本站原创摘 要 ：本文考察了我国近年来资产减值会计制度的变迁对会计盈余稳健性造成的影响.研究发现,尽管存在较大的盈余管理空间,但我国资产减值会计制度的不断强化促进了更加稳健的会计盈余,并且盈利公司会计盈余的稳健程度高于亏损公司.表明资产减值会计制度的改革在提高会计信息质量方面是有效率的.
关 键 词 ：资产减值会计盈余稳健主义
作者简介：秦勉(1974―),女,重庆市人,华南农业大学经济管理学院讲师王玉蓉(1950―),女,四川成都人,华南农业大学经济管理学院教授
一、引言
资产减值在整体上高估损失、低估资产,增加了会计信息的稳健性和可靠性,可以在一定程度上抑制管理层虚报收益的机会主义行为.为了保证制度的适用性和灵活性,我国的资产减值规范体系同时赋予了企业较多的职业判断空间,这些职业判断空间在客观上为上市公司管理层利用资产减值准备进行盈余管理提供了可能.我国的资产减值制度在较短的时间内不断强化,经历了1998年之前严格单一的坏账减值制度、1998年自愿四项减值制度、1999年到2000年强制性四项减值制度和2001年之后的强制性八项减值制度.资产减值制度的大幅度调整,对公司的财务状况和会计信息质量都产生了较大影响.资产减值会计作为会计稳健计量模式的实施方式之一.将直接影响会计信息的稳健程度.会计盈余的稳健性不仅受到会计准则制定初衷的影响,而且也与公司管理当局在执行会计准则过程中的动机密切相关(Ball等,2003).我国尚处于发展和完善中的市场经济环境,管理当局的盈余管理动机较为强烈,因此被赋予了较大职业判断空间的资产减值制度可能并没有提高上市公司会计盈余的稳健程度.
二、文献综述
在实证文献巾,基于会计盈余在会计信息中的重要性和代表性,一般通过研究会计盈余的稳健性来考察会计信息的稳健性.近年来,国外实证文献研究了会计盈余的稳健性(Earnings Conservati),发现稳健原则不仅在会计信息加工中起着重要作用,而且这种作用还在不断地加强.Basu(1997)发现美国公司的会计盈余存在普遍的稳健性,并且自1980年以来这种谨慎性还在不断提高.Holthausen和Watts(2001)利用Basu的研究方法对会计准则存在之前的美国公司的会计盈余进行了分析,证实了稳健原则在会计准则存在之前即已存在,并且会计盈余的稳健程度在财务会计准则委员会(FASB)期间有所加强.Ball等(2003)在针对中国的研究中,选取了1993年-1997年的1044家A股、141家B股上市公司作为研究样本,发现中国会计盈余的相关性较好,但稳健性缺乏,1998年之后会计盈余的稳健性明显提高.李增泉等(2003)针对1995～2000年中国上市公司研究表明,会计盈余对“坏消息”的反应速度比对“好消息”的反应速度快,会计盈余在总体上是稳健的.赵春光(2004)的研究采用不同的模型探讨会计盈余谨慎性的变化趋势,发现我国会计盈余的谨慎性在1999、2000和2001年有所提高.现有的证据显示我国会计盈余在近年来已具备一定的稳健性,这与资产减值会计的实施时间相吻合,说明资产减值会计的逐步强化是提高上市公司会计盈余的稳健程度的重要因素之一.
三、研究假设
资产减值作为会计稳健原则的具体实施,理论上将会提高会计盈余的稳健性.资产减值会计制度实施以后,所有上市公司会计盈余的谨慎性将会呈现整体上升的趋势.因此提出假设：
Hl：随着我国资产减值会计制度的逐步推行.上市公司会计盈余的稳健程度将在整体上呈现出一种相对应的、阶段性的上升
在会计盈余稳健性总体提升的同时,还存在局部的非稳健.因为资产减值是由对“坏消息”确认减值的积极方面和对“好消息”不确认增值的消极方面共同组成的.因此,当企业报告盈利时,由于盈利是保守的“好消息”扣除激进的“坏消息”之后的净结果,从而盈利信息将呈现出更保守(稳健)的特征；当企业报告亏损时情况则相反,由于亏损是激进的“坏消息”扣除保守的“好消息”之后的净结果,从而使得亏损信息表现出更激进的特征.因此提出假设：
H2：我国全面推行资产减值会计制度后.亏损公司的会计信息稳健程度将显著低于盈利公司
四、研究设计与样本选择
(一)资产减值制度实施的阶段性与会计盈余稳健性增进的关系根据当前研究,我国上市公司近年来的会计盈余在整体上呈现出稳健性(李增泉等,2003；赵春光,2004).为考察我国上市公司会计信息稳健性所呈现出来的时间序列特征是否与资产减值制度的执行有关,本文采用盈余一收益关系度量法测度我国上市公司会计信息稳健性.盈余一收益关系度量法首先假设股价是市场中最及时的信息,然后通过股价与盈余之间的关系,在一定程度上度量盈余反映信息的速度(及时性).在稳健主义计量模式下,会计盈余对“坏消息”的反应速度将大于对“好消息”的反应速度.因此,如果用股票收益的正负来表示“好消息”和“坏消息”.稳健主义就意味着负的股票收益与当期会计盈余的关系必然强于正的股票收益与当期会计盈余的关系.
本文首先将样本按减值制度执行的时段分组,分为减值前(1996～1997)、自愿减值(1998)和强制减值(1999～2002)三组.而最后一阶段又可分为四项减值(1999～2000)和八项减值(2001～2002)两组.如果在代表不同强度的资产减值制度的样本组之间,用盈余一收益关系度量出来的稳健性有显著不同,并且这种不同还表现出了与资产减值制度变革阶段相对应的递增,则可以在一定程度上表明,资产减值会计制度的逐步推行是影响我国上市公司会计盈余稳健性的重要因素.如果我国资产减值制度导致了上市公司会计盈余稳健性的显著提升,根据假设H2在我国全面推行资产减值制度后(1999～2002),亏损公司的会计信息稳健程度将显著低于盈利公司.因此,本文又将全面减值制度执行之后的上市公司根据利润总额是否大于0划分盈利组和亏损组,利用盈余一收益关系分别考察亏损组和盈利组会计盈余的稳健程度,观察是否有显著差异,并且盈利组是否显著大于亏损组．.参照Beau(1997)和李增泉等(2003)对会计盈余稳健性考察中使用的盈余――收益模型,构建本文的检验模型如下：
EPSt／Pt-a0+a1DRt+β1Rt+β1Rt+β2DRt*Rt+∑jβ3+jYearj+E1 (1) 式中EPSt为t年末的每股收益.由于利润总额能涵盖资产减值对企业收益的全部影响,因此,采用以利润总额为基础计算的摊 薄每股收益.为消除异方差性的影响,用滞后一期的股价进行了修正.Rt为t年的股票累积收益率,Rt等于兀(1+Ri)－1,Ri表示第i月的股票收益率,采用CCER数据库中“考虑分红的回报率”数据项,以充分考虑资本的机会成本.由于我国上市公司年度报告是在年度结束后的4个月内公布,为避免将以前年度的盈余信息包含在当年度的股票收益中,本文使用从t年5月到t+1年的4月期间的累积收益率为当期相关信息对会计盈余影响的替代变量,同时为避免极端值的影响,去掉了位于娜和1％分位数之外的观测值.DR为消息类型哑变量：当Rt<0.DRt=1,代表“坏消息”；反之为0,代表“好消息”.Yearj为年度哑变量,用于控制股市结构性变动带来的影响,当为1996年时,year1=1,反之为0,依此类推,研究期间为1996～2002年.在对各个样本组回归时,将根据观测值归属的具体的时间段选择恰当的年度哑变量.模型(1)是一个传统收益――盈余关系模型的反向模型,右边变量中的股票收益率R代表了市场中的及时完整的信息集,左边变量则代表会计盈余所涵盖的信息集.因此,收益率R的回归系数能在一定程度上度量盈余信息集与市场信息集的重叠程度,系数越大重叠程度越高,表明盈余信息越及时.由于在模型中加入了DR消息类型哑变量,因此,将度量盈余及时性的系数分割成两部分.其中β1表示在“好消息(DR=0)”的情况下会计盈余的及时性；β2表示在“坏消息(DR=1)”情况下,会计盈余在及时性上的增量.如果会计盈余具有一定的及时性,则β1或β2应当显著为正；如果会计盈余是稳健的,则“坏消息”的及时性应当显著大于“好消息”,因此.系数β2度量着会计信息的稳健程度应该显著为正.根据本文的假设,随着减值制度的推进,β2的显著性和大小都应当呈现出与资产减值制度阶段相对应的增进趋势.
(二)资产减值规模与会计信息稳健程度的相关性按照资产减值制度的执行阶段对样本分组的方法,只能在一定程度上说明资产减值制度对会计信息稳健性的影响.因此,本文在前述检验的基础上,用资产减值规模对企业会计信息的稳健程度回归,以进一步证实资产减值会计的实施对会计盈余稳健程度的影响.参考Beer．Ryan(2000)对影响净资产低估因素的讨论,构建本文模型如下：
MBRt等于a0+β1Rt+β2WDt+β3LEVt+βtSIZTt+∑jβ4+jYearj+Et (2)
模型(2)的因变量MBR为净资产的市值与账面值之比,用于度量会计信息的稳健程度,该值越大,表明会计信息的稳健程度越高.同样,为控制极端值的影响,剔除了位于MBR99％和1％之外的观测值.模型的右边变量包括影响会计盈余稳健性(净资产低估)的若干因素.其中WD为本文关注的待考察变量,即资产减值规模,本文采用了两种方法加以度量,一是减值额的对数变换,二是减值资产比(减值余额／总资产).根据本文假设,资产减值是导致会计信息稳健性的重要原因,而稳健程度越高,企业净资产的低估也就越显著,MBR就会越大.因此WD的回归系数应显著为正.为了控制其它可能影响稳健性(净资产低估)因素,还在模型中加入了R、LEV、SIZE和Year控制变量.其中Rt为股票年度收益率,该数据直接取自CCER数据库中“考虑分红的年度回报率”.根据Feltham、Ohlson(1996),稳健主义能够导致盈余定价乘数的增加.即会计稳健程度越高,未被会计记录的企业盈利能力越多,未来未预期盈余的现值就会越高,股票收益率越高.因此,Rt的回归系数应当显著为正.LEV为公司的资产负债比,根据稳健主义的契约观,债务契约是企业稳健主义程度的重要约束变量(Leftwieh,1983),债务约束越大,企业会计信息的稳健程度将越高.国内上市公司面临的债务约束虽然在总体上较软,债务规模还是会影响到企业面临的财务约束程度,因此LEV的回归系数的方向仍应当为正.SIZE是公司规模,用年末资产的对数度量.根据西方的政治成本假设,公司规模越大,越倾向于增加会计盈余的稳健性,根据现有的研究结论(王跃堂等,2001；蔡祥等,2004),该假设并不符合我国的情况.但对于我国上市公司而言,规模越大,越容易出现信息不对称等人问题(这也是企业规模无法无限扩张的根本原因).在公司治理或外部市场较为完善的情况下,为降低冲突,公司应当提高会计信息的稳健程度；反之,则会降低会计信息的稳健程度,以满足企业各种盈余管理的动机.根据我国当前上市公司的外部环境,本文预期SIZE的回归系数应当为负.Year为年度哑变量,用于固定时间影响.因为国内资本市场一直经历着监管制度与财务报告制度的不断变革,造成了股价变量和业绩变量的结构不稳定性；当前对国内上市公司价值相关性的研究表明,会计信息对股价的解释力随着样本分布时间的不同而不同,因此需要利用年度哑变量固定时间影响.
(三)研究样本本文研究区问为1996年～2002年,研究样本从CCER中国证券市场数据库中选取,包括在深圳和上海证券交易所挂牌的所有A股上市公司,并按照如下条件进行剔除：由于外资上市公司与内资上市公司在1999年之前执行不同的资产减值制度,为保持可比性,剔出了同时发行AB股、AH股或AN股的公司(即外资上市公司),即只以纯A股公司(即内资本上市公司)作为研究对象.还剔除了金融公司、当年新上市公司,因为此两类公司具有较为特殊的财务特征.最后得到1996年样本公司226个,1997年样本公司407个,1998年样本公司603个,1999年样本公司705个,2000年样本公司799个,2001年样本公司931个,2002年样本公司1001个,共计4672个观测值(公司年).由于数据库中不同数据可得性的限制,在具体回归时4H"4g型的回归样本量会有一定差异,在描述回归结果的相关表中会给出实际使用到的观测值(N).本文所使用的财务数据和交易数据均从CCER数据库中获取.
五、检验结果及分析
模型(1)的回归结果.第一行为全样本的回归结果.模型的修正R2为7.5％,略小于但接近李增泉等(2003)的9.69％和Baau(1997)的10.09％.β1和β2都显著,表明总体而言,我 国上市公司的会计盈余在反映形成股价的信息上具有一定的及时性,并且也具备一定的稳健性.平均而言,会计盈余对“坏消息”的反应速度是对“好消息”的3.52倍(3.52等于[0.058+0.023]／0.023)(本文将此倍数简称为“敏感性倍数”).对照李增泉等(2003)对1996～2000年我国上市公司会计盈余稳健性的研究中所发现的值为2.9的敏感性倍数,可以合理地推测,资产减值制度在2000年之后的递进带来了更高程度的会计稳健性.从不同的资产减值制度阶段看,在1998年实施较为全面的资产减值制度之前,我国上市公司的会计盈余没有表现出显著的稳健性(减值前组的回归系数β2不显著)；到1998年实施自愿四项减值阶段,自愿减值组的回归系数β2在0.05的水平上显著为正,表明会计盈余的稳健性得到了有效的提升；而1999年强制性资产减值制度全面执行后,上市公司会计盈余的稳健程度更是大幅提升,强制减值组的回归系数β2在0.01的水平上显著为正,此阶段会计盈余的敏感性倍数为5.39倍[5.39等于(0.079+0.018)／0.018],而八项减值阶段的敏感性倍数为6.65倍[6.65等于(0.096+0.017)／0.017].在对比所有年度的平均值3.52倍,可以发现资产减值制度的每一步变革都显著提高了会计盈余的稳健性.在对强制减值阶段再分组回归时,发现其中四项减值阶段(1999～2000)的会计盈余并未呈现出稳健性,这与前文的假设不符.因此再分别对1999年和2000年进行回归,发现之所以未能在四项减值阶段发现会计盈余的稳健性.主要是1999年的反常现象造成的.1999年的回归系数β2显著为负,说明会计盈余对坏消息记录的及时性在1999年显著低于好消息,这意味着会计盈余不仅不稳健,反而是激进的.出现这一反常现象可能与1999年推行强制性四项减值时,允许上市公司利用追溯调整法变更会计政策有关.根据蔡祥等(2004)的研究,上市公司在1999年利用追溯调整尽量降低了资产减值的不利影响,甚至以过度追溯的方式调高了当期利润.这表明在1999年的盈余(EPS)中,已经人为地(甚至过度)剔除了“坏消息”的影响,从而使会计盈余呈现出激进的特征.因此,到2000年,追溯调整的影响变弱,会计盈余就表现出了一定的稳健性.
上述结论表明,随着我国资产减值会计制度的逐步推行,上市公司会计信息在整体上呈现出一种相对应的、阶段性的、稳健程度的上升.假设Hl得到了支持.根据上述结果,可以认为在1999年我国开始强制推行资产减值制度之后,会计盈余的稳健性有了稳定而显著的提高.又根据假设H2,将1999～2002年的内资上市公司按照每股收益(摊薄,利润总额)是否大于零划分为盈利组(EPS>0)和亏损组(EPS<0),再用模型(1)进行分组回归,结果显示亏损组的会计盈余没有表现出稳健性(β2不显著),而盈利组的会计盈余却呈现出显著的稳健性(β2显著为正).这表明我国全面推行减值政策后,亏损公司的会计信息稳健程度显著低于盈利公司,假设H2得到支持.MBR(净资产的市值账面值比)是度量会计信息稳健程度的另一个替代变量.通过对MBR的描述性统计可以发现,上市公司的MBR随着减值前期、自愿减值期和强制减值期的递进,表现出不断增强的趋势.参数与非参数检验都发现,相对于减值前期,自愿减值期的会计稳健程度并没有显著增强,但强制减值期的会计稳健程度却显著高于自愿减值期,这与前文利用模型(1)得出的结果相吻合.模型(2)的回归结果的Panel B.可以发现,在推行资产减值制度之前,资产减值规模对于净资产账面值的低估没有解释力(WD的回归系数β2不显著),会计信息的稳健性可能主要来自其他会计政策,如加速折旧等.
1998年后,资产减值就成为影响企业会计稳健程度的重要因素,其中1998年减值规模的回归系数(β2)远远高出其他年度,这说明自愿减值制度下的资产减值信息具有更强烈的定价效应.资产负债比回归结果均符合前文假设,即债务契约的约束将导致企业采取更为稳健的会计报告(回归系数显著为正).资产规模则与MBR显著地负相关关系,表明在我国外部约束较软的环境中,规模越大的企业问题越突出,信息不对称也越突出,导致了会计稳健性越低.会计稳健主义的存在使企业净资产的账面值通常低于市值.但也存在相反的情况.当市账比小于1时,表明股价低于净资产,此时可能意味着存在资产虚列,因此对MBR小于1的观测值单独进行回归,发现资产减值规模对MBR失去了解释力.因此剔除MBR小于1的观测值后再重复前述所有分组回归,结果没有实质性变化.所有的回归结果显示,我国减值制度执行之后,上市公司会计信息的稳健程度普遍呈现上升,H1、H2得到证实.
六、结论
本文以1998～2002年的内资上市公司为研究对象,考察了我国近年来资产减值会计制度的变迁对会计盈余稳健性所造成的影响.研究发现,尽管存在着较大的盈余管理空间,但我国资产减值会计制度的不断强化还是导致了更加稳健的会计盈余,并且盈利公司会计盈余的稳健程度高于亏损公司.这表明,资产减值会计制度的改革在提高会计信息质量方面是有效率的.在不完善的市场中,广泛存在的不确定性使得以稳健主义为基础的资产减值会计模式更为适当.