基于分位回歸方法的盈余穩(wěn)健性研究

魏明良　楊麗莎

【摘 要】 采用普通線性回歸方法來研究盈余穩(wěn)健性，只能描述Basu模型中收益與盈余關(guān)系的平均程度，無法完整呈現(xiàn)兩者之間的各種可能關(guān)系。文章基于分位回歸方法，利用經(jīng)過調(diào)整的Basu模型，試圖發(fā)現(xiàn)我國上市公司不同盈余水平與穩(wěn)健性之間的關(guān)聯(lián)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在盈余管理的影響之下，不同盈余水平上的企業(yè)盈余穩(wěn)健性程度不一，處于分位值兩端的公司穩(wěn)健性高，處于中間分位值的企業(yè)穩(wěn)健程度低。

【關(guān)鍵詞】 盈余穩(wěn)健性； 分位回歸； 盈余管理

中圖分類號：F230.9 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1004-5937（2015）13-0066-05

長期以來，盈余穩(wěn)健性一直是理論界與實務(wù)界關(guān)注的熱點。通過梳理發(fā)現(xiàn)，我國學(xué)者此前進(jìn)行的研究，傾向于認(rèn)為我國上市公司總體上存在盈余穩(wěn)健性，但是，在不同的盈余水平上，企業(yè)的盈余穩(wěn)健性特征是否相同這個問題上則涉及不多。本文在考慮中美報表披露制度差異基礎(chǔ)上，修正了Basu（1997）模型相關(guān)數(shù)據(jù)口徑，并結(jié)合分位回歸方法，來探索企業(yè)盈余水平與盈余穩(wěn)健性之間的關(guān)系。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

在眾多盈余穩(wěn)健性計量方法中，Basu“盈余—報酬”反向回歸模型無疑是非常經(jīng)典的一個。如果采用普通線性回歸方法（OLS）來研究盈余穩(wěn)健性，只能描述Basu模型中收益與盈余關(guān)系的平均程度，無法完整呈現(xiàn)兩者之間的各種可能關(guān)系。而事實上，不同會計盈余水平的公司，盈余穩(wěn)健性可能并不一樣。

Ali（1994）發(fā)現(xiàn)，極端的盈余水平相對于中間狀態(tài)的盈余分布，其盈余反應(yīng)系數(shù)相對更低。戚務(wù)君、沈中華和呂美惠（2005）基于中國臺灣股市數(shù)據(jù)，采用分位回歸的方法，發(fā)現(xiàn)盈余水平高的公司會增加對好消息的確認(rèn)，降低對壞消息的確認(rèn)，從而盈余穩(wěn)健性較低；盈余水平較低的公司會增加對壞消息的確認(rèn)，降低對好消息的確認(rèn)，從而盈余穩(wěn)健性較高。陳旭東和黃登仕（2006）首次使用分位回歸方法，利用中國大陸上市公司數(shù)據(jù)，得到的結(jié)論與戚務(wù)君等人的研究結(jié)果基本相同。

那么，在我國當(dāng)前制度背景下，不同盈余水平的上市公司，其盈余報酬關(guān)系到底是怎樣的呢？眾所周知，我國證監(jiān)會在監(jiān)管過程中使用了很多財務(wù)數(shù)據(jù)，比如連續(xù)虧損兩年ST規(guī)定以及增發(fā)配股ROE的6%規(guī)定，上市公司為了迎合監(jiān)管部門，難免會有盈余管理的想法。而盈余管理勢必對穩(wěn)健性計量產(chǎn)生干擾，向下的盈余管理會表現(xiàn)為穩(wěn)健性虛高，向上的盈余管理則表現(xiàn)出穩(wěn)健性偏低或者缺乏。比如，陳小悅等（2000）以及Chen et al.（2004）都發(fā)現(xiàn)了上市公司通過盈余管理來達(dá)到配股要求的證據(jù)，體現(xiàn)出來就是微利公司有加速確認(rèn)好消息，推遲確認(rèn)壞消息的傾向，穩(wěn)健性偏低；陸建橋（1999）發(fā)現(xiàn)上市公司在首次虧損時會調(diào)減利潤，扭虧時則傾向調(diào)增利潤，即虧損公司傾向于加速確認(rèn)壞消息，推遲確認(rèn)好消息，表現(xiàn)出穩(wěn)健性水平偏高。而李遠(yuǎn)鵬（2005）、曲曉輝（2007）等認(rèn)為，虧損公司之所以體現(xiàn)出高穩(wěn)健性，純粹是向下盈余管理的結(jié)果，剔除虧損公司后，并未發(fā)現(xiàn)我國上市公司存在穩(wěn)健性。另外，傅蘊英、康繼軍（2006）的研究還發(fā)現(xiàn)，高盈利公司的管理層為迎合市場與業(yè)績考評，有進(jìn)行向下的盈余管理，平滑業(yè)績以備不測的需要。

因此，在上述研究與分析的基礎(chǔ)上，本文提出如下研究假設(shè)：盈余水平處于高低兩個極端的公司，盈余穩(wěn)健性水平高，而處于中間狀態(tài)的公司，穩(wěn)健性水平低。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，以我國A股上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)。

鑒于2007年前，我國A股市場股權(quán)分置的事實對股市有效性存在可能的影響，本文只截取了2007—2013年度的數(shù)據(jù)。

在上述數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步按以下原則對數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選：

1.金融業(yè)上市公司業(yè)務(wù)特殊，財務(wù)特征與適用的會計制度與一般上市公司差異較大，導(dǎo)致財務(wù)數(shù)據(jù)與其他行業(yè)差異較大，因此剔除金融行業(yè)（銀行、證券、保險、信托）上市公司數(shù)據(jù)。

2.眾多學(xué)者的研究結(jié)果表明，我國上市公司首次發(fā)行股票前三年和當(dāng)年存在明顯的盈余管理行為，財務(wù)數(shù)據(jù)不可靠，因此有必要剔除IPO當(dāng)年的公司數(shù)據(jù)。

3.為了保證樣本齊整性，剔除存在數(shù)據(jù)缺失的樣本。

4.為了控制異常值的影響，剔除因變量VESP/P與自變量RET兩端各1%的數(shù)據(jù)。

5.剔除披露日期在4月份之后的股份；存在報表重述的，以最后披露為準(zhǔn)。

6.剔除ST股票數(shù)據(jù)，因為ST股票有很強的舞弊動機。

（二）模型的選取

1.穩(wěn)健性度量

本文采用Basu（1997）的穩(wěn)健性回歸模型，并結(jié)合我國的實際情況進(jìn)行修正，變量定義見表1。

VEPSi，t/Pi，t-1=α0+α1DRi，t+β0RETi，t+β1RETi，t*DRt+εi，t

（1）

表1中①，VEPSi，t指標(biāo)是在現(xiàn)有會計年度EPSi，t基礎(chǔ)上調(diào)整而來的。Basu模型中，RETi，t體現(xiàn)的是EPSi，t及其披露累積影響的結(jié)果，但在我國，現(xiàn)有的年報披露時限長達(dá)4個月，并與下一年度首個季報披露時間重疊。根據(jù)國外Ball（1968）以及Beaver（1980）、國內(nèi)陳小悅等一批學(xué)者的研究，盈余公告是具有信息含量的，所以t+1年首個季度的盈余公告必然會對t年的RET計算產(chǎn)生干擾，導(dǎo)致RETi，t和EPSi，t邏輯上不對等，造成回歸結(jié)果失真。鑒于RETi，t實際體現(xiàn)的是“EPSi，t-t年度首季每股盈余+（t+1）年度首季每股盈余”這個指標(biāo)及其披露的累積影響，所以在此對Basu模型略作調(diào)整。事實上，采用VEPSi，t還有另外一個好處，肖成民、呂長江（2010）指出，在計算盈余穩(wěn)健性時，這種年度盈余計算方法某種程度上可以抵消部分盈余管理噪音，從而使得盈余穩(wěn)健性更加真實可靠。

2.分位回歸方法

分位回歸最早是由Koenker and Bassett（1978）提出的，是傳統(tǒng)線性回歸模型的自然擴展。作為一種分析方法，它能夠測量解釋變量在被解釋變量不同分位點上的影響。它擺脫了傳統(tǒng)回歸（OLS）基于平均值的回歸方法，可以更加細(xì)致、精確地描述自變量對因變量的影響。

分位回歸的基本原理是通過使加權(quán)誤差絕對值之和最小得到參數(shù)的估計。對于線性回歸模型：

yt=X'tβ+εt

其中，t=1，2，3，…，T；X't為包括常數(shù)項的所有解釋變量的第t個觀測值；β包含了各變量的回歸系數(shù)，εt為誤差項。求第θ分位數(shù)回歸方程系數(shù)的估計量■ （θ）的方法是求下式（目標(biāo)函數(shù)）最小。

Q=■θ■ ■-■（1-θ）■ ■

=■θ（yt-X'■ （θ））-■（1-θ）（yt-X'■（θ））

其中，■ （θ）t表示第θ分位數(shù)回歸方程對應(yīng)的殘差。θ∈（0，1）。

本文的分位回歸部分采用R語言分位回歸軟件包來求解相關(guān)估計方程，其余部分使用SPSS18軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。本文的分位θ取值為（0.05，0.15，0.25，0.4，0.5，

0.6，0.75，0.85，0.095），因此在分位回歸下，（1）式可以改寫為：

Qθ（VEPSi，tPi，t-1RETi，t，DRi，t）=αθ，0+αθ，1DRi，t+

βθ，0RETi，t+βθ，1RETi，t·DRi，t+εi，t （2）

各變量定義與表1一致。

三、實證結(jié)果

（一）描述性分析

本文選取得到10 889個樣本，其描述性分析見表2。

從表2的描述性統(tǒng)計結(jié)果可以看到公司股票收益的平均值為0.0355，而經(jīng)股價調(diào)整后的公司賬面每股收益平均只有0.0222，遠(yuǎn)小于前者，這也從一定程度上說明我國上市公司的會計處理上存在盈余穩(wěn)健性。從表2中還可以算出因變量VEPS/P的標(biāo)準(zhǔn)差率為1.7（0.0379/0.0222），遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于自變量RET的10.4（0.3697/0.0355）。市場波動率大于會計數(shù)據(jù)，這也符合Ball et al.（2003）所預(yù)期的新興國家的資本市場特點。

VEPS/P均值為0.0222，略大于中位數(shù)0.0206，偏度系數(shù)為-3.616，峰度值高達(dá)58.602，呈現(xiàn)出左偏下的極端高聳分布形態(tài)，而RET的均值0.0355則大大超過中位數(shù)-0.0529，偏度系數(shù)1.159，峰度系數(shù)1.362，也呈現(xiàn)出嚴(yán)重右偏高聳形態(tài)分布特征。會計盈余左偏而市場回報右偏，這個現(xiàn)象跟Ball et al.（2000）在美國、英國等的發(fā)現(xiàn)是一致的，也說明數(shù)據(jù)總體存在盈余穩(wěn)健性的影響。

（二）分位回歸分析

不同分位點上，樣本表現(xiàn)出的穩(wěn)健性水平有何特點呢？本文使用R軟件進(jìn)行了分位回歸，結(jié)果如表3所示。

β0即好消息盈余反應(yīng)系數(shù)，反映的是公司及時確認(rèn)好消息的速度。表3的數(shù)據(jù)顯示，β0的系數(shù)隨著分位值的變化，先是增大，后又急劇下降，從0.0021上升到0.0127，又從0.0127下降到0.0046。除了5%分位點系數(shù)不夠顯著，以及85%分位點系數(shù)在5%水平上顯著外，其余分位點回歸系數(shù)都在1%水平上顯著。上述特征揭示，我國上市公司在好消息確認(rèn)速度方面，不同盈利水平的公司，呈現(xiàn)出“倒U型”特征。首先是虧損及低盈利的公司，好消息反映到股價中的速度極其緩慢，但是隨著盈利水平的上升，好消息反映速度急劇提升，達(dá)到頂點后，隨著盈利水平的進(jìn)一步提升，好消息反映速度又迅速下降。即我國上市公司中，總體來說，處于中間盈利狀態(tài)的公司在確認(rèn)好消息時要比低盈利公司和高盈利公司積極得多。

β1即壞消息盈余反應(yīng)系數(shù)增量，可以用來反映好、壞消息不對稱反應(yīng)的程度，即穩(wěn)健性程度。從表3中還可以看出，β1一開始就從最高位上直落下來，直達(dá)最低點，此后在多個分位點低位緩慢爬升有所恢復(fù)。從最高點0.1232下降到最低點0.0225，又從0.0225爬升到0.0644，最后時刻又略微下降到0.0610。各個分位點上，β1的系數(shù)顯著性檢驗，全部在1%水平上顯著。上述數(shù)據(jù)揭示，我國上市公司的β1總體呈現(xiàn)出“U型狀態(tài)”特征，相比好消息確認(rèn)的速度，我國上市公司的壞消息確認(rèn)速度增量，在低分位點上極大，但隨著企業(yè)從虧損狀態(tài)轉(zhuǎn)向低盈利時（5%分位點到15%分位點），壞消息確認(rèn)速度增量急劇降低，并一直保持較低水平直到75%分位點，此后才開始又明顯提升（95%分位上有輕微下降）。也就是說，在壞消息確認(rèn)速度增量上，總體來說，低盈利公司和高盈利公司相對中間狀態(tài)的公司要更為積極，尤其是極端虧損狀態(tài)的公司（如5%分位點上的公司）。

表4是在表3的基礎(chǔ)上，對數(shù)據(jù)進(jìn)一步處理的結(jié)果。（β0+β1）表示壞息盈余反應(yīng)系數(shù)，（β0+β1）/β0表示盈余穩(wěn)健性系數(shù)，即好消息和壞消息反映到股價中的速度之比，這也是常見的盈余穩(wěn)健性表示方法。從表4中可以更為清楚地看出盈余穩(wěn)健性系數(shù)（β0+β1）/β0同樣呈現(xiàn)出U型狀態(tài)。

結(jié)合描述性分析中，虧損樣本比例達(dá)11%，再看5%分位上的回歸結(jié)果，這部分公司，β0最低而β1卻最高，這類公司對好消息是盡可能不去確認(rèn)，而對壞消息的確認(rèn)卻是所有分位中最積極的，聯(lián)系到它們虧損的事實，很難讓人不懷疑它們在進(jìn)行向下的盈余管理。也就是說，它們體現(xiàn)出來的穩(wěn)健性，可能只是假象，這印證了李遠(yuǎn)鵬（2005）、陳旭東（2006）和曲曉輝（2007）等的“洗大水澡”研究結(jié)論。但是，本研究結(jié)果并不贊同李遠(yuǎn)鵬等關(guān)于盈利公司沒有體現(xiàn)出穩(wěn)健性這一結(jié)論。從表3以及表4中可以看到，盈利公司（分位15%以上的公司）都表現(xiàn)了穩(wěn)健性，只不過處于微利狀態(tài)時，其穩(wěn)健性在低位徘徊停滯不前，隨著盈利性明顯增加（75%分位點開始），穩(wěn)健性才有明顯提高，尤其是對于高盈利公司（85%分位以上），其不但存在盈余穩(wěn)健性，而且盈余穩(wěn)健性系數(shù)（β0+β1）/β0遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中間分位（25%～75%分位）。這點與戚務(wù)君等（2005）、陳旭東（2006）等學(xué)者的研究結(jié)論完全相反。

表3和表4的結(jié)果基本驗證了本文的假設(shè)，即處于盈余兩端的公司盈余穩(wěn)健性高，而處于中間狀態(tài)的公司，穩(wěn)健性水平低——盈余穩(wěn)健性呈現(xiàn)明顯的“U型”特征。這個結(jié)果與此前Ali（1994）的研究結(jié)論完全相反，也契合沈中華、陳旭東等人等對低盈余水平的公司預(yù)期。不同的是，本文發(fā)現(xiàn)盈利水平高的公司，其穩(wěn)健性也相當(dāng)高，這個與此前的研究結(jié)論完全不同。本文認(rèn)為，這部分公司監(jiān)管壓力產(chǎn)生的盈余管理沖動相對較低，但并非真的沒有其他盈余管理需要，比如為了迎合市場及分析人士對穩(wěn)定收益的預(yù)期而平滑收益，從而產(chǎn)生一種向下的盈余管理沖動，表現(xiàn)出來就是相對較高的穩(wěn)健性。

為了便于對比，將傳統(tǒng)OLS回歸的結(jié)果也列于表5中。

從表5可以看到，回歸方程擬合度為6.9%，說明擬合效果總體還不錯，比Basu在美國市場上實證的結(jié)果略低②。聯(lián)系到Basu模型相關(guān)的市場有效性問題，相信這與我國股市仍舊處于發(fā)展初期，投機性較強，市場效率不如美國股市高有關(guān)。各個變量的回歸系數(shù)，除了DR的回歸系數(shù)α1不顯著以外，其他的系數(shù)都在1%水平上顯著。

通過表5可知，好消息反應(yīng)系數(shù)β0為0.010和壞消息反應(yīng)系數(shù)（β0+β1）為0.061，盈余穩(wěn)健性系數(shù)（β0+β1）/β0=6.1，這個結(jié)論與大多數(shù)研究是一致的，我國上市公司會計信息是存在穩(wěn)健性的。但是與表5相比，表3的分位回歸結(jié)果更多地提供了解釋變量和被解釋變量之間的統(tǒng)計關(guān)系，揭示出我國上市公司具有不同盈余水平的公司其盈余穩(wěn)健性特征是不同的，它加深了我們對穩(wěn)健性研究的理解和認(rèn)識。

四、敏感性分析

前述分析將股票收益率RET設(shè)定為原始收益率，為使研究結(jié)果更具完備性，采用Basu的經(jīng)過市場調(diào)整的收益率作為敏感性分析，相應(yīng)的，對于因變量VEPS/P也是相同會計年度的均值進(jìn)行調(diào)整，分析結(jié)果列于表6。對比表6與表3，其系數(shù)變化趨勢和顯著性變化規(guī)律均大致相同，即將股票收益率RET與會計盈余VEPS/P的計算方式改變，研究假設(shè)同樣獲得支持，并不影響研究結(jié)論。

五、研究結(jié)論及局限

本文采用分位回歸的方法探索隨著企業(yè)盈余水平的變化，其會計盈余的穩(wěn)健性是否會發(fā)生改變。實證結(jié)果認(rèn)為，我國上市公司整體存在會計穩(wěn)健性，但盈余水平不同的公司，其會計穩(wěn)健性程度也有不同，盈余水平處于兩端的公司盈余穩(wěn)健性水平高，而處于盈余水平中段的公司盈余穩(wěn)健性較低。為了使實證結(jié)果更具有說服力，本文還進(jìn)行了相應(yīng)的敏感性分析。

另外，影響盈余穩(wěn)健性的因素眾多，盈余管理只是其中一個。本文得到的結(jié)果，只是指出盈余管理可能對不同盈余水平的企業(yè)穩(wěn)健性有不同的影響，但是并沒有進(jìn)一步研究，如果排除盈余管理因素，本文的結(jié)論是否還成立，這也是進(jìn)一步深入研究的地方。●

【主要參考文獻(xiàn)】

[1] A.Ali. The Incremental Information-content of Earnings，Working Capital from Operations，and Cash Flows[J]. Journal of Accounting Research，1994，32（1）：61-74.

[2] R.Koenker；G. J. Bassett. Regression Quantiles[J]. Econometrica，1978，46（1）：33-50.

[3] S.Basu. The Conservatism Principle and the Asymmetric Timeliness of Earnings[J]. Journal of Accounting Economics，1997，24（1）：3-37.

[4] 陳曉，陳小悅，劉釗. A股盈余報告的有用性研究：來自上海、深圳股市的實證證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，1999（6）：21-28.

[5] 陳旭東，黃登仕.會計盈余水平與會計穩(wěn)健性——基于分位回歸的探索分析[J].管理科學(xué)，2006（4）：52-61.

[6] 李遠(yuǎn)鵬，李若山.是會計盈余穩(wěn)健性，還是利潤操縱？——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].中國會計與財務(wù)研究，2005，7（3）：1-56.

[7] 毛新述，戴德明.會計制度改革、盈余穩(wěn)健性與盈余管理[J].會計研究，2009（12）：38-46.

[8] 戚務(wù)君，沈中華，呂美慧.會計盈余與好消息認(rèn)列之時效性與對壞消息認(rèn)列之穩(wěn)健性的實證研究：分量回歸的應(yīng)用[C].會計理論與實務(wù)研討會，2005.