環境不確定性與穩健性反應：“因勢而動”還是“以靜制動”

安慶釗 熊健 趙康樂

【摘要】選取2009 ～ 2018年滬深A股上市公司數據為樣本， 使用規范研究與實證研究相結合的方法分析企業面對各類環境不確定性因素時在會計上可能做出的穩健性反應。 以2014年企業會計準則重大修訂為契機， 通過雙重差分模型進一步分析修訂后的會計準則對環境不確定性與會計穩健性反應之間的關系所產生的影響。 研究表明：宏觀環境不確定性正向影響會計穩健性反應， 中微觀環境不確定性負向影響會計穩健性反應; 靜態層面的會計準則國際趨同對該正向關系有所加強， 但對該負向關系有所減弱， 而動態層面的會計準則國際趨同則在一定程度上弱化了上述正向關系。

【關鍵詞】環境不確定性;會計穩健性反應;會計準則國際趨同;雙重差分

【中圖分類號】F233? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）07-0067-10

一、問題的提出

會計穩健性（Conservatism）是會計實務中進行確認、記錄、計量和報告所遵循的一項最基本的處理方法， 也是財務會計概念框架中謹慎性原則的重要體現[1] ， 更是當今國際各主要會計準則體系共同強調的一項會計信息質量特征[2] 。 雖然國際會計準則理事會（IASB）考慮到在國際財務報告準則（IFRS）執行過程中公允價值已得到了廣泛的應用， 因而在2010年后曾經一度將謹慎性原則從《財務會計概念框架》中刪去， 但后來IASB又在2018年修訂的《財務會計概念框架》中將謹慎性原則作為“忠實表達”（原“可靠性”）的次級質量特征重新納入。 我國則是自1992年首次制定企業會計準則至2006年企業會計準則[記作CAS（2006）]頒布的歷次重大會計制度改革中始終貫徹謹慎性原則。 由此可見， 無論是各項會計業務的日常處理還是各類會計信息在財務報表中的披露， 都體現了會計穩健性的重要程度[3] ， 畢竟在當前國內外資本市場面臨各類不確定因素的大環境之下， 相對穩健的會計反應方式才更加符合企業各利益相關者對于會計信息的需求及企業本身在未來的長期可持續發展[4] 。

從環境不確定性方面來看， 我國自加入WTO以來， 與國際資本市場的聯系日益密切， 各種全球性的政治經濟不確定性因素也對國內資本市場的運作產生了諸多影響。 因此， 我國企業在面臨不確定環境時， 應當如何恰當運用會計穩健性原則做出對自身未來長期可持續發展更為有利的反應也就成了一項不可回避的戰略決策。

從會計準則國際趨同的角度來看， CAS（2006）已于2007年實現了與IFRS的趨同， 以更好地促進資本市場同國際接軌并有效降低不同資本市場之間的交易與信息轉換成本。 此后我國也一直在以積極開放的姿態和實際行動與IFRS保持持續趨同， 其中最典型的當數財政部于2010年4月出臺的《中國企業會計準則與國際財務報告準則持續趨同路線圖》（簡稱《路線圖》）以及于2014年對CAS（2006）所進行的一系列重大修訂[記作CAS（2014）]。 我國會計準則同IFRS的持續趨同不僅為我國和其他執行IFRS的國家和地區之間進行會計信息交流提供了條件， 而且在一定程度上改善了會計信息的編制與披露質量， 使得企業的會計行為變成相對可預期的狀態， 進而相應地降低了有關因素的不確定性。

雖然我國資本市場在近年來取得了長足發展， 但仍有諸多不完善之處， 加之國內產業轉型升級與國際貿易爭端等經濟影響， 我國廣大企業面臨著各種環境不確定性， 這樣一來， 企業就會在會計層面做出不同的穩健性反應予以應對。 鑒于此， 本文以環境不確定性作為切入點， 首先對企業面臨不同環境不確定性時所做的會計穩健性反應進行分析; 然后立足于會計準則國際趨同的背景， 從靜態和動態兩個層面進一步探討環境不確定性對企業會計穩健性反應的影響; 最后將定性與定量分析相結合， 在規范研究的基礎上通過實證檢驗得出本文最終的研究結論。

本文可能的貢獻和創新點在于：其一， 豐富了不同類型環境不確定性的經濟后果以及會計穩健性反應影響因素方面的研究; 其二， 在一定程度上探析了會計準則國際趨同變遷過程這一準自然實驗對企業內外部環境變化與會計反應行為之間的關系所發揮的作用。

二、制度背景下的相關理論分析

（一）制度背景：我國會計準則與IFRS的持續趨同

早在CAS（2006）頒布之前， 我國就在《企業會計制度》[記作ASBE（2001）]中著重強調了會計穩健性的處理原則， 如要求企業全面計提資產減值準備、及時處理虛擬資產并放開折舊政策和壞賬準備計提比例的限定等[5] 。 而之后的CAS（2006）不僅以“1+38”的結構組成了一套完整且與國際接軌的會計準則體系， 還重新引入被ASBE（2001）取消的公允價值計量模式。 畢竟公允價值計量在其本身含義、操作方法及信息披露上無一不體現出穩健性原則的恰當運用， 它要求企業在面臨各類不確定性因素的時候對經濟業務的描述既要做到以客觀真實為標準， 又要做到公正且不失謹慎地估計資產（收入）與負債（費用）， 進而將穩健性原則付諸會計實務當中[6] 。

CAS（2006）正式實施以后， 財政部會計準則委員會（CASC）為了進一步促進我國會計準則的國際趨同并積極參與IFRS的修訂工作， 除了發布《路線圖》， 還采取了一些其他舉措， 如就IASB關于對IFRS中一些具體準則的修訂向國內各界公開征求意見以及在2014年對CAS（2006）進行增修， 進而有了“1+41”的會計準則體系。 究其原因， 除了CAS（2006）本身存在問題， 更多的還是2007年后IASB對IFRS進行了一系列重大變革。

相比于CAS（2006）， CAS（2014）進一步縮小了與IFRS之間的差距， 但同時也必須指出：從表面上來看， 我國會計準則似乎是緊跟著IFRS的增修而增修; 但實際上， CAS（2014）的制定則是經過了對我國資本市場及會計實務現實情況的充分考慮。 例如， 《企業會計準則——基本準則》（2014）不僅沒有像IASB于2010年發布的《財務會計概念框架》那樣一度刪去謹慎性原則， 反而遵循1993年以來歷次會計制度改革的精神， 將謹慎性原則一脈相承地貫徹下來， 并一再強調提高財務會計報告主體盈余穩健性的重要意義[7] 。 此外， CAS（2014）還將公允價值計量以一項全新具體準則的形式， 即《企業會計準則第39號——公允價值計量》（CAS 39）正式納入會計準則體系， 更體現出了進一步促進國內資本市場發展的堅定信心。 財政部要求CAS（2014）中增修的具體準則必須于2014年7月起執行， 因此我國上市公司2014年的年報必須依據CAS（2014）而非CAS（2006）進行編制與披露。 另外， 相比于CAS（2006）， CAS（2014）的基本準則及各項具體準則發生了明顯變動， 因此本文以此作為制度背景下準自然實驗的契機， 探討環境不確定性對企業會計穩健性反應的影響路徑。

（二）理論分析：基于決策有用性

環境不確定性因素會給企業活動造成不同程度的影響并體現在財務報表中， 進而影響報表使用者的決策行為。 又因為企業通過財務報表提供會計信息主要是為了降低信息不對稱， 所以管理當局為了使報表使用者相信其所披露的會計信息是決策有用的， 會傾向于更加穩健的會計處理方法[8，9] 。

但上述理論也存在爭議， 例如美國財務會計準則委員會（FASB）就曾經主張穩健性的會計處理原則會加深信息不對稱程度， IASB中亦有一部人對此表示認同， 于是象征穩健性反應的謹慎性原則便在2010年由IASB與FASB聯合發布的《財務會計概念框架》中被刪除了[6] 。 事實上， 早在此前LaFond和Watts[10] 就通過研究得出了與FASB相反的結論， 他們認為：如果將穩健性的處理原則從會計準則體系中刪除， 不僅不會緩解信息不對稱， 反而會擴大企業在面對環境不確定性時確認利得與損失的時間差。 于是IASB又在其2018版《財務會計概念框架》的第二章（有用財務信息的質量特征）中重新引入“謹慎性原則”， 并將其列為“忠實表達”（原“可靠性”）的次級信息質量特征， 以體現穩健性原則對于規范會計信息質量并提高決策有用性的重要意義， 而這在一定程度上驗證了LaFond和Watts[10] 的上述觀點， 并支持了本文在會計準則國際趨同背景下研究環境不確定性與會計穩健性反應的可行性。

（三）理論分析：基于契約有用性

各類環境不確定性因素不僅會影響報表中會計信息的生成， 還會影響企業的股價和各項契約[11] ， 薪酬契約就是其中之一。 根據信息不對稱與委托代理理論， 管理層的努力程度通常較難被直接觀測且會計盈余容易被管理層操縱， 因此當面臨各類環境不確定性時， 企業所有者往往更傾向于通過企業股價來獲取與管理層努力程度相關的增量信息[12] 。 現有研究發現： 當以股價變動衡量未實現損益時， 企業往往會在股價下跌時追究管理層的責任并降低管理層的績效報酬; 但在股價上漲時， 企業通常會選擇延遲支付管理層的績效報酬并等到收益實現后支付。

由此可見， 企業出于謹慎性原則的考慮會傾向于在薪酬契約中選擇穩健性的會計處理， 尤其是在面對各類環境不確定性時， 企業對于因不利消息而確認未實現損失的反應相對于因有利消息而確認未實現收益的反應會更加敏感。 此外， 隨著資本市場的發展， 股權分散化與所有者身份多元化的趨勢也會使得廣大中小股東更加難以觀測到管理層為實現薪酬契約中的紅利而操縱會計盈余的利益侵占行為[9] 。 為了確保在面對環境不確定性時薪酬契約的有效性并規范此過程中穩健性的選擇與運用， 必須采取相應的制度約束手段， 而會計準則在國際趨同過程中的不斷完善正是構筑這一制度約束的重要途徑之一。

三、文獻回顧與研究假設

（一）環境不確定性與會計穩健性反應

環境不確定性的來源比較廣泛， 因此其對于企業活動產生的影響也是復雜多樣的， 并且這些影響最終又會反映在企業財務報表上[13] 。 一般而言， 當環境處于不確定性狀態時， 大量信息會隨之而來， 管理者在面對好消息和壞消息時如何進行識別、反應及確認就顯得尤為重要。 一方面， 更為積極的會計穩健性反應有助于企業及時對未來潛在的不利因素做出預判， 進而建立相應的防控機制; 但另一方面， 積極的會計穩健性反應也有可能會導致企業對環境不確定性的誤判， 進而錯失有利機遇[14] 。 綜上所述， 只有從多重視角分析環境的不確定性， 才能更加全面地探討其對會計穩健性反應的影響。

從宏觀上來看， 影響資本市場的環境不確定性因素主要體現在政府的政策層面， 且這類環境不確定性的產生往往是源自經濟波動周期及政府所做出的一系列決策， 因此其對企業活動產生的影響通常是不可控的。 故而當面臨宏觀經濟政策不確定性時， 資本市場上絕大多數企業都難以獨善其身， 出于對未來潛在風險預判和防控的考慮， 企業在會計處理上就會更為穩健， 進而體現出“以靜制動”的反應策略。

而從中微觀上來看， 影響資本市場環境不確定性的因素主要體現在企業本身所處的行業層面， 這類環境不確定性的產生往往同企業活動本身息息相關， 且可以通過企業業績波動水平進行衡量， 企業能夠通過改變經營管理策略對此進行調控。 故而當行業不確定性因素出現時， 受到影響的不再是整個資本市場， 而是其中的某些行業， 而且此類環境不確定性在帶來風險的同時也會帶來機遇， 企業出于在風險中把握機遇的考慮， 可能不會傾向于做出穩健性選擇， 從而體現出“因勢而動”的反應策略。

綜上所述， 本文提出如下假設：

H1a：宏觀經濟政策環境不確定性正向影響企業的會計穩健性反應。

H1b：企業所處行業環境不確定性負向影響企業的會計穩健性反應。

（二）會計準則國際趨同、環境不確定性與會計穩健性反應：靜態層面

會計穩健性的運用不僅依賴于專業人員的職業判斷， 而且會受到會計準則體系的制度約束， 相對完善的會計準則體系不僅有助于提升會計信息的質量， 而且會影響企業面對環境不確定性時的會計穩健性反應， 并幫助企業合理運用謹慎性原則對潛在的好消息（或壞消息）進行確認[15] 。

結合我國資本市場的情況來看， 盡管CAS（2006）已經與IFRS實現了整體上的趨同， 但二者之間依然存在一些差異。 與此同時， 隨著我國在全球經濟影響力的不斷擴大， 越來越多的企業開始選擇通過跨境上市主動融入國際資本市場。 從靜態層面來看， 跨境上市企業在編制報表時要同時遵循多套會計準則體系， 不可避免地會發生額外的信息成本， 尤其是身處資本市場更加完善的發達國家或地區時， 這些企業更需要以謹慎和規范的態度向國內外報表使用者披露財務信息， 加之2008年以來全球性金融風暴持續的負面影響， 都使得同時身處國際和國內資本市場的跨境上市企業在面對各類環境不確定性時做出更加積極的會計穩健性反應， 即跨境上市對于企業因環境不確定性所做出的會計穩健性反應具有調節作用。 基于以上分析， 本文提出如下假設：

H2a：跨境上市促進了宏觀經濟政策環境不確定性與企業會計穩健性反應之間的正向關系。

H2b：跨境上市弱化了企業所處行業環境不確定性與企業會計穩健性反應之間的負向關系。

（三）會計準則國際趨同、環境不確定性與會計穩健性反應：動態層面

CAS（2006）在計量模式上實現與IFRS趨同的重要體現之一就是重新引入公允價值計量， 而公允價值最初在金融工具上的應用亦是出于對會計穩健性原則的考慮， 因此當企業面對環境不確定性時， 在遵循會計準則的前提下合理利用公允價值計量逐漸成為會計準則國際趨同背景下的普遍選擇[16] 。 CAS（2006）實施以后， IFRS也在不斷增修， 無形中擴大了CAS（2006）與IFRS之間的差異， 需要通過與IFRS的持續趨同實現與國際接軌， CAS（2014）的出臺便是我國會計準則與IFRS進一步趨同的產物。 與之前在靜態層面上的討論不同， CAS（2014）與國際趨同更多的是體現在動態層面之上， 受到影響的也非某些特定行業而是整個國內資本市場， 在這樣的準自然實驗背景之下， 宏觀經濟政策環境不確定性與會計穩健性反應之間的關系就會首當其沖地受到影響。 CAS（2014）是我國在發展進入新常態后不斷完善社會主義市場經濟體制并促進產業轉型升級的背景下建立的， 相對于此前歷次會計準則變遷和會計制度改革， 其在繼續重視會計穩健性運用的前提下， 對一些具體問題堅持穩健性原則的態度又有所調整和轉變[17] 。

盡管CAS（2014）依然要求企業對經濟業務進行會計處理時應當貫徹穩健性原則， 例如《企業會計準則——基本準則》（2014）明確界定了各會計要素的定義及確認條件， 還重點強調了一些報表項目列報的相關性和可靠性， 但與此同時， CAS（2014）也轉變了以往強化穩健性原則運用的指導思想， 如不再堅持原先“反利潤主導”的準則制定精神， 以使企業的會計處理更加接近于經濟環境和經濟實質。 其中最明顯的變化是進一步拓寬了公允價值計量的使用范圍， 例如CAS（2014）不僅在修訂后的CAS 2、CAS 30、CAS 33及CAS 37中引入綜合收益等新概念， 不再對“反利潤”的處理方式加以限制， 還單獨將公允價值計量作為一項具體的會計準則予以頒布（即CAS 39）。 而這也表明CAS（2014）對會計穩健性的運用態度有適度調整。

如此一來， 無論是對于僅需要遵循一套會計準則的境內上市企業還是同時需要遵循多套會計準則的跨境上市企業而言， 我國會計準則與IFRS差異的縮小以及公允價值計量范圍的擴展都會對企業面臨環境不確定性時所采取的會計穩健性反應產生抑制作用[18] ， 因此本文提出如下假設：

H3： 我國會計準則的進一步國際趨同變遷弱化了宏觀經濟政策環境不確定性與企業會計穩健性反應之間的正向關系。

四、數據來源與模型設計

（一）樣本選擇

本文以2009 ～ 2018年滬深兩市 A 股上市公司為研究對象， 并剔除了其中ST類、?ST類、金融保險類及關鍵變量數據缺失的公司樣本， 最終共獲得12156個觀測值。 財務數據主要來自于CSMAR與Wind金融數據庫， 并通過Excel和Stata 15.0等軟件工具進行處理和統計分析。 為了避免樣本中極端值對實證結果產生的干擾， 本文對所有連續變量在1%的水平上進行了Winsorize處理。 另外， 考慮到異方差問題， 本文還對回歸模型做了Robust調整。

（二）變量設計

1. 被解釋變量：會計穩健性反應。 本文對會計穩健性反應的計量借鑒了Ball和Shivakumar[19] 的“應計—現金流關系計量模型”（ACF）。 該模型使用現金流量的符號作為有利消息和不利消息的替代變量， 并通過與Basu[20] 所提出的“盈余—股票報酬計量模型”（AT）相類似的反向回歸方法衡量會計穩健性的反應和運用程度， 具體模型如下：

ACCit=α0+α1DRit+α2CFOit+α3DR×CFO+εit （A-1）

在模型（A-1）中， ACCit表示應計項目總額; CFOit表示營業現金流量凈額; DRit為啞變量， 當CFOit為負時取1， 否則取0。 通過反向回歸計算得出的系數α3就是應計項目對不利消息的敏感程度相比有利消息的敏感程度的增量， 該值越大說明企業的會計穩健性反應越積極。 根據以往研究， 通過ACF模型計算得出的有關會計穩健性比AT模型的可靠性更高， 且ACF模型具有AT模型所不具備的優點， 即不依賴資本市場上股票價格計量會計穩健性反應及運用程度[21] ， 因此本文使用ACF模型的反向回歸系數α3衡量會計穩健性反應。

2. 解釋變量：環境不確定性。 考慮到環境不確定性的來源不同， 本文進一步將其劃分為宏觀（EUpolit）與中微觀（EUindit）兩個層面分別進行研究。 其中， EUpolit指標的構建主要是基于Baker等[22] 對世界主要經濟體所發布的BBD指數， 由于該指數的原始數據為月度指標， 故本文還借鑒了Wang等[23] 和鐘覃琳等[24] 的方法， 將月度指標分別取幾何平均數[在模型（B-1）、模型（B-2）、模型（B-3）中使用]與中位數[在模型（B-3）及穩健性檢驗中使用]后再除以100轉換成年度指標。 而EUindit指標的構建則主要是參照了申慧慧[25] 、申慧慧等[26] 、申慧慧和吳聯生[27] 的方法， 模型如下：

MbRevit=α0+α1YEARit+εit （A-2）

在模型（A-2）中：MbRevit表示主營業務收入; YEARit為年度變量; εit為殘差項， 用以衡量非正常營業收入。 在此基礎上， 先將εit除以該年度正常營業收入的平均值， 記作EUind1; 再取該指標的中位數（記作EUind2）以進一步消除差異; 最后將EUind1與EUind2兩者之比作為企業所處行業環境不確定性的替代變量。

3. 調節變量：是否跨境上市。 該變量為虛擬變量， 主要用于衡量會計準則國際趨同程度在靜態層面上的體現， 考慮到我國會計準則的實施范圍主要集中在中國大陸（內地）地區， 所以當樣本企業僅在滬深A股市場上市時取0， 否則取1。

4. 雙重差分虛擬變量：D1與D2。 由于H3需要在動態層面上考察我國會計準則進一步國際趨同這一項準自然實驗性質的政策效果， 因此本文構建了D1與D2兩個虛擬變量并通過雙重差分（DID）模型進行檢驗。 其中：變量D1用以區分實驗組與對照組; 變量D2用以區分政策實施前后的不同時間區間。

5. 控制變量。 參考已有文獻， 本文選取了企業規模（Size）等一系列指標作為控制變量， 此外， 還加入了年份和行業啞變量對年度、行業的固定效應進行控制， 詳見表1。

（三）模型構建

根據前述假設和各變量的設置， 本文構建回歸模型（B-1）、模型（B-2）及模型（B-3）如下：

ACFit=β0+β1EUpol（ind）it+CVs+YEAR+

IND+εit （B-1）

ACFit=β0+β1EUpol（ind）it+β2CBLit+β3CBLit×EUpol（ind）it+CVs+YEAR+IND+εit （B-2）

ACFit=β0+β1D1+β2D2+β3D1×D2+β4EUpolit+

β5EUpolit×D1×D2+CVs+YEAR+IND+εit

（B-3）

其中， CVs代表控制變量。

五、實證檢驗與分析

（一）描述性統計

描述性統計結果見表2。 從被解釋變量來看， ACF的平均值為-0.809， 中位數為-0.609， 標準差為1.151， 可見樣本企業整體上的會計穩健性反應略偏消極并存在一定差異。 從解釋變量來看， EUpol和EUind的整體分布區間比較接近， 二者的標準差分別為1.261和1.072， 且各自的平均值均大于中位數， 說明樣本企業在所屬時期內在各個層面都面臨相當程度的環境不確定性。

（二）相關性分析、單變量分析及方差膨脹因子（VIF）檢驗

從相關性分析的結果來看：ACF與EUpol之間的Pearson及Spearman相關系數分別為0.1012和0.0502且均在1%的水平上顯著， 說明宏觀層面上經濟政策環境不確定性與企業的會計穩健性反應之間存在顯著的正相關關系， 符合H1a的預期; 而ACF與EUind之間的Pearson及Spearman相關系數則分別為-0.0356和-0.0220， 并在1%和5%的水平上顯著， 說明中微觀層面上企業所處行業環境不確定性與企業會計穩健性反應之間存在顯著的負相關關系， 亦符合H1b的預期。 另外， 各連續變量之間的相關系數均不足0.56， 初步表明上述變量之間并不存在明顯的多重共線性。 為了驗證相關性分析的結果并進一步檢驗各變量之間是否存在明顯的多重共線性， 本文還做了單變量檢驗及VIF檢驗， 其中單變量檢驗結果如表3所示， 因篇幅所限， 相關性分析和VIF檢驗的詳細結果不再列示。

從表3的結果來看：EUpol的均值差異為0.1910， 對應的T值為9.1544且在1%的水平上顯著; EUind的均值差異為0.0410， 對應的T值為

-1.8677且在5%的水平上顯著。 該結果再次支持了H1a與H1b。

從VIF檢驗的結果來看， 本文解釋變量及各控制變量VIF值中數值最大的是企業規模（2.82）， 其余單變量的VIF值均小于2.12。 另外， 各變量整體的MeanVIF值為2.94， 亦小于3的臨界點。 因此， 可以判定各單變量之間不存在明顯的多重共線性。

（三）多元回歸分析

1. 環境不確定性與會計穩健性反應。 從表4中模型（B-1）的回歸結果來看， EUpol的系數為0.0771且在1%的水平上顯著， 而EUind的系數為

-0.0266， 在5%的水平上顯著。 可見， 在控制了其他相關因素的前提下， 隨著經濟政策環境不確定性的加強， 企業在會計上所采取的穩健性反應的程度也會加強， 說明企業在面對宏觀層面環境不確定性時普遍傾向于使用更加謹慎的會計處理方式， 進而體現出“以靜制動”的穩健性策略， H1a得到支持; 而隨著所處行業環境不確定性的加強， 企業在會計上采取的穩健性反應的程度減弱， 說明企業在面對中微觀層面環境不確定性時往往會出于對風險與挑戰“雙刃劍”效應的考慮， 不會在會計上主動采取積極的穩健性反應以免錯失有利機遇， 進而體現出“因勢而動”的穩健性策略， H1b也得到了支持。

2. 跨境上市、環境不確定性與會計穩健性反應。 從表4中模型（B-2）的回歸結果來看： EUpol的系數（0.0742）在1%的水平上顯著， 其對應交乘項EUpol×CBL的系數 （0.0678）在10%的水平上顯著; EUind的系數（-0.0293）在5%的水平上顯著， 其對應交乘項EUind×CBL的系數（0.137）亦在5%的水平上顯著。 這表明相比于非跨境上市企業， 跨境上市企業由于需要同時遵循多套會計準則體系（受到會計準則國際趨同的靜態影響）， 所處信息環境更為復雜， 其在面對各類環境不確定性時所采取的會計穩健性反應亦會更加積極主動， 因此跨境上市既促進了宏觀經濟政策環境不確定性與企業會計穩健性反應之間的正向關系， 又弱化了企業所處行業環境不確定性與企業會計穩健性反應之間的負向關系， 支持H2a與H2b。

（四）雙重差分檢驗

跨境上市在整個會計準則國際趨同過程中更多的是靜態層面的體現， 若從動態層面分析環境不確定性對企業會計穩健性反應的影響， 就必須有效控制會計準則進一步與國際趨同前后因其他條件變化所產生的干擾因素[28] ， 于是本文使用DID模型進行實證檢驗， 以便從動態層面更加可靠并客觀地評價我國會計準則在進一步與國際趨同的過程中對宏觀經濟政策環境不確定性和企業會計穩健性反應之間關系的影響。

在構建DID模型進行實證檢驗時， 本文參照劉曉華和王華[28] 、張梅和邸叢枝[29] 的方法， 將只發行A股的樣本企業作為處理組， 將發行A股的同時還發行B股或H股的樣本企業作為對照組。 在此基礎上， 以2014年CAS（2014）的實施作為動態層面上我國會計準則進一步與國際趨同的標志， 將2009 ～ 2018年10年的樣本區間分為兩段， 前5年為我國會計準則進一步與國際趨同前的時期， 后5年則為我國會計準則進一步與國際趨同后的時期， 并據此構建虛擬變量D1與D2， 實證檢驗結果見表4。

從表4中模型（B-3）的檢驗結果可以看出：不論對BBD月度指數進行何種年度化調整， EUpol的系數均在1%的水平上顯著為正; 而需要重點關注的DID交乘項EUpol×D1×D2的系數亦在1%的水平上顯著為負。 該結果表明， 當我國會計準則實現與IFRS進一步趨同之后， 由于公允價值計量作為一項具體的準則實施， 會促使CAS（2006）對于穩健性原則的要求做出適度調整[18，30] ， 即動態層面的會計準則國際趨同弱化了原先宏觀經濟政策環境不確定性與企業會計穩健性反應之間的正向關系， H3得到驗證。

此外， 模型（B-1）、模型（B-2）及模型（B-3）的F和Wald-χ2值均達到了1%的顯著性水平， 說明本文各模型的模擬精度較高且預先設想的解釋變量與被解釋變量之間在邏輯上具有較強的因果關系。

六、內生性問題及穩健性檢驗

（一）內生性檢驗

考慮到因內生性問題給研究結論帶來的不利影響， 本文先后通過解釋變量滯后一期、傾向評分匹配（PSM）檢驗及增加控制變量的方法予以解決。

1. 解釋變量滯后一期。 將作為解釋變量的各類環境不確定性滯后一期（分別計為L.EUpol和

L.EUind）， 重新代入模型（B-1）、模型（B-2）及模型（B-3）中進行檢驗， 結果如表5所示。 經檢驗， 所得結論與前文基本一致， 說明本文幾乎不存在由反向因果所導致的內生性問題。

2. 傾向評分匹配（PSM）檢驗。 首先按照各類環境不確定性的程度將全樣本劃分為處理組和控制組， 然后通過Logistic回歸計算出傾向評分， 最后以模型（B-1）中的控制變量為標準進行匹配， 結果如表6所示。 由表6可知， EUpol與EUind的T值在匹配前與匹配后均在1%的水平上顯著， 說明在排除其他影響因素之后， 各類環境不確定性因素對企業會計穩健性反應的影響均與先前實證檢驗的結果一致， 因此本文幾乎不存在選擇性偏誤所導致的內生性問題。

3. 增加控制變量。 在模型（B-1）、模型（B-2）及模型（B-3）中加入總資產周轉率（TAT）、固定資產占總資產比重（PPE）及監事會成員人數（SNum）三個控制變量重新進行多元線性回歸分析及雙重差分檢驗， 結果如表7所示。 經檢驗， 所得結論與前文基本一致， 說明本文幾乎不存在由遺漏變量所導致的內生性問題。

（二）穩健性檢驗

為了再次驗證回歸結果的可靠性， 本文還進行了以下穩健性檢驗：

1. 替換變量。 對模型（B-1）中被解釋變量及解釋變量的衡量方法進行替換， 其中：被解釋變量借鑒Basu[20] 的研究， 用AT模型替換ACF模型計量會計穩健性反應; 解釋變量則是使用之前在DID檢驗中取中位數的方法替換EUpol。 為便于區分， 此處將取幾何平均數和取中位數所得到的EUpol分別記為EUpolg和EUpolm， AT模型的構造和參數說明見模型（C-1）：

EPSt/Pt-1=γ0+γ1DRt+γ2RETt+γ3DRt×RET+εt （C-1）

模型（C-1）中：EPSt為年度每股盈余; Pt-1為上年末每股市價; EPSt/Pt-1項的設置是為了利用Pt-1平減EPSt以消除異方差的影響; RET為經市場調整后的年度股票報酬率; DRt為年度股票報酬率的啞變量， 當RETt為負值時取1， 否則取0。 通過反向回歸得出的系數γ3反映的就是不利消息比有利消息更快在盈余中體現的程度， 該值越大說明企業的會計穩健性反應越積極。

根據以往的研究， 比于ACF模型雖然AT模型在衡量會計穩健性反應時相存在一定缺陷， 但其整體可靠性依然較高。 結合以上分析， 本文實際在利用變量替換方法進行穩健性檢驗的具體過程中首先將解釋變量進行單獨替換， 然后將被解釋變量進行單獨替換， 最后將解釋變量和被解釋變量同時進行替換， 結果見表8。

2. 改變回歸方法。 利用Tobit回歸法替換OLS回歸法對模型（B-1）重新進行檢驗， 結果見表8。

3. 面板數據及隨機效應檢驗。 考慮到在樣本觀測值所屬的2009～2018年區間內我國上市公司的數量和結構均發生了明顯變化， 特別是新興企業的掛牌上市以及后金融危機時期的各類環境不確定性都會使得樣本中分屬不同生命周期的企業在會計上采取不同的穩健性反應， 因此本文通過構建面板數據對模型（B-1）重新進行回歸， 并在此基礎上進行隨機效應檢驗， 結果如表9所示。

以上檢驗所有的實證結果均與先前一致， 再一次支持了H1a、H1b、H2a、H2b以及H3， 因此本文所得出的研究結論在一定程度上是穩健的。

七、研究結論及啟示

（一）研究結論

本文以2009 ～ 2018年A股上市企業為樣本， 通過規范研究與實證研究相結合的方法探析了企業在面對各類環境不確定性時在會計處理上所做出的穩健性反應， 從靜態和動態兩個層面分別探究會計準則國際趨同對上述二者之間關系所產生的影響并通過調節效應及DID檢驗對上述問題進行了驗證。 通過研究， 本文得出以下結論：第一， 經濟政策環境不確定性與企業會計穩健性反應之間存在正向關系， 即當企業面臨宏觀環境不確定性時， 通常傾向于采取“以靜制動”的會計穩健性反應; 而所處行業環境不確定性與企業會計穩健性反應之間則存在負向關系， 即當企業面臨中微觀環境不確定性時， 通常傾向于采取“因勢而動”的會計穩健性反應。 第二， 靜態層面的會計準則國際趨同對宏觀環境不確定性與會計穩健性反應之間的正向關系產生促進作用， 而對中微觀環境不確定性與會計穩健性反應之間的負向關系則產生弱化作用。 第三， 動態層面的會計準則國際趨同由于影響范圍涉及研究樣本中幾乎所有的行業， 故使用DID模型進行檢驗， 結果表明CAS（2014）實施以后， 宏觀環境不確定性與會計穩健性反應之間雖然依然存在顯著的正向關系， 但該正向關系的顯著性相較于CAS（2014）實施前有所減弱。

（二）研究啟示

本文豐富了與各類環境不確定性經濟后果及會計穩健性反應影響因素相關的研究， 并從會計準則國際趨同的兩個層面擴展了對上述問題的研究視角， 同時進一步支持了現有關于各類環境不確定性及會計穩健性反應的部分研究成果。 根據研究結論， 本文嘗試提出如下政策啟示：首先， 企業實施相關戰略決策時應當充分考慮環境不確定性可能帶來的經濟后果， 在此基礎上全面評估各類風險和機遇。 其次， 在面臨各類環境不確定性時， 企業不論是運用謹慎性原則還是在會計處理方式上選擇何種穩健性反應， 都應當綜合協調會計信息在決策有用性與契約有用性之間的關系。 最后， 近年來我國經濟發展的趨勢雖然穩中有進， 但資本市場依然不夠成熟， 因此公允價值計量的運用不能同發達國家一樣[31] 。 盡管CAS（2014）已經促成公允價值計量作為一項具體準則列入新的會計準則體系， 但在我國當前以歷史成本計量模式為主的背景下， 體現謹慎性原則的會計穩健性仍舊是防止濫用公允價值計量模式的重要約束條件。

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