上市公司盈余質量測度指標體系的構建與應用

蔣瑜峰 ，袁建國

（1．華中科技大學 管理學院，武漢 430074；2.湖北警官學院，武漢 430034）

盈余信息是會計信息中極為重要的信息，無論是國家的監督管理機構，還是個人者均以公司的盈余信息為重要依據，做出各種決策。盈余信息的質量將極大的影響國家監督管理機構或個人投資者所做出決策的科學性，因此，如何科學的定量評價公司盈余信息的質量是目前學術界和實踐部門所關注的熱點。本文的研究思路是從FASB《第二號財務會計概念公告》提出的決策有用性觀點出發，結合學術界對盈余信息質量的研究，構建了盈余信息質量的綜合評價指標體系，然后選取2006年在上海證券交易所上市的352家制造業公司為樣本，對其盈余信息質量進行了綜合評價和排序，通過Ohlson剩余收益定價模型，采用分組回歸的方法，對評價結果進行了檢驗，證明了本文設計評價指標體系的有效性。本文嘗試在以往研究的基礎上，從決策有用性出發，構建我國上市公司盈余質量評價系統，從多維度來全面評價上市公司盈余質量。另外本文認為，不同的行業對會計和財務實務的處理方式存在著差異，而且與行業有關的政治和環境因素也會影響到盈余質量的各個維度，故上市公司盈余質量評價應該分行業進行。

1 評價指標體系的構建

在設計盈余質量評價指標時，我們主要是結合我國盈余質量存在的實際問題和國外對盈余質量評價的方法，利用資產負債表、利潤表和現金流量表進行了綜合分析，來設計相應的評價指標體系。同時，對于單項指標我們采用了邏輯測試的方法檢測了單項指標的關聯性，方向性，及關鍵點等問題；對于整體的評價指標體系，我們主要是考慮了其協調性、必要性和齊備性等問題。盈余質量評價指標體系由相關性和可靠性兩個一級指標組成，每個一級指標下再設計若干指標，具體描敘上市公司盈余質量某一方面質量高低的程度。其具體指標的設置和指標選取的理由如下：

1.1 盈余質量的可靠性程度

FASB《第二號財務會計概念公告》指出會計信息的可靠性是指“信息應穩妥地避免錯誤和偏見，如實反映意欲反映的對象”。會計信息是否可靠，可從可驗證性、如實反映和中立性三方面衡量。故本文設立盈余質量可靠性程度這個一級指標，用以反映報告盈余是否體現了以實際發生的經濟業務為基礎，并遵循會計準則和會計制度而計算出來，并從盈余信息的如實反映、中立性和可驗證性這三個方面來設計評價盈余質量可靠性程度的二級指標。

1.1.1 如實反映。盈余質量的如實反映是指盈余信息真實地反映了公司的經營成果，從經濟業務事項的確認與計量，到會計記錄以至盈余報告的全過程，都必須如實反映。這一特征關注盈余信息是否以實際存在的經濟業務來確認，同時在計量的過程中對應計利潤的估計是否和客觀相一致。對盈余信息是否以實際存在的經濟業務來確認，本文認為盈余中的現金具有較高的可靠性，故采用凈利潤現金比率來評估盈余是否以實際存在的經濟業務來確認這一特征 （使用X1來表示）。X1＝（經營現金凈流量+取得投資收益所收到的現金凈額+處置固定、無形資產和其他長期資產而收到現金凈額）/期初總資產，其為正指標，數值越大，表明盈余中的現金含量越大，盈余的質量越高。對于在計量過程中，對應計利潤的估計是否和客觀相一致，本文根據Scottet等人（2005）在對應計項目進行了廣義定義的基礎上，認為在導致盈余變化的應計利潤項目中，流動項目變化帶來的盈余具有中等程度的可靠性，非流動項目變化帶來的盈余變化具有較低或中等程度的可靠性的研究結論[10]，采用流動資產變化/期初總資產（使用符號X2表示），固定資產變化/期初總資產（使用符號X3表示）兩個指標來評價。X2＝（第t年流動資產的變化額-第t年貨幣資金的變化額-第t年短期投資的變化額-第t年流動負債的變化額＋第t年短期借款的變化額）/期初總資產；X3＝（第t年總資產的變化額－第t年流動資產的變化額－第t年長期投資的變化額－第t年總負債的變化額＋第t年流動負債的變化額＋第t年長期借款的變化額）/期初總資產，這兩個指標為逆指標，其數值越大，表明盈余中的應計利潤越多，盈余中的估計成分越大，盈余的質量越差。

1.1.2 中立性。盈余質量的中立性是指報告盈余應是不偏不倚的、避免傾向于預定的結果或某一特定利益集團的需要，即報告的盈余應該是干凈的，不是被管理過的。盈余管理的程度越大則中立性就越差。本文采用截面修正瓊斯模型中的剩余項的絕對值（使用符號X4來表示）來作為對盈余管理程度測度的指標。該模型為：TAt/At-1=a1(1/At-1)+a2(△REVt-△RECt/At-1)+a3(△PPEt/At-1)+§tTAt為 i公司第 t年的總應計利潤，其等于i公司第t年的凈利潤減i公司第t年的經營活動產生的現金凈流量。At-1表示i公司第t-1期期末總資產；△REVt表示i公司第t期主營業務收入與第t-1期主營業務收入的差額；△RECt表示i公司第t期的凈應收款項和第t-1期凈應收款項的差額；△PPEt表示i公司第t期期末總的廠房、設備等固定資產價值。§t為剩余項。該公式中的a1a2a3是將同一行業中的樣本公司數據帶入TAt/At-1=a1(1/At-1)+a2(△REVtt/At-1)+a3(△PPEt/At-1)+§采用最小二乘法回歸得到。X4＝|TAt/At-1－a1(1/At-1)－a2(△REVt-△RECt/At-1)－a3(△PPEt/At-1)|，該指標為逆指標，數值越大則表明盈余被管理的程度越大，盈余質量越差。

1.1.3 可驗證性。盈余質量的可驗證性是指“報告盈余應能由不同的獨立提供者，在采用相同的方法條件下從實質上復制出來”。其含義一是用于驗證的方法必須是相同的，因為選擇其它方法，很可能失去驗證的意義;二是驗證的結果含有意見的一致性，當然這種一致性并不意味沒有一點差別，在允許的范圍內，差別的存在是可以接受的。針對可驗證性這個指標，可以選用上市公司對會計師事務所的更換和會計師事務所對上市公司出具的審計意見這兩個指標來評價。但考慮到我國的審計市場很不完善，上市公司常常和會計師事務所共同進行會計舞弊，故本文在評價盈余質量時并不考慮可驗證性。

1.2 盈余質量的相關性程度

盈余質量相關性評價的一級指標用以反映報告盈余是否能有助于投資者的決策，而投資者之所以作出購買或出售股份的決策，實際上是在作出對將來盈余的購買或出售的決策。FASB認為，要使會計信息具備相關性，必須滿足預測價值、反饋價值和及時性三個基本質量特征。故本文從盈余的預測價值、反饋價值和及時性這三個方面來設計盈余質量相關性程度的評價指標。

1.2.1 預測價值。預測價值是指報告盈余能夠幫助投資者預測企業以后的財務狀況、經營成果和現金流量情況。Velury和 Jenkins（2006）認為盈余的預測價值主要是指投資者通過盈余來評價企業未來的現金流量，通過價值評定模型來決定是否投資，即當前的盈余在多大程度上反映了未來的現金流量。[2]國內外的學者從盈余的結構性和盈余的時間序列性質論證了盈余中不同的部分具有不同的持續性，其具備不同的預測價值，故本文選擇主營業務利潤增長率，經營性現金流增長率等靜態指標從盈余的結構方面來評價盈余的預測價值（分別使用X5和X6表示），同時采用凈資產營業收益率的變異系數（使用X7表示）這一動態指標從盈余的持續性方面來評價盈余的預測價值。X5＝(本期主營業務利潤-上期主營業務利潤)/期初總資產；X6＝（本年經營性現金凈流量-上年經營性現金凈流量）/期初總資產；這兩個指標為正指標，其數值越大，表明該公司的盈余越有可能持續到下期，其預測價值就越大；X7＝∑（凈資產營業收益率-三年凈資產營業收益率平均值）2/三年凈資產營業收益率平均值，該指標為逆指標，其數值越大，表明其營業利潤越不穩定，其預測價值就越低。

1.2.2 反饋價值評價。反饋價值是指報告盈余應能夠對信息使用者曾做出的預測進行證實或糾正。根據干凈盈余理論，在理想狀態下一個企業的價值可用下列公式表示 MAt=bvt+gt其中:MAt是時點t企業市場價值，bvt是時點t資產負債表中企業資產賬面凈值，g，是對未來非常盈余的期望現值。由上述模型可求得gt=MAt-bvt.g的變動率反映了使用者對未來非常盈余的期望變動率，g的變動率與盈余變動率比值的絕對值即可用來度量盈余信息的反饋價值 （使用X8來表示）。X8＝|[（期末股價-期末每股凈資產賬面）/期末每股收益]/[（期初股價-期初每股凈資產）/期初每股收益]|，該指標為正指標，數值越大，表明本期盈余信息的反饋價值越大。

1.2.3 及時性。及時性是指在報告盈余對決策有用之前，能被使用者所擁有。因此，及時性要求盈余信息的積累、匯總和傳遞應盡可能迅速，以便保證現行信息能及時到達使用者的手中，也要求財務報表能在合理的間隔里定期加以編制和發布，以便對那些能夠影響信息使用者的預測與決策的有關經濟實體的變化情況進行及時地揭示。Chamber和Penmen（1984）采用了在會計年度結束后，財務報表發布日這段時間的長短來作為對及時性的評價[3]。本文根據這一思路采用如下的指標來評價盈余信息的及時性 （使用X9來表示）。X9＝（120－財務報表發布距上年度會計結束日）/120；該指標為正指標，數值越大，表明盈余信息的傳遞越及時，其盈余質量越高。

2 應用實例及檢驗

根據以上評價指標體系，為避免人為主觀因素對評價結果的影響，我們選擇主成分綜合評價方法對盈余信息質量進行評價。選取了在上海證券交易所上市的459家制造業上市公司為樣本，研究所需的數據來自《中國股票市場研究數據庫(CSMAR)》,我們運用FoxPro6.0對數據進行篩選,由于 CSMAR數據庫中有部分公司無相應的記錄,所以我們將其剔除出去，最后得到符合條件的總樣本數為352家。

表1 Total Variance Explained

表2 Component Matrix(a)

2.1 評價實例

對符合條件的352家公司進行盈余質量評價時，我們首先將原始數據按照前文所設計的指標體系，計算出盈余質量評價的九個指標，然后對逆指標采用如下公式：Pi=1/(1+max|Xi|+X)進行相應的正向化處理。（Xi為原始指標值），最后進行標準化處理后，各指標為Qi。表1為測度盈余質量可靠性和相關性9個指標的相關性分析。

Kaiser-Meyer-Olkin值表達了變量間的相關關系，根據學者Kaiser的觀點，如果Kaiser-Meyer-Olkin的值小于0.5則不適應做主成分分析分析，此處Kaiser-Meyer-Olkin為0.662，表示適合做主成分分析。另外Bartlett球形考驗的卡方值為586.997（自由度36）通過了顯著性檢驗，說明指標變量的相關矩陣有共同因素存在，適合進行主成分分析。

在確定采用幾個主成分進行評價時，我們認為應充分的利用相應的原始信息，提取9個主成分進行相應的評價。表2報告了初始特征值（方差）及貢獻率和因子載荷陣。我們從因子載荷陣看到第一主成分與Q1,Q2,Q6顯著正相關，綜合反映了盈余的相關性和可靠性；第二主成分與Q9顯著正相關，反映了盈余信息的及時性；第三主成分與Q7顯著正相關，反映了盈余的持續性；第四主成分與Q8顯著正相關，反映了盈余信息的反饋價值；第五主成分與Q3顯著正相關，反映了盈余信息的可靠性；第六、七、八、九主成分和指標變量不存在顯著的相關性，我們認為這是在對樣本進行盈余質量評價時，對原始樣本信息的充分利用。在對盈余質量進行綜合評價時，我們采用主成分特征值的貢獻率為九個主成分的權重。各主成分的變量系數向量為因子載荷陣中的第i列向量除以第i個特征根的開根后得到。

對于采用本文評價指標和評價方法而計算出的樣本公司盈余質量排名，我們使用spss中Normal Q-Q過程，來研究是否樣本公司的盈余質量得分符合正態概率分布，我們選擇對樣本不作數據轉換，采用Blom方法，得到圖1，當去掉盈余質量得分最高的兩名后 （其分別為3.28和2.95）,我們可以看到所繪制的正態概率分布圖幾乎呈現一條從縱軸零點指定右上角的直線，樣本的盈余質量得分近似服從正態分布，其均值為-0.01778971，標準差為0.32301548； 樣本公司盈余質量得分在【－∞，-0.34080458】上市公司為32家，樣本公司盈余質量得分在【-0.34080458，-0.01778971】的上市公司為 154 家，樣本公司盈余質量得分在【-0.01778971，0.30522577】的上市公司為129家，樣本公司盈余質量得分在【0.30522577，＋∞】的上市公司有37家。

2.2 評價結果的檢驗

本文主要從決策有用性的角度來對盈余信息質量進行相應的評價，故從理論上講，樣本公司的盈余質量評價排名應能表明盈余信息的有用性，因此提出假設：盈余質量評價排名靠前的盈余信息有用性的市場反映高于盈余質量評價排名靠后的盈余信息有用性的市場反映。

2.2.1 檢驗模型和方法。本文使用Ohlson（1995）剩余收益定價模型,來檢驗上述假設。Ohlson剩余收益定價模型將企業的市場價值與會計信息(會計數據)直接聯系起來，即:股利在影響當期凈資產的同時不影響當期收益，因此,不同期間(t)的會計收益(EARNt)和企業的帳面凈資產(BVt)以及股利(dt)始終符合下面的清潔盈余關系(CleanSurplus)等式:BVt=BVt-1+EARNt-dt。Ohlson推導出下面的公式：MVi,t=a0,t+a1,t*BVj,t+，a2,t*EARNj,t+∮j,t[13]MVi,t為i公司在t期的市場價值，考慮到我國法律規定上市公司應當在會計年度結束后次年的4月30日之前披露上年度的會計信息，故本文使用i公司在t期期末結束后的次年4月30日的每股市值作為MVi,t的替代變量；BVj，t為i公司在t期的賬面價值，本文使用i公司在t期期末的每股凈資產為其替代變量；EARNj,t為i公司在t期的公司的盈余，本文使用i公司在t期的每股營業收益為其替代變量。在檢驗方法上，本文根據樣本公司的盈余質量得分，對樣本公司進行分組回歸，然后觀察回歸方程中的相關系數和相應調整 R2的變化趨勢，從而判斷根據本文設計的的指標和方法所計算出來的盈余得分是否準確。研究所需的數據來自《中國股票市場研究數據庫(CSMAR)》。剔除在2007年4月30日沒有公布股價的33家公司后，以評價樣本的319家上市為研究樣本。首先按照各公司盈余質量得分，從小到大的順序將全部樣本企業進行分組。第一次將樣本公司分為兩組，分組的依據為第一組的盈余質量得分小于均值，分組的依據為第一組的盈余質量得分小于均值，第二組大于均值。第二次將樣本公司分為4組，分組的依據為第一組盈余質量得分在（－∞，-0.34080458）的上市公司，第二組為盈余質量得分在（-0.34080458，-0.01778971）的上市公司，第三組為盈余質量得分在（-0.01778971，0.30522577）的上市公司，第四組為其盈余質量得分在（0.30522577，＋∞）的上市公司。最后，對這兩次分組的樣本公司按Ohlson剩余收益定價模型進行回歸，如果EARNj,t的系數bi,t和調整 R2呈現出從小到大的排列，那么表明市場能夠識別不同上市公司的盈余質量，那么，根據本文設計的指標和評價的方法能夠很好地反映盈余信息的質量，也就是說本文設計的對盈余信息進行評價的指標和方法有效。

2.2.2 檢驗的結果。表3報告了采用第一次分組數據而得到的相應回歸方程的信息。我們可以看得根據兩組數據得到的回歸方程通過了F檢驗顯著，每股營業收益和每股凈資產均進入了方程，相應的t檢驗顯著。我們發現第一組AdjR2和每股營業收益的系數均小于第二組的AdjR2和每股營業收益的系數。

表4報告了采用第二次分組數據而得到的相應回歸方程的信息。我們可以看到，第一組沒有通過回歸方程的F檢驗，同時其每股營業收益的系數也沒有通過相應的t檢驗。其余的三組均通過了回歸方程的F檢驗，每股營業收益的系數的t檢驗顯著，第四組的截距項沒有通過相應的t檢驗顯著同時我們發現：AdjR2和每股營業收益的系數呈現從小到大的排列的趨勢。

從表3我們看到，兩組均通過了相應的檢驗，每股市價和每股營業收益呈現出顯著的正相關性，這表明每股營業收益越高，則每股市價就會越高，同時第二組的AdjR2和每股營業收益的系數均大于第一組，既經過本文設計的評價指標和評價方法，有效的區分了不同公司的盈余質量，盈余質量較高的一組其樣本公司的盈余信息對每股市價的解釋力和相關性程度更高。從表4我們看到，第一組的每股營業收益的系數沒有通過相應的檢驗，說明這一組樣本公司的盈余和市價沒有相關關系，市場能夠識別出其盈余質量的低下，從而沒有根據盈余來確定相應的市價。同時后三組的每股營業收益和每股市價呈現出顯著的正相關性，表明市場根據相應的每股營業收益確定相應的每股市價。后三組的AdjR2和每股營業收益的系數呈現出從小到大的排列，既，盈余質量較高的一組其對每股市價的解釋力和相關性程度更高，經過本文設計出來的指標體系和評價方法能夠區分出不同公司的盈余質量。

表3 回歸模型分析結果

表4 回歸模型分析結果

3 研究意義及局限

本文從決策有用性的角度，設計出了對我國上市公司盈余質量的評價體系，采用了主成分分析評價方法得到了我國2006年在上海證券交易所上市的352家制造業的盈余質量得分，并通過Ohlson剩余收益定價模型，采用分組回歸的方法驗證了設計指標和評價方法的有效性。本文所設計出來的指標體系和評價方法可以在宏觀層面上，幫助管理者對上市公司會計信息的的失真、虛假、會計信息質量不高等問題進行有效的監管；在微觀層面在，可以幫助投資者，識別上市公司盈余數值后的質量問題，提高決策的有用性。

本文在如下方面存在一定的局限性：（1）在盈余質量評價的指標體系中沒有考慮“可比性”等其他的信息質量特征；（2）本文只使用了制造業的數據作為樣本，在一定程度上消弱了本文設計出的指標評價體系和方法的適用性。

[1]Scott A.Richardson,Richard G.Sloan,Mark T.Soliman,Irem Tuna.Accrual Reliability,Earnings Persistence and Stock Prices[J].Journal of Accounting and Economics,2005,(39).

[2]Uma.Velury,David S.Jenkins,Institutional Ownership and the Quality of Earning[J].Journal of Business Research,2006,(59).

[3]Chambers,A.E.,S.H.Penman.Timeliness of the Stock Price Reaction to Earnings Announcements[J].Journal of Accounting Research,1984,(22).

[4]Ohlson J.A.Earnings,Book Values and Dividends in Equity Valuation[J].Contemporary Accounting Research,1995,11(2).