【摘要】針對中小上市公司資產(chǎn)減值準備計提的影響因素，本文選取中小企業(yè)板上市公司2009 ～ 2011年計提資產(chǎn)減值準備的數(shù)據(jù)進行了實證研究，結果表明：中小企業(yè)板上市公司的資產(chǎn)減值準備計提沒有受到經(jīng)濟因素的影響，而受到了盈余管理因素的影響，即存在扭虧動機的上市公司會少計提資產(chǎn)減值準備，以達到扭虧的目的；具有“洗大澡”動機的上市公司會多計提資產(chǎn)減值準備，以為未來扭虧做準備。
【關鍵詞】資產(chǎn)減值 經(jīng)濟因素 盈余管理
一、引言
資產(chǎn)減值問題早在20世紀80年代就引起了中外學術界廣泛討論。為防止高估資產(chǎn)的泡沫對經(jīng)濟造成的危害，1998年國際會計準則委員會頒布了《國際會計準則第36號——資產(chǎn)減值》，規(guī)范了資產(chǎn)減值的會計實務。
為與國際會計準則接軌，我國于2006年2月制定了《企業(yè)會計準則第8號——資產(chǎn)減值》（CAS8）。但由于資產(chǎn)減值受到多方面因素的影響，因而我國會計準則賦予了企業(yè)更多的職業(yè)判斷和會計方法選擇的權利，同時也給公司管理層提供了盈余管理的機會。
目前，我國學者對于資產(chǎn)減值影響因素的研究大多集中在主板市場，并且得到的結論不盡相同。而在創(chuàng)業(yè)板上市的公司多為新經(jīng)濟、新技術、新能源型企業(yè)，上市公司數(shù)量不多，上市交易的時間不長，尤其是這些企業(yè)的傳統(tǒng)資產(chǎn)相對較少，而資產(chǎn)減值準備的計提又多集中在傳統(tǒng)資產(chǎn)上，因此本文沒有選取主板和創(chuàng)業(yè)板市場的上市公司作為研究對象。而中小企業(yè)數(shù)量龐大，占國民經(jīng)濟的比例較大，對社會的貢獻也很大，因此，對中小企業(yè)板市場進行研究就顯得十分必要。
二、文獻綜述
1. 西方學者對于資產(chǎn)減值的研究主要集中在資產(chǎn)減值的動機以及市場對企業(yè)資產(chǎn)減值公告的反應兩個方面。Strong and Meyer（1987）對1981～ 1985年間120家計提資產(chǎn)減值準備公司的資產(chǎn)減值動機進行了研究，發(fā)現(xiàn)決定公司計提資產(chǎn)減值準備的重要因素是管理層變更，當新的管理層來自于企業(yè)外部時尤其如此。Elliott和Shaw（1988）的研究也證實了這一觀點。McNicho1s和Wilson（1988）以及Zucca和 Campbell（1992）對公司管理層的盈余管理進行了研究，結果表明，大部分資產(chǎn)減值的確認發(fā)生在利潤低于預測值的時候，只有少部分資產(chǎn)減值的確認是在利潤高于預測值的時候，也就是通常所說的“洗大澡”和利潤平滑的時候。這證明了公司管理層利用計提資產(chǎn)減值準備進行盈余管理的觀點。
Francis、Hanna 和 Vincent（1996）的研究結果表明，價值毀損變量對企業(yè)提取減值準備的比例和動機具有非常顯著的影響。他們的研究還發(fā)現(xiàn)，在控制價值毀損變量后，經(jīng)理人員發(fā)生變更和以前年度曾經(jīng)提取過減值準備的企業(yè)更傾向于提取較高比例的減值準備，但利潤平滑和“洗大澡”動機對資產(chǎn)減值準備提取比例的影響不顯著。
在市場對企業(yè)資產(chǎn)減值公告的反應方面，不同學者的研究結果不同。Elliott和Shaw（1988）的研究結果表明，發(fā)生資產(chǎn)減值公司的資產(chǎn)回報率顯著低于同行業(yè)中沒有發(fā)生資產(chǎn)減值的公司。而Zucca和Campbell（1992）的研究結果表明，市場對減值消息沒有顯著的反應。
2. 我國的資產(chǎn)減值會計與發(fā)達國家如美國相比，起步較晚，但發(fā)展和完善的步伐十分迅速。
陸建橋（1999）對虧損上市公司進行了實證研究，結果表明，虧損上市公司在虧損及其前后年度多數(shù)利用計提資產(chǎn)減值來進行盈余管理，或多計提資產(chǎn)減值準備調減收益，或少計提資產(chǎn)減值準備調增收益。戴德明和毛新述（2005）、任凌玉、薛爽和田立新等（2006）的研究也得出了相同的結論。
王躍堂（2000）以A股公司三大減值政策（短期投資減值、存貨減值和長期投資減值）的選擇為例，從契約理論角度，結合我國政治和經(jīng)濟環(huán)境的特殊性，對上市公司會計政策選擇行為及其經(jīng)濟動機進行了實證研究，研究發(fā)現(xiàn)，決定上市公司會計政策選擇行為的是證券市場的監(jiān)管政策、公司治理結構、公司經(jīng)營水平以及注冊會計師的審計意見。
代冰彬、陸正飛、張然（2007）以及其他許多研究者認為，我國上市公司資產(chǎn)減值準備的計提動機主要是兩種：經(jīng)濟因素和盈余管理因素。但本文發(fā)現(xiàn)，穩(wěn)健性因素也能影響資產(chǎn)減值準備的計提。在同樣的毀損情況下，“壞消息”公司比“好消息”公司計提更多的減值準備。此外，本文還發(fā)現(xiàn)，在利用減值準備進行利潤操縱時，盈余管理動機的不同會影響減值類型的選擇。扭虧和“洗大澡”公司會采取各種類型減值準備進行盈余管理，而平滑和管理層變更公司只使用長期資產(chǎn)減值準備，而不會影響營業(yè)利潤的減值準備。
3. 上述國內外關于資產(chǎn)減值會計的研究表明，資產(chǎn)減值既反映了企業(yè)的經(jīng)營狀況、盈利水平的變化，又成了企業(yè)管理層進行盈余管理的工具。在研究內容方面，國內外的研究側重點有所不同，國外的研究更多地涉及了資產(chǎn)減值的市場反應；而國內的研究則主要側重管理層在計提資產(chǎn)減值準備的動因分析上。在對中國上市公司的資產(chǎn)減值行為進行研究時，國內外學者均重點考慮了中國特殊的制度背景對企業(yè)計提資產(chǎn)減值準備的影響，認為中國的政府管理部門對上市公司的ST制度、PT制度以及配股制度等會誘發(fā)企業(yè)通過計提資產(chǎn)減值準備進行盈余管理。相比之下，國內的研究一般不涉及資產(chǎn)減值會計信息與市場價格的關系。
三、實證研究
（一）樣本描述
本文選取2009 ～ 2011年深圳證券交易所中小企業(yè)板上市公司作為研究樣本，篩選考慮到以下因素：①金融行業(yè)上市公司的資產(chǎn)多以公允價值計量，一般不涉及資產(chǎn)減值的計提，予以剔除；②當年未披露資產(chǎn)減值情況的公司及其他所需數(shù)據(jù)資料不全的公司予以剔除；③剔除2008年12月31日前上市的公司。進行上述剔除后，最后得到樣本352家上市公司，共計1 056組樣本數(shù)據(jù)。
本文研究所用的數(shù)據(jù)均來自于國泰安數(shù)據(jù)庫及深圳證券交易所。使用的軟件是SPSS和Excel。
（二）研究假設
對于資產(chǎn)減值準備的計提動機，國內外的研究成果較多，比較一致的意見是將資產(chǎn)減值動機歸結為經(jīng)濟因素和盈余管理因素兩類（Wilson，1996）。經(jīng)濟因素是指企業(yè)從外部信息來源和內部信息來源兩方面來判斷其資產(chǎn)出現(xiàn)減值的跡象，當企業(yè)業(yè)績低下、同行業(yè)競爭以及經(jīng)營策略轉變等導致資產(chǎn)價值下降時，通過計提資產(chǎn)減值準備，使各項資產(chǎn)的價值得到合理估計和及時確認，這時資產(chǎn)減值準備就表示企業(yè)在資產(chǎn)發(fā)生毀損情況下的適當應對。
盈余管理因素則是指管理層為達到特殊目的而通過操縱資產(chǎn)減準備值計提來影響財務報表的結果。如上市公司通過在虧損年度超額計提資產(chǎn)減值準備來進行“洗大澡”，然后在下一個年度通過將資產(chǎn)減值準備轉回來增加利潤；或者企業(yè)通過資產(chǎn)減值政策來平滑每年利潤等。因此，資產(chǎn)減值準備的計提可能是因為經(jīng)濟因素，也可能包含了盈余管理因素，因此本文將影響計提資產(chǎn)減值準備的因素分為這兩類來探討?；诖?，本文提出如下假設：
假設1：經(jīng)濟因素對中小企業(yè)板上市公司資產(chǎn)減值準備的計提有顯著影響。
假設2：在中小企業(yè)板上市公司中，存在扭虧動機的上市公司計提資產(chǎn)減值準備的比例會降低。
假設3：在中小企業(yè)板上市公司中，存在“洗大澡”動機的上市公司計提的資產(chǎn)減值準備的比例會提高。
假設4：在中小企業(yè)板上市公司中，存在利潤平滑動機的上市公司會在盈余特別高時提高計提資產(chǎn)減值準備的比例。
假設5：在中小企業(yè)板上市公司中，存在管理層發(fā)生變更時計提資產(chǎn)減值準備的比例會提高。
（三）模型設計
本文在借鑒代冰彬等（2007）研究成果的基礎上，結合上述研究假設，建立如下模型：
WDit=α0+α1△SALESit+α2OFCit+α3△INDROAit+α4NKit+α5BATHit+α6SMOOTHit+α7MGTit+α8SIZEit+α9GDPt+α10YEAR+εit
模型被解釋變量為：
WDit：計提資產(chǎn)減值準備比例=（期末減值準備-期初減值準備）/期初總資產(chǎn)
模型解釋變量為：
△SALESit：公司營業(yè)收入增長率=［公司t年營業(yè)收入-公司（t-1）年營業(yè)收入］/公司（t-1）年營業(yè)收入
OFCit：公司經(jīng)營現(xiàn)金凈流量增長率=［公司t年經(jīng)營現(xiàn)金凈流量-公司（t-1）年經(jīng)營現(xiàn)金凈流量］/公司（t-1）年經(jīng)營現(xiàn)金凈流量
△INDROAit：行業(yè)總資產(chǎn)收益率增長率=［行業(yè)t年平均總資產(chǎn)收益率-行業(yè)（t-1）年平均總資產(chǎn)收益率］/行業(yè)（t-1）年平均總資產(chǎn)收益率
NKit：系虛擬變量，表示公司是否存在扭虧動機。若公司上一年度虧損，本年度盈利，等于1；否則為0。
BATHit：系替代變量，表示公司是否存在“洗大澡”動機。若NKit=0，且公司減值前凈利潤/期初總資產(chǎn)小于該變量所有負值的中位數(shù)，則BATHit等于減值前凈利潤/期初總資產(chǎn)×（-1）；否則為0。
SMOOTHit：系替代變量，表示公司是否存在利潤平滑動機。若NKit=0，則公司減值前凈利潤/期初總資產(chǎn)大于該變量所有正值的中位數(shù)，等于減值前凈利潤/期初總資產(chǎn)；否則為0。
MGTit：系虛擬變量，表示公司是否發(fā)生高管變更。若NKit=0，且公司本年度董事長或總經(jīng)理發(fā)生變動，則等于1；否則為0。
SIZEit：系控制變量，表示公司規(guī)?？刂频某潭龋扔诳傎Y產(chǎn)取自然對數(shù)。
GDPt：系控制變量，表示宏觀經(jīng)濟背景。
YEAR：系控制變量，表示數(shù)據(jù)采集的年份區(qū)間。若數(shù)據(jù)是2009年，則YEAR=1；若數(shù)據(jù)是2010年，則YEAR=2；若數(shù)據(jù)是2011年，則YEAR=3。
四、實證結果與分析
1. 資產(chǎn)減值準備總體分析。表1列示了2009 ～ 2011年樣本上市公司計提資產(chǎn)減值準備的情況（金額單位：元）。
從表1可以看出，2009 ～ 2011年，樣本公司計提資產(chǎn)減值準備的均值呈逐年上升趨勢，2010年資產(chǎn)減值準備的計提數(shù)是2009年計提數(shù)的1.5倍，2011年資產(chǎn)減值準備計提數(shù)是2010年的1.1倍，其中2010年增幅最大。表1還表明，三年中樣本公司資產(chǎn)減值準備最小值為負值，表示資產(chǎn)減值的轉回，其呈逐年上升的趨勢，說明資產(chǎn)減值的轉回數(shù)在逐年下降，2006年CAS8對長期資產(chǎn)不能轉回的規(guī)定起到了一定的作用。
2. 描述性統(tǒng)計。在進行統(tǒng)計檢驗之前，選擇非控制變量做描述性統(tǒng)計，統(tǒng)計結果見表2。
從表2中可以看出，2009 ～ 2011年，樣本公司資產(chǎn)減值準備的計提占期初資產(chǎn)總額的比例呈先升后降的趨勢，均值由2009年的-0.12%上升到2010年的0.25%，2011年又下降為-0.13%。同時，對自變量的描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)：反映企業(yè)內部經(jīng)濟因素的公司營業(yè)收入增長率以及經(jīng)營現(xiàn)金凈流量增長率指標也呈現(xiàn)先升后降的趨勢，與資產(chǎn)減值準備計提占期初資產(chǎn)總額的變化方向一致；反映樣本公司行業(yè)情況的行業(yè)總資產(chǎn)收益率的增長率平均值由2009年的56.68%上升到2010年的63.47%，之后在2011年又下降到-6.46%，整體上說明了樣本公司的業(yè)績并沒有保持逐年上升的趨勢。
另外，從盈余管理動機的變量來看，2009 ～ 2011年扭虧動機變量的均值分別為4.55%、3.41%、2.56%，說明扭虧的比例不高；“洗大澡”動機變量的均值變化不大，而利潤平滑動機變量均值呈現(xiàn)逐年遞減的趨勢；管理層變更動機變量呈逐年上升的趨勢，分別為12.78%、15.06%、16.48%，說明上市公司的董事長或總經(jīng)理的變更頻率在逐漸加快。
3. 相關系數(shù)分析。相關性分析是不考慮變量之間的因果關系而只研究分析變量之間的相關方向以及相關程度的一種統(tǒng)計分析方法。為了確定假設模型中各自變量是否與資產(chǎn)減值準備計提比率顯著相關，我們運用Pearson檢驗對其相關性進行了分析，結果如表3所示。
從表3可以看出，資產(chǎn)減值準備的計提與經(jīng)濟因素中反映企業(yè)業(yè)績的指標營業(yè)收入增長率在5%的水平上呈顯著正相關關系；而經(jīng)營現(xiàn)金凈流量增長率指標沒有通過顯著性檢驗。在反映行業(yè)成長水平指標方面，行業(yè)資產(chǎn)回報率的相關性不顯著。這說明，中國上市公司在計提長期資產(chǎn)減值準備時，在一定程度上受到了外界經(jīng)濟環(huán)境變化的影響，但從自身執(zhí)行政策方面考慮得更多。這從主營業(yè)務收入增長率在檢驗中顯著相關可以看出，上市公司對長期資產(chǎn)減值準備的計提可能更多地考慮到自身經(jīng)營業(yè)績的影響。
在盈余管理因素方面，扭虧動機和“洗大澡”動機分別通過了1%和5%的顯著性檢驗，其中，扭虧動機與資產(chǎn)減值準備計提呈負相關關系，說明在存在扭虧動機時企業(yè)傾向于少計提資產(chǎn)減值準備；而“洗大澡”動機與資產(chǎn)減值準備的計提呈正相關關系，說明當經(jīng)營業(yè)績較差時公司會傾向于多計提資產(chǎn)減值準備，索性差個夠。也就是說，盈余狀況較差的公司會利用計提資產(chǎn)減值準備來進行“洗大澡”的盈余管理。利潤平滑與高管變更兩個變量均與資產(chǎn)減值準備的計提呈正相關關系，但是沒有通過顯著性檢驗，說明這二者與資產(chǎn)減值準備計提的相關性較弱。
在控制變量方面，公司資產(chǎn)規(guī)模指標通過了5%的顯著性水平檢驗，并與資產(chǎn)減值準備的計提呈正相關關系，說明公司的資產(chǎn)規(guī)模對資產(chǎn)減值準備的計提有影響，公司的資產(chǎn)規(guī)模越大，可能計提的資產(chǎn)減值準備越多。而國內生產(chǎn)總值沒有通過顯著性檢驗，同樣，年份變量也沒有通過顯著性檢驗，可能是由于本文選擇的年份為2009 ～ 2011年，均為2006年企業(yè)會計準則發(fā)布以后的數(shù)據(jù)，因此這幾年沒有明顯的變化。
4. 多元回歸分析。通過相關性分析可以了解到各變量之間的關系以及對因變量的反映程度。為了揭示在多變量的共同作用下對資產(chǎn)減值準備計提的影響，本文基于混合數(shù)據(jù)，采用多元回歸分析法對模型進行研究，以驗證其結果是否支持前面提出的假設?；貧w結果如表4所示。
（1）就經(jīng)濟因素而言，營業(yè)收入增長率的系數(shù)為0.000 28，通過了1%的顯著性檢驗，但與預測符號不相符；公司經(jīng)營現(xiàn)金凈流量增長率的系數(shù)為-0.000 005，說明當企業(yè)的經(jīng)營狀況不好時會計提較多的資產(chǎn)減值準備，但是此變量沒有通過顯著性檢驗，這與大多數(shù)學者的研究一致；反映行業(yè)成長水平的行業(yè)總資產(chǎn)增長率指標的系數(shù)為-0.000 06，但是沒有通過顯著性檢驗。因此，假設1不成立。（2）從盈余管理因素的回歸結果來看，扭虧動機變量對資產(chǎn)減值準備計提的影響系數(shù)為-0.037 704，并通過了1%的顯著性檢驗，與研究假設2相符，表明虧損公司會利用少計提資產(chǎn)減值準備來進行盈余管理，以達到扭虧為盈的目的。這說明上市公司在虧損情況下利用計提資產(chǎn)減值準備進行盈余操縱的動機強烈，因此假設2成立。
（3）而“洗大澡”動機對資產(chǎn)減值準備計提的影響系數(shù)為0.141 714，且達到統(tǒng)計檢驗0.012 756的顯著水平，這說明公司盈余狀況較差時會計提較多的資產(chǎn)減值準備，也就是說，盈余狀況較差公司會利用計提資產(chǎn)減值準備來進行“洗大澡”的盈余管理，實證結果與假設3相一致。
（4）盈余管理因素中的利潤平滑動機系數(shù)為0.002 3，指標未通過顯著性檢驗，表明公司計提資產(chǎn)減值準備與盈余平滑化無正向相關性，公司盈余狀況較好時，未必會計提較多的資產(chǎn)減值準備，也就是說，盈余狀況較好的公司一般不會利用計提資產(chǎn)減值準備來進行利潤平滑的盈余管理，這說明假設4不成立。這是因為CAS8對資產(chǎn)減值作了更明確的規(guī)定，即長期資產(chǎn)減值準備一經(jīng)計提不得轉回的規(guī)定起了作用。由此加大了企業(yè)運用資產(chǎn)減值政策進行利潤平滑的難度。因此資產(chǎn)減值準則在一定程度上遏制了企業(yè)的盈余管理動機。
（5）盈余管理因素中的高管變更動機指標對資產(chǎn)減值準備計提的影響系數(shù)為 -0.000 8，與預測符號相反，并且沒有通過顯著性檢驗，表明當企業(yè)高管發(fā)生變更時，公司并未計提較多的資產(chǎn)減值準備。因此，假設5不成立。高管變更動機不顯著的原因與我國市場化程度不高有關，我國職業(yè)經(jīng)理人市場并不發(fā)達，上市公司更換公司董事長或總經(jīng)理的原因并非純粹由于公司的業(yè)績下滑所導致，而往往是行政主導行為或者由于年齡等個人原因造成的，因此新的高級管理人員在變動當年也就不存在“巨額沖銷”的動機。
五、結論與建議
1. 結論。本文以2009 ～ 2011年計提了資產(chǎn)減值準備的中小企業(yè)板上市公司為樣本，采用對相關變量進行描述性統(tǒng)計分析、相關性檢驗，并建立回歸模型等方法，研究影響上市公司計提資產(chǎn)減值準備的主要因素。研究結果發(fā)現(xiàn)：
中小企業(yè)板上市公司的資產(chǎn)減值準備計提與經(jīng)濟實質因素中的營業(yè)收入因素雖通過檢驗但與預測符號相反，并且與經(jīng)營現(xiàn)金凈流量、行業(yè)總資產(chǎn)收益率無關。這說明中小板企業(yè)計提資產(chǎn)減值準備沒有受到經(jīng)濟因素的影響。
而實證結果證明，資產(chǎn)減值準備的計提受到盈余管理因素的影響，存在扭虧動機的上市公司會少計提資產(chǎn)減值準備，以達到扭虧的目的；具有“洗大澡”動機的上市公司會多計提資產(chǎn)減值準備，以為來年扭虧做準備。在中小企業(yè)板上市公司中不存在利潤平滑動機和高管變更動機，原因是CAS8規(guī)定長期資產(chǎn)減值準備一經(jīng)計提不得轉回。由此加大了企業(yè)運用資產(chǎn)減值政策進行利潤平滑的難度。因此CAS8在一定程度上遏制了企業(yè)進行盈余管理的動機。關于高管變更動機，是由于我國職業(yè)經(jīng)理人市場并不發(fā)達，上市公司更換公司董事長或總經(jīng)理的原因并非由于公司的業(yè)績下滑所導致，而往往是行政主導行為或者由于年齡等個人原因造成的。
2. 政策建議。根據(jù)實證結果分析，我們認為相關部門應當加強對會計準則實施過程的監(jiān)督。具體建議有兩點：一是明確短期資產(chǎn)減值準備的計提和轉回，由于資產(chǎn)減值準則禁止了已計提的長期資產(chǎn)減值準備的轉回處理，那么上市公司可能會更多地采用短期資產(chǎn)減值準備的計提和轉回來進行盈余管理。二是長期資產(chǎn)的實質性處置問題，由于CAS8僅僅規(guī)定了已計提的長期資產(chǎn)減值準備在其價值恢復時不能轉回，但并沒有禁止長期資產(chǎn)通過實質交易轉回資產(chǎn)減值準備的路徑，一些上市公司會更多地采用資產(chǎn)重組、變賣和關聯(lián)方交易等實質交易來轉回已計提的長期資產(chǎn)減值準備。因此，監(jiān)管部門應對現(xiàn)行會計準則實施后上市公司盈余管理的手段進行重點監(jiān)控，以便及時完善新資產(chǎn)減值準則。
主要參考文獻
1. 陸建橋.中國虧損上市公司盈余管理實證研究.會計研究，1999；9
2. 王躍堂.會計政策選擇的經(jīng)濟動機——基于滬深股市的實證研究.會計研究，2000；12
3. 戴德明，毛新述，鄧璠.中國虧損上市公司資產(chǎn)減值準備計提行為研究.財經(jīng)研究，2005；7
【作 者】
郭艷萍（教授） 郭瑞敏 李 嬌
【作者單位】
（內蒙古財經(jīng)大學會計學院 呼和浩特 010070）
