成本粘性對會計穩(wěn)健性的影響
——基于盈余反應(yīng)非對稱視角

吳應(yīng)宇,蔡佳麗

(東南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,江蘇 南京 210096)

成本粘性對會計穩(wěn)健性的影響
——基于盈余反應(yīng)非對稱視角

吳應(yīng)宇,蔡佳麗

(東南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,江蘇 南京 210096)

目前衡量會計穩(wěn)健性最常見的方法是1997年Basu提出的盈余與股票回報模型,他將盈余反應(yīng)非對稱作為會計穩(wěn)健性的測度。近年來,有學(xué)者提出成本粘性可以作為盈余反應(yīng)不對稱的另一種解釋。本文選取我國2009—2015年的A股上市公司為樣本,在Basu的盈余與股票回報模型基礎(chǔ)上加入成本粘性變量,研究發(fā)現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)的盈余與股票回報模型得到的穩(wěn)健性水平顯著降高,通過分行業(yè)與分年份比較發(fā)現(xiàn)控制成本粘性前后得到的會計穩(wěn)健差異性也有顯著不同。

成本粘性;會計穩(wěn)健性;盈余反應(yīng)非對稱

一、引 言

會計穩(wěn)健性與成本粘性分別是財務(wù)會計與管理會計中的重要概念。會計穩(wěn)健性的度量最早于1997年由Basu提出,他以正的股票回報作為“好消息”的替代,負(fù)的股票回報作為“壞消息”的替代,建立當(dāng)期的盈余與股票回報的模型,結(jié)果發(fā)現(xiàn)盈余與負(fù)的股票回報之間的關(guān)系強(qiáng)于盈余與正的股票回報之間的關(guān)系,并將這種盈余反應(yīng)的非對稱作為會計穩(wěn)健性的測度[1]。成本粘性(cost stickiness)的概念最早由Anderson首次提出,他采用大樣本探究了銷售成本、綜合開銷及行政管理費(fèi)用(SG&A)與銷售業(yè)務(wù)量的關(guān)系,并將銷售業(yè)務(wù)量增加時成本增加的的幅度大于當(dāng)銷售業(yè)務(wù)量減少同樣比例時成本減小的幅度稱為“成本粘性”[2]。

近年來,有學(xué)者提出成本不對稱行為也可以作為盈余反應(yīng)不對稱的一種解釋[3-5]。從理論層面分析,由于計算利潤時需要用收入減去成本及費(fèi)用、稅金、損失等,因而成本的不對稱行為會傳遞到利潤,使得當(dāng)期利潤或虧損中包含了成本的“負(fù)面”信號,從而進(jìn)一步地導(dǎo)致利潤表現(xiàn)出不對稱,即當(dāng)業(yè)績增加時利潤增加的幅度小于當(dāng)業(yè)績下降時利潤減少的幅度。又因股票回報與當(dāng)期盈余正相關(guān),那么根據(jù)傳遞作用,股票回報也將出現(xiàn)“粘性”,即成本粘性使得盈余與股票回報也表現(xiàn)出不對稱性,且這種不對稱方向與會計穩(wěn)健性一致。

然而在過去國內(nèi)外大部分與會計穩(wěn)健性的相關(guān)研究中,那些使用Basu的盈余與股票回報模型度量會計穩(wěn)健性的研究并未考慮到“成本粘性”帶來的不利影響,所以過去的研究結(jié)果有較大的可能性表現(xiàn)出來的是被高估的會計穩(wěn)健性水平[3-6]。由此可見,成本粘性與會計穩(wěn)健性之間確實(shí)可能存在相互影響的作用,但截至目前對它們二者內(nèi)在聯(lián)系的相關(guān)研究很少,且國內(nèi)和國外僅有的少量相關(guān)研究對此的觀點(diǎn)存在分歧,因此梳理成本粘性與會計穩(wěn)健性之間的作用機(jī)制與研究成本粘性對會計穩(wěn)健性計量可能帶來的影響具有重要意義。

二、文獻(xiàn)回顧及假設(shè)提出

(一)成本粘性與會計穩(wěn)健性水平

成本粘性的基本理論源于德國,而Norren和Soderstrom是最早將實(shí)證方法應(yīng)用到成本粘性的研究中的學(xué)者,他們采用了小樣本對成本粘性這種現(xiàn)象進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)[7]。但“成本粘性”的概念最早由Anderson等提出,他們以銷售額近似替代銷售量并得出:成本粘性是指當(dāng)業(yè)務(wù)量上升時成本增加的的幅度大于當(dāng)業(yè)務(wù)量下降同樣比例時成本減小的幅度。他們將這種“粘性”歸因于管理層有意的一種調(diào)整資源的行為[2]。Banker和Byzalov指出,成本粘性不僅與當(dāng)期的銷量有關(guān),同時也與管理者對資源的決策有關(guān):(1)過去的資源水平——影響當(dāng)期的調(diào)整成本;(2)未來的預(yù)期銷量——影響未來的調(diào)整成本;(3)代理與行為因素——對公司的最優(yōu)決策與管理者的實(shí)際選擇之間的差異[8]。

Basu在1997年構(gòu)建了盈余與股票回報的計量模型,按股票回報將樣本分為負(fù)回報組和正回報組測試凈利潤與股票回報之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)負(fù)回報組變量的系數(shù)和R2都高于正回報組,于是他用利潤與股票回報之間的不對稱來表示會計穩(wěn)健性[1]。后來Basu的盈余反應(yīng)不對稱模型被許多學(xué)者用于驗(yàn)證穩(wěn)健性的存在以及與之相關(guān)的其他研究。

在成本粘性與會計穩(wěn)健性的關(guān)系方面,劉慶基于費(fèi)用、營業(yè)成本、稅收三個成本角度出發(fā),構(gòu)建了成本粘性率,證實(shí)了成本粘性對會計穩(wěn)健性有顯著的正向影響[9]。而Banker等研究發(fā)現(xiàn)成本粘性公司的盈余反應(yīng)非對稱強(qiáng)于非成本粘性公司,且成本粘性公司的會計穩(wěn)健性更高[3]。Banker等在盈余與股票回報模型中加入成本粘性作為控制變量,結(jié)果發(fā)現(xiàn)盈余反應(yīng)不對稱程度顯著減少,即會計穩(wěn)健性水平降低。我國學(xué)者劉嫦等對盈余反應(yīng)非對稱性、會計穩(wěn)健性和費(fèi)用粘性之間的關(guān)系展開研究,提出我國企業(yè)盈余反應(yīng)非對稱性的最根本原因并不是由于會計穩(wěn)健性,而主要由于費(fèi)用粘性[4]。而Banker等還提出,傳統(tǒng)的度量會計穩(wěn)健性的盈余與股票回報模型由于未考慮成本粘性的影響,導(dǎo)致會計穩(wěn)健性水平被高估且會計穩(wěn)健性的差異性也產(chǎn)生了偏差[6]。

上文中提到,成本粘性與會計穩(wěn)健性同樣都是一種不對稱行為,成本粘性特征表現(xiàn)為業(yè)務(wù)量變動時成本變動的不對稱,由于業(yè)務(wù)量的變動對應(yīng)著收入的變動,而期間費(fèi)用也是屬于成本的重要組成部分,將收入代替銷量、期間費(fèi)用代替成本,則我們得到在收入變動時費(fèi)用變動率的不對稱。由于計算利潤時,費(fèi)用是減項(xiàng),所以成本粘性不僅對公司的費(fèi)用變化率有影響,同時對公司的銷售利潤率也有進(jìn)一步影響。在有效的資本市場中,盈余與股票回報正相關(guān),因此在傳導(dǎo)作用下,成本粘性就使得盈余與負(fù)的股票回報之間的相關(guān)性強(qiáng)于與盈余與正的股票回報之間的關(guān)系。因此,成本粘性與會計穩(wěn)健性對盈余反應(yīng)不對稱的影響方向相同,即使會計穩(wěn)健性不存在,若存在成本粘性,則股票回報為負(fù)時,盈余與負(fù)的股票回報之間的相關(guān)性也會更強(qiáng)(強(qiáng)于股票回報為正的情況)。我們研究發(fā)現(xiàn)的盈余反應(yīng)的不對稱可能同時受到會計穩(wěn)健性與成本粘性的影響,若使用盈余與股票回報模型計量會計穩(wěn)健時未考慮成本粘性,則研究結(jié)果可能會有偏誤。

根據(jù)以上分析,在利用盈余與股票回報(Basu)模型估計時,得到的結(jié)果不僅反映了損失確認(rèn)的不對稱,同時也包含了成本粘性的復(fù)合不對稱影響。由于成本粘性和會計穩(wěn)健性都會導(dǎo)致同方向的不對稱,因此成本粘性的存在會使估計的盈余不對稱平均水平偏高。因此提出假設(shè)一:在標(biāo)準(zhǔn)的盈余與股票回報模型中,由于未考慮成本粘性,得到的穩(wěn)健性水平偏高。

(二)成本粘性與會計穩(wěn)健性差異性

Weiss指出,成本粘性具有系統(tǒng)性差異的特征[10]。過去的研究總結(jié)了造成成本粘性差異的幾種因素:調(diào)整成本的大小[2,3];管理層對未來銷售收入的樂觀與悲觀預(yù)期[1,5];代理成本[11];管理層個人行為問題[11]。有學(xué)者指出,成本粘性的差異性也會影響會計穩(wěn)健性。如Banker 等在盈余與股票回報的逆回歸模型中加入成本粘性后發(fā)現(xiàn)不僅盈余反應(yīng)不對稱程度顯著減少,控制成本粘性的差異性后會計穩(wěn)健性的差異性也表現(xiàn)出不同的特征[8]。

從另一個角度來說,成本粘性與會計穩(wěn)健性形成的幾個重要要素也有著緊密的聯(lián)系。Khan and Watts認(rèn)為影響會計穩(wěn)健性的主要因素有三個:賬面市價比(M/B)、公司規(guī)模(SIZE)、財務(wù)杠桿(LEV),他們利用這三個變量來估計會計穩(wěn)健性的時間截面度量[12]。實(shí)際上,成本粘性本身與賬面市價比、公司規(guī)模)、財務(wù)杠桿都有著緊密關(guān)系。例如,在賬面市值方面,資本密集的公司賬面市值較高,因而資本密集型的公司也將面臨更高的資源調(diào)整成本,進(jìn)一步導(dǎo)致更高的成本粘性,于是賬面市值比與成本粘性就表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系;在公司規(guī)模方面,由于管理層可以調(diào)整企業(yè)的生產(chǎn)設(shè)備等各類資源,在規(guī)模較小的企業(yè)中,決策機(jī)制較為靈活、公司治理機(jī)制較為不完善,管理者的權(quán)限也較大,這種情況下資源調(diào)整可能會遇到的限制較少;而規(guī)模相對較大的企業(yè),企業(yè)的制度較為完善,董事會、經(jīng)理層的決策有著嚴(yán)格的程序,且受到股東大會的嚴(yán)格監(jiān)督,資源的調(diào)整成本相對較大。因此,公司規(guī)模與成本粘性就表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系;在財務(wù)杠桿方面,企業(yè)借款會產(chǎn)生利息支出,而利息費(fèi)用具有成本粘性,因此當(dāng)財務(wù)杠桿越高,利息費(fèi)用越大,成本粘性也就越高,兩者表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。

根據(jù)以上分析,會計穩(wěn)健性的主要的三個主要影響因素與成本粘性都有正相關(guān)關(guān)系,這也導(dǎo)致成本粘性的差異性與會計穩(wěn)健性的差異性必然會相互影響,而成本粘性在不同樣本中表現(xiàn)出的差異性也必然會影響我們對會計穩(wěn)健性差異的判斷。因此本文提出假設(shè)二:使用標(biāo)準(zhǔn)的盈余與股票回報模型估計得到的會計穩(wěn)健性差異會不同于修正的盈余與股票回報模型得到的會計穩(wěn)健性差異。

三、研究設(shè)計

(一)主要變量設(shè)計

1.會計穩(wěn)健性

本文的研究建立在盈余與股票回報模型的基礎(chǔ)上[8],模型如下:

(1)

2.成本粘性

成本粘性是本文的重要解釋變量,本文定義CSit為成本粘性變量。與成本的相關(guān)研究在初期更多地以理論和案例研究的形式展現(xiàn),這是由于上市公司詳細(xì)的成本數(shù)據(jù)往往不會在公開的財務(wù)報表中披露,研究者不易獲取大量的成本粘性數(shù)據(jù)樣本,再加上將成本要素融合在計量模型中的方法沒有得到突破,因此成本粘性的實(shí)證研究起步較晚。直到2003年Anderson等學(xué)者將上市公司樣本數(shù)據(jù)代入到模型中檢驗(yàn)到“成本粘性”存在后[2],才開啟了實(shí)證方法研究成本的新時代。

Anderson提出用SG&A比率區(qū)分成本粘性與非成本粘性的樣本[2]。SG&A比率為當(dāng)期SG&A與銷售收入的比例和上一期SG&A與銷售收入的比例之差。若樣本為成本粘性公司,則當(dāng)銷售收入下降時SG&A費(fèi)用下降的幅度小于銷售收入下降的幅度,使得上一期SG&A與銷售收入的比例小于當(dāng)期SG&A與銷售收入的比例,此時CSit為1,否則為0。

(二)研究模型

1.穩(wěn)健性的公司層面度量模型

首先,本文將樣本分為成本粘性組和非成本粘性組,對模型(1)分別進(jìn)行估計以驗(yàn)證假設(shè)一。此外,本文在Basu模型的基礎(chǔ)上,加入了啞變量成本粘性CSit,得到如下回歸模型(2):

(2)

其中:

在模型(2)中,γ1表示成本粘性公司對好消息的額外敏感性;β1與β1+β2的含義同上,分別表示盈余對好消息和壞消息反應(yīng)的及時性。β2是在加入成本粘性的復(fù)合影響后得到的盈余反應(yīng)不對稱程度,反映了新的會計穩(wěn)健性水平。

同時,根據(jù)假設(shè)二,使用控制成本粘性的穩(wěn)健性模型與標(biāo)準(zhǔn)穩(wěn)健性模型估計得到的穩(wěn)健性差異性會有所不同。為了驗(yàn)證這種差異性,本文分別對模型(1)和模型(2)分行業(yè)進(jìn)行回歸,比較兩個模型得到的各行業(yè)公司層面的穩(wěn)健性差異。

2.穩(wěn)健性的時間截面度量模型

Khan和Watts認(rèn)為賬面市價比(M/B)、公司規(guī)模(SIZE)、財務(wù)杠桿(LEV) 是影響會計穩(wěn)健性三大最主要因素。因此,Watts提出可以利用Basu的模型和這三個變量得到穩(wěn)健性的時間截面度量,他們提出隨時間和個體變化的變量的線性函數(shù)可以用來表現(xiàn)時間截面度量的好消息的及時性和壞消息的增量及時性[12],即:

G-SCORE=β3it=μ1t+μ2tSIZEit+μ3tM/Bit+μ4tLEVit

(3)

C-SCORE=β4it=λ1t+λ2tSIZEit+λ3tM/Bit+λ4tLEVit

(4)

其中,λ1、λ2、λ3、λ4和μ1、μ2、μ3、μ4隨時間變化,但不隨公司變化;令G_SCORE代表盈余對好消息的反應(yīng)速度,C_SCORE代表盈余對壞消息的反應(yīng)速度和好消息的反應(yīng)速度之差,即盈余非對稱性,代表會計穩(wěn)健性的大小,該值越大,會計處理越穩(wěn)健。將上述模型代入模型(1)可以得到模型(5):

Xit=β2+β2Dit+Rit(μ1+μ2SIZEit+μ3M/Bit+μ4LEVit)+DitRit(λ1+λ1SIZEit+λ3M/Bit+λ4LEVit)+εit

(5)

估計該方程,能夠得到λi和μi的估計值,其中i=1,2,3,4。將估計值代入模型(4)即得到的C_SCORE值,作為對會計穩(wěn)健性的時間截面度量。

由于以上模型(3)—(5)為未考慮成本粘性時的會計穩(wěn)健性時間截面度量模型,為了更好的驗(yàn)證假設(shè)二,本文同樣也對上述模型進(jìn)行修正,得到修正的時間截面度量模型(6):

(6)

根據(jù)假設(shè)二,在控制成本粘性與影響會計穩(wěn)健性的三大因素——帳面市價比、公司規(guī)模、財務(wù)杠桿的關(guān)系后,比較控制前后時間截面度量的會計穩(wěn)健性得分的差異性,可以發(fā)現(xiàn)時間截面度量的會計穩(wěn)健性C_SCORE值的差異性顯著不同。

本文的主要研究變量如表1所示:

表1 主要研究變量一覽表

續(xù)表1

變量類型變量描述定義會計穩(wěn)健性的度量SIZE公司規(guī)?？傎Y產(chǎn)的自然對數(shù)M/B賬面市值比資產(chǎn)總額/公司市值LEV資產(chǎn)負(fù)債率—CONSV＿CSCORE穩(wěn)健性的時間截面度量值越大越穩(wěn)健CONSV＿BASU公司層面的穩(wěn)健性度量值越大越穩(wěn)健

(三)樣本選擇

表2 樣本篩選過程

本文選取了2009—2015年我國A股上市公司數(shù)據(jù)*由于成本粘性分組時部分變量需要用到上一年的數(shù)據(jù),因此搜集數(shù)據(jù)時部分變量的選取的是2008-2016年的數(shù)據(jù)。,并對數(shù)據(jù)進(jìn)行如下篩選:(1)剔除金融類上市公司,因?yàn)榻鹑陬惼髽I(yè)的財務(wù)報表結(jié)構(gòu)同其他企業(yè)有根本上的不同;(2)為了便于比較計算,選取2008年以前上市的公司;(3)剔除數(shù)據(jù)缺失和無效的樣本;(4)銷售收入的年度變動超過50%的樣本,因?yàn)檫@類公司很可能當(dāng)年有大規(guī)模的收購/并購/資產(chǎn)重組行為或剝離了企業(yè)部分的資產(chǎn),會影響當(dāng)年的凈利潤、經(jīng)營收益等財務(wù)數(shù)據(jù),不具有可比性[5];(5)對所有數(shù)值變量小于1%與大于99%的部分進(jìn)行了Winsorize處理*本文對未進(jìn)行Winsorize處理之前的數(shù)據(jù)放入模型進(jìn)行檢驗(yàn)同樣也得到顯著的結(jié)果。。本文使用Stata10.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理與分析，同時采用了證監(jiān)會2012年的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)。

首先,在刪除金融類上市公司并對成本粘性公司進(jìn)行分組后得到的17892個樣本;接著,剔除數(shù)據(jù)缺失和無效樣本之后得到10158個樣本;控制銷售收入變動在50%的范圍后得到8848個樣本。在會計穩(wěn)健性差異性比較階段,以8848作為分析樣本,由于在計算會計穩(wěn)健性時需要對每一家公司進(jìn)行回歸,需要保證年份數(shù)的完整,因此進(jìn)一步剔除了沒有7年完整數(shù)據(jù)的公司。數(shù)據(jù)的篩選過程如表2所示。

表3 成本粘性分組回歸結(jié)果比較

注:*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平上顯著。

四、實(shí)證分析

(一)會計穩(wěn)健性水平檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)成本粘性對盈余反應(yīng)不對稱程度,也即會計穩(wěn)健性水平的影響,本文將樣本分為成本粘性組和非成本粘性組，其中非成本粘性組包括反成本粘性公司和無粘性公司。通過整理得到成本粘性組中樣本數(shù)3209,非成本粘性組樣本數(shù)5639。

首先，用標(biāo)準(zhǔn)的盈余與股票回報模型(模型1)分別對成本粘性組和非成本粘性組進(jìn)行估計，以比較會計穩(wěn)健性水平的差異,結(jié)果如表3所示,回歸過程控制了公司層面的固定效應(yīng)。

在全樣本組中,DR系數(shù)為負(fù)但不顯著,DR*R系數(shù)為0.012且在5%的水平上顯著;在非成本粘性組中,DR系數(shù)為負(fù)且顯著,DR*R系數(shù)為-0.016但不顯著;在成本粘性組中,DR系數(shù)為正,DR*R系數(shù)為0.025且在1%的水平上顯著。三個模型的F值與調(diào)整的R2都在合理范圍內(nèi)。通過對三組樣本的比較可以發(fā)現(xiàn),全樣本組中DR*R系數(shù)大于非成本粘性組但小于成本粘性組,表明當(dāng)股票回報為負(fù)時,成本粘性組中X與R的相關(guān)性最強(qiáng),盈余反應(yīng)不對稱性最大,全樣本組次之,非成本粘性組最小,即成本粘性組的盈余反應(yīng)不對稱程度高于非成本粘性組,假設(shè)一得到驗(yàn)證。

為了更好的驗(yàn)證假設(shè)一,本文在標(biāo)準(zhǔn)的盈余與股票回報模型中加入了成本粘性啞變量進(jìn)行修正,比較修正前后的會計穩(wěn)健性水平高低,回歸過程同樣控制了公司層面的固定效應(yīng),結(jié)果如表4所示。

表4 修正穩(wěn)健性模型回歸分析結(jié)果

注:*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平上顯著。

DR*R為加入成本粘性的復(fù)合影響后得到的盈余反應(yīng)不對稱程度,反映了新的會計穩(wěn)健性水平。DR*R系數(shù)為0.010,在1%的水平上顯著為正,與表3中全樣本組的DR*R系數(shù)(0.012)相比更小,說明加入成本粘性后得到的會計穩(wěn)健性水平有所降低,驗(yàn)證了假設(shè)一;DCS系數(shù)顯著為正,說明成本粘性與會計收益率顯著正相關(guān); DCS*R顯著為正,說明成本粘性會增大股票回報與會計收益率之間的不對稱性;DCS*DR、DCS*DR*R顯著為正,表明成本粘性對盈余的影響與會計穩(wěn)健性的方向一致,印證了假設(shè)一。

綜上所述,在標(biāo)準(zhǔn)的盈余與股票回報模型中,由于未考慮成本粘性,得到的會計穩(wěn)健性水平偏高,而在標(biāo)準(zhǔn)的盈余與股票回報模型中加入成本粘性變量進(jìn)行修正后得到的穩(wěn)健性水平會有所降低,假設(shè)一成立。

(二)會計穩(wěn)健性差異性分析

為了驗(yàn)證假設(shè)二,首先對標(biāo)準(zhǔn)的盈余與股票回報模型與修正的盈余與股票回報模型進(jìn)行會計穩(wěn)健性差異測試。由于在計算公司層面度量的會計穩(wěn)健性時需要對每一家公司進(jìn)行回歸,年份數(shù)太少會導(dǎo)致無法回歸或使回歸結(jié)果無效,因此在進(jìn)行差異性分析時對樣本進(jìn)行進(jìn)一步剔除處理,將沒有7年完整數(shù)據(jù)的公司剔除,最后得到613家公司的數(shù)據(jù),共計4291個樣本。

從表5可以看到,修正前后盈余與股票回報模型下得到的不同行業(yè)公司層面的穩(wěn)健性水平CONSV_BASU差異較大,17個行業(yè)中僅有3個行業(yè)的排名保持不變,穩(wěn)健性均值變動也較大:(1)電力、熱力、燃?xì)饧八a(chǎn)和供應(yīng)業(yè); (2)水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè);(3)綜合行業(yè),這三個行業(yè)的會計穩(wěn)健性都由負(fù)變正,另有12個行業(yè)的穩(wěn)健性水平都有所降低,這表明控制成本粘性差異性對穩(wěn)健性水平的差異性有很大影響,而且這種影響會使估計得到的穩(wěn)健性水平減小,與假設(shè)一、假設(shè)二一致。

表6展示了控制成本粘性前后不同行業(yè)公司層面會計穩(wěn)健性水平的相關(guān)性,未控制成本粘性得到的不同行業(yè)的穩(wěn)健性水平和控制成本粘性影響后得到的不同行業(yè)的穩(wěn)健性的水平的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.762,Spearman相關(guān)系數(shù)為0.755,且都在1%的水平上顯著。兩個相關(guān)系數(shù)都小于1,表明了使用標(biāo)準(zhǔn)的盈余與股票回報模型不僅會導(dǎo)致評估得到的穩(wěn)健性總體水平偏高,還會導(dǎo)致會計穩(wěn)健性的差異性偏差,假設(shè)二得到驗(yàn)證。

為了更好地驗(yàn)證假設(shè)二,本文借鑒Watts衡量會計穩(wěn)健性時間截面度量的方法[12],控制成本粘性與影響會計穩(wěn)健性的三大因素——帳面市價比、公司規(guī)模、財務(wù)杠桿的關(guān)系,比較控制成本粘性前后時間截面度量的會計穩(wěn)健性得分的相關(guān)性與排序是否會發(fā)生變化。這一方法采用分年度分別回歸,即七次回歸得到七年不同的穩(wěn)健性的時間截面度量CONSV_CSCORE,表7展示了控制成本粘性前后各年度的CONSV_CSCORE值。從表中可以看出,2010—2014年5年的CONSV_CSCORE在控制成本粘性之后都變小了, 2015年的CONSV_CSCORE在控制成本粘性后增大了37.5%,2009年的CONSV_CSCORE不變。

表5 不同行業(yè)的平均穩(wěn)健性差異比較

表6 控制成本粘性前后不同行業(yè)CONSV_BASU均值的相關(guān)性分析

注:1)*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平上顯著;2)上三角區(qū)為Spearman相關(guān)系數(shù),下三角區(qū)為Pearson相關(guān)系數(shù)。

表7 控制成本粘性前后不同年份CONSV_CSCORE值比較

表8展示了控制成本粘性前后不同年份CONSV_CSCORE值的相關(guān)性,Pearson相關(guān)系數(shù)為0.363,Spearman相關(guān)系數(shù)為0.393,相關(guān)系數(shù)均不顯著,這表明控制成本粘性對時間截面度量的穩(wěn)健性前后有較大差異,假設(shè)二再次得到驗(yàn)證。

表8 控制成本粘性前后不同年份CONSV_CSCORE值的相關(guān)性分析

注:1)*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平上顯著;2)上三角區(qū)為Spearman相關(guān)系數(shù),下三角區(qū)為Pearson相關(guān)系數(shù)。

綜上所述,使用標(biāo)準(zhǔn)的盈余與股票回報模型估計得到的穩(wěn)健性差異性會不同于修正的盈余與股票回報模型得到的穩(wěn)健性差異性,假設(shè)二成立。

五、結(jié) 語

本文將樣本分為成本粘性組和非成本粘性組并用標(biāo)準(zhǔn)的盈余與股票回報回歸模型分別進(jìn)行回歸分析,發(fā)現(xiàn)成本粘性組的盈余反應(yīng)不對稱程度高于非成本粘性組。通過在標(biāo)準(zhǔn)的盈余與股票回報模型中加入了成本粘性變量對會計穩(wěn)健性水平和差異性進(jìn)行比較,發(fā)現(xiàn)在標(biāo)準(zhǔn)的盈余與股票回報模型中,由于未考慮成本粘性,得到的穩(wěn)健性水平偏高。同時,通過比較控制成本粘性前后不同行業(yè)與不同年份的會計穩(wěn)健性水平后發(fā)現(xiàn),使用標(biāo)準(zhǔn)的盈余與股票模型會使會計穩(wěn)健性差異性有較大偏誤,驗(yàn)證了基于盈余反應(yīng)不對稱視角下成本粘性對會計穩(wěn)健性的重要影響。

而過去大部分使用盈余與股票回報模型計量會計穩(wěn)健性的研究及其他與會計穩(wěn)健性相關(guān)的研究中,由于未考慮成本粘性的影響,得到的穩(wěn)健性水平往往被高估,會計穩(wěn)健性的差異性也有較大偏差,從而影響研究結(jié)果的準(zhǔn)確性。在未來研究中,應(yīng)考慮成本粘性對會計穩(wěn)健性的復(fù)合影響,才能更好地提高相關(guān)研究的準(zhǔn)確性。

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F275

A

1671-511X(2017)06-0054-08

2017-08-10

吳應(yīng)宇，福建福州人，東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：管理會計。

(責(zé)任編輯 余 敏)