1. 李宇清 徐 旭 曾繁荣： 上 市 公 司 盈 余 质 量 评 价 实 证 研 究
上市公司盈余质量评价实证研究 ＊
李宇清 徐 旭 曾繁荣
（ 桂林电子科技大学管理学院 广西 桂林 ５４１００４ ）
摘要： 本文从财务分析真实性的角度出发， 设计了上市公司盈余质量评价综合指标体 系 ， 运 用 因 子 分 析 法
建立了上市公司盈余质量评价模型， 并用回归模型检验了公司未来盈余的可持续增长能力与模型评价结果的关
系 ， 证明了评价模型的有效性研究。研究发现， 上市公司的盈余质量与公司未来盈余的可持续增长能力呈正 相
关， 盈余质量对公司未来盈余的可持续增长能力解释度逐年增强。
关键词： 盈余质量 因子分析 每股收益增长率
一、文献回顾
在讨论盈余质量时有几个相关的概念， 即盈利质量、盈余质量、利润质量等。盈余或利润是指企业在一定期间内经营成果的表现形
式， 是市场经济运作的最直接的目的和动力， 且企业家的本性就是追逐盈余 程小可， ２００４） 。本文认为， 这些概念实质上是对同一事物
（
的不同表述， 因此， 本文未对其概念进行严格区分并在文中统一使用盈余质量进行表述。目前财务会计概念框架（ ＳＦＡＣ） 以决策有用性
来评价盈余质量， 认为盈余信息与投资者的决策有相关性， 即当期或历史盈余预测未来现金的能力。列夫认为会计盈利质量是指在报
—盈利关系中盈利的解释能力（ 菲利普等， ２００４ ） 。Ｐｅｎｍａｎ 和 Ｚｈａｎｇ ２００２ ） 认为， 公司披露的非正常项目当前盈余如果能够较好
酬—— （
的表明未来盈余水平， 则该盈余是高质量的。也有学者认为盈余质量是指收益和评价公司业绩之间的相关性， 其决定因素包括公司所
处的商业环境和对会 计 政 策 的 选 择 和 运 用（ Ｌｅｏｐｏｌｄ， Ａ． 等 ， ２００３ ） 。 国 内 外 众 多 学 者 对 盈 余 质 量 评 价 进 行 了 实 证 研 究 。 Ｂａｌｌ 和 Ｂｒｏｗｎ
（ １９６８ ） 研 究 了 证 券 价 格 变 动 与 盈 余 变 动 的 关 系 ， 发 现 二 者 呈 显 著 关 联 。 Ｌｅｖ 和 Ｔｈｉａｇａｒａｊａｎ（ １９９３） 提 出 了 盈 余 质 量 信 号 评 价 方 法 。
Ｌｉｐｅ 和 Ｋｏｎｎｅｎｄｉ １９９４） 采用时间序列模型对盈余质量进行度量。Ｓｌｏａｎ １９９６） 将会计盈余分成应计利润和经营现金流量两部分， 并通
（ （
过未来会计盈余对应计利润和经营现金流量的回归来进行盈余质量的研究。 Ｐｅｎｍａｎ 和 Ｚｈａｎｇ ２００２ ） 对会计稳健主义、
（ 盈余质量和股
票回报进行了实证研究。储一昀、王安武（ ２０００ ） ， 苟开红（ ２００５ ） 等也结合盈余质量对国内上市公司做了实证研究， 建立了评价模型，
但缺点是没有证明模型的有效性。本文在借鉴国内外学者研究的基础上， 结合我国证券市场的发展特点， 设计了符合我国上市公司的
盈余质量评价体系， 运用因子分析方法对上市公司建立盈余质量综合评价模型。利用线性回归模型检验盈余质量综合评价模型结果与
公司未来盈余可持续增长能力的关系 ， 并关注回归模型的整体拟合优度， 以证实模型的有效性和科学性。
二、上市公司盈余质量评价体系指标的设计
我国证券市场尚处于发展阶段， 市场缺乏效率且市场监管滞后， 上市公司质量良莠不齐， 存在较多的盈余管理现象。在选取指标时
尽可能兼顾到决定盈余质量的每个方面， 即每个方面都选取一些有代表性的指标， 充分反映盈余质量的特征。要充分把握盈余质量的
特征， 必须全面了解会计信息， 因为会计的盈余信息从属于会计信息， 所以， 会计盈余的质量特征也从属于会计信息的质量特征。会计
信息最重要的质量特征是决策有用性 ， 而决策有用性是通过相关性、可靠性、可比性、一致性、效益性及重要性等不同层次的若干个质
量属性来保证的， 相关性及可靠性是会计信息的首要质量特征， 同时具有预测价值、反馈价值和及时性的会计信息才是相关的会计信
息， 也只有反映真实并同时具有可验证性及中立性的会计信息才是可靠的会计信息（ ＦＡＳＢ， １９８５ ） 。决定盈余预测价值的特征是盈余
的稳定性、成长性和安全性， 而推导出能检验这三个特征的因素是盈余的安全性， 可靠性， 盈余营运性， 现金保障性， 可操纵性， 可扩张
性。其中可靠性是指反映债权人资产的安全程度； 持续性指企业各期盈利持续发展的稳定程度； 营运性指企业经营运转的能力； 现金保
障性指企业的账面盈利伴随有相应的现金流入 ； 真实性指企业账面盈利与真实盈利之间的吻合度； 可扩张性指企业的成长、持续发展
的能力。一个良好的企业盈余至少应该包括以上六个方面。相应地， 对于公司盈余质量指标体系的建立应从这六大方面着手。因此，
在借鉴国内外学者研究成果的基础上， 主要从这六个方面建立上市公司盈余质量的综合评价指标体系， 具体如（ 表 １ ） 所示。
三、上市公司盈余质量评价模型的建立
（ 一） 样本选取 本文中的样本公司选自我国沪深股市的 Ａ 股。根据研究需 要 做 了 如 下 筛 选 ： 剔 除 了 金 融 与 保 险 行 业 的 上 市 公
司， 剔除了 ＳＴ、 公司， 剔除了 ２００３ 年 ～
ＰＴ ２００５ 年会计数据不全的公司。最终本文随机选取了符合要求的 ９０ 个样本 ２００３ 、２００４ 、２００５ 连
续三年的财务数据。数据来源于样本公司对外公布的年度报表。
（ 二） 数据的预处理 在进行盈余质量评价之前， 首先对于指标值中的极端值采用 ３σ 界限进行控制， 上限为 ｘｊ＋σｊ， 下限为 ｘｊ－ σｊ， 然
后为消除各指标之间的量纲影响， 对所有指标进行了无量纲化处理， 设原指标为 ｘｉｊ， 标准化后的指标为 ｘ′ 则 ｘ′（ ｘｉｊ－ ｘｊ） ／σｊ。将得到标
ｉｊ， ｉｊ＝
作者简介：
李宇清（ １９８０－ ） ， 女， 广西桂林人， 桂林电子科技大学管理学院硕士研究生
徐 旭（ １９８３－ ） ， 女， 安徽宿州人， 桂林电子科技大学管理学院硕士研究生
曾繁荣（ １９６８－ ） ， 男， 湖南邵东人， 桂林电子科技大学管理学院教授
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2. ・ 学术 ２００８ 年第 ２ 期
表１ 盈余质量综合评价指标体系 准 化 的 数 据 矩 阵用于以下的研究， 为方便表述， 经过预处
变量 理后的指标代码不变， 本文数据处理及分析在 ｓｐｓｓ１３．０ 中
变量名称及代码 变量含义
类别
资产负债率（ Ｘ１）
进行。
盈余 负债总额 ÷资产总额 × １００％
短期借款占流动负债比例（ Ｘ２） 短期借款 ÷流动负债 × １００％ （ 三） 建立盈余质量评价模型 将经过预处理的数据
安全性 短期借款占总资产比例（ Ｘ３） 短期借款 ÷总资产 ×１００％
营业利润比例（ Ｘ４）
进行因子分析。在进行因子分析之前， 首先利用巴特利特
盈余 营业利润 ÷利润总额 × １００％
核心盈余比例（ Ｘ５） （ 营业利润－其他业务利润） ÷
球形检验 Ｂａｒｔｌｅｔｔ Ｔｅｓｔ ｏｆ Ｓｐｈｅｒｉｃｉｔｙ） 和 ＫＭＯ 检验以检验
（
可靠性 利润总额×１００％
利 润 总 额÷ 主 营 业 务 成 本＋营 业 费 用＋管
（
指标变量之间的相关性。如果原有变量之间不存在较强
盈余 成本费用利润率（ Ｘ６）
理费用 ＋ 财务费用） × １００％ 的相关关系， 那么将无法从中综合出能反映某些变量共
营运性 （ 营业费用 ＋ 管理费用 ＋ 财务费用） ÷ 末 股 年
股东权益费用率（ Ｘ７） 同特性的少数公共因子变量 。 检 验 结 果 如（ 表 ２ ） 所 示 。
东权益 × １００％
经营 活 动 产 生 的 现 金 流 量 净 额 ÷ 营 业 务 由 表 ２ ） 可知， 连续三年的 ＫＭＯ 检验值均大于 ０．６， 根据
主 （
销售现金比率（ Ｘ８）
盈余现金 收入 × １００％
现金流动负债比（ Ｘ９） 经营活动现金流量净额 ÷ 流动负债 × １００％
ＫＭＯ 度量标准可知原指标变量适合进行因子分析。 同时，
保障性 全部资产现金回收率（ Ｘ１０） 经营活动现金流量净额 ÷ 总资产 × １００％ 连续三年的巴特利特球度检验统计量观测值均大于
净收益营运指数（ Ｘ１１） （ 净收益 － 非经营净收益） ÷ 净收益
（ 调 整 后 每 股 净 资 产－ 每 股 净 资 产 ） ÷ 股 每 １１００， 其对应的相伴概率为 ０．０００， 小 于 显 著 性 水 平 ０．０５。
调整差异百分比（ Ｘ１２）
盈余可 净资产 × １００％ 因此， 拒绝巴特利特球度检验的零假设。总的来说， 指标
操纵性 扣除非经常性损益后 （ 利 润 总 额 － 投 资 收 益 － 营 业 外 收 支 净 额 ） 变量体系适合进行因子分析。由于本文建立的盈余质 量
净利润率（ Ｘ１３） ÷利润总额 × １００％
现 金 增 加 值 ／ 留 存 收 益 ＝（ 经 营 活 动 现 金 净 评价指标之间以及评价指标内部均存在强相关性 ， 为简
盈余可 流 量 ＋ 分 得 股 利 和 利 润 收 现 ＋ 债 券 利 息 收 化在指标综合评价中众多的原有指标变量， 从中提取出
现金增值质量指数（ Ｘ１４）
扩张性 现＋处 置 长 期 资 产 收 现－ 利 息 及 筹 资 费 用
少量的具有代表性的因子。采用因子分析法分别对样本
付现 － 分配股利付现） ÷ 留存收益
三年的观测数据进行了盈余质量综合评价。公因子方差
表２ 巴特利特球形检验和 ＫＭＯ 检验结果
ＫＭＯ检验值 ０．６５４ 比如（ 表 ３ ） 所示， 这是因子 分 析 的 初 始 结 果 。 公 因 子 方
统计量观测值 １２２６．００７ 差比是指按照所选标准提取相应数量因子后， 各变量中
２００３ 年
巴特利特球形检验 样本数 ９０
显著性概率 Ｓｉｇ． ０．０００ 信息分别被提取出的比例。从表中可以看出， 除了 Ｘ１３ 扣
ＫＭＯ检验值 ０．６０１ 除非经常性损益后的净利润率连续三年分别只提取了
统计量观测值 １１８６．５５８
２００４ 年 ６４．３％ 、６１．３％ 和 ６６％ 以 外 ， 其 余 年 份 各 指 标 所 提 取 的 信
巴特利特球形检验 样本数 ９０
显著性概率 Ｓｉｇ． ０．０００ 息均较为充分。在因子分析过程中， 对每年均提取了 ６ 个
ＫＭＯ检验值 ０．６５３
统计量观测值 １３２５．４３７ 主成分来代替原有的 １４ 个财务比率指标， 主成分用 Ｆｉｊ 表
２００５ 年
巴特利特球形检验 样本数 ９０ 示（ 其 中 ｉ＝２００３～ ２００５， ｊ＝１～ ） ， 结 果 如（ 表 ４ ） 所 示 。 从
６
显著性概率 Ｓｉｇ． ０．０００
（ 表 ４ ） 中 可 以 看 出 ， 在 ２００３ 、 ２００４ 和 ２００５ 三 年 的 财 务
表３ 连续三年公因子方差比
信息提取度 ％ 数据中，６ 个主成分因子包含原来的信息量分别为
２００３ 年 ２００４ 年 ２００５ 年 ８４．７６３％ 、８２．０７２％ 和 ８４．７３１％ 。这说明前 ６ 个因子包括
Ｘ１ ０．７９４ ０．８４２ ０．８３６
Ｘ２ ０．９５５ ０．９３５ ０．９７０ 了 １４ 个评价指标的绝大部分信息。
Ｘ３ ０．９５０ ０．９３９ ０．９４５ 在构建盈余质量因子分析评价模型时 ， 将多个主成
Ｘ４ ０．８７７ ０．９４７ ０．７６９
Ｘ５ ０．９１０ ０．８０１ ０．９４０ 分分别按其方差贡献率来确定权重并进行加总， 即可得
Ｘ６ ０．８８６ ０．７５５ ０．７９６ 到一个综合指标 ＥＱＩ， 称为盈余质量综合评价指数。则三
Ｘ７ ０．８３３ ０．７７８ ０．８３７
Ｘ８ ０．７４１ ０．７８７ ０．８１６ 年的盈余质量评价模型分别为 ：
Ｘ９ ０．８６３ ０．８７０ ０．９１２ ＥＱＩ２００３ ＝４．７１１Ｆ２００３，１ ＋２．８６５Ｆ２００３，２ ＋２．６３７Ｆ２００３，３ ＋１．０１６Ｆ２００３，
Ｘ１０ ０．７７３ ０．９１９ ０．８６０
Ｘ１１ ０．８４３ ０．８９７ ０．８７７ ４＋１．０２Ｆ２００３，５＋０．９０６Ｆ２００３，６
Ｘ１２ ０．８６７ ０．８２９ ０．８７４ ＥＱＩ２００４ ＝３．７１５Ｆ２００４，２ ＋３．３２１Ｆ２００４，２ ＋２．８２７Ｆ２００４，３ ＋１．４０６Ｆ２００４，
Ｘ１３ ０．６４３ ０．６１３ ０．６６０
Ｘ１４ ０．９７４ ０．８４２ ０．８１９ ４＋０．９９０Ｆ２００４，５＋０．８７１Ｆ２００４，６
ＥＱＩ２００５＝４．６２３Ｆ２００５，１＋３．０３８Ｆ２００５，２＋２．２６０Ｆ２００５，３＋１．３５４Ｆ２００５，４＋
１．１７４Ｆ２００５，５＋１．０６３Ｆ２００５，６
根据上面的评价模型， 结合样本公司的数据资料， 可计算出 ９０ 个样本公司连续三年的公司盈余质量综合评价指数。
四、上市公司盈余质量评价模型的检验
建立一个综合性的上市公司盈余质量评价模型 ， 旨在评价上市公司的收现性、安全性、成长性及稳定性。本文将对所建评价模型进
行实证检验， 以验证其科学性及有效性。
（ 一） 研究假设 根据西方经济学的基本假设， 股东财富最大化或者企业价值最大化是企业家们所追求的目标。企业价值取决于
企业的盈利能力和成长能力， 以及盈利能力与成长能力的可持续性。而企业的可持续发展和生命力取决于企业的质量和活力， 即盈余
质量是影响企业可持续发展的一个重要因素。一般来讲， 高盈余质量是上市公司未来一段时间盈余保持现有水平或在现有基础上平稳
增长的重要条件， 盈余质量越高， 公司盈余可持续增长能力越强； 反之， 盈余质量越低， 盈余水分越大， 盈余可持续增长能力越弱。鉴于
以上分析， 根据公司盈余质量因子分析评价模型， 公司的 ＥＱＩ 越大， 其盈余质量越高， 盈余的可持续性增长能力越强， 因此， 提 出 如 下
２９

3. 李宇清 徐 旭 曾繁荣： 上 市 公 司 盈 余 质 量 评 价 实 证 研 究
表４ 连续三年公因子的特征值与贡献率 研究假设： 上市公司的 ＥＱＩ 与未来会计盈余的可持续性增长能
主成分 特征值 贡献率 ％ 累积贡献率 ％ 力正相关， 即 ＥＱＩ 越大， 公司未来盈余的可持续增长能力越强。
Ｆ２００３， １ ４．７１１ ２９．４４３ ２９．４４３
Ｆ２００３， ２ ２．８６５ １７．９０５ ４７．３４７ （ 二） 研究模型 本文利用线性回归模型对以上研究假设进
Ｆ２００３， ３ ２．６３７ １６．４７９ ６３．８２７ 行验证， 检验公司未来盈余的可持续增长能力与盈余质量是否具
Ｆ２００３， ４ １．４２８ ８．９２５ ７２．７５１
Ｆ２００３， ５ １．０１６ ６．３４８ ７９．０９９ 有正的相关性， 如果该假设成立， 则模型的回归系数为正。回归方
Ｆ２００３， ６ ０．９０６ ５．６６４ ８４．７６３ 程为： Ｑｉ，ｔ＝α＋βＥＱＩ ｉ，ｔ＋ｅｉ
Ｆ２００４， １ ３．７１５ ２３．２２１ ２３．２２１
Ｆ２００４， ２ ３．３２１ ２０．７５９ ４３．９８０ 其中： Ｑｉ，ｔ 代表第 ｉ 个公司 第 ｔ 年 的 未 来 盈 余 持 续 增 长 能 力 。
Ｆ２００４， ３ ２．８２７ １７．６６８ ６１．６４８ 本 研 究 以 每 股 收 益 增 长 率 作 为 衡 量 指 标 。 具 体 计 算 公 式 为 Ｑｉ，ｔ＝
Ｆ２００４， ４ １．４０６ ８．７９０ ７０．４３８
Ｆ２００４， ５ ０．９９０ ６．１９０ ７６．６２８ （ ＥＰＳｔ ，ｉ－ ＥＰＳｔ － １， ｉ） ／ＥＰＳｔ － １，ｉ＋１００％ ， ＥＰＳｔ ，ｉ 为 第 ｉ 个 公 司 第 ｔ 年 度 每
Ｆ２００４， ６ ０．８７１ ５．４４４ ８２．０７２ 股收益， ＥＰＳｔ － １ 为第 ｉ 个公司第 ｔ－ １ 年度每股收益。ＥＱＩ ｉ，ｔ 为第 ｉ
Ｆ２００５， １ ４．６２３ ２８．８９６ ２８．８９６
Ｆ２００５， ２ ３．０８３ １９．２７１ ４８．１６７ 个上市公司第 ｔ 年盈余质量综合评价指数。
Ｆ２００５， ３ ２．２６０ １４．１２６ ６２．２９３ （ 三） 描述性统计结果与分析 根据计算出的样本公司 ２００３
Ｆ２００５， ４ １．３５４ ８．４６１ ７０．７５４
Ｆ２００５， ５ １．１７４ ７．３３５ ７８．０８９ 年～２００５ 年连续三年的公司盈余质量综合评价指数 ＥＱＩ 和每股收
Ｆ２００５， ６ １．０６３ ６．６４２ ８４．７３１ 益增长率 Ｑ， 本文对其进行描述性统计。统计数据结果如（ 表 ５）
表５ 样本总体变量描述性统计 所示。从（ 表 ５） 中可以看出， 样本公司连续三年盈余质量综合评
年份 变量名 样本数 最大值 最小值 均值 标准差 价指数 ＥＱＩ 的平均值均为负值。每股收益增长率 Ｑ 连续三年的平
ＥＱＩ ９０ －２８．３４ １４．３６ －１．３４ ８．３８
２００３ 年 均 值 为 正 ， 但 其 均 值 较 小 ， 三 年 分 别 为 １０％ 、１６％ 和 １３％ ， 增 长 率
Ｑ ９０ －３．１１ ０．５７ ０．１０ ０．４０
ＥＱＩ ９０ －２５．２３ １３．３２ －１．１０ ８．１７ Ｑ 的均值并不是稳定增长。并且样本公司连续三年盈余质量综合
２００４ 年
Ｑ ９０ －０．６３ ０．９７ ０．１６ ０．２９
ＥＱＩ ９０ －１９．５５ １５．５９ －０．４２ ６．８８ 评价指数 ＥＱＩ 的最大值和最小值差距也较大， 其标准差大大高于
２００５ 年
Ｑ ９０ －０．３６ ０．９６ ０．１３ ０．２３ 增长率 Ｑ 的标准差。虽然增长率 Ｑ 的 标 准 差 远 远 小 于 盈 余 质 量
表６ 模型回归结果 综合评价指数 ＥＱＩ， 但 ２００３ 年样 本 公 司 每 股 收 益 增 长 率 增 幅 最
样本 回归 回归系数统 Ｔ 的显著性 回归效果的 Ｆ的显著性 判定 大者高达 ５７％， 最低者降幅则为 － ３１１％。２００４ 年和 ２００５ 年每股收
年份 系数 β 计量 Ｔ 检验 概率 Ｓｉｇ Ｆ检验 概率 Ｓｉｇ 系数 Ｒ２
２００３ 年 ０．１１５ ２．１６８ ０．０３３ ４．７００ ０．０３３ ０．２３１ 益增长率的最大值和最小值也相差较远。本文认为这主要是公司
２００４ 年 ０．０７９ ２．６４８ ０．０１ ７．０１３ ０．０１ ０．２７９ 盈余质量普遍不高引起的。可见， 盈余质量对公司未来盈余的增长
２００５ 年 ０．１５０ ３．０９５ ０．００３ ９．５８０ ０．００３ ０．３１７
能力有较大影响， 在分析公司未来盈余增长能力时， 不仅应关注盈
余的数量， 更重要的是要分析公司的盈余质量。
（ 四） 线性回归结果与分析 根据上述回归模型， 对样本公
司 ２００３ 、２００４ 和 ２００５ 三 年 的 盈 余 质 量 综 合 评 价 指 数 进 行 回 归 ，
规定回归系数的 Ｔ 检验 显 著 性 水 平 为 ０．０５ ， 结 果 如（ 表 ６ ） 所 示 。
（ 表 ６） 回归结果显示， ２００３ 、２００４ 和 ２００５ 三年的统计量 Ｆ 结果
分别为 ４．７ 、７．０１３ 和 ９．５８０ ， 相伴概率值均小于 ０．０５ 。这表 明 盈 余
质量综合评价指数与每股收益确有线性回归关系。三年的回归系
数 β 值 分 别 为 ０．１１５ 、０．０７９ 和 ０．１５ ， Ｔ 检 验 ｐ 值 显 著 ， 且 均 为 正
图 １ 拟合优度 Ｒ ２ 趋势图 值， 这与假设的预期符号是一致的， 验证了盈余质量综合评价指
数与每股收益增长率之间的正相关性， 说明了本文所构建盈余质量评价模型的有效性。由（ 图 １ ） 可知拟合优度 Ｒ２ 呈逐年上涨趋势，
这说明随着证券市场参与主体的日渐成熟， 上市公司的盈余质量也逐渐受到各方的关注， 盈余质量综合评价指数对每股收益增长率的
解释程度日益提高， 即在我国盈余质量对公司未来盈余可持续增长能力的影响逐渐增强。但是， 拟合优度 Ｒ２ 值不高的可能原因有两方
面， 一是盈余质量是影响每股收益增长率众多因素中的一个方面； 二是目前我国上市公司还存在着严重的盈余操纵现象， 使得会计盈余
数字的相关性和可靠性降低。
五、结论与建议
本文从我国证券市场的实际出发， 建立了上市公司盈余质量评价模型并对其进行了检验， 研究发现公司未来盈余可持续增长能力
与盈余质量的具有正的相关性， 即盈余质量较好的公司， 每股收益增长率较高。并且随着证券市场的不断完善， 公司未来盈余可持续增
长能力和盈余质量的相关性也逐渐增强。盈余质量已经越来越受到各方关注。对于公司管理者而言， 通过盈余管理手段粉饰公司账面
盈余， 会降低公司的盈余质量， 不利于公司未来盈余的可持续增长； 对于市场监管者而言， 应加强资本市场的监管， 包括对注册会计师
及其他会计从业人员的监管， 以及对市场经济主体会计行为的监管， 以提高会计信息质量， 降低投资者决策过程中面临的不确定性， 促
使资本趋利性流动， 改善社会资源配置， 促进我国证券市场的健康发展； 对于投资者而言， 提高对市场的认识， 增强盈余管理的识别能
力， 不能只关心股票价格和公司财务的表面数据， 重视与关注盈余质量， 这样才能做出正确的投资决策， 提高投资质量。
本文的盈余质量模型可以给监管者和证券投资者提供参考， 但由于不同行业间公司财务指标可能存在差异性， 所以， 利用模型评价不
同行业间公司的盈余质量时可能会存在一定的局限性。且本文受到研究方法和样本量的限制， 因此， 盈余质量评价问题还须进一步研究。
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4. 李 琴 李文耀： 论盈余管理的手段及其防范对策
员会。审计委员会成员全部由董事组成， 其中独立董事应占多数并担任召集人， 并且至少应有一名独立董事是会计专业人士。审计委员
会的主要职责是： 提议聘请或更换外部审计机构； 监督公司的内部审计制度及其实施； 负责内部审计与外部审计之间的沟通； 审核公司
的财务信息及其披露； 审查公司的内控制度。从上述有关审计委员会构成及职责的规定可知， 设立审计委员会是加强董事会对公司财
务报告监控的有力措施。但由于在上市公司中设立审计委员会不是强制规定， 目前只有约 ４０％的上市公司设立了审计委员会。为了加
强董事会对公司财务报告的监控， 提高会计信息质量， 应要求所有上市公司严格按规定设立审计委员会。
（ 二） 改进公司业绩评价体系 为遏制盈余管理应改进公司业绩评价体系， 可采用平衡计分卡业绩评价体系。过分注重盈余指标，
会导致公司管理者采取短期行为， 损害公司的未来可持续发展能力。平衡计分卡从财务、顾客、内部经营过程以及学习与成长四个维度
考察公司， 充分考虑了非财务指标在业绩评价中的作用， 体现了财务指标与非财务指标之间的平衡， 长期目标和短期目标之间的平衡
以及公司各利益相关者之间利益的平衡， 是一种科学的业绩评价体系， 有利于正确引导管理者的行为， 全面、准确地评价公司业绩。还
可以在财务业绩评价指标中引入经济增加值指标。经济增加值是公司税后净营业利润扣除全部资本成本后的余额 ， 其中， 税后净营业
利润通过对会计利润调整后得到， 全部资本是投入公司运营的所有资本， 包括股东权益资本和债务资本。由于经济增加值指标考虑了
公司的股东权益资本成本 ， 并且校正了会计准则潜在的偏差和扭曲， 因而能够更好地衡量公司为股东创造价值的能力， 抑制公司管理
者的盈余管理行为。
（ 三） 完善相关证券法规及会计准则 按照我国现行有关证券法规规定， 盈余水平是公司能否上市、配股和退市的主要衡量指标。
因此， 我国很多上市公司为取得上市资格、配股资格和避免退市而进行盈余管理。为遏制上市公司的盈余管理行为， 应改变有关证券法
规过分注重公司盈余水平的现状， 建立科学的上市公司业绩评价体系（ 可采用平衡计分卡） ， 不仅关注公司盈余水平， 而且关注公司盈
余 的 质 量 及 未 来 发 展 能 力 。 另 外 ， 证 监 会 应 进 一 步 完 善《 上 市 公 司 信 息 披 露 管 理 办 法 》以 及《 公 开 发 行 证 券 的 公 司 信 息 披 露 编 报 规
则》， 加强上市公司对关联交易、研究开发费等事项的披露， 提高会计信息的透明度。众所周知， 会计准则的盲点或会计处理方法的灵
活性为公司管理者进行盈余管理提供了机会。因此， 我国会计准则制定机构， 一方面应紧跟经济环境的变化， 对新涌现出来的经济业务
类型及时加以规范， 另一方面应加强对现有会计准则执行情况的监控， 对执行情况不理想以及经常被公司管理者用于盈余管理的会计
准则应及时进行修订， 以减少公司管理者进行盈余管理的机会。
（ 四） 加强外部监督力度 证券监管部门及注册会计师监督不力， 是盈余管理盛行的原因之一。因此， 应加强证券监管部门对上市
公司信息披露质量的检查力度， 对违法违规及严重误导投资者的盈余管理行为及时曝光并严加处罚。同时， 注册会计师也应充分关注
盈余管理行为， 对于影响会计信息合法性、公允性及一致性的盈余管理行为应要求公司纠正， 否则应出具非标准审计意见， 以提醒会计
信息使用者。另外， 应加强社会公众及舆论对上市公司的监督， 提高投资者阅读和分析会计信息的能力， 以有效识别公司的盈余管理行
为， 使公司管理者的盈余管理行为有害无益， 达不到预期目的。
参考文献：
［ １］ 白云霞、王亚军、吴联生：《业绩低于阈值公司的盈余管理》，《管理世界》２００５ 年第 ５ 期。
［ ２］ 陈信元、叶鹏飞、陈冬华：《机会主义资产重组与刚性管制》，《经济研究》２００３ 年第 ５ 期。
［ ３］ 胡玉明：《高级管理会计》， 厦门大学出版社 ２００５ 年版。
［ ４］ Ｒｏｙｃｈｏｗｄｈｕｒｙ， Ｓ．， Ｅａｒｎｉｎｇｓ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ ｔｈｒｏｕｇｈ Ｒｅａｌ Ａｃｔｉｖｉｔｉｅｓ Ｍａｎｉｐｕｌａｔｉｏｎ，Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ ａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ， ２００６．
［ ５］ 林升平：《上市公司盈余管理的原因及防范措施》，《莆田学院学报》２００６ 年第 ２ 期。
（ 编辑 聂慧丽）
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（ 上接第 ３０ 页）
＊ 本文系广西研究生教育创新计划资助项目编号：（ ２００６１０５９５１２０２Ｍ０１） 的阶段性成果
参考文献：
［ １］ 程小可：《公司盈余质量评价与实证分析》， 清华大学出版社 ２００４ 年版。
［ ２］ 储一昀、王安武：《上市公司盈利质量分析》，《会计研究》２０００ 年第 ９ 期。
［ ３］ 苟开红：《上市公司收益质量综合评估模型及实证研究》，《当代财经》２００５ 年第 ４ 期。
［ ４］ 菲利普、布朗著， 杨松令等译：《资产市场会计研究导论》， 中国人民大学出版社 ２００４ 年版。
［ ５］ Ｌｅｏｐｏｌｄ， Ａ．， Ｂｅｒｎｓｔｅｉｎ， Ｊｏｈｎ， Ｊ．， Ｗｉｌｄ 著， 许亦岩、张海燕译：《财务报表分析》， 经济出版社 ２００３ 年版。
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（ 编辑 赵琳琳）
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