王丽萍

（四川电力职业技术学院 四川 成都 610072）

一、引言

Basu（1997）将条件稳健性定义为会计盈余信息对好消息（利得）和坏消息（损失）在会计盈余中反映的不对称的及时性，即坏消息（损失）比好消息（利得）在会计盈余信息中反映更加及时。目前在中国还不存在像美国那样对稳健会计信息的强大需求，会计管制是影响我国上市公司会计稳健性变化的重要因素，而2001开始实施的《企业会计制度》（2001）和相关会计准则及补充规定扩大了稳健性的应用范围，提高了会计条件稳健性的水平。2006年2月15日，财政部颁布了《企业会计准则》（2006），进一步扩大了资产减值损失的确认范围，并且规定对固定资产、在建工程、长期股权投资、无形资产等非流动资产计提的减值准备不得转回。从这个角度来看，《企业会计准则》（2006）的实施会提高上市公司的条件稳健性水平，但扩大了公允价值计量方法的运用，要求会计信息应当“真实与公允”，一系列具体准则变革中有关公允价值计量模式的运用会降低“好消息”和“坏消息”确认时的不对称程度，《企业会计准则》（2006）中更多体现了一种符合当前国际惯例的适度稳健的思想，从这个角度来看，《企业会计准则》（2006）的实施会降低我国上市公司的条件稳健性水平。

二、研究设计

（一）研究假设 结合本文的研究目的，提出如下假设：

H1：与1999－2000年期间相比，2001－2006年上市公司的条件稳健性会有所提升

H2：与2001－2006年期间相比，2007－2008年上市公司的条件稳健性会有所降低

（二）样本选取和数据来源 本文选取1999年至2008年深圳和上海证券交易所全部A股上市公司作为初选样本，所有数据均来自CSMAR数据库。使用的分析软件为Excel2003、SPSS13.0和Stata.10.0。样本筛选如下：剔除了当年IPO的公司；剔除了金融，剔除数据缺失的公司；最后，对各个期间EPS/P和RET观测值最大和最小的1%观察值进行了Winsorize处理，以消除极端值的影响。最后得到1999年至2008年的样本量的总数为11015个。

（三）模型建立和变量定义 在我国学者对会计稳健性的实证文献中，基于盈余－股票的回报模型则应用较为广泛，故本文借鉴Basu（1997）的盈余－股票报酬回报关系度量法构建以下研究模型1：=β0+β1DRit+β2RETit+β3RETit*DRit。其中，Pit-1为i公司t-1年末的股票收盘价（用期初股票价格对每股收益进行修正是为了消除异方差的影响）；EPSit为i公司t年度的每股收益；RETit为从t年的5月至t+1年的4月i公司t年度经市场均值调整后的股票累积年度报酬率；设定为i公司第j个月的考虑现金红利再投资的月个股报酬率，为t年度所有股票累积年度报酬率的均值；当＜0时取值为1，否则为0，DRit为虚拟变量。在有效资本市场中，股票价格能够反映包括会计盈余在内的全部真实公开信息，故在模型1中，使用股票累计年度报酬率来度量利好消息和利空消息，股票年度报酬率小于零时表示损失，即利空消息；当股票年度报酬率大于零时表示利得，即利好消息。在模型1中，β2反映了会计盈余与正的股票年度报酬率之间的相互关系，即会计盈余确认利好消息的及时性；β2+β3反映了会计盈余与负的股票年度报酬率之间的相互关系，即会计盈余确认利空消息的及时性；因此，β3反映了会计盈余确认坏消息较之确认好消息的增量及时性。因为稳健性表示为会计盈余对利空消息的反应比对利好消息的反应更为及时，可以通过检验稳健性系数β3是否显著大于零，来推断上市公司会计盈余是否具有稳健性。为了进一步检验会计准则的变迁对上市公司条件稳健性的外在冲击，使用虚拟变量设定了一个较为综合反应条件稳健性的实证模型，以检验各个期间条件稳健性程度的变化情况。具体如模型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为虚拟变量，若样本属于2001年及之前的期间，则取值为0，否则为1；D2007为虚拟变量，若样本属于2007年及之前的期间，则取值为0，否则为1。在模型2中，β3反映了《企业会计制度2001》实施之前上市公司的条件稳健性水平。β2+β6反映了《企业会计制度》（2001）实施之后会计盈余确认利好消息的及时性，β2+β3+β6+β7反映了《企业会计制度》（2001）实施之后会计盈余确认利空消息的及时性，即β3+β7反映了《企业会计制度》（2001）实施之后上市公司的条件稳健性水平。因此，β7反映了《企业会计制度》（2001）实施前后上市公司的条件稳健性水平的变化程度。同样，β11反映了《企业会计准则》（2006）实施前后上市公司的条件稳健性水平的变化程度。由于上市公司年度报告在年度结束后四个月内公告，为剔除当年股票收益中包含以前年度盈余信息的影响因素，把当年度报告公告次月初至下一年度报告公告期末购买的股票年度收益率作为当期相关信息对会计盈余产生影响的替代变量。另外，一些外生因素如宏观经济因素、政策变动因素等可能对股票报酬率产生影响，模型采用了经市场均值调整后的股票累积年度报酬率。

三、实证结果分析

（一）描述性统计 稳健性意味着会计盈余反映坏消息比反映好消息更及时，其要求更及时地确认经济损失（坏消息），而对经济收益（好消息）的确认却需要得到更多的证据，这种非对称的及时性和可验证性差异可能导致稳健性下会计盈余的负偏（或左偏）。因此，会计稳健性可以运用盈余的偏度指标来进行度量（Givoly and Hayn，2000）。本文首先对各期间的EPS/P和RET作描述性统计分析，运用盈余偏度度量法对各期间的稳健性存在情况进行初步检验，第一，总体样本描述性统计结果如（表1）所示。可以看出，除2007年至2008年期间EPS/P的均值大于中位数外，1999年至2000年期间和2001年至2006年期间EPS/P的均值均小于中位数，偏度分别为-2.2900和-3.5882，EPS/P左偏，而股票累积年度报酬率RET的均值均大于中位数，偏度均大于零，都表现为右偏，这似乎表明1999年至2000年期间和2001年至2006年期间会计盈余稳健性的存在，而2007年至2008年期间会计盈余没有变现出稳健性特征。根据Ball和Robin（2000）提出的观点，假定会计利润是过去和现在的市场回报的函数，且具有一定的滞后性，必然导致市场回报的波动性将大于会计利润的波动性。Givoly，Hayn（2000）的观点也表明，当存在会计稳健性时，使得会计盈余能够更好地反映市场回报，那么会计盈余的波动性水平将越来越接近市场回报的波动性水平，即会计盈余的波动程度会呈现出逐渐增高的趋势，并在美国市场上也找到了可证实这一观点的证据。本文运用盈余的波动性来对各期间稳健性变化情况进行检验。从表1中可以看出，各个期间RET的标准差都大于EPS/P的标准差，即市场回报的波动程度大于会计盈余的波动程度；2001年至2006年这一期间EPS/P的标准差大于1999年至2000年期间，2001年至2006年期间的盈余的波动性相较1999年至2000年期间的盈余的波动性在提高，2007年至2008年期间的EPS/P的标准差小于2001年至2006年期间，2007年至2008年期间的盈余的波动性相较2001年至2006年期间的盈余的波动性在降低，即2001年至2006年期间会计盈余稳健性程度较1999年至2000年期间在提高，而2007年至2008年期间会计盈余稳健性程度较2001年至2006年期间在降低。第二，将各期间的样本分为盈利公司和亏损公司再分别作描述性统计，结果如（表2）所示。可以看出，盈利公司与亏损公司的稳健性特征存在明显差异，在三个期间盈利公司的EPS/P的均值都大于中位数，这三个期间的盈利公司EPS/P的偏度分别为1.1289、2.3775和2.1863，都表现为右偏，即盈利公司不再具有稳健性特征，而亏损公司的EPS/P的均值都小于中位数，会计盈余都是左偏的，仍然具有会计盈余左偏这一稳健性特征。按照李远鹏（2006），曲晓辉等（2007）的观点，可以初步认为，1999年至2000年期间和2001年至2006年期间所显示出的整体上市公司的条件稳健性可能主要是由亏损公司“洗大澡”造成的。本文将在下文对此作进一步的检验。

（二）回归分析 本文采用模型1对1999年至2000年，2001年至2006年和2007年至2008年三个期间的样本分别进行回归。回归结果如（表3）所示。可以看出，1999年至2000年期间稳健性系数β3为0.1533，在1%水平上显著，即1999年至2000年期间上市公司会计盈余具有较高的稳健性；2001年至2006年期间的稳健性系数β3为0.4606，在1%水平上显著，即2001年至2006年期间上市公司会计盈余具有较高的稳健性，与1999年至2000年期间相比稳健性系数大幅上升，即2001年至2006年期间会计盈余稳健性程度较1999年至2000年期间大幅提高；2007年至2008年期间的稳健性系数β3为-0.0539，即2007年至2008年期间上市公司会计盈余并不具有稳健性。同时，为了进一步检验会计准则变迁对上市公司条件稳健性的影响，本文运用式2对1999年至2008年期间整体样本进行回归。回归结果如（表4）第三列所示。可以看出，β3为0.0783，在1%水平上显著，即《企业会计制度》（2001）实施之前上市公司会计盈余具有较高的稳健性；β7为0.4539，与预期符号相符，t值（14.6664）在1%的水平显著，表明《企业会计制度》（2001）实施之后上市公司会计盈余的稳健性得到显著提升；β11为-0.3873，与预期符号相符，t值（-17.7886）在1%的水平显著，表明《企业会计准则》（2006）实施之后上市公司会计盈余的稳健性程度显著降低。虽然模型1和模型2的回归结果均显示1999年至2000年和2001年至2006年这两个期间会计盈余稳健性的存在，且2001年至2006年期间会计盈余稳健性较1999年至2000年期间有显著提升。另外，借鉴曲晓辉等（2007）的研究方法，采用模型2对1999年至2008年的盈利公司和亏损公司分别进行回归分析，实证结果如（表4）后两列所示。可以看出，盈利公司组的β7为-0.1067，与预期符号相反，t值（-3.1542）仍然在1%的水平上显著，而亏损组的β7为0.6994，t值（6.0921）在1%的水平上显著，可以推测：仅考虑1999年至2008年的盈利公司样本空间，2001年的《企业会计制度》实施后，上市公司并未显现出条件稳健性特征。这意味着上市公司条件稳健水平的上升并不是整体公司作用的结果，主要是受到亏损公司“洗大澡”的影响所致。

表1 变量描述性统计

表2 变量分组描述性统计

表3 模型1实证结果

表4 模型2实证结果

四、结论

本文以1999年至2008年中国A股上市公司作为研究样本，采用实证分析方法，检验《企业会计制度》（2001）与《企业会计准则》（2006）的实施是否影响上市公司的条件稳健性水平。结果表明：当不控制亏损公司的影响时，2001年《企业会计制度》（2001）实施后，上市公司的条件稳健性得到显著提升；而《企业会计准则》（2006）的实施却显著降低了上市公司的条件稳健性水平。但是当控制住亏损公司的影响后，这些特征都消失了，所以这说明了整体的稳健性是亏损公司“洗大澡”造成的。本文认为，高质量的会计准则是高质量会计信息的必要而非充分条件，需要不断的改革来建立和完善高质量的会计准则；同时需要进行执行机制的改革，从而为准则的执行提供一个有效的支撑系统，这样才能真正促使会计信息质量的提高。

［1］王跃堂，孙铮、陈世敏：《会计改革与会计信息质量：来自中国证券市场的经验证据》，《会计研究》2001年第7期。

［2］徐华新，孙铮：《我国股市周期与企业会计稳健性的实证研究》，《财经研究》2008年第12期。

［3］杨华军：《会计稳健性研究述评》，《会计研究》2007年第1期。

［4］张荣武，伍中信：《产权保护、公允价值与会计稳健性》，《会计研究》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）