng)計(jì)，支持了假設(shè)H2。Model3的實(shí)證結(jié)果顯示負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)與post負(fù)相關(guān)，但是并沒(méi)有達(dá)到顯著性水平，表明上市公司的負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同后可能有所下降，卻沒(méi)有達(dá)到顯著性水平。這一結(jié)論表明表4負(fù)向可操控性應(yīng)計(jì)的回歸結(jié)果并不穩(wěn)健，進(jìn)一步支持了表3的差異檢驗(yàn)結(jié)果，表明上市公司在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后，可能減少了負(fù)向盈余管理水平?？傊?，表5實(shí)證結(jié)果表明，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后，上市公司的盈余管理水平顯著提高，并傾向于進(jìn)行正向盈余管理。進(jìn)一步，表5的實(shí)證結(jié)果還表明，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后，上市公司盈余管理水平的顯著提高主要來(lái)自于公司正向盈余管理水平的提高。此外，在不剔除2007年度樣本的情況下，用2001—2013年度所有年度樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，其研究結(jié)果與表5的檢驗(yàn)結(jié)果相一致，進(jìn)一步支持了本文的研究結(jié)論。鑒于論文篇幅關(guān)系，含有2007年度樣本的實(shí)證結(jié)果不再列示。

四、結(jié)論

本文通過(guò)搜集 2001—2006年度和2008—2013年度上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同與企業(yè)盈余管理活動(dòng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同提高了企業(yè)總體盈余管理水平，這可能是因?yàn)闀?huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同引入了公允價(jià)值的應(yīng)用，提高了會(huì)計(jì)職業(yè)判斷和會(huì)計(jì)估計(jì)應(yīng)用水平，為企業(yè)盈余管理行為提供了更大的空間。通過(guò)進(jìn)一步將企業(yè)盈余管理分解為正向盈余管理和負(fù)向盈余管理，結(jié)果發(fā)現(xiàn)正向盈余管理活動(dòng)在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后顯著提高，而負(fù)向盈余管理活動(dòng)在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同后則可能有所下降，表明在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同為企業(yè)盈余管理活動(dòng)提供更大空間的情況下，企業(yè)往往進(jìn)行更多的正向盈余管理活動(dòng)，用以調(diào)增企業(yè)盈余，為我國(guó)企業(yè)正向盈余管理動(dòng)機(jī)提供了有效證據(jù)。

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