环境不确定性与稳健性反应：“因势而动”还是“以静制动”

安庆钊 熊健 赵康乐

【摘要】选取2009 ～ 2018年沪深A股上市公司数据为样本， 使用规范研究与实证研究相结合的方法分析企业面对各类环境不确定性因素时在会计上可能做出的稳健性反应。 以2014年企业会计准则重大修订为契机， 通过双重差分模型进一步分析修订后的会计准则对环境不确定性与会计稳健性反应之间的关系所产生的影响。 研究表明：宏观环境不确定性正向影响会计稳健性反应， 中微观环境不确定性负向影响会计稳健性反应; 静态层面的会计准则国际趋同对该正向关系有所加强， 但对该负向关系有所减弱， 而动态层面的会计准则国际趋同则在一定程度上弱化了上述正向关系。

【关键词】环境不确定性;会计稳健性反应;会计准则国际趋同;双重差分

【中图分类号】F233      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2021）07-0067-10

一、问题的提出

会计稳健性（Conservatism）是会计实务中进行确认、记录、计量和报告所遵循的一项最基本的处理方法， 也是财务会计概念框架中谨慎性原则的重要体现[1] ， 更是当今国际各主要会计准则体系共同强调的一项会计信息质量特征[2] 。 雖然国际会计准则理事会（IASB）考虑到在国际财务报告准则（IFRS）执行过程中公允价值已得到了广泛的应用， 因而在2010年后曾经一度将谨慎性原则从《财务会计概念框架》中删去， 但后来IASB又在2018年修订的《财务会计概念框架》中将谨慎性原则作为“忠实表达”（原“可靠性”）的次级质量特征重新纳入。 我国则是自1992年首次制定企业会计准则至2006年企业会计准则[记作CAS（2006）]颁布的历次重大会计制度改革中始终贯彻谨慎性原则。 由此可见， 无论是各项会计业务的日常处理还是各类会计信息在财务报表中的披露， 都体现了会计稳健性的重要程度[3] ， 毕竟在当前国内外资本市场面临各类不确定因素的大环境之下， 相对稳健的会计反应方式才更加符合企业各利益相关者对于会计信息的需求及企业本身在未来的长期可持续发展[4] 。

从环境不确定性方面来看， 我国自加入WTO以来， 与国际资本市场的联系日益密切， 各种全球性的政治经济不确定性因素也对国内资本市场的运作产生了诸多影响。 因此， 我国企业在面临不确定环境时， 应当如何恰当运用会计稳健性原则做出对自身未来长期可持续发展更为有利的反应也就成了一项不可回避的战略决策。

从会计准则国际趋同的角度来看， CAS（2006）已于2007年实现了与IFRS的趋同， 以更好地促进资本市场同国际接轨并有效降低不同资本市场之间的交易与信息转换成本。 此后我国也一直在以积极开放的姿态和实际行动与IFRS保持持续趋同， 其中最典型的当数财政部于2010年4月出台的《中国企业会计准则与国际财务报告准则持续趋同路线图》（简称《路线图》）以及于2014年对CAS（2006）所进行的一系列重大修订[记作CAS（2014）]。 我国会计准则同IFRS的持续趋同不仅为我国和其他执行IFRS的国家和地区之间进行会计信息交流提供了条件， 而且在一定程度上改善了会计信息的编制与披露质量， 使得企业的会计行为变成相对可预期的状态， 进而相应地降低了有关因素的不确定性。

虽然我国资本市场在近年来取得了长足发展， 但仍有诸多不完善之处， 加之国内产业转型升级与国际贸易争端等经济影响， 我国广大企业面临着各种环境不确定性， 这样一来， 企业就会在会计层面做出不同的稳健性反应予以应对。 鉴于此， 本文以环境不确定性作为切入点， 首先对企业面临不同环境不确定性时所做的会计稳健性反应进行分析; 然后立足于会计准则国际趋同的背景， 从静态和动态两个层面进一步探讨环境不确定性对企业会计稳健性反应的影响; 最后将定性与定量分析相结合， 在规范研究的基础上通过实证检验得出本文最终的研究结论。

本文可能的贡献和创新点在于：其一， 丰富了不同类型环境不确定性的经济后果以及会计稳健性反应影响因素方面的研究; 其二， 在一定程度上探析了会计准则国际趋同变迁过程这一准自然实验对企业内外部环境变化与会计反应行为之间的关系所发挥的作用。

二、制度背景下的相关理论分析

（一）制度背景：我国会计准则与IFRS的持续趋同

早在CAS（2006）颁布之前， 我国就在《企业会计制度》[记作ASBE（2001）]中着重强调了会计稳健性的处理原则， 如要求企业全面计提资产减值准备、及时处理虚拟资产并放开折旧政策和坏账准备计提比例的限定等[5] 。 而之后的CAS（2006）不仅以“1+38”的结构组成了一套完整且与国际接轨的会计准则体系， 还重新引入被ASBE（2001）取消的公允价值计量模式。 毕竟公允价值计量在其本身含义、操作方法及信息披露上无一不体现出稳健性原则的恰当运用， 它要求企业在面临各类不确定性因素的时候对经济业务的描述既要做到以客观真实为标准， 又要做到公正且不失谨慎地估计资产（收入）与负债（费用）， 进而将稳健性原则付诸会计实务当中[6] 。

CAS（2006）正式实施以后， 财政部会计准则委员会（CASC）为了进一步促进我国会计准则的国际趋同并积极参与IFRS的修订工作， 除了发布《路线图》， 还采取了一些其他举措， 如就IASB关于对IFRS中一些具体准则的修订向国内各界公开征求意见以及在2014年对CAS（2006）进行增修， 进而有了“1+41”的会计准则体系。 究其原因， 除了CAS（2006）本身存在问题， 更多的还是2007年后IASB对IFRS进行了一系列重大变革。

相比于CAS（2006）， CAS（2014）进一步缩小了与IFRS之间的差距， 但同时也必须指出：从表面上来看， 我国会计准则似乎是紧跟着IFRS的增修而增修; 但实际上， CAS（2014）的制定则是经过了对我国资本市场及会计实务现实情况的充分考虑。 例如， 《企业会计准则——基本准则》（2014）不仅没有像IASB于2010年发布的《财务会计概念框架》那样一度删去谨慎性原则， 反而遵循1993年以来历次会计制度改革的精神， 将谨慎性原则一脉相承地贯彻下来， 并一再强调提高财务会计报告主体盈余稳健性的重要意义[7] 。 此外， CAS（2014）还将公允价值计量以一项全新具体准则的形式， 即《企业会计准则第39号——公允价值计量》（CAS 39）正式纳入会计准则体系， 更体现出了进一步促进国内资本市场发展的坚定信心。 财政部要求CAS（2014）中增修的具体准则必须于2014年7月起执行， 因此我国上市公司2014年的年报必须依据CAS（2014）而非CAS（2006）进行编制与披露。 另外， 相比于CAS（2006）， CAS（2014）的基本准则及各项具体准则发生了明显变动， 因此本文以此作为制度背景下准自然实验的契机， 探讨环境不确定性对企业会计稳健性反应的影响路径。

（二）理论分析：基于决策有用性

环境不确定性因素会给企业活动造成不同程度的影响并体现在财务报表中， 进而影响报表使用者的决策行为。 又因为企业通过财务报表提供会计信息主要是为了降低信息不对称， 所以管理当局为了使报表使用者相信其所披露的会计信息是决策有用的， 会倾向于更加稳健的会计处理方法[8，9] 。

但上述理论也存在争议， 例如美国财务会计准则委员会（FASB）就曾经主张稳健性的会计处理原则会加深信息不对称程度， IASB中亦有一部人对此表示认同， 于是象征稳健性反应的谨慎性原则便在2010年由IASB与FASB联合发布的《财务会计概念框架》中被删除了[6] 。 事实上， 早在此前LaFond和Watts[10] 就通过研究得出了与FASB相反的结论， 他们认为：如果将稳健性的处理原则从会计准则体系中删除， 不仅不会缓解信息不对称， 反而会扩大企业在面对环境不确定性时确认利得与损失的时间差。 于是IASB又在其2018版《财务会计概念框架》的第二章（有用财务信息的质量特征）中重新引入“谨慎性原则”， 并将其列为“忠實表达”（原“可靠性”）的次级信息质量特征， 以体现稳健性原则对于规范会计信息质量并提高决策有用性的重要意义， 而这在一定程度上验证了LaFond和Watts[10] 的上述观点， 并支持了本文在会计准则国际趋同背景下研究环境不确定性与会计稳健性反应的可行性。

（三）理论分析：基于契约有用性

各类环境不确定性因素不仅会影响报表中会计信息的生成， 还会影响企业的股价和各项契约[11] ， 薪酬契约就是其中之一。 根据信息不对称与委托代理理论， 管理层的努力程度通常较难被直接观测且会计盈余容易被管理层操纵， 因此当面临各类环境不确定性时， 企业所有者往往更倾向于通过企业股价来获取与管理层努力程度相关的增量信息[12] 。 现有研究发现： 当以股价变动衡量未实现损益时， 企业往往会在股价下跌时追究管理层的责任并降低管理层的绩效报酬; 但在股价上涨时， 企业通常会选择延迟支付管理层的绩效报酬并等到收益实现后支付。

由此可见， 企业出于谨慎性原则的考虑会倾向于在薪酬契约中选择稳健性的会计处理， 尤其是在面对各类环境不确定性时， 企业对于因不利消息而确认未实现损失的反应相对于因有利消息而确认未实现收益的反应会更加敏感。 此外， 随着资本市场的发展， 股权分散化与所有者身份多元化的趋势也会使得广大中小股东更加难以观测到管理层为实现薪酬契约中的红利而操纵会计盈余的利益侵占行为[9] 。 为了确保在面对环境不确定性时薪酬契约的有效性并规范此过程中稳健性的选择与运用， 必须采取相应的制度约束手段， 而会计准则在国际趋同过程中的不断完善正是构筑这一制度约束的重要途径之一。

三、文献回顾与研究假设

（一）环境不确定性与会计稳健性反应

环境不确定性的来源比较广泛， 因此其对于企业活动产生的影响也是复杂多样的， 并且这些影响最终又会反映在企业财务报表上[13] 。 一般而言， 当环境处于不确定性状态时， 大量信息会随之而来， 管理者在面对好消息和坏消息时如何进行识别、反应及确认就显得尤为重要。 一方面， 更为积极的会计稳健性反应有助于企业及时对未来潜在的不利因素做出预判， 进而建立相应的防控机制; 但另一方面， 积极的会计稳健性反应也有可能会导致企业对环境不确定性的误判， 进而错失有利机遇[14] 。 综上所述， 只有从多重视角分析环境的不确定性， 才能更加全面地探讨其对会计稳健性反应的影响。

从宏观上来看， 影响资本市场的环境不确定性因素主要体现在政府的政策层面， 且这类环境不确定性的产生往往是源自经济波动周期及政府所做出的一系列决策， 因此其对企业活动产生的影响通常是不可控的。 故而当面临宏观经济政策不确定性时， 资本市场上绝大多数企业都难以独善其身， 出于对未来潜在风险预判和防控的考虑， 企业在会计处理上就会更为稳健， 进而体现出“以静制动”的反应策略。

而从中微观上来看， 影响资本市场环境不确定性的因素主要体现在企业本身所处的行业层面， 这类环境不确定性的产生往往同企业活动本身息息相关， 且可以通过企业业绩波动水平进行衡量， 企业能够通过改变经营管理策略对此进行调控。 故而当行业不确定性因素出现时， 受到影响的不再是整个资本市场， 而是其中的某些行业， 而且此类环境不确定性在带来风险的同时也会带来机遇， 企业出于在风险中把握机遇的考虑， 可能不会倾向于做出稳健性选择， 从而体现出“因势而动”的反应策略。

综上所述， 本文提出如下假设：

H1a：宏观经济政策环境不确定性正向影响企业的会计稳健性反应。

H1b：企业所处行业环境不确定性负向影响企业的会计稳健性反应。

（二）会计准则国际趋同、环境不确定性与会计稳健性反应：静态层面

会计稳健性的运用不仅依赖于专业人员的职业判断， 而且会受到会计准则体系的制度约束， 相对完善的会计准则体系不仅有助于提升会计信息的质量， 而且会影响企业面对环境不确定性时的会计稳健性反应， 并帮助企业合理运用谨慎性原则对潜在的好消息（或坏消息）进行确认[15] 。

结合我国资本市场的情况来看， 尽管CAS（2006）已经与IFRS实现了整体上的趋同， 但二者之间依然存在一些差异。 与此同时， 随着我国在全球经济影响力的不断扩大， 越来越多的企业开始选择通过跨境上市主动融入国际资本市场。 从静态层面来看， 跨境上市企业在编制报表时要同时遵循多套会计准则体系， 不可避免地会发生额外的信息成本， 尤其是身处资本市场更加完善的发达国家或地区时， 这些企业更需要以谨慎和规范的态度向国内外报表使用者披露财务信息， 加之2008年以来全球性金融风暴持续的负面影响， 都使得同时身处国际和国内资本市场的跨境上市企业在面对各类环境不确定性时做出更加积极的会计稳健性反应， 即跨境上市对于企业因环境不确定性所做出的会计稳健性反应具有调节作用。 基于以上分析， 本文提出如下假设：

H2a：跨境上市促进了宏观经济政策环境不确定性与企业会计稳健性反应之间的正向关系。

H2b：跨境上市弱化了企业所处行业环境不确定性与企业会计稳健性反应之间的负向关系。

（三）会计准则国际趋同、环境不确定性与会计稳健性反应：动态层面

CAS（2006）在计量模式上实现与IFRS趋同的重要体现之一就是重新引入公允价值计量， 而公允价值最初在金融工具上的应用亦是出于对会计稳健性原则的考虑， 因此当企业面对环境不确定性时， 在遵循会计准则的前提下合理利用公允价值计量逐渐成为会计准则国际趋同背景下的普遍选择[16] 。 CAS（2006）实施以后， IFRS也在不断增修， 无形中扩大了CAS（2006）与IFRS之间的差异， 需要通过与IFRS的持续趋同实现与国际接轨， CAS（2014）的出台便是我国会计准则与IFRS进一步趋同的产物。 与之前在静态层面上的讨论不同， CAS（2014）与国际趋同更多的是体现在动态层面之上， 受到影响的也非某些特定行业而是整个国内资本市场， 在这样的准自然实验背景之下， 宏观经济政策环境不确定性与会计稳健性反应之间的关系就会首当其冲地受到影响。 CAS（2014）是我国在发展进入新常态后不断完善社会主义市场经济体制并促进产业转型升级的背景下建立的， 相对于此前历次会计准则变迁和会计制度改革， 其在继续重视会计稳健性运用的前提下， 对一些具体问题坚持稳健性原则的态度又有所调整和转变[17] 。

尽管CAS（2014）依然要求企业对经济业务进行会计处理时应当贯彻稳健性原则， 例如《企业会计准则——基本准则》（2014）明确界定了各会计要素的定义及确认条件， 还重点强调了一些报表项目列报的相关性和可靠性， 但与此同时， CAS（2014）也转变了以往强化稳健性原则运用的指导思想， 如不再坚持原先“反利润主导”的准则制定精神， 以使企业的会计处理更加接近于经济环境和经济实质。 其中最明显的变化是进一步拓宽了公允价值计量的使用范围， 例如CAS（2014）不仅在修订后的CAS 2、CAS 30、CAS 33及CAS 37中引入综合收益等新概念， 不再对“反利润”的处理方式加以限制， 还单独将公允价值计量作为一项具体的会计准则予以颁布（即CAS 39）。 而这也表明CAS（2014）对会计稳健性的运用态度有适度调整。

如此一来， 无论是对于仅需要遵循一套会计准则的境内上市企业还是同时需要遵循多套会计准则的跨境上市企业而言， 我国会计准则与IFRS差异的缩小以及公允价值计量范围的扩展都会对企业面临环境不确定性时所采取的会计稳健性反应产生抑制作用[18] ， 因此本文提出如下假设：

H3： 我国会计准则的进一步国际趋同变迁弱化了宏观经济政策环境不确定性与企业会计稳健性反应之间的正向关系。

四、数据来源与模型设计

（一）样本选择

本文以2009 ～ 2018年沪深两市 A 股上市公司为研究对象， 并剔除了其中ST类、?ST类、金融保险类及关键变量数据缺失的公司样本， 最终共获得12156个观测值。 财务数据主要来自于CSMAR与Wind金融数据库， 并通过Excel和Stata 15.0等软件工具进行处理和统计分析。 为了避免样本中极端值对实证结果产生的干扰， 本文对所有连续变量在1%的水平上进行了Winsorize处理。 另外， 考虑到异方差问题， 本文还对回归模型做了Robust调整。

（二）变量设计

1. 被解释变量：会计稳健性反应。 本文对会计稳健性反应的计量借鉴了Ball和Shivakumar[19] 的“应计—现金流关系计量模型”（ACF）。 该模型使用现金流量的符号作为有利消息和不利消息的替代变量， 并通过与Basu[20] 所提出的“盈余—股票报酬计量模型”（AT）相类似的反向回归方法衡量会计稳健性的反应和运用程度， 具体模型如下：

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

在模型（A-1）中， ACCit表示应计项目总额; CFOit表示营业现金流量净额; DRit为哑变量， 当CFOit为负时取1， 否则取0。 通过反向回归计算得出的系数α3就是应计项目对不利消息的敏感程度相比有利消息的敏感程度的增量， 该值越大说明企业的会计稳健性反应越积极。 根据以往研究， 通过ACF模型计算得出的有关会计稳健性比AT模型的可靠性更高， 且ACF模型具有AT模型所不具备的优点， 即不依赖资本市场上股票价格计量会计稳健性反应及运用程度[21] ， 因此本文使用ACF模型的反向回归系数α3衡量会计稳健性反应。

2. 解释变量：环境不确定性。 考虑到环境不确定性的来源不同， 本文进一步将其划分为宏观（EUpolit）与中微观（EUindit）两个层面分别进行研究。 其中， EUpolit指标的构建主要是基于Baker等[22] 對世界主要经济体所发布的BBD指数， 由于该指数的原始数据为月度指标， 故本文还借鉴了Wang等[23] 和钟覃琳等[24] 的方法， 将月度指标分别取几何平均数[在模型（B-1）、模型（B-2）、模型（B-3）中使用]与中位数[在模型（B-3）及稳健性检验中使用]后再除以100转换成年度指标。 而EUindit指标的构建则主要是参照了申慧慧[25] 、申慧慧等[26] 、申慧慧和吴联生[27] 的方法， 模型如下：

MbRevit=α0+α1YEARit+εit （A-2）

在模型（A-2）中：MbRevit表示主营业务收入; YEARit为年度变量; εit为残差项， 用以衡量非正常营业收入。 在此基础上， 先将εit除以该年度正常营业收入的平均值， 记作EUind1; 再取该指标的中位数（记作EUind2）以进一步消除差异; 最后将EUind1与EUind2两者之比作为企业所处行业环境不确定性的替代变量。

3. 调节变量：是否跨境上市。 该变量为虚拟变量， 主要用于衡量会计准则国际趋同程度在静态层面上的体现， 考虑到我国会计准则的实施范围主要集中在中国大陆（内地）地区， 所以当样本企业仅在沪深A股市场上市时取0， 否则取1。

4. 双重差分虚拟变量：D1与D2。 由于H3需要在动态层面上考察我国会计准则进一步国际趋同这一项准自然实验性质的政策效果， 因此本文构建了D1与D2两个虚拟变量并通过双重差分（DID）模型进行检验。 其中：变量D1用以区分实验组与对照组; 变量D2用以区分政策实施前后的不同时间区间。

5. 控制变量。 参考已有文献， 本文选取了企业规模（Size）等一系列指标作为控制变量， 此外， 还加入了年份和行业哑变量对年度、行业的固定效应进行控制， 详见表1。

（三）模型构建

根据前述假设和各变量的设置， 本文构建回归模型（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代表控制变量。

五、实证检验与分析

（一）描述性统计

描述性统计结果见表2。 从被解释变量来看， ACF的平均值为-0.809， 中位数为-0.609， 标准差为1.151， 可见样本企业整体上的会计稳健性反应略偏消极并存在一定差异。 从解释变量来看， EUpol和EUind的整体分布区间比较接近， 二者的标准差分别为1.261和1.072， 且各自的平均值均大于中位数， 说明样本企业在所属时期内在各个层面都面临相当程度的环境不确定性。

（二）相关性分析、单变量分析及方差膨胀因子（VIF）检验

从相关性分析的结果来看：ACF与EUpol之间的Pearson及Spearman相关系数分别为0.1012和0.0502且均在1%的水平上显著， 说明宏观层面上经济政策环境不确定性与企业的会计稳健性反应之间存在显著的正相关关系， 符合H1a的预期; 而ACF与EUind之间的Pearson及Spearman相关系数则分别为-0.0356和-0.0220， 并在1%和5%的水平上显著， 说明中微观层面上企业所处行业环境不确定性与企业会计稳健性反应之间存在显著的负相关关系， 亦符合H1b的预期。 另外， 各连续变量之间的相关系数均不足0.56， 初步表明上述变量之间并不存在明显的多重共线性。 为了验证相关性分析的结果并进一步检验各变量之间是否存在明显的多重共线性， 本文还做了单变量检验及VIF检验， 其中单变量检验结果如表3所示， 因篇幅所限， 相关性分析和VIF检验的详细结果不再列示。

从表3的结果来看：EUpol的均值差异为0.1910， 对应的T值为9.1544且在1%的水平上显著; EUind的均值差异为0.0410， 对应的T值为

-1.8677且在5%的水平上显著。 该结果再次支持了H1a与H1b。

从VIF检验的结果来看， 本文解释变量及各控制变量VIF值中数值最大的是企业规模（2.82）， 其余单变量的VIF值均小于2.12。 另外， 各变量整体的MeanVIF值为2.94， 亦小于3的临界点。 因此， 可以判定各单变量之间不存在明显的多重共线性。

（三）多元回归分析

1. 环境不确定性与会计稳健性反应。 从表4中模型（B-1）的回归结果来看， EUpol的系数为0.0771且在1%的水平上显著， 而EUind的系数为

-0.0266， 在5%的水平上显著。 可见， 在控制了其他相关因素的前提下， 随着经济政策环境不确定性的加强， 企业在会计上所采取的稳健性反应的程度也会加强， 说明企业在面对宏观层面环境不确定性时普遍倾向于使用更加谨慎的会计处理方式， 进而体现出“以静制动”的稳健性策略， H1a得到支持; 而随着所处行业环境不确定性的加强， 企业在会计上采取的稳健性反应的程度减弱， 说明企业在面对中微观层面环境不确定性时往往会出于对风险与挑战“双刃剑”效应的考虑， 不会在会计上主动采取积极的稳健性反应以免错失有利机遇， 进而体现出“因势而动”的稳健性策略， H1b也得到了支持。

2. 跨境上市、环境不确定性与会计稳健性反应。 从表4中模型（B-2）的回归结果来看： EUpol的系数（0.0742）在1%的水平上显著， 其对应交乘项EUpol×CBL的系数 （0.0678）在10%的水平上显著; EUind的系数（-0.0293）在5%的水平上顯著， 其对应交乘项EUind×CBL的系数（0.137）亦在5%的水平上显著。 这表明相比于非跨境上市企业， 跨境上市企业由于需要同时遵循多套会计准则体系（受到会计准则国际趋同的静态影响）， 所处信息环境更为复杂， 其在面对各类环境不确定性时所采取的会计稳健性反应亦会更加积极主动， 因此跨境上市既促进了宏观经济政策环境不确定性与企业会计稳健性反应之间的正向关系， 又弱化了企业所处行业环境不确定性与企业会计稳健性反应之间的负向关系， 支持H2a与H2b。

（四）双重差分检验

跨境上市在整个会计准则国际趋同过程中更多的是静态层面的体现， 若从动态层面分析环境不确定性对企业会计稳健性反应的影响， 就必须有效控制会计准则进一步与国际趋同前后因其他条件变化所产生的干扰因素[28] ， 于是本文使用DID模型进行实证检验， 以便从动态层面更加可靠并客观地评价我国会计准则在进一步与国际趋同的过程中对宏观经济政策环境不确定性和企业会计稳健性反应之间关系的影响。

在构建DID模型进行实证检验时， 本文参照刘晓华和王华[28] 、张梅和邸丛枝[29] 的方法， 将只发行A股的样本企业作为处理组， 将发行A股的同时还发行B股或H股的样本企业作为对照组。 在此基础上， 以2014年CAS（2014）的实施作为动态层面上我国会计准则进一步与国际趋同的标志， 将2009 ～ 2018年10年的样本区间分为两段， 前5年为我国会计准则进一步与国际趋同前的时期， 后5年则为我国会计准则进一步与国际趋同后的时期， 并据此构建虚拟变量D1与D2， 实证检验结果见表4。

从表4中模型（B-3）的检验结果可以看出：不论对BBD月度指数进行何种年度化调整， EUpol的系数均在1%的水平上显著为正; 而需要重点关注的DID交乘项EUpol×D1×D2的系数亦在1%的水平上显著为负。 该结果表明， 当我国会计准则实现与IFRS进一步趋同之后， 由于公允价值计量作为一项具体的准则实施， 会促使CAS（2006）对于稳健性原则的要求做出适度调整[18，30] ， 即动态层面的会计准则国际趋同弱化了原先宏观经济政策环境不确定性与企业会计稳健性反应之间的正向关系， H3得到验证。

此外， 模型（B-1）、模型（B-2）及模型（B-3）的F和Wald-χ2值均达到了1%的显著性水平， 说明本文各模型的模拟精度较高且预先设想的解释变量与被解释变量之间在逻辑上具有较强的因果关系。

六、内生性问题及稳健性检验

（一）内生性检验

考虑到因内生性问题给研究结论带来的不利影响， 本文先后通过解释变量滞后一期、倾向评分匹配（PSM）检验及增加控制变量的方法予以解决。

1. 解释变量滞后一期。 将作为解释变量的各类环境不确定性滞后一期（分别计为L.EUpol和

L.EUind）， 重新代入模型（B-1）、模型（B-2）及模型（B-3）中进行检验， 结果如表5所示。 经检验， 所得结论与前文基本一致， 说明本文几乎不存在由反向因果所导致的内生性问题。

2. 倾向评分匹配（PSM）检验。 首先按照各类环境不确定性的程度将全样本划分为处理组和控制组， 然后通过Logistic回归计算出倾向评分， 最后以模型（B-1）中的控制变量为标准进行匹配， 结果如表6所示。 由表6可知， EUpol与EUind的T值在匹配前与匹配后均在1%的水平上显著， 说明在排除其他影响因素之后， 各类环境不确定性因素对企业会计稳健性反应的影响均与先前实证检验的结果一致， 因此本文几乎不存在选择性偏误所导致的内生性问题。

3. 增加控制变量。 在模型（B-1）、模型（B-2）及模型（B-3）中加入总资产周转率（TAT）、固定资产占总资产比重（PPE）及监事会成员人数（SNum）三个控制变量重新进行多元线性回归分析及双重差分检验， 结果如表7所示。 经检验， 所得结论与前文基本一致， 说明本文几乎不存在由遗漏变量所导致的内生性问题。

（二）稳健性检验

为了再次验证回归结果的可靠性， 本文还进行了以下稳健性检验：

1. 替换变量。 对模型（B-1）中被解释变量及解释变量的衡量方法进行替换， 其中：被解释变量借鉴Basu[20] 的研究， 用AT模型替换ACF模型计量会计稳健性反应; 解释变量则是使用之前在DID检验中取中位数的方法替换EUpol。 为便于区分， 此处将取几何平均数和取中位数所得到的EUpol分别记为EUpolg和EUpolm， AT模型的构造和参数说明见模型（C-1）：

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

模型（C-1）中：EPSt为年度每股盈余; Pt-1为上年末每股市价; EPSt/Pt-1项的设置是为了利用Pt-1平减EPSt以消除异方差的影响; RET为经市场调整后的年度股票报酬率; DRt为年度股票报酬率的哑变量， 当RETt为负值时取1， 否则取0。 通过反向回归得出的系数γ3反映的就是不利消息比有利消息更快在盈余中体现的程度， 该值越大说明企业的会计稳健性反应越积极。

根据以往的研究， 比于ACF模型虽然AT模型在衡量会计稳健性反应时相存在一定缺陷， 但其整体可靠性依然较高。 结合以上分析， 本文实际在利用变量替换方法进行稳健性检验的具体过程中首先将解释变量进行单独替换， 然后将被解释变量进行单独替换， 最后将解释变量和被解释变量同时进行替换， 结果见表8。

2. 改变回归方法。 利用Tobit回归法替换OLS回归法对模型（B-1）重新进行检验， 结果见表8。

3. 面板数据及随机效应检验。 考虑到在样本观测值所属的2009～2018年区间内我国上市公司的数量和结构均发生了明显变化， 特别是新兴企业的挂牌上市以及后金融危机时期的各类环境不确定性都会使得样本中分属不同生命周期的企业在会计上采取不同的稳健性反应， 因此本文通过构建面板数据对模型（B-1）重新进行回归， 并在此基础上进行随机效应检验， 结果如表9所示。

以上检验所有的实证结果均与先前一致， 再一次支持了H1a、H1b、H2a、H2b以及H3， 因此本文所得出的研究结论在一定程度上是稳健的。

七、研究结论及启示

（一）研究结论

本文以2009 ～ 2018年A股上市企业为样本， 通过规范研究与实证研究相结合的方法探析了企业在面对各类环境不确定性时在会计处理上所做出的稳健性反应， 从静态和动态两个层面分别探究会计准则国际趋同对上述二者之间关系所产生的影响并通过调节效应及DID检验对上述问题进行了验证。 通过研究， 本文得出以下结论：第一， 经济政策环境不确定性与企业会计稳健性反应之间存在正向关系， 即当企业面临宏观环境不确定性时， 通常倾向于采取“以静制动”的会计稳健性反应; 而所处行业环境不确定性与企业会计稳健性反应之间则存在负向关系， 即当企业面临中微观环境不确定性时， 通常倾向于采取“因势而动”的会计稳健性反应。 第二， 静态层面的会计准则国际趋同对宏观环境不确定性与会计稳健性反应之间的正向关系产生促进作用， 而对中微观环境不确定性与会计稳健性反应之间的负向关系则产生弱化作用。 第三， 动态层面的会计准则国际趋同由于影响范围涉及研究样本中几乎所有的行业， 故使用DID模型进行检验， 结果表明CAS（2014）实施以后， 宏观环境不确定性与会计稳健性反应之间虽然依然存在显著的正向关系， 但该正向关系的顯著性相较于CAS（2014）实施前有所减弱。

（二）研究启示

本文丰富了与各类环境不确定性经济后果及会计稳健性反应影响因素相关的研究， 并从会计准则国际趋同的两个层面扩展了对上述问题的研究视角， 同时进一步支持了现有关于各类环境不确定性及会计稳健性反应的部分研究成果。 根据研究结论， 本文尝试提出如下政策启示：首先， 企业实施相关战略决策时应当充分考虑环境不确定性可能带来的经济后果， 在此基础上全面评估各类风险和机遇。 其次， 在面临各类环境不确定性时， 企业不论是运用谨慎性原则还是在会计处理方式上选择何种稳健性反应， 都应当综合协调会计信息在决策有用性与契约有用性之间的关系。 最后， 近年来我国经济发展的趋势虽然稳中有进， 但资本市场依然不够成熟， 因此公允价值计量的运用不能同发达国家一样[31] 。 尽管CAS（2014）已经促成公允价值计量作为一项具体准则列入新的会计准则体系， 但在我国当前以历史成本计量模式为主的背景下， 体现谨慎性原则的会计稳健性仍旧是防止滥用公允价值计量模式的重要约束条件。

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