XBRL对盈余管理的影响

【摘 要】 文章旨在研究沪深两市2008年年报开始实施XBRL后，管理层如何在应计盈余管理与真实盈余管理之间进行权衡。首先证实了中国证券市场盈余管理现象的存在，并从全部上市公司样本中选出最有可能进行盈余管理的可疑样本，然后对可疑样本在XBRL实施前后的盈余管理现象进行对比分析。结果显示，XBRL实施后管理层减少了应计盈余管理的使用，增加了真实盈余管理，以达到特定的盈余基准。同时还研究了财政部从2010年年报开始对部分上市公司XBRL报送格式进行介入的效果，发现在财政部加强监管后，上市公司减少了真实盈余管理，即交易所和财政部的共同监督作用可抑制上市公司转向真实盈余管理的行为。

【关键词】 XBRL； 应计盈余管理； 真实盈余管理

【中图分类号】 F832.51；F232 【文献标识码】 A 【文章编号】 1004-5937（2017）14-0022-07

一、引言

XBRL（eXtensible Business Reporting Language）是可U展商业报告语言的缩写，是基于XML（eXtensible Markup Language，可扩展标记语言）产生的针对财务报告信息交换方面而设定的一种计算机通用语言，是目前应用于非结构化信息处理（尤其是财务信息处理）的最新技术。

自1998年美国Charles Hoffman提出XBRL构想至今，国内外公司财务报告的形式发生了显著的变化。中国（2004）、欧盟（2004）、美国（2005）、韩国（2007）、日本（2008）、印度（2008）和智利（2009）等先后自愿或强制上市公司实施XBRL。这种趋势传达出一个强烈信号：上市公司开始了会计信息化方面的新一轮竞争。XBRL对会计信息质量的影响成为大家极其关注的问题。我国沪深两市从2004年年报就开始XBRL实施的试点工作，并从2008年年报开始全面推行XBRL格式的披露。财政部2010年9月发文（财会〔2010〕23号），拟订了首批实施通用分类标准的企业（13家）和会计师事务所（12家）名单，要求这12家会计师事务所协助被审计单位从2010年年报开始进行XBRL分类标准的辅导。本文研究证监会和财政部分别实施XBRL后的经济后果。

已有研究表明XBRL的实施降低了应计盈余管理[ 1-2 ]，改善了会计信息质量[ 3 ]，而本文不仅仅考虑应计盈余管理，还关注了更为隐蔽的真实盈余管理，从两个角度研究XBRL的实施效果。XBRL的实施，增强了数据使用者对财务报告的理解，也降低了数据监管者对财务报告的监督成本，这将会大大增加数据相关者对公司财务报告的关注度。但与应计盈余管理不同，真实盈余管理在监管中更隐蔽，正是由于信息使用快捷性的不同，有理由怀疑证监会在2008年年报及XBRL全面实施后，管理层提升了对真实盈余管理的力度，限制了应计盈余管理的使用。但隐蔽的真实盈余管理还是会被更严格的监管发现，自2010年年报开始财政部对部分上市公司进行了XBRL分类标准的指导，有理由怀疑财政部对部分上市公司加强监管后，抑制了其真实盈余管理的增加。

二、文献回顾与研究假设

从1998年提出XBRL的概念后，XBRL得到了广泛的好评与发展，XBRL的研究逐年增多。目前绝大多数研究成果就XBRL对外部资本市场的影响给予了充分肯定。Yoon等实证研究了XBRL对韩国资本市场的影响，发现XBRL能够降低信息不对称[ 4 ]。王琳[ 3 ]和高倩[ 5 ]均使用事件研究法直接研究了XBRL平台实施的市场反应，她们使用CAR（累积异常报酬率）发现资本市场对XBRL平台的实施是有积极表现的。史永和张龙平研究了XBRL财务报告对分析师预测的影响，从分析师预测量、预测效率和预测质量三个方面衡量，发现XBRL格式的财务报告使得分析师预测量上升，预测效率提升，预测质量提高[ 6 ]。史永和张龙平从股价波动同步性的角度衡量XBRL财务报告实施的外部经济后果，发现XBRL实施后，上市公司股价波动同步性降低，即个别公司与市场同涨同跌的现象降低，说明XBRL的实施提高了资本市场的配置效率[ 7 ]。Kaya从债务市场―银行融资角度研究XBRL的经济后果，通过对比利时非上市公司的分析，发现自愿性选择XBRL格式披露信息后，公司会获得银行更低的借款利息，享受更大额的贷款额度，他们认为这主要是因为XBRL格式信息的报送可以降低银行信息处理的成本和时间，提高信息处理的效率，进而更好地评价公司的财务信息[ 8 ]。

国内外理论界对XBRL财务报告质量保证工作的探索研究仅仅是一个开始，远未达到系统化和成熟化的程度。已有研究表明XBRL的实施降低了应计盈余管理，但应计盈余管理与真实盈余管理之间存在着替代性，只研究一方面会产生片面性。例如Cohen等研究萨班斯法案实施前后，管理层对应计项目盈余管理和真实活动盈余管理的权衡，结果发现，在萨班斯法案实施之前，管理层更倾向于使用应计项目盈余管理，而在萨班斯法案实施后，则促进了真实活动盈余管理，抑制了应计项目盈余管理水平[ 9 ]。所以对盈余管理的研究需要从最初只关注一种盈余操纵方式到研究管理层在两者之间是如何进行权衡的。

XBRL的平台使得数据使用者能够更方便地获得数据，使得财务信息不局限于少数人，从而人人获得财务信息。XBRL系统可以通过下列方式来改善会计信息质量：（1）数据提供者可以及时搜集和信息，从而提高数据提供者对数据公布的及时性；（2）消除信息传递壁垒，基于“一个平台”的构想，数据使用者可以更加快捷方便地获得数据；（3）数据监管者控制源头和去向，传统的数据监管只能监控数据提供者的数据，但是XBRL平台的建立，通过XBRL分类标准等理论技术的支持，数据监管者可以事先控制源头。

尽管上述优势使得上交所和深交所强制上市公司通过XBRL平台披露信息，但作为理性人而言，管理层可能为了自身的利益进行信息的操控，特别是真实盈余管理的隐蔽性，使得管理层可以按照对自己有利的方向进行盈余操纵，从而使得通过XBRL平台公布的信息失真。上述两方面的影响，使得XBRL与会计信息质量的关系不确定。

Morris等指出，理论为信息系统、动机和行为的研究提供了一个思路。理论模型中假定两个参与者，委托人和人，人代表委托人的利益，代替委托人进行决策。当人以自身利益为主，而不以委托人的利益为主时，问题就出现了。Morris等为问题提出了两条解决方案：（1）建立利益共享的契约；（2）使用信息系统增加信息透明度，减低信息传递壁垒[ 10 ]。本研究关注第二点，通过使用信息系统解决问题。

Peng等用总应计作为盈余管理的变量，研究中国证券市场中XBRL与盈余管理的关系，结果发现在XBRL实施后，上市公司盈余管理程度下降了，同时高成长、小规模和高科技上市公司下降的程度更大，表明XBRL的实施可以提高资本市场的透明度，这主要是因为投资者获取信息的成本降低，进而提高投资者发现公司盈余操纵的水平，故降低了盈余管理的水平[ 1 ]。刘鹏程研究了XBRL与应计盈余管理的关系，结果表明XBRL的施降低了应计盈余管理的水平，提高了会计信息质量[ 2 ]。由此提出第一个假设：

H1：XBRL实施后，管理层降低了应计盈余管理的使用。

透明度的增加，虽然可以改善信息不对称的情况，但是管理层作为理性人，还是有自己的动机，当应计盈余管理受到抑制时，管理层会选择更加隐蔽的盈余管理手段，而真实盈余管理改变了经济活动的实质并按照会计准则对改变后的经济活动进行确认、计量和列报，并没有违反公认会计准则[ 11 ]。由此提出第二个假设：

H2：XBRL实施后，管理层增加了对真实盈余管理的使用。

真实盈余管理虽然比较隐蔽，但更强的监管仍会发现真实盈余管理现象，故有理由怀疑，财政部要求部分上市公司自2010年年报起加强对XBRL的重视和辅导将会抑制假设2中真实盈余管理的增加。因此提出第三个假设：

H3：财政部介入XBRL实施后，可以抑制真实盈余管理的增加。

三、样本选取

本文选取1998―2013年所有A股上市公司作为研究对象，使用的财务数据均来源于国泰安数据库，并根据2012年证监会的上市公司行业分类将样本分行业划分，为保证每个行业有足够的样本公司进行分析，同时考虑到金融保险业的特殊性，本文剔除了金融保险业，并剔除应计盈余管理和真实盈余管理度量指标都不能计算的上市，最终获得初选样本22 024家。

正如Zang所说，不管是应计盈余管理，还是真实盈余管理，都是存在实施成本的，因此可以合理预期并不是所有的上市公司管理层都有动机进行真实盈余管理[ 12 ]，这也是应计盈余管理模型与真实盈余管理模型适用的前提假设。

本文在初选样本的基础上，进一步定义了具有较强盈余管理动机的三类样本公司。第一类是为达到增发目的的公司，本文定义研究样本期间进行再融资的上市公司在增发前两年和增发当年有进行盈余管理的动机；第二类为微利企业，本文定义当年总资产收益率ROA在[0，0.01]区间的公司为有动机避免亏损，进行盈余管理的公司；第三类为微增企业，本文定义总资产收益率变动ΔROA在[0，0.005]区间的公司为有动机达到上年利润标准，进行盈余管理的公司。

通过对上述可疑样本的筛选，得到第一类增发动机的公司3 295家，第二类微利动机的公司2 571家，第三类微增动机的公司2 068家，共有“公司―年度”数据7 934家，删除其中的重复项944家，剩余可疑样本数为6 990家。具体各动机的年度数据如下：XBRL实施之前（2007年及之前）的可疑样本数为3 063家，XBRL实施之后（2008年及之后）的可疑样本数为3 927家。

其中：营运资本WCt=非现金流动资产-流动负债-折旧和摊销，？驻WCt为WCt的变动；CFOt是t年经营活动现金流量的净额。

逐年、逐行业运用最小二乘法分别估计出上述模型各变量的回归系数？琢，将回归系数？琢回代到模型中，计算出各年度公司样本的回归值，并以其年度对应的实际值减去回归值，得到异常值，即为操控性应计利润DTAC。上述模型在进行逐年、逐行业回归中，数据样本至少15个，剔除样本量不足15个的“年度―行业”。

本文参照Roychowdhury采用的三个真实盈余管理量化指标――异常现金流、异常可操纵费用和异常生产成本来度量真实盈余活动中的销售操控、费用操控和成本操控[ 13 ]。

其中：St是主营业务收入；DISCt为操纵性费用，用销售费用与管理费用之和来代替；PRODCt指t年主营业务成本与本期存货变动之和。异常现金流、异常可操纵费用和异常生产成本分别为三个模型的残差。

同时为度量真实盈余管理的总程度，本文参考杨慧辉等的研究[ 14 ]，引入下面的真实盈余管理总体计量指标。

REM=REM_PRODC-REM_CFO-REM_DISC

（二）解释变量――XBRL和Big12

本文考察的是沪深两市采用XBRL标准披露年报后对应计盈余管理与真实盈余管理的影响。上交所和深交所均要求上市公司从2008年年报开始以XBRL格式报送，故引入虚拟变量――XBRL。实施前XBRL取0，实施后XBRL取1；1998―2007年这10年的XBRL取0，2008―2013年这6年的XBRL取1。

2010年9月，财政部《XBRL企业会计准则通用分类标准》（财会〔2010〕23号），拟订了首批实施通用分类标准的企业（13家）和会计师事务所（12家）名单及要求。本文定义Big12表示后续受财政部监管XBRL实施的公司与2010年及之后由财政部规定12家会计师事务所审计的上市公司。

（三）控制变量

为了控制其他可能影响盈余管理的因素，在后续的回归模型中引入了控制变量：用总资产的对数衡量公司规模（Size）；用资产负债率衡量财务杠杆（Lev）；用市净率衡量成长性（MB）；用总资产收益率ROA和是否亏损Loss反映盈利能力；用GDP的对数衡量宏观经济。所有数值型的变量在后续实证检验中都进行了1%的极值处理。

（四）回归模型

将三种可疑样本分别进行回归，回归结果如表1。

为了验证盈余基准的存在，需要关注Suspect的回归系数及其显著性。Panel A表示以增发为目的的可疑样本，回归的样本数为3 295，在DTAC1模型中，Suspect的回归系数显著为正，真实盈余管理的综合指标显著为正（0.019），说明上市公司为了达到增发的目的会同时进行应计盈余管理和真实盈余管理。Panel B表示以避免亏损为目的的可疑样本，回归的样本数为2 571，在DTAC1和DTAC2模型均显著为正，真实盈余管理的综合指标显著为正（0.0606），说明上市公司为了达到避免亏损的目的会同时进行应计盈余管理和真实盈余管理，进而使得利润略大于0。Panel C表示以业绩增长为目的的可疑样本，回归的样本数为2 068，DTAC2中Suspect的回归系数显著为正（0.0088），真实盈余管理的综合指标为正（0.0079），但不显著，这说明上市公司为了显示业绩增长进行应计盈余管理和真实盈余管理的现象不显著。Panel D是所有可疑样本与非可疑样本之间的回归，回归的样本数为6 990，在DTAC1中Suspect的回归系数均显著为正，DTAC2中Suspect的回归系数为负（-0.0025），但不显著，真实盈余管理的综合指标显著为正（0.0276），这表明整体上公司为了达到增发、避免亏损和利润增长的目的，会同时进行应计盈余管理与真实盈余管理，以达到特定的盈余基准，说明本文选取的可疑样本具有代表性。

（二）独立样本t检验

为了比较XBRL实施前后管理层在两种盈余管理策略中是如何进行权衡的，先进行独立样本t检验，将应计盈余管理与真实盈余管理的度量值进行了1%的极值处理。本文首先将1998―2013年度全部可疑样本数据按XBRL变量的不同进行各数据的独立样本t检验。

表2显示XBRL实施之后应计盈余管理DTAC1（均值下降0.0097）和DTAC2（均值下降0.0232）都显著下降了，说明在XBRL实施后，公司进行应计盈余管理的程度下降了，结论初步证实了假设1。对于真实盈余管理而言，总指标REM（均值上升0.0190）在XBRL实施之后却显著上升了，说明在XBRL实施后，公司进行真实的盈余管理程度上升了。从真实盈余管理的三个分指标中可以看出，真实盈余程度的上升是由销售操控、费用操控和生产操控共同引起的，结论初步证实了假设2。

为证实财政部对XBRL实施政策的经济效果，本文将2008―2013年可疑样本的数据按Big12变量的不同进行各数据的独立样本t检验，选取2008―2013年是因为此期间所有上市公司为满足证监会的要求都已经按XBRL向证监会披露财务信息，即XBRL=1。

表3显示财政部介入之后，应计盈余管理DTAC1（均值下降0.0061）和DTAC2（均值下降0.0120）都显著下降了，说明财政部的介入进一步减少了上市公司应计盈余管理。对于真实盈余管理而言，总指标REM均值下降0.0126，说明在财政部介入后，抑制了真实盈余管理的增加。从真实盈余管理的三个分指标中可以看出，真实盈余程度的上升是由销售操控、费用操控和生产操控共同引起的，结论初步证实了假设3。

（三）模型回归结果

为了检验XBRL实施前后管理层在应计盈余管理和真实盈余管理的策略是如何转变的，还对模型进行了多元线性回归。正如描述性统计中所说的，所有的变量都进行了1%的极值处理，以剔除异常值对结果的影响，回归结果如表4所示。

主要关注XBRL和Big12的系数。在应计盈余管理DTAC1的模型中，XBRL的系数显著为负（系数=-0.011，t值=-2.5915），在DTAC2的模型中，XBRL的系数虽不显著，但也是负值（系数=-0.0125，t值=-1.6234）。说明XBRL实施后，管理层减少了应计盈余管理的使用，证实了假设1。

在真实盈余管理综合指标REM的模型中，XBRL的系数为正，但不显著（系数=0.0162， t值=1.6445），查看真实盈余管理分项指标的回归结果，可以发现REM_DISC和REM_PRODC中，XBRL的系数均不显著，而REM_CFO中XBRL的系数显著为负（系数=-0.0089，t值=-2.1968），说明在XBRL实施之后，公司增加了真实盈余管理的程度，其中销售操控增加最明显，证实了假设2。

在应计盈余管理DTAC1的模型中，Big12的系数显著为负（系数=-0.0061，t值=-1.9784），在DTAC2的模型中，Big12的系数虽不显著，但也是负值（系数=-0.0064，t值=-1.1148）。说明财政部的介入进一步减少了上市公司应计盈余管理的程度。在真实盈余管理综合指标REM的模型中，Big12的系数显著为负（系数=-0.0174，t值=-2.4223），查看真盈余管理分项指标的回归结果，可以发现REM_CFO和REM_PRODC中，Big12的系数均不显著，而REM_DISC中Big12的系数显著为正（系数=0.0063，t值=2.6255），说明在财政部介入XBRL实施之后，抑制了公司对真实盈余管理的增加，其中对费用操控的抑制最明显，证实了假设3。

六、结论

本文实证研究了XBRL实施后管理层如何在应计盈余管理与真实盈余管理之间进行选择。为了实证检验应计盈余管理与真实盈余管理的变化，本文首先证实了中国证券市场盈余管理现象的存在，并从全部上市公司样本中选出最有可能进行盈余管理的可疑样本，然后对可疑样本在XBRL实施前后的盈余管理现象进行对比分析。结果显示在XBRL实施后，管理层减少了应计盈余管理的使用，增加了真实盈余管理，以达到特定的盈余基准。本文还研究了财政部从2010年年报开始对部分上市公司XBRL报送格式进行介入的效果，结果发现在财政部加强监管后，上市公司减少了真实盈余管理，即交易所和财政部的共同监督作用可抑制上市公司转向真实盈余管理的行为。通过使用其他度量方法，以及控制可能对结论产生影响的因素，发现此结论是稳健的。

这样的结果对于XBRL乃至会计信息系统的应用有三个启示。

第一，想要通过会计信息系统增加信息透明度，减少应计盈余管理，存在一个不理想的局面：增加了管理层对真实盈余管理的使用。公司使用会计信息系统向外界提供了一个会计信息质量改善的信号，但是真实盈余管理的使用会使这种信号变得模糊。

第二，为达到特定盈余目标的真实盈余管理是一种偏离正常经营活动的行为，这很有可能损害公司短期和长期的价值。通常真实盈余管理的成本较高，成本上升以后，又会影响真实的商业活动，这会产生一个恶性循环，最终受害者将是企业的投资者。在XBRL实施过程中，应该辅以其他公司治理机制来抑制管理层的这种行为。股东与监管者可以通过其他相关问题的考虑（如改变激励机制）来限制管理层这种损害公司价值的行为。

第三，财政部在2010年起对部分上市公司XBRL的实施进行了辅导，抑制了真实盈余管理的增加，政策上可以通过更强的监管程度发现隐蔽的真实盈余管理，但王立彦等（2012）的研究指出不同监管部门之间可能存在XBRL实施的博弈行为，增加了上市公司实施XBRL的成本，故在进行政策实施时要充分考虑成本―收益配比原则。

本文的研究存在一定的局限性。因为XBRL的实施是全面强制的，导致本文没有办法选取对照组，只能对实施前后进行比较，没有对照组使得结论的说服力有所下降。此外，本文的研究是中国上市公司运用XBRL的效果，但由于中国特色股权结构和制度背景，使得本文的结论不能引申到欧美等市场以及中国非上市公司。本文没有考虑XBRL实施的成本问题，故并没有从收益―成本配比原则为XBRL的实施提出数量上的建议。

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