|
变 量
|
均值（1/0或总数）
|
中位数
|
标准差
|
最小值
|
最大值
|
|
Error
|
0.1624
|
0.1127
|
0.1673
|
0.0000
|
0.9892
|
|
Environ
|
0.2547
|
0.1943
|
0.4694
|
-0.3395
|
12.5749
|
|
Cost
|
0.0785
|
0.0610
|
0.0767
|
-0.1498
|
0.9809
|
|
Ceodual
|
124/1065
|
|
|
|
|
|
Board
|
9.5374
|
9.0000
|
1.9660
|
2.0000
|
17.0000
|
|
Ourdir
|
3.3263
|
3.0000
|
0.7405
|
1.0000
|
6.0000
|
|
Supervise
|
4.2330
|
4.0000
|
1.4744
|
1.0000
|
13.0000
|
|
Audit
|
67/1122
|
|
|
|
|
|
News
|
996/193
|
|
|
|
|
|
Square
|
0.1908
|
0.1652
|
0.1226
|
0.0099
|
0.7029
|
|
LgSize
|
9.3429
|
9.3102
|
0.4210
|
7.9667
|
11.2749
|
|
Liability
|
0.5214
|
0.5252
|
0.2339
|
0.0348
|
5.0638
|
|
Industry
|
806/383
|
|
|
|
|
2、变量相关性分析
相关性分析只是揭示了变量两两之间的相关关系[4]。本文的相关性分析结论如下：公司具有的信息性质与预算误差显著负相关；资产负债率与预算误差显著正相关；外部环境变动指标与预算误差正相关，但在Pearson系数下统计不显著；董事长与总经理两职合一、监事会规模、国际“四大”会计事务所审计与预算误差负相关，但统计不显著；代理成本、董事会规模、独立董事规模和股权集中度分别与预算误差正相关，但统计都不显著；单变量相关分析只是简单地介绍了变量两两之间的关系，在多元回归分析中，我们可以进一步有效地揭示解释变量与被解释变量之间的关系。此外，相关分析表中各个变量之间的相关系数都比较小（都小于0.5），不存在高度相关性，表4中的每个变量的VIF值都小于5，故模型中变量之间不存在多重共线性。
3、回归分析
在利用Eviews、SPSS软件回归检验中，利用怀特检验，我们发现模型有异方差现象，通过加权最小二乘法（WLS）对模型进行修正，最终消除了异方差。又模型的D-W值为2.047，说明模型没有自相关现象。模型的F值为39.833，在0.01显著性水平下通过了检验，同时，修正的R2值为0.314财务管理论文，说明模型成立，具有一定的研究意义和解释力。
我们发现，代理成本与预算误差显著正相关，即代理成本越大，预算越不准确，预算的可靠性就越低；通常代理成本越大，公司越不愿意披露预算信息，同时，对预算信息披露了的公司，代理成本越大的公司，预算的可靠性也比较差。具有“好消息”的公司与预算误差显著负相关，即具有利好消息的公司，预算的误差越小，其可靠性就越高；通常具有“好消息”的公司更愿意披露预算信息，同时，对预算进行了披露和具有“好消息”的公司，预算的可靠性比较高。国际“四大”会计事务所审计与预算误差显著负相关，即经过国际“四大”会计事务所审计的公司，其预算的误差较低，可靠性相对就高，这些与本文的预期相一致，假设得到了检验。资产负债率与预算误差显著正相关，即资产负债率越高的公司，虽然自愿披露了预算信息，但预算的误差也越大，其可靠性也就低，这也与本文预期相一致。
在董事会特征变量中， 董事长和总经理两职合一、董事会规模、独立董事规模都与预算误差正相关，但统计不显著。由于我国特殊的公司治理结构，我国上市公司“一股独大”现象严重，大股东有较强的控制权和表决权，董事会成员内部存在普遍的“搭便车”行为，同时，我国的独立董事制度还不完善财务管理论文，独立董事的专业胜任能力与工作精力和态度严重影响到独立董事制度的有效运行，致使独立董事制度未起到应有的作用，董事会治理效率和作用并没有显著提高。监事会规模也与预算误差不显著正相关，通常情况下，监事会只起到对董事会和管理层的监督作用，对他们的行为进行监控，但无权加以干涉，所以，监事会对预算可靠性没有实质性影响。
此外，公司规模、行业虚拟变量和年份虚拟变量作为模型的控制变量也与预算误差正相关。公司规模不同，行业不同，公司所面临的内外部环境也就不同，资产的配置也不一样，故预算的可靠性也就不同。样本在各年度由于公司不同、数量不同、环境不同，故各年度的预算可靠性也不一样论文格式范文。
表4 回归检验表
|
Variables
|
Unstandardized Coefficients
|
Standardized Coefficients
|
t
|
Sig.
|
Collinearity Statistics
|
|
B
|
Std. Error
|
Beta
|
Tolerance
|
VIF
|
|
Constant
|
0.290***
|
0.044
|
|
6.607
|
0.000
|
|
|
|
Environ
|
0.006
|
0.004
|
0.044
|
1.462
|
0.144
|
0.635
|
1.575
|
|
Cost
|
0.063***
|
0.023
|
0.078***
|
2.682
|
0.007
|
0.682
|
1.466
|
|
Ceodual
|
0.006
|
0.004
|
0.042
|
1.325
|
0.185
|
0.562
|
1.778
|
|
Board
|
0.001
|
0.002
|
0.043
|
0.825
|
0.410
|
0.211
|
4.748
|
|
Ourdir
|
0.005
|
0.004
|
0.058
|
1.149
|
0.251
|
0.229
|
4.362
|
|
Supervise
|
-0.001
|
0.001
|
-0.032
|
-1.060
|
0.289
|
0.641
|
1.560
|
|
Audit
|
-0.031***
|
0.007
|
-0.106***
|
-4.194
|
0.000
|
0.902
|
1.109
|
|
News
|
-0.069***
|
0.005
|
-0.340***
|
-13.048
|
0.000
|
0.848
|
1.179
|
|
Square
|
0.072***
|
0.016
|
0.125***
|
4.578
|
0.000
|
0.769
|
1.301
|
|
Size
|
-0.021***
|
0.005
|
-0.137***
|
-4.466
|
0.000
|
0.611
|
1.637
|
|
Liability
|
0.093***
|
0.008
|
0.301***
|
11.156
|
0.000
|
0.796
|
1.257
|
|
Industry
|
0.014***
|
0.004
|
0.113***
|
3.858
|
0.000
|
0.675
|
1.482
|
|
06Year
|
0.020***
|
0.004
|
0.161***
|
4.705
|
0.000
|
0.492
|
2.030
|
|
07Yeay
|
0.032***
|
0.004
|
0.274***
|
7.212
|
0.000
|
0.399
|
2.505
|
|
R Square
|
0.322
|
|
|
|
|
|
|
|
Adjusted R Square
|
0.314
|
|
|
|
|
|
|
|
F Change
|
39.833
|
|
|
|
|
|
|
|
Sig. F Change
|
0.000
|
|
|
|
|
|
|
|
Durbin-Watson
|
2.047
|
|
|
|
|
|
|
|
注：***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平。
|
4、稳定性测试
在稳定性测试中，我们可以从总样本中随机抽取三分之一的样本数，再进行回归检验，看回归结果是否与总样本回归结果一致[5]。在1189家披露了预算信息的公司中，我们随机抽了350家公司对模型进行了回归检验，检验结果与本文上述的结论基本一致（限于篇幅，本文省略了回归结果表），所以本文通过了稳定性检验。
五、研究结论与未来研究展望
在描述统计方面，我们发现，有近一半的上市公司的预算误差维持在10%以内，预算误差均值为16.24%，说明我国上市公司预算的可靠性较一般；且预算误差逐年上升，预算的可靠性越来越差。
在多元线性回归检验中，我们发现，代理成本与预算误差显著正相关，即代理成本越大，预算越不准确，预算的可靠性就越低。具有“好消息”的公司与预算误差显著负相关，具有利好消息的公司，预算的误差越小财务管理论文，其可靠性就越高。国际“四大”会计事务所审计与预算误差显著负相关，经过国际“四大”会计事务所审计的公司，其预算的误差较低，可靠性相对较高。财务杠杆与预算误差显著正相关，资产负债率越高的公司，虽然披露了预算信息，但预算的误差也越大，其可靠性也越低。在董事会特征变量中，董事长和总经理两职合一、董事会规模、独立董事规模都与预算误差正相关，但统计不显著。监事会规模也与预算误差不显著正相关。此外，公司规模、行业虚拟变量和年份虚拟变量作为模型的控制变量也与预算误差正相关。
对后续预算信息披露的研究，笔者认为同时发行A股和B股的公司由于面临更严格的市场监管和信息需求，预算信息披露的可靠性应该较高，故样本选择可以扩展到B股上市公司，进而比较A股与B股上市公司的信息披露差异。再者，地区市场化水平不同，面临的环境和市场竞争程度也不同，从而信息披露透明度和披露水平也不同，因此，我们也可以考虑把这些因素引入预算信息披露的研究中。
参考文献
[1]蒋义宏,魏刚.中国上市公司会计与财务问题研究[M].东北财经大学出版社.2001,1.
[2]唐跃军,程新生.信息披露机制评价、信息披露指数与企业业绩-基于931家上市公司的调查[J].管理评论.2005(10):8-16.
[3]叶少琴,胡玮.IPO公司自愿披露盈利预测:影响因素与准确性[J].金融研究2006.9.
[4]张翼,林小驰.公司治理结构与管理层盈利预测[J].中国会计评论,2006,12.
[5]Clarkson,P.A. Dontoh,G. The voluntary inclusion of earningsforecasts in IPO prospectuses[J].Contemporary Accounting Research.1992,(Spring):601-626.
[6]Chen,C.J.P. Jaggi,B. Association between independentnon-executive director, family control and financial disclosure in Hong Kong. Journal of Accounting and Public Policy,2000,19:285-310.
[7]Fan,J.P.H. T.J.Wong. Corporate ownership structure and theinformativeness of accounting earnings in East Asia.[J].Journal of Accountingand Economics,2002,(33):401-425.
[8]Ferris,K.R.D. C.Kayes. Some evidence on determinants of Profitforecast accuracy in the United Kingdom. The International Journal ofAccounting. 1987,(16):27-36
[9]Craswell,A.Taylor S. Discretionary disclosure of reserves byoiland gas companies: an economic analysis[J].Journal of Business Finance and Accounting,1992(19):295-308.
[10]Haskins,M.E. Ferris,K.R.,Selling,T.I. International financialreporting and analysis: a contextual emphasis, Irwin McGraw-Hill,Boston,2000.
[11]Laporta,R. A.Shleifer. Corporate Ownership around the World.Journal of Finance. 1999(54) : 471-517.
[12]Webb.The impact of reputation and variance investigations onthe barrier to the third wave[J]．Accounting，Organizations and Society，2002，27；361-378．
2/2 首页 上一页 1 2 |
