本站原创摘 要：以模型为基础,选取中国沪深两市A股非金融上市公司为样本,研究了新会计准则实施前后利润表新增项目（即公允价值变动收益项目与资产减值损失项目）的价值相关性.结果发现,新准则实施后利润表的价值相关性显著提高.进一步研究发现,资产减值损失项目价值相关性较强,相比旧制度下信息质量也得到改善,但不是信息增量的主要来源；而公允价值变动收益项目信息并未得到市场显著反应.结果表明,利润表中其他项目质量的改善是会计信息价值相关性增加的主要源泉.
关 键 词 ： 新会计准则；利润表；新增项目；价值相关性；模型
中图分类号：F230 文献标识码： A 文章编号：1003-7217(2012)02-0065-06
一、引言
会计信息在完善资本市场、优化资源配置等方面起着重要作用.提高会计信息的价值相关性,已成为准则制定机构追求的目标之一.从2007年1月1日起,财政部要求上市公司实施与国际财务报告准则趋同的新会计准则,同2000年《企业会计制度》相比,新准则从基本准则到具体准则都做了较大幅度的改动.以利润表中项目为例,新准则下利润表除“合并”主营业务和其他业务若干项目外,另增加了两个项目,即资产减值损失和公允价值变动收益.这两个项目一方面属于利润表中管理层借以操纵盈余的“多发地”；另一方面与资产负债表中有关资产和负债的计量密切相关.
从准则制定者角度来看,新准则大大压缩了上市公司利用这两个项目进行盈余管理可借用的空间.从市场估值角度来看,利润表新增项目是否具有价值相关性?如果相关,二者对价值相关性的贡献如何?进一步地,公允价值计量属性的引入曾经有过“紧急叫停”的历史,公允价值变动收益项目是否会因为此次公允价值的重新引入而得到市场认可,资产减值损失项目是否是“新瓶子装旧酒”等等问题涉及到新准则的修订与完善,是准则制定机构和会计研究人员关注的热点,在现有文献中尚存异议,为其提供更为丰富的经验证据和理论解释构成本文的研究主题.
二、文献回顾
本文研究涉及对新准则实施整体情况和新增项目具体情况的考察,以下分整体准则和具体准则两个层面对主要文献予以回顾.
(一)整体准则的考察
1．国外方面.Daske等（2008）认为,对拥有向投资者披露有用信息较弱传统的国家而言,IFRS具有明显更多的价值相关性［1］.而Harris和Muller（1999）研究发现本土准则的价值相关性高于国际准则［2］.
关于同一国家或地区执行不同会计准则对会计信息影响的研究,经验结果亦不一致.Ely和Waymire（1999）发现会计原则委员会时代,会计盈余价值相关性弱于财务准则委员会时代,而使用报酬模型的结论则刚好相反［3］.考虑到投资者全面理解IFRS需要一定的时间,Prather-Kinsey等比较了强制执行IFRS之前（2004年）和强制执行IFRS之后（2006年）盈余公告的信息含量,发现2006年短窗口的信息含量显著高于2004年的信息含量［4］.
2．国内方面.尽管中国上市公司从2007年才开始执行新准则,但关于准则差异对会计信息影响的有关研究却较早出现.李晓强（2004）研究认为A股市场对会计盈余数字的解释能力要比在B股市场上强,因此建议准则建设应考虑国情,不应全盘照搬国际财务报告准则［5］.
新准则实施后,薛爽等（2008）对新准则实施后会计信息价值相关性进行系统考察,研究发现新准则下净资产和盈余信息具有更高的相对信息含量［6］.但也有研究发现新准则实施后会计信息的价值相关性并没有得到改善［7］.
(二)具体准则或具体项目的考察
Horton等（2008）发现英国上市公司采用IFRS后,利润调整项目具有显著的价值相关性［8］.邓传洲（2005）研究发现,中国B股公司按公允价值计量的投资持有利得（损失）具有较弱的增量解释能力,而投资的公允价值调整没有显示出价值相关性［9］.訾磊（2009）研究发现资产减值会计信息更多体现为损益表中项目而不是资产负债表项目［10］.
综上,原因可能在于：首先,从研究层面来看,相关文献考察具体准则或项目较多.在会计准则国际趋同的浪潮中,许多国家并非完全照抄IFRS,而是对个别准则进行了一定的“本土化”,我国也不例外.因此,就准则整体而言,不同国家比较研究中很可能会因准则本身存在的差异而导致结果不一致；就具体准则而言,由于主观认知和客观经济社会环境存在差异,加之各国准则执行机制方面的差异,各具体准则对会计信息质量的影响势必存在一定的差异.
其次,从运用的模型来看,经验研究通常同时运用模型和报酬模型.由于会计盈余与股票、股票报酬率所包含的信息集合并不相同,不同国家或不同时期的资本市场有效性显然亦存在差别,因此两类模型检验结果可能会大相径庭.
三、研究检测设
会计准则的趋同有利于增加会计信息的可比性,吸引国际资本,进而促进资源的优化配置［12］.随着中国资本市场的不断发展和经济全球化步伐的加快,会计准则国际趋同是我国经济发展和适应经济全球化的现实选择.在此背景下,新准则的实施将有助于改善会计信息的质量,而作为反映会计信息的重要参数――会计盈余,其价值相关性预期也会因此而增强.由此,提出以下检测设：
检测设1：新会计准则实施后,会计盈余的价值相关性会增强.
如果会计盈余价值相关性的增强是因为新准则实施引起的话,这必然会体现在产生会计盈余信息的主要财务报表――利润表的项目变化之中；利润表项目如果变化之后,能以及时可信的方式有效地描述上市公司经济状况和经营业绩的差异,从而促进资源的有效配置和利益相关者的有效决策,则新增项目也应该具有价值相关性；如果这一变化是由新准则新增项目而产生的话,那么新增项目具有价值相关性的同时也会具有信息增量.因此提出：
检测设2：新增项目增强了会计盈余价值相关性,且其产生的信息增量大于旧准则对应部分.
公允价值引入新准则体系是适度、谨慎和有条件的.公允价值变动收益项目属于“新面孔”；但资产减值损失项目并不全是会计盈余信息的“增量”,因为旧准则下计提资产减值准备时计入不同的费用或支出类账户,新准则下利润表只不过是为计提资产减值准备提供一个共同的“归宿”,即资产减值损失,这一做法如果产生信息增量的话,显然只是“形式”上而不是“实质”上的“信息增量”.资产减值损失项目信息是否产生实质上的增量,应当将其与旧准则对应部分进行比较.
此次新准则是在西方金融危机对中国经济影响逐渐加深的背景下实施的,有关部门监管和审计对公允价值变动损益的确认更为严格,这些限制可能使得公允价值变动收益项目不会引起投资者较大反应；另一方面,公允价值存在计量误差,而投资者能够看穿这一计量误差,从而使得公允价值调整及持有利得（损失）缺乏很强的价值相关性.此外,资产减值损失的确认已包含部分公允价值大幅减少的信息.基于上述分析我们提出：
检测设3：利润表新增项目中,资产减值损失项目较公允价值变动收益项目更具有价值相关性.
与旧准则相比,新准则对于资产减值准备的计提和转回相比旧准则而言要求更为严格、更为谨慎,如旧准则中长期资产减值准备符合转回条件时可以转回,新准则下长期资产已经计提减值准备以后除出售、处置等情况外,一般不允许转回,这在很大程度上限制了上市公司利用资产减值准备转回粉饰报表,操纵盈余,新准则资产减值损失项目价值相关性会有所增强.因此,为研究新准则资产减值损失项目的价值相关性与旧准则相比是否有“实质”上的增强,我们提出检测设：
检测设4：新准则资产减值损失项目的价值相关性大于旧准则对应项目的价值相关性.
四、研究设计
估值模型通常有模型和报酬模型,与报酬模型相比,模型具有两大优点：首先,如果股票市场预见到会计盈余中的成分,并将这种预期反应在期初的股价上,报酬模型将会使盈余变化系数估计值为零.相反,模型将克服这一缺陷,不会产生这样的偏差,因为股价反映了会计盈余的累积影响.换言之,会计信息即使不提供新的信息影响股票报酬,但是如果它与股价相关联,会计信息也具有价值相关性.其次,报酬模型仅可与会计盈余水平及会计盈余变化回归,仅仅评价会计盈余的价值相关性；而模型可与多项会计指标进行回归,表明股票同净资产、会计盈余的联系,以及不同成分在证券定价中起着不同的作用.因此,本文以模型为基础检查以上研究检测设.
(一)检测设1的检验
为检验检测设1,使用模型（1）：
Pi,t等于α0+α1EPSi,t+α2BPSi,t+εi,t （1）
其中,Pi,t是公司i在t期的每股市价,作为被解释变量；EPSi,t是公司i在t期的每股收益,为解释变量；BPSi,t为公司i在t期的每股净资产,我们将BPSi,t作为控制变量.新准则实施后,如果会计盈余价值相关性增强的话,模型中参数在实施前后会发生结构性变化,且模型解释力会增强,R2会增加.回归的R2越大,则可认为该会计数据越具有价值相关性［13］.检测设1如果成立,2007年（实施后）模型对应的R2预期会显著大于2005年（实施前）模型对应的R2.
(二)检测设2的检验
为检验检测设2,以下使用模型（2）：
Pi,t等于α0+α1EPSadji,t+α2 N_EPSi,t+
α3EPSadji,t×YR+α4 N_EPSi,t×YR+
α5YR +α6BPSi,t+α7BPSi,t×
YR+εi,t(2)
其中,EPSadji,t为公司i在t期的调整的每股收益,即不包括新增项目的每股收益；N_EPSi,t：2007年为每股新增项目收益,即每股资产减值损失与每股公允价值变动收益之和,2005年对应地为每股资产减值损失； YR为年度哑变量,2007年取值为1,2005年取值为0；其他变量含义同上.
为考察新准则利润表新增项目价值相关性,我们在模型（2）中将每股收益区分为调整的每股收益和新增项目每股收益两部分.系数α1和α2衡量的是新准则实施前每股收益的价值相关性,系数α3和α4衡量的是新准则实施后会计盈余价值相关性改善程度.如果会计盈余价值相关性的增强是因为实施新准则引起的话,新增项目部分不仅具有价值相关性,而且体现出“信息增量”,即α3和α4会显著不为零.
(三)检测设3的检验
为检验检测设3,使用模型（3）：
Pi,t等于α0+αadj1EPSi,t+α2 I_EPSi,t
+α3 F_EPSi,t +α4 I_EPSi,t×F_EPSi,t
+α5BPSi,t +εi,t （3）
其中,I_EPSi,t为每股资产减值损失,2005年I_EPSi,t与N_EPSi,t两变量对应经济意义相同；F_EPSi,t为每股公允价值变动收益；其他变量含义同上.
模型（3）中,为分析新增项目“各自”对价值相关性的“贡献”,我们将每股新增项目收益（N_EPSi,t）分成每股资产减值损失（I_EPSi,t）和每股公允价值变动收益（F_EPSi,t）两部分.为考查到两个项目可能存在交互影响,我们引入两者的交互项.根据以上分析,我们预测α2＞α3（绝对值）.
(四)检测设4的检验
为检验检测设4,使用模型（4）：
Pi,t等于α0+α1EPSadji,t+α2I_EPSi,t
+α3EPSadji,t×YR+α4 I_EPSi,t
×YR+α5YR +α6BPSi,t+α7BPSi,t
×YR+εi,t(4)
各变量含义同上.模型（4）借鉴模型（2）的设计方法,如果是新准则增强了资产减值损失项目价值相关性,α2和α4会显著不为零.
五、样 本
本文以中国A股非金融类上市公司为样本.选取2005年和2007年有关数据主要是因为,2007年是新准则实施的第一年,股票市场和上市公司对新准则的第一反应较其他年份可更好说明新准则的影响；选取新准则实施前后年度进行对比分析相对合理；且年报发布需要注册会计师审计,会计数据具有更好效力和质量.2006年不包含在样本中,主要是因为新准则虽已出台但并未正式实施,市场处于过渡期,由此可能会产生一些噪音干扰分析.这一做法同时借鉴了Prather-Kinsey（2008）［4］的研究.由于中国上市公司采用新准则是在政府监管部门要求下进行的,具有强制性,因此不存在样本自选择问题.样本数据来源于Wind数据库,处理软件为Excel和Stata 11.0.
样本按以下顺序筛选：剔除金融类公司；剔除EPS小于0和BPS小于0的公司；剔除净资产收益率分位数在1%以下和99%以上的公司.最终得到观测值共计为2242个；其中2005年为985个,2007年为1257个.
六、实证结果
(一)描述性统计
样本公司的描述性统计如表1所示.
从表1可以看出,2007年末样本公司的平均股价（Pi,t等于21.691）较2005年（Pi,t等于5.252）上涨了313%,平均股价水平的“蹿升”折射的现实背景是,中国股市经历了由2005年“熊市”到2007年“牛市”的转换；同时也在一定程度上表明,2007年A股市场整体估值水平偏高,难免存在泡沫成分.其他变量描述性统计如表1所示.
(二)回归结果
1．模型（1）回归结果.
回归结果如表2所示,2005年和2007年的EPSi,t的系数均大于1,BPSi,t的系数均小于1,符合经典模型对EPSi,t和BPSi,t的界定；且2007年的R2大于2005年的R2,表明新准则实施后模型（1）解释力增强,即新准则实施后会计盈余的价值相关性有所增强,由此,检测设1得到支持.此外,对模型（1）进行邹式检验,结果表明,新准则实施前后方程参数发生结构变化（邹氏检验具体结果从略）.
2．模型（2）回归结果.
回归结果如表3所示.从结果来看,N_EPSi,t 和N_EPSi,t×YR的系数在1%水平下均显著,N_EPSi,t×YR的系数表明N_EPSi,t比新准则实施前对应部分增长了13.38（绝对值）单位,这说明新增项目不仅具有价值相关性,而且还体现了一定的“信息增量”,从而检测设2得到支持.另外,EPSadji,t×YR的系数表明EPSadji,t比新准则实施前显著增长了22.918,大于N_EPSi,t×YR系数（-13.38）.因此,随新准则的实施,利润表中传统项目信息质量不仅得到了改善,而且是“信息增量”的主要来源.
3．模型（3）回归结果.
模型（3）回归结果如表4所示.从结果来看,新增的两个项目中,I_EPSi,t的系数在1%水平下显著,表明资产减值损失项目信息具有较强的价值相关性；F_EPSi,t的系数在给定以上几种水平下均不显著,二者交互项（I_EPSi,t×F_EPSi,t）的系数也不显著.检测设3基本得到支持.
4．模型（4）回归结果.
模型（4）回归结果如表5所示.在剔除公允价值变动收益项目后,采用检验检测设2的方法,就资产减值损失项目单独检验,来考察其在新准则实施前后价值相关性的变化,从结果来看,I_EPSi,t和I_EPSi,t×YR的系数在1%水平下显著,说明资产减值损失项目比旧制度下对应部分更具有价值相关性,从而检测设4得到支持.
另外,在模型（1）至模型（4）的检验过程中,我们均使用方差膨胀因子（VIF）对解释变量进行了多重共线性诊断,结果显示解释变量间共线性较弱,均在容忍范围内,具体结果从略.
七、稳健性检验
为进一步减少异方差或控制规模效应,我们借鉴了Prather-Kinsey（2008）［4］将模型两边除以上年末股票收盘（Pi,t-1）对相关检测设检验进行对比分析,结论基本不受影响.此外,鉴于会计信息在深市和沪市的作用可能存在差异,我们将样本分成沪市、深市两部分按照上述方法分别检验,检验结果也是一致的.
八、结论与不足
本文研究结果表明,新准则实施后,企业会计盈余的价值相关性得到提高；新准则下利润表新增两个项目中,资产减值损失价值项目不仅具有价值相关性,且与旧准则相比确认资产价值损失的质量得到改善,形成了明显的信息增量；而公允价值变动收益项目并未引起市场显著地关注,并未形成明显的信息增量.
同时研究发现,计提的资产减值准备更多表现为利润表项目,而不是资产负债表项目,即从偏相关系数来看,I_EPSi,t系数与EPSi,t系数高度接近,而与BPSi,t系数（或绝对值）相差较大（如表4、5、6所列示）.新准则体系引入资产减值准则目的是真实地反映企业资产状况,其系数（或绝对值）也应该接近BPSi,t的系数.这说明,与旧准则相比,尽管新准则对资产减值准备的计提持更为谨慎的态度,但是,新准则并没有完全消除管理层利用资产减值计提与转回进行操纵盈余的因素,仍存在使其沦为管理层操纵盈余工具的可能.
但是,新准则着眼于促进企业长远可持续发展,在确认、计量和财务报表结构方面凸显了资产负债观的核心地位,要求企业提升资产负债信息质量.研究中,尽管我们将净资产作为控制变量,对其价值相关性没有分析,但从经验结果来看（将回归系数标准化之后的结果,具体数值略）,会计盈余的价值相关性仍然大于净资产的价值相关性,资产负债表信息的价值相关性并没有明显提高.我们认为,多年来,利润表在企业财务报表体系中一直居于显要地位,利润成为投资者、主管部门等主体考核管理层业绩、衡量企业盈利能力的重要指标.在可预见的将来,会计盈余指标仍将继续存在并发挥一定的作用,要实现从利润表观向资产负债观的根本转变需检测以时日.这意味着,旨在由收入费用观转向资产负债观为核心理念的新准则的实施与完善,对于增强会计信息的价值相关性、提高我国资本市场有效性和促进资源优化配置,将是一项长期的、动态的和系统的工程.
本文不足之处主要存在以下方面：首先,我们剔除了EPS小于零或BPS小于零的公司,这使得样本选择是有偏的,尽管已有研究表明亏损公司会计盈余的价值相关性明显要弱于盈利公司,但这并不能推断新增项目的价值相关性因为亏损而失去.其次,我们剔除了金融保险类上市公司,这类公司由于资产、业务的特殊性,公允价值变动损益对利润的影响相对于非金融企业可能会存在显著差异.另外,新准则利润表新增项目会计信息质量的其他方面,如价值相关性与可靠性的冲突等,都是值得关注的话题.