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摘 要： 利用2001～2009年中国上市公司的大样本数据，本文实证分析了产品市场竞争和政府管制对会计稳健性的影响。我们发现，产品市场竞争越激烈的行业有着更高的会计稳健性，政府管制则损害了会计稳健性。进一步研究发现，产品市场竞争对提升政府管制行业和非政府管制行业上市公司的会计稳健性都有着重要意义。本文的研究结论对我国证券市场治理机制的完善具有重要的启示：引入竞争机制和弱化政府的干预可以提高我国上市公司的会计信息质量，且两者具有互补性。
关键词： 产品市场竞争；政府管制；会计稳健性；公司治理
一、文献综述与研究假说
稳健性原则（或称谨慎性原则）一直是会计信息确认和计量的一项重要基本原则。
（一）国外文献综述
稳健性作为会计信息的基本原则确立已久，但是针对会计稳健性的系统研究还是在20世纪90年代，即公允价值的计量属性被越来越重视的情况下才兴起的。Watts（1993）开创了对会计稳健性的系统研究，认为会计稳健性主要受契约、诉讼、税收和政治的影响，其中契约起着主要的作用。Basu（1997）首次从实证角度对会计稳健性进行了研究和证实。Ball，Kothari和Robin（2000）发现会计稳健性普遍存在于普通法国家和成文法国家，但普通法系国家的盈余更稳健。Ball（2003）以东亚四个国家为研究样本，发现虽然这四个国家在会计准则方面均属于普通法系国家。但会计稳健性发面却存在差异，这表面会计准则本身并不能决定财务会计报告的治理，准则以外的其他因素，如经济动机等也会显著影响会计稳健性。Watts（2003）对之前的会计稳健性研究进行了评述，详细论述了四个影响会计稳健性的不同因素：契约、税收、管制、法律（政治），也对会计稳健性的三种计量方法进行了总结。Beekes等（2004）、Bushman等（2004）发现董事会的独立性显著影响了会计稳健性。Huijgen（2005）利用英国上市公司的数据证实了诉讼对会计稳健性的重要影响。Ball和Shivakumar（2005）发现在英国，国有上市公司的会计稳健性要强于私有上市公司。Bushman等（2006）拓展了其2004年的研究，发现司法体系较健全的国家具有更强的会计盈余稳健性。Lafond（2008）则发现所有权分散的上市公司具有更稳健的会计盈余特征。
国外对于会计稳健性从宏观经济因素和公司治理两个角度展开了较丰富的研究，这对我国会计稳健性的研究提供了借鉴和参考。
（二）国内文献综述
李增泉、卢文彬（2003）在Basu（1997）的研究基础上，利用我国1995-2000年上市公司的數据，发现我国会计盈余在整体上是稳健的。而李远鹏、李若山（2005）却发现我国上市公司的会计稳健性并非真实的稳健，而是由亏损公司的“大洗澡”行为所致。孙铮、刘凤委、汪辉（2005），刘凤委、汪扬（2006），陈胜蓝、魏明海（2007），修宗峰（2008）主要从公司治理角度研究了影响会计稳健性的因素。刘峰、周福源（2007）则将会计稳健性作为审计质量的代理变量，研究发现国际四大并不意味着高审计质量，相反，强烈的证据表明国际四大甚至比非四大更加不稳健。代冰彬、陆正飞、张然（2007）发现会计稳健性因素对上市公司资产减值准备的计提有显著影响。朱茶芬、李志文（2008）从政府干预、内部人控制、债务软约束三个角度入手，揭示了国有控股对会计稳健性影响的制度根源。刘嫦、杨兴全（2009）发现上市公司的终极控制权显著影响了会计盈余的稳健性。
（三）研究假说的提出
由上述综述可以看出，当期的研究主要集中于从公司内部治理及稳健性本身来展开研究，还鲜有文献系统的考察上市公司治理环境的外部特征对会计稳健性的影响。按照制度经济学的理解，市场抑或公司的外部宏观及微观环境都是一种制度安排，它对于每一个内在于其中的企业都有重要的影响。如产品市场竞争，以及企业所在行业的政府管制特征。
一个身处产品市场竞争激烈的企业，将时时根据市场的需要不断调整市场策略，稍有失误，就将失去大片的市场份额，陷入财务困境，甚至被同类企业兼并或收购。稳健性会计信息是股东监督经理层、保护自身利益的重要工具。所以，在产品市场竞争异常激烈的行业，该行业内的企业有强烈的动机遵守稳健的会计原则，及时确认损失，以努力确保商业环境中存在的不确定性和风险被充分考虑到。
基于国家战略的考虑，某些行业受到了大量的政府干预。一方面，这些行业可以从政府获得丰富的、其他行业的企业所无法比拟的优势资源。这类企业有着稳定的目标市场（有的目标市场甚至直接为政府），且面临着较小的竞争，所以其外部环境的不确定较低。基于此，处于政府管制行业内的上市公司并没有动机进行及时、透明的信息披露。另一方面，政府管制行业内的上市公司大部分为国有控股的上市公司，此类公司具有多重经营目标，往往成为政府确保民生和突出政绩的重要手段。所以，政府管制行业上市公司的会计信息及会计报告过程更容易受到操纵。
基于上述分析，我们提出本文的两个研究假设：
H1：在其他条件不变的情况下，产品市场竞争可以有效提升会计稳健性。具体来说，产品市场竞争越激烈的行业，行业内上市公司的会计稳健性越高。
H2：在其他条件不变的情况下，政府管制会损害会计稳健性。具体来说，非政府管制行业的上市公司具有更高的会计稳健性。
二、研究设计
（一）实证模型与变量界定
Basu（1997）利用公司盈余与股票回报之间的关系设计出会计稳健性的经验性指标，且得到了广泛的运用（Ball et al，2000，2003；李增泉，2003；朱茶芬、李志文，2008等）。模型如下：
NI=β0+β1*D+β2*RET+β3*D*RET+ε
NI为每股盈余，为了减少异方差影响，使用每股盈余/期末股价，期末股价为上市公司t+1年4月最后一个交易日的股票收盘价。RET为超额累积回报率，等于原始累积回报率减去市场累积回报率。原始累积回报率采用上市公司t年5月至（t+1）年4月的考虑现金红利再投资的月个股回报率计算，市场回报率分别采用深、沪两市t年5月至（t+1）年4月的考虑现金红利再投资的月市场回报率（等权平均法）计算。D为虚拟变量，当RET≤0时取1，否则为0。β2代表盈余对好消息的反映，β3是盈余对坏消息的增量反映，可称为稳健性指数。β3显著大于0，说明存在会计稳健性，β3越大，稳健性越高。 在检验本文研究假说1时，本文对Basu模型作如下扩展：
NI=θ0+θ1*D+θ2*RET+θ3*D*RET+θ4*Competition+θ5*Competition*D+θ6*Competition*RET+θ7*Competition*D*RET+θ8*New+θ9*New*D+θ10*New*RET+θ11*New*D*RET+ε
Competition为本文产品市场竞争的刻度指标，用分年度的主营业务收入行业赫芬达尔指数①衡量，该指数越小，说明产品市场竞争强度越大，即竞争越激烈。θ6代表产品市场竞争对好消息反映的影响，θ7代表产品市场竞争对稳健性指数的影响。如果θ7显著<0，说明上市公司所在行业的产品市场竞争强度越大，其会计越稳健。New为实施新会计准则的年度虚拟变量，当样本区间为2007-2009年时，取1，否而为0.
在检验本文研究假说2时，本文对Basu模型作如下扩展：
NI=λ0+λ1*D+λ2*RET+λ3*D*RET+λ4*Regulation+λ5*Regulation*D+λ6*Regulation*RET+λ7*Regulation*D*RET+λ8*New+λ9*New*D+λ10*New*RET+λ11*New*D*RET+ε
Regulation为本文政府管制的刻画指标。借鉴夏立军，陈信元（2007）的研究，将“涉及国家安全的行业、自然垄断的行业、提供重要公共产品和服务的行业以及支柱产业和高新技术产业”界定为管制性行业，具体包括以下行业：采掘业（B）；石油、化学、塑胶、塑料（C4）；金属、非金属（C6）；电力、煤氣及水的生产和供应业（D）；交通运输、仓储业（F）；信息技术业（G）。括号内的行业代码根据中国证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》确定。当上市公司所处行业为管制行业时，取1，否则取0。如果λ7显著<0，说明相比管制行业，非管制行业的会计稳健性更高。
（二）研究样本与数据来源
我国在2001年颁布了《企业会计制度》，且大量的实证研究表明，在2001以后，我国会计盈余才逐步显现出稳健性。所以本文选取2001-2009年A股所有上市公司为研究样本。并执行了以下剔除程序：2006年的全部数据②；数据缺失的样本；金融行业上市公司；ST公司；为了减少奇异值的影响，对所有小于1%分位数和大于99%分位数的数据进行缩尾处理。研究数据来源于深圳国泰安数据库（CSMAR），数据整理由Excel完成，实证检验由统计软件Spss15.0和Eviews5.0完成。
三、实证检验结果与分析
（一）描述性统计
表1列示了主要变量的描述性统计结果。
表1 主要变量的描述性统计
[变量＼&最小值＼&最大值＼&平均值＼&标准差＼&中位数＼&样本数＼&NI＼&-1.05475＼&0.555397＼&0.019203＼&0.050751＼&0.019232＼&9135＼&D＼&0＼&1＼&0.601314＼&0.489655＼&1＼&9135＼&RET＼&-3.45459＼&9.841694＼&-0.0196＼&0.552013＼&-0.05906＼&9135＼&Competition＼&0.01249＼&0.874954＼&0.071824＼&0.104602＼&0.039456＼&9135＼&Regulation＼&0＼&1＼&0.368035＼&0.482297＼&0＼&9135＼&]
注：为了保持数据的原貌，描述性统计结果中列示的统计指标是采用未删除2006年数据，且未通过缩尾处理的2001-2009年的数据计算的。
在表1的描述性统计中，D的中位数为1，这说明大部分企业的超额累积回报率为负；从RET的结果来看，各股票之间的超额累积回报率差异非常大，最大值达到了9.84，而最小值为-3.45；从产品市场竞争（Competition）这一变量来看，我国部分行业呈现出高度垄断特征（最大值为0.875）；最后，按照夏立军，陈信元（2007）对政府管制行业的分类方法，处于政府管制行业的上市公司比例较高（Regulation的平均值达到了0.368）。
（二）多元回归结果与分析
表2列示了产品市场竞争和政府管制对会计稳健性影响的多元回归结果。模型1回归结果是对假设1的验证；模型2回归结果是对假设2的验证。
表2 产品市场竞争、政府管制对会计稳健性影响的多元回归结果
[模型1回归结果＼&模型2回归结果＼&变量＼&估计系数＼&T值＼&VIF值＼&变量＼&估计系数＼&T值＼&VIF值＼&Constant＼&0.024＼&25.610***＼&＼&Constant＼&0.022＼&23.914***＼&＼&D＼&-0.007＼&-5.132***＼&4.399＼&D＼&-0.005＼&-3.860***＼&5.000＼&RET＼&0.024＼&8.168***＼&5.926＼&RET＼&0.028＼&10.067***＼&8.067＼&D*RET＼&0.027＼&3.259***＼&6.991＼&D*RET＼&0.018＼&1.898*＼&8.018＼&Competition＼&0.012＼&2.985***＼&2.811＼&Regulation＼&0.004＼&2.666***＼&4.775＼&Competition*D＼&-0.003＼&-0.339＼&4.573＼&Regulation*D＼&-0.002＼&-0.752＼&6.885＼&Competition*RET＼&0.009＼&1.004＼&2.866＼&Regulation*RET＼&0.008＼&2.164**＼&5.031＼&Competition*D*RET＼&-0.109＼&-3.285***＼&4.223＼&Regulation*D*RET＼&-0.016＼&-1.990**＼&5.725＼&New＼&-0.003＼&-2.797***＼&4.308＼&New＼&-0.003＼&-2.351***＼&5.048＼&New*D＼&0.003＼&1.565＼&7.629＼&New*D＼&0.003＼&1.692*＼&8.308＼&New*RET＼&-0.022＼&-6.733***＼&5.717＼&New*RET＼&-0.023＼&-6.488***＼&7.353＼&New*D*RET＼&-0.025＼&-2.785***＼&8.815＼&New*D*RET＼&-0.019＼&-1.876*＼&9.864＼&Adjust-R2＼&0.095＼&Adjust-R2＼&0.094＼&F值＼&78.673***＼&F值＼&77.272***＼&N＼&8181＼&N＼&8104＼&] 注：1）***、**和*分别表示在0.01、0.05和0.10水平以下统计显著（双尾检验）；2）上述结果均通过了White异方差修正；3）上述结果是采用了剔除2006年数据之后的2001-2009年数据进行回归的结果。事实上，当我们采用全部2001-2009年数据进行回归时，模型1和模型2的回归结果没有发生任何变化，这说明本文的结论并不受2006年数据的影响，这在一定程度上说明了本文结论的稳定性；4）VIF值为方差扩大因子，用来检测解释变量之间是否存在多重过线性。表2列示的VIF值均小于10，这说明研究结论没有受到严重的多重共线性的影响。
表2左侧列示的模型1回归结果证实了本文的假设1。Competition*D*RET的回归系数为-0.109，T值为-3.285，在1%水平以下显著。这表明，产品市场竞争越弱的行业，所处其中的上市公司具有更低的会计稳健性。换句话说，产品市场竞争可以有效提升会计稳健性，产品市场竞争越激烈，会计稳健性越高。由于激烈的竞争，股东和债权人为了保护自己的利益，会要求经理层实行更稳健的会计政策。表2右侧列示的模型2回归结果证实了本文的假设2。Regulation*D*RET的回归系数为-0.016，T值为-1.99，在5%水平以下显著。这表明，政府管制严重损害了会计稳健性特征。相比非政府管制行业，政府管制行业的上市公司具有更高的会计稳健性。另外，在两个模型中，D*RET均显著为正，这说明我国上市公司的会计在整体上呈现了稳健特征；New*D*RET均显著为负，新会计准则降低了我国的会计稳健性，这与毛新述、戴德明（2009）的结论一致。
虽然产品市场竞争可以有效提升会计稳健性，但是这一功能在政府管制行业和非政府管制行业是否会呈现不同的表现？产品市场竞争对会计稳健性的提升作用在哪一行业中更为显著？本文对这一问题进行了进一步的分析，研究方法见模型3：
NI=η0+η1*D+η2*RET+η3*D*RET+η4*Competition+η5*Competition*D+η6*Competition*RET+η7*Competition*D*RET+λ8*Regulation+η9*Regulation*D+η10*Regulation*RET+η11*Regulation*D*RET+η12*Regulation*Competition+η13*Regulation *Competition*D+η14*Regulation*Competition*RET+η15*Regulation*Competition*D*RET+η16*New+η17*New*D+η18*New*RET+η19*New*D*RET+ε （3）
如果模型3中的η15显著为负，则说明相比管制行业，产品市场竞争对会计稳健性的提升作用在非管制行业更显著；反之，如若η15显著为正，则说明产品市场竞争对会计稳健性的提升作用在管制行业更显著。我们预期η15显著为负。表3列示了模型3的回归结果③：
表3 不同行业管制特征下产品市场竞争对会计稳健性影响程度的差异分析
[变量＼&估计系数＼&T值＼&VIF值＼&Constant＼&0.023＼&17.879***＼&＼&RET＼&0.026＼&6.510***＼&4.717＼&D*RET＼&0.113＼&5.840***＼&6.204＼&Competition*RET＼&-0.045＼&-2.192***＼&9.147＼&Competition*D*RET＼&-0.027＼&-0.406＼&4.757＼&Regulation 1*D*RET＼&-0.009＼&-0.857＼&2.634＼&Regulation *Competition* RET＼&0.076＼&3.699***＼&7.092＼&Regulation*Competition*D*RET＼&-0.175＼&-2.243**＼&4.536＼&New＼&-0.002＼&-1.143＼&3.555＼&New*D＼&-0.005＼&-3.519***＼&4.786＼&New*RET＼&-0.021＼&-5.107***＼&5.261＼&New*D*RET＼&-0.109＼&-5.986***＼&8.038＼&Adjust-R2＼&0.087＼&F值＼&72.972***＼&N＼&8307＼&]
由于模型3存在大量的交叉項，为了减轻共线性问题，借鉴孙铮、刘凤伟和汪辉（2005）在研究债务对稳健性的影响时的方法，我们在回归中仅保存了重要的交叉项变量。表3的回归结果显示，Regulation *Competition*D*RET的回归系数为-0.175，T值为-2.243，在5%水平以下显著。这表明产品市场竞争对非管制行业上市公司的会计稳健性的提升作用更为明显。这证实了上文的猜测，也在一定程度上证明了本文的假设2，政府管制损害了上市公司的会计稳健性。D*RET仍显著为正，New*D*RET显著为负。VIF值均小于10，这说明回归结果克服了多重共线性的影响。
出于稳健性考虑，我们采用上市公司的原始累积回报率替换超额累积回报率对模型重新进行了验证，回归结果支持本文的假设。
四、结论与启示
本文利用2001-2009年中国A股上市公司的大样本数据，实证分析了政府管制、产品市场竞争对会计稳健性的影响，主要研究结论是：
（1）产品市场竞争越激烈的行业，行业内上市公司的会计稳健性越高；
（2）政府管制会损害会计稳健性。相比政府管制的行业，非政府管制行业的上市公司具有更高的会计稳健性；
（3）无论是在政府管制行业还是在非政府管制行业，产品市场竞争都可以有效提升会计稳健性。但是，相比政府管制行业，产品市场竞争对会计稳健性的提升作用在非政府管制行业更为显著。 这些结论表明，政府管制作为中国资本市场的一项特殊的制度安排，对上市公司会计稳健性具有一定的破坏作用，但是产品市场竞争作为上市公司一个重要的外部治理变量，可以有效降低这一破坏程度。这些结论表明政府逐步放松对经济的管制和引入市场竞争机制对上市公司会计稳健性有着重要影响。这些结论对我国证券市场的治理机制的完善和财务信息特征分析具有重要意义。
注 释：
① 行业分类根据中国证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》所确定的行业代码，除制造业按二级代码分类外，其他行业均按一级代码分类。
② 对于2006年数据的删除是有实证依据的。在我们对上市公司股票的原始累积回报率计算过程中发现，2006的原始股票回报率<0的上市公司寥寥无几，这表明2006年股市呈现出了异常现象（2006年为牛市），而Basu模型对证券市场的有效性依赖较大。更为重要的是，在我们运用2001-2009年数据（RET用超额累积回报率表示）对Basu模型进行回归时发现，我国上市公司没有呈现出会计稳健性（D*RET的回归系数显著为负），分年度回归结果发现，2006年数据是造成这一现象的重要原因，在我们删除了2006数据之后再进行回归，D*RET的回归系数变得显著为正。然而，事实上，不剔除2006年的数据对本文研究假设的通过与否并未造成实质性影响。
③ 在此之前，本文将研究样本分为政府管制和非政府管制两类，分别检验了在这两类上市公司中产品市场竞争对会计稳健性的影响。回归结果显示，无论是在政府管制行业还是在非政府管制行业，产品市场竞争都可以有效提升会计稳健性。模型3是在这一结果基础上更进一步的检验。限于篇幅，分样本的检验结果未列示。
参考文献：
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[5]刘嫦，杨兴全.终极控制权和会计稳健性相关性研究[J].经济与管理研究，2008，11：83-88.
[6]刘峰，周福源.国际四大意味着高审计质量吗—基于会计稳健性角度的检验[J].会计研究，2007，3：79-94.
[7]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）.
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[10]夏立军，陈信元.市场化进程、国企改革策略与公司治理结构的内生决定[J].经济研究，2007，7：82-95.
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[13] Ball， L Shivakumar. Earnings quality in UK private firms： comparative loss recognition timeliness [J]. Journal of Accounting and Economics， 2005， 39：83-128.
[14]Beekes， P Pope， S Young. The link between earnings timeliness， earnings conservatism and board composition： Evidence from the UK[J]. Corporate Governance： An international review， 2004， 12（1）：47-59.
作者簡介：
吴明雪，女，出生年月：1985年6月，汉族，吉林长春人，学士，研究方向：企业管理。
胡永亮，男，出生年月：1984年1月，汉族，河南开封人，学士，中国人民大学商学院EE中心项目营运，研究方向：财务会计。
关键词： 产品市场竞争；政府管制；会计稳健性；公司治理
一、文献综述与研究假说
稳健性原则（或称谨慎性原则）一直是会计信息确认和计量的一项重要基本原则。
（一）国外文献综述
稳健性作为会计信息的基本原则确立已久，但是针对会计稳健性的系统研究还是在20世纪90年代，即公允价值的计量属性被越来越重视的情况下才兴起的。Watts（1993）开创了对会计稳健性的系统研究，认为会计稳健性主要受契约、诉讼、税收和政治的影响，其中契约起着主要的作用。Basu（1997）首次从实证角度对会计稳健性进行了研究和证实。Ball，Kothari和Robin（2000）发现会计稳健性普遍存在于普通法国家和成文法国家，但普通法系国家的盈余更稳健。Ball（2003）以东亚四个国家为研究样本，发现虽然这四个国家在会计准则方面均属于普通法系国家。但会计稳健性发面却存在差异，这表面会计准则本身并不能决定财务会计报告的治理，准则以外的其他因素，如经济动机等也会显著影响会计稳健性。Watts（2003）对之前的会计稳健性研究进行了评述，详细论述了四个影响会计稳健性的不同因素：契约、税收、管制、法律（政治），也对会计稳健性的三种计量方法进行了总结。Beekes等（2004）、Bushman等（2004）发现董事会的独立性显著影响了会计稳健性。Huijgen（2005）利用英国上市公司的数据证实了诉讼对会计稳健性的重要影响。Ball和Shivakumar（2005）发现在英国，国有上市公司的会计稳健性要强于私有上市公司。Bushman等（2006）拓展了其2004年的研究，发现司法体系较健全的国家具有更强的会计盈余稳健性。Lafond（2008）则发现所有权分散的上市公司具有更稳健的会计盈余特征。
国外对于会计稳健性从宏观经济因素和公司治理两个角度展开了较丰富的研究，这对我国会计稳健性的研究提供了借鉴和参考。
（二）国内文献综述
李增泉、卢文彬（2003）在Basu（1997）的研究基础上，利用我国1995-2000年上市公司的數据，发现我国会计盈余在整体上是稳健的。而李远鹏、李若山（2005）却发现我国上市公司的会计稳健性并非真实的稳健，而是由亏损公司的“大洗澡”行为所致。孙铮、刘凤委、汪辉（2005），刘凤委、汪扬（2006），陈胜蓝、魏明海（2007），修宗峰（2008）主要从公司治理角度研究了影响会计稳健性的因素。刘峰、周福源（2007）则将会计稳健性作为审计质量的代理变量，研究发现国际四大并不意味着高审计质量，相反，强烈的证据表明国际四大甚至比非四大更加不稳健。代冰彬、陆正飞、张然（2007）发现会计稳健性因素对上市公司资产减值准备的计提有显著影响。朱茶芬、李志文（2008）从政府干预、内部人控制、债务软约束三个角度入手，揭示了国有控股对会计稳健性影响的制度根源。刘嫦、杨兴全（2009）发现上市公司的终极控制权显著影响了会计盈余的稳健性。
（三）研究假说的提出
由上述综述可以看出，当期的研究主要集中于从公司内部治理及稳健性本身来展开研究，还鲜有文献系统的考察上市公司治理环境的外部特征对会计稳健性的影响。按照制度经济学的理解，市场抑或公司的外部宏观及微观环境都是一种制度安排，它对于每一个内在于其中的企业都有重要的影响。如产品市场竞争，以及企业所在行业的政府管制特征。
一个身处产品市场竞争激烈的企业，将时时根据市场的需要不断调整市场策略，稍有失误，就将失去大片的市场份额，陷入财务困境，甚至被同类企业兼并或收购。稳健性会计信息是股东监督经理层、保护自身利益的重要工具。所以，在产品市场竞争异常激烈的行业，该行业内的企业有强烈的动机遵守稳健的会计原则，及时确认损失，以努力确保商业环境中存在的不确定性和风险被充分考虑到。
基于国家战略的考虑，某些行业受到了大量的政府干预。一方面，这些行业可以从政府获得丰富的、其他行业的企业所无法比拟的优势资源。这类企业有着稳定的目标市场（有的目标市场甚至直接为政府），且面临着较小的竞争，所以其外部环境的不确定较低。基于此，处于政府管制行业内的上市公司并没有动机进行及时、透明的信息披露。另一方面，政府管制行业内的上市公司大部分为国有控股的上市公司，此类公司具有多重经营目标，往往成为政府确保民生和突出政绩的重要手段。所以，政府管制行业上市公司的会计信息及会计报告过程更容易受到操纵。
基于上述分析，我们提出本文的两个研究假设：
H1：在其他条件不变的情况下，产品市场竞争可以有效提升会计稳健性。具体来说，产品市场竞争越激烈的行业，行业内上市公司的会计稳健性越高。
H2：在其他条件不变的情况下，政府管制会损害会计稳健性。具体来说，非政府管制行业的上市公司具有更高的会计稳健性。
二、研究设计
（一）实证模型与变量界定
Basu（1997）利用公司盈余与股票回报之间的关系设计出会计稳健性的经验性指标，且得到了广泛的运用（Ball et al，2000，2003；李增泉，2003；朱茶芬、李志文，2008等）。模型如下：
NI=β0+β1*D+β2*RET+β3*D*RET+ε
NI为每股盈余，为了减少异方差影响，使用每股盈余/期末股价，期末股价为上市公司t+1年4月最后一个交易日的股票收盘价。RET为超额累积回报率，等于原始累积回报率减去市场累积回报率。原始累积回报率采用上市公司t年5月至（t+1）年4月的考虑现金红利再投资的月个股回报率计算，市场回报率分别采用深、沪两市t年5月至（t+1）年4月的考虑现金红利再投资的月市场回报率（等权平均法）计算。D为虚拟变量，当RET≤0时取1，否则为0。β2代表盈余对好消息的反映，β3是盈余对坏消息的增量反映，可称为稳健性指数。β3显著大于0，说明存在会计稳健性，β3越大，稳健性越高。 在检验本文研究假说1时，本文对Basu模型作如下扩展：
NI=θ0+θ1*D+θ2*RET+θ3*D*RET+θ4*Competition+θ5*Competition*D+θ6*Competition*RET+θ7*Competition*D*RET+θ8*New+θ9*New*D+θ10*New*RET+θ11*New*D*RET+ε
Competition为本文产品市场竞争的刻度指标，用分年度的主营业务收入行业赫芬达尔指数①衡量，该指数越小，说明产品市场竞争强度越大，即竞争越激烈。θ6代表产品市场竞争对好消息反映的影响，θ7代表产品市场竞争对稳健性指数的影响。如果θ7显著<0，说明上市公司所在行业的产品市场竞争强度越大，其会计越稳健。New为实施新会计准则的年度虚拟变量，当样本区间为2007-2009年时，取1，否而为0.
在检验本文研究假说2时，本文对Basu模型作如下扩展：
NI=λ0+λ1*D+λ2*RET+λ3*D*RET+λ4*Regulation+λ5*Regulation*D+λ6*Regulation*RET+λ7*Regulation*D*RET+λ8*New+λ9*New*D+λ10*New*RET+λ11*New*D*RET+ε
Regulation为本文政府管制的刻画指标。借鉴夏立军，陈信元（2007）的研究，将“涉及国家安全的行业、自然垄断的行业、提供重要公共产品和服务的行业以及支柱产业和高新技术产业”界定为管制性行业，具体包括以下行业：采掘业（B）；石油、化学、塑胶、塑料（C4）；金属、非金属（C6）；电力、煤氣及水的生产和供应业（D）；交通运输、仓储业（F）；信息技术业（G）。括号内的行业代码根据中国证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》确定。当上市公司所处行业为管制行业时，取1，否则取0。如果λ7显著<0，说明相比管制行业，非管制行业的会计稳健性更高。
（二）研究样本与数据来源
我国在2001年颁布了《企业会计制度》，且大量的实证研究表明，在2001以后，我国会计盈余才逐步显现出稳健性。所以本文选取2001-2009年A股所有上市公司为研究样本。并执行了以下剔除程序：2006年的全部数据②；数据缺失的样本；金融行业上市公司；ST公司；为了减少奇异值的影响，对所有小于1%分位数和大于99%分位数的数据进行缩尾处理。研究数据来源于深圳国泰安数据库（CSMAR），数据整理由Excel完成，实证检验由统计软件Spss15.0和Eviews5.0完成。
三、实证检验结果与分析
（一）描述性统计
表1列示了主要变量的描述性统计结果。
表1 主要变量的描述性统计
[变量＼&最小值＼&最大值＼&平均值＼&标准差＼&中位数＼&样本数＼&NI＼&-1.05475＼&0.555397＼&0.019203＼&0.050751＼&0.019232＼&9135＼&D＼&0＼&1＼&0.601314＼&0.489655＼&1＼&9135＼&RET＼&-3.45459＼&9.841694＼&-0.0196＼&0.552013＼&-0.05906＼&9135＼&Competition＼&0.01249＼&0.874954＼&0.071824＼&0.104602＼&0.039456＼&9135＼&Regulation＼&0＼&1＼&0.368035＼&0.482297＼&0＼&9135＼&]
注：为了保持数据的原貌，描述性统计结果中列示的统计指标是采用未删除2006年数据，且未通过缩尾处理的2001-2009年的数据计算的。
在表1的描述性统计中，D的中位数为1，这说明大部分企业的超额累积回报率为负；从RET的结果来看，各股票之间的超额累积回报率差异非常大，最大值达到了9.84，而最小值为-3.45；从产品市场竞争（Competition）这一变量来看，我国部分行业呈现出高度垄断特征（最大值为0.875）；最后，按照夏立军，陈信元（2007）对政府管制行业的分类方法，处于政府管制行业的上市公司比例较高（Regulation的平均值达到了0.368）。
（二）多元回归结果与分析
表2列示了产品市场竞争和政府管制对会计稳健性影响的多元回归结果。模型1回归结果是对假设1的验证；模型2回归结果是对假设2的验证。
表2 产品市场竞争、政府管制对会计稳健性影响的多元回归结果
[模型1回归结果＼&模型2回归结果＼&变量＼&估计系数＼&T值＼&VIF值＼&变量＼&估计系数＼&T值＼&VIF值＼&Constant＼&0.024＼&25.610***＼&＼&Constant＼&0.022＼&23.914***＼&＼&D＼&-0.007＼&-5.132***＼&4.399＼&D＼&-0.005＼&-3.860***＼&5.000＼&RET＼&0.024＼&8.168***＼&5.926＼&RET＼&0.028＼&10.067***＼&8.067＼&D*RET＼&0.027＼&3.259***＼&6.991＼&D*RET＼&0.018＼&1.898*＼&8.018＼&Competition＼&0.012＼&2.985***＼&2.811＼&Regulation＼&0.004＼&2.666***＼&4.775＼&Competition*D＼&-0.003＼&-0.339＼&4.573＼&Regulation*D＼&-0.002＼&-0.752＼&6.885＼&Competition*RET＼&0.009＼&1.004＼&2.866＼&Regulation*RET＼&0.008＼&2.164**＼&5.031＼&Competition*D*RET＼&-0.109＼&-3.285***＼&4.223＼&Regulation*D*RET＼&-0.016＼&-1.990**＼&5.725＼&New＼&-0.003＼&-2.797***＼&4.308＼&New＼&-0.003＼&-2.351***＼&5.048＼&New*D＼&0.003＼&1.565＼&7.629＼&New*D＼&0.003＼&1.692*＼&8.308＼&New*RET＼&-0.022＼&-6.733***＼&5.717＼&New*RET＼&-0.023＼&-6.488***＼&7.353＼&New*D*RET＼&-0.025＼&-2.785***＼&8.815＼&New*D*RET＼&-0.019＼&-1.876*＼&9.864＼&Adjust-R2＼&0.095＼&Adjust-R2＼&0.094＼&F值＼&78.673***＼&F值＼&77.272***＼&N＼&8181＼&N＼&8104＼&] 注：1）***、**和*分别表示在0.01、0.05和0.10水平以下统计显著（双尾检验）；2）上述结果均通过了White异方差修正；3）上述结果是采用了剔除2006年数据之后的2001-2009年数据进行回归的结果。事实上，当我们采用全部2001-2009年数据进行回归时，模型1和模型2的回归结果没有发生任何变化，这说明本文的结论并不受2006年数据的影响，这在一定程度上说明了本文结论的稳定性；4）VIF值为方差扩大因子，用来检测解释变量之间是否存在多重过线性。表2列示的VIF值均小于10，这说明研究结论没有受到严重的多重共线性的影响。
表2左侧列示的模型1回归结果证实了本文的假设1。Competition*D*RET的回归系数为-0.109，T值为-3.285，在1%水平以下显著。这表明，产品市场竞争越弱的行业，所处其中的上市公司具有更低的会计稳健性。换句话说，产品市场竞争可以有效提升会计稳健性，产品市场竞争越激烈，会计稳健性越高。由于激烈的竞争，股东和债权人为了保护自己的利益，会要求经理层实行更稳健的会计政策。表2右侧列示的模型2回归结果证实了本文的假设2。Regulation*D*RET的回归系数为-0.016，T值为-1.99，在5%水平以下显著。这表明，政府管制严重损害了会计稳健性特征。相比非政府管制行业，政府管制行业的上市公司具有更高的会计稳健性。另外，在两个模型中，D*RET均显著为正，这说明我国上市公司的会计在整体上呈现了稳健特征；New*D*RET均显著为负，新会计准则降低了我国的会计稳健性，这与毛新述、戴德明（2009）的结论一致。
虽然产品市场竞争可以有效提升会计稳健性，但是这一功能在政府管制行业和非政府管制行业是否会呈现不同的表现？产品市场竞争对会计稳健性的提升作用在哪一行业中更为显著？本文对这一问题进行了进一步的分析，研究方法见模型3：
NI=η0+η1*D+η2*RET+η3*D*RET+η4*Competition+η5*Competition*D+η6*Competition*RET+η7*Competition*D*RET+λ8*Regulation+η9*Regulation*D+η10*Regulation*RET+η11*Regulation*D*RET+η12*Regulation*Competition+η13*Regulation *Competition*D+η14*Regulation*Competition*RET+η15*Regulation*Competition*D*RET+η16*New+η17*New*D+η18*New*RET+η19*New*D*RET+ε （3）
如果模型3中的η15显著为负，则说明相比管制行业，产品市场竞争对会计稳健性的提升作用在非管制行业更显著；反之，如若η15显著为正，则说明产品市场竞争对会计稳健性的提升作用在管制行业更显著。我们预期η15显著为负。表3列示了模型3的回归结果③：
表3 不同行业管制特征下产品市场竞争对会计稳健性影响程度的差异分析
[变量＼&估计系数＼&T值＼&VIF值＼&Constant＼&0.023＼&17.879***＼&＼&RET＼&0.026＼&6.510***＼&4.717＼&D*RET＼&0.113＼&5.840***＼&6.204＼&Competition*RET＼&-0.045＼&-2.192***＼&9.147＼&Competition*D*RET＼&-0.027＼&-0.406＼&4.757＼&Regulation 1*D*RET＼&-0.009＼&-0.857＼&2.634＼&Regulation *Competition* RET＼&0.076＼&3.699***＼&7.092＼&Regulation*Competition*D*RET＼&-0.175＼&-2.243**＼&4.536＼&New＼&-0.002＼&-1.143＼&3.555＼&New*D＼&-0.005＼&-3.519***＼&4.786＼&New*RET＼&-0.021＼&-5.107***＼&5.261＼&New*D*RET＼&-0.109＼&-5.986***＼&8.038＼&Adjust-R2＼&0.087＼&F值＼&72.972***＼&N＼&8307＼&]
由于模型3存在大量的交叉項，为了减轻共线性问题，借鉴孙铮、刘凤伟和汪辉（2005）在研究债务对稳健性的影响时的方法，我们在回归中仅保存了重要的交叉项变量。表3的回归结果显示，Regulation *Competition*D*RET的回归系数为-0.175，T值为-2.243，在5%水平以下显著。这表明产品市场竞争对非管制行业上市公司的会计稳健性的提升作用更为明显。这证实了上文的猜测，也在一定程度上证明了本文的假设2，政府管制损害了上市公司的会计稳健性。D*RET仍显著为正，New*D*RET显著为负。VIF值均小于10，这说明回归结果克服了多重共线性的影响。
出于稳健性考虑，我们采用上市公司的原始累积回报率替换超额累积回报率对模型重新进行了验证，回归结果支持本文的假设。
四、结论与启示
本文利用2001-2009年中国A股上市公司的大样本数据，实证分析了政府管制、产品市场竞争对会计稳健性的影响，主要研究结论是：
（1）产品市场竞争越激烈的行业，行业内上市公司的会计稳健性越高；
（2）政府管制会损害会计稳健性。相比政府管制的行业，非政府管制行业的上市公司具有更高的会计稳健性；
（3）无论是在政府管制行业还是在非政府管制行业，产品市场竞争都可以有效提升会计稳健性。但是，相比政府管制行业，产品市场竞争对会计稳健性的提升作用在非政府管制行业更为显著。 这些结论表明，政府管制作为中国资本市场的一项特殊的制度安排，对上市公司会计稳健性具有一定的破坏作用，但是产品市场竞争作为上市公司一个重要的外部治理变量，可以有效降低这一破坏程度。这些结论表明政府逐步放松对经济的管制和引入市场竞争机制对上市公司会计稳健性有着重要影响。这些结论对我国证券市场的治理机制的完善和财务信息特征分析具有重要意义。
注 释：
① 行业分类根据中国证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》所确定的行业代码，除制造业按二级代码分类外，其他行业均按一级代码分类。
② 对于2006年数据的删除是有实证依据的。在我们对上市公司股票的原始累积回报率计算过程中发现，2006的原始股票回报率<0的上市公司寥寥无几，这表明2006年股市呈现出了异常现象（2006年为牛市），而Basu模型对证券市场的有效性依赖较大。更为重要的是，在我们运用2001-2009年数据（RET用超额累积回报率表示）对Basu模型进行回归时发现，我国上市公司没有呈现出会计稳健性（D*RET的回归系数显著为负），分年度回归结果发现，2006年数据是造成这一现象的重要原因，在我们删除了2006数据之后再进行回归，D*RET的回归系数变得显著为正。然而，事实上，不剔除2006年的数据对本文研究假设的通过与否并未造成实质性影响。
③ 在此之前，本文将研究样本分为政府管制和非政府管制两类，分别检验了在这两类上市公司中产品市场竞争对会计稳健性的影响。回归结果显示，无论是在政府管制行业还是在非政府管制行业，产品市场竞争都可以有效提升会计稳健性。模型3是在这一结果基础上更进一步的检验。限于篇幅，分样本的检验结果未列示。
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作者簡介：
吴明雪，女，出生年月：1985年6月，汉族，吉林长春人，学士，研究方向：企业管理。
胡永亮，男，出生年月：1984年1月，汉族，河南开封人，学士，中国人民大学商学院EE中心项目营运，研究方向：财务会计。