一、引言

2009 年 6 月我國財政部頒發了《關于印發企業會計準則解釋第 3 號的通知》，其中規定企業在利潤表中“每股收益”科目下增列“其他綜合收益”科目和“綜合收益總額”科目，“其他綜合收益”科目列報的是根據會計準則規定未在損益中確認的利得和損失扣除所得稅后的凈額，其中最主要的組成部分就是可供出售金融資產公允價值的變動。 而“綜合收益總額”科目反映凈利潤與其他綜合收益的總和。 這一舉措的根本目的就是在于防止部分企業將金融資產劃分為可供出售金融資產，從而其公允價值的變化將反映在資產負債表中，不會直接影響利潤， 這樣公司管理人員就可以根據本期的盈余狀況，來決定是否將出售可供出售金融資產在本期內出售以達到預期的利潤要求，可供出售金融資產也就成為了企業未來利潤的蓄水池。 但是這個規定是否真正有助于提高會計穩健性， 從而投資者辨別企業的財務信息狀況呢？

二、文獻回顧與研究假設

（一）可供出售金融資產公允價值變動對會計穩健性的影響
交易性金融資產的公允價值變動直接計入利潤表， 可供出售金融資產的公允價值變動計入其他資本公積從而影響資產負債表。 考慮到投資者和管理者之間存在信息不對稱的問題， 高層管理人員對金融資產的初始劃分具有較大的主觀分配和控制的權利， 大部分高層管理人員選擇能夠使得自身的利益最大化的方案來劃分到底哪些金融資產的公允價值變動計入利潤表，哪些金融資產的公允價值變動計入資產負債表，而不同的分類將使得最終顯示的經營績效信息具有很大的差異， 這就使得上市公司的高層管理人員能夠較為簡便的控制企業的盈利狀況，從而降低了會計穩健性。

因此本文提出假設 1.

假設 1:可供出售金融資產占兩種金融資產的比例和會計穩健性負相關。

Jenkins et al.（2009）表示披露在所有者權益變動表中的會計信息的模糊程度的高低和財務報表使用者對公司采取盈余管理方式的辨別能力負相關，同時，利潤表中承包的凈利潤信息要比所有和權益變動表中列報的關于可供出售金融資產公允價值變動的信息有效。

Iyengar.（2010）研究后發現利潤表中的綜合收益科目的呈報使得會計信息更加透明，企業的盈余管理行為更傾向于被報告使用者發現，因此管理者會減少盈余管理的行為，從而增加了財務報告信息的穩健性。 但是考慮到我國資本市場和國外資本市場的有很大的不同，我國上市公司股票/債券等金融產品的上市、增發、配股目前仍然以利潤為主要參考指標，并且相關監管部門對公司的ST 和 PT 處理更是特別倚重利潤指標，重視利潤表輕視資產負債表已成為了相關監管部門一種固定思路，因此本文提出假設 2.

假設 2:編制在利潤表“其他綜合收益”科目中的可供出售金融資產的公允價值變動損益對會計穩健性無影響。

（二）金融資產分分類對會計穩健性的影響
國內現有的對金融資產分類和綜合收益列報的研究主要解釋了其與盈余管理的相關性。 葉建芳、周蘭、李丹蒙和郭琳（2009）用實證研究的方法分析了新會計準則下上市公司關于金融資產分類的會計政策的選擇，發現企業持有較多的金融資產時，管理層傾向于將大部分金融資產劃分為可供出售金融資產來降低利潤的波動性。 同時在持有期間，管理層通常會違背其最初持有的目的， 在短期內通過出售可供出售金融資產來平滑利潤。 孫曼莉、蔣艷霞和毛珊珊（2010）歸納了企業為了控制利潤而利用金融資產分類的會計政策選擇的各種方式，發現目前中國資本市場上存在的大多數上市公司管理層都會主觀控制金融資產的初始劃分以及后續重分類，盡可能地利用將金融資產劃分為可供出售金融資產來調節公允價值變動對利潤表中當期凈利潤的影響。 雖然對于金融資產公允價值變動損益與會計穩健性之間關系的研究不多，但是大量文獻都直接或者間接證實在企業利潤下降時財務報告不能維持其適度穩健的特征。

而企業高管的薪資往往與企業的經營績效相掛鉤，因此他們不可能坐視利潤下滑而不采取任何補救措施因此他們通常會在法律規定的邊緣范圍內運用各種手段調節財務報表的數據，從而虛增利潤，吸引投資。 同時，當前我國資本市場的各種監管和控制系統未能得到及時的改進，未實現的公允價值變動損益將為企業經營成果的“粘性”特征為高管的經營管控效果不利提供了新的借口---交易性金融資產公允價值收益為企業帶來更高的投資回報率而公允價值損失源于市場不可控因素的破壞，這將繼續降低企業財務報告的穩健性。 由此，本文提出假設 3.

假設 3（1）：編制在利潤表中的公允價值變動收益的規模和會計穩健性負相關。

假設 3（2）：編制在利潤表中的公允價值變動損失的規模和會計穩健性正相關。

三、研究設計

（一）模型設計和變量描述
由于我國證券市場股票的不完全流通，市場并不是完全有效，股權分置等對股價產生的影響，股票市場的收益不一定能夠準確代表公司的會計收益， 但是使用Basu（1997）模型的前提較為嚴格，必須要求資本市場滿足市場有效原則，再加上應計---現金流模型中所需數據可以方便的在財務報表中得到，并且這些數據本身的計量并不受股票市場波動的影響，因此在對樣本公司進行穩健性度量時，本文首先采用了應計---現金流模型進行度量，該模型如下：【1】


其中，ACCi,t為 i 公司 t 年初的應計項目，計算公式為（凈利潤+折舊-經營活動現金流量）/期初總資產；CFOi,t為 i 公司 t 年初的經營活動現金流量，計算公式為經營活動現金流量/期初總資產；DRi,t為虛擬變量，當 CFOi,t<0 取值為 1,否則為 0. 在模型（1）中，檢驗應計科目與正經營活動現金流量之間關系的 C1以及檢驗應計科目與負經營活動現金流量之間關系的（C1+C3）均應為負值。 由于應計科目具有減少經營活動現金流量的干擾和及時確認經濟損失的作用， 因此應計科目與負經營活動現金流量之間的相關性更強，即如果存在會計穩健性，則 C3應大于0. 為了進一步研究金融資產分類對會計穩健性的影響，本文在該模型的基礎上進行了一定的改進。

考慮到本文研究的是金融資產分類對會計穩健性的影響，本文在應計---現金流模型中加入了一個新的變量， 即可供出售金融資產占 兩 類 金 融 資 產 比 率（PAFS），考慮到管理者為了保持利潤的穩定性，將金融資產劃分為可供出售金融資產，利用其“存儲”公允價值變動的調節作用，從而降低了財務報告整體水平的穩健性。 調整后的模型如下：【2】


但是，模型（2）驗證的是應計科目的穩健性。 本文將因變量改為綜合應計科目，等于綜合收益+折舊-經營活動現金流/期初總資產，從而驗證綜合收益的穩健性。 修改的模型如下所示：【3】


模型（2）首先檢驗了傳統利潤表列報下應計科目的穩健性，接著模型（3）檢驗了新利潤表列報格式下的綜合應計科目的穩健性。 如果模型（2）中應計科目的回歸系數大于模型（3）中綜合應計科目的回歸系數，則說明傳統的凈收益比綜合收益更具穩健性， 假設 2 成立；反之，則不成立。

本 文 也 采 用 了 凈 資 產 賬 面 與 市 場 價 值 比 率 法（BTM）來衡量會計穩健性。 這個模型由 Beaver 和 Ryan（2000）建立。 Beaver 和 Ryan 使用比值中與會計穩健性相關的偏差部分來驗證會計穩健性。 具體的模型如下：【4】


模型（4）中 BTMi,t 為 i 公司第 t 年凈資產賬面價值與市場價值的比值，這個數值與 1 的差距越小，說明企業的會計穩健性越大；αt是年度虛擬變量；RETi,t-j為年度股票回報率；αi代表企業的凈資產的賬面價值低于市場價值的偏差， 偏差的系數越小說明會計穩健性越大。

1進，見模型（5）：【5】


從上面的模型中可以看見，自變量中新加入了直接計入利潤表的公允價值變動損益（FVGL）及其數值正負不同時賦予 0 或者 1 的虛擬變量，這樣做的目的是主要是為了驗證這些因素對會計穩健性是否造成如假設 3所認為的影響。 對于模型 5 來說，β1度量了正的直接計入利潤表的公允價值變動收益和會計穩健性的相關性，即賬面價值是否及時確認收益；（β1+β3） 度量了負的直接計入利潤表的公允價值變動損失和會計穩健性的相關性，即賬面價值是否及時確認損失。 當編制在利潤表中的公允價值變動收益的規模和會計穩健性負相關時，β1<0;當編制在利潤表中的公允價值變動損失的規模和會計穩健性正相關時，β1+β3>0. 同時，為了控制其他因素對會計穩健性的影響， 模型中還加入了真實性盈余、個股年超額累計回報率、企業規模、資產負債率和企業所屬行業等一系列控制變量。 以上模型中的主要變量說明見下表 1:【表1】


（二） 樣本和數據來源
本文選取 2010-2012 年的滬市 A 股上市公司為研究樣本。 其中剔除了數據缺失的公司；剔除了當年首次發行股票的公司，因為這類公司當年的會計利潤和其他年份有較大的差異；剔除了 ST、*ST 公司，因為這類公司已經連續兩年以上虧損，面臨退市風險，如果將他們都加入到樣本中，會影響到結果的可靠性；剔除了變量數據缺失的公司，如交易性金融資產和可供出售金融資產總和為 0 的公司。 由于研究過程的需要，本文還選取了2010 年之前已經上市并且至 2012 年 仍上市的公司來研究，最后一共選取了 696 個樣本。 樣本數據均來源于CSMAR 金融數據庫和銳思金融數據庫。

四、描述性分析與實證結果分析

（一）描述性統計【表2】


表 2 提供了模型 2 和模型 3 的主要變量的描述性統計?？梢园l現 2010-2012 樣本公司的年平均應計科目和經過調整的年平均綜合應計科目差異較大，經過調整的年平均綜合應計科目是年平均應計科目接近 3 倍的大小，從這里我們可以看出大部分公司都選擇將金融資產劃分為可供出售金融資產，從而計入到資產負債表中的“其他資本公積”科目中去，為將來的經營成果積蓄利潤。 同時還可以看到，可供出售金融資產占兩類金融資產的比例超過了 71.3%,中位數更是接近 99%,最高的比例可達 100%.【表3】


表 3 提供了模型 5 的主要變量的描述性統計結果。

BTMi,t 為凈資產賬面價和市場價比率，通常情況下，會計穩健性的存在會使得凈資產的賬面價值小于市場價值。因此，這個數值越接近 1 表明會計穩健性越強。而從表中可以發現 BTMi,t 的均值為 0.758<1,說明公司的財務信息缺乏一定的會計穩健性。 同時經過統計還可以看見發現報告計入利潤表中的公允價值變動損益的公司數量 379 家遠遠小于報告直接計入資產負債表中其他資本公積的公允價值變動損益的公司數量 608 家，這表明絕大多數公司還是傾向于將金融資產劃分為可供出售金融資產，從而將其公允價值變動計入資產負債表中來積蓄利潤。

（二）相關性分析【表4】


從表 4 中可以看出，可供出售金融資產占兩類金融資產比率 PAFS 與經營活動現金流量 CFOi,t、 應計科目ACCi,t和 PACCi.t都顯著小于 0,這初步表明，企業管理者將金融資產劃分為可供出售金融資產的傾向越高，會計信息穩健性水平會越低?！颈?】


從表 5 中可以看出，模型 5 的各個解釋變量之間的相關系數基本小于 0.4, 說明解釋變量之間的相關性較弱，不存在多重共線性的問題。

（三）回歸結果與分析【表6】


表 6 報告了應計---現金流模型的檢驗結果，反映了金融資產初始劃分及綜合收益科目的設置對會計穩健性的影響。從表中可以看出，回歸模型的 F 值都顯著。

分析回歸 1 的結果， 交叉項 CFOi,t×DRi,t的回歸系數在1%的水平上顯著為負，從穩健性角度分析，損失更及時得到確認， 對收益的確認也更加基于已經實現的原則，因此應計科目和負的經營活動現金流相關性更強，從而上市公司的財務信息水平整體上比較穩健。 而交叉項PAFS*CFOi,t*DRi,t的回歸系數在統計上雖然未能通過顯著性檢驗，但是其系數符號為負，則說明公司獎金融資產劃分為可供出售金融資產的表現不利于公司遵守穩定性的原則，與假設 1 符合。 這就表明金融資產的初始劃分為可供出售金融資產減少了企業的經營風險，維持了企業經營利潤的平穩發展，從而能夠保持和吸引更多的投資者， 在一定程度上緩解了上市公司的融資壓力，有助于提高企業的償債能力，從而以銀行為代表的債權人降低了對會計穩健性的要求；同時，公司在經營困難時期還可以通過出售可供出售金融資產來增加企業當年的營業外收入，改善了企業的財務狀況，避免了被 ST 或者 PT 的可能性， 也帶來了大量的現金流入，提高了企業的償債能力，使得依賴于財務指標的債務契約更容易達到債權人的要求，減少了違約的可能性。 可供出售金融資產的劃分使得銀行對上市公司的會計穩健性需求降低，表明可供出售金融資產在企業的財務信息中扮演著蓄水池的作用，從而驗證了假設 1.

分析回歸 2 的結果， 可以發現交叉項 PAFS*CFOi,t*DRi,t的回歸系數符號為正，表明將可供出售金融資產的公允價值變動從資產負債表中的其他資本公積科目移至利潤表中的其他綜合收益科目使得財務報表信息的透明度有所增加，提高了公司會計信息的穩健性。 但是交叉項的系數不顯著。 本文認為導致不顯著的原因主要有兩個：首先是目前絕大部分公司還是采用凈利潤作為衡量其經營業績的主要指標，并沒有對綜合收益項目投以過多的關注；其次絕大多數投資者都是通過企業公布的財務報表來對企業當年的經營成果進行評價和進行投資方面的判斷和決定，而他們最關注的就是利潤表中企業當年的凈利潤的大小，而綜合收益指標作為剛引入的新指標還未被投資者所理解并且意識到它的重要性，從而公司的管理層為了提高企業的經營效益，就會盡可能的通過調節利潤來吸引更多的投資。 因此考慮到這些因素，利潤表中綜合收益項目的陳列未能明顯的降低高管們調節利潤的可能性。 尤其對眾多的中小投資者來說，他們需要充分了解到綜合收益科目的真正內涵和與企業經營業績的相關性，從而做出正確的投資選擇來降低高管們利用現在有的會計準則進行調節利潤的行為，因此，假設 2 的結果得到證實?！颈?】


為了研究金融資產分類和會計穩健性之間的關系，本文又研究了利潤表中的公允價值變動情況和會計穩健性之間的關系，對模型 2 進行回歸，得到表 7. 從表 6可以發現，β1<0, 這表明會計穩健性與正的直接計入利潤表的公允價值變動收益之間存在負相關關系，而（β1+β3）>0, 則表明會計穩健性和負的直接計入利潤表的公允價值變動損失之間存在正相關關系。 而個股超額回報率與會計穩健性顯著正相關， 這說明上市公司業績越高，操縱金融資產分類的可能性就越小，公司主要依靠自己的實力在市場上發展，會計政策選擇的首要條件是基于公司的實際情況而不是為了虛增利潤， 吸引投資。

在真實性盈余為扣除公允價值變動損益后的營業利潤平減上年度期末總資產，其系數顯著為正，這也間接說明了上市公司如果不通過公允價值變動來調節調節利潤，那么公司的會計信息的穩健性將會提升。 同時，從資產規模和資產負債率的系數顯著為正可以看出，規模越大的上市公司，調節利潤的可能性越小，會計信息的穩健性越高。 最后，考慮到金融企業的特殊性，行業風險遠遠大于非金融企業，因此其相關系數顯著為負，表明相較于非金融企業，金融企業更加傾向于通過公允價值變動來調節利潤，從而降低了會計穩健性。

（四）穩健性檢驗
為了保證上述結論的穩健性， 本文還采用了 Basu模型來對上述的假設進行穩健性檢驗，Basu 模型檢驗的是每股收益的穩健性，其中因變量為每股收益與股價的比值，自變量為虛擬變量、年收益率、和年收益率與虛擬變量的乘數?！?】


EPSi,t 為 i 公 司第 t 年 的每股收益 ;Pi,t-1 為 i 公司第 t-1 年的股價；RETi,t 為 i 公司第 t 年的股票收益率；DRi,t 為虛擬變量，當 Ri,t 小于 0 時，DRi,t=1,否則DRi,t=0.但是，Basu 模型的因變量代表的是每股收益和股價的比值，本文在此基礎上做出一定的修改，通過將因變量換成每股綜合收益個股價的比值來檢驗會計穩健性，新模型中所有自變量的含義和原模型相同，修改的模型如下所示：【7】


模型 6 首先檢驗了傳統收益模式下的每股凈利潤的穩健性， 接著模型 7 檢驗了每股綜合收益的穩健性，通過觀察可供出售金融資產所占兩類金融資產比的系數是否為負和比較每股綜合收益的回歸系數和每股凈利潤的回歸系數，來驗證前文所述假設。 經過實證回歸，發現可供出售金融資產所占兩類金融資產比的系數顯著為負，并且每股收益的回歸系數大于每股綜合收益的回歸系數，則說明假設 1 和假設 2 成立。

五、結論與啟示

本文采用滬市 A 股上市公司的年度報告數據，從金融資產分類和綜合收益列報的角度綜合分析了交易性金融資產和可供出售金融資產公允價值變動損益列報位置對會計穩健型的影響。 研究發現，考慮到計入資產負債表的可供出售金融資產公允價值變動對利潤表并不產生影響，這就使得上市公司可以選擇在某項金融資產的市值不發生大幅度波動時或達到投資意圖時再將該項金融資產售出，這樣凈利潤科目的數值就會比較穩定，從而在一定程度上使得企業的利益相關者做出錯誤的判斷，認為企業具有持續穩定的經營成果，從而投資風險不大。 因此金融資產初始劃分為可供出售金融資產時其所占金融資產的比例和會計穩健性負相關。 同時，考慮到相關部門對我國上市公司出售相關金融資產的監管都是以公司的凈利潤作為主要參考指標，并且公司的 ST 和 PT 處理也非常關注其利潤指標?？梢钥闯鱿嚓P監管部門已經形成了重視利潤表而輕視資產負債表的偏見。 因此編制在利潤表“其他綜合收益”科目中的可供出售金融資產的公允價值變動損益對會計穩健性無影響。 而對交易性金融資產來說，尤其是當高管的薪酬和企業績效相關聯時，高管們更加傾向于將金融資產劃分為交易性金融資產，從而能增加企業的當期利潤，此時編制在利潤表中的公允價值變動收益的規模和會計穩健性負相關，編制在利潤表中的公允價值變動損失的規模和會計穩健性正相關。

本文的啟示在于一方面我國相關政策制定部門應當采取更完善的措施來監管綜合收益科目的正確列報，同時還要不斷提升市場的整體環境，為上市公司提供更加透明的財務報告信息制造良好的外部條件，從而能夠幫助投資者做出正確的投資決定，優化資源配置；另一方面，在理論上，將政府制定相關會計政策和上市公司改變財務報告行為聯系起來分析財務現象是一個值得深入研究的新方向。

參考文獻:

[1]財政部。企業會計準則解釋第 3 號[M].財會[2009]8 號。
[2]中國注冊會計師協會著。2012 年度注冊會計師全國統一考試輔導教材會計[M].北京：中國財政經濟出版社，2012:16-27.