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〔摘 要〕稳健性作为一项重要的会计信息质量要求，一直受到会计准则制定者和会计信息需求者的重视。本文选取2005—2007年深圳证券交易所的A股上市公司作为样本，采用了改进后的Basu（1997）模型，对会计盈余的及时性、反转性两个经典假设以及新会计准则实施对会计盈余稳健性的影响逐一进行了检验。研究结果表明，新会计准则实施后，我国上市公司盈余稳健性有所提升，但提升的幅度有限。
〔关键词〕盈余稳健性；会计准则；会计监管
中图分类号：F230文献标识码：A文
章编号：1008-4096(2009)02-0022-06
一、稳健性的含义
稳健性又称谨慎性，是会计信息质量的一个重要要求，限制了内部人操纵会计数字的动机和能力（Lafond and Watts，2007）。稳健性在会计数字中的存在，远远早于学者们的发现。稳健性大多通过会计盈余的确认加以度量，因而又多被称之为会计盈余稳健性。以前学者对稳健性的研究主要是使用规范研究的方法，而稳健性的实证研究是从20世纪90年代才发展起来的。从时间上看，Bliss（1924）也许是最早完整给出稳健性的定义的，他将稳健性原则表述为“预见所有可能的损失，但不预期任何不确定的收益”。我国新颁布的企业会计准则是这样定义稳健性的：“企业对交易或者事项进行会计确认、计量和报告应当保持应有的谨慎，不应高估资产或者收益、低估负债或者费用。”
二、研究设计
（一）模型的选择
Watts（2003）在其对会计盈余稳健性的实证检验文献的综述中，认为研究者采用三种方法来度量稳健性的程度：①净资产度量法。②盈余/应计项目度量法。目前有不少文献采用的是盈余/应计项目度量法来研究会计盈余稳健性问题的，如Basu（1997）、Givoly et al（2000）、Ball et al（2005）。③盈余——股票报酬关系度量法。自从Basu（1997）创造性地使用这种方法衡量会计盈余稳健性程度以来，大多数研究稳健性的文献都采用这种方法。由于我国特殊的股权结构，相对一部分的股权并未完全流通，导致了我国的净资产账面价值与市场价值之间的比率关系还受到除会计盈余之外的许多其他因素的重要影响，所以本文不采用第一种度量稳健性的方法。另外，根据Basu（1997）的观点，及时性和反转性其实是一个问题的两个方面，鉴于此，本文拟采用盈余——股票报酬关系度量法对上市公司会计盈余的稳健性进行实证检验。
一、研究设计
（一）研究假设的提出
1．及时性假设的提出
稳健性意味着及时充分地确认利坏消息但逐步确认利好消息。由于稳健性原则的存在，使得会计盈余确认利坏消息和利好消息时存在严重的不对称性。在有效市场的前提下，股票价格可以及时全面地包括盈余在内的一切公开信息，因此，参照Basu（1997）的观点，用股票收益率的正负来作为利好和利坏消息的替代变量。因此，本文提出假说1：
H1：由于稳健性原则的存在，会计盈余在确认“利坏消息”和“利好消息”时存在着严重的不对称性，相对于“利好消息”而言，“利坏消息”的确认更为及时和充分。
为了检验假设1，本文拟采用如下模型：
其中，α１、α２、β1、β２是回归系数，εt是残差项，EPSt是第t年公司稀释后的每股收益，Pt-1是t-1年度4月末的开盘价，RETt是考虑股息红利再投资后的年个股收益率。由于我国上市公司的年报一般是在会计年度结束后4个月内公布的，股价真正对会计盈余信息作出反应要比会计年度滞后得多，所以本文在用年初股价平减规模效应时，使用的是上年4月末的收盘价，采用的股票年度收益率是从当年的5月份到次年的4月份的股票收益率，RET=∏4i=-5（1+RETt)-1。本文拟采用原始的个股收益率RET和经市场调整后的超额个股收益率RETm分别进行检验。DRt是年度虚拟变量，当RETt<0时，DRt=1，否则，DRt=0。β1表示会计盈余对利好消息的确认系数，β２表示会计盈余对利坏消息确认系数的增量，从而利坏消息的盈余确认系数应该为（β1+β２）。如果会计盈余存在稳健性的话，β２应该显著为正。
同时，本文按照eps对样本进行了分组，eps>0为盈利组，eps<0为亏损组，然后采用如下模型进行检验：
EPStPt-1=α1+β1RETt+εt（2）
采用模型（2），主要是为了检验会计盈余对利坏和利好消息的反映是否存在显著的不同，如有不同，本文将进一步探索更深层次的原因。
2．反转性假设的提出
Fama和French（1999）认为，公司当前的盈利对未来盈利的预测能力主要源于企业会计盈余的反转特征（即未来盈利的变化与当前的盈利水平存在显著的负相关关系），他们在对美国上市公司1964—1995年间的年度会计盈余的分析证实了上述假设。由于稳健性对利坏消息的确认更及时与彻底，而对利好消息要逐步确认，这会导致利好消息组的会计盈余持续性更强，而利坏消息的公司的盈余更容易出现盈余的反转。因此，本文提出假设2：
H2：负的盈余变化比正的盈余变化具有更强的反转性。
为了检验假设2，本文拟采用如下模型：
转特征，预计β1和β２都显著为负，|β1|为正的盈余反转系数，|β2|为负的盈余反转系数的增量，（|β1|+|β2|）为负的盈余的反转系数。如果假设2成立的话，β２只要显著为负即可。
3．会计制度变迁对稳健性影响的假设的提出
2006年我国新出台的企业会计准则，将减值准备提取的范围进一步扩大，同时规定长期资产提取的减值准备不得转回，这无疑会压缩企业通过减值准备的计提来操作利润的空间，使得企业的会计信息日臻稳健。同时，新准则所秉承的资产负债观的理念，更加强调经济业务的实质，预期也将有利于提高企业会计信息的稳健性。因此，本文提出假设3：
H3：新会计准则的颁布能增强上市公司会计信息的稳健性。
为了检验假设3，本文设计了如下模型：
其中，变量YEARt是虚拟变量，当样本取值为2007年度的数据时，YEARt=1，否则YEARt=0。其他变量与上述模型含义一致。β1表示新准则颁布之前会计盈余对利好消息的确认系数，β2表示新准则颁布之前会计盈余对利坏消息的确认系数的增量，从而，（β1+β2）表示新准则颁布之前会计盈余对利坏消息的确认系数。β3表示新准则颁布之后会计盈余对利好消息的确认系数的增量，（β1+β2+β3）表示新准则颁布之后会计盈余对利好消息的确认系数。相应的，（β1+β2+β3+β4）表示新准则颁布之后会计盈余对利坏消息的确认系数。如果假设3成立的话，即新会计准则的颁布可以增强上市公司会计盈余稳健性的这一命题成立，要求β4>0。
（二）样本的选择
本文以2005—2007年深圳证券交易所A股上市公司（包括中小板块）的3年数据作为研究样本。其中个股收益率和股价的数据来自于国泰安数据库（CSMAR），每股收益等其他指标的数据来自 于Wind资讯数据库，部分缺失的重要数据来自于巨潮资讯网（http://www．cninfo．com．cn）所公布的上市公司的年报。鉴于首次公开发行股票公司当年会计盈余与市场报酬率与其他年份有较大差异，笔者在研究时剔除了当年IPO的公司。另外，由于上市公司从2005年起开始股权分置改革，会缺失部分月份的交易数据，在选择样本时笔者将全年交易数据少于6个月的公司予以剔除。同时笔者还剔除了不可比的金融类上市公司、缺失数据的上市公司以及各个期间处于EPS/P和RET两个重要指标1%和99%以外的异常观测值，最后得到2005-2007年样本总量在市场调整前为1462个，在市场调整后为1480个，两者样本量不同是因为经市场调整后的数据更为平缓，剔除的异常样本较少。同时，笔者根据EPS是否大于零将样本分为盈利组和亏损组。样本具体分布和一些主要指标的描述性统计量如表1—表3所示。
若对于样本按照盈余与亏损分组，具体样本分布见表1。
二、实证结果及分析
（一）关于会计盈余稳健性的及时性检验
会计盈余稳健性最主要的特征就在于会计盈余确认的非对称的及时性，会计盈余对于利坏消息的确认要比利好消息更及时也更彻底。但是一个事物总是有两个方面，由于稳健性导致会计盈余对利坏消息确认的更加及时与彻底，而对利好消息的确认是逐步的，而这种不对称性也导致利坏消息组公司的盈余更容易出现反转。所以有关会计盈余稳健性的研究第一个要检验的一般都是及时性假设，同时在进行完及时性检验后，往往接下来都要进行反转性假设的检验。本文对于及时性假设的具体检验是通过两个模型进行的，第一个模型是对总体样本进行检验，第二个模型是对样本按照盈余进行分组后进行检验，具体的检验结果如表4所示。
（2）*表示在10%水平下显著；**表示在5%水平下显著；***表示在1%水平下显著（双尾检测）。
（3）DR为虚拟变量，当RET<0时，DR=1，否则，DR=0。
从表4可以看出，在对总体样本进行检测时，无论是原始的个股收益率还是经市场调整后的个股收益率，检测结果的β２均大于β1。调整前β２等于0．118（t值为2．825），调整后β２等于0．092（t值为11．538），这也就是说，会计盈余对“利坏消息”的敏感性要比对“利好消息”强很多。但是，有一点需要说明的是，β1的值预期应该为正，然而检测的结果却显示为负，无论是在收益率调整前后结果都一样。这也使得检测的结果无法跟Basu（1997）的结果进行对比。这主要是因为我国的资本市场尚不健全，在交易中存在着诸多的非理性行为，使得上市公司的基本面数据无法反映企业的真实状况。从方程的拟合优度（adj-R2）来看，调整前为1．1%，调整后为12．3%。在调整之前模型对于因变量的解释力是很差的，只有1．1%，而调整后解释力就得到了很大的提高，达到12．3%。这也说明个股的收益情况跟市场的行情关系太大。根据李增泉（2003）的研究，我国的会计盈余对“利坏消息”的反应的敏感性是对“利好消息”的2．9倍，略低于Basu（1997）的4．66倍。这说明在假设资本市场同样有效的情况下，美国的会计盈余信息要比我国的更稳健；如果假设两国的会计盈余稳健性的程度相同，就说明美国的资本市场比我国的更有效，更能及时反映出所有有用的信息。关于我国资本市场不太健全这个问题，本文会给出在后续部分会进一步的探讨，因为这是我们始终无法回避的一个问题。
为了检验盈利公司和亏损公司会计盈余对于股票收益的反应程度，笔者又按照EPS进行了分组检测。在对分组数据进行检测时，根据市场收益率调整个股收益率之前的数据的检测结果均不显著，在对调整之后的检测结果就理想得多，β1显著为正。这说明个股的收益率与资本市场的行情息息相关，如果不剔除市场因素的影响，会计盈余与股票收益率之间的相关关系并不十分明显。在剔除市场因素之前，会计盈余与股票收益率之间的相关关系为2．83%，在剔除了市场因素之后，会计盈余与股票收益率之间的相关关系提高为26．90%。从数值上看，盈利组的会计盈余对有价值的会计信息的确认系数为0．005，而亏损组的会计盈余对有价值的会计信息的确认系数为0．036，这就说明亏损组对于会计信息确认更为及时，从而证明了从整体上讲，我国会计盈余稳健性是存在的，假设1是成立的。
由于检测的结果并不太理想，笔者又分年度对相关的数据进行了检测。检测时，由于2006年度我国的资本市场行情比较好，个股收益率普遍较高，收益率为负的样本非常少，达不到进行分析所需最低的样本要求，这使得无法利用模型进行回归分析。于是，笔者在做完2005年度的回归分析之后，又将2005年度与2006年度的数据组合成混合样本进行检测。按年度检测的具体结果如表5所示。
从表5可以看出，除了2006年度的数据异常外，其他年度的检测结果显示β２均大于β1，并且β1和β２都大于零，与预期相符，说明每一年会计盈余对于“利坏消息”的反应都要比“利好消息”敏感，从而进一步印证了关于及时性假设。从趋势上看，2005年的会计盈余稳健性要强于2006年和2007年，这可以通过会计盈余对于“利坏消息”的确认系数加以衡量。2005年会计盈余对“利坏消息”的确认系数为0．291（0．013+0．278）；由于2006年度样本的限制，使得在剔除市场因素前，2006年的结果不具有可比性，因此将2005年和2006年综合起来考虑，会计盈余对“利坏消息”的确认系数为0．248，而2007年会计盈余对“利坏消息”的确认系数为0．082（0．007+0．075）。在剔除市场的影响之后，2006年度的会计盈余稳健性从统计上仍不显著，甚至2006年度检测的β２甚至小于零，这就说明从及时性上讲，会计盈余的稳健性在2006年度其实是下降的。2007年度虽然比2006年的指标要好一些，但仍旧不是很显著，说明单从及时性上讲，我们还不能肯定2007年度会计盈余稳健性有实质性的提高。
（二）关于会计盈余稳健性的反转性检验
由于本文在研究时只选取了3年的样本，但是做反转性检验的模型为：ΔEt=α1+β1ΔEt-1+α2NRt+β2×NRt×ΔEt-1+εt，其中，ΔEt=EPStPt-1-EPSt-1Pt-2，ΔEt-1=EPSt-1Pt-2-EPSt-2Pt-3，因此至少需要3年的样本，所以本文在做反转性检验时，只有470个样本。由于反转性检验未涉及个股收益率指标，因而在检测时笔者就未再根据市场调整前后的数据分别测试，也未按照年度分组分别检测，只是区分盈余组和亏损组分组进行了检测。反转性检验的具体实证结果如表6所示。
表6显示，与西方学者的相关研究结论一致（详见All1所在列，即第2列所示），本期盈余的变化与以前期间的变化显著负相关。β1为-0．478，t值为7．180，表示我国上市公司年度盈余变化的平均反转率为47．8%，稍大于美国资本市场上市公司年度盈余变化的反转率（β1为-0．273，t值为2．82。Basu，1997）。第5列的结果显示，负的盈余变化在下一年度有60．8%（0．608=0．186+0．422）得到了反转，而正的盈余变化则仅仅有18．6%得到了反转，上述的差异在1%的显著性水平下是显著的（t值为3．084）。这充分证明了假设2的成立，即负的盈余变化比正的盈余变化具有更强的反转性，正的盈余变化比负的盈余变化具有更强的持久性。在分组检验中，亏损组的反转率为11．5%（0．115=1．238-1．123，t值为1．423，统计量不显著），盈利组的反转率为109．8%（1．098=0．065+1．033，t值为10．093，在1%的水平下显著）。这里有两点需要解释：其一是盈利组的反转率要远大于亏损组的反转率，我们的理解是稳健性的反转性检验是检验本期盈余变化与上期盈余变化的关系，而亏损组与盈利组是按照本期的盈余水平进行的划分，二者之间是有显著区别的。所以，不能仅仅因为盈利组盈余变化的反转性比亏损组强，就认为赢利组的会计盈余稳健性强于亏损组。其二是从分组检验的结果看，亏损组和盈利组β２的绝对值都显著大于1，这是很不正常的，尤其是亏损组β２为1．123（t值为1．423），与我们的预期是不相符的。β２意味着上期盈余负变化情况下确认的有价值信息不充分，本期进一步确认。这种情况一般存在于上市公司信息披露不充分，比如舞弊公司的信息披露。还有一种解释，就是在检验时，亏损组的样本量太少，只有40个，这样在小样本情况下方差不稳定，极易受异常值的影响从而检测结果不理想。相应的，赢利组的样本量为430，检测出来的结果要稍微理想一些，至少在统计上是显著的，本期盈余变化与上期盈余变化是显著负相关的关系。从检测的调整后的拟合优度（adj-R2）来看，总体样本对因变量⊿E的解释力为11．5%，亏损组为5%，赢利组达到了39．7%。这里，笔者认为，样本量的大小还是主要的原因。当然，从F值来看，方程是非常稳定的，不存在线性相关性。从DW值来看，都在2左右，从而方程不存在序列相关性。所以，尽管样本量不是很大，但是模型的解释效果还是值得肯定的。
（三）制度变迁对稳健性影响的假设检验
对于新会计准则的出台对会计盈余稳健性的影响的检验结果如表7所示。
（2）*表示在10%水平下显著；**表示在5%水平下显著；***表示在1%水平下显著（双尾检测）。
（3）YEAR为虚拟变量，当样本取值为2007年度时，YEAR=1，否则，YEARR=0。其他变量与上述模型涉及变量的含义一致。
表7的检测结果显示，在剔除了市场因素的影响之后，总体样本的β4为0．112，在10%的显著水平下是显著为正，这也就说明在新准则颁布之后，我国上市公司的会计盈余稳健性是有所提升的。这也初步证实了本文的假设3。当然，正如检测结果所示，虽然2007年上市公司稳健性有了提升，但这种提升是有限的，因此，对于新准则在增强会计稳健性方面的作用，我们应该持一种有保留的肯定的态度。
三、研究结论与启示
本文以2005—2007年深市A股的上市公司为研究样本，主要考察在2006年我国出台新会计准则的背景下，上市公司
的会计盈余稳健性水平的变化情况。研究结果表明，从总体上看，我国的上市公司的会计信息是存在稳健性特征的。从研究数据所检测的结果来看，新会计准则实施后，上市公司的会计盈余稳健性有所提升，但提升的幅度相对有限。基于以上研究我们认为，单纯依靠会计准则的变革并不能实质性地提高会计信息的质量，只有进一步完善与准则相配套的法律法规和执行机制，才能使会计准则的变革真正起到提高上市公司会计信息质量的作用。
参考文献：
［1］ 陈旭东，黄登仕．会计盈余水平与会计盈余稳健性——给予分量回归的探索分析［J］．管理科学．2006，（8）:52-61．
［2］ 李增泉，卢文彬．会计盈余的稳健性：发现与启示［J］．会计研究．2003，（2）:19-27．
［3］ 曲晓辉，邱月华．强制性制度变迁与盈余稳健性［J］．会计研究，2007，（7）:20-28．
［4］ Ball．R，and L．Shivakumar．Earnings Quality in U．K．Private Firms［J］．Journal of Accounting and Economics．2005，（39）:3-128．
［5］ Basu．S．The Conservatism Principle and the Asymmetric Timeliness of Earnings ［J］．Journal of Accounting and Economics．1997，（24）:3-38．
(责任编辑：杨 放)
注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。”
〔关键词〕盈余稳健性；会计准则；会计监管
中图分类号：F230文献标识码：A文
章编号：1008-4096(2009)02-0022-06
一、稳健性的含义
稳健性又称谨慎性，是会计信息质量的一个重要要求，限制了内部人操纵会计数字的动机和能力（Lafond and Watts，2007）。稳健性在会计数字中的存在，远远早于学者们的发现。稳健性大多通过会计盈余的确认加以度量，因而又多被称之为会计盈余稳健性。以前学者对稳健性的研究主要是使用规范研究的方法，而稳健性的实证研究是从20世纪90年代才发展起来的。从时间上看，Bliss（1924）也许是最早完整给出稳健性的定义的，他将稳健性原则表述为“预见所有可能的损失，但不预期任何不确定的收益”。我国新颁布的企业会计准则是这样定义稳健性的：“企业对交易或者事项进行会计确认、计量和报告应当保持应有的谨慎，不应高估资产或者收益、低估负债或者费用。”
二、研究设计
（一）模型的选择
Watts（2003）在其对会计盈余稳健性的实证检验文献的综述中，认为研究者采用三种方法来度量稳健性的程度：①净资产度量法。②盈余/应计项目度量法。目前有不少文献采用的是盈余/应计项目度量法来研究会计盈余稳健性问题的，如Basu（1997）、Givoly et al（2000）、Ball et al（2005）。③盈余——股票报酬关系度量法。自从Basu（1997）创造性地使用这种方法衡量会计盈余稳健性程度以来，大多数研究稳健性的文献都采用这种方法。由于我国特殊的股权结构，相对一部分的股权并未完全流通，导致了我国的净资产账面价值与市场价值之间的比率关系还受到除会计盈余之外的许多其他因素的重要影响，所以本文不采用第一种度量稳健性的方法。另外，根据Basu（1997）的观点，及时性和反转性其实是一个问题的两个方面，鉴于此，本文拟采用盈余——股票报酬关系度量法对上市公司会计盈余的稳健性进行实证检验。
一、研究设计
（一）研究假设的提出
1．及时性假设的提出
稳健性意味着及时充分地确认利坏消息但逐步确认利好消息。由于稳健性原则的存在，使得会计盈余确认利坏消息和利好消息时存在严重的不对称性。在有效市场的前提下，股票价格可以及时全面地包括盈余在内的一切公开信息，因此，参照Basu（1997）的观点，用股票收益率的正负来作为利好和利坏消息的替代变量。因此，本文提出假说1：
H1：由于稳健性原则的存在，会计盈余在确认“利坏消息”和“利好消息”时存在着严重的不对称性，相对于“利好消息”而言，“利坏消息”的确认更为及时和充分。
为了检验假设1，本文拟采用如下模型：
其中，α１、α２、β1、β２是回归系数，εt是残差项，EPSt是第t年公司稀释后的每股收益，Pt-1是t-1年度4月末的开盘价，RETt是考虑股息红利再投资后的年个股收益率。由于我国上市公司的年报一般是在会计年度结束后4个月内公布的，股价真正对会计盈余信息作出反应要比会计年度滞后得多，所以本文在用年初股价平减规模效应时，使用的是上年4月末的收盘价，采用的股票年度收益率是从当年的5月份到次年的4月份的股票收益率，RET=∏4i=-5（1+RETt)-1。本文拟采用原始的个股收益率RET和经市场调整后的超额个股收益率RETm分别进行检验。DRt是年度虚拟变量，当RETt<0时，DRt=1，否则，DRt=0。β1表示会计盈余对利好消息的确认系数，β２表示会计盈余对利坏消息确认系数的增量，从而利坏消息的盈余确认系数应该为（β1+β２）。如果会计盈余存在稳健性的话，β２应该显著为正。
同时，本文按照eps对样本进行了分组，eps>0为盈利组，eps<0为亏损组，然后采用如下模型进行检验：
EPStPt-1=α1+β1RETt+εt（2）
采用模型（2），主要是为了检验会计盈余对利坏和利好消息的反映是否存在显著的不同，如有不同，本文将进一步探索更深层次的原因。
2．反转性假设的提出
Fama和French（1999）认为，公司当前的盈利对未来盈利的预测能力主要源于企业会计盈余的反转特征（即未来盈利的变化与当前的盈利水平存在显著的负相关关系），他们在对美国上市公司1964—1995年间的年度会计盈余的分析证实了上述假设。由于稳健性对利坏消息的确认更及时与彻底，而对利好消息要逐步确认，这会导致利好消息组的会计盈余持续性更强，而利坏消息的公司的盈余更容易出现盈余的反转。因此，本文提出假设2：
H2：负的盈余变化比正的盈余变化具有更强的反转性。
为了检验假设2，本文拟采用如下模型：
转特征，预计β1和β２都显著为负，|β1|为正的盈余反转系数，|β2|为负的盈余反转系数的增量，（|β1|+|β2|）为负的盈余的反转系数。如果假设2成立的话，β２只要显著为负即可。
3．会计制度变迁对稳健性影响的假设的提出
2006年我国新出台的企业会计准则，将减值准备提取的范围进一步扩大，同时规定长期资产提取的减值准备不得转回，这无疑会压缩企业通过减值准备的计提来操作利润的空间，使得企业的会计信息日臻稳健。同时，新准则所秉承的资产负债观的理念，更加强调经济业务的实质，预期也将有利于提高企业会计信息的稳健性。因此，本文提出假设3：
H3：新会计准则的颁布能增强上市公司会计信息的稳健性。
为了检验假设3，本文设计了如下模型：
其中，变量YEARt是虚拟变量，当样本取值为2007年度的数据时，YEARt=1，否则YEARt=0。其他变量与上述模型含义一致。β1表示新准则颁布之前会计盈余对利好消息的确认系数，β2表示新准则颁布之前会计盈余对利坏消息的确认系数的增量，从而，（β1+β2）表示新准则颁布之前会计盈余对利坏消息的确认系数。β3表示新准则颁布之后会计盈余对利好消息的确认系数的增量，（β1+β2+β3）表示新准则颁布之后会计盈余对利好消息的确认系数。相应的，（β1+β2+β3+β4）表示新准则颁布之后会计盈余对利坏消息的确认系数。如果假设3成立的话，即新会计准则的颁布可以增强上市公司会计盈余稳健性的这一命题成立，要求β4>0。
（二）样本的选择
本文以2005—2007年深圳证券交易所A股上市公司（包括中小板块）的3年数据作为研究样本。其中个股收益率和股价的数据来自于国泰安数据库（CSMAR），每股收益等其他指标的数据来自 于Wind资讯数据库，部分缺失的重要数据来自于巨潮资讯网（http://www．cninfo．com．cn）所公布的上市公司的年报。鉴于首次公开发行股票公司当年会计盈余与市场报酬率与其他年份有较大差异，笔者在研究时剔除了当年IPO的公司。另外，由于上市公司从2005年起开始股权分置改革，会缺失部分月份的交易数据，在选择样本时笔者将全年交易数据少于6个月的公司予以剔除。同时笔者还剔除了不可比的金融类上市公司、缺失数据的上市公司以及各个期间处于EPS/P和RET两个重要指标1%和99%以外的异常观测值，最后得到2005-2007年样本总量在市场调整前为1462个，在市场调整后为1480个，两者样本量不同是因为经市场调整后的数据更为平缓，剔除的异常样本较少。同时，笔者根据EPS是否大于零将样本分为盈利组和亏损组。样本具体分布和一些主要指标的描述性统计量如表1—表3所示。
若对于样本按照盈余与亏损分组，具体样本分布见表1。
二、实证结果及分析
（一）关于会计盈余稳健性的及时性检验
会计盈余稳健性最主要的特征就在于会计盈余确认的非对称的及时性，会计盈余对于利坏消息的确认要比利好消息更及时也更彻底。但是一个事物总是有两个方面，由于稳健性导致会计盈余对利坏消息确认的更加及时与彻底，而对利好消息的确认是逐步的，而这种不对称性也导致利坏消息组公司的盈余更容易出现反转。所以有关会计盈余稳健性的研究第一个要检验的一般都是及时性假设，同时在进行完及时性检验后，往往接下来都要进行反转性假设的检验。本文对于及时性假设的具体检验是通过两个模型进行的，第一个模型是对总体样本进行检验，第二个模型是对样本按照盈余进行分组后进行检验，具体的检验结果如表4所示。
（2）*表示在10%水平下显著；**表示在5%水平下显著；***表示在1%水平下显著（双尾检测）。
（3）DR为虚拟变量，当RET<0时，DR=1，否则，DR=0。
从表4可以看出，在对总体样本进行检测时，无论是原始的个股收益率还是经市场调整后的个股收益率，检测结果的β２均大于β1。调整前β２等于0．118（t值为2．825），调整后β２等于0．092（t值为11．538），这也就是说，会计盈余对“利坏消息”的敏感性要比对“利好消息”强很多。但是，有一点需要说明的是，β1的值预期应该为正，然而检测的结果却显示为负，无论是在收益率调整前后结果都一样。这也使得检测的结果无法跟Basu（1997）的结果进行对比。这主要是因为我国的资本市场尚不健全，在交易中存在着诸多的非理性行为，使得上市公司的基本面数据无法反映企业的真实状况。从方程的拟合优度（adj-R2）来看，调整前为1．1%，调整后为12．3%。在调整之前模型对于因变量的解释力是很差的，只有1．1%，而调整后解释力就得到了很大的提高，达到12．3%。这也说明个股的收益情况跟市场的行情关系太大。根据李增泉（2003）的研究，我国的会计盈余对“利坏消息”的反应的敏感性是对“利好消息”的2．9倍，略低于Basu（1997）的4．66倍。这说明在假设资本市场同样有效的情况下，美国的会计盈余信息要比我国的更稳健；如果假设两国的会计盈余稳健性的程度相同，就说明美国的资本市场比我国的更有效，更能及时反映出所有有用的信息。关于我国资本市场不太健全这个问题，本文会给出在后续部分会进一步的探讨，因为这是我们始终无法回避的一个问题。
为了检验盈利公司和亏损公司会计盈余对于股票收益的反应程度，笔者又按照EPS进行了分组检测。在对分组数据进行检测时，根据市场收益率调整个股收益率之前的数据的检测结果均不显著，在对调整之后的检测结果就理想得多，β1显著为正。这说明个股的收益率与资本市场的行情息息相关，如果不剔除市场因素的影响，会计盈余与股票收益率之间的相关关系并不十分明显。在剔除市场因素之前，会计盈余与股票收益率之间的相关关系为2．83%，在剔除了市场因素之后，会计盈余与股票收益率之间的相关关系提高为26．90%。从数值上看，盈利组的会计盈余对有价值的会计信息的确认系数为0．005，而亏损组的会计盈余对有价值的会计信息的确认系数为0．036，这就说明亏损组对于会计信息确认更为及时，从而证明了从整体上讲，我国会计盈余稳健性是存在的，假设1是成立的。
由于检测的结果并不太理想，笔者又分年度对相关的数据进行了检测。检测时，由于2006年度我国的资本市场行情比较好，个股收益率普遍较高，收益率为负的样本非常少，达不到进行分析所需最低的样本要求，这使得无法利用模型进行回归分析。于是，笔者在做完2005年度的回归分析之后，又将2005年度与2006年度的数据组合成混合样本进行检测。按年度检测的具体结果如表5所示。
从表5可以看出，除了2006年度的数据异常外，其他年度的检测结果显示β２均大于β1，并且β1和β２都大于零，与预期相符，说明每一年会计盈余对于“利坏消息”的反应都要比“利好消息”敏感，从而进一步印证了关于及时性假设。从趋势上看，2005年的会计盈余稳健性要强于2006年和2007年，这可以通过会计盈余对于“利坏消息”的确认系数加以衡量。2005年会计盈余对“利坏消息”的确认系数为0．291（0．013+0．278）；由于2006年度样本的限制，使得在剔除市场因素前，2006年的结果不具有可比性，因此将2005年和2006年综合起来考虑，会计盈余对“利坏消息”的确认系数为0．248，而2007年会计盈余对“利坏消息”的确认系数为0．082（0．007+0．075）。在剔除市场的影响之后，2006年度的会计盈余稳健性从统计上仍不显著，甚至2006年度检测的β２甚至小于零，这就说明从及时性上讲，会计盈余的稳健性在2006年度其实是下降的。2007年度虽然比2006年的指标要好一些，但仍旧不是很显著，说明单从及时性上讲，我们还不能肯定2007年度会计盈余稳健性有实质性的提高。
（二）关于会计盈余稳健性的反转性检验
由于本文在研究时只选取了3年的样本，但是做反转性检验的模型为：ΔEt=α1+β1ΔEt-1+α2NRt+β2×NRt×ΔEt-1+εt，其中，ΔEt=EPStPt-1-EPSt-1Pt-2，ΔEt-1=EPSt-1Pt-2-EPSt-2Pt-3，因此至少需要3年的样本，所以本文在做反转性检验时，只有470个样本。由于反转性检验未涉及个股收益率指标，因而在检测时笔者就未再根据市场调整前后的数据分别测试，也未按照年度分组分别检测，只是区分盈余组和亏损组分组进行了检测。反转性检验的具体实证结果如表6所示。
表6显示，与西方学者的相关研究结论一致（详见All1所在列，即第2列所示），本期盈余的变化与以前期间的变化显著负相关。β1为-0．478，t值为7．180，表示我国上市公司年度盈余变化的平均反转率为47．8%，稍大于美国资本市场上市公司年度盈余变化的反转率（β1为-0．273，t值为2．82。Basu，1997）。第5列的结果显示，负的盈余变化在下一年度有60．8%（0．608=0．186+0．422）得到了反转，而正的盈余变化则仅仅有18．6%得到了反转，上述的差异在1%的显著性水平下是显著的（t值为3．084）。这充分证明了假设2的成立，即负的盈余变化比正的盈余变化具有更强的反转性，正的盈余变化比负的盈余变化具有更强的持久性。在分组检验中，亏损组的反转率为11．5%（0．115=1．238-1．123，t值为1．423，统计量不显著），盈利组的反转率为109．8%（1．098=0．065+1．033，t值为10．093，在1%的水平下显著）。这里有两点需要解释：其一是盈利组的反转率要远大于亏损组的反转率，我们的理解是稳健性的反转性检验是检验本期盈余变化与上期盈余变化的关系，而亏损组与盈利组是按照本期的盈余水平进行的划分，二者之间是有显著区别的。所以，不能仅仅因为盈利组盈余变化的反转性比亏损组强，就认为赢利组的会计盈余稳健性强于亏损组。其二是从分组检验的结果看，亏损组和盈利组β２的绝对值都显著大于1，这是很不正常的，尤其是亏损组β２为1．123（t值为1．423），与我们的预期是不相符的。β２意味着上期盈余负变化情况下确认的有价值信息不充分，本期进一步确认。这种情况一般存在于上市公司信息披露不充分，比如舞弊公司的信息披露。还有一种解释，就是在检验时，亏损组的样本量太少，只有40个，这样在小样本情况下方差不稳定，极易受异常值的影响从而检测结果不理想。相应的，赢利组的样本量为430，检测出来的结果要稍微理想一些，至少在统计上是显著的，本期盈余变化与上期盈余变化是显著负相关的关系。从检测的调整后的拟合优度（adj-R2）来看，总体样本对因变量⊿E的解释力为11．5%，亏损组为5%，赢利组达到了39．7%。这里，笔者认为，样本量的大小还是主要的原因。当然，从F值来看，方程是非常稳定的，不存在线性相关性。从DW值来看，都在2左右，从而方程不存在序列相关性。所以，尽管样本量不是很大，但是模型的解释效果还是值得肯定的。
（三）制度变迁对稳健性影响的假设检验
对于新会计准则的出台对会计盈余稳健性的影响的检验结果如表7所示。
（2）*表示在10%水平下显著；**表示在5%水平下显著；***表示在1%水平下显著（双尾检测）。
（3）YEAR为虚拟变量，当样本取值为2007年度时，YEAR=1，否则，YEARR=0。其他变量与上述模型涉及变量的含义一致。
表7的检测结果显示，在剔除了市场因素的影响之后，总体样本的β4为0．112，在10%的显著水平下是显著为正，这也就说明在新准则颁布之后，我国上市公司的会计盈余稳健性是有所提升的。这也初步证实了本文的假设3。当然，正如检测结果所示，虽然2007年上市公司稳健性有了提升，但这种提升是有限的，因此，对于新准则在增强会计稳健性方面的作用，我们应该持一种有保留的肯定的态度。
三、研究结论与启示
本文以2005—2007年深市A股的上市公司为研究样本，主要考察在2006年我国出台新会计准则的背景下，上市公司
的会计盈余稳健性水平的变化情况。研究结果表明，从总体上看，我国的上市公司的会计信息是存在稳健性特征的。从研究数据所检测的结果来看，新会计准则实施后，上市公司的会计盈余稳健性有所提升，但提升的幅度相对有限。基于以上研究我们认为，单纯依靠会计准则的变革并不能实质性地提高会计信息的质量，只有进一步完善与准则相配套的法律法规和执行机制，才能使会计准则的变革真正起到提高上市公司会计信息质量的作用。
参考文献：
［1］ 陈旭东，黄登仕．会计盈余水平与会计盈余稳健性——给予分量回归的探索分析［J］．管理科学．2006，（8）:52-61．
［2］ 李增泉，卢文彬．会计盈余的稳健性：发现与启示［J］．会计研究．2003，（2）:19-27．
［3］ 曲晓辉，邱月华．强制性制度变迁与盈余稳健性［J］．会计研究，2007，（7）:20-28．
［4］ Ball．R，and L．Shivakumar．Earnings Quality in U．K．Private Firms［J］．Journal of Accounting and Economics．2005，（39）:3-128．
［5］ Basu．S．The Conservatism Principle and the Asymmetric Timeliness of Earnings ［J］．Journal of Accounting and Economics．1997，（24）:3-38．
(责任编辑：杨 放)
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