李百興 李振宇

【摘 要】 穩(wěn)健性作為一項重要的會計信息質(zhì)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(xù)性兩個經(jīng)典假設(shè)進行了檢驗。實證結(jié)果顯示，在我國上市公司中確實存在著會計穩(wěn)健性。

【關(guān)鍵詞】 穩(wěn)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(wěn)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(guī)定，企業(yè)對交易或者事項進行會計確認、計量和報告應(yīng)當保持應(yīng)有的謹慎，不應(yīng)高估資產(chǎn)或者收益、低估負債或者費用。

Watts Ross L（2003）認為會計穩(wěn)健性原則產(chǎn)生的原因可以歸結(jié)為四個方面：（1）高效率的契約機制的形成依賴于穩(wěn)健性原則;它既可以促進債權(quán)契約的簽訂，又可以促進經(jīng)理層薪酬契約的簽訂;在避免企業(yè)高報資產(chǎn)并因此損害債權(quán)人利益的同時又可以避免經(jīng)理層虛報利潤并因此損害股權(quán)投資者的利益。（2）股東訴訟。企業(yè)高報利潤或資產(chǎn)比低報更容易導(dǎo)致被投資者起訴，會計穩(wěn)健性降低了企業(yè)被起訴的可能性。（3）稅收。穩(wěn)健性延遲了企業(yè)稅收的支付，提高了企業(yè)的價值。（4）政治原因。上市公司高報利潤或資產(chǎn)比低報更容易引起投資者對監(jiān)管機構(gòu)的不滿，因此監(jiān)管機構(gòu)傾向于會計的穩(wěn)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(wěn)健性的存在。他們的研究發(fā)現(xiàn)，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(wěn)健的。

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

二、研究假設(shè)

（一）及時性假設(shè)的提出

由于穩(wěn)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(jù)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(shè)1：

H1：由于會計穩(wěn)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(shè)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(guān)關(guān)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(guān)關(guān)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(wěn)健性，則β2應(yīng)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(jīng)市場調(diào)整后的收益率分別作回歸。

（二）持續(xù)性假設(shè)的提出

會計穩(wěn)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(xiàn)反轉(zhuǎn)，而正盈余及其變化的持續(xù)性更強，所以就可以采用盈余的持續(xù)性來度量會計穩(wěn)健性，由此提出假設(shè)2：

H2：負的盈余變化比正的盈余變化具有更強的反轉(zhuǎn)性，即正的盈余變化更具有持續(xù)性。

為了檢驗假設(shè)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(yù)計β1和β2都顯著為負，如果假設(shè)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(xù)三年的數(shù)據(jù)，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(shù)據(jù)不全的公司后，所得樣本數(shù)為1 438，并選取了2010年到2012年三年的數(shù)據(jù)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(jù)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(tǒng)計如表1。

從表1變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果可看出，全部樣本個數(shù)為4 314;會計盈余的均值為0.373598，中位數(shù)是0.26，會計盈余的均值大于中位數(shù)，反映其分布呈正偏態(tài);公司收益率和市場收益率分布也呈正偏態(tài)（股票收益率的均值大于中位數(shù)，同樣市場收益率的均值也大于中位數(shù)）。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(jié)果及分析

（一）及時性檢驗結(jié)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(wěn)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(jīng)市場調(diào)整后的股票收益率。回歸結(jié)果如表2所示。

由表2的回歸結(jié)果可以看出（括號內(nèi)的數(shù)字為統(tǒng)計檢驗的概率值），無論對未經(jīng)市場調(diào)整的收益率還是對經(jīng)過市場調(diào)整的收益率來說，β2是大于0的并且在統(tǒng)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(wěn)健性。

但是回歸方程的解釋力卻比較差，在未調(diào)整的回歸方程中，調(diào)整的R2只有0.0448;調(diào)整后的回歸方程中，調(diào)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(shù)據(jù)無法反映企業(yè)的真實狀況。

上述回歸結(jié)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(shè)1是成立的，即在我國上市公司中是存在會計盈余穩(wěn)健性的。

本文還對數(shù)據(jù)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(jié)果如表3。

由表3的回歸結(jié)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(shù)，與預(yù)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(jié)果顯示，會計盈余的穩(wěn)健性在各個年度是不同的，檢測結(jié)果并不理想。2011年度的會計盈余穩(wěn)健性從統(tǒng)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(wěn)健性在2011年是下降的。在2012年，會計盈余穩(wěn)健性在統(tǒng)計上顯著了，并且β2的符號也與預(yù)期相符，說明在2012年度會計盈余穩(wěn)健性相對2011年度有了明顯的提高。

同時將經(jīng)過市場調(diào)整后的股票收益率作為自變量，進行分年度的回歸，回歸結(jié)果如表4。

經(jīng)過調(diào)整后的收益率作出的回歸結(jié)果，增強了2010年度會計盈余的穩(wěn)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(yù)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(wěn)健性下降了;到了2012年，β2的值變?yōu)檎龜?shù)并且在統(tǒng)計上是顯著的，說明在2012年會計穩(wěn)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(tǒng)計上仍是不顯著的，并且β2的符號與預(yù)期是相反的，說明在2011年度會計盈余穩(wěn)健性是下降的。

（二）反轉(zhuǎn)性檢驗結(jié)果（持續(xù)性）

本文對反轉(zhuǎn)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(shù)據(jù)進行回歸分析，回歸結(jié)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?；貧w結(jié)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(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)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(zhuǎn)，而正的盈余變化僅僅有34.58%得到了反轉(zhuǎn)，這與預(yù)期相符合，說明負的盈余變化更容易反轉(zhuǎn)，即持續(xù)性越差，也能說明會計盈余的穩(wěn)健性。但是β2的統(tǒng)計檢驗并不顯著，說明負的盈余變化更容易反轉(zhuǎn)的結(jié)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(guān)系。

五、結(jié)論

本文通過對2010年到2012年滬深A(yù)股1 438家公司的研究發(fā)現(xiàn)，總體上市公司的會計信息具有穩(wěn)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(xù)性進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)本期的盈余變化與上期的盈余變化是顯著負相關(guān)的。

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