會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變遷對(duì)條件穩(wěn)健性的實(shí)證研究

王麗萍

（四川電力職業(yè)技術(shù)學(xué)院 四川 成都 610072）

一、引言

Basu（1997）將條件穩(wěn)健性定義為會(huì)計(jì)盈余信息對(duì)好消息（利得）和壞消息（損失）在會(huì)計(jì)盈余中反映的不對(duì)稱的及時(shí)性，即壞消息（損失）比好消息（利得）在會(huì)計(jì)盈余信息中反映更加及時(shí)。目前在中國還不存在像美國那樣對(duì)穩(wěn)健會(huì)計(jì)信息的強(qiáng)大需求，會(huì)計(jì)管制是影響我國上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性變化的重要因素，而2001開始實(shí)施的《企業(yè)會(huì)計(jì)制度》（2001）和相關(guān)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則及補(bǔ)充規(guī)定擴(kuò)大了穩(wěn)健性的應(yīng)用范圍，提高了會(huì)計(jì)條件穩(wěn)健性的水平。2006年2月15日，財(cái)政部頒布了《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》（2006），進(jìn)一步擴(kuò)大了資產(chǎn)減值損失的確認(rèn)范圍，并且規(guī)定對(duì)固定資產(chǎn)、在建工程、長(zhǎng)期股權(quán)投資、無形資產(chǎn)等非流動(dòng)資產(chǎn)計(jì)提的減值準(zhǔn)備不得轉(zhuǎn)回。從這個(gè)角度來看，《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》（2006）的實(shí)施會(huì)提高上市公司的條件穩(wěn)健性水平，但擴(kuò)大了公允價(jià)值計(jì)量方法的運(yùn)用，要求會(huì)計(jì)信息應(yīng)當(dāng)“真實(shí)與公允”，一系列具體準(zhǔn)則變革中有關(guān)公允價(jià)值計(jì)量模式的運(yùn)用會(huì)降低“好消息”和“壞消息”確認(rèn)時(shí)的不對(duì)稱程度，《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》（2006）中更多體現(xiàn)了一種符合當(dāng)前國際慣例的適度穩(wěn)健的思想，從這個(gè)角度來看，《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》（2006）的實(shí)施會(huì)降低我國上市公司的條件穩(wěn)健性水平。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè) 結(jié)合本文的研究目的，提出如下假設(shè)：

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

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

（二）樣本選取和數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)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(dāng)年IPO的公司；剔除了金融，剔除數(shù)據(jù)缺失的公司；最后，對(duì)各個(gè)期間EPS/P和RET觀測(cè)值最大和最小的1%觀察值進(jìn)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(shù)為11015個(gè)。

（三）模型建立和變量定義 在我國學(xué)者對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的實(shí)證文獻(xiàn)中，基于盈余－股票的回報(bào)模型則應(yīng)用較為廣泛，故本文借鑒Basu（1997）的盈余－股票報(bào)酬回報(bào)關(guān)系度量法構(gòu)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(jià)（用期初股票價(jià)格對(duì)每股收益進(jìn)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(jīng)市場(chǎng)均值調(diào)整后的股票累積年度報(bào)酬率；設(shè)定為i公司第j個(gè)月的考慮現(xiàn)金紅利再投資的月個(gè)股報(bào)酬率，為t年度所有股票累積年度報(bào)酬率的均值；當(dāng)＜0時(shí)取值為1，否則為0，DRit為虛擬變量。在有效資本市場(chǎng)中，股票價(jià)格能夠反映包括會(huì)計(jì)盈余在內(nèi)的全部真實(shí)公開信息，故在模型1中，使用股票累計(jì)年度報(bào)酬率來度量利好消息和利空消息，股票年度報(bào)酬率小于零時(shí)表示損失，即利空消息；當(dāng)股票年度報(bào)酬率大于零時(shí)表示利得，即利好消息。在模型1中，β2反映了會(huì)計(jì)盈余與正的股票年度報(bào)酬率之間的相互關(guān)系，即會(huì)計(jì)盈余確認(rèn)利好消息的及時(shí)性；β2+β3反映了會(huì)計(jì)盈余與負(fù)的股票年度報(bào)酬率之間的相互關(guān)系，即會(huì)計(jì)盈余確認(rèn)利空消息的及時(shí)性；因此，β3反映了會(huì)計(jì)盈余確認(rèn)壞消息較之確認(rèn)好消息的增量及時(shí)性。因?yàn)榉€(wěn)健性表示為會(huì)計(jì)盈余對(duì)利空消息的反應(yīng)比對(duì)利好消息的反應(yīng)更為及時(shí)，可以通過檢驗(yàn)穩(wěn)健性系數(shù)β3是否顯著大于零，來推斷上市公司會(huì)計(jì)盈余是否具有穩(wěn)健性。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的變遷對(duì)上市公司條件穩(wěn)健性的外在沖擊，使用虛擬變量設(shè)定了一個(gè)較為綜合反應(yīng)條件穩(wěn)健性的實(shí)證模型，以檢驗(yàn)各個(gè)期間條件穩(wěn)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(yè)會(huì)計(jì)制度2001》實(shí)施之前上市公司的條件穩(wěn)健性水平。β2+β6反映了《企業(yè)會(huì)計(jì)制度》（2001）實(shí)施之后會(huì)計(jì)盈余確認(rèn)利好消息的及時(shí)性，β2+β3+β6+β7反映了《企業(yè)會(huì)計(jì)制度》（2001）實(shí)施之后會(huì)計(jì)盈余確認(rèn)利空消息的及時(shí)性，即β3+β7反映了《企業(yè)會(huì)計(jì)制度》（2001）實(shí)施之后上市公司的條件穩(wěn)健性水平。因此，β7反映了《企業(yè)會(huì)計(jì)制度》（2001）實(shí)施前后上市公司的條件穩(wěn)健性水平的變化程度。同樣，β11反映了《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》（2006）實(shí)施前后上市公司的條件穩(wěn)健性水平的變化程度。由于上市公司年度報(bào)告在年度結(jié)束后四個(gè)月內(nèi)公告，為剔除當(dāng)年股票收益中包含以前年度盈余信息的影響因素，把當(dāng)年度報(bào)告公告次月初至下一年度報(bào)告公告期末購買的股票年度收益率作為當(dāng)期相關(guān)信息對(duì)會(huì)計(jì)盈余產(chǎn)生影響的替代變量。另外，一些外生因素如宏觀經(jīng)濟(jì)因素、政策變動(dòng)因素等可能對(duì)股票報(bào)酬率產(chǎn)生影響，模型采用了經(jīng)市場(chǎng)均值調(diào)整后的股票累積年度報(bào)酬率。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì) 穩(wěn)健性意味著會(huì)計(jì)盈余反映壞消息比反映好消息更及時(shí)，其要求更及時(shí)地確認(rèn)經(jīng)濟(jì)損失（壞消息），而對(duì)經(jīng)濟(jì)收益（好消息）的確認(rèn)卻需要得到更多的證據(jù)，這種非對(duì)稱的及時(shí)性和可驗(yàn)證性差異可能導(dǎo)致穩(wěn)健性下會(huì)計(jì)盈余的負(fù)偏（或左偏）。因此，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性可以運(yùn)用盈余的偏度指標(biāo)來進(jìn)行度量（Givoly and Hayn，2000）。本文首先對(duì)各期間的EPS/P和RET作描述性統(tǒng)計(jì)分析，運(yùn)用盈余偏度度量法對(duì)各期間的穩(wěn)健性存在情況進(jìn)行初步檢驗(yàn)，第一，總體樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如（表1）所示?？梢钥闯觯?007年至2008年期間EPS/P的均值大于中位數(shù)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(shù)，偏度分別為-2.2900和-3.5882，EPS/P左偏，而股票累積年度報(bào)酬率RET的均值均大于中位數(shù)，偏度均大于零，都表現(xiàn)為右偏，這似乎表明1999年至2000年期間和2001年至2006年期間會(huì)計(jì)盈余穩(wěn)健性的存在，而2007年至2008年期間會(huì)計(jì)盈余沒有變現(xiàn)出穩(wěn)健性特征。根據(jù)Ball和Robin（2000）提出的觀點(diǎn)，假定會(huì)計(jì)利潤是過去和現(xiàn)在的市場(chǎng)回報(bào)的函數(shù)，且具有一定的滯后性，必然導(dǎo)致市場(chǎng)回報(bào)的波動(dòng)性將大于會(huì)計(jì)利潤的波動(dòng)性。Givoly，Hayn（2000）的觀點(diǎn)也表明，當(dāng)存在會(huì)計(jì)穩(wěn)健性時(shí)，使得會(huì)計(jì)盈余能夠更好地反映市場(chǎng)回報(bào)，那么會(huì)計(jì)盈余的波動(dòng)性水平將越來越接近市場(chǎng)回報(bào)的波動(dòng)性水平，即會(huì)計(jì)盈余的波動(dòng)程度會(huì)呈現(xiàn)出逐漸增高的趨勢(shì)，并在美國市場(chǎng)上也找到了可證實(shí)這一觀點(diǎn)的證據(jù)。本文運(yùn)用盈余的波動(dòng)性來對(duì)各期間穩(wěn)健性變化情況進(jìn)行檢驗(yàn)。從表1中可以看出，各個(gè)期間RET的標(biāo)準(zhǔn)差都大于EPS/P的標(biāo)準(zhǔn)差，即市場(chǎng)回報(bào)的波動(dòng)程度大于會(huì)計(jì)盈余的波動(dòng)程度；2001年至2006年這一期間EPS/P的標(biāo)準(zhǔn)差大于1999年至2000年期間，2001年至2006年期間的盈余的波動(dòng)性相較1999年至2000年期間的盈余的波動(dòng)性在提高，2007年至2008年期間的EPS/P的標(biāo)準(zhǔn)差小于2001年至2006年期間，2007年至2008年期間的盈余的波動(dòng)性相較2001年至2006年期間的盈余的波動(dòng)性在降低，即2001年至2006年期間會(huì)計(jì)盈余穩(wěn)健性程度較1999年至2000年期間在提高，而2007年至2008年期間會(huì)計(jì)盈余穩(wěn)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(tǒng)計(jì)，結(jié)果如（表2）所示?？梢钥闯觯九c虧損公司的穩(wěn)健性特征存在明顯差異，在三個(gè)期間盈利公司的EPS/P的均值都大于中位數(shù)，這三個(gè)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(xiàn)為右偏，即盈利公司不再具有穩(wěn)健性特征，而虧損公司的EPS/P的均值都小于中位數(shù)，會(huì)計(jì)盈余都是左偏的，仍然具有會(huì)計(jì)盈余左偏這一穩(wěn)健性特征。按照李遠(yuǎn)鵬（2006），曲曉輝等（2007）的觀點(diǎn)，可以初步認(rèn)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(wěn)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(duì)此作進(jìn)一步的檢驗(yàn)。

（二）回歸分析 本文采用模型1對(duì)1999年至2000年，2001年至2006年和2007年至2008年三個(gè)期間的樣本分別進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果如（表3）所示?？梢钥闯?，1999年至2000年期間穩(wěn)健性系數(shù)β3為0.1533，在1%水平上顯著，即1999年至2000年期間上市公司會(huì)計(jì)盈余具有較高的穩(wěn)健性；2001年至2006年期間的穩(wěn)健性系數(shù)β3為0.4606，在1%水平上顯著，即2001年至2006年期間上市公司會(huì)計(jì)盈余具有較高的穩(wěn)健性，與1999年至2000年期間相比穩(wěn)健性系數(shù)大幅上升，即2001年至2006年期間會(huì)計(jì)盈余穩(wěn)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(wěn)健性系數(shù)β3為-0.0539，即2007年至2008年期間上市公司會(huì)計(jì)盈余并不具有穩(wěn)健性。同時(shí)，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變遷對(duì)上市公司條件穩(wěn)健性的影響，本文運(yùn)用式2對(duì)1999年至2008年期間整體樣本進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果如（表4）第三列所示?？梢钥闯?，β3為0.0783，在1%水平上顯著，即《企業(yè)會(huì)計(jì)制度》（2001）實(shí)施之前上市公司會(huì)計(jì)盈余具有較高的穩(wěn)健性；β7為0.4539，與預(yù)期符號(hào)相符，t值（14.6664）在1%的水平顯著，表明《企業(yè)會(huì)計(jì)制度》（2001）實(shí)施之后上市公司會(huì)計(jì)盈余的穩(wěn)健性得到顯著提升；β11為-0.3873，與預(yù)期符號(hào)相符，t值（-17.7886）在1%的水平顯著，表明《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》（2006）實(shí)施之后上市公司會(huì)計(jì)盈余的穩(wěn)健性程度顯著降低。雖然模型1和模型2的回歸結(jié)果均顯示1999年至2000年和2001年至2006年這兩個(gè)期間會(huì)計(jì)盈余穩(wěn)健性的存在，且2001年至2006年期間會(huì)計(jì)盈余穩(wěn)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(duì)1999年至2008年的盈利公司和虧損公司分別進(jìn)行回歸分析，實(shí)證結(jié)果如（表4）后兩列所示?？梢钥闯觯窘M的β7為-0.1067，與預(yù)期符號(hào)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(cè)：僅考慮1999年至2008年的盈利公司樣本空間，2001年的《企業(yè)會(huì)計(jì)制度》實(shí)施后，上市公司并未顯現(xiàn)出條件穩(wěn)健性特征。這意味著上市公司條件穩(wěn)健水平的上升并不是整體公司作用的結(jié)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(tǒng)計(jì)

表2 變量分組描述性統(tǒng)計(jì)

表3 模型1實(shí)證結(jié)果

表4 模型2實(shí)證結(jié)果

四、結(jié)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(shí)證分析方法，檢驗(yàn)《企業(yè)會(huì)計(jì)制度》（2001）與《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》（2006）的實(shí)施是否影響上市公司的條件穩(wěn)健性水平。結(jié)果表明：當(dāng)不控制虧損公司的影響時(shí)，2001年《企業(yè)會(huì)計(jì)制度》（2001）實(shí)施后，上市公司的條件穩(wěn)健性得到顯著提升；而《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》（2006）的實(shí)施卻顯著降低了上市公司的條件穩(wěn)健性水平。但是當(dāng)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(wěn)健性是虧損公司“洗大澡”造成的。本文認(rèn)為，高質(zhì)量的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則是高質(zhì)量會(huì)計(jì)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(zhì)量的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則；同時(shí)需要進(jìn)行執(zhí)行機(jī)制的改革，從而為準(zhǔn)則的執(zhí)行提供一個(gè)有效的支撐系統(tǒng)，這樣才能真正促使會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高。

［1］王躍堂，孫錚、陳世敏：《會(huì)計(jì)改革與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量：來自中國證券市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《會(huì)計(jì)研究》2001年第7期。

［2］徐華新，孫錚：《我國股市周期與企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的實(shí)證研究》，《財(cái)經(jīng)研究》2008年第12期。

［3］楊華軍：《會(huì)計(jì)穩(wěn)健性研究述評(píng)》，《會(huì)計(jì)研究》2007年第1期。

［4］張榮武，伍中信：《產(chǎn)權(quán)保護(hù)、公允價(jià)值與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性》，《會(huì)計(jì)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）