资产减值准则变更对长期资产减值计提影响的研究

洪金明

一、引言

作为会计研究的重要领域，资产减值是理论界和实务界关注的焦点。2001年我国将资产减值范围扩大至固定资产等长期资产，并允许计提的减值准备在价值回升后予以转回。大量的实证研究发现，长期资产减值成为上市公司进行盈余管理的重要手段，严重损害了会计信息质量。为此，我国在2006年颁布的资产减值准则对相关内容进行变更，明确规定“资产减值损失一经确认，在以后会计期间不得转回”。这一规定与国际财务报告准则存在明显的差异，成为会计研究的重点内容之一。资产减值准则适用的对象为长期资产，这些资产在计提减值时由于缺少销售市价而只能用使用价值进行估计。正因为此，现有的研究对准则变更前后长期资产减值（以下简称资产减值）计提行为的动因和经济后果进行了实证研究，但尚未对减值计提的动因进行系统研究。

鉴于此，本文以2000-2017年沪深A股上市公司为样本，实证检验了准则变更后资产减值准备计提的金额是否存在差异，并从盈余管理和及时性两方面予以深入分析。本文研究的贡献在于：一是采用正确的计量方法研究资产减值计提的动因。现有的研究在实证检验中普遍采用普通最小二乘法(OLS)，而资产减值是非负，不满足OLS回归的条件，从而对研究结论的可靠性产生影响。本文用符合计量要求的Tobit回归进行分析，提高研究结果的准确性。二是深入探讨准则变更后资产减值准则存在差异的动因。现有文献从不同视角考察了资产减值计提的动因，但尚未专门分析减值计提的动因。本文从减值计提的盈余管理和及时性视角探讨减值存在变化的原因。

二、文献回顾与假设提出

Francis等（1996）指出公司资产减值的计提行为主要受经济因素和盈余管理的影响。经济环境出现不利的变化导致资产的价值下降，计提减值是对资产价值作出的调整，挤掉资产中的水分，真实地反映资产的盈利能力（Francis等，1996；王跃堂等，2005）。资产减值也会成为管理层在避免亏损、利润平滑、洗大澡、管理层变更时进行盈余管理的重要手段（Elliott 等，1988；Zucca等，1992；Riedl，2004；李增泉，2001；赵春光，2006）。以2006年颁布的新会计准则为制度背景，多数研究表明新准则的实施能够在一定程度上降低公司的盈余管理行为。张然等（2007）研究指出新准则的颁布对亏损公司使用减值准备进行“大清洗”的现象有一定的遏制作用。郭喜才（2009）研究发现实施新准则会显著降低公司计提较多资产减值作为大清洗的策略性工具。步丹璐等（2009）研究指出在控制了经济因素和稳健性因素后，新准则实施后的资产减值信息与盈余管理的关系比之前有所降低。周冬华（2013）研究发现资产减值准则的变更有效遏制上市公司利用资产减值进行扭亏和大洗澡的盈余管理行为。龚启辉等（2015）研究发现实施新准则后具有正向盈余管理动机的公司转回长期资产减值准备的概率和金额显著下降。顾署生等（2016）研究发现现行会计准则禁止转回提高了非流动资产应计可靠性。部分研究表明新准则并不能有效地制约盈余管理行为。罗进辉等（2010）研究发现新会计准则的颁布并没有改善长期资产减值计提对会计盈余质量的负面影响。陈骏等（2014）研究发现运用长期资产减值准备约束经理层机会主义的效果并不显著。王小芳等（2015）指出2006年修订的资产减值准则旨在弥补公司进行盈余管理的漏洞，但实际操作中仍无法消除上市公司利用资产减值进行盈余管理的现象。总体而言，新会计准则的实施仍不能有效约束公司管理层对资产减值的计提自由裁量权（王福胜等，2014）。董盈厚等（2018）发现CEO个人特征会正向或负向地调节CFO个人特征影响资产减值计提比例。现有文献仍重点围绕盈余管理视角考察资产减值准则的实施效果，尚未深入分析资产减值准备变更对资产减值计提金额的影响，从而不能提供评判资产减值实施效果的直接证据，也不能深入分析资产减值计提的真正动机。

长期资产由于缺乏活跃的市场，其价值难以可靠衡量，这为管理层利用资产减值进行机会主义行为提供了机会。准则变更前公司可以通过资产减值的计提与转回方式进行盈余管理。赵春光（2006）指出减值前亏损且无法达到盈利的公司可以通过资产减值的计提进行洗大澡，而减值前亏损的公司可以通过转回资产减值达到避免亏损的目的。根据自身的需要可以过多或者过少地计提资产减值，这种行为并不会给公司的发展带来不利的影响，因为后期可以通过转回或继续计提进行调整。所以，公司资产减值计提行为具有一定的随意性。准则的变更堵住了公司运用资产减值转回进行盈余管理的行为，在一定程度上克服减值计提的随意性，对减值计提行为产生较大的影响。公司如果过多地计提资产减值，资产的账面价值就难以恢复。当资产价值出现回升的时候，这种行为将会严重地低估资产的价值创造能力。如果资产减值计提比较谨慎，公司管理资产价值的主动性 将会增强，可以有效降低资产价值回升后带来的负面影响。所以，准则变更后，公司计提更少的减值准备有利于自身的发展。基于以上分析，本文提出如下假设：

表1 变量定义

表2 描述性统计分析

H：资产减值准则变更后，资产减值的计提金额会显著减少。

三、研究设计

（一）样本选取和数据来源

我国自2001年开始对固定资产、无形资产、在建工程和委托贷款等长期资产计提减值，考虑到减值计提的比例与期初的总资产有关，所以本文选取了2000-2017年沪深A股上市公司为研究样本，资产减值数据来源于Wind数据库，相关财务数据来源于CASMA数据库。对原始数据进行如下处理：（1）剔除金融类上市公司；（2）剔除当年IPO的公司；（3）剔除部分数值缺失的样本；（4）对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。本文使用stata12.0进行统计分析和实证检验。

（二）研究模型和变量定义

本文借鉴王跃堂等（2005）、张然等（2007）、步丹璐等（2010）的研究，结合研究的需要构建如下模型一：

其中，因变量IMPAIR是当期长期资产减值计提总额占期初总资产的比例。解释变量NAS是准则是否变更的哑变量，当样本公司的年份为2007-2017时，NAS取1，否则取0。根据提出的假设，预期NAS的回归系数显著为负（β1＜0）。其余变量为控制变量，具体定义见表1。

四、实证检验与分析

表3 模型一的检验结果

（一）描述性统计分析

表2报告了描述性统计的检验结果。IMPAIR的均值为0.09%，说明当年计提的减值准备占期初总资产的0.09%。NAS的均值为0.80，说明准则变更后的公司占样本总数的80%。

图1所示，2001-2017年长期资产减值计提呈现先上升后下降的趋势，2001-2006年总体呈现上升趋势，2005年长期资产计提达到最大值，随后逐渐呈下降趋势。2007-2017年长期资产减值计提的均值总体比之前的小。可见，准则变更会对长期资产减值计提有一定的影响。

（二）回归分析

因变量IMPAIR为非负连续的变量，符合Tobit检验的使用条件，所以不能使用普通最小二乘回归法（OLS）。具体结果如表3。

表3是运用Tobit回归对假设的检验结果。回归1没有考虑经济因素和盈余管理动因，回归2只考虑经济因素，回归3只考虑盈余管理动因，回归4考虑经济因素和盈余管理动因。其中，NAS的回归系数均显著为负，表明准则变更后长期资产减值准备的计提显著减少，验证了假设。ROA的回归系数均显著为负，说明公司的经营业绩越好资产减值准备的计提越少。LOSS的回归系数显著为正，WL的回归系数显著为负，SM的回归系数显著为负，CEO的回归系数显著为正，表明资产减值准备的计提存在着盈余管理的因素。

为了检验回归结果是否可靠，本文进行如下敏感性分析：（1）剔除因变量长期资产减值准备为0的样本；（2）为防止准则变更年份过多的影响，本文选用2001-2012年的样本进行回归。发现NAS的回归结果均显著为负，进一步验证了本文的假设。

五、进一步分析

准则变更后计提资产减值准备金额显著降低的原因是什么？是因为利用大额计提资产减值准备的盈余管理行为变少，还是因为计提不及时导致资产减值计提不足。

首先，本文从盈余管理视角考察准则变更后利用大额计提长期资产减值准备的行为是否有变化。需要考察新准则变更后，亏损、平滑利润以及管理层变更等存在大额计提长期资产减值准备的行为是否减少。为此，构建如下模型二：

重点考察存在盈余管理动机变量与虚拟变量NAS进行交叉相乘的回归结果，具体结果见表4。

表4显示，LOSS的回归系数显著为正，NAS＊lOSS的回归系数显著为负，说明准则变更前，亏损公司通过大额计提资产减值准备进行盈余管理，而准则变更后这种情况有所减少。NAS＊NK、NAS＊WL、NAS＊SM、NAS＊PG和NAS＊CEO都没有通过显著性检验，表明准则变更后，扭亏、微利、平滑和管理层变更与之前没有显著的差别。所以，亏损公司利用资产减值进行盈余管理的行为减少，从而导致准则变更后资产减值准备计提变少。

表4 模型二的检验结果

表5 模型三的检验结果

其次，本文考察准则变更后长期资产减值准备计提是否存在滞后性现象。按照资产减值的要求，当可收回金额低于账面价值时公司需要确认减值准备，由于长期资产的公允价值很难获得，所以可收回金额的计算往往是资产预计未来现金流量的现值。这意味着一旦未来现金流出现下降，公司需要计提减值准备。考察减值准备和现金流的关系有助于识别减值计提是否及时。借鉴Elizabeth等（2018）的研究方法，构建如下的模型三：

其中，OCFit+τ表示i公司t+τ期的经营现金流，用经营现金流除以期初总资产；ACCit表示i公司t期的应计项目，是净利润和经营现金流之差；IROAit表示i公司t期所在行业资产收益率的中位数；ΔOCFit表示i公司t期经营现金流的变化，是当期OCF与上期之差；CAPXit表示i公司t期资本支出，用资本支出的现金流除以期初总资产。重点考察β5的回归系数。

表5列示了资产减值与未来现金流量的回归结果。当因变量为OCFit+1和OCFit+2时，IMPAIR的回归系数均显著为正，即计提减值越多的公司现金流量越大，抑或计提减值越小的公司现金流量越少。这说明在正常情况下盈利能力强的公司越多计提减值，盈利能力越弱的公司越少提减值准备，这与减值准备用于盈余管理有关。而NAS＊IMPAIR的回归系数均显著为负，说明准则变更后资产减值准备的计提与未来的现金流量的关系发生显著变化，即减值计提的越多，未来现金流量少。当因变量为OCFit-1时，NAS＊IMPAIR的回归系数为负，但未通过显著性检验，即减值的计提与过去现金流量的减少不存在显著的关系，没有证据表明新准则下减值的计提存在滞后性。所以，资产减值准备的计提能够及时地反映未来现金流量的变化，不存在资产减值准备计提不足的问题。

六、结论与启示

为全面考察资产减值变更的效果，本文以2000-2017年沪深A股上市公司为样本，实证检验资产减值准则的变更对长期资产减值计提行为的影响，研究发现，准则变更后资产减值准备计提的金额明显降低。进一步研究发现，这主要是由于亏损公司利用资产减值洗大澡的行为减少，而非由于计提的滞后性所导致减值计提金额不足。

本文研究表明资产减值准则变更更符合我国的实际情况，资产减值损失不能转回既能有效抑制公司的盈余管理行为，又能提高减值计提的及时性，在一定程度上能够提高会计信息质量。这表明会计准则的制定不能仅仅以与国际财务报告趋同为目标，更应该考虑我国会计准则的应用环境，才能更好地促进经济的发展。