會計準則變遷對條件穩健性的實證研究

王麗萍

（四川電力職業技術學院 四川 成都 610072）

一、引言

Basu（1997）將條件穩健性定義為會計盈余信息對好消息（利得）和壞消息（損失）在會計盈余中反映的不對稱的及時性，即壞消息（損失）比好消息（利得）在會計盈余信息中反映更加及時。目前在中國還不存在像美國那樣對穩健會計信息的強大需求，會計管制是影響我國上市公司會計穩健性變化的重要因素，而2001開始實施的《企業會計制度》（2001）和相關會計準則及補充規定擴大了穩健性的應用范圍，提高了會計條件穩健性的水平。2006年2月15日，財政部頒布了《企業會計準則》（2006），進一步擴大了資產減值損失的確認范圍，并且規定對固定資產、在建工程、長期股權投資、無形資產等非流動資產計提的減值準備不得轉回。從這個角度來看，《企業會計準則》（2006）的實施會提高上市公司的條件穩健性水平，但擴大了公允價值計量方法的運用，要求會計信息應當“真實與公允”，一系列具體準則變革中有關公允價值計量模式的運用會降低“好消息”和“壞消息”確認時的不對稱程度，《企業會計準則》（2006）中更多體現了一種符合當前國際慣例的適度穩健的思想，從這個角度來看，《企業會計準則》（2006）的實施會降低我國上市公司的條件穩健性水平。

二、研究設計

（一）研究假設 結合本文的研究目的，提出如下假設：

H1：與1999－2000年期間相比，2001－2006年上市公司的條件穩健性會有所提升

H2：與2001－2006年期間相比，2007－2008年上市公司的條件穩健性會有所降低

（二）樣本選取和數據來源 本文選取1999年至2008年深圳和上海證券交易所全部A股上市公司作為初選樣本，所有數據均來自CSMAR數據庫。使用的分析軟件為Excel2003、SPSS13.0和Stata.10.0。樣本篩選如下：剔除了當年IPO的公司；剔除了金融，剔除數據缺失的公司；最后，對各個期間EPS/P和RET觀測值最大和最小的1%觀察值進行了Winsorize處理，以消除極端值的影響。最后得到1999年至2008年的樣本量的總數為11015個。

（三）模型建立和變量定義 在我國學者對會計穩健性的實證文獻中，基于盈余－股票的回報模型則應用較為廣泛，故本文借鑒Basu（1997）的盈余－股票報酬回報關系度量法構建以下研究模型1：=β0+β1DRit+β2RETit+β3RETit*DRit。其中，Pit-1為i公司t-1年末的股票收盤價（用期初股票價格對每股收益進行修正是為了消除異方差的影響）；EPSit為i公司t年度的每股收益；RETit為從t年的5月至t+1年的4月i公司t年度經市場均值調整后的股票累積年度報酬率；設定為i公司第j個月的考慮現金紅利再投資的月個股報酬率，為t年度所有股票累積年度報酬率的均值；當＜0時取值為1，否則為0，DRit為虛擬變量。在有效資本市場中，股票價格能夠反映包括會計盈余在內的全部真實公開信息，故在模型1中，使用股票累計年度報酬率來度量利好消息和利空消息，股票年度報酬率小于零時表示損失，即利空消息；當股票年度報酬率大于零時表示利得，即利好消息。在模型1中，β2反映了會計盈余與正的股票年度報酬率之間的相互關系，即會計盈余確認利好消息的及時性；β2+β3反映了會計盈余與負的股票年度報酬率之間的相互關系，即會計盈余確認利空消息的及時性；因此，β3反映了會計盈余確認壞消息較之確認好消息的增量及時性。因為穩健性表示為會計盈余對利空消息的反應比對利好消息的反應更為及時，可以通過檢驗穩健性系數β3是否顯著大于零，來推斷上市公司會計盈余是否具有穩健性。為了進一步檢驗會計準則的變遷對上市公司條件穩健性的外在沖擊，使用虛擬變量設定了一個較為綜合反應條件穩健性的實證模型，以檢驗各個期間條件穩健性程度的變化情況。具體如模型2所示：=β0+β1DRit+β2RETit+β3RETi*DRit+β4*D2001+β5*DRit*D2001+β6*RETit*D2001+β7*RETit*DRit*D2001+β8*D2007+β9*DRit*D2007*+β10*RETit*D2007+β11*RETit*DRit*D2007+ε。其中，D2001為虛擬變量，若樣本屬于2001年及之前的期間，則取值為0，否則為1；D2007為虛擬變量，若樣本屬于2007年及之前的期間，則取值為0，否則為1。在模型2中，β3反映了《企業會計制度2001》實施之前上市公司的條件穩健性水平。β2+β6反映了《企業會計制度》（2001）實施之后會計盈余確認利好消息的及時性，β2+β3+β6+β7反映了《企業會計制度》（2001）實施之后會計盈余確認利空消息的及時性，即β3+β7反映了《企業會計制度》（2001）實施之后上市公司的條件穩健性水平。因此，β7反映了《企業會計制度》（2001）實施前后上市公司的條件穩健性水平的變化程度。同樣，β11反映了《企業會計準則》（2006）實施前后上市公司的條件穩健性水平的變化程度。由于上市公司年度報告在年度結束后四個月內公告，為剔除當年股票收益中包含以前年度盈余信息的影響因素，把當年度報告公告次月初至下一年度報告公告期末購買的股票年度收益率作為當期相關信息對會計盈余產生影響的替代變量。另外，一些外生因素如宏觀經濟因素、政策變動因素等可能對股票報酬率產生影響，模型采用了經市場均值調整后的股票累積年度報酬率。

三、實證結果分析

（一）描述性統計 穩健性意味著會計盈余反映壞消息比反映好消息更及時，其要求更及時地確認經濟損失（壞消息），而對經濟收益（好消息）的確認卻需要得到更多的證據，這種非對稱的及時性和可驗證性差異可能導致穩健性下會計盈余的負偏（或左偏）。因此，會計穩健性可以運用盈余的偏度指標來進行度量（Givoly and Hayn，2000）。本文首先對各期間的EPS/P和RET作描述性統計分析，運用盈余偏度度量法對各期間的穩健性存在情況進行初步檢驗，第一，總體樣本描述性統計結果如（表1）所示。可以看出，除2007年至2008年期間EPS/P的均值大于中位數外，1999年至2000年期間和2001年至2006年期間EPS/P的均值均小于中位數，偏度分別為-2.2900和-3.5882，EPS/P左偏，而股票累積年度報酬率RET的均值均大于中位數，偏度均大于零，都表現為右偏，這似乎表明1999年至2000年期間和2001年至2006年期間會計盈余穩健性的存在，而2007年至2008年期間會計盈余沒有變現出穩健性特征。根據Ball和Robin（2000）提出的觀點，假定會計利潤是過去和現在的市場回報的函數，且具有一定的滯后性，必然導致市場回報的波動性將大于會計利潤的波動性。Givoly，Hayn（2000）的觀點也表明，當存在會計穩健性時，使得會計盈余能夠更好地反映市場回報，那么會計盈余的波動性水平將越來越接近市場回報的波動性水平，即會計盈余的波動程度會呈現出逐漸增高的趨勢，并在美國市場上也找到了可證實這一觀點的證據。本文運用盈余的波動性來對各期間穩健性變化情況進行檢驗。從表1中可以看出，各個期間RET的標準差都大于EPS/P的標準差，即市場回報的波動程度大于會計盈余的波動程度；2001年至2006年這一期間EPS/P的標準差大于1999年至2000年期間，2001年至2006年期間的盈余的波動性相較1999年至2000年期間的盈余的波動性在提高，2007年至2008年期間的EPS/P的標準差小于2001年至2006年期間，2007年至2008年期間的盈余的波動性相較2001年至2006年期間的盈余的波動性在降低，即2001年至2006年期間會計盈余穩健性程度較1999年至2000年期間在提高，而2007年至2008年期間會計盈余穩健性程度較2001年至2006年期間在降低。第二，將各期間的樣本分為盈利公司和虧損公司再分別作描述性統計，結果如（表2）所示。可以看出，盈利公司與虧損公司的穩健性特征存在明顯差異，在三個期間盈利公司的EPS/P的均值都大于中位數，這三個期間的盈利公司EPS/P的偏度分別為1.1289、2.3775和2.1863，都表現為右偏，即盈利公司不再具有穩健性特征，而虧損公司的EPS/P的均值都小于中位數，會計盈余都是左偏的，仍然具有會計盈余左偏這一穩健性特征。按照李遠鵬（2006），曲曉輝等（2007）的觀點，可以初步認為，1999年至2000年期間和2001年至2006年期間所顯示出的整體上市公司的條件穩健性可能主要是由虧損公司“洗大澡”造成的。本文將在下文對此作進一步的檢驗。

（二）回歸分析 本文采用模型1對1999年至2000年，2001年至2006年和2007年至2008年三個期間的樣本分別進行回歸。回歸結果如（表3）所示。可以看出，1999年至2000年期間穩健性系數β3為0.1533，在1%水平上顯著，即1999年至2000年期間上市公司會計盈余具有較高的穩健性；2001年至2006年期間的穩健性系數β3為0.4606，在1%水平上顯著，即2001年至2006年期間上市公司會計盈余具有較高的穩健性，與1999年至2000年期間相比穩健性系數大幅上升，即2001年至2006年期間會計盈余穩健性程度較1999年至2000年期間大幅提高；2007年至2008年期間的穩健性系數β3為-0.0539，即2007年至2008年期間上市公司會計盈余并不具有穩健性。同時，為了進一步檢驗會計準則變遷對上市公司條件穩健性的影響，本文運用式2對1999年至2008年期間整體樣本進行回歸。回歸結果如（表4）第三列所示。可以看出，β3為0.0783，在1%水平上顯著，即《企業會計制度》（2001）實施之前上市公司會計盈余具有較高的穩健性；β7為0.4539，與預期符號相符，t值（14.6664）在1%的水平顯著，表明《企業會計制度》（2001）實施之后上市公司會計盈余的穩健性得到顯著提升；β11為-0.3873，與預期符號相符，t值（-17.7886）在1%的水平顯著，表明《企業會計準則》（2006）實施之后上市公司會計盈余的穩健性程度顯著降低。雖然模型1和模型2的回歸結果均顯示1999年至2000年和2001年至2006年這兩個期間會計盈余穩健性的存在，且2001年至2006年期間會計盈余穩健性較1999年至2000年期間有顯著提升。另外，借鑒曲曉輝等（2007）的研究方法，采用模型2對1999年至2008年的盈利公司和虧損公司分別進行回歸分析，實證結果如（表4）后兩列所示。可以看出，盈利公司組的β7為-0.1067，與預期符號相反，t值（-3.1542）仍然在1%的水平上顯著，而虧損組的β7為0.6994，t值（6.0921）在1%的水平上顯著，可以推測：僅考慮1999年至2008年的盈利公司樣本空間，2001年的《企業會計制度》實施后，上市公司并未顯現出條件穩健性特征。這意味著上市公司條件穩健水平的上升并不是整體公司作用的結果，主要是受到虧損公司“洗大澡”的影響所致。

表1 變量描述性統計

表2 變量分組描述性統計

表3 模型1實證結果

表4 模型2實證結果

四、結論

本文以1999年至2008年中國A股上市公司作為研究樣本，采用實證分析方法，檢驗《企業會計制度》（2001）與《企業會計準則》（2006）的實施是否影響上市公司的條件穩健性水平。結果表明：當不控制虧損公司的影響時，2001年《企業會計制度》（2001）實施后，上市公司的條件穩健性得到顯著提升；而《企業會計準則》（2006）的實施卻顯著降低了上市公司的條件穩健性水平。但是當控制住虧損公司的影響后，這些特征都消失了，所以這說明了整體的穩健性是虧損公司“洗大澡”造成的。本文認為，高質量的會計準則是高質量會計信息的必要而非充分條件，需要不斷的改革來建立和完善高質量的會計準則；同時需要進行執行機制的改革，從而為準則的執行提供一個有效的支撐系統，這樣才能真正促使會計信息質量的提高。

［1］王躍堂，孫錚、陳世敏：《會計改革與會計信息質量：來自中國證券市場的經驗證據》，《會計研究》2001年第7期。

［2］徐華新，孫錚：《我國股市周期與企業會計穩健性的實證研究》，《財經研究》2008年第12期。

［3］楊華軍：《會計穩健性研究述評》，《會計研究》2007年第1期。

［4］張榮武，伍中信：《產權保護、公允價值與會計穩健性》，《會計研究》2010年第1期

［5］Ahmed,B.Billings,M.S.Harris,R.M.Morton.The Role of Accounting Conservatism in Mitigating Bondholder－shareholder Conflicts over Dividend Policy and in Reducing Debt Cost.The Accounting Review,vol.77,no.4,（October2002）

［6］Ball,R,Kothari,S.P,A.Robin,The Effect of International Institutional Factors on Properties of Accounting Earnings.Journal of Accounting and Economics,vol.29,issue.1,（February2000）