新会计准则的经济后果_基于资产减值准则的研究
2009年11月第31卷第11期
山Π西Π财Π经Π大Π学Π学Π报
,2009
V ol. 31N o. 11
财务与会计
新会计准则的经济后果
———基于资产减值准则的研究
郭喜才
(, )
[摘 要]2007年以来实施新会计准则的经济后果。结果发现:(1) 在旧准则
下, , 但新准则实施后会显著降低; (2) 新准则虽压缩了使用资产减值作为盈余管理的空间, , 包括仅调整账面数字的应计盈余, 以及改变实质的营业活动, 因此新准则具有明显的外溢效果; (3) 整体经济法制越成熟的地区, 越可以缓和资产减值的管理行为。
[关键词]经济后果; 资产减值; 外溢效果; 实质交易
[中图分类号]F275;F224 [文献标识码]A [文章编号]1007-9556(2009) 11-0108-10
Economic Consequences of N e w G enerally Accepted Accounting Principles ———Evidence from Economic Asset Impairments
G UO X i -Cai
(School of Finance ,Shanghai University of Finance &Economics ,Shanghai 200433,China )
Abstract :Thispaper examines the economic consequence of new G AAPs based on asset im parirment. In contrast to prior standards for as 2set im parirment ,new standards do not allow firms to reverse asset im parirment loss. This paper first examines and finds that ,prior to 2007;loss firms conduct a big bath behavior using asset im partment in current year and then engage in reserval activities in the following year to av oid be 2ing classified into ST firms. H owever ,loss firms are less likely to conduct big bath behavior using asset im partment after the amendment of G AAP. The author als o documents that firms with a big bath tend to use the alternatives to manage earnings ,including discretionary accruals and real activities ,subsequent to the amendement of accounting for asset im partment. Thus ,amended standards result in spillover effects on other ac 2counting in formation and real transaction. The results remain unchanged after controlling for the difference in institution am ong regions. Finally , the author finds that institutional variables am ong regions have a signiciant effect on use of provision of asset im partment in av oid being classi 2fied into ST firms.
K ey Words :economicconsequence ;asset im pairments ;spillover effect ;real activities manipulation
一、前言
会计信息是一项影响投资者之间财富重分配的
公共财(public g oods ) , 因此如何设定一套最适的会计原则或是政策(G enerally Accepted Accounting Prin 2ciples ,hereafter G AAPs ) , 以使稀有资源达到最有限的配置, 进而影响到投资者之间的财富重分配以及福
[收稿日期]2009-09-29
利最大化, 长期以来就是各国会计准则制定者关切
[1][2]
的议题(Beaver ,2002; Scott ,2002) 。为使公司信息透明化, 同时使资金在公司之间做最有效的配置, 我国财政部于2007年实施了新的会计准则。本文的主要目的是探讨新会计准则的经济后果。2007年新的整套会计准则包括了一项基本准则以及38
[基金项目]本文受“教育部高等学校科技创新工程重大项目培育资金项目(批准号:708040) ”与上海财经大学“研究生创
新基金”资助
[作者简介]郭喜才(1979-) , 男, 内蒙古呼和浩特人, 上海财经大学金融学院博士研究生, 美国俄勒冈大学商学院访问学
者(2008-2009) , 研究方向是金融工程与公司金融。
・108・
2009年11月第31卷第11期
山Π西Π财Π经Π大Π学Π学Π报
,2009
V ol. 31N o. 11
项具体准则, 本研究基于下列理由将焦点放在资产减值规范:(1) 长期以来资产减值已成为企业多期而动态(multi -period ) 的一种盈余管理的策略工具, 本文将深入了解新旧准则下这一跨期经济后果的影响是否不同, 以及新准则是否达到了原来的预期; (2) 探讨单项会计准则之间是否具有外溢效果, 换言之, 当新的资产减值准则达到防堵盈余管理的行为时, 是否也同时会引发公司使用其他的盈余管理方法, 进而影响到其他会计信息的质量, 甚至会影响到公司的实质交易行为; (3) () 准则的比较济后果差异。本研究对于我国G AAP 制定者、公司管理层以及投资者, 都是相当重要的课题。
我国自2001年开始实施的资产减值会计准则, 允许公司资产减值在以后可以转回, 这一准则涉及多期动态的盈余计提的规范, 再加上特别处理(简称ST 制度) 制度也是一个从多期角度来规范公司的法规。因此, 长期以来这一准则已经成为管理当局执行多期盈余管理以规避ST 的策略性工具, 使社会资源产生无效率的配置。近来, 为防止这一弊病并与国际会计准则接轨, 财政部于2006年发布了新的会计准则, 并且于2007开始以上市公司为实施对象。新准则修改了资产减值的相关规定, 也就是规定公司在前期已确认的资产减值损失之后就不得再转回。新准则实施后, 由于资产减值仅会产生损失, 而不会产生升值利益, 这一规定将减少公司使用资产减值规避ST 的诱因。因此, 本研究的第一个问题, 就是在探讨新准则实施后是否压缩了公司使用资产减值作为大清洗的工具, 以规避ST 处罚, 也就是在2007年或之后, 公司计提资产减值准备的情况会降低, 同时使用资产减值实施大清洗的情况也会减少。为检验这一问题, 本文使用涵盖新旧准则的2001～2007年为研究期间, 比较资产减值计提后转回与不能转回两套G AAPs 的经济后果的差异。
本文的第二个问题是, 当公司管理盈余的诱因仍然存在的情况下, 新准则压缩了公司使用资产减值计提进行扭亏时, 亏损公司是否会改用其他替代性盈余管理方法以规避ST 呢? 例如改用更多传统的账面盈余操纵(如应计盈余,accruals ) , 甚至改用最近引起学术界关注的实质交易(real operational ac 2
[3]
tivities ) 的盈余管理(R oychowdury ,2006) 。例如, 是
否会改变公司的销货或是生产政策? 相对于账面盈余操纵而言, 实质交易的盈余管理行为涉及实际营业模式的改变。最后, 由于我国各上市公司所处地区的经济与法制环境的发展程度参差不齐(Fan and
[4]
W ong ,2003) , 各地区所属的公司在计提减值准备或者转回时, 受到的规范可能不尽相同。本文在敏感度分析中, 进一步检验这一问题, , , , 管理层如何进行资产减值计提以规避ST 的处分等。相对的, 本文主要是探讨新准则是否可以压缩公司使用资产减值进行盈余管理的空间, 以了解新准则的成效。实证结果发现, 新准则确实可以压缩管理当局使用资产减值计提的方式进行策略型的盈余管理, 以规避ST 处分。第二, 我们也发现, 在新准则之下, 公司存在使用其他替代方法进行策略性盈余管理的行为, 这一工具包括应计盈余, 因而会降低其他会计信息的质量。另外, 在新准则下, 公司也会透过实质交易来进行盈余管理, 因而会影响公司的实质营业交易行为, 如改变销货时的授信政策, 以及生产时的存货政策。因此, 这一新准则具有外溢效果。这些结果对于准则制定者而言, 具有政策意义, 管理机构在实施这一新准则时, 仍需同时加强其他会计信息的质量, 并了解不同会计信息之间的外溢效果与影响。第四, 本研究在探讨经济后果时, 除探讨国内文献常用的应计盈余之外, 也探讨了实质交易的盈余管理与交易行为, 本文首次对实质盈余管理行为进行了研究。最后, 我们发现, 整体经济法制越成熟的地区(如会计师较多的地区) , 越可以缓和企业使用资产减值进行盈余管理或者大清洗的行为。这一结果表明, 提升会计信息质量也应该注重各地区的平衡发展。二、文献探讨与假说发展(一) 资产减值相关文献
在国际上, 多数有关资产减值的研究结果认为资产减值与盈余管理的投机目的有关, 同时也与公
[5]
司经济实质有关。首先,Chen (1991) 发现, 长期性资产价值减值的确认与公司管理层大清洗的行为有
[6]
关。Zucca and Cam pbell (1992) 认为, 公司计提资产减值的实质是为了进行大清洗或平滑盈余。Francis
[7]
et al. (1996) 发现, 继任的经理人经常会计提大幅的资产减值准备, 将以往不佳的绩效归咎于前任管
・109・
2009年11月第31卷第11期
山Π西Π财Π经Π大Π学Π学Π报
,2009
V ol. 31N o. 11
[8]
理者(Strong and Meyer 1987; E lliott and Hanna
[9]
1996) 。其次, 就与公司经济实质有关的文献而言,Strong and Meyer (1987) 发现, 计提资产减值准备
的门坎才能发行新股, 因此公司有操纵盈余以迎合这一门坎的诱因(Chen and Y uan ,2004) 。
如前所述, 上市公司如果连续两年亏损则将冠上ST 的帽子, ST 规范就是一个具体的有形门坎。列入ST 股的公司, 将具有下列实质成本:(1) 公司管理层可能被解聘; (2) 公司管理层薪资或者红利将受到影响; (3) ; ) %, 公司股票; () , , 甚至出现不利的推荐, 公司管理层应有规避ST 的诱因。资产减值的规范, 正提供了一个有利的动态工具。公司为了规避连续两年亏损, 第一年会使用较多的资产减值来大清洗, 其后再用资产减值转回来规避被ST 。因此, 通过资产减值进行盈余管理, 是一个动态
的公司, 每股现金流量及股东权益报酬率均较低, 而负债比率则较高。E lliott and Shaw (1988) 发现, 资产减值者的资产报酬率及股东权益报酬率, 比同业平均值低。Zucca and Cam pbell (1992) 发现, 资产减值公司的股利成长率、负债权益比及资产报酬率都比较
[10][11]
差。最后, Riedl (2004) 和Chao (2007) 发现, 在美国SFAS 121实施前, 在显著关联, 但在实施]
() , 当公司可以, 它们通常不会主动计提, 相对的, 在强制要求计提的情况下, 具有亏损与利润平滑等动机的公司, 会采取增加未来收益的
[13]
资产减值政策。Chen et al. (2004) 发现, 自愿性资产减值被市场视为未来盈利能力的改善, 因此具有
[14]
正向的反应。赵春光(2006) 发现, 亏损公司会使用资产减值准备进行大清洗, 至于与利润平滑化之
[15]
间仅有微弱的证据。戴德明等(2005) 发现, 亏损
[16]
公司会利用资产减值的计提。王跃堂等(2005) 发现, 长期资产减值与企业未来收益能力变化有负相关。其他学者也有类似发现(蔡祥、张海燕,
[17][18]
2004; 王跃堂等,2005) 。王建新(2007) 以2001～2004年为研究样本, 发现上市公司长期资产减值转回主要表现在固定资产和长期投资上, 且减值转回金额与公司盈利水平、是否亏损有关, 因为研究的样本仅限于旧准则实施期间, 并未涵盖新准则的实施期间。
(二) 假说发展
公司管理层常有迎合或者击败各项盈余门坎的
[19]
诱因(Burgstahler and Dichev , 1997; Deg orge , Patel
[20]
and Z eckhauser ,1999) , 迎合或击败盈余门坎的公司会有较高的市场溢酬和较多的分析师跟随。相对的, 如果未能迎合或者击败盈余门坎, 则会产生负向的市场溢酬或者比较少的分析师关注(K asznik and
[21]
McNichols ,2002) , 而这将同时影响到公司股票的流动性。此外, 如果公司未能迎合或击败盈余门坎, 公司管理层的红利将受到负面的影响(Matsunaga
[22]
and Park ,2001) 。然而, 以上文献探讨的都是无形的门坎, 但也有一些文献对有形的盈余门坎进行了研究。例如, 上市公司必须连续三年ROE 达到10%・110・
而多期的过程。本文预期第一年亏损的公司会计提较多的资产减值准备, 特别是大清洗的公司, 然后第二年再靠减值转回以规避被冠上ST 的帽子。本文提出假说一(H 1) :
H 1:公司会通过资产减值来大清洗, 以规避被
列入特别处理ST 的股票行列。
H 1a :亏损的公司会计提较多的资产减值损失,
特别是大清洗的公司尤其明显。
H 1b :亏损(特别是大清洗) 的公司会使用减值资产的转回, 以规避被列入特别处理ST 。
新企业会计准则第8号《资产减值》第17条明确规定, 长期资产减值损失一经确认, 在以后会计期间不得转回。这一规范, 旨在预防公司使用资产减值的相关规定作为操纵盈余的工具。由于计提损失不能于未来转回, 因此本文预期, 在2007年或之后, 公司计提资产减值准备的情况会降低, 同时使用资产减值来大清洗的情况也会减少。基于上述推论, 本研究提出假说二(H 2) :
H 2:新准则资产减值规范实施后, 对于资产减
值的诱因将造成显著影响。
H 2a :新准则资产减值规范实施后, 资产减值的
诱因将降低。
H 2b :新准则资产减值规范实施后, 使用资产减
值大清洗的诱因将降低。
下一假说是要探讨新准则是否具有外溢的经济后果。如果新准则确实防止了公司使用资产减值作为大清洗等盈余管理的工具, 则是否公司会改用其
2009年11月第31卷第11期
山Π西Π财Π经Π大Π学Π学Π报
,2009
V ol. 31N o. 11
他的替代性盈余管理方法呢? 由于在许多情况下公司仍然具有许多盈余管理的诱因或者大清洗的诱因, 例如本研究的ST 规定, 如果修正后的准则规定, 可以防止企业使用资产减值作为盈余管理(特别是大清洗) 的工具, 则本文预期公司管理层会有诱因使用其他替代的盈余管理方法。例如, 公司管理层可能改用更多传统的账面盈余操纵, 如应计盈余, 甚至可能进一步采用实质交易的盈余管理(R oychowdury , 2006) 方法。
理的方法, (, 坏账的计提, 的操控。活动() 进行盈余管理。例如, 就销货政策而言, 给予较高的销货折扣或者较松的授信政策, 而将未来的销货订单在本期实现; 就生产或是存货政策而言, 过度生产(overproduction ) 不必要的商品, 增加存货量, 以降低销货成本(堆积) 。这两种方法, 都可以增加当期盈余(R oychowdury ,2006) 。R oychowdury (2006) 发现, 公司会使用这些实质交易来迎合零盈余(即避免产生亏损) 或分析师预测。然而, 由于采用实值交易后, 因为未来订单减少, 以及堆积的大量存货不易于次期货未来出清, 反而容易产生不利于公司盈余的现象。因此, 这些实质交易的管理, 虽然增加了短期的利益, 却会伤害到公司长期利益。
在ST 规范的情况下, 第一年为了进行大清洗, 企业会压低盈余。就应计盈余而言, 企业会产生更多负向(或是较少正向) 的异常应计盈余。就实质交易而言, 企业比以前(即2007年之前) 更不会采取增加短期盈余的负面销货政策, 或者更不会采取过度生产与堆积存货的负面现象。因此, 本文建立如下假说三(H 3) :
H 3:新准则资产减值规范实施后, 公司会使用
列标准进行:(1) 排除行业性质特殊的金融保险业; (2) 剔除财务数据及相关变量数据漏缺不全者。本研究的数据来自WI ND 数据库和台湾经济新报数据库(T aiwan Economic Journal , TE J ) , 共收集了2001～2007年上海和深圳证券交易所1515家上市公司的满足要求的研究资料, 共获得10062笔公司Π年度观察值。其中, 503家, 减值6次, 。样本公司的1, 化工、机, , 因而从事资产减值的可能性较大。
表1 产业分布状况
行业采掘
餐饮旅游电子元器房地产纺织服装公用事业黑色金属化工机械设备家用电器建筑建材交通运输交运设备农林牧渔轻工制造商业贸易食品饮料信息服务信息设备医药生物有色金属综合总计
家数百分比
[***********][***********][**************]5
2. 111. 654. 037. 193. 764. 692. 1110. 969. 171. 985. 154. 754. 953. 563. 174. 952. 973. 503. 438. 453. 833. 63100
资产减值公司采掘餐饮旅游电子元器房地产纺织服装公用事业黑色金属化工机械设备家用电器建筑建材交通运输交运设备农林牧渔轻工制造商业贸易食品饮料信息服务信息设备医药生物有色金属综合总计
家数
[***********][***********][**************]3
百分比
2. 061. 664. 067. 123. 794. 722. 1310. 989. 252. 005. 124. 594. 923. 593. 194. 992. 993. 393. 468. 523. 793. 66100
其他替代方法进行大清洗。
H 3a :新准则资产减值准则实施后, 公司会使用应计盈余来替代资产减值, 以进行大清洗。
H 3b :新准则资产减值准则实施后, 公司会改变以往的实质交易型态, 以进行大清洗。
三、研究方法(一) 研究期间、样本选取与数据来源
旧的资产减值准则自2001年开始实施, 因此本文以2001～2007年的A 股为研究对象。选样依下
(二) 变量定义
1. 因变量———资产减值金额(W O LT ) 。对于有
计提资产减值的i 公司,W O LT 定义为第t 年长期资产减值损失金额除以期初总资产, 未计提减值者, 其值为0。
2. 解释变量。
(1) 大清洗(BATH ) 。根据Riedl (2004) 的方法, 本文以经常利益加回减值损失金额作为减值损失前
・111・
2009年11月第31卷第11期
山Π西Π财Π经Π大Π学Π学Π报
,2009
V ol. 31N o. 11
盈余, 计算其变动数, 并除以前期总资产。当减值损失前盈余的变动数(ΔE BAI ) 低于其负值的中位数时, 则BATH 的值为ΔE BAI , 否则为0。
(2) 盈余平滑化(S MOOTH ) 。根据Riedl (2004) 的方法, 若ΔE BAI 大于其正值的中位数者, 则S MOOTH =ΔE BAI , 否则S MOOTH =0。
(3) 高阶管理者的异动(ΔMG T ) 。若公司发生高
定资产总额,A t -1为第t 年初的资产总额ε, t 为残差项。类似以前的研究, 本文使用产业横截面数据以
克服时间序列数据样本数及解释力不足的问题。ROA t -1为第t -1年的资产报酬率, 然后利用式(1) 的参数估计值估计裁决性应计项目(DA roa ) :
ΔV t -ΔREC t ) ΠDA roa t =T A t ΠA t -1-[β0+β1(A t -1+βt -1+β2PPE t 3ROA t -1]
^
^
^
^
阶管理者异动(包含更换董事长或总经理) , 则
ΔMG T 的值为1, 否则为0。
(4) 债务规模(DE BT ) 。Δt t ,
, 2。Abnormal CFO 为异常, 等于实际CFO 扣除正常CFO 之后的余额。正常CFO 采用R oychowdhury (2006) 所推导的回归式进行分析, 以回归式(2) 分产业、分年度来估计, 并将公司当年实际发生的CFO 减去回归式所估计出的正常CFO , 以求出该公司当年异常的CFO 。若Abnormal CFO 小于0, 表示公司管理层可能利用销货操纵盈余。
A t -1) +βCFO t ΠA t -1=αA t -1) +β0+α1(1Π1(S t Π1(ΔS t ΠA t -1) +εt
(2)
避免违反契约, (5) (ΔI NDROA ) 。公司。
(6) 股价净值比(MT B ) 。MT B 为一个虚拟变量, 如资产负债表日股价净值比小于1, 则为1, 否则MT Bit =0。
(7) 市场报酬率(RET ) 。公司过去股价绩效表
现较差时, 可能计提较多的减值准备(Francis et al. , 1996) 。本文以公司当年股票报酬率作为公司营运绩效的指标。
(8) 销货成长率(ΔS A LES ) 以及营运现金流量成长率(ΔOCF ) 。本文分别采用销货成长率和营运现金流量成长率捕捉应计基础与现金基础下的资产价值可回收性(recoverability ) , 其定义分别为:销货额的变动除以期初销货额; 营运现金流量的变动除以期初总资产。
(9) 税前盈余增长(ΔE ) 。定义为当期税前盈余的变动数除以前期税前盈余的绝对值。
(10) 公司规模(SIZE ) 。本研究以期末总资产取自然对数值来衡量公司规模。
3. 应计盈余(DA roa ) 与实质交易盈余管理。
(1) 应计盈余管理(DA roa ) 。以往文献较常使用
式中,S 与ΔS 分别代表销货收入与销货收入的变动。
异常的生产成本(Abnormal PROD ) 等于当年实际生产成本减去正常生产成本后的余额, 正常生产成本也采用R oychowdhury (2006) 所推导的回归公式进行分析, 以回归公式(3) 分产业、分年度来估计, 并将公司实际生产成本减去回归式所估计的正常生产成本, 计算出Abnormal PROD 。若样本有正值的Abnormal PROD , 则表示公司经理人可能有诱因超额生产以降低销货成本的盈余管理行为。
PROD t ΠA t -1=αA t -1) +βA t -1) +β0+α1(1Π1(S t Π2(ΔS t ΠΔS t ΠA t -1) +βA t -1) +ε3(t
(3)
的裁决性应计盈余模式为M odified Jones m odel (De 2
[13]
chow et al. ,1995) , 但最近有文献指出裁决性应计
[23]项目与公司绩效有关(i. e. , K othari et al. ,2005) 。因此, 本文援引K othari et al. (2005) 的方法, 具体计
上式正常生产成本, 是以正常销货成本(C OG S )
加上正常存货变动(ΔI NV ) 来估计, 因此需要先估计正常C OG S 及正常ΔI NV , 如(3-1) 式及(3-2) 式:
αA t -1) +βC OG S t ΠA t -1=αA t -1) +ε0+1(1Π1(S t Πt
I NV t ΠA t -1
(ΔS t ΠA t -1) +εt
(三) 实证模型
1. 企业是否使用资产减值大清洗———基本模式
(H 1a 的检验) 。为检验公司是否使用资产减值大清
(3-1)
ΔS t ΠA t -1) +β=αA t -1) +β0+α1(1Π1(2
(3-2)
算如下:
T A t ΠA t -1=βA t -1) +βRE V t ) ΠA t -1+β0(1Π1(Δ2
ε(PPE t ΠA t -1) +β3ROA t -1+t
(1)
ΔRE V t 为第t 式中,T A t 为第t 年的总应计项目,
-1年至第t 年销货收入的变动,PPE t 为第t 年的固
洗(H 1a ) , 本研究使用(4) 式检验。由于应变量
・112・
2009年11月第31卷第11期
山Π西Π财Π经Π大Π学Π学Π报
,2009
V ol. 31N o. 11
(W O LT ) 为一个以零为起始值的受限数据(cens ored data ) , 因此以T obit Regression 方法进行实证分析。
W O LT =γMOOTH +0+γ1D PN (D BATH ) +γ2S
γΔΔI NROA +γΔS A LE +BT +γMG T +γ34DE 56RET +γ7γΔΔE +γOCF +γB +γ89MT 1011SIZE +e
(6)
其中,DUM CH ANG E 为虚拟变量,2007年样本为1, 否则为0。其他变量与(4) 相同。本文预期2007年公司会减少使用资产减值进行大清洗或者盈余管
理, 因此预期γ1
四、) 表2, :W O LT ) 的均值为1. 48%, 0. 42%, 呈现右偏的现象, 显示有一小群公司计提了极多的减值; 资产减值转回占总资产比率(RW O LT ) 的均值为0. 71%, 大于中位数0. 19%, 也呈现右偏的现象, 同样显示存在一些公司
γΔΔI NROA +γΔS A LE +BT +γMG T +γ34DE 56RET +γ7γΔΔE +γB +γOCF +γ89MT 1011SIZE +e
(4)
当比较正负盈余两组样本时, 设立D PN 虚拟变量, 亏损(正盈余) 公司为1(0) 。如果亏损公司计提较多的资产减值准备, 则预期D PN 系数γ1>0。当比较两组亏损公司时, 设立D BATH 虚拟变量, 大清洗(其他亏损) 公司为1(0) , 资产减值, 则预期1>, 则预期γ2>0。为, 因此本文预期γ3>0。负债比率较高时大多不可能确认减值损失, 故预期γ4
收性的降低(Riedl , 2004) , 本文分别以ΔS A LE 及ΔOCF 捕捉应计基础及现金基础下的资产回收性,
γ预期γ此外, 当资产账面价值高于市值7
说法, 因此我们不预设γ10的方向。公司规模越大, 越可能计提愈多的资产减值准备, 因此本研究预期δ11>0。
2. 亏损(或大清洗) 公司是否使用资产减值转回
转回大量资产减值;BATH 均数为负, 且中位数为0, 显示存在一批盈余极端恶化的公司。总之, 可能是小部分公司使用减值大清洗, 然后再使用转回已确
认的减值准备以规避ST 。样本公司ΔS A LE 的均值与中位数都大于0, 显示样本期间市场实现景气情况, 且均值大于中位数, 表示有一些成长率相当高的公司存在; 样本公司MT B 的均值与中位数都大于0, 显示公司市值高于账面价值; ΔE 均数为-0. 347, 且中位数为0. 058, 显示存在一批盈余极端负成长的公司;S MOOTH 均值大于0, 显示存在一些公司进行盈余平滑化; ΔMG T 均数为0. 2, 显示约有20%的样本公司更换高阶主管。
表2 各变量的叙述性统计量
四分位
变量均值中位数
数下限
W O LT it 1. 48%0. 050. 16%0. 42%RW O LT 0. 71%0. 020. 06%0. 19%BATH -1. 37513. 06000ΔI NDROA 0. 8590. 9350. 2800. 655ΔS A LES 8. 341791. 884-0. 01640. 1494RET 40. 235106. 601-25. 000-4. 7400MT B 8. 5979. 7133. 7516. 590ΔE -0. 34719. 842-0. 3890. 058ΔOCF -0. 123446. 010-1. 044-0. 247S M OOTH 0. 99814. 60300SIZE 14. 1471. 151913. 43914. 083DE BT 0. 6748. 8140. 3950. 535ΔMG T 0. 2000. 40000
四分位
数上限1. 0%0. 54%01. 2250. 34469. 91010. 7300. 3950. 5360. 37814. 8100. 6580
规避ST (H 1b 的检验) 。为检验假说H 1b , 除后续提到的卡方检验外, 我们使用下列T obit regression :
ΔRW O LT =γMOOTH +γMG T 0+γ1DUM NST +γ2S 3ΔI NROA +γΔS A LE +γΔOCF +γBT +γ4DE 56RET +γ78ΔE +γ+γB +γ9MT 1011SIZE +e
(5)
RW O LT 为减值资产转回金额除以总资产。本
条回归的样本限于亏损的公司, 如果第一年亏损但
第二年扭亏的公司(NST ) ,DUM NST 为1; 如果连续两年都亏损的公司(ST ) , 则DUM NST 为0。其他变量与(4) 相同。如果第一年亏损的NST 公司使用减值资
产转回以规避ST , 则γ1>0。
3. 新准则是否减少公司使用减值来大清洗或者
盈余管理(H 2的检验) 。
为检验假说2, 我们使用下列T obit regression :
W O LT =γ+γMOOTH +01DUM CH ANG E +γ2S
(二) 多变量回归分析
1. 企业确认资产减值准备与ST 的关系(H 1a 的
・113・
2009年11月第31卷第11期
山Π西Π财Π经Π大Π学Π学Π报
,2009
V ol. 31N o. 11
检验) 。表3为方程式(4) 的实证结果。整体模式的Log likehood ratio 介于-998与-1194之间, 且都达到0. 01的显著水平, 显示整体回归的解释能力较好。模式一显示D P ΠN 系数显著为正, 显示亏损公司有比较大的资产减值金额, 这一结果与本文预期相符, 表示公司经营绩效可能较差, 因而产生资产减值; 另一原因是公司因投机性的盈余管理行为而计提资产减值。为进一步了解这一现象, 模式二将亏损公司划分为大清洗与其他亏损公司(小亏公司) , 在模式二中, 拟正(样本数目变量I NTERCEPT ΔI NDROA ΔS A LES RET MT B ΔE ΔOCF S M OOTH SIZE DE BT ΔMG T
正Π负盈余样本
N 正(N 负) =5979(915)
Chi 2Square
0. 001) , 显示大清洗的公司相对于其他亏损公司而
言, 计提了较多的资产减值。这一结果表示, 资产减值是公司大清洗的重要工具之一。模式三进一步比较盈余为正的公司与小亏公司在计提资产减值上的差异。实证结果显示, 虚拟变量D S N ΠP (小亏公司为1, 正盈余公司为0) 显著为正(p
公司会有比较大的资产减值金额, 。综, , 。这一结果支。
模式二
模式三
正盈余样本Π其他亏损N 正(N 其他亏损) =5979(309) 估计值 0. 2431
0. 00110. 0000-0. 0001-0. 0001-0. 00030. 00000. 0001-0. 11010. 00000. 00210. 0031-998
Chi 2Square
333
199. 72
1. 660. 122. 41
3 大清洗Π其他亏损样本
N 大清洗(N 其他亏损) =606(309)
333
估计值0. 1058
0. 00110. 0000-0. 0001-0. 00020. 0000-0. 00010. 0000-0. 0096-0. 0000-0. 0034
D P Π0. 0604N ,D BATH ,D S N ΠP Log likehood ratio -1194
2. 180. 541. 65
0. 351. 720. 340. 596. 7333
333
33333
(p
估计值 0. 1543
0. 00090. 0000-0. 0001-0. 0004-0. 00070. 00000. 0004-0. 01030. 00000. 00790. 00431072
Chi 2Square
298. 86
1. 280. 09
57. 120. 040. 1829. 88333
3333333
46. 370. 62
333333
333333
3. 870. 5442. 10333
333333
333333
(p
33
注:333、和3分别表示在0. 01、0. 05和0. 10水平上统计显著(双尾检验) 。
2. 亏损公司是否使用资产减值规避ST (H 1b 的检验) 。表4Panel A 旨在比较亏损的两群公司(第一年亏损但第二年没有亏损———NST , 以及连续两年亏损的公司———ST ) 是否有不同程度的大清洗现象。Panel A 显示所有上市公司中的亏损公司为915个,
表4 亏损公司大清洗与使用
减值资产价值回升的比较分析
Panel A :ST与大清洗公司的关系(卡方独立性检验)
是否有大清洗没有有
只一年亏
亏
损损(NST ) 年两年连续度
亏损(ST )
合计
14%(N =129) 8%(N =76) N =205
65%(N =592) 13%(N =118) N =710
合计
(17. 9%,82. 1%)
N =721(39. 2%,60. 8%)
N =194
915
其中,721(194) 家公司为NST (ST ) 公司。在NST 公司中, 第一年大清洗的公司为592(ST 公司为118) 家, 没有大清洗的公司为129(ST 公司为76) 家。也就是说,NST 公司在第一年亏损时, 约有82. 1%进行过大清洗, 相对的ST 公司在亏损的第一年, 仅有60. 8%进行过大清洗。卡方检验结果显示, F 值达
到显著水平(p
2χ) 卡方(()
变量估计值标准误Chi 2Square 333
33
ΔI NDROA 0. 02560. 01206. 32
2009年11月第31卷第11期
山Π西Π财Π经Π大Π学Π学Π报
,2009
V ol. 31N o. 11
ΔS A LES 0. 0001ΔE 0. 0005ΔOCF -0. 0000 注:同表3。
0. 00090. 01
0. 00241. 250. 00000. 37333
0. 05) , 表示经济情况越佳者, 资产价值回升的越多,
与一般文献的结果一致。DE BT 的系数也是显著为正(p
3. 新准则是否减缓使用资产减值的盈余管理行为(H 2的检验) 。表5为模式(6) 的实证结果。模式一比较2001～2006年与2007(新准则实施) , CH E p ) , 与预期相2001～2006年与2007年大清洗公司(新准则实施前后的大清洗样本) 这两群样本计提资产减值的差异, 实证结果也显示,DUM CH ANG E (2007年大清洗公司为1, 其他年度大清洗公司为0) 的系数显著为负, 表示2007年大清洗的公司比2001～2006年大清洗的公司, 显著减少资产减值的计提, 这一结果支持H 2。
表4Panel B 为方程式(5) 的实证结果, 旨在比较NST 与ST 这两群公司, 的资产减值转回显著为正(p 0. , , 在第二年时NST 。综合Panel A 与B 的结果显示,NST 公司会在第一年使用资产减值进行大清洗, 然后在第二年使用资产转回来扭亏, 以便避免被冠上ST 的帽子。这一结果支持
ΔI NDROA 系数显著为正(p
表5 新准则减缓使用资产减值的盈余管理行为分析
变量
Intercept DUM CH ANG E ΔI NDROA ΔS A LES
RET P BR
ΔE ΔOCF
S M OTH SIZE DE BT
ΔMG T
Log likehood ratio 注:同表3。
估计值
0. 1319-0. 02400. 00040. 0001-0. 00040. 00010. 01180. 0000-0. 0116-0. 00770. 00000. 0077
模式一:所有样本Chi -Square P -vale 240. 85333
333
91. 970. 200. 65080. 200. 6528
333
12. 010. 00011. 360. 2436
333
8. 740. 00310. 070. 7974
333
8. 550. 0035
333
68. 050. 560. 4557
333
28. 19
估计值 0. 2512-0. 12140. 0006-0. 0001-0. 00010. 20010. 02180. 00000. 1114-0. 10760. 0002模式二:大清洗样本
Chi -Square 190. 49
86. 390. 839. 7514. 310. 7611. 450. 1914. 5556. 140. 22-1009(p
P -vale
4. 新准则是否引发其他盈余管理行为(H 3的检验) 。本部分旨在检验新资产减值准则的实施, 是否会引发公司使用其他替代性盈余管理行为。本文将比较大清洗与非大清洗这两群公司, 在新准则实施前后, 是否使用替代性盈余管理方法进行大清洗。
表6结果显示,2007年的样本显著减少了资产减值的计提, 但相对的, 其应计盈余DAroa (9. 70%) 显著小于2001～2006年的样本(15. 34%) , 这一结果表明, 新准则实施后, 当公司要大清洗时, 因无法再
使用资产减值作工具而改为采用计提更多负向(或较少正向) 的应计盈余作为替代方法, 因此支持H 3a 。实证结果也显示, 2001～2006年的异常CFO (-0. 022) 显著小于2007年的样本(-0. 003) , 与预期相同, 表示公司在新准则实施期间, 为降低盈余以进行大清洗时, 不会像以前一样, 再次给予大量的销货折扣, 或是放宽信用条件(如降低贷款利率、延长分期付款的期限) 以达到塞货(channel stu ffing ) 的现象(R oychowdhury , 2006) 。因为给予大量的销货折
・115・
2009年11月第31卷第11期
山Π西Π财Π经Π大Π学Π学Π报
,2009
V ol. 31N o. 11
扣, 或是放宽信用条件, 反而会增加当年度的盈余。实证结果支持H 3a 。
另一方面, 新准则实施后的异常PROD (-0. 068) 小于新准则实施前的异常PROD (-0. 02) , 与本研究的预期相同, 并达到显著水平(p =0. 085, 单尾) 。这一结果表示, 新准则实施后, 公司会改变生产或是存货政策来进行盈余管理, 以进行大清洗。以往研究显示, 过量生产或堆积存货将使销货成本减少, 进而增加盈余(R oychowdhury , 2006) 。因此, , , 下, , , (相对于新准则实施前) 的政策, 来降低盈余并达到大清洗的目的。因此, 实证结果支持H 3b 。
综上所述, 新准则不仅避免了资产减值的弊病, 同时也造成企业使用其他替代方法进行大清洗的行为, 如改变操纵账面盈余的行为, 进而达到操控应计盈余的目的, 这一结果将影响到与应计盈余相关的会计信息的质量; 另一方面, 也可能影响到公司实质的经营活动, 如销货时改变折扣或是信用政策, 或是在生产时改变原有的生产、排程甚至是存货政策。就这一角度而言, 第八号准则的实施, 具有外溢的经济后果。
表6 新准则资产减值准则与其他盈余管理的分析
应计盈余与实质交易资产减值Abnormal Abnormal
DA roa 变量
损失2007年9. 70%0. 0021-0. 003-0. 0682001～
15. 34%0. 015-0. 022-0. 02
t 值-17. 82%2. 95-4. 59-1. 86
333333333
P value 0. 085a 333333
注:、和分别表示在0. 01,0. 05和0. 10水平以下的统计显著(双尾检验) ;a 表示0. 10水平以下的统计显著(单尾检验) 。
所、会计师事务所和独立审计机构等) 的发育; (2) 对生产者合法权益的保护; (3) 知识产权保护; (4) 经济合同违约案件数; (5) 消费者权益保护。
表7的数据显示, 将这一变量纳入考虑后, 原来的主要结果并没有受到影响, 因此本文的实证结果相对稳健(robust ) 。相应地, 变量D -LEG A L 的系数显著为负, () 估计值Chi -Square P -vale I NTERCEPT 0. 1145132. 25333
333
D LEG A L -0. 00225. 673
ΔI NDROA 0. 00154. 230. 0396ΔS A LES 0. 00000. 490. 4829RET -0. 00100. 180. 6701P BR 0. 00000. 270. 6005ΔE 0. 00190. 260. 6070BATH -0. 00190. 250. 6129ΔOCF 0. 00012. 330. 1266S M OOTH -0. 00190. 260. 6129
333
SIZE -0. 0069149. 68DE BT -0. 00010. 130. 7139Δ0. 00294. 960. 0259MG T
Log likehood ratio -1554(p
(三) 进一步检验:市场发展程度对于资产减值
的影响
为了解本文的结论是否是因为各地区整体经济
法制环境不同所引起, 本研究在回归中加入了“市场中介组织发育和法律制度环境”的变量D -LEG A L 。这一变量数据取自Fan and W ong (2003) 的调查报告, 分数越高表示整体经济法制的环境越成熟。这一指标包括五个次级指标:(1) 市场中介组织(如律师事务・116・
五、结论
为提高会计信息的质量并与国际会计准则接轨, 我国自2007年起开始实施新的会计准则。本文的主要目的就是探讨新的会计准则下资产减值准则变更的经济后果。以往的会计准则允许公司在资产减值计提损失后, 在未来可以转回。因此, 一些公司经常把资产减值作为大清洗的工具, 其后再转回所计提的减值损失, 以规避ST 的处分, 进而导致有限资金或资源的无效配置。新的会计准则则规定在计提减值损失以后, 就不能再转回。因此, 本研究预期并发现, 新准则可以压缩管理层使用资产减值计提的方式进行策略型的盈余管理, 以规避ST 处分, 可以说新准则达到了原来预期的效果。同时, 我们也发现, 实施新准则之后, 公司会使用其他方法进行盈余管理, 这些方法包括较少影响现金应计盈余, 以及影响实质交易的盈余管理方法。因此, 新准则下的资产减值准则具有外溢效果, 不仅会影响其他会计信息的质量, 也会影响公司的实质营业模式, 例如, 改变销货时的授信政策, 以及生产时的存货政策。
2009年11月第31卷第11期
山Π西Π财Π经Π大Π学Π学Π报
,2009
V ol. 31N o. 11
本文的研究结果也显示, 由于各地区的市场、经济、法制环境的发展程度参差不齐, 在控制经济法制环境的影响后, 研究结果仍然成立, 而且同时发现, 经济法制环境越成熟的地区, 越可以缓和资产减值的盈余管理活动。
本研究的涵义可以概括为三个方面。第一, 国际会计准则与中国会计准则或是美国会计准则在资产减值的规范上, 主要的差异就是在于计提损失之后是否可以转回, 前者允许公司转回, 我国的新准则与美国的准则不允许转回。, , , 研究发现, , 效。第三, 我们也发现, 由于公司盈余管理的动机并不会因为新准则的改变而减少, 因此在新准则实施后, 公司会使用其他替代方法进行策略性盈余管理行为, 这一结果或许是G AAPs 制定者原来没有预期到的。这些结果对于准则制定者而言, 也具有政策意义, 主管机构在实施这一新准则时, 仍需同时加强其他会计信息质量的监管, 并了解不同会计信息之间的影响。
本文发现的可替代的盈余管理工具, 包括应计盈余与实质交易, 其中后者会影响公司的实质营业交易行为。公司如果仅以应计盈余作为盈余管理的工具, 通常未涉及或是较少涉及实质的交易, 然而, 一旦涉及了实质交易, 将会影响到公司实质的销货政策(如改变折扣与信用政策) 与生产政策(如改变生产、排程甚至是存货等模式) , 需要引起准则制定者的关注。就投资者的视角而言, 新准则虽然降低了使用资产减值进行盈余管理的机会, 但却增加了使用应计与实质交易的盈余管理行为, 因而在使用会计信息评价公司价值时, 应该从新的角度或使用不同的方式全面、准确诠释企业的会计信息。
[
tute Index of marketization of China ’s provinces[M].Beijing :Eco 2nomics Science Press (in Chinese ) ,2003.
[5]Chen ,C. J. P. , S. Chen , X. Su ,and Y. Wang. Incentives for and consequences of initial v oluntary asset write -downs in the emerging Chinese market [J].Journal of International Accounting Research ,2004, (1) :43-61.
[6]Zucca ,L. ,and D. Cam pbell. A closer at discretionary write -downs of assets[J].orizons1992(6) :30-,and and effects of -of Accounting Research , , ) :117-134.
[8]S trong ,J. ,and J. Meyer. Asset write -down :Managerialincentives and security returns [J].Journal of Finance 1987(42) :643-661.
[9]E lliott ,J. ,and J. Hanna. Repeated accounting write -offs and the in formation content of earnings [J].Journal of Accounting Research 1996, (34) :135-155.
[10]Riedl ,J. E. An examination of long -lived asset im pair 2ments[J].The Accounting Review ,2004. (79) :823-852.
[11]Chao , C. L. An examination of SFAS N o. 35:Adoption timing m otives ,write -off characteristics ,and market reaction[J].The International Journal of Accounting S tudies (2006S pecial Is 2sue ) :2007,77-120.
[12]李增泉. 我国上市公司资产减值政策的实证研究[J].中国会计与财务研究,2001, (4) :21-29.
[13]Chen ,K. and H. Y uan. Earnings Management and Capital Res ource Allocation :Evidence from China ’s Accounting -Based Regulation of Rights Issues [J ].The Accounting Review , 2004, (74) :645-665.
[14]赵春光. 资产减值与盈余管理———论《资产减值》
准则的政策涵义[J].会计研究,2006, (3) :76-88.
[15]戴德明. 中国亏损上市公司资产减值计提行为研
究[J].财经研究,2005, (7) :18-29.
[16]王跃堂, 周 雪, 张 莉. 长期资产减值:公允价值
的体现还是盈余管理行为[J].会计研究,2005, (8) :38-50.
[17]蔡 祥, 张海燕. 资产减值准备的计提、追溯与市
场反应[J].中国会计与财务研究,2004, (6) :24-32.
参
考
文
献
]
[18]王建新. 长期资产减值转回研究———来自中国证
[1]Beaver ,W. H. 2002. Financial Reporting :AnAccounting Rev olution ,3rd ,Prentice -Hall.
[2]Scott , W. Financial Accounting Theory. Prentice -Hall , 2002,3rd ed.
[3]R oychowdhury S. Earnings management through real activ 2ities manipulation [J].Journal of Accounting and Economics ,2006(42) :35-370.
[4]Fan ,G. ,and X. Wang. National Economic Research Insti 2
券市场的经验证据[J].管理世界,2007, (3) :17-29.
[19]Burgstahler ,D and I. Dichev. Earnings management to av oid earnings decreases and losses [J].Journal of Accounting &Economics ,1997,24(1) :99-126.
[20]Degeorge ,F. ,J. Patel and R. Z echauser. Earnings man 2agement to exceed thresholds[J].Journalof Business ,1999,72(1) :1-34.
[责任编辑:秦兴俊]
・117・