楊鴻艷

（安徽警官職業(yè)學院 公共管理系，安徽 合肥 230031）

一、引言與研究假設

投資者從公司披露的會計信息中解讀公司的運營情況及預測公司的未來發(fā)展趨勢。會計穩(wěn)健性越高的企業(yè)，越能夠提供準確的預測基礎。目前，國內外尚未有專門針對會計穩(wěn)健性與企業(yè)利潤波動的研究成果，但部分學者從企業(yè)業(yè)績和盈利角度分析，認為改變企業(yè)會計處理方式、高管決策、內部投資機會等會影響會計穩(wěn)健性，進而影響企業(yè)的利潤波動。Craig Nichols 等人通過對比公共銀行和私人銀行的會計穩(wěn)健性，認為相對于私人銀行，公共銀行對貸款損失的會計處理更為保守［1］100。相對于可能的信貸損失的外部指標，公共銀行的貸款損失撥備比私人銀行更及時。研究結果表明公共銀行的會計穩(wěn)健性更高，但是其盈利波動性更低。同時部分學者從企業(yè)委托代理的角度分析，認為會計穩(wěn)健性會影響管理層的投機行為，弱化內部委托代理矛盾，進而企業(yè)的整體收益波動性較小。Ahmed 和Duellman 認為會計穩(wěn)健性高的企業(yè)，通過降低委托代理矛盾，主要是通過降低經理對負收益項目的事前激勵，強化了對投資的事后監(jiān)控，限制了公司的未來現金流和毛利率，從而穩(wěn)定企業(yè)當前的收益波動性［2］611。曾曉萍指出，會計穩(wěn)健性能夠及時反應“壞消息”并釋放信息，進而迫使高管改變管理行為，從而使高管能夠從更加合理化和有利于企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展的角度進行管理，進而抑制高管過度自信對企業(yè)業(yè)績波動造成的負面影響［3］。

此外，基于企業(yè)的整體價值層面，Molaei 等人從企業(yè)內在價值的角度分析，認為內在價值波動越低的企業(yè)，經營風險越低，其更偏向于選擇會計穩(wěn)健性水平更高的企業(yè)［4］219。而內在價值波動波動越高的公司，經營風險越高，一般會傾向選擇較低水平的會計穩(wěn)健性。從企業(yè)成本管理的角度分析，企業(yè)的會計穩(wěn)健性水平與利潤波動之間的關系仍然較為密切。馮子軒通過分析，指出業(yè)績波動與債務融資成本之間具有正相關，而會計穩(wěn)健性與債務融資成本之間具有負相關［5］。在業(yè)績波動越大的企業(yè)中，會計穩(wěn)健性對債務融資成本的抑制作用越顯著。Mahdavinia 和Zolfaghari 基于成本行為角度分析，指出會計穩(wěn)健性越高的公司，其成本與公司股價波動之間具有顯著的相關性［6］1033，認為會計穩(wěn)健性越高的公司，產品成本對股價波動具有明顯的作用。王政認為會計穩(wěn)健性均能有效提高企業(yè)投資效率，抑制企業(yè)過度投資和投資不足［7］73。陳再杭，袁有賦驗證通過抑制過度投資，能夠有效降低企業(yè)的業(yè)績波動［8］55。還有學者從會計信息質量的角度分析，間接證明業(yè)績波動同會計穩(wěn)健性之間存在緊密聯系。

會計穩(wěn)健性有助于企業(yè)利潤的穩(wěn)定，企業(yè)可以采取提高會計穩(wěn)健性的措施，有效降低利潤的波動程度?；诖?，本文提出如下假設：

H1：會計穩(wěn)健性與利潤波動負相關。會計穩(wěn)健性越高，利潤波動程度越小。

H2：投資效益在會計穩(wěn)健性與利潤波動的關系中發(fā)揮中介作用。

H2-1：會計穩(wěn)健性對投資效率具有積極作用。會計穩(wěn)健性越高，投資效益越高。

H2-2：投資效益對利潤波動具有抑制作用。投資效益越高的企業(yè)，則企業(yè)的利潤波動性程度越低。

二、研究設計

1.樣本數據來源

本文選擇2017～2019 年的深圳主板A 股的非ST上市公司作為研究樣本，同時因2016～2019年的利潤收益數據存在缺失、未披露會計穩(wěn)健性的相關財務信息而剔除無效樣本，最終確定359 個樣本公司，共1 077 個面板數據，使用的利潤波動、會計穩(wěn)健性、投資效益的相關數據均來自CSMAR數據庫。

2.確定變量

（1）因變量。Richter等指出企業(yè)利潤波動是時間序列變量之一［9］，因此本文在Engle 和Engle R F，Granger C W J，Kraft D 使用的ARCH 模型［10］155，進一步結合Nanda S，Panda A K 在利潤波動指標的選取上，認為資產凈利率是公司利潤的代表性指標［11］70?；谖覈鲜衅髽I(yè)的收益情況，使用修正后的總資產凈利潤率方差平方模型測量企業(yè)的利潤波動，本文使用具體模型如下：

其中ROA 為企業(yè)的總資產凈利潤率，使用模型3-1 進行自回歸，保留模型的異方差μt，使用模型3-2對μt進行平方計算，得到LRBD，用于表示企業(yè)的利潤波動程度。LRBD 越小，則利潤波動程度越低，LRBD越大，則利潤波動程度越高。

（2）自變量。本文基于CSCORE［12］27，借鑒董雪芹、張 友棠使用的Basu 修正模型［13］15，使用改進后的CSCORE模型計量企業(yè)的會計穩(wěn)健性，具體模型如下：

E 為公司的每股收益，P 為股票收盤價，R 為公司股份回報率，DR為虛擬變量，當R小于等于0，則DR 為1，當R 大于0，則DR 為0。size 為公司規(guī)模，zmb為公司市賬比，fzl為公司的財務杠桿。通過模型3-3 計算得到模型3-4，即得到CSCORE 值，當CSCORE 越大，則企業(yè)的會計穩(wěn)健性越高，CSCORE越小，則企業(yè)的會計穩(wěn)健性越低。

（3）中介變量。本文以投資效益為中介變量，具體使用投資收益作為投資效益的衡量變量，借鑒Seggie S H 等人（2007）營銷投資回報的測算模型，結合Z-Score 標準化公式，使用改進后的投資收益標準化模型測算投資效益：

其中TZJR表示投資收益。DWTZ表示對外投資項目、股利等收入，TZJS表示企業(yè)投資的損失，σ為外投資項目、股利等收入扣除企業(yè)投資損失的標準差。TZJR越高，則企業(yè)投資收益越高。

（4）控制變量?；诒疚难芯恐饕轻槍矩攧展芾韺用?，借鑒相關的研究成果，在過程中對企業(yè)規(guī)模、公司負債情況、經營狀況、現金情況、發(fā)展情況進行控制。分別使用總資產、資產負債率、營運資金周轉率、現金適合比率、資本累積率作為直接衡量指標。

表1 變量定義表

3.研究模型

本文基于Baron、Kenny（1986）的中介檢驗模型，使用分層多元回歸模型驗證本文的研究假設，具體模型如下：

其中a0、b0、c0為模型參數。當a1不顯著，則停止后續(xù)回歸分析，不存在中介效應。當a1顯著和b1均顯著的情況，c1和c2也顯著，且|c1|＜|a1|，則說明TZJR 在LTBD 與CSCORE 回歸關系中發(fā)揮部分中介效應。當a1顯著和b1均顯著的情況，c1不顯著且c2顯著，則說明TZJR 在LTBD 與CSCORE 回歸關系中發(fā)揮完全中介效應。當a1與b1僅有一個顯著，則進一步做sobel 檢驗，當sobel 檢驗結果顯著，說明TZJR 在LTBD 與CSCORE 回歸關系中發(fā)揮部分中介效應，當sobel 檢驗結果不顯著，說明TZJR 在LTBD與CSCORE回歸關系中發(fā)揮完全中介效應。

三、檢驗結果與分析

1.描述性統計分析

樣本公司的利潤波動的均值為36.6920376，標準差為3.805，說明當前樣本公司的利潤波動程度存在較大差異，同時會計穩(wěn)健性水平的均值為0.2581682，結合最大值可知，當前大部分公司的會計穩(wěn)健性水平不高。而投資效益的均值為-0.1043，標準差為1.054 6，且最大值與最小值的差距大于10，說明當前樣本公司的投資效益也存在較大差異。

表2 描述性統計分析結果

2.相關性分析

樣本公司的利潤波動與會計穩(wěn)健性、投資效益在0.01水平上負相關，同時會計穩(wěn)健性與投資效益具有顯著的正相關性。此外資產負債率與利潤波動在0.01水平上正相關，說明當前的樣本公司中可能存在資產負債計量的會計錯配情況或大額負債投資情況，進而導致會計負債率與利潤波動存在正相關?，F金合適比率、資本累積率、運營資本周轉率、企業(yè)規(guī)模與利潤波動負相關。此外自變量之間的兩兩相關系數的絕對值均小于0.4，說明當前各變量之間不存在顯著的多重共線性。

表3 相關性分析結果

3.回歸分析

表4 表示了會計穩(wěn)健性、投資效益、利潤波動兩兩回歸結果。三個多元回歸模型調整后的R2分別為0.163、0.135、0.203，說明三個變量中解釋變量分別可解釋被解釋變量的16.3%、13.5%、20.3%的變化量，且均通過F 值檢驗，說明三個模型均為有效模型。其中模型1 中CSCORE 的回歸系數為-0.319（T=-11.418，p＜0.001）?？梢姇嫹€(wěn)健性對利潤波動具有顯著的負向影響，會計穩(wěn)健性能有效抑制利潤波動程度。在模型1 中會計穩(wěn)健性的回歸系數顯著的前提下，進一步測試模型2，其中CSCORE 的回歸系數為0.084，同時P 值小于0.01。說明會計穩(wěn)健性對投資效益具有顯著的積極作用。模型3 中CSCORE、TZJR 的回歸系數分別為-0.301、-0.216，同時均在0.001 水平上顯著，模型3 的回歸結果說明：會計穩(wěn)健性和投資效益能夠同時對利潤波動產生顯著的抑制作用。對比模型3和模型1中，會計穩(wěn)健性的回歸系數均顯著，但是回歸系數絕對值從0.319 下降至0.301，即|c1|＜|a1|，說明投資效益在會計穩(wěn)健性對工資績效的影響中發(fā)揮部分中介效應，綜上可知回歸模型測試結果驗證預期假設1、假設2。同時在表4 中，GSJY、GSXJ、SIZE 與利潤波動負相關，而GSXJ、SIZE 與投資效益正相關。資產負債率與利潤波動正相關，與投資效益正相關，說明當前的樣本公司中存在大比例的負債投資情況。

表4 回歸分析結果

4.穩(wěn)健性檢驗

以上研究采用Ball 提出的ACF 模型測量會計穩(wěn)健性。具體模型公式如下：

其中YJXM 為當期年初扣除經營活動現金流之后的凈利潤和財務費用總和在總資產中的占比；xjl為年初經營活動凈現金流在年初總資產中的占比；DR為虛擬變量，當xjl小于0，則DR=1，當xjl大于0，則DR=0。根據上述模型，求取α0、α1、α2、α3，當α3大于0，則說明公司存在會計穩(wěn)健性。將ACF 模型測算的α3結果，作為會計穩(wěn)健性的指標，帶入原文的回歸方程中，對上述回歸模型進行穩(wěn)健性檢驗，得到的回歸結果保持不變，因此前文的研究是穩(wěn)健的。

四、結論與建議

1.結論

會計穩(wěn)健性水平越高的企業(yè)，利潤波動程度越小，且會計穩(wěn)健性水平越高的企業(yè)，在投資規(guī)劃方面越謹慎，所獲取的投資效益越高，進而抑制利潤的波動程度。因此，要保證公司穩(wěn)定且可持續(xù)的發(fā)展，有效控制企業(yè)利潤波動，除了不斷提升會計穩(wěn)健性水平之外，還應做好企業(yè)的投資規(guī)劃，保證企業(yè)的高投資收益。本文的研究結論為我國上市企業(yè)通過提高會計穩(wěn)健性來提高企業(yè)的投資效率，降低企業(yè)利潤波動程度提供了理論支持。

2.建議

（1）企業(yè)應重視會計穩(wěn)健性在提高企業(yè)投資效率、降低利潤波動方面的作用。具體應當細化會計信息披露的具體內容，提高會計報告披露的會計信息質量，降低會計重述的頻率，對企業(yè)發(fā)展過程總的財務投資、資產投資的持股情況，以及投資項目的闡述等進行具體陳述，提高會計信息的有效性，進而提高外部投資者對企業(yè)發(fā)展規(guī)劃的監(jiān)控，避免盲目投資造成投資過度或是投資不足，進而有效降低企業(yè)的利潤波動。

（2）企業(yè)應踐行穩(wěn)健性的會計信息要求。基于企業(yè)發(fā)展的角度，會計穩(wěn)健性越高，投資者對壞消息的敏感度越高，越有利于投資者參與企業(yè)發(fā)展。企業(yè)在進行會計信息披露的過程中，應當公開披露企業(yè)的發(fā)展和投資決策等內容，讓投資者能夠及時地從會計信息披露中看到壞消息和好消息，進而提高投資決策的監(jiān)控水平，減少企業(yè)委托代理沖突，提高企業(yè)管理效率，使管理者做出有利于企業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展的決策，有效避免企業(yè)利潤出現大幅度波動。