會計準則持續國際趨同與利潤操縱

摘要：2017 年發布的新金融工具確認與計量準則和國際財務報告準則已實質趨同，賦予了上市公司更大的剩余會計規則制定權，上市公司可以更容易地運用剩余會計規則制定權操縱利潤。基于這一背景，本文以應收賬款壞賬準備計提為研究對象，選取滬市主板A 股上市公司為研究樣本，實證研究新金融工具確認與計量準則執行前后，上市公司利用應收賬款壞賬準備計提操縱利潤的情況及變化。研究發現，新金融工具確認與計量準則執行前后，再融資、微利、虧損和高盈利的公司均利用應收賬款壞賬準備計提操縱利潤，而新金融工具確認與計量準則執行后，企業會計準則賦予了上市公司更為寬松的自由裁量空間，上市公司更容易利用應收賬款壞賬準備計提操縱利潤。

關鍵詞：會計準則國際趨同；原則導向；剩余會計規則制定權；新金融工具確認與計量準則；壞賬準備

中圖分類號：F23；F830.91" " " "文獻標識碼：A" " " "文章編號：1007-0753（2024）11-0022-12

一、引言

隨著國際財務報告準則（International Financial Reporting Standards，IFRS）在全球范圍的普遍采用，各國和地區采用統一的會計準則，提高了會計信息可比性（Chen等，2015；Wang，2014）。IFRS要求披露更多更廣泛的信息，減少信息不對稱，提升了會計信息透明度（Hong等，2014）。隨著公司采用IFRS，國外分析師和投資者信息需求也隨之上升，促使公司增加自愿信息披露，以滿足國際資本市場信息需求，進一步提高了會計信息透明度（Li和Yang，2016）。IFRS允許采用公允價值計量模式，提高了會計信息的價值相關性（Florou和Kosi，2015）。但是，原則導向的會計準則賦予財務報表編制者較多的剩余會計規則制定權，留下了足夠寬松的自由裁量空間，這種自由裁量空間很容易被管理層利用，進而選擇有利于自身利益的會計政策，降低了會計信息供給質量（Cascino和Gassen，2015）。在新興市場中，公允價值信息常常難以獲取，因此采用公允價值計量會導致會計信息質量下降（Hou等，2014）和收入穩健性下降（Hung和Subramanyam，2007）。

我國于2007年開始執行的企業會計準則體系實現了與國際會計準則實質趨同，引發了對會計準則國際趨同經濟后果研究的高潮。如：企業會計準則提高了會計信息的價值相關性（薛爽等，2008），增加了財務報告的信息含量（劉永澤和孫翯，2011）；企業會計準則引入公允價值并未提高盈余的價值相關性（朱凱等，2009），反而降低了盈余穩健性（劉斌和徐先知，2010），采用公允價值計量的公司更傾向于運用真實盈余管理（蔡利等，2018）；企業會計準則規定長期資產減值準備不能轉回，提高了長期資產減值準備的價值相關性（陳雯靚和吳溪，2014），公司轉而利用債務重組（劉啟亮等，2010）、提前確認費用、遞延確認收益等方式平滑利潤（王玉濤等，2009），利用非經常性損益等進行盈余管理（蔣大富和熊劍，2012）；也有研究認為，會計準則國際趨同不能忽視中國特殊國情對會計信息需求和供給的影響（葉康濤和臧文佼，2018），會計準則國際趨同過于強調原則導向而忽略明線規定，影響會計信息真實性和可靠性（凌筱婷等，2023）。

本文以應收賬款壞賬準備①計提為研究對象，在分析《企業會計準則第22號——金融工具確認和計量》（財會〔2017〕7號）（以下簡稱“新金融工具確認與計量準則”）執行前后應收賬款壞賬準備計提會計準則規定變化的基礎上，比較已發生損失模型和預期信用損失模型對應剩余會計規則制定權的差異；分析新金融工具確認與計量準則執行前后，上市公司利用應收賬款壞賬準備計提操縱利潤的變化，提出研究假設；通過比較研究和回歸分析，實證研究新金融工具確認與計量準則執行前后，上市公司利用應收賬款壞賬準備計提操縱利潤及其變化情況。

二、壞賬準備計提會計準則變化

我國于2007年開始執行的《企業會計準則第22號——金融工具確認與計量》（財會〔2006〕3號）規定，有客觀證據表明金融資產發生減值的，應當計提減值準備，即采取“已發生損失模型”。要求金融資產在資產負債表日進行減值測試，只有在客觀證據表明金融資產已發生損失時，才對相關金融資產計提減值準備。對于應收賬款應區分單項金額重大、單項金額不重大和信用風險特征組合等進行減值測試，確認減值損失，計提壞賬準備。應收賬款減值測試過程中，以下均為剩余會計規則制定權：單項金額重大是否發生減值，發生減值的減值損失比例或金額的確定；單項金額不重大是否單獨測試，單獨測試是否發生減值，發生減值的減值損失比例或金額的確定；信用風險特征組合減值測試，如何確定組合，各項組合計提壞賬準備比例的確定等。除單項金額重大的應收賬款單項計提壞賬準備外，上市公司已習慣以賬齡分析法和余額百分比法計提應收賬款壞賬準備。應收賬款賬齡對應的壞賬準備計提比例的確定、余額百分比法的壞賬準備計提比例的確定，也屬于剩余會計規則制定權。上市公司可以運用這些剩余會計規則制定權，操縱應收賬款壞賬準備計提，以操縱利潤。

2014年7月，國際會計準則理事會發布了《國際財務報告準則第39號——金融工具》（IFRS39）。2017年3月，我國財政部發布新金融工具確認與計量準則，其與IFRS39實質趨同。新金融工具確認與計量準則要求，以預期信用損失為基礎，對以攤余成本計量的金融資產、以公允價值計量且其變動計入其他綜合收益的金融資產、租賃應收款、合同資產等項目進行減值會計處理并確認損失準備。在預期信用損失模型下，應收賬款減值準備計提不以減值的實際發生為前提，而是以未來可能的違約事件造成損失的期望值來計量當前應當確認的減值準備。利用預期信用損失模型進行應收賬款壞賬準備計提時，企業應當根據信用風險是否顯著增加，將應收賬款發生信用減值的過程分為三個階段，對不同階段的應收賬款預期信用損失的確認方法可分為一般方法和簡易方法。一般方法采用三階段模型確認預期信用損失，即依據自初始確認后信用風險是否顯著增加，信用損失準備按整個存續期預期信用損失或12個月內預期信用損失計量；簡易方法則是始終按照整個存續期預期信用損失確認應收賬款減值準備，具體見表1。同時，新金融工具確認與計量準則要求，按照是否包含重大融資成分，將應收賬款區分為不含重大融資成分的應收賬款和包含重大融資成分的應收賬款。其中，對于不含重大融資成分的應收賬款，企業應當始終按照整個存續期內預期信用損失的金額計量其損失準備；對于包含重大融資成分的應收賬款，企業可以進行會計政策選擇，可以選取簡易方法，按照整個存續期內預期信用損失的金額計量其損失準備，也可以選取一般方法，分三個階段預期信用損失的金額計量其損失準備。

利用預期信用損失模型進行應收賬款壞賬準備計提時，企業應當在資產負債表日評估應收賬款信用風險自初始確認后是否已顯著增加。企業通過比較應收賬款在初始確認時所確定的預期存續期內的違約概率和應收賬款在資產負債表日所確定的預期存續期內的違約概率，來判定應收賬款信用風險是否顯著增加。實務中，企業可以用未來12個月內發生違約風險的變化作為整個存續期內發生違約風險變化的合理估計，以確定自初始確認后信用風險是否顯著增加。在評估信用風險變化時，企業應綜合考慮各種可能影響應收賬款信用風險的因素，如債務人業務、財務、經營成果或外部經濟狀況等的不利變化以及債務逾期或違約等。如果企業歷史經驗表明不同細分客戶群體發生損失的情況存在顯著差異，企業應當對客戶群體進行適當分組，按照減值矩陣法組合評估應收賬款信用風險是否顯著增加。企業可用于對應收賬款客戶群體進行分組的標準包括：地理位置、產品類型、客戶評級、擔保物、客戶類型（如批發商和零售商），以及初始確認日期、剩余到期期限等。

運用預期信用損失模型的最終目標是計量預期信用損失。應收賬款預期信用損失是以違約概率為權重，以應收賬款合同現金流量與預期收到的現金流量之間的差額，即現金流缺口的現值的加權平均值來衡量。實務中，企業計量預期信用損失時，需要采集并甄別關于過去事項、當前狀態以及未來經濟狀況預測等方面的信息，還要合理估計可能發生現金流缺口所屬的期間等。對于應收賬款預期信用損失，企業可以參照歷史信用損失經驗，編制應收賬款逾期天數與固定損失準備率對照表，計算歷史損失率，并根據前瞻性信息調整并確定預期信用損失率，計量應收賬款預期信用損失。

從以上應收賬款預期信用損失確定流程可以看出，新金融工具確認與計量準則執行后，應收賬款壞賬準備計提涉及應收賬款所屬金融資產類別的劃分、信用減值損失方法的選擇、信用風險及其變化的確定、單項還是應收賬款組合的選定、歷史信息的選擇和調整、前瞻性信息的確定等，都屬于剩余會計規則制定權。因此，運用預期信用損失模型計提應收賬款壞賬準備，上市公司需要做出很多的判斷和選擇。《〈企業會計準則第22號——金融工具確認與計量〉應用指南2018》以不同金融工具預期信用損失的計量、折現率、預期信用損失的概率加權屬性、計量中采集和使用的信息、估計預期信用損失的期間、擔保物的影響為主要內容，講解了預期信用損失的計量②。預期信用損失計量講解過程中，出現了大量估計、預計或預測、判斷等屬于剩余會計規則制定權范疇的內容。《上市公司執行企業會計準則案例解析（2020）》分別從新金融工具確認與計量準則下減值適用范圍及方法、分組、采用遷徙率法計算應收賬款壞賬準備等方面，解析應收賬款預期信用損失，其中遷徙率法計算應收賬款壞賬準備又分為數據匯總和整理、遷徙率及歷史損失率計算、前瞻性調整及確定預期信用損失率③，細化講解了應收賬款壞賬準備計提方法的具體應用。

由準則規定、應用指南和案例講解可以看出，新金融工具確認與計量準則下，與應收賬款壞賬準備計提相關的剩余會計規則制定權變得更大，應收賬款所屬金融資產的類別確定、應收賬款預期信用損失方法的選擇、應收賬款預期信用損失各參數的計算和確定等涉及太多的判斷和選擇，還需要眾多的假設和估計，大大增加了準則執行的難度，影響準則實施的效果。新金融工具確認與計量準則執行至今，上市公司年報審計報告涉及應收賬款減值計提相關的關鍵審計事項持續增長（見表2）。自2017年審計報告開始披露關鍵審計事項至今，滬市A股主板上市公司年報審計報告涉及應收賬款減值，包括壞賬準備、應收賬款減值、應收賬款可收回性等作為關鍵審計事項的公司的數量由180家持續增長到340家，占樣本數的比例由21.38%持續增長到27.11%，其中2019年和2022年出現較大幅度增長。實施新金融工具確認與計量準則后，審計報告關鍵審計事項中直接提示預期信用損失的公司數量和所占比重也在快速增長。表明新金融工具確認與計量準則執行后，應收賬款壞賬準備計提一直是年審會計師與公司溝通的關鍵審計事項之一，也是年審會計師提示會計信息使用者要關注的關鍵事項之一。

三、理論分析與研究假設

會計規則制定是一種契約安排，由通用會計規則制定、剩余會計規則制定及會計規則監督三個子契約構成（謝德仁，1997，2000）。通用會計規則是由市場化機制決定的一般性的、標準化的契約安排，在我國，由財政部會計準則委員會行使通用會計規則制定權，其主要表現形式是企業會計準則；剩余會計規則是通用會計規則之外剩余的、特殊的、具體的會計規則，即在通用會計規則賦予的空間或范圍內，選擇會計處理具體規則的契約安排，由企業經營者享有；會計規則監督是對通用會計規則的遵循和執行，以及對剩余會計規則制定權恰當行使監督的契約安排，由獨立、客觀、公正的會計專家（如注冊會計師或特許會計師）來行使，也包括監管機構（如交易所、證監會）的會計監管（沈振宇，2020）。只要在會計規則制定契約安排框架內利用剩余會計規則制定權，所生成的會計信息仍具真實性（謝德仁，2000），但如果企業運用剩余會計規則制定權操縱利潤，由此形成的會計信息可能偏離了企業經濟業務的實質，會對會計信息使用者產生誤導（沈振宇，2020）。原則導向的會計準則賦予上市公司較多的剩余會計規則制定權，上市公司更容易利用會計準則賦予的空間來操縱利潤。新金融工具確認與計量準則執行前，與國際會計準則實質趨同的金融工具相關準則，原則導向明顯，上市公司可以通過應收賬款壞賬準備計提操縱利潤；新金融工具確認與計量準則執行后，其原則導向更明顯，上市公司更容易通過應收賬款壞賬準備計提來操縱利潤。

根據《上市公司證券發行管理辦法》，公開發行證券（包括公開增發、配股和發行可轉換公司債券等，以下統稱“再融資”）要求三個會計年度連續盈利，公開增發股票和發行可轉換公司債券還要求三個會計年度加權平均凈資產收益率不低于百分之六。為了迎合再融資凈利潤方面的要求，上市公司可能運用各種手段提高凈利潤水平（陳小悅等，2000；蔣義宏，2003；沈振宇等，2004），新金融工具確認與計量準則給上市公司提供了更多更方便操縱應收賬款預期信用損失計提的判斷和選擇，上市公司可以更容易地通過少計提壞賬準備，提高當年凈利潤水平，以達到再融資盈利要求。因此，提出假設：

H1：新金融工具確認與計量準則執行后，再融資公司更容易通過少計提應收賬款壞賬準備來操縱利潤，以達到再融資盈利要求。

上市公司是否盈利是各類監管和考核的重要標準。如《上海證券交易所股票上市規則》規定，上市公司最近一個會計年度經審計的凈利潤為負值且營業收入低于1億元，將被實施退市風險警示；連續兩個會計年度經審計的凈利潤為負值且營業收入低于1億元，將被終止上市。因此，微利公司可能通過少計提應收賬款壞賬準備，以保證其不虧損（沈振宇等，2004）。微利公司也可能為了以后年度不再虧損或盈利指標更好看，“倒算”各類損失或準備，做到“應提盡提”，為以后年度留有足夠的“保險儲備”。微利公司在保證當年不虧損的前提下，可能會多計提應收賬款壞賬準備，進行財務“大洗澡”（以下簡稱“有條件財務‘大洗澡’”）。因此，提出假設：

H2：新金融工具確認與計量準則執行后，微利公司更容易通過多計提應收賬款壞賬準備，進行有條件財務“大洗澡”。

虧損公司為了減輕以后年度扭虧壓力，在虧損當年可能通過各種手段和方法進行財務“大洗澡”（薛爽，2003；沈振宇等，2004）。新金融工具確認與計量準則賦予上市公司更多的選擇和判斷，虧損公司可以更容易地通過多計提應收賬款壞賬準備進行財務“大洗澡”，以保證以后年度更容易扭虧。因此，提出假設：

H3：新金融工具確認與計量準則執行后，虧損公司更容易通過多計提應收賬款壞賬準備，進行財務“大洗澡”。

高盈利公司可能出于規避行業性管制、反壟斷管制、國資管理要求等考慮，平滑利潤；公司管理層也可能出于自身薪酬契約和任期考慮而平滑利潤（魏濤等，2007）。新金融工具確認與計量準則賦予上市公司更多的選擇和判斷，高盈利公司更容易通過多計提應收賬款壞賬準備，進行利潤平滑。因此，提出假設：

H4：新金融工具確認與計量準則執行后，高盈利公司更容易通過多計提應收賬款壞賬準備，以平滑利潤。

四、研究設計

（一）樣本選擇

鑒于我國A股上市公司于2019年開始實施新金融工具確認與計量準則，本文以2019年為分界點，選取2019年前后各4年，即2015—2018年和2019—2022年滬市主板A股上市公司為新金融工具確認與計量準則執行前后的對照樣本。為了減少新上市公司對研究結果的影響，也為了樣本公司更具可比性，選取2015年末上市超過5年的非金融上市公司為樣本公司，去掉異常值后，獲得樣本736個，并統一確定為后續年限的研究樣本。由此得到新金融工具確認與計量準則執行前（2015—2018年）和執行后（2019—2022年）樣本觀測值均為2 944個，總樣本（2015—2022年）觀測值為5 888個。因會計準則變化較大，應收賬款分類和應收賬款壞賬準備計提方法及其在財務報表中的列報項目名稱等均發生較大變化，Wind數據庫和同花順中應收賬款壞賬準備相關數據錯漏較多。因此研究數據收集時，分別從Wind數據庫和同花順中提取應收賬款壞賬準備數據進行比對，一致的作為研究數據，不一致的則從上市公司年報中手工收集相關數據。研究運用Stata軟件進行數據分析。

（二）變量定義

本文以應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）作為被解釋變量，以年末應收賬款壞賬準備余額占年末應收賬款賬面余額（年末應收賬款賬面價值+年末應收賬款壞賬準備余額）的比例計算。設置再融資公司啞變量（SEO）、微利公司啞變量（PRO）、虧損公司啞變量（LOSS）和高盈利公司啞變量（HIGH）作為解釋變量。設置凈資產收益率（ROE）、主營業務收入（REV）、資產規模（SIZE）、上市年限（AGE）作為控制變量。借鑒與盈余管理或利潤操縱等相關研究成果（謝德仁等，2019；古樸和翟士運，2020；劉行和楊松巖，2021），本文還選取第一大股東持股比例（FIRST）、董事會中獨立董事占比（INDIR）、董事長與總經理是否兩職合一（DUAL）、實際控制人產權屬性（SOE）等作為控制變量。并按照證監會十三大行業分類，去掉金融行業，設置11個啞變量進行行業控制。在總樣本研究時，設置新金融工具確認與計量準則執行年限變量（YEAR）。變量定義詳見表3。

（三）模型設定

本文設置兩個線性模型進行回歸分析，設置模型（1）進行新金融工具確認與計量準則執行前后樣本回歸分析；在模型（1）的基礎之上增加新金融工具確認與計量準則執行年限變量（YEAR）及其與解釋變量形成的交乘變量（YEAR×SEO、YEAR×PRO、YEAR×LOSS、YEAR×HIGH），設置模型（2）進行總樣本回歸分析。具體回歸模型如下：

BDPR = b0 + b1SEO + b2PRO + b3LOSS +

b4HIGH + b5ROE + b6REV + b7SIZE +

b8AGE + b9FIRST + b10INDIR +

b11DUAL + b12SOE + cIND + e" " " " " "（1）

BDPR = b0 + b1SEO + b2PRO + b3LOSS +

b4HIGH + b5ROE + b6REV + b7SIZE +

b8AGE + b9FIRST + b10INDIR +

b11DUAL + b12SOE + b13YEAR +

b14YEAR × SEO + b15YEAR × PRO +

b16YEAR × LOSS + b17YEAR × HIGH +

cIND + e" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（2）

五、實證研究

（一）比較研究

新金融工具確認與計量準則執行前后樣本與總樣本ROE分區間應收賬款壞賬準備計提比例均值比較結果（表4）顯示，新金融工具確認與計量準則執行前后及總樣本ROE＜0%的公司應收賬款壞賬準備計提比例均值明顯大于對應全樣本均值，表明虧損公司存在通過多計提壞賬準備進行財務“大洗澡”的情形，假設H3得證。新金融工具確認與計量準則執行前后及總樣本0%≤ROE≤1%的公司應收賬款壞賬準備計提比例均值均大于對應全樣本應收賬款壞賬準備計提比例均值，其中部分公司屬于微利公司（0﹤當年凈利潤≤0.10億元），表明微利公司通過多計提壞賬準備進行有條件財務“大洗澡”，與假設H2一致。新金融工具確認與計量準則執行前后及總樣本6%≤ROE≤7%、7%＜ROE≤10%、6%≤ROE≤10%和6%≤ROE≤15%的公司，對應應收賬款壞賬準備計提比例均值均小于對應全樣本應收賬款壞賬準備計提比例均值。這些公司中有不少公司正在再融資或擬再融資，表明再融資公司通過少計提壞賬準備來操縱利潤，以達到再融資盈利要求，與假設H1一致。新金融工具確認與計量準則執行前ROE＞15%的公司應收賬款壞賬準備計提比例均值小于全樣本應收賬款壞賬準備計提比例均值，表明高盈利公司通過多計提壞賬準備平滑利潤不明顯，但新金融工具確認與計量準則執行后ROE＞15%的公司應收賬款壞賬準備計提比例均值大于全樣本應收賬款壞賬準備計提比例均值，表明高盈利公司存在通過多計提應收賬款壞賬準備以平滑利潤的現象，與假設H4一致。

從新金融工具確認與計量準則執行前后應收賬款壞賬準備計提比例按凈資產收益率（ROE）分區間均值Z檢驗結果（表4）來看，新金融工具確認與計量準則執行后全樣本應收賬款壞賬準備計提比例均值（0.108 2）在10%的水平下顯著大于新金融工具確認與計量準則執行前樣本均值（0.101 3）。究其原因，一是高盈利公司樣本（ROE＞15%）新金融工具確認與計量準則執行后應收賬款壞賬準備計提比例均值（0.110 3）在10%的水平下顯著高于新金融工具確認與計量準則執行前應收賬款壞賬準備計提比例均值（0.094 7），差異為0.015 6，

與假設H4一致。二是6%≤ROE≤7%的樣本新金融工具確認與計量準則執行后應收賬款壞賬準備計提比例均值（0.107 6）在10%水平下顯著高于新金融工具確認與計量準則執行前應收賬款壞賬準備計提比例均值（0.081 6），差異為0.026 0，表明新金融工具確認與計量準則執行后，ROE在6%≤ROE≤7%的樣本應收賬款壞賬準備計提比例更大，6%≤ROE≤7%的樣本更可能為了再融資而湊凈利潤指標，因此與假設H1不一致。盡管新金融工具確認與計量準則執行前后虧損公司樣本應收賬款壞賬準備計提比例均值Z檢驗差異不顯著，但新金融工具確認與計量準則執行后虧損公司樣本應收賬款壞賬準備計提比例（0.143 3）小于新金融工具確認與計量準則執行前應收賬款壞賬準備計提比例均值（0.162 6），與假設H3不一致。

（二）回歸結果分析

從表5新金融工具確認與計量準則執行前后樣本回歸結果看，應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與再融資公司（SEO）均在1%的水平下顯著負相關，表明新金融工具確認與計量準則執行前后，再融資公司均通過少計提應收賬款壞賬準備以操縱利潤，達到再融資盈利要求；新金融工具確認與計量準則執行前后，應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與微利公司（PRO）均在1%的水平下顯著正相關，表明新金融工具確認與計量準則執行前后，微利公司均通過多計提應收賬款壞賬準備進行有條件財務“大洗澡”；應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與虧損公司（LOSS）均在1%的水平下顯著正相關，表明新金融工具確認與計量準則執行前后，虧損公司均通過多計提應收賬款壞賬準備進行財務“大洗澡”；應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與高盈利公司（HIGH）均在1%的水平下顯著正相關，表明新金融工具確認與計量準則執行前后，高盈利公司均通過多計提應收賬款壞賬準備以平滑利潤。

對新金融工具確認與計量準則執行前后的樣本進行Chow檢驗，F值為5.57（Prob gt; F = 0.000 0），通過Chow檢驗。進一步地，應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與再融資公司（SEO）在新金融工具確認與計量準則執行后的樣本回歸系數（-0.022 9）的絕對值大于新金融工具確認與計量準則執行前的樣本回歸系數（-0.015 7）的絕對值，表明新金融工具確認與計量準則執行后再融資公司更容易通過少計提應收賬款壞賬準備來操縱利潤，與H1一致；應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與微利公司（PRO）在新金融工具確認與計量準則執行后的樣本回歸系數（0.033 4）大于新金融工具確認與計量準則執行前的樣本回歸系數（0.030 0），表明新金融工具確認與計量準則執行后，微利公司更容易通過多計提應收賬款壞賬準備進行有條件財務“大洗澡”，與H2一致；應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與虧損公司（LOSS）在新金融工具確認與計量準則執行后的樣本回歸系數（0.030 3）大于新金融工具確認與計量準則執行前的樣本回歸系數（0.028 9），表明新金融工具確認與計量準則執行后虧損公司更容易通過多計提應收賬款壞賬準備進行財務“大洗澡”，與H3一致；應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與高盈利公司（HIGH）在新金融工具確認與計量準則執行后的樣本回歸系數（0.028 8）大于新金融工具確認與計量準則執行前的樣本回歸系數（0.026 0），表明新金融工具確認與計量準則執行后高盈利公司更容易通過多計提應收賬款壞賬準備以平滑利潤，與H4一致。

從總樣本回歸結果看，應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與再融資公司（SEO）在1%的水平下顯著負相關，與微利公司（PRO）、虧損公司（LOSS）和高盈利公司（HIGH）均在1%的水平下顯著正相關，與新會計準則執行前后的回歸結果一致。應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與新會計準則執行年限變量（YEAR）在1%的水平下顯著正相關，表明新會計準則實施后上市公司更容易利用應收賬款壞賬準備計提來操縱利潤。應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與新會計準則執行年限變量（YEAR）和微利公司（PRO）的交乘變量（YEAR× PRO）在5%的水平下顯著正相關，表明新金融工具確認與計量準則執行后微利公司更容易利用應收賬款壞賬準備計提，通過多計提減值準備，進行有條件財務“大洗澡”，與H2一致；應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與新會計準則執行年限變量（YEAR）和虧損公司（LOSS）的交乘變量（YEAR×LOSS）在5%的水平下顯著正相關，表明新會計準則實施后虧損公司更容易利用應收賬款壞賬準備計提，通過多計提減值準備，進行財務“大洗澡”，與H3一致。盡管應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與新會計準則執行年限變量和再融資公司的交乘變量（YEAR×SEO）、新會計準則執行年限變量和高盈利公司的交乘變量（YEAR×HIGH）相關性不顯著，但是其回歸系數的正負方向分別為負和正，與H1和H4一致。

此外，新金融工具確認與計量準則執行前后樣本和總樣本回歸結果顯示，應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與主營業務收入控制變量（REV）均在1%的水平下顯著負相關，即營業收入越大，所形成的應收賬款越多，相對的應收賬款壞賬準備計提比例越低；應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與資產規模控制變量（SIZE）均在1%的水平下顯著正相關，即資產規模越大，其中應收賬款占比相應會下降，應收賬款壞賬準備計提比例相對會有所增加；應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與董事會獨立性控制變量（INDIR）均在1%的水平下顯著正相關，表明董事會中獨立董事占比越高，應收賬款壞賬準備計提比例越高，相應的會計謹慎性越強，即獨立董事對會計謹慎性起到積極作用；應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與實際控制人產權屬性控制變量（SOE）在1%或5%的水平下顯著正相關，表明越是國有企業，應收賬款壞賬準備計提比例越高。究其原因，可能是國有企業業績相對較好，多為高盈利公司，所以應收賬款壞賬準備計提比例較高，也可能是由于國資監管要求，國有企業會計處理更為謹慎，應收賬款壞賬準備計提比例相對較高。

（三）穩健性檢驗

首先縮短對照樣本選取年限，分別選取2017—2018年組合樣本與2019—2020年組合樣本進行新金融工具確認與計量準則執行前后樣本和總樣本回歸分析，回歸結果見表6。從回歸結果看，盡管應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與再融資公司（SEO）、微利公司（PRO）、虧損公司（LOSS）和高盈利公司（HIGH），以及與新會計準則執行年限變量（YEAR）及其交乘變量（YEAR×PRO 、YEAR×LOSS）的顯著性水平出現了一定的變化，但未改變相關性結果，與前述回歸分析結果基本一致。

其次按照樣本選取標準，選取深市主板A股上市公司為樣本，進行回歸分析，回歸結果見表6。除顯著性水平有差異外，深市主板A股樣本回歸結果與滬市主板A股樣本回歸結果基本一致。同時，深市主板A股總樣本（2015—2022年）回歸結果顯示，應收賬款壞賬準備計提比例（BDPR）與新會計準則執行年限變量和再融資公司的交乘變量（YEAR×SEO）在1%的水平下顯著負相關，與H1一致。

此外，變量相關性分析結果顯示，控制變量

ROE、REV、SIZE、AGE、FIRST、INDIR、DUAL和SOE與多個變量顯著相關，部分變量如ROE與LOSS、HIGH，SIZE與REV，交乘變量YEAR×

SEO、YEAR×PRO、YEAR×LOSS和YEAR×HIGH與變量自身SEO、PRO、LOSS和HIGH等的相關系數較大④，本文采取逐步刪除相關變量的方式分別進行回歸，回歸結果不改變變量間的相關性。

六、研究結論

本文研究了新金融工具確認與計量準則執行前后，上市公司通過應收賬款壞賬準備計提操縱利潤的情況。研究發現，新金融工具確認與計量準則執行前后，與IFRS實質趨同的企業會計準則，賦予了上市公司較多剩余會計規則制定權，上市公司運用其操縱利潤，其中再融資公司通過少計提應收賬款壞賬準備操縱利潤以達到再融資的利潤要求，微利公司通過多計提應收賬款壞賬準備進行有條件財務“大洗澡”，虧損公司通過多計提應收賬款壞賬準備進行財務“大洗澡”，高盈利公司通過多計提應收賬款壞賬準備平滑利潤。新金融工具確認與計量準則，賦予了上市公司更多的剩余會計規則制定權，上市公司更容易通過應收賬款壞賬準備計提操縱利潤。研究還發現，董事會獨立性（獨立董事占比）和國有控股對會計謹慎性起到了積極作用。

注釋：

① 新金融工具確認與計量準則執行，應收賬款壞賬準備計提由已發生損失模型變成預期信用損失模型，應收賬款減值損失財務報表列報由“壞賬損失”變成“信用減值損失”，但應收賬款壞賬準備列報名稱未變，仍為“壞賬準備”。

② 詳見《〈企業會計準則第22號——金融工具確認與計量〉應用指南2018》第106—111頁，北京：中國財政經濟出版社，2018。

③ 詳見《上市公司執行企業會計準則案例解析（2020）》第124—132頁，北京：中國財政經濟出版社，2020。

④ 由于篇幅原因，本文未列示和分析變量相關性分析結果。

參考文獻：

[1] Chen L， NG J， Tsang A. The effect of mandatory IFRS adoption on international cross-listings[J]. The Accounting Review， 2015，90（04）：1395-1435.

[2] Wang C. Accounting standards harmonization and financial statement comparability： evidence from transnational information transfer [J]. The Accounting Research， 2014，52（04）：955-992.

[3] Hong H A， Hung M， Lobo G J. The impact of mandatory IFRS adoption on IPOs in global capital markets[J]. The Accounting Review， 2014，89（04）：1365-1397.

[4] Li X， Yang H I. Mandatory financial reporting and voluntary disclosure： The effect of mandatory IFRS adoption on management forecasts[J]. The Accounting Review， 2016， 91（03）：933-953.

[5] Florou A，Kosi U. Does mandatory IFRS adoption facilitate debt financing？ [J]. Review of Accounting Studies， 2015，20（04）：1407-1456.

[6] Cascino S， Gassen J . What drives the comparability effect of mandatory IFRS adoption？[J]. Review of Accounting Studies， 2015，20（01）：242-282.

[7] Hou Q， Jin Q ， Wang L. Mandatory IFRS adoption and executive compensation：Evidence from China[J]. China Journal of Accounting Research， 2014（07）：9-29.

[8] Hung M， Subramanyam K R. Financial statement effects of adopting international accounting standards： The case of Germany[J]. Review of Accounting Studies， 2007，12（04）：623-657.

[9] 薛爽，趙立新，肖澤忠，等.會計準則國際趨同是否提高了會計信息的價值相關性？——基于新老會計準則的比較研究[J].財貿經濟，2008（09）：62-67.

[10] 劉永澤，孫翯．我國上市公司公允價值信息的價值相關性——基于企業會計準則國際趨同背景的經驗研究[J].會計研究，2011（02）：16-22.

[11] 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（04）：47-54.

[12] 劉斌，徐先知.新會計準則國際趨同的效果研究——基于盈余穩健性視角的分析[J].財經論叢，2010（02）：

78-84.

[13] 蔡利，唐嘉尉，蔡春.公允價值計量、盈余管理與審計師應對策略[J].會計研究，2018（11）：85-91.

[14] 陳雯靚，吳溪.我國商業銀行的貸款損失準備計提與利潤平滑：新會計準則的影響[J].審計研究，2014（01）：105-112.

[15] 劉啟亮，陳冬，唐建新.IFRS強制采用與盈余操縱

——來自2006年虧損上市公司的經驗證據[J].經濟管理，2010（06）：119-128.

[16] 王玉濤，薛健，陳曉.企業會計選擇與盈余管理——基于新舊會計準則變動的研究[J].中國會計評論，2009（03）：255-270.

[17] 蔣大富，熊劍.非經常性損益、會計準則變更與ST公司盈余管理[J].南開管理評論，2012（04）：151-160.

[18] 葉康濤，臧文佼.會計準則國際趨同的經濟后果：一個分析框架[J].中南財經政法大學學報，2018（01）：

3-12.

[19] 凌筱婷，徐云，李林蔚. 原則導向會計準則下權益法的運用與監管困境——基于雅戈爾和蘇寧易購的比較研究[J].會計研究，2023（01）：23-37.

[20] 謝德仁.會計規則制定權合約安排的范式與變遷[J].會計研究，1997（09）：23-29.

[21] 謝德仁.會計信息的真實性與會計規則制定權合約安排[J].經濟研究，2000（05）：47-51.

[22] 沈振宇. 剩余會計規則制定權運用與企業盈余管理行為——來自《長期股權投資準則》實施的經驗證據[J].中國注冊會計師，2020（05）：41-47.

[23] 陳小悅，肖星，過曉艷.配股權與上市公司利潤操縱[J].經濟研究，2000（01）：30-36.

[24] 蔣義宏.配股資格線的變遷與ROE分布的變化——中國上市公司“上有政策，下有對策”圖解[J].經濟管理，2003（02）：61-67.

[25] 沈振宇，王金圣，薛爽.壞賬準備與上市公司利潤操縱[J].中國會計與財務研究，2004（02）：93-111.

[26] 薛爽.中國虧損上市公司的特征、股票價格和盈余管理行為[D]. 北京：清華大學，2003.

[27] 魏濤，陸正飛，單宏偉.非經常性損益盈余管理的動機、手段和作用研究——來自中國上市公司的經驗證據[J].管理世界，2007（01）： 113-121+172.

[28] 謝德仁，張新一，崔宸瑜. 經常性與非經常性損益分類操縱——來自業績型股權激勵“踩線”達標的證據[J].管理世界，2019（07）：167-181+204.

[29] 古樸，翟士運.監管不確定性與企業盈余質量——基于證監會換屆的準自然實驗[J]. 管理世界，2020（12）：186-201.

[30] 劉行，楊松巖.國有股權與基于所得稅費用的盈余管理[J].經濟管理，2021（02）：175-187.

（責任編輯：張艷妮）

International Convergence of Accounting Standards and Earnings Management： Evidence from New Standard of Recognition and Measurement for Financial Instruments

Shen Zhenyu1， Shen Yuxiu2

（ 1.Shanghai Stock Exchange；2.National University of Singapore ）

Abstract： The accounting standard of recognition and measurement for financial instruments implemented in 2007 have essentially converged with IFRS， granting listed companies greater residual accounting rule making authority. This has made it easier for listed companies to manage earnings by using residual accounting rules." Against this backdrop， this paper takes the provision for doubtful accounts of receivables as the research object and selects Shanghai Main Board A-share listed companies as the research sample. It empirically studies the profit manipulation through the provision for doubtful accounts of receivables before and after the implementation of the new financial instruments recognition and measurement standards. The study reveals that both before and after the implementation of the new standard of recognition and measurement for financial instruments， companies seeking refinancing， marginally profitable， loss-making， and highly profitable firms all manipulate profits through the bad debt provisions. After the implementation of these standards， the discretionary space for listed companies has become more relaxed， making it easier for them to manipulate profits.

Keywords： International Convergence of Accounting Standards; Principle-based; Residual accounting rule-making Authority; New Standard of" Recognition and Measurement for Financial Instruments；Bad debt provisions