安慶釗 熊健 趙康樂

【摘要】選取2009 ～ 2018年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為樣本， 使用規(guī)范研究與實(shí)證研究相結(jié)合的方法分析企業(yè)面對各類環(huán)境不確定性因素時(shí)在會(huì)計(jì)上可能做出的穩(wěn)健性反應(yīng)。 以2014年企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則重大修訂為契機(jī)， 通過雙重差分模型進(jìn)一步分析修訂后的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則對環(huán)境不確定性與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間的關(guān)系所產(chǎn)生的影響。 研究表明：宏觀環(huán)境不確定性正向影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)， 中微觀環(huán)境不確定性負(fù)向影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng); 靜態(tài)層面的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同對該正向關(guān)系有所加強(qiáng)， 但對該負(fù)向關(guān)系有所減弱， 而動(dòng)態(tài)層面的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同則在一定程度上弱化了上述正向關(guān)系。

【關(guān)鍵詞】環(huán)境不確定性;會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng);會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同;雙重差分

【中圖分類號】F233? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）07-0067-10

一、問題的提出

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性（Conservatism）是會(huì)計(jì)實(shí)務(wù)中進(jìn)行確認(rèn)、記錄、計(jì)量和報(bào)告所遵循的一項(xiàng)最基本的處理方法， 也是財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)概念框架中謹(jǐn)慎性原則的重要體現(xiàn)[1] ， 更是當(dāng)今國際各主要會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系共同強(qiáng)調(diào)的一項(xiàng)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量特征[2] 。 雖然國際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則理事會(huì)（IASB）考慮到在國際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則（IFRS）執(zhí)行過程中公允價(jià)值已得到了廣泛的應(yīng)用， 因而在2010年后曾經(jīng)一度將謹(jǐn)慎性原則從《財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)概念框架》中刪去， 但后來IASB又在2018年修訂的《財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)概念框架》中將謹(jǐn)慎性原則作為“忠實(shí)表達(dá)”（原“可靠性”）的次級質(zhì)量特征重新納入。 我國則是自1992年首次制定企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則至2006年企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則[記作CAS（2006）]頒布的歷次重大會(huì)計(jì)制度改革中始終貫徹謹(jǐn)慎性原則。 由此可見， 無論是各項(xiàng)會(huì)計(jì)業(yè)務(wù)的日常處理還是各類會(huì)計(jì)信息在財(cái)務(wù)報(bào)表中的披露， 都體現(xiàn)了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的重要程度[3] ， 畢竟在當(dāng)前國內(nèi)外資本市場面臨各類不確定因素的大環(huán)境之下， 相對穩(wěn)健的會(huì)計(jì)反應(yīng)方式才更加符合企業(yè)各利益相關(guān)者對于會(huì)計(jì)信息的需求及企業(yè)本身在未來的長期可持續(xù)發(fā)展[4] 。

從環(huán)境不確定性方面來看， 我國自加入WTO以來， 與國際資本市場的聯(lián)系日益密切， 各種全球性的政治經(jīng)濟(jì)不確定性因素也對國內(nèi)資本市場的運(yùn)作產(chǎn)生了諸多影響。 因此， 我國企業(yè)在面臨不確定環(huán)境時(shí)， 應(yīng)當(dāng)如何恰當(dāng)運(yùn)用會(huì)計(jì)穩(wěn)健性原則做出對自身未來長期可持續(xù)發(fā)展更為有利的反應(yīng)也就成了一項(xiàng)不可回避的戰(zhàn)略決策。

從會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同的角度來看， CAS（2006）已于2007年實(shí)現(xiàn)了與IFRS的趨同， 以更好地促進(jìn)資本市場同國際接軌并有效降低不同資本市場之間的交易與信息轉(zhuǎn)換成本。 此后我國也一直在以積極開放的姿態(tài)和實(shí)際行動(dòng)與IFRS保持持續(xù)趨同， 其中最典型的當(dāng)數(shù)財(cái)政部于2010年4月出臺的《中國企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與國際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則持續(xù)趨同路線圖》（簡稱《路線圖》）以及于2014年對CAS（2006）所進(jìn)行的一系列重大修訂[記作CAS（2014）]。 我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則同IFRS的持續(xù)趨同不僅為我國和其他執(zhí)行IFRS的國家和地區(qū)之間進(jìn)行會(huì)計(jì)信息交流提供了條件， 而且在一定程度上改善了會(huì)計(jì)信息的編制與披露質(zhì)量， 使得企業(yè)的會(huì)計(jì)行為變成相對可預(yù)期的狀態(tài)， 進(jìn)而相應(yīng)地降低了有關(guān)因素的不確定性。

雖然我國資本市場在近年來取得了長足發(fā)展， 但仍有諸多不完善之處， 加之國內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級與國際貿(mào)易爭端等經(jīng)濟(jì)影響， 我國廣大企業(yè)面臨著各種環(huán)境不確定性， 這樣一來， 企業(yè)就會(huì)在會(huì)計(jì)層面做出不同的穩(wěn)健性反應(yīng)予以應(yīng)對。 鑒于此， 本文以環(huán)境不確定性作為切入點(diǎn)， 首先對企業(yè)面臨不同環(huán)境不確定性時(shí)所做的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)進(jìn)行分析; 然后立足于會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同的背景， 從靜態(tài)和動(dòng)態(tài)兩個(gè)層面進(jìn)一步探討環(huán)境不確定性對企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)的影響; 最后將定性與定量分析相結(jié)合， 在規(guī)范研究的基礎(chǔ)上通過實(shí)證檢驗(yàn)得出本文最終的研究結(jié)論。

本文可能的貢獻(xiàn)和創(chuàng)新點(diǎn)在于：其一， 豐富了不同類型環(huán)境不確定性的經(jīng)濟(jì)后果以及會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)影響因素方面的研究; 其二， 在一定程度上探析了會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同變遷過程這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)對企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境變化與會(huì)計(jì)反應(yīng)行為之間的關(guān)系所發(fā)揮的作用。

二、制度背景下的相關(guān)理論分析

（一）制度背景：我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與IFRS的持續(xù)趨同

早在CAS（2006）頒布之前， 我國就在《企業(yè)會(huì)計(jì)制度》[記作ASBE（2001）]中著重強(qiáng)調(diào)了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的處理原則， 如要求企業(yè)全面計(jì)提資產(chǎn)減值準(zhǔn)備、及時(shí)處理虛擬資產(chǎn)并放開折舊政策和壞賬準(zhǔn)備計(jì)提比例的限定等[5] 。 而之后的CAS（2006）不僅以“1+38”的結(jié)構(gòu)組成了一套完整且與國際接軌的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系， 還重新引入被ASBE（2001）取消的公允價(jià)值計(jì)量模式。 畢竟公允價(jià)值計(jì)量在其本身含義、操作方法及信息披露上無一不體現(xiàn)出穩(wěn)健性原則的恰當(dāng)運(yùn)用， 它要求企業(yè)在面臨各類不確定性因素的時(shí)候?qū)?jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)的描述既要做到以客觀真實(shí)為標(biāo)準(zhǔn)， 又要做到公正且不失謹(jǐn)慎地估計(jì)資產(chǎn)（收入）與負(fù)債（費(fèi)用）， 進(jìn)而將穩(wěn)健性原則付諸會(huì)計(jì)實(shí)務(wù)當(dāng)中[6] 。

CAS（2006）正式實(shí)施以后， 財(cái)政部會(huì)計(jì)準(zhǔn)則委員會(huì)（CASC）為了進(jìn)一步促進(jìn)我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的國際趨同并積極參與IFRS的修訂工作， 除了發(fā)布《路線圖》， 還采取了一些其他舉措， 如就IASB關(guān)于對IFRS中一些具體準(zhǔn)則的修訂向國內(nèi)各界公開征求意見以及在2014年對CAS（2006）進(jìn)行增修， 進(jìn)而有了“1+41”的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系。 究其原因， 除了CAS（2006）本身存在問題， 更多的還是2007年后IASB對IFRS進(jìn)行了一系列重大變革。

相比于CAS（2006）， CAS（2014）進(jìn)一步縮小了與IFRS之間的差距， 但同時(shí)也必須指出：從表面上來看， 我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則似乎是緊跟著IFRS的增修而增修; 但實(shí)際上， CAS（2014）的制定則是經(jīng)過了對我國資本市場及會(huì)計(jì)實(shí)務(wù)現(xiàn)實(shí)情況的充分考慮。 例如， 《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則——基本準(zhǔn)則》（2014）不僅沒有像IASB于2010年發(fā)布的《財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)概念框架》那樣一度刪去謹(jǐn)慎性原則， 反而遵循1993年以來歷次會(huì)計(jì)制度改革的精神， 將謹(jǐn)慎性原則一脈相承地貫徹下來， 并一再強(qiáng)調(diào)提高財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)報(bào)告主體盈余穩(wěn)健性的重要意義[7] 。 此外， CAS（2014）還將公允價(jià)值計(jì)量以一項(xiàng)全新具體準(zhǔn)則的形式， 即《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第39號——公允價(jià)值計(jì)量》（CAS 39）正式納入會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系， 更體現(xiàn)出了進(jìn)一步促進(jìn)國內(nèi)資本市場發(fā)展的堅(jiān)定信心。 財(cái)政部要求CAS（2014）中增修的具體準(zhǔn)則必須于2014年7月起執(zhí)行， 因此我國上市公司2014年的年報(bào)必須依據(jù)CAS（2014）而非CAS（2006）進(jìn)行編制與披露。 另外， 相比于CAS（2006）， CAS（2014）的基本準(zhǔn)則及各項(xiàng)具體準(zhǔn)則發(fā)生了明顯變動(dòng)， 因此本文以此作為制度背景下準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的契機(jī)， 探討環(huán)境不確定性對企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)的影響路徑。

（二）理論分析：基于決策有用性

環(huán)境不確定性因素會(huì)給企業(yè)活動(dòng)造成不同程度的影響并體現(xiàn)在財(cái)務(wù)報(bào)表中， 進(jìn)而影響報(bào)表使用者的決策行為。 又因?yàn)槠髽I(yè)通過財(cái)務(wù)報(bào)表提供會(huì)計(jì)信息主要是為了降低信息不對稱， 所以管理當(dāng)局為了使報(bào)表使用者相信其所披露的會(huì)計(jì)信息是決策有用的， 會(huì)傾向于更加穩(wěn)健的會(huì)計(jì)處理方法[8，9] 。

但上述理論也存在爭議， 例如美國財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則委員會(huì)（FASB）就曾經(jīng)主張穩(wěn)健性的會(huì)計(jì)處理原則會(huì)加深信息不對稱程度， IASB中亦有一部人對此表示認(rèn)同， 于是象征穩(wěn)健性反應(yīng)的謹(jǐn)慎性原則便在2010年由IASB與FASB聯(lián)合發(fā)布的《財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)概念框架》中被刪除了[6] 。 事實(shí)上， 早在此前LaFond和Watts[10] 就通過研究得出了與FASB相反的結(jié)論， 他們認(rèn)為：如果將穩(wěn)健性的處理原則從會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系中刪除， 不僅不會(huì)緩解信息不對稱， 反而會(huì)擴(kuò)大企業(yè)在面對環(huán)境不確定性時(shí)確認(rèn)利得與損失的時(shí)間差。 于是IASB又在其2018版《財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)概念框架》的第二章（有用財(cái)務(wù)信息的質(zhì)量特征）中重新引入“謹(jǐn)慎性原則”， 并將其列為“忠實(shí)表達(dá)”（原“可靠性”）的次級信息質(zhì)量特征， 以體現(xiàn)穩(wěn)健性原則對于規(guī)范會(huì)計(jì)信息質(zhì)量并提高決策有用性的重要意義， 而這在一定程度上驗(yàn)證了LaFond和Watts[10] 的上述觀點(diǎn)， 并支持了本文在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同背景下研究環(huán)境不確定性與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)的可行性。

（三）理論分析：基于契約有用性

各類環(huán)境不確定性因素不僅會(huì)影響報(bào)表中會(huì)計(jì)信息的生成， 還會(huì)影響企業(yè)的股價(jià)和各項(xiàng)契約[11] ， 薪酬契約就是其中之一。 根據(jù)信息不對稱與委托代理理論， 管理層的努力程度通常較難被直接觀測且會(huì)計(jì)盈余容易被管理層操縱， 因此當(dāng)面臨各類環(huán)境不確定性時(shí)， 企業(yè)所有者往往更傾向于通過企業(yè)股價(jià)來獲取與管理層努力程度相關(guān)的增量信息[12] 。 現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)： 當(dāng)以股價(jià)變動(dòng)衡量未實(shí)現(xiàn)損益時(shí)， 企業(yè)往往會(huì)在股價(jià)下跌時(shí)追究管理層的責(zé)任并降低管理層的績效報(bào)酬; 但在股價(jià)上漲時(shí)， 企業(yè)通常會(huì)選擇延遲支付管理層的績效報(bào)酬并等到收益實(shí)現(xiàn)后支付。

由此可見， 企業(yè)出于謹(jǐn)慎性原則的考慮會(huì)傾向于在薪酬契約中選擇穩(wěn)健性的會(huì)計(jì)處理， 尤其是在面對各類環(huán)境不確定性時(shí)， 企業(yè)對于因不利消息而確認(rèn)未實(shí)現(xiàn)損失的反應(yīng)相對于因有利消息而確認(rèn)未實(shí)現(xiàn)收益的反應(yīng)會(huì)更加敏感。 此外， 隨著資本市場的發(fā)展， 股權(quán)分散化與所有者身份多元化的趨勢也會(huì)使得廣大中小股東更加難以觀測到管理層為實(shí)現(xiàn)薪酬契約中的紅利而操縱會(huì)計(jì)盈余的利益侵占行為[9] 。 為了確保在面對環(huán)境不確定性時(shí)薪酬契約的有效性并規(guī)范此過程中穩(wěn)健性的選擇與運(yùn)用， 必須采取相應(yīng)的制度約束手段， 而會(huì)計(jì)準(zhǔn)則在國際趨同過程中的不斷完善正是構(gòu)筑這一制度約束的重要途徑之一。

三、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）環(huán)境不確定性與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)

環(huán)境不確定性的來源比較廣泛， 因此其對于企業(yè)活動(dòng)產(chǎn)生的影響也是復(fù)雜多樣的， 并且這些影響最終又會(huì)反映在企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表上[13] 。 一般而言， 當(dāng)環(huán)境處于不確定性狀態(tài)時(shí)， 大量信息會(huì)隨之而來， 管理者在面對好消息和壞消息時(shí)如何進(jìn)行識別、反應(yīng)及確認(rèn)就顯得尤為重要。 一方面， 更為積極的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)有助于企業(yè)及時(shí)對未來潛在的不利因素做出預(yù)判， 進(jìn)而建立相應(yīng)的防控機(jī)制; 但另一方面， 積極的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)也有可能會(huì)導(dǎo)致企業(yè)對環(huán)境不確定性的誤判， 進(jìn)而錯(cuò)失有利機(jī)遇[14] 。 綜上所述， 只有從多重視角分析環(huán)境的不確定性， 才能更加全面地探討其對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)的影響。

從宏觀上來看， 影響資本市場的環(huán)境不確定性因素主要體現(xiàn)在政府的政策層面， 且這類環(huán)境不確定性的產(chǎn)生往往是源自經(jīng)濟(jì)波動(dòng)周期及政府所做出的一系列決策， 因此其對企業(yè)活動(dòng)產(chǎn)生的影響通常是不可控的。 故而當(dāng)面臨宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性時(shí)， 資本市場上絕大多數(shù)企業(yè)都難以獨(dú)善其身， 出于對未來潛在風(fēng)險(xiǎn)預(yù)判和防控的考慮， 企業(yè)在會(huì)計(jì)處理上就會(huì)更為穩(wěn)健， 進(jìn)而體現(xiàn)出“以靜制動(dòng)”的反應(yīng)策略。

而從中微觀上來看， 影響資本市場環(huán)境不確定性的因素主要體現(xiàn)在企業(yè)本身所處的行業(yè)層面， 這類環(huán)境不確定性的產(chǎn)生往往同企業(yè)活動(dòng)本身息息相關(guān)， 且可以通過企業(yè)業(yè)績波動(dòng)水平進(jìn)行衡量， 企業(yè)能夠通過改變經(jīng)營管理策略對此進(jìn)行調(diào)控。 故而當(dāng)行業(yè)不確定性因素出現(xiàn)時(shí)， 受到影響的不再是整個(gè)資本市場， 而是其中的某些行業(yè)， 而且此類環(huán)境不確定性在帶來風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)也會(huì)帶來機(jī)遇， 企業(yè)出于在風(fēng)險(xiǎn)中把握機(jī)遇的考慮， 可能不會(huì)傾向于做出穩(wěn)健性選擇， 從而體現(xiàn)出“因勢而動(dòng)”的反應(yīng)策略。

綜上所述， 本文提出如下假設(shè)：

H1a：宏觀經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不確定性正向影響企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)。

H1b：企業(yè)所處行業(yè)環(huán)境不確定性負(fù)向影響企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)。

（二）會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同、環(huán)境不確定性與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)：靜態(tài)層面

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的運(yùn)用不僅依賴于專業(yè)人員的職業(yè)判斷， 而且會(huì)受到會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系的制度約束， 相對完善的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系不僅有助于提升會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量， 而且會(huì)影響企業(yè)面對環(huán)境不確定性時(shí)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)， 并幫助企業(yè)合理運(yùn)用謹(jǐn)慎性原則對潛在的好消息（或壞消息）進(jìn)行確認(rèn)[15] 。

結(jié)合我國資本市場的情況來看， 盡管CAS（2006）已經(jīng)與IFRS實(shí)現(xiàn)了整體上的趨同， 但二者之間依然存在一些差異。 與此同時(shí)， 隨著我國在全球經(jīng)濟(jì)影響力的不斷擴(kuò)大， 越來越多的企業(yè)開始選擇通過跨境上市主動(dòng)融入國際資本市場。 從靜態(tài)層面來看， 跨境上市企業(yè)在編制報(bào)表時(shí)要同時(shí)遵循多套會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系， 不可避免地會(huì)發(fā)生額外的信息成本， 尤其是身處資本市場更加完善的發(fā)達(dá)國家或地區(qū)時(shí)， 這些企業(yè)更需要以謹(jǐn)慎和規(guī)范的態(tài)度向國內(nèi)外報(bào)表使用者披露財(cái)務(wù)信息， 加之2008年以來全球性金融風(fēng)暴持續(xù)的負(fù)面影響， 都使得同時(shí)身處國際和國內(nèi)資本市場的跨境上市企業(yè)在面對各類環(huán)境不確定性時(shí)做出更加積極的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)， 即跨境上市對于企業(yè)因環(huán)境不確定性所做出的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用。 基于以上分析， 本文提出如下假設(shè)：

H2a：跨境上市促進(jìn)了宏觀經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不確定性與企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間的正向關(guān)系。

H2b：跨境上市弱化了企業(yè)所處行業(yè)環(huán)境不確定性與企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間的負(fù)向關(guān)系。

（三）會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同、環(huán)境不確定性與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)：動(dòng)態(tài)層面

CAS（2006）在計(jì)量模式上實(shí)現(xiàn)與IFRS趨同的重要體現(xiàn)之一就是重新引入公允價(jià)值計(jì)量， 而公允價(jià)值最初在金融工具上的應(yīng)用亦是出于對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性原則的考慮， 因此當(dāng)企業(yè)面對環(huán)境不確定性時(shí)， 在遵循會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的前提下合理利用公允價(jià)值計(jì)量逐漸成為會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同背景下的普遍選擇[16] 。 CAS（2006）實(shí)施以后， IFRS也在不斷增修， 無形中擴(kuò)大了CAS（2006）與IFRS之間的差異， 需要通過與IFRS的持續(xù)趨同實(shí)現(xiàn)與國際接軌， CAS（2014）的出臺便是我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與IFRS進(jìn)一步趨同的產(chǎn)物。 與之前在靜態(tài)層面上的討論不同， CAS（2014）與國際趨同更多的是體現(xiàn)在動(dòng)態(tài)層面之上， 受到影響的也非某些特定行業(yè)而是整個(gè)國內(nèi)資本市場， 在這樣的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)背景之下， 宏觀經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不確定性與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間的關(guān)系就會(huì)首當(dāng)其沖地受到影響。 CAS（2014）是我國在發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)后不斷完善社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制并促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的背景下建立的， 相對于此前歷次會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變遷和會(huì)計(jì)制度改革， 其在繼續(xù)重視會(huì)計(jì)穩(wěn)健性運(yùn)用的前提下， 對一些具體問題堅(jiān)持穩(wěn)健性原則的態(tài)度又有所調(diào)整和轉(zhuǎn)變[17] 。

盡管CAS（2014）依然要求企業(yè)對經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)進(jìn)行會(huì)計(jì)處理時(shí)應(yīng)當(dāng)貫徹穩(wěn)健性原則， 例如《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則——基本準(zhǔn)則》（2014）明確界定了各會(huì)計(jì)要素的定義及確認(rèn)條件， 還重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)了一些報(bào)表項(xiàng)目列報(bào)的相關(guān)性和可靠性， 但與此同時(shí)， CAS（2014）也轉(zhuǎn)變了以往強(qiáng)化穩(wěn)健性原則運(yùn)用的指導(dǎo)思想， 如不再堅(jiān)持原先“反利潤主導(dǎo)”的準(zhǔn)則制定精神， 以使企業(yè)的會(huì)計(jì)處理更加接近于經(jīng)濟(jì)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)實(shí)質(zhì)。 其中最明顯的變化是進(jìn)一步拓寬了公允價(jià)值計(jì)量的使用范圍， 例如CAS（2014）不僅在修訂后的CAS 2、CAS 30、CAS 33及CAS 37中引入綜合收益等新概念， 不再對“反利潤”的處理方式加以限制， 還單獨(dú)將公允價(jià)值計(jì)量作為一項(xiàng)具體的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則予以頒布（即CAS 39）。 而這也表明CAS（2014）對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的運(yùn)用態(tài)度有適度調(diào)整。

如此一來， 無論是對于僅需要遵循一套會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的境內(nèi)上市企業(yè)還是同時(shí)需要遵循多套會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的跨境上市企業(yè)而言， 我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與IFRS差異的縮小以及公允價(jià)值計(jì)量范圍的擴(kuò)展都會(huì)對企業(yè)面臨環(huán)境不確定性時(shí)所采取的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)產(chǎn)生抑制作用[18] ， 因此本文提出如下假設(shè)：

H3： 我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的進(jìn)一步國際趨同變遷弱化了宏觀經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不確定性與企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間的正向關(guān)系。

四、數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇

本文以2009 ～ 2018年滬深兩市 A 股上市公司為研究對象， 并剔除了其中ST類、?ST類、金融保險(xiǎn)類及關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失的公司樣本， 最終共獲得12156個(gè)觀測值。 財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)主要來自于CSMAR與Wind金融數(shù)據(jù)庫， 并通過Excel和Stata 15.0等軟件工具進(jìn)行處理和統(tǒng)計(jì)分析。 為了避免樣本中極端值對實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生的干擾， 本文對所有連續(xù)變量在1%的水平上進(jìn)行了Winsorize處理。 另外， 考慮到異方差問題， 本文還對回歸模型做了Robust調(diào)整。

（二）變量設(shè)計(jì)

1. 被解釋變量：會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)。 本文對會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)的計(jì)量借鑒了Ball和Shivakumar[19] 的“應(yīng)計(jì)—現(xiàn)金流關(guān)系計(jì)量模型”（ACF）。 該模型使用現(xiàn)金流量的符號作為有利消息和不利消息的替代變量， 并通過與Basu[20] 所提出的“盈余—股票報(bào)酬計(jì)量模型”（AT）相類似的反向回歸方法衡量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的反應(yīng)和運(yùn)用程度， 具體模型如下：

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

在模型（A-1）中， ACCit表示應(yīng)計(jì)項(xiàng)目總額; CFOit表示營業(yè)現(xiàn)金流量凈額; DRit為啞變量， 當(dāng)CFOit為負(fù)時(shí)取1， 否則取0。 通過反向回歸計(jì)算得出的系數(shù)α3就是應(yīng)計(jì)項(xiàng)目對不利消息的敏感程度相比有利消息的敏感程度的增量， 該值越大說明企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)越積極。 根據(jù)以往研究， 通過ACF模型計(jì)算得出的有關(guān)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性比AT模型的可靠性更高， 且ACF模型具有AT模型所不具備的優(yōu)點(diǎn)， 即不依賴資本市場上股票價(jià)格計(jì)量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)及運(yùn)用程度[21] ， 因此本文使用ACF模型的反向回歸系數(shù)α3衡量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)。

2. 解釋變量：環(huán)境不確定性。 考慮到環(huán)境不確定性的來源不同， 本文進(jìn)一步將其劃分為宏觀（EUpolit）與中微觀（EUindit）兩個(gè)層面分別進(jìn)行研究。 其中， EUpolit指標(biāo)的構(gòu)建主要是基于Baker等[22] 對世界主要經(jīng)濟(jì)體所發(fā)布的BBD指數(shù)， 由于該指數(shù)的原始數(shù)據(jù)為月度指標(biāo)， 故本文還借鑒了Wang等[23] 和鐘覃琳等[24] 的方法， 將月度指標(biāo)分別取幾何平均數(shù)[在模型（B-1）、模型（B-2）、模型（B-3）中使用]與中位數(shù)[在模型（B-3）及穩(wěn)健性檢驗(yàn)中使用]后再除以100轉(zhuǎn)換成年度指標(biāo)。 而EUindit指標(biāo)的構(gòu)建則主要是參照了申慧慧[25] 、申慧慧等[26] 、申慧慧和吳聯(lián)生[27] 的方法， 模型如下：

MbRevit=α0+α1YEARit+εit （A-2）

在模型（A-2）中：MbRevit表示主營業(yè)務(wù)收入; YEARit為年度變量; εit為殘差項(xiàng)， 用以衡量非正常營業(yè)收入。 在此基礎(chǔ)上， 先將εit除以該年度正常營業(yè)收入的平均值， 記作EUind1; 再取該指標(biāo)的中位數(shù)（記作EUind2）以進(jìn)一步消除差異; 最后將EUind1與EUind2兩者之比作為企業(yè)所處行業(yè)環(huán)境不確定性的替代變量。

3. 調(diào)節(jié)變量：是否跨境上市。 該變量為虛擬變量， 主要用于衡量會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同程度在靜態(tài)層面上的體現(xiàn)， 考慮到我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施范圍主要集中在中國大陸（內(nèi)地）地區(qū)， 所以當(dāng)樣本企業(yè)僅在滬深A(yù)股市場上市時(shí)取0， 否則取1。

4. 雙重差分虛擬變量：D1與D2。 由于H3需要在動(dòng)態(tài)層面上考察我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則進(jìn)一步國際趨同這一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)性質(zhì)的政策效果， 因此本文構(gòu)建了D1與D2兩個(gè)虛擬變量并通過雙重差分（DID）模型進(jìn)行檢驗(yàn)。 其中：變量D1用以區(qū)分實(shí)驗(yàn)組與對照組; 變量D2用以區(qū)分政策實(shí)施前后的不同時(shí)間區(qū)間。

5. 控制變量。 參考已有文獻(xiàn)， 本文選取了企業(yè)規(guī)模（Size）等一系列指標(biāo)作為控制變量， 此外， 還加入了年份和行業(yè)啞變量對年度、行業(yè)的固定效應(yīng)進(jìn)行控制， 詳見表1。

（三）模型構(gòu)建

根據(jù)前述假設(shè)和各變量的設(shè)置， 本文構(gòu)建回歸模型（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代表控制變量。

五、實(shí)證檢驗(yàn)與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。 從被解釋變量來看， ACF的平均值為-0.809， 中位數(shù)為-0.609， 標(biāo)準(zhǔn)差為1.151， 可見樣本企業(yè)整體上的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)略偏消極并存在一定差異。 從解釋變量來看， EUpol和EUind的整體分布區(qū)間比較接近， 二者的標(biāo)準(zhǔn)差分別為1.261和1.072， 且各自的平均值均大于中位數(shù)， 說明樣本企業(yè)在所屬時(shí)期內(nèi)在各個(gè)層面都面臨相當(dāng)程度的環(huán)境不確定性。

（二）相關(guān)性分析、單變量分析及方差膨脹因子（VIF）檢驗(yàn)

從相關(guān)性分析的結(jié)果來看：ACF與EUpol之間的Pearson及Spearman相關(guān)系數(shù)分別為0.1012和0.0502且均在1%的水平上顯著， 說明宏觀層面上經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不確定性與企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系， 符合H1a的預(yù)期; 而ACF與EUind之間的Pearson及Spearman相關(guān)系數(shù)則分別為-0.0356和-0.0220， 并在1%和5%的水平上顯著， 說明中微觀層面上企業(yè)所處行業(yè)環(huán)境不確定性與企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系， 亦符合H1b的預(yù)期。 另外， 各連續(xù)變量之間的相關(guān)系數(shù)均不足0.56， 初步表明上述變量之間并不存在明顯的多重共線性。 為了驗(yàn)證相關(guān)性分析的結(jié)果并進(jìn)一步檢驗(yàn)各變量之間是否存在明顯的多重共線性， 本文還做了單變量檢驗(yàn)及VIF檢驗(yàn)， 其中單變量檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示， 因篇幅所限， 相關(guān)性分析和VIF檢驗(yàn)的詳細(xì)結(jié)果不再列示。

從表3的結(jié)果來看：EUpol的均值差異為0.1910， 對應(yīng)的T值為9.1544且在1%的水平上顯著; EUind的均值差異為0.0410， 對應(yīng)的T值為

-1.8677且在5%的水平上顯著。 該結(jié)果再次支持了H1a與H1b。

從VIF檢驗(yàn)的結(jié)果來看， 本文解釋變量及各控制變量VIF值中數(shù)值最大的是企業(yè)規(guī)模（2.82）， 其余單變量的VIF值均小于2.12。 另外， 各變量整體的MeanVIF值為2.94， 亦小于3的臨界點(diǎn)。 因此， 可以判定各單變量之間不存在明顯的多重共線性。

（三）多元回歸分析

1. 環(huán)境不確定性與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)。 從表4中模型（B-1）的回歸結(jié)果來看， EUpol的系數(shù)為0.0771且在1%的水平上顯著， 而EUind的系數(shù)為

-0.0266， 在5%的水平上顯著。 可見， 在控制了其他相關(guān)因素的前提下， 隨著經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不確定性的加強(qiáng)， 企業(yè)在會(huì)計(jì)上所采取的穩(wěn)健性反應(yīng)的程度也會(huì)加強(qiáng)， 說明企業(yè)在面對宏觀層面環(huán)境不確定性時(shí)普遍傾向于使用更加謹(jǐn)慎的會(huì)計(jì)處理方式， 進(jìn)而體現(xiàn)出“以靜制動(dòng)”的穩(wěn)健性策略， H1a得到支持; 而隨著所處行業(yè)環(huán)境不確定性的加強(qiáng)， 企業(yè)在會(huì)計(jì)上采取的穩(wěn)健性反應(yīng)的程度減弱， 說明企業(yè)在面對中微觀層面環(huán)境不確定性時(shí)往往會(huì)出于對風(fēng)險(xiǎn)與挑戰(zhàn)“雙刃劍”效應(yīng)的考慮， 不會(huì)在會(huì)計(jì)上主動(dòng)采取積極的穩(wěn)健性反應(yīng)以免錯(cuò)失有利機(jī)遇， 進(jìn)而體現(xiàn)出“因勢而動(dòng)”的穩(wěn)健性策略， H1b也得到了支持。

2. 跨境上市、環(huán)境不確定性與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)。 從表4中模型（B-2）的回歸結(jié)果來看： EUpol的系數(shù)（0.0742）在1%的水平上顯著， 其對應(yīng)交乘項(xiàng)EUpol×CBL的系數(shù) （0.0678）在10%的水平上顯著; EUind的系數(shù)（-0.0293）在5%的水平上顯著， 其對應(yīng)交乘項(xiàng)EUind×CBL的系數(shù)（0.137）亦在5%的水平上顯著。 這表明相比于非跨境上市企業(yè)， 跨境上市企業(yè)由于需要同時(shí)遵循多套會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系（受到會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同的靜態(tài)影響）， 所處信息環(huán)境更為復(fù)雜， 其在面對各類環(huán)境不確定性時(shí)所采取的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)亦會(huì)更加積極主動(dòng)， 因此跨境上市既促進(jìn)了宏觀經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不確定性與企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間的正向關(guān)系， 又弱化了企業(yè)所處行業(yè)環(huán)境不確定性與企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間的負(fù)向關(guān)系， 支持H2a與H2b。

（四）雙重差分檢驗(yàn)

跨境上市在整個(gè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同過程中更多的是靜態(tài)層面的體現(xiàn)， 若從動(dòng)態(tài)層面分析環(huán)境不確定性對企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)的影響， 就必須有效控制會(huì)計(jì)準(zhǔn)則進(jìn)一步與國際趨同前后因其他條件變化所產(chǎn)生的干擾因素[28] ， 于是本文使用DID模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)， 以便從動(dòng)態(tài)層面更加可靠并客觀地評價(jià)我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則在進(jìn)一步與國際趨同的過程中對宏觀經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不確定性和企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間關(guān)系的影響。

在構(gòu)建DID模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)， 本文參照劉曉華和王華[28] 、張梅和邸叢枝[29] 的方法， 將只發(fā)行A股的樣本企業(yè)作為處理組， 將發(fā)行A股的同時(shí)還發(fā)行B股或H股的樣本企業(yè)作為對照組。 在此基礎(chǔ)上， 以2014年CAS（2014）的實(shí)施作為動(dòng)態(tài)層面上我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則進(jìn)一步與國際趨同的標(biāo)志， 將2009 ～ 2018年10年的樣本區(qū)間分為兩段， 前5年為我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則進(jìn)一步與國際趨同前的時(shí)期， 后5年則為我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則進(jìn)一步與國際趨同后的時(shí)期， 并據(jù)此構(gòu)建虛擬變量D1與D2， 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

從表4中模型（B-3）的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：不論對BBD月度指數(shù)進(jìn)行何種年度化調(diào)整， EUpol的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正; 而需要重點(diǎn)關(guān)注的DID交乘項(xiàng)EUpol×D1×D2的系數(shù)亦在1%的水平上顯著為負(fù)。 該結(jié)果表明， 當(dāng)我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)現(xiàn)與IFRS進(jìn)一步趨同之后， 由于公允價(jià)值計(jì)量作為一項(xiàng)具體的準(zhǔn)則實(shí)施， 會(huì)促使CAS（2006）對于穩(wěn)健性原則的要求做出適度調(diào)整[18，30] ， 即動(dòng)態(tài)層面的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同弱化了原先宏觀經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不確定性與企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間的正向關(guān)系， H3得到驗(yàn)證。

此外， 模型（B-1）、模型（B-2）及模型（B-3）的F和Wald-χ2值均達(dá)到了1%的顯著性水平， 說明本文各模型的模擬精度較高且預(yù)先設(shè)想的解釋變量與被解釋變量之間在邏輯上具有較強(qiáng)的因果關(guān)系。

六、內(nèi)生性問題及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性檢驗(yàn)

考慮到因內(nèi)生性問題給研究結(jié)論帶來的不利影響， 本文先后通過解釋變量滯后一期、傾向評分匹配（PSM）檢驗(yàn)及增加控制變量的方法予以解決。

1. 解釋變量滯后一期。 將作為解釋變量的各類環(huán)境不確定性滯后一期（分別計(jì)為L.EUpol和

L.EUind）， 重新代入模型（B-1）、模型（B-2）及模型（B-3）中進(jìn)行檢驗(yàn)， 結(jié)果如表5所示。 經(jīng)檢驗(yàn)， 所得結(jié)論與前文基本一致， 說明本文幾乎不存在由反向因果所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。

2. 傾向評分匹配（PSM）檢驗(yàn)。 首先按照各類環(huán)境不確定性的程度將全樣本劃分為處理組和控制組， 然后通過Logistic回歸計(jì)算出傾向評分， 最后以模型（B-1）中的控制變量為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行匹配， 結(jié)果如表6所示。 由表6可知， EUpol與EUind的T值在匹配前與匹配后均在1%的水平上顯著， 說明在排除其他影響因素之后， 各類環(huán)境不確定性因素對企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)的影響均與先前實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果一致， 因此本文幾乎不存在選擇性偏誤所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。

3. 增加控制變量。 在模型（B-1）、模型（B-2）及模型（B-3）中加入總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TAT）、固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重（PPE）及監(jiān)事會(huì)成員人數(shù)（SNum）三個(gè)控制變量重新進(jìn)行多元線性回歸分析及雙重差分檢驗(yàn)， 結(jié)果如表7所示。 經(jīng)檢驗(yàn)， 所得結(jié)論與前文基本一致， 說明本文幾乎不存在由遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了再次驗(yàn)證回歸結(jié)果的可靠性， 本文還進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

1. 替換變量。 對模型（B-1）中被解釋變量及解釋變量的衡量方法進(jìn)行替換， 其中：被解釋變量借鑒Basu[20] 的研究， 用AT模型替換ACF模型計(jì)量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng); 解釋變量則是使用之前在DID檢驗(yàn)中取中位數(shù)的方法替換EUpol。 為便于區(qū)分， 此處將取幾何平均數(shù)和取中位數(shù)所得到的EUpol分別記為EUpolg和EUpolm， AT模型的構(gòu)造和參數(shù)說明見模型（C-1）：

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

模型（C-1）中：EPSt為年度每股盈余; Pt-1為上年末每股市價(jià); EPSt/Pt-1項(xiàng)的設(shè)置是為了利用Pt-1平減EPSt以消除異方差的影響; RET為經(jīng)市場調(diào)整后的年度股票報(bào)酬率; DRt為年度股票報(bào)酬率的啞變量， 當(dāng)RETt為負(fù)值時(shí)取1， 否則取0。 通過反向回歸得出的系數(shù)γ3反映的就是不利消息比有利消息更快在盈余中體現(xiàn)的程度， 該值越大說明企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)越積極。

根據(jù)以往的研究， 比于ACF模型雖然AT模型在衡量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)時(shí)相存在一定缺陷， 但其整體可靠性依然較高。 結(jié)合以上分析， 本文實(shí)際在利用變量替換方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的具體過程中首先將解釋變量進(jìn)行單獨(dú)替換， 然后將被解釋變量進(jìn)行單獨(dú)替換， 最后將解釋變量和被解釋變量同時(shí)進(jìn)行替換， 結(jié)果見表8。

2. 改變回歸方法。 利用Tobit回歸法替換OLS回歸法對模型（B-1）重新進(jìn)行檢驗(yàn)， 結(jié)果見表8。

3. 面板數(shù)據(jù)及隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)。 考慮到在樣本觀測值所屬的2009～2018年區(qū)間內(nèi)我國上市公司的數(shù)量和結(jié)構(gòu)均發(fā)生了明顯變化， 特別是新興企業(yè)的掛牌上市以及后金融危機(jī)時(shí)期的各類環(huán)境不確定性都會(huì)使得樣本中分屬不同生命周期的企業(yè)在會(huì)計(jì)上采取不同的穩(wěn)健性反應(yīng)， 因此本文通過構(gòu)建面板數(shù)據(jù)對模型（B-1）重新進(jìn)行回歸， 并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)， 結(jié)果如表9所示。

以上檢驗(yàn)所有的實(shí)證結(jié)果均與先前一致， 再一次支持了H1a、H1b、H2a、H2b以及H3， 因此本文所得出的研究結(jié)論在一定程度上是穩(wěn)健的。

七、研究結(jié)論及啟示

（一）研究結(jié)論

本文以2009 ～ 2018年A股上市企業(yè)為樣本， 通過規(guī)范研究與實(shí)證研究相結(jié)合的方法探析了企業(yè)在面對各類環(huán)境不確定性時(shí)在會(huì)計(jì)處理上所做出的穩(wěn)健性反應(yīng)， 從靜態(tài)和動(dòng)態(tài)兩個(gè)層面分別探究會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同對上述二者之間關(guān)系所產(chǎn)生的影響并通過調(diào)節(jié)效應(yīng)及DID檢驗(yàn)對上述問題進(jìn)行了驗(yàn)證。 通過研究， 本文得出以下結(jié)論：第一， 經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境不確定性與企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間存在正向關(guān)系， 即當(dāng)企業(yè)面臨宏觀環(huán)境不確定性時(shí)， 通常傾向于采取“以靜制動(dòng)”的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng); 而所處行業(yè)環(huán)境不確定性與企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間則存在負(fù)向關(guān)系， 即當(dāng)企業(yè)面臨中微觀環(huán)境不確定性時(shí)， 通常傾向于采取“因勢而動(dòng)”的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)。 第二， 靜態(tài)層面的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同對宏觀環(huán)境不確定性與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間的正向關(guān)系產(chǎn)生促進(jìn)作用， 而對中微觀環(huán)境不確定性與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間的負(fù)向關(guān)系則產(chǎn)生弱化作用。 第三， 動(dòng)態(tài)層面的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同由于影響范圍涉及研究樣本中幾乎所有的行業(yè)， 故使用DID模型進(jìn)行檢驗(yàn)， 結(jié)果表明CAS（2014）實(shí)施以后， 宏觀環(huán)境不確定性與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)之間雖然依然存在顯著的正向關(guān)系， 但該正向關(guān)系的顯著性相較于CAS（2014）實(shí)施前有所減弱。

（二）研究啟示

本文豐富了與各類環(huán)境不確定性經(jīng)濟(jì)后果及會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)影響因素相關(guān)的研究， 并從會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同的兩個(gè)層面擴(kuò)展了對上述問題的研究視角， 同時(shí)進(jìn)一步支持了現(xiàn)有關(guān)于各類環(huán)境不確定性及會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反應(yīng)的部分研究成果。 根據(jù)研究結(jié)論， 本文嘗試提出如下政策啟示：首先， 企業(yè)實(shí)施相關(guān)戰(zhàn)略決策時(shí)應(yīng)當(dāng)充分考慮環(huán)境不確定性可能帶來的經(jīng)濟(jì)后果， 在此基礎(chǔ)上全面評估各類風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)遇。 其次， 在面臨各類環(huán)境不確定性時(shí)， 企業(yè)不論是運(yùn)用謹(jǐn)慎性原則還是在會(huì)計(jì)處理方式上選擇何種穩(wěn)健性反應(yīng)， 都應(yīng)當(dāng)綜合協(xié)調(diào)會(huì)計(jì)信息在決策有用性與契約有用性之間的關(guān)系。 最后， 近年來我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的趨勢雖然穩(wěn)中有進(jìn)， 但資本市場依然不夠成熟， 因此公允價(jià)值計(jì)量的運(yùn)用不能同發(fā)達(dá)國家一樣[31] 。 盡管CAS（2014）已經(jīng)促成公允價(jià)值計(jì)量作為一項(xiàng)具體準(zhǔn)則列入新的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系， 但在我國當(dāng)前以歷史成本計(jì)量模式為主的背景下， 體現(xiàn)謹(jǐn)慎性原則的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性仍舊是防止濫用公允價(jià)值計(jì)量模式的重要約束條件。

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