對我國會計盈余穩健性的實證檢驗

李百興 李振宇

【摘 要】 穩健性作為一項重要的會計信息質量要求，一直受到會計準則制定者和會計信息需求者的重視。文章選取2010年以前在上海證券交易所和深圳證券交易所上市的A股上市公司為樣本，采用Basu（1997）模型，對會計盈余的及時性、持續性兩個經典假設進行了檢驗。實證結果顯示，在我國上市公司中確實存在著會計穩健性。

【關鍵詞】 穩健性; 會計盈余; Basu模型

中圖分類號：F230;F275 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1004-5937（2015）02-0037-03

一、研究背景

會計穩健性，又稱為謹慎性原則，是會計基本原則之一。我國會計基本準則規定，企業對交易或者事項進行會計確認、計量和報告應當保持應有的謹慎，不應高估資產或者收益、低估負債或者費用。

Watts Ross L（2003）認為會計穩健性原則產生的原因可以歸結為四個方面：（1）高效率的契約機制的形成依賴于穩健性原則;它既可以促進債權契約的簽訂，又可以促進經理層薪酬契約的簽訂;在避免企業高報資產并因此損害債權人利益的同時又可以避免經理層虛報利潤并因此損害股權投資者的利益。（2）股東訴訟。企業高報利潤或資產比低報更容易導致被投資者起訴，會計穩健性降低了企業被起訴的可能性。（3）稅收。穩健性延遲了企業稅收的支付，提高了企業的價值。（4）政治原因。上市公司高報利潤或資產比低報更容易引起投資者對監管機構的不滿，因此監管機構傾向于會計的穩健性原則。

李增泉和盧文彬（2003）對我國上市公司進行分析研究后首次確認了我國上市公司會計穩健性的存在。他們的研究發現，會計盈余對“壞消息”的反映程度比對“好消息”的反映程度大，這種不對稱性表明會計盈余在總體上是穩健的。

本文也是對我國上市公司會計盈余的穩健性進行檢驗，采用的是2010年到2012年三年的數據。

二、研究假設

（一）及時性假設的提出

由于穩健性原則的存在，在面對壞消息時，會及時充分地確認;而在面對利好消息時，則會逐步確認。這樣就使得會計盈余確認利壞消息和利好消息時是非對稱性的。根據有效市場理論，股票價格會反映出一切公開信息。因此，可以用股票收益率的正負來作為利好和利壞消息的替代變量，當股票收益率為正時表示利好消息，當股票收益率為負時表示利壞消息。所以，本文提出假設1：

H1：由于會計穩健性的存在，會計盈余在確認利好消息和利壞消息時存在不對稱性，會計盈余對“壞消息”的反映比對“好消息”的反映更加充分及時。

本文采取了如下模型來檢驗假設1：

=α1+β1RETi，t+α2DRi，t+β2RETi，t×DRi，t+εi，t

式中：EPSi，t為i公司t年度的每股盈余;Pi，t-1為i公司t年初的每股價格;RETi，t為i公司t年度的股票報酬率;DRi，t為啞變量，當RETi，t<0時取值為1，否則為0。

該模型中，β1度量了會計盈余與正股票年收益率之間的相關關系，即會計盈余確認“好消息”的及時性;（β1+β2）度量了會計盈余與負股票年收益率之間的相關關系，即會計盈余確認“壞消息”的及時性;β2度量了會計盈余確認壞消息較之確認好消息的及時性，如果存在會計穩健性，則β2應大于0。

本文中采取的股票報酬率為股票從當年5月份到次年4月份的月收益率年化以后的年收益率，并分別采用了原始的個股收益率和經市場調整后的收益率分別作回歸。

（二）持續性假設的提出

會計穩健性意味著會計盈余對“壞消息”的反映更加及時充分，而對“好消息”的反映則相對滯后遲緩，從而造成負盈余及其變化更加容易出現反轉，而正盈余及其變化的持續性更強，所以就可以采用盈余的持續性來度量會計穩健性，由此提出假設2：

H2：負的盈余變化比正的盈余變化具有更強的反轉性，即正的盈余變化更具有持續性。

為了檢驗假設2，本文擬采用如下模型：

△Et=α1+β1△Et-1+α2NRt+β2△Et-1×NRt+εt

其中：△Et= - ;△Et-1= - ;NR為虛擬變量，當△Et<0時，NR=1，否則NR=0。預計β1和β2都顯著為負，如果假設2成立的話，β2只要顯著為負即可。

三、樣本選擇

本文選取了2010年以前上市的A股公司作為研究樣本，因為分析過程中要用到2010年到2012年連續三年的數據，所以沒有選取2010年當年及以后上市的公司。在剔除了ST以及數據不全的公司后，所得樣本數為1 438，并選取了2010年到2012年三年的數據作為研究樣本。在選擇市場收益率時，本文計算了上證綜指和深證成指近三年的年收益率，然后將二者平均得到市場收益率。

股票的原始收益率是根據該股票當年5月份到次年4月份這十二個月的月度收益率年化后得到的年度收益率。

所有樣本的主要變量描述性統計如表1。

從表1變量的描述性統計結果可看出，全部樣本個數為4 314;會計盈余的均值為0.373598，中位數是0.26，會計盈余的均值大于中位數，反映其分布呈正偏態;公司收益率和市場收益率分布也呈正偏態（股票收益率的均值大于中位數，同樣市場收益率的均值也大于中位數）。會計盈余的標準差為0.55916，表示盈余的波動比較大。

四、實證結果及分析

（一）及時性檢驗結果

會計盈余對利壞消息的確認要比利好消息更及時也更充分。這種對不同消息確認的非對稱性正是會計盈余穩健性的最主要特征。

本文對及時性的檢驗是通過模型 =α1+β1RETi，t

+α2DRi，t+β2RETi，t×DRi，t+εi，t來完成的，模型中的自變量本文分別用了原始的股票收益率和經市場調整后的股票收益率?；貧w結果如表2所示。

由表2的回歸結果可以看出（括號內的數字為統計檢驗的概率值），無論對未經市場調整的收益率還是對經過市場調整的收益率來說，β2是大于0的并且在統計上是顯著的。也就是說，會計盈余對“利壞消息”的敏感性要比對“利好消息”強。這說明在我國的上市公司中會計盈余具有穩健性。

但是回歸方程的解釋力卻比較差，在未調整的回歸方程中，調整的R2只有0.0448;調整后的回歸方程中，調整的R2也只有0.045。這主要是因為我國的資本市場尚不健全，在交易中存在著諸多的非理性行為，使得上市公司的基本面數據無法反映企業的真實狀況。

上述回歸結果從總體上證明了會計盈余對“壞消息”的反映比對“好消息”的反映更加及時充分。這在總體上說明了假設1是成立的，即在我國上市公司中是存在會計盈余穩健性的。

本文還對數據進行了分年度的回歸研究，將全部的樣本按照年度分別作回歸，回歸結果如表3。

由表3的回歸結果可以看出，在2010年時，β2的值為正并且在10%的水平下是顯著的;在2011年時，β2的值為負數，與預期的符號相反并且不是顯著的;在2012年時，β2的值為正并且在1%的水平下是顯著的?；貧w結果顯示，會計盈余的穩健性在各個年度是不同的，檢測結果并不理想。2011年度的會計盈余穩健性從統計上不顯著，甚至β2小于0，說明從及時性上講，會計盈余的穩健性在2011年是下降的。在2012年，會計盈余穩健性在統計上顯著了，并且β2的符號也與預期相符，說明在2012年度會計盈余穩健性相對2011年度有了明顯的提高。

同時將經過市場調整后的股票收益率作為自變量，進行分年度的回歸，回歸結果如表4。

經過調整后的收益率作出的回歸結果，增強了2010年度會計盈余的穩健性，使得在2010年時，β2的值為正并且在5%的水平下是顯著的;但是2011年β2的值仍然與預期相反為負值，說明在2011年盈余對于“壞消息”的敏感性下降了，即會計盈余的穩健性下降了;到了2012年，β2的值變為正數并且在統計上是顯著的，說明在2012年會計穩健性有了提高。在剔除了市場因素后，2011年度的指標稍有改善，但是在統計上仍是不顯著的，并且β2的符號與預期是相反的，說明在2011年度會計盈余穩健性是下降的。

（二）反轉性檢驗結果（持續性）

本文對反轉性的檢驗采用了以下模型：

△Et=α1+β1△Et-1+α2NRt+β2△Et-1×

NRt+εt

其中：△Et= - ;△Et-1= - 。

本文選取了2010年到2012年三年的數據進行回歸分析，回歸結果如表5所示。

表5中組一表示只是將不同年份的盈余變化作回歸;組二表示加入虛擬變量后的回歸分析。當△Et<0時，NR=1，否則NR=0。回歸結果顯示：組一表明，本年的盈余變化與以前年度的盈余變化呈現顯著的負相關關系;組二表明，負的盈余變化在下一年度有41.39%（0.4139=0.3458+0.0681）得到了反轉，而正的盈余變化僅僅有34.58%得到了反轉，這與預期相符合，說明負的盈余變化更容易反轉，即持續性越差，也能說明會計盈余的穩健性。但是β2的統計檢驗并不顯著，說明負的盈余變化更容易反轉的結論在我國上市公司中并不顯著。不顯著的原因可能是由于選取的樣本量所包含的年份過少，本文中只研究了本期盈余變化與上期盈余變化的關系。

五、結論

本文通過對2010年到2012年滬深A股1 438家公司的研究發現，總體上市公司的會計信息具有穩健性特征，即會計盈余對于“壞消息”的敏感性要強于對“好消息”的敏感性。同時還對持續性進行了檢驗，發現本期的盈余變化與上期的盈余變化是顯著負相關的。

【參考文獻】

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