1. 引言
2006年会计准则《CAS22——金融工具确认与计量》规定，对于企业在公开市场购入的股票和债券投资，在初始确认时，企业管理者将根据意图与持有目的进行分类。针对这一规定，从理论方面来讲，管理者意图与持有目的反映了企业交易事项的经济实质，将会直接影响未来和该经济活动相关的风险与收益，是与国际会计趋同的一个重要标志。然而从现实角度来讲，管理者意图是否真实却令投资者和监管者难以捕捉，一些非会计标准因素将会影响管理者意图的表达，因此这将会为管理者隐匿真实动机、从而进行盈余管理留有一定的空间，为会计准则实施的障碍。根据会计准则规定，公允价值计量其变动计入当期损益的金融资产，在持有期间其公允价值变动计入“投资收益”，会对当期会计利润产生影响，而可供出售金融资产持有期间的公允价值变动计入“资本公积”，并未在利润表中列报，而只有当对可供出售金融资产终止确认时，才将“资本公积”转入“投资收益”，此时才会影响当期利润。这就会给管理层按照既定目的进行利润调节创造了一定的空间，成为利润调节的蓄水池，具体表现为：在初始确认时将金融资产划分为可供出售金融资产，若当期利润水平达到预期标准时，将继续持有可供出售金融资产；但当未达到预期利润水平时，就对可供出售金融资产进行出售处置，获得处置收益，调节利润水平。可以看出，金融资产的初始确认分类将会对企业的财务报告产生影响。
2014年《企业会计准则第30号——财务报表列报》完成修订，增加“其他综合收益”这一会计科目。在利润表中，其他综合收益列示在每股收益之前，与净利润一起，构成企业的综合收益。并将可供出售金融资产在持有期间的公允价值变动计入“其他综合收益”，在资产负债表、所有者权益表和利润表中分别列示。因此，可供出售金融资产的公允价值变动直接影响当期利润，不再储存在所有者权益当中。本文基于这一制度变迁的视角，研究其他综合收益的出现，是否能够抑制管理者在初始将金融资产划为可供出售金融资产从而进行盈余管理的行为。
2. 文献综述与理论分析
本据现有文献研究发现，上市公司普遍会利用可供出售金融资产进行盈余操控，通过利用出售时间来进行利润调节。在国外，Healy (1985)指出，上市公司进行盈余管理的动机主要来源于三个方面：契约报酬动机、债务契约动机和IPO、配股与避免退市动机 [1] 。叶建芳等(2009)通过对2006年和2007年的财务报告中列示的信息发现，当企业持有金融资产的规模占总资产规模的比例越高，金融资产的公允价值变动对当期利润的影响越大，管理层则更偏向于见金融资产初始分类为可供出售金融资产，从而对利润进行操控 [2] 。Iyengar (2010)出，应增加综合收益会计科目，提升企业综合收益的披露程度有利于抑制企业调节盈余水平的行为 [3] 。谢晶和朱林(2016)通过对上市公司2007和2014年的数据进行实证分析，发现在《企业会计准则第30号——财务报表列报》修订之前，上市公司更倾向于将购入的金融资产初始分类为可供出售金融资产，而在准则修订之后，则更倾向于划分为交易性金融资产，即准则的修订有效的抑制了上市公司管理者通过金融资产的初始化分来进行盈余操纵的行为 [4] 。
本文从准则修订入手，以修订前后的一定区间内的经济数据为研究对象，分析准则的修订是否对上市公司的盈余管理行为起到有效的抑制作用。提出以下假设：
H1：持有金融资产规模大，将金融资产划分为可供出售金融资产的倾向就越大。
根据前文分析，管理者倾向于将金融资产分类为可供出售金融资产，利用其“利润蓄水池”的特点来进行利润调节，若企业持有较少的金融资产，则不会对利润产生太大的影响，管理者将金融资产的动机就会被弱化。
H2：企业的成长能力越强，则划分为可供出售金融资产的动机就越强。
对外披露的会计信息是外部信息需求者了解内部经营成果的通道，企业成长性越强，则会获得更多投资者的信赖从而降低融资成本。企业成长营业收入增幅越大，则其盈利能力和发展能力必然越大，则企业越有可能对利润进行操控。
H3：企业规模越大，将金融资产划分为可供出售金融资产的动机越强。
“政治成本假说”认为，大规模的企业往往会引发较高的政治成本，承担更重的社会责任，并使得企业财富发生转移，因此，出于减少公司财产的流失或减低政治成本的目的，管理层往往会对当期进行利润调节。
H4管理者防御度越高，企业将金融资产划分为可供出售金融资产的动机越强。
经理的考评、激励机制等和企业绩效紧密相关，由于转换工作成本及被解雇威胁的存在，经理会产生管理防御动机，选择有利于其职位稳固和自身利益最大化的财务决策，根据企业各期盈余状况与盈余目标的差异决定是否将可供出售金融资产在本期处置以平滑利润。因此，提出以下假设：
H5：财务报表列报准则修订后，将弱化金融资产规模、公司成长性、企业规模和管理者防御度对企业将金融资产划分为可供出售金融资产的正向影响。
根据前文分析，财务报告列示准则的修订能够有效抑制通过金融资产分类来进行盈余管理的行为，从而提该假设。
3. 研究设计
3.1. 样本选择
本文以2014年财务报表准则修订为分界线，选取沪深股市A股2010~2013年上市公司为修订前的研究对象，以2014~2017年A股上市公司为修订后的研究对象，去除了金融类和ST类公司，同时考虑到公司规模和数据的完整性，最终筛选得到修订前1993家和修订后2387家两组研究样本。本文取各公司的财务业绩数据作为模型变量来构建研究模型，财务相关数据主要来源于CSMAR数据库以及巨潮网数据库和东方财富数据库，实证分析则主要采用STATA14和EXCEL来进行主要的建模架构。
3.2. 模型构建和变量设计
通常，财务指标的选择是从公司的年度财务报告中选取适合的分析数据，将其标准化处理后再进行建模。本文以各公司可供出售的金融资产比例PAS作为因变量，该变量是各公司可供出售金融资产的总量与金融资产总值的比值，是用来衡量金融资产分类盈余影响的重要指标，PAS越大，说明企业将金融资产分类为可供出售金融资产的动机越强。以各公司的金融资产规模IMP，企业规模SIZE，营业收入增长率GROW和管理者防御变量FL作为自变量(借鉴吴建祥与李秉祥(2014)的平均赋权方法，将各变量的算术平均值作为衡量管理防御水平的指数——经理管理防御指数 [5] )，同时加入总资产净利率ROA和股权集中度RD作为控制变量来构建模型，实证的中心思想是通过描述和回归分析来对比财务报表准则修订前后金融资产分类对企业盈余管理影响的变化，以达到指导上市公司更好的对金融资产进行管理的目的。详情见表1：
Table 1. Table of model variables and definitions
表1. 模型变量及释义表
确立模型所用的变量后，本文构建多元回归模型如下：
4. 实证结果分析
4.1. 描述性统计
本文将简单的对因变量和自变量进行下描述结果的分析，控制变量由于与本文的研究目地无关，就不再进行详细研究，下文的分析也延用此法。表2为准则修订前各变量的总体的描述性统计：
Table 2. The description analysis table of variables before revision
表2. 修订前各变量的描述分析表
准则修订后各变量的总体的描述性统计见表3：
Table 3. The revised description analysis table for each variable
表3. 修订后各变量的描述分析表
从表3中我们可以看出在修订前的样本上市公司中PAS的最大值为0.75，最小值为0.11，均值为0.51，而修订后其最大值和最小值为0.62和0.10，均值为0.48，说明在规则修订后上市公司的可供出售金融资产比例总体看有所下降。修订前金融资产规模IMP的最大值为0.165，最小值则只有0.014，均值只有0.0256，而修订后IMP的最大值为0.155，最小值则有0.024，均值0.015，表明规则修订后上市公司的金融资产规模总体看有所下降。修订前GROW的最大值为0.4533，最小值为0.010653，均值为0.1205，而修订后GROW的最大值为0.3766，最小值为−0.1034，均值为0.0144，总体看GROW比修订前有所下降。SIZE修订前的均值为19.32，修订后的均值为19.99，两者差异并不大，不存在样本差别巨大的情况。FL修订前的均值为0.5214，修订后的均值为0.4721，两者相差不大，可见经理管理防御变量的选取也不存在较大差异。
4.2. 回归结果分析
多元回归后的模型判别结果和变量系数表见表4：
Table 4. Multiple regression coefficient table of variables
表4. 变量的多元回归分析系数表
***p < 0.01，**p < 0.05，*p < 0.1。
由表4可以看出，两个模型的拟合优度都处于非常好的水平，修订前模型的评价标准调整R平方值(ADJR2值)为0.735，对于数据样本有百分之七十三以上的解答力度，修订后模型的评价标准调整R平方值(AdJR2值)为0.613，对于数据样本有百分之六十一以上的解答力度，我们认为这个解答力度已经足够作为进行实例论证的数据支持了。两个模型F检验所对应的概率p值均为0.000，因此被解释变量与解释变量之间的线性关系是显著的，两个模型都有统计学意义，而修订前模型的拟合度要好于修订后模型。
修订前金融资产规模IMP的系数值的大小为0.1340，修订后的为0.1122，两者的p值都小于0.05，因此我们可以认为IMP与PAS有显著的正相关关系。假设1得到了证明，即企业持有金融资产规模越大，则划分为可供出售金融资产的动机就越大。修订前成长性指标GROW的系数值的大小为0.2107，修订后的为0.1812，两者的p值都小于0.05，因此我们可以认为GROW与PAS有显著的正相关关系。假设2得到了证明，即企业的成长能力越强，则划分为可供出售金融资产的动机就越强。修订前企业规模指标SIZE的系数值的大小为0.1841，修订后的为0.0912，两者的p值都小于0.05，因此我们可以认为SIZE与PAS有显著的正相关关系。假设3得到了证明，即企业的企业规模越大，则划分为可供出售金融资产的动机就越强。修订前经理管理防御变量指标FL的系数值的大小为0.173，修订后的为0.125，两者的p值都小于0.05，因此我们可以认为FL与PAS有显著的正相关关系。假设4得到了证明，即企业的经理管理防御越强，则划分为可供出售金融资产的动机就越强。
对比修订前模型与修订后模型的回归结果可以发现，尽管两组模型四个自变量的回归结果都显著且都正相关，但是修订前模型的回归结果系数明显要大于修订后模型的系数，而且修订前模型的模型拟合度也要优于修订后模型，因此我们可以认为假设5成立，即在财务报表准则修订后，弱化了企业金融资产规模、成长能力和企业规模及经理管理防御度对企业分类可供出售金融资产的正向作用。
5. 研究结论与展望
5.1. 研究结论
笔者通过对2010~2017年上市公司的财务数据进行实证分析表明，企业将金融资产初始划分为可供出售金融资产从而进行盈余管理的行为与企业金融资产规模、成长性、企业规模和管理者防御呈正相关关系。随后，通过对2014年前后的数据分组检验进行对比分析后发现，在财务报表列报准则修订后，企业将金融资产划分为可供出售金融资产的比例与金融资产规模、成长性、企业规模和管理者防御的相关性有所降低，说明准则的修订弱化了其正向影响，使得企业利用金融资产初始分类进行盈余管理的可能性大大降低，修订会计准则会计信息质量的提升具有积极的效应。
5.2. 展望
财政部于2017年对《企业会计准则第22号——金融工具确认和计量》完成修订，并于2018年1月1日开始正式实施。由于本文选用的数据是2010~2017年，因此对金融资产的表述仍沿用旧准则。本文对2014财务报表列报准则修订的分析也为日后对2017年金融工具准则、金融资产分类与盈余管理的关系分析奠定基础，并提供了可供参考的视角。同时也对完善会计准则，提高会计信息质量提出了更高的要求。