新會計準則實施后營業利潤的信息質量研究

王小力

（1.中央財經大學 會計學院，北京 100081； 2.北京科技大學 審計室，北京 100083）＊

一、引 言

新準則實施后的利潤表不僅包含收入和費用，還包含利得和損失，新利潤表的營業利潤納入了資產減值損失、公允價值變動收益和投資收益項目。不少學者認為新準則營業利潤構成項目不科學，也與國際會計準則的慣例不相符，降低了會計信息質量。但這些觀點缺乏實證檢驗。目前國內研究新準則對會計信息質量影響時，很少有人從營業利潤的視角去研究，而營業利潤是企業的核心盈余，營業利潤的信息質量對投資者來說至關重要。以下將利用2001～2010年A股上市公司數據，從會計信息的持續性、穩健性和相關性三個方面綜合評價新準則實施對營業利潤信息質量的影響，同時分析資產減值損失、公允價值變動收益和投資收益的并入對營業利潤信息質量的影響，為下一步利潤表結構的改進提供經驗證據。

二、基于文獻回顧的理論分析

Dechow等認為，盈余質量的度量大致有三種方式：一是從盈余的一些固有特征去度量，二是從投資者對盈余的反應（ERC）來度量，三是利用外部指標進行度量［1］。三類方式中，我國監管部門披露的一些外部指標滯后時間較長，樣本量少，無法進行系統研究，因此本文采用前兩種方式，選擇從盈余的持續性、穩健性和價值相關性三個方面檢驗新準則對營業利潤信息質量的影響。

（一）對營業利潤持續性的影響假設

Dechow等認為，如果盈余持續性越高，對價值的估計誤差也就越小，因此信息質量就越高［1］。李剛等研究發現，盈余5年連續增長的公司比其他公司具有更強的持續性和盈余信息含量［2］。但目前國內針對新準則實施對盈余持續性的影響研究并不多。

新準則實施后，營業利潤的構成項目納入了資產減值損失、公允價值變動收益以及投資收益項目。這樣，企業的營業利潤不僅取決于自身的經營活動，還受市場環境、技術進步以及被投資方經營成果的影響，一些因素是企業無法控制的。國內不少研究者認為營業利潤如此分類是不合理的，不利于會計信息使用者了解企業正常的經營成果，降低了信息的有用性［3，4］。對一般投資者來說，不會或是無法區分出營業利潤的高低是由哪些項目引起的，這將人為增加一般投資者對營業利潤的“功能鎖定”現象。如果將新增三項從準則實施后的營業利潤中剔除，將營業利潤基本還原為準則實施前的口徑，假設新準則對營業利潤其他項目影響不大，這樣經調整后的營業利潤持續性在準則實施前后應該不會有顯著性的變化，否則說明營業利潤的持續性還受其他構成項目的影響。根據以上分析，提出以下假設：

H1：新準則實施后營業利潤的持續性下降，持續性的下降主要來自于新增加的三個項目。

（二）對營業利潤穩健性的影響假設

Basu對穩健性的定義是“壞消息”比“好消息”更快地反應在盈余中［5］。Ball和Barth研究認為總體上講及時確認損失（即穩健性）與高質量盈余是一致的［6，7］。肖成民和陳旭東研究發現，會計穩健性在1998年后逐漸增強，2001年以后盈余的穩健性發生了結構性的提升，準則變革有效改進了盈余質量［8，9］。譚洪濤等研究發現新準則實施提高了會計信息的穩健性［10］，但研究區間為2006～2007年，此期間正是準則實施的調整期，數據波動性相對較大，結論的可靠性需要進一步驗證。

實際上，經過分析可以發現，新準則在收入確認、減值計提等影響穩健性的要求方面與2001年以來使用的企業會計準則并沒有太大差異，只是在減值準備是否可以轉回方面有了限制，新準則有可能導致企業不會貿然去計提減值準備，后果可能是降低了會計信息的穩健性。同時新會計準則允許將一部分公允價值變動損益計入營業利潤，公允價值變動具有不確定性，隨市場變動可能會產生利得，也可能會產生損失，管理當局從自身利益出發，一般情況下對外報告會更傾向于報告利得而不愿意報告損失，這也會造成盈余穩健性的下降。通過以上分析，得出第二個假設：

H2：新準則實施后營業利潤的穩健性下降。

（三）對營業利潤價值相關性的影響假設

Barth等使用剩余收益模型，研究了21個國家實施國際會計準則的經濟后果，發現國際會計準則有助于提高會計信息的價值相關性和會計信息質量［7］。國內學者針對新準則實施對盈余價值相關性的研究也有很多，一些研究發現新準則實施后會計信息的價值相關性顯著改善，也有的研究顯示新準則實施后會計盈余的價值相關性并沒有顯著增加［11－14］，不過這些研究受區間的局限，僅分析了2006～2007年的樣本，結論的穩健性還需要更長時期的樣本加以驗證。

從新準則制訂的目的看，引入公允價值和全面收益觀其直接目的就是提高會計信息的決策相關性。具體分析營業利潤的構成項目，其中新增的資產減值損失和公允價值變動收益項目多是暫時性盈余，其對未來決策的影響有限，而投資收益項目的持續性比前兩項要高，對未來決策會產生一定的影響。通過以上分析，得出第三個假設：

H3：新準則實施后營業利潤的價值相關性有所提高，其提高的主要貢獻來自于投資收益。

三、研究設計與數據來源

（一）變量定義及說明

表1 主要變量定義表

（二）研究設計

1.假設1的檢驗分析模型。Freeman等使用一階線性自回歸模型檢驗盈余持續性［15］，該模型在我國學者的相關研究中也得到廣泛使用。在原模型基礎上，引入準則實施虛擬變量d07，通過觀察d07與roait－1（或adjroait－1）交互項的系數符號及顯著性來判斷準則的影響程度。調整后的模型如下：

2.假設2的檢驗分析模型。借鑒Basu的研究［5］，使用兩種回歸模型檢驗營業利潤的穩健性。

對假設2的檢驗采用兩種方法：一是將新準則實施后的營業利潤按舊準則口徑進行調整后在整個區間進行回歸，加入準則實施虛擬變量d07來觀察影響后果，主要觀察系數β7的符號和顯著性，按預期，如果準則降低了營業利潤的穩健性，β7在模型2中應顯著為負，在模型3中應顯著為正。二是將樣本分實施前后兩段分別檢驗，所用模型將不包含模型2和模型3中的d07及其交互項，通過比較兩段樣本回歸后的β3符號和大小以及調整后的可決系數adj.R2來判斷準則對營業利潤穩健性的影響。

3.假設3的檢驗分析模型。根據Feltham等研究盈余和股票價格相關性的模型［16］，引入準則實施虛擬變量d07，以及公司規模、市場類型、年度以及行業等控制變量，調整后的模型如下：

通過觀察β5的符號和顯著性可以判斷新準則實施對營業利潤價值相關性的影響情況。

為了研究營業利潤不同組成部分的信息增量，將利潤分為四部分：資產減值損失調整量part1；公允價值變動收益調整量part2；投資收益調整量part3；剩余部分作為調整后的營業利潤adjxit。使用以下模型檢驗各自的信息增量。

通過觀察β2、β3、β4和β5系數的符號及顯著性來判斷不同組成部分對營業利潤價值相關性的信息增量。

（三）數據來源

本文研究區間為2001～2010年。在樣本選取過程中，剔除了以下樣本公司：（1）相關數據缺漏不全的公司；（2）賬面凈資產為負的公司；（3）金融、保險類公司；（4）創業板公司；（5）非A股樣本；（6）當年IPO樣本。最后使用的樣本總數為12 623個公司年，為進行敏感性檢驗，還對10年不變樣本進行了單獨回歸，滿足條件的樣本有7730個公司年（773個公司）。所有數據均來源于CSMAR數據庫。為了控制極端值的可能影響，對所有連續變量不分年度按上下1%分位數進行縮尾處理（winsorize）。統計處理使用STATA11軟件。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計量

通過對主要變量進行描述性統計，發現新準則實施前后每股營業利潤x的均值分別為0.2095和0.3589，每股凈資產bvps的均值分別為0.0033和0.0074，調整后的營業利潤率adjroa的均值分別為0.0355和0.0524，調整后的每股營業利潤adjx的均值分別為0.2095和0.3486，準則實施后均值都大于實施前（中位數的變動趨勢也相同），說明準則實施前后會計數據發生了系統性的變化。

（二）假設1的檢驗結果

表2是模型1的回歸結果，結果中兩種口徑的交互項系數β3均小于0且顯著，說明新準則實施降低了營業利潤的持續性，這與假設1的前半部分是一致的。但調整后總資產營業利潤率回歸系數β3為－0.0708且顯著與假設1的后半部分并不一致，剔除三部分新加入項目后，準則實施還是降低了營業利潤的持續性。比較兩種口徑下β3的大小，發現剔除三個項目后準則對持續性的影響減小（由－0.121～－0.0708），這說明三部分調整項確實是營業利潤持續性降低的一個原因，但并不是全部原因，新準則還對營業利潤其他構成項的持續性產生了影響。這可能是準則實施確實對收入和支出的確認產生了影響，從而也間接影響了營業利潤的持續性。

表2 營業利潤持續性檢驗結果

（三）假設2的檢驗結果

表3是模型2和模型3對調整后的營業利潤在整個樣本區間的回歸結果，盈余報酬率模型回歸結果計算的準則實施前的穩健性系數［5］為4.91（4.91＝（0.0289＋0.113）/0.0289），實施后為3.18（3.18＝（0.0289－0.0156＋0.113－0.084）/（0.0289－0.0156））；盈余變動模型回歸結果中，代表負向盈余反轉可能性的系數，準則實施前為－0.986（β3），準則實施后為－0.522（β3＋β7），兩個模型回歸結果均顯示新準則實施同樣降低了調整后營業利潤的穩健性。

表3 穩健性跨區間檢驗結果

使用去掉實施變量d07及其交互項后的模型2和模型3對樣本進行分段回歸（因篇幅所限回歸結果未列示），結果顯示營業利潤均具有穩健性，但準則實施后穩健性降低。根據盈余報酬率模型回歸結果計算的新準則實施前后的穩健性系數分別為4.31、2.83；盈余變動模型回歸結果中代表負向盈余反轉可能性系數β3在新準則實施前后分別為－1.012、－0.650。從調整后的可決系數adj.R2看，兩個模型實施前均比實施后高，也說明新準則實施降低了營業利潤的穩健性。因此假設2成立。

表4是模型4的回歸結果，用全區間樣本進行回歸，兩種口徑營業利潤得到的準則實施虛擬變量d07與每股盈余變量x或adjx的交互項系數β5分別為6.434和6.924且在小于1%的水平上顯著，說明新準則的實施使營業利潤的價值相關性得到提升。再比較兩種不同口徑下交互項系數β5和調整可決系數adj.R2，發現調整數回歸結果的兩個值均高于報表數回歸結果的兩個值，說明市場對調整后的營業利潤反應更有效，即調整后的營業利潤價值相關性更高，與假設3不一致。

表4 價值相關性檢驗結果

為提高結果的穩健性，單獨對2007年之后的樣本進行回歸（因篇幅所限回歸結果未列示），結果顯示調整后每股營業利潤的回歸系數β2和可決系數adj.R2均較高，表現出比報表數結果具有更高的價值相關性，再一次證實新準則實施后，報表營業利潤的價值相關性并未如假設3所預期的那樣包含更多的價值相關性信息，原因可能是雖然報表營業利潤包含更多的項目，但市場投資者并不能有效區分出不同性質的盈余，因此對整個營業利潤產生懷疑，將營業利潤中一些有價值的信息作為噪聲，從而造成對整體營業利潤信息相關性估計值偏低。以上結論與學者們對新準則營業利潤構成項目不合理的分析結論是一致的。

表5 營業利潤構成部分增量信息價值相關性檢驗結果

表5是模型5的回歸結果，從新準則實施之后不同營業利潤構成部分信息增量的檢驗結果看，資產減值損失調整項part1回歸結果不十分顯著，其對應的p值為0.108；公允價值變動收益和投資收益調整項回歸結果為正且均在小于1%的水平上顯著，這說明新增的三項中的兩項對營業利潤的價值相關性具有信息增量，按此推理，包含這三部分的未調整營業利潤應表現出比剔除這三部分具有更高的價值相關性才合理，但以上的回歸結果并沒有表現出報表營業利潤相關性比調整后的營業利潤相關性更高，可能的解釋是這三項數據有正有負，混合以后相互抵消，減小了營業利潤的信息含量；也可能是混合列示時，投資者無法有效區別各構成部分，將信息當作噪音，反而降低了營業利潤的價值相關性，這說明將不同性質盈余區別列示更有助于提高營業利潤的價值相關性。

（四）敏感性檢驗

為了消除生存偏誤對結論的影響，還選取了在樣本區間10年不變樣本對各模型均進行了同樣的回歸，檢驗結論與全樣本基本一致，支持全樣本回歸得到的結論，因篇幅所限，不變樣本回歸結果未列出。使用STATA軟件進行回歸分析，多重共線性問題在STATA回歸時會自動判斷，通過去掉個別變量加以消除。為減少異方差對結論的影響，報告的所有t值均使用穩健估計量［17］。為消除面板數據可能存在的時間效應，在截面回歸模型中均加入了相應的年度和行業虛擬變量來消除年度和行業可能帶來的固定效應影響，同時在回歸時通過對股票代碼（stkcd）進行聚類來進一步消除時間序列效應誤差，所有報告的回歸結果均為消除后的結果。

五、結論及局限性

通過檢驗可得出以下結論：（1）新準則的實施降低了營業利潤的持續性，持續性的降低一部分源自于資產減值損失、公允價值變動收益和投資收益項目的并入，但最主要的還是源自于營業利潤的其他構成項目；（2）新準則的實施降低了營業利潤的穩健性，這一結論與譚洪濤等［10］的結論并不一致，原因可能是他們在研究中選擇的樣本是2006年或2007年，這一期間正是新準則實施的調整期，數據波動性相對較大，結論的可靠性需要進一步驗證；（3）新準則實施提高了營業利潤的價值相關性，但三項調整項目的并入反而降低了營業利潤的價值相關性。總之，營業利潤在新準則實施后，雖然價值相關性提高，但持續性和穩健性均下降，這也說明會計信息質量間各指標的不可兼得性，新準則公允價值的引入提高了盈余的價值相關性，但也增加了盈余的不可預測性和波動性，從而導致持續性和穩健性的下降。

以上研究存在的不足：（1）僅選用三個指標來度量營業利潤信息質量，以后研究可從更多方面來進行綜合評價；（2）在檢驗過程中控制了部分非準則因素，但仍不排除其他未控制因素也會影響會計信息質量，以后研究如能對非準則因素進一步加以控制，將會得到更加穩健的結論。

［1］Dechow P，Ge W，Schrand C.Understanding earnings quality：a review of the proxies，their determinants and their consequences［J］.Journal of Accounting and Economics，2010，50：344－401.

［2］李剛，夏冬林.盈余持續性、盈余信息含量和投資組合回報［J］.中國會計評論，2007，（2）：207－218.

［3］顧珺.對新準則中利潤表列報的思考［J］.會計之友（中旬刊），2010，（6）：103－105.

［4］彭柯諫.對利潤表項目改進之我見［J］.中國管理信息化，2009，（17）：45－47.

［5］Basu S.The conservatism principle and the asymmetric timeliness of earnings［J］.Journal of Accounting and Economics，1997，24（1）：3－37.

［6］Ball R，Shivakumar L.The role of accruals in asymmetrically timely gain and loss recognition［J］.Journal of Accounting Research，2006，44（2）：207－242.

［7］Barth M E，Landsman W R，Lang M H.International accounting standards and accounting quality［J］.Journal of Accounting Research，2008，46（3）：467－498.

［8］肖成民，呂長江.利潤操縱行為影響會計穩健性嗎？——基于季度盈余不同匯總方法的經驗證據［J］.會計研究，2010，（9）：17－24.

［9］陳旭東，黃登仕.會計盈余水平與會計穩健性——基于分量回歸的探索分析［J］.管理科學，2006，（4）：52－61.

［10］譚洪濤，蔡春.新準則實施會計質量實證研究——來自A股上市公司的經驗證據［J］.中國會計評論，2009，（2）：127－156.

［11］俞欣.新會計準則對上市公司會計報表的影響［J］.山西財經大學學報，2010，（7）：110－117.

［12］吳水澎，徐莉莎.新會計準則實施的效果——從價值相關性的角度［J］.經濟與管理研究，2008，（6）：61－66.

［13］朱凱，趙旭穎，孫紅.會計準則改革、信息準確度與價值相關性——基于中國會計準則改革的經驗證據［J］.管理世界，2009，（4）：47－54.

［14］田冠軍，王丹.公允價值、高管薪酬與盈余管理［J］.重慶理工大學學報（社會科學），2010，（11）：28.

［15］Freeman R N，Ohlson J A，Penman S H.Book rate－of－return and prediction of earnings changes：an empirical investigation［J］.Journal of Accounting Research，1982，20（2）：639－653.

［16］Feltham G A，Ohlson J A.Valuation and clean surplus accounting for operating and financial activities［J］.Contemporary Accounting Research，1995，11（2）：689－731.

［17］White H.A.Heteroskedasticity－consistent covariance matrix estimator and a direct test for heteroskedasticity［J］.Econometrica，1980，48（4）：817－838.