2014年会计准则的实施与上市公司财务状况的实证研究——以房地产行业为例

石 瑶

（湖北经济学院 会计学院，湖北 武汉 430205）

2014年会计准则的实施与上市公司财务状况的实证研究
——以房地产行业为例

石 瑶

（湖北经济学院 会计学院，湖北 武汉 430205）

2014年会计准则的实施对中国市场产生很大的波动，且引起各界强烈的关注。本文就2014年改革的会计准则探究其实施前后与企业财务状况的关系，选取2013年、2015年深市房地产行业数据进行实证分析。实证结果显示为新准则的实施与上市企业资产规模及短期偿债能力状况有显著的正相关性，与获利能力状况有显著的负相关性。

新会计准则；财务状况；Probit模型

一、引言

2010年9月，国际财务报告准则（IFRSs）的概念性框架再次修订。由于我国在2006年会计准则上与IFRSs实质趋同，故继续紧跟此次修订的步伐。财政部于2014年上半年先后颁布了5项修订的会计准则（财务报表列报、职工薪酬、长期股权投资、合并报表列报、金融工具列报）和3项新增的会计准则（在其他主体中权益的披露、公允价值计量、合营安排），于2014年7月1日正式执行[13]。在这样的背景下，新会计准则的实施必然对企业产生影响，特别是“公允价值计量”和“财务信息披露”对企业做出更具体的要求。那么新准则到底对企业会产生怎样的影响，本文将以深市房地产行业A股公司为例，通过新准则实施前一年与后一年的相关数据分析，探讨新准则的实施对上市公司财务状况的影响，希望能为新会计准则改革提供一些有用的证据。

二、文献综述

对新会计准则实施后带来的影响，文献大约描述为下面四类：

一是新准则同会计信息质量的研究。这类文献既有理论阐述，比如赵梓汐，黄秋菊（2016）[2]认为新会计准则的实施对会计信息既有正面价值也有负面影响；也包括实证模式，崔海霞，贺红艳（2009）[3]通过制造业统计数据分析出新会计准则的实施与信息披露质量正相关；田高良等（2010）[4]通过市场公开数据得出：相较于旧准则，新准则实施后反而降低了会计的信息质量；还有问卷模式，童素娟（2014）[8]通过问卷调查分析出新会计准则执行后虽然对企业会计的信息质量有所提高，但提升空间也因此有所限制。

二是新准则与上市企业财务状况研究。其中采取实证模式的文献观点各有不同：梁杰等（2008）[5]认为新准则实施前后主要财务指标增长水平没有表现出显著性，实施新准则后对上市企业的资本结构、成长发展能力没有影响，同时不会影响营业收入的收益水平；唐榕（2009）[6]通过对不同行业数据进行对比验证，得出新准则是否执行与企业资产质量状况、营运能力状况、获利能力状况显著相关；刘益平，左宜（2010）[7]则得出新准则更多地是对短期偿债能力、净资产收益率有显著性影响。

三是新准则影响企业行为的研究。文献认为，新会计准则能遏制传统利润操纵行为同时又会产生新形式的利润操纵行为（陈如欢，2010）[11]；上市企业的整体盈余管理行为在新准则实施后并没有减少，而真实盈余管理却负面影响了企业经营与长远发展（杨娜，2016）[9]；新会计准则下，制造行业上市企业在关联方交易行为上有增多的趋向（公帅，2012）[10]。

四是新准则与企业税收负担的相关性研究。文献将所有行业上市企业的数据作为第一样本，将制造行业上市企业的数据作为第二样本，通过多元线性回归模型分析得出新会计准则实施后能减少上市企业平均所得税税收负担（王素，蒋高乐，2009）[12]。

三、理论分析与假设

在财务分析理论中，财务状况可以特指公司资产负债状况，也可以是一定期间内经济活动过程及其结果的综合反映。文章主要从资产规模、获利能力、成长能力、营运能力及偿债能力状况来综合定义公司财务状况。

原会计准则对公允价值计量模式没有给予非常切确的规定，而此次新颁布的“企业会计准则第39号”全新定义了公允价值计量模式，从初始计量、估值技术、公允价值层次、公允价值披露等多角度全方位进行规定。在新准则下，房地产公司若对其金融资产、金融负债进行重分类及重新估值，可能带来其账面净值大幅度变化，使得企业利润的波动性加剧。而首次采用公允价值计量模式时，房地产公司必须追溯调整上期所有者权益。目前房地产业处于升值状态，公司其他综合收益将会有所增长，从而影响所有者权益，有利于提高房地产企业规模。

根据马尔萨克的信息经济学理论，当上市公司财务状况良好、获利能力较强时，会更积极地提高信息披露。则以此推出公司财务状况与其信息披露相关。而新修订30号准则与新增41号准则同原准则相比，更加明确和强调财务报表列报及其在其他权益主体中披露的要求。据此可以判断新准则实施前后信息披露变动能反映出财务状况的变动。

结合上述分析，现提出下列条件假设：

假设1：新会计准则的实施与上市企业资产规模状况相关；

假设2：新会计准则的实施与上市企业获利能力状况相关；

假设3：新会计准则的实施与上市企业成长能力状况相关；

假设4：新会计准则的实施与上市企业营运能力状况相关；

假设5：新会计准则的实施与上市企业偿债能力状况相关。

四、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选取深圳证券交易所官网“上市公司基本信息”下“行业分类”中的房地产行业A股上市企业作为研究样本。因新准则与2014年7月1日起执行，上半年与下半年实施准则不同，故选取新准则实施的前一年与后一年的数据作为样本分析。2013年与2015年的样本财务指标数据均选取于新浪财经网“股票”界面的“上市公司财务指标”。最后，对选取的样本数据进行如下处理：

1.在样本选取的考察期间就存在持续两年财务状况异常的上市企业，因此剔除“ST股”公司。

2.剔除在所选年度内上市和退市的企业。

根据以上剔除处理，最终选取共54家房地产行业上市公司，108个样本数据。

本文将筛选的数据作为样本研究，在新会计准则理论基础上，通过Stata13.1软件实证分析房地产行业上市企业实施新会计准则前后的财务状况。

（二）变量选取

1.因变量

为剖析新准则的实施与上市企业财务状况、信息披露质量状况的关系，笔者将是否执行新准则作为虚拟变量，新准则没有实施前为0，新准则实施之后为1，将此虚拟变量作为因变量 y。

2.自变量

将公司财务状况以下列5个方面评价：资产规模状况、获利能力状况、偿债能力状况、成长能力状况、营运能力状况。以资产规模对数为自变量lnx1，获利能力以每股收益（x2）和销售净利率（x3）作为指标。成长能力以主营业务收入增长率（x4）和总资产增长率（x5)作为指标。考虑到房地产行业的行业性质，营运能力以固定资产周转率 （x6）和总资产周转率（x7）作为指标，偿债能力则分为短期偿债能力指标流动比率（x8）与长期偿债能力指标资产负债率（x9）。

（三）模型构建

由于本文将是否实施新会计准则作为因变量，故根据汪铁丰（2008）[14]所解释的probit模型作为参考。将2年中54家房地产行业上市公司的全部数据作为样本，建立如下probit回归模型：

其中ρ为常数项，βi（i=1,2…9）为各变量的回归系数，β为误差项。

五、实证分析

（一）相关性分析

为了剖析各个变量之间的相关性，本文首先验证了主要解释变量的相关性，同时对相关性是否显著进行检验。如表1所示：

表1：相关性检验

由上表可以看到，是否实施新会计准则（y）与上市公司资产规模对数（lnx1)呈负相关，并且在5%的统计水平下通过了验证测试，这与前文提出的假设1相对应。新准则是否实施（y）与每股收益（x2）、销售净利率（x3）、固定资产周转率（x6）、总资产周转率（x7）、会计信息披露质量（x10）呈负相关，但在统计检验上均不显著。新准则是否实施（y）与主营业务收入增长率（x4）、总资产增长率（x5)有正相关性，但是在5%水平内均不显著；与流动比率（x8）、资产负债率（x9）有正相关性，同样在5%水平内均不显著。此外，解释变量内部有部分之间表现出显著性相关，不排除出现多重共线性的问题。故从表1我们可以得出各变量之间在不同程度上存在相关性关系，但要进一步剖析各个变量之间的关系，应当需要运用Probit模型进行进一步验证。

（二）Probit模型回归分析

本文为探究新会计准则的执行与上市公司财务状况、会计信息披露之间的关系建立了Probit模型，结果如表2所示。

由表2可以得出：（1）本文模型的P值比0.01小，表明Probit模型在1%的统计水平上是显著的，即新准则的实施与上市公司财务状况及会计披露质量相关；（2）资产规模对数（lnx1)的回归系数为正值，且P值比0.01小，表明在5%的统计水平上新准则是否实施与资产规模具有显著的正相关性，这符合本文假设1，且与所阐述的理论相符；（3）每股收益（x2）与销售净利率（x3）回归系数均为负值，且它们的P值小于0.10，表明在10%的统计水平上新准则是否实施与上市公司获利能力状况具有显著的负相关性，这与本文假设2相符，且与前面阐述理论及唐榕（2009）研究结论相符；（3）主营业务收入增长率（x4）、总资产增长率（x5)的回归系数均为正值，但它们的P值大于0.05，说明新准则是否实施与上市公司成长能力状况呈正相关但不显著，即拒绝假设3，不具有显著性影响验证了前文梁杰等（2008）研究结论。（4）固定资产周转率（x6）的回归系数为负值，总资产周转率（x7）回归系数为正值，但同样P值均大于0.05，即新准则是否实施与上市公司营运能力状况不具有显著相关性，拒绝假设4，但同样验证了前文梁杰等（2008）研究结论。（5）流动比率（x8）回归系数为正值，且P值在0.05之内，表明在5%的统计水平上新准则是否实施与上市公司短期偿债能力状况具有显著的正相关性，可以接受假设5，并且验证了前文中刘益平，左宜（2010）实证结论。但资产负债率（x9）回归系数为负值，且P值较0.05大，说明新准则是否实施与上市公司长期偿债能力状况不具有显著的相关性，可能是因为样本跨年度较小，数据选取不足。

表2：Probit模型回归结果

（三）稳健性分析

为验证本文模型的合理性，本文对（二）中模型进行稳健标准误分析；为提高研究结果的可信度，对各解释变量进行多重共线性检验。

表3：VIF 检验

根据VIF膨胀因子检验法的经验判断：当VIF最大值在10以内时，自变量之间不存在多重共线性；当VIF最大值比10大时，则存在严重的多重共线性。我们可以从表3中看出各解释变量间并没有出现严重的多重共线性问题，故该模型稳健性较好。在模型稳健性较好的情况下，笔者继续使用Stata13.1检验稳健标准误。如表4所示：

表4：模型的稳健标准误

比较表 2 中“Std.Err.”与表 4 中“Robust Std.Err.”，可以看到其数值相差不多，即本文Probit模型普通标准误与稳健标准误基本相符，因此我们可以判断该模型是合理的。

六、研究结论与政策启示

（一）研究结论

本文选取深市房地产行业A股上市公司共108个样本，对理论阐述提出的6个假设利用Probit模型进行实证研究。以此来剖析2014年会计准则的实施与上市企业财务状况的关系。实证结果为：2014年会计准则的实施与上市公司的获利能力状况的正相关性及资产规模、短期偿债能力状况的负相关性是显著的；然而与上市公司的成长能力状况、营运能力状况不具有显著的相关性。

（二）政策建议

基于上述研究结论，笔者给出以下建议：（1）在与国际趋同的同时，相关部门应以贴切中国市场环境和满足经济发展的现实需求为前提，适时渐进会计准则的改革；（2）会计准则在限定框架下仍给予企业诸多选择空间，房地产企业应立足于所处行业环境和经营管理需求慎重选择。

（三）研究的不足与展望

1.本文仅选取新会计准则实施前后2年的数据作为样本，得到的回归方程拟合度并不高，而企业成长能力及营运能力等长期指标并不能以此得出准确结论。故未来实证研究过程中，针对长期指标应尽可能选取较多年度的数据进行验证；

2.由于时间有限，本文仅选取了深市房地产行业的数据，故选取变量指标带有这一行业的特征，而文中阐述的理论为一般规律，故本文数据可能存在不全面的状况。未来研究过程应尽可能选取较全面的市场数据。

综上所述，本文实证分析所出的结果仅就合适于文中筛选的样本数据。

参考文献：

[1]佟亮，王丹.新会计准则对财务分析影响分析[J].新经济，2016，（12）.

[2]赵梓汐，黄秋菊.价值相关性视角下新会计准则的实施对会计信息价值及影响分析[J].商场现代化，2016，（19）.

[3]崔海霞，贺红艳.财务状况、新会计准则的实施与信息披露质量的实证研究——基于深交所制造业上市公司的经验证据[J].中国管理信息化，2009，（11）.

[4]田高良，李留闯，李鹏，齐堡垒.新企业会计准则对会计信息质量的影响研究[J].当代经济科学，2010，（32）.

[5]梁杰，高蕾，刘英男，段家菊.新会计准则对上市公司综合财务状况的影响分析——基于深沪A股上市公司的实证研究[J].财会通讯：学术版，2008，（3）.

[6]唐榕.新会计准则对上市公司综合财务状况的影响[J].沈阳工业大学学报（社会科学版），2009，（4）.

[7]刘益平，左宜.新会计准则对上市公司综合财务状况的影响[J].价值工程，2010，（11）.

[8]童素娟.新会计准则实施效果研究——来自审计师的调查问卷分析[D].首都经济贸易大学，2014.

[9]杨娜.新会计准则变迁下上市公司盈余管理行为研究——以信息技术行业为例[J].会计之友，2016，（19）.

[10]公帅.新旧会计准则上市公司关联方交易动机的实证分析[D].复旦大学，2012

[11]陈如欢.新会计准则下上市公司的利润操纵行为的实证研究[D].天津商业大学，2010.

[12]王素荣,蒋高乐.新会计准则对上市公司所得税税负影响研究[J].中国工业经济，2009，（12）.

[13]郭大刚.2014安越最新会计准则修订变化剖析与应对指南.[EB/OL].http://www.easyfinance.com.cn/Finance/html/Article/12363.htm?.2014

[14]汪铁丰.Probit模型的发展和演变[D].东北师范大学，2008.

[15]张秀红.试析新会计准则对房地产行业的影响与对策[J].中国总会计师，2012，(11).

石瑶（1993- ），女，湖北武汉人，湖北经济学院会计学院在读硕士，主要从事会计、审计研究。