金融资产分类、综合收益与会计稳健性研究

　　一、引言
　　
　　2009 年 6 月我国财政部颁发了《关于印发企业会计准则解释第 3 号的通知》，其中规定企业在利润表中“每股收益”科目下增列“其他综合收益”科目和“综合收益总额”科目，“其他综合收益”科目列报的是根据会计准则规定未在损益中确认的利得和损失扣除所得税后的净额，其中最主要的组成部分就是可供出售金融资产公允价值的变动。 而“综合收益总额”科目反映净利润与其他综合收益的总和。 这一举措的根本目的就是在于防止部分企业将金融资产划分为可供出售金融资产，从而其公允价值的变化将反映在资产负债表中，不会直接影响利润， 这样公司管理人员就可以根据本期的盈余状况，来决定是否将出售可供出售金融资产在本期内出售以达到预期的利润要求，可供出售金融资产也就成为了企业未来利润的蓄水池。 但是这个规定是否真正有助于提高会计稳健性， 从而投资者辨别企业的财务信息状况呢？

　　二、文献回顾与研究假设
　　
　　（一）可供出售金融资产公允价值变动对会计稳健性的影响
　　交易性金融资产的公允价值变动直接计入利润表， 可供出售金融资产的公允价值变动计入其他资本公积从而影响资产负债表。 考虑到投资者和管理者之间存在信息不对称的问题， 高层管理人员对金融资产的初始划分具有较大的主观分配和控制的权利， 大部分高层管理人员选择能够使得自身的利益最大化的方案来划分到底哪些金融资产的公允价值变动计入利润表，哪些金融资产的公允价值变动计入资产负债表，而不同的分类将使得最终显示的经营绩效信息具有很大的差异， 这就使得上市公司的高层管理人员能够较为简便的控制企业的盈利状况，从而降低了会计稳健性。

　　因此本文提出假设 1.

　　假设 1:可供出售金融资产占两种金融资产的比例和会计稳健性负相关。

　　Jenkins et al.（2009）表示披露在所有者权益变动表中的会计信息的模糊程度的高低和财务报表使用者对公司采取盈余管理方式的辨别能力负相关，同时，利润表中承包的净利润信息要比所有和权益变动表中列报的关于可供出售金融资产公允价值变动的信息有效。

　　Iyengar.（2010）研究后发现利润表中的综合收益科目的呈报使得会计信息更加透明，企业的盈余管理行为更倾向于被报告使用者发现，因此管理者会减少盈余管理的行为，从而增加了财务报告信息的稳健性。 但是考虑到我国资本市场和国外资本市场的有很大的不同，我国上市公司股票/债券等金融产品的上市、增发、配股目前仍然以利润为主要参考指标，并且相关监管部门对公司的ST 和 PT 处理更是特别倚重利润指标，重视利润表轻视资产负债表已成为了相关监管部门一种固定思路，因此本文提出假设 2.

　　假设 2:编制在利润表“其他综合收益”科目中的可供出售金融资产的公允价值变动损益对会计稳健性无影响。

　　（二）金融资产分分类对会计稳健性的影响
　　国内现有的对金融资产分类和综合收益列报的研究主要解释了其与盈余管理的相关性。 叶建芳、周兰、李丹蒙和郭琳（2009）用实证研究的方法分析了新会计准则下上市公司关于金融资产分类的会计政策的选择，发现企业持有较多的金融资产时，管理层倾向于将大部分金融资产划分为可供出售金融资产来降低利润的波动性。 同时在持有期间，管理层通常会违背其最初持有的目的， 在短期内通过出售可供出售金融资产来平滑利润。 孙曼莉、蒋艳霞和毛珊珊（2010）归纳了企业为了控制利润而利用金融资产分类的会计政策选择的各种方式，发现目前中国资本市场上存在的大多数上市公司管理层都会主观控制金融资产的初始划分以及后续重分类，尽可能地利用将金融资产划分为可供出售金融资产来调节公允价值变动对利润表中当期净利润的影响。 虽然对于金融资产公允价值变动损益与会计稳健性之间关系的研究不多，但是大量文献都直接或者间接证实在企业利润下降时财务报告不能维持其适度稳健的特征。

　　而企业高管的薪资往往与企业的经营绩效相挂钩，因此他们不可能坐视利润下滑而不采取任何补救措施因此他们通常会在法律规定的边缘范围内运用各种手段调节财务报表的数据，从而虚增利润，吸引投资。 同时，当前我国资本市场的各种监管和控制系统未能得到及时的改进，未实现的公允价值变动损益将为企业经营成果的“粘性”特征为高管的经营管控效果不利提供了新的借口---交易性金融资产公允价值收益为企业带来更高的投资回报率而公允价值损失源于市场不可控因素的破坏，这将继续降低企业财务报告的稳健性。 由此，本文提出假设 3.

　　假设 3（1）：编制在利润表中的公允价值变动收益的规模和会计稳健性负相关。

　　假设 3（2）：编制在利润表中的公允价值变动损失的规模和会计稳健性正相关。

　　三、研究设计
　　
　　（一）模型设计和变量描述
　　由于我国证券市场股票的不完全流通，市场并不是完全有效，股权分置等对股价产生的影响，股票市场的收益不一定能够准确代表公司的会计收益， 但是使用Basu（1997）模型的前提较为严格，必须要求资本市场满足市场有效原则，再加上应计---现金流模型中所需数据可以方便的在财务报表中得到，并且这些数据本身的计量并不受股票市场波动的影响，因此在对样本公司进行稳健性度量时，本文首先采用了应计---现金流模型进行度量，该模型如下：【1】

　　
　　其中，ACCi,t为 i 公司 t 年初的应计项目，计算公式为（净利润+折旧-经营活动现金流量）/期初总资产；CFOi,t为 i 公司 t 年初的经营活动现金流量，计算公式为经营活动现金流量/期初总资产；DRi,t为虚拟变量，当 CFOi,t<0 取值为 1,否则为 0. 在模型（1）中，检验应计科目与正经营活动现金流量之间关系的 C1以及检验应计科目与负经营活动现金流量之间关系的（C1+C3）均应为负值。 由于应计科目具有减少经营活动现金流量的干扰和及时确认经济损失的作用， 因此应计科目与负经营活动现金流量之间的相关性更强，即如果存在会计稳健性，则 C3应大于0. 为了进一步研究金融资产分类对会计稳健性的影响，本文在该模型的基础上进行了一定的改进。

　　考虑到本文研究的是金融资产分类对会计稳健性的影响，本文在应计---现金流模型中加入了一个新的变量， 即可供出售金融资产占 两 类 金 融 资 产 比 率（PAFS），考虑到管理者为了保持利润的稳定性，将金融资产划分为可供出售金融资产，利用其“存储”公允价值变动的调节作用，从而降低了财务报告整体水平的稳健性。 调整后的模型如下：【2】

　　
　　但是，模型（2）验证的是应计科目的稳健性。 本文将因变量改为综合应计科目，等于综合收益+折旧-经营活动现金流/期初总资产，从而验证综合收益的稳健性。 修改的模型如下所示：【3】

　　
　　模型（2）首先检验了传统利润表列报下应计科目的稳健性，接着模型（3）检验了新利润表列报格式下的综合应计科目的稳健性。 如果模型（2）中应计科目的回归系数大于模型（3）中综合应计科目的回归系数，则说明传统的净收益比综合收益更具稳健性， 假设 2 成立；反之，则不成立。

　　本 文 也 采 用 了 净 资 产 账 面 与 市 场 价 值 比 率 法（BTM）来衡量会计稳健性。 这个模型由 Beaver 和 Ryan（2000）建立。 Beaver 和 Ryan 使用比值中与会计稳健性相关的偏差部分来验证会计稳健性。 具体的模型如下：【4】

　　
　　模型（4）中 BTMi,t 为 i 公司第 t 年净资产账面价值与市场价值的比值，这个数值与 1 的差距越小，说明企业的会计稳健性越大；αt是年度虚拟变量；RETi,t-j为年度股票回报率；αi代表企业的净资产的账面价值低于市场价值的偏差， 偏差的系数越小说明会计稳健性越大。

　　1进，见模型（5）：【5】

　　
　　从上面的模型中可以看见，自变量中新加入了直接计入利润表的公允价值变动损益（FVGL）及其数值正负不同时赋予 0 或者 1 的虚拟变量，这样做的目的是主要是为了验证这些因素对会计稳健性是否造成如假设 3所认为的影响。 对于模型 5 来说，β1度量了正的直接计入利润表的公允价值变动收益和会计稳健性的相关性，即账面价值是否及时确认收益；（β1+β3） 度量了负的直接计入利润表的公允价值变动损失和会计稳健性的相关性，即账面价值是否及时确认损失。 当编制在利润表中的公允价值变动收益的规模和会计稳健性负相关时，β1<0;当编制在利润表中的公允价值变动损失的规模和会计稳健性正相关时，β1+β3>0. 同时，为了控制其他因素对会计稳健性的影响， 模型中还加入了真实性盈余、个股年超额累计回报率、企业规模、资产负债率和企业所属行业等一系列控制变量。 以上模型中的主要变量说明见下表 1:【表1】

　　
　　（二） 样本和数据来源
　　本文选取 2010-2012 年的沪市 A 股上市公司为研究样本。 其中剔除了数据缺失的公司；剔除了当年首次发行股票的公司，因为这类公司当年的会计利润和其他年份有较大的差异；剔除了 ST、*ST 公司，因为这类公司已经连续两年以上亏损，面临退市风险，如果将他们都加入到样本中，会影响到结果的可靠性；剔除了变量数据缺失的公司，如交易性金融资产和可供出售金融资产总和为 0 的公司。 由于研究过程的需要，本文还选取了2010 年之前已经上市并且至 2012 年 仍上市的公司来研究，最后一共选取了 696 个样本。 样本数据均来源于CSMAR 金融数据库和锐思金融数据库。

　　四、描述性分析与实证结果分析
　　
　　（一）描述性统计【表2】

　　
　　表 2 提供了模型 2 和模型 3 的主要变量的描述性统计。可以发现 2010-2012 样本公司的年平均应计科目和经过调整的年平均综合应计科目差异较大，经过调整的年平均综合应计科目是年平均应计科目接近 3 倍的大小，从这里我们可以看出大部分公司都选择将金融资产划分为可供出售金融资产，从而计入到资产负债表中的“其他资本公积”科目中去，为将来的经营成果积蓄利润。 同时还可以看到，可供出售金融资产占两类金融资产的比例超过了 71.3%,中位数更是接近 99%,最高的比例可达 100%.【表3】

　　
　　表 3 提供了模型 5 的主要变量的描述性统计结果。

　　BTMi,t 为净资产账面价和市场价比率，通常情况下，会计稳健性的存在会使得净资产的账面价值小于市场价值。因此，这个数值越接近 1 表明会计稳健性越强。而从表中可以发现 BTMi,t 的均值为 0.758<1,说明公司的财务信息缺乏一定的会计稳健性。 同时经过统计还可以看见发现报告计入利润表中的公允价值变动损益的公司数量 379 家远远小于报告直接计入资产负债表中其他资本公积的公允价值变动损益的公司数量 608 家，这表明绝大多数公司还是倾向于将金融资产划分为可供出售金融资产，从而将其公允价值变动计入资产负债表中来积蓄利润。

　　（二）相关性分析【表4】

　　
　　从表 4 中可以看出，可供出售金融资产占两类金融资产比率 PAFS 与经营活动现金流量 CFOi,t、 应计科目ACCi,t和 PACCi.t都显着小于 0,这初步表明，企业管理者将金融资产划分为可供出售金融资产的倾向越高，会计信息稳健性水平会越低。【表5】

　　
　　从表 5 中可以看出，模型 5 的各个解释变量之间的相关系数基本小于 0.4, 说明解释变量之间的相关性较弱，不存在多重共线性的问题。
　　
　　（三）回归结果与分析【表6】

　　
　　表 6 报告了应计---现金流模型的检验结果，反映了金融资产初始划分及综合收益科目的设置对会计稳健性的影响。从表中可以看出，回归模型的 F 值都显着。

　　分析回归 1 的结果， 交叉项 CFOi,t×DRi,t的回归系数在1%的水平上显着为负，从稳健性角度分析，损失更及时得到确认， 对收益的确认也更加基于已经实现的原则，因此应计科目和负的经营活动现金流相关性更强，从而上市公司的财务信息水平整体上比较稳健。 而交叉项PAFS*CFOi,t*DRi,t的回归系数在统计上虽然未能通过显着性检验，但是其系数符号为负，则说明公司奖金融资产划分为可供出售金融资产的表现不利于公司遵守稳定性的原则，与假设 1 符合。 这就表明金融资产的初始划分为可供出售金融资产减少了企业的经营风险，维持了企业经营利润的平稳发展，从而能够保持和吸引更多的投资者， 在一定程度上缓解了上市公司的融资压力，有助于提高企业的偿债能力，从而以银行为代表的债权人降低了对会计稳健性的要求；同时，公司在经营困难时期还可以通过出售可供出售金融资产来增加企业当年的营业外收入，改善了企业的财务状况，避免了被 ST 或者 PT 的可能性， 也带来了大量的现金流入，提高了企业的偿债能力，使得依赖于财务指标的债务契约更容易达到债权人的要求，减少了违约的可能性。 可供出售金融资产的划分使得银行对上市公司的会计稳健性需求降低，表明可供出售金融资产在企业的财务信息中扮演着蓄水池的作用，从而验证了假设 1.

　　分析回归 2 的结果， 可以发现交叉项 PAFS*CFOi,t*DRi,t的回归系数符号为正，表明将可供出售金融资产的公允价值变动从资产负债表中的其他资本公积科目移至利润表中的其他综合收益科目使得财务报表信息的透明度有所增加，提高了公司会计信息的稳健性。 但是交叉项的系数不显着。 本文认为导致不显着的原因主要有两个：首先是目前绝大部分公司还是采用净利润作为衡量其经营业绩的主要指标，并没有对综合收益项目投以过多的关注；其次绝大多数投资者都是通过企业公布的财务报表来对企业当年的经营成果进行评价和进行投资方面的判断和决定，而他们最关注的就是利润表中企业当年的净利润的大小，而综合收益指标作为刚引入的新指标还未被投资者所理解并且意识到它的重要性，从而公司的管理层为了提高企业的经营效益，就会尽可能的通过调节利润来吸引更多的投资。 因此考虑到这些因素，利润表中综合收益项目的陈列未能明显的降低高管们调节利润的可能性。 尤其对众多的中小投资者来说，他们需要充分了解到综合收益科目的真正内涵和与企业经营业绩的相关性，从而做出正确的投资选择来降低高管们利用现在有的会计准则进行调节利润的行为，因此，假设 2 的结果得到证实。【表7】

　　
　　为了研究金融资产分类和会计稳健性之间的关系，本文又研究了利润表中的公允价值变动情况和会计稳健性之间的关系，对模型 2 进行回归，得到表 7. 从表 6可以发现，β1<0, 这表明会计稳健性与正的直接计入利润表的公允价值变动收益之间存在负相关关系，而（β1+β3）>0, 则表明会计稳健性和负的直接计入利润表的公允价值变动损失之间存在正相关关系。 而个股超额回报率与会计稳健性显着正相关， 这说明上市公司业绩越高，操纵金融资产分类的可能性就越小，公司主要依靠自己的实力在市场上发展，会计政策选择的首要条件是基于公司的实际情况而不是为了虚增利润， 吸引投资。

　　在真实性盈余为扣除公允价值变动损益后的营业利润平减上年度期末总资产，其系数显着为正，这也间接说明了上市公司如果不通过公允价值变动来调节调节利润，那么公司的会计信息的稳健性将会提升。 同时，从资产规模和资产负债率的系数显着为正可以看出，规模越大的上市公司，调节利润的可能性越小，会计信息的稳健性越高。 最后，考虑到金融企业的特殊性，行业风险远远大于非金融企业，因此其相关系数显着为负，表明相较于非金融企业，金融企业更加倾向于通过公允价值变动来调节利润，从而降低了会计稳健性。

　　（四）稳健性检验
　　为了保证上述结论的稳健性， 本文还采用了 Basu模型来对上述的假设进行稳健性检验，Basu 模型检验的是每股收益的稳健性，其中因变量为每股收益与股价的比值，自变量为虚拟变量、年收益率、和年收益率与虚拟变量的乘数。【6】

　　
　　EPSi,t 为 i 公 司第 t 年 的每股收益 ;Pi,t-1 为 i 公司第 t-1 年的股价；RETi,t 为 i 公司第 t 年的股票收益率；DRi,t 为虚拟变量，当 Ri,t 小于 0 时，DRi,t=1,否则DRi,t=0.但是，Basu 模型的因变量代表的是每股收益和股价的比值，本文在此基础上做出一定的修改，通过将因变量换成每股综合收益个股价的比值来检验会计稳健性，新模型中所有自变量的含义和原模型相同，修改的模型如下所示：【7】

　　
　　模型 6 首先检验了传统收益模式下的每股净利润的稳健性， 接着模型 7 检验了每股综合收益的稳健性，通过观察可供出售金融资产所占两类金融资产比的系数是否为负和比较每股综合收益的回归系数和每股净利润的回归系数，来验证前文所述假设。 经过实证回归，发现可供出售金融资产所占两类金融资产比的系数显着为负，并且每股收益的回归系数大于每股综合收益的回归系数，则说明假设 1 和假设 2 成立。

　　五、结论与启示
　　
　　本文采用沪市 A 股上市公司的年度报告数据，从金融资产分类和综合收益列报的角度综合分析了交易性金融资产和可供出售金融资产公允价值变动损益列报位置对会计稳健型的影响。 研究发现，考虑到计入资产负债表的可供出售金融资产公允价值变动对利润表并不产生影响，这就使得上市公司可以选择在某项金融资产的市值不发生大幅度波动时或达到投资意图时再将该项金融资产售出，这样净利润科目的数值就会比较稳定，从而在一定程度上使得企业的利益相关者做出错误的判断，认为企业具有持续稳定的经营成果，从而投资风险不大。 因此金融资产初始划分为可供出售金融资产时其所占金融资产的比例和会计稳健性负相关。 同时，考虑到相关部门对我国上市公司出售相关金融资产的监管都是以公司的净利润作为主要参考指标，并且公司的 ST 和 PT 处理也非常关注其利润指标。可以看出相关监管部门已经形成了重视利润表而轻视资产负债表的偏见。 因此编制在利润表“其他综合收益”科目中的可供出售金融资产的公允价值变动损益对会计稳健性无影响。 而对交易性金融资产来说，尤其是当高管的薪酬和企业绩效相关联时，高管们更加倾向于将金融资产划分为交易性金融资产，从而能增加企业的当期利润，此时编制在利润表中的公允价值变动收益的规模和会计稳健性负相关，编制在利润表中的公允价值变动损失的规模和会计稳健性正相关。

　　本文的启示在于一方面我国相关政策制定部门应当采取更完善的措施来监管综合收益科目的正确列报，同时还要不断提升市场的整体环境，为上市公司提供更加透明的财务报告信息制造良好的外部条件，从而能够帮助投资者做出正确的投资决定，优化资源配置；另一方面，在理论上，将政府制定相关会计政策和上市公司改变财务报告行为联系起来分析财务现象是一个值得深入研究的新方向。

　　参考文献:

　　[1]财政部。企业会计准则解释第 3 号[M].财会[2009]8 号。
　　[2]中国注册会计师协会着。2012 年度注册会计师全国统一考试辅导教材会计[M].北京：中国财政经济出版社，2012:16-27.