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摘 要：对盈余管理的会计制度改革与盈余稳健性关系的实证分析，具体包括三部分：描述性统计、假设检验以及敏感性检测。其中描述性统计主要涉及到主要变量的均值、中值、标准差等。假设检验部分主要是运用相关模型检验了盈余管理对会计制度改革与盈余稳健性关系的影响。最后对研究结论进行敏感性检验。
关键词：盈余管理 盈余稳健性 会计制度改革
中图分类号：F275 文献标识码：A 文章编号：1007-3973（2013）003-148-03
1 描述性统计
1.1 Basu模型主要变量的描述性统计
表1 Basu模型主要变量描述性统计
注：EPS_P表示每股收益EPS除以上年年末股票收盘价。
表2 负应计主要变量描述性统计
注：ROA指净利润除以上年期末总资产，CFO、TAC、OPACC和NOPACC都经过了上期期末总资产的平均。
盈余稳健性意味着在会计信息中及时确认坏消息，而对好消息的确认却是逐步的，所以存在盈余稳健性时会计盈余左偏。从表1可以看出，在1998-2000和2001-2006期间EPS_P的均值均小于中位数，EPS_P左偏，而超额回报率R则右偏，说明这两个样本期间均存在盈余稳健性，同时2001-2006期间的EPS_P比1998-2000期间左偏的程度更大，说明2001年会计制度改革后稳健性有所提高。但在2007-2009期间EPS_P的均值均大于中位数，说明在此期间盈余不是稳健的而是激进的，和2001-2006期间相比盈余稳健性降低。
1.2 累计负应计
表2分期间报告了经过上期期末总资产标准化之后的净利润、经营活动现金流量、总应计经营性应计以及非经营性应计的描述性统计情况。我们看到ROA在2001-2006年期间有明显下降，并在2007-2009年期间有所上升，但是经营活动现金流量CFO在三个期间却比较稳定，说明2001-2006年期间ROA的下降并不是实际盈利能力的下降，主要是来自应计的变化。
另外，1998-2000年期间总应计为正，2001-2006年期间反转为负，显然与2001年起开始实施的《企业会计制度》扩大稳健性的应用范围有密切关系2007-2009年期间虽然为负值，但是有明显上升。这可能是新准则中公允价值计量的应用所导致的。非经营性应计虽然在三个期间均为负，说明盈余存在稳健性，但是和总应计一样呈现先降后升的趋势，说明2001年会计制度改革提高了盈余稳健性，而2007年会计制度改革却降低了盈余稳健性。
1.3 盈余各个项目的描述性统计
从表3中可以看出经资产标准化后的盈余各个项目中，操纵性应计均值0.001，中位数0.004，呈右偏。经股票平均后的盈余各个项目中，总应计、非操纵性应计、操纵性应计均呈现右偏。说明应计呈现稳健性。同时经资产标准化后的经营活动现金流量均值和中位数几乎相等，偏向于中性。
2 假设检验
通过实证分析，发现盈余管理会对盈余稳健性的研究结果产生影响，向下盈余管理越大，盈余稳健性越强，说明向下的盈余管理会造成盈余稳健性的假象。那么这种影响对会计制度改革与盈余稳健性之间的关系会产生什么变化。
（1）分盈余项目分期间用Basu模型进行回归，回归结果见表4。
从表4第3列中我们发现经营现金流量的稳健性系数很小且都不显著也没有随着会计制度的改革呈现规律性，而应计项目回归系数都在1%水平上显著并且和盈余的稳健性系数同步。说明现金流量与应计对会计变革与会计稳健性之间关系的影响明显是不一样的，会计制度变革对会计稳健性的影响主要是来源于应计而非经营现金流量。从表4第4列中我们发现除2007-2009年之外非操纵性应计的稳健性系数很小且都不显著同样也没有随着会计制度的改革呈现规律性，而操纵性应计回归系数都在1%水平上显著并且和盈余的稳健性系数同步。初步说明操纵性应计和非操纵性应计对会计变革与会计稳健性之间关系的影响明显是不一样的，会计制度变革对会计稳健性的影响主要是来源于操纵性应计。
表4 1998-2009盈余各个项目分期间Basu模型回归的稳健性系数
注：当P<0.1时系数标记*，当P<0.05时系数标记**，当P<0.001时系数标记***，0.1、0.05、0.01均表示双尾检验
（2）为了检验2001年和2007年会计制度改革之后会计盈余各个项目的稳健性系数的提高在统计上是否显著，我们进一步在Basu模型中加入反映时间变化的哑变量，得到模型的回归结果见表5。
表5报告了各个盈余项目回归后 4及其P值。从中可以看出经营现金流量在会计制度改革时其及时性并没有发生显著变化，会计制度变革对会计稳健性的影响主要是来源于应计项目尤其是操纵性应计项目。
表5 1998-2009盈余各个项目回归结果
注：当P<0.1时系数标记*，当P<0.05时系数标记**，当P<0.001时系数标记***，0.1、0.05、0.01均表示双尾检验。
（3）对于2001年后盈余稳健性的提高主要是由于坏消息的及时确认还是好消息的推迟确认，对于2007年后盈余稳健性的降低又主要是坏消息的推迟确认还是好消息的及时确认。对Basu扩充的模型回归结果见表6。
1998-2006样本期间，负操纵性应计组 3为1.385（t值为12.2）在1%水平上显著，而正操纵性应计 3组为0.0734（t值为0.89）在统计意义上不显著。说明2001会计制度改革后盈余稳健性的提高主要是因为负应计，也就说明了2001年后盈余稳健性的提高主要是由于坏消息的及时确认而不是好消息的推迟确认。在2001-2009样本期间负操纵性应计组 3为-1.676（t值为-13.96），在1%水平上显著，正操纵性应计组 3为-0.278（t值为-4.4），在1%水平上显著。说明2007会计制度改革后盈余稳健性的降低，正负应操纵性应计都起到了作用，其中负应计起的作用更大。也就说明了2007年后盈余稳健性的降低既是因为坏消息的推迟确认也是因为好消息的提前确认，其中坏消息的推迟确认对2007-2009年间稳健性的激进起很大的作用。 3 敏感性检验
用分段的修正Jones模型来分离应计，并用其计算得到的操纵性应计，用模型回归来做敏感性检验，得到表7和表8，可以看到回归结果与前文一致。
4 主要结论及启示
本文用1998-2009年对会计制度改革、盈余稳健性以及盈余管理之间的关系进行了实证分析得到以下结论：
（1）2001年会计制度改革提高了盈余稳健性水平，2007年会计制度改革降低了盈余稳健性水平。
（2）盈余稳健性主要体现在操纵性应计并进一步发现对于向下的盈余管理，盈余稳健性与盈余管理程度之间是正关系，即向下的盈余管理程度越大，盈余稳健性就越强，可能存在管理层通过进行向下的利润操纵来达到稳健性的假象。对于向上的盈余管理，盈余稳健性与盈余管理程度之间是负关系，即向上的盈余管理幅度越大，盈余稳健性越小。
（3）发现相比较经营现金流量，会计制度改革对会计稳健性的影响主要是来源于应计。相比较非操纵性应计，会计制度改革对会计稳健性的影响主要是来源于操纵性应计。2001年后盈余稳健性的提高主要是由于坏消息的及时确认而不是好消息的推迟确认。2007年后盈余稳健性的降低既是因为坏消息的推迟确认也是因为好消息的提前确认，其中坏消息的推迟确认对2007-2009年间稳健性的激进起很大作用。
从本文的研究结论我们可以得到如下启示：
（1）我国会计制度改革的主要目标之一是实现与国际会计准则的趋同，使会计信息更加可靠相关。然而，会计信息并不仅仅是有会计准则这些外部因素所决定，最根本的还是要形成对高质量会计准则的内部需求。所以会计改革的同时有必要完善相关法律法规，切实保护各个利益相关者的利益。
（2）通过实证研究发现盈余稳健性主要体现在操纵性应计上，而且盈余管理也确实会对盈余稳健性产生影响，其中向下的盈余管理增强了盈余稳健性。那么我们就有必要研究不同的盈余管理行为对盈余稳健性造成的影响。
参考文献：
[1] 胡念梅，翁健英.会计制度改革与盈余稳健性——基于中国上市公司的经验证据[J].江西财经大学学报，2010（3）.
[2] 李晓慧.我国会计制度改革中稳健性原则的应用[J].中共济南市委党校学报，2011（8）.
[3] 毛新述，戴德明.会计制度改革、盈余稳健性与盈余管理[J].会计研究，2009（12）.
[4] 詹雷，江雪.上市公司会计稳健性特征研究[J].财会通讯，2011（4）.
[5] 谢志华，杨克智.会计稳健性运行机制研究[J].审计与经济研究，2011（3）.
关键词：盈余管理 盈余稳健性 会计制度改革
中图分类号：F275 文献标识码：A 文章编号：1007-3973（2013）003-148-03
1 描述性统计
1.1 Basu模型主要变量的描述性统计
表1 Basu模型主要变量描述性统计
注：EPS_P表示每股收益EPS除以上年年末股票收盘价。
表2 负应计主要变量描述性统计
注：ROA指净利润除以上年期末总资产，CFO、TAC、OPACC和NOPACC都经过了上期期末总资产的平均。
盈余稳健性意味着在会计信息中及时确认坏消息，而对好消息的确认却是逐步的，所以存在盈余稳健性时会计盈余左偏。从表1可以看出，在1998-2000和2001-2006期间EPS_P的均值均小于中位数，EPS_P左偏，而超额回报率R则右偏，说明这两个样本期间均存在盈余稳健性，同时2001-2006期间的EPS_P比1998-2000期间左偏的程度更大，说明2001年会计制度改革后稳健性有所提高。但在2007-2009期间EPS_P的均值均大于中位数，说明在此期间盈余不是稳健的而是激进的，和2001-2006期间相比盈余稳健性降低。
1.2 累计负应计
表2分期间报告了经过上期期末总资产标准化之后的净利润、经营活动现金流量、总应计经营性应计以及非经营性应计的描述性统计情况。我们看到ROA在2001-2006年期间有明显下降，并在2007-2009年期间有所上升，但是经营活动现金流量CFO在三个期间却比较稳定，说明2001-2006年期间ROA的下降并不是实际盈利能力的下降，主要是来自应计的变化。
另外，1998-2000年期间总应计为正，2001-2006年期间反转为负，显然与2001年起开始实施的《企业会计制度》扩大稳健性的应用范围有密切关系2007-2009年期间虽然为负值，但是有明显上升。这可能是新准则中公允价值计量的应用所导致的。非经营性应计虽然在三个期间均为负，说明盈余存在稳健性，但是和总应计一样呈现先降后升的趋势，说明2001年会计制度改革提高了盈余稳健性，而2007年会计制度改革却降低了盈余稳健性。
1.3 盈余各个项目的描述性统计
从表3中可以看出经资产标准化后的盈余各个项目中，操纵性应计均值0.001，中位数0.004，呈右偏。经股票平均后的盈余各个项目中，总应计、非操纵性应计、操纵性应计均呈现右偏。说明应计呈现稳健性。同时经资产标准化后的经营活动现金流量均值和中位数几乎相等，偏向于中性。
2 假设检验
通过实证分析，发现盈余管理会对盈余稳健性的研究结果产生影响，向下盈余管理越大，盈余稳健性越强，说明向下的盈余管理会造成盈余稳健性的假象。那么这种影响对会计制度改革与盈余稳健性之间的关系会产生什么变化。
（1）分盈余项目分期间用Basu模型进行回归，回归结果见表4。
从表4第3列中我们发现经营现金流量的稳健性系数很小且都不显著也没有随着会计制度的改革呈现规律性，而应计项目回归系数都在1%水平上显著并且和盈余的稳健性系数同步。说明现金流量与应计对会计变革与会计稳健性之间关系的影响明显是不一样的，会计制度变革对会计稳健性的影响主要是来源于应计而非经营现金流量。从表4第4列中我们发现除2007-2009年之外非操纵性应计的稳健性系数很小且都不显著同样也没有随着会计制度的改革呈现规律性，而操纵性应计回归系数都在1%水平上显著并且和盈余的稳健性系数同步。初步说明操纵性应计和非操纵性应计对会计变革与会计稳健性之间关系的影响明显是不一样的，会计制度变革对会计稳健性的影响主要是来源于操纵性应计。
表4 1998-2009盈余各个项目分期间Basu模型回归的稳健性系数
注：当P<0.1时系数标记*，当P<0.05时系数标记**，当P<0.001时系数标记***，0.1、0.05、0.01均表示双尾检验
（2）为了检验2001年和2007年会计制度改革之后会计盈余各个项目的稳健性系数的提高在统计上是否显著，我们进一步在Basu模型中加入反映时间变化的哑变量，得到模型的回归结果见表5。
表5报告了各个盈余项目回归后 4及其P值。从中可以看出经营现金流量在会计制度改革时其及时性并没有发生显著变化，会计制度变革对会计稳健性的影响主要是来源于应计项目尤其是操纵性应计项目。
表5 1998-2009盈余各个项目回归结果
注：当P<0.1时系数标记*，当P<0.05时系数标记**，当P<0.001时系数标记***，0.1、0.05、0.01均表示双尾检验。
（3）对于2001年后盈余稳健性的提高主要是由于坏消息的及时确认还是好消息的推迟确认，对于2007年后盈余稳健性的降低又主要是坏消息的推迟确认还是好消息的及时确认。对Basu扩充的模型回归结果见表6。
1998-2006样本期间，负操纵性应计组 3为1.385（t值为12.2）在1%水平上显著，而正操纵性应计 3组为0.0734（t值为0.89）在统计意义上不显著。说明2001会计制度改革后盈余稳健性的提高主要是因为负应计，也就说明了2001年后盈余稳健性的提高主要是由于坏消息的及时确认而不是好消息的推迟确认。在2001-2009样本期间负操纵性应计组 3为-1.676（t值为-13.96），在1%水平上显著，正操纵性应计组 3为-0.278（t值为-4.4），在1%水平上显著。说明2007会计制度改革后盈余稳健性的降低，正负应操纵性应计都起到了作用，其中负应计起的作用更大。也就说明了2007年后盈余稳健性的降低既是因为坏消息的推迟确认也是因为好消息的提前确认，其中坏消息的推迟确认对2007-2009年间稳健性的激进起很大的作用。 3 敏感性检验
用分段的修正Jones模型来分离应计，并用其计算得到的操纵性应计，用模型回归来做敏感性检验，得到表7和表8，可以看到回归结果与前文一致。
4 主要结论及启示
本文用1998-2009年对会计制度改革、盈余稳健性以及盈余管理之间的关系进行了实证分析得到以下结论：
（1）2001年会计制度改革提高了盈余稳健性水平，2007年会计制度改革降低了盈余稳健性水平。
（2）盈余稳健性主要体现在操纵性应计并进一步发现对于向下的盈余管理，盈余稳健性与盈余管理程度之间是正关系，即向下的盈余管理程度越大，盈余稳健性就越强，可能存在管理层通过进行向下的利润操纵来达到稳健性的假象。对于向上的盈余管理，盈余稳健性与盈余管理程度之间是负关系，即向上的盈余管理幅度越大，盈余稳健性越小。
（3）发现相比较经营现金流量，会计制度改革对会计稳健性的影响主要是来源于应计。相比较非操纵性应计，会计制度改革对会计稳健性的影响主要是来源于操纵性应计。2001年后盈余稳健性的提高主要是由于坏消息的及时确认而不是好消息的推迟确认。2007年后盈余稳健性的降低既是因为坏消息的推迟确认也是因为好消息的提前确认，其中坏消息的推迟确认对2007-2009年间稳健性的激进起很大作用。
从本文的研究结论我们可以得到如下启示：
（1）我国会计制度改革的主要目标之一是实现与国际会计准则的趋同，使会计信息更加可靠相关。然而，会计信息并不仅仅是有会计准则这些外部因素所决定，最根本的还是要形成对高质量会计准则的内部需求。所以会计改革的同时有必要完善相关法律法规，切实保护各个利益相关者的利益。
（2）通过实证研究发现盈余稳健性主要体现在操纵性应计上，而且盈余管理也确实会对盈余稳健性产生影响，其中向下的盈余管理增强了盈余稳健性。那么我们就有必要研究不同的盈余管理行为对盈余稳健性造成的影响。
参考文献：
[1] 胡念梅，翁健英.会计制度改革与盈余稳健性——基于中国上市公司的经验证据[J].江西财经大学学报，2010（3）.
[2] 李晓慧.我国会计制度改革中稳健性原则的应用[J].中共济南市委党校学报，2011（8）.
[3] 毛新述，戴德明.会计制度改革、盈余稳健性与盈余管理[J].会计研究，2009（12）.
[4] 詹雷，江雪.上市公司会计稳健性特征研究[J].财会通讯，2011（4）.
[5] 谢志华，杨克智.会计稳健性运行机制研究[J].审计与经济研究，2011（3）.