一、文獻綜述
國外最早研究虧損上市公司會計信息的價值相關性的文章是Hayn。C（1995），之后Beaver、Landsman（1998）也進行了相關的研究。國外的研究表明企業進行盈余管理主要出于管理層變更、大清洗、利潤平滑三個動機。Francis。J，Hanna。D，Vincent。L（1996）研究結論證實了管理層變動會影響企業計提資產減值的比例等；Chen。C。J，Chen。S，Su。X（2004）發現管理層發生變更或者企業面臨較大虧損時比較傾向于通過計提減值準備進行盈余管理。Yoon。R。R，Miller。G。A（2002）、Riedl。E。J（2004）的研究表明管理層利潤平滑和大清洗動機的存在。國內研究表明企業進行盈余管理主要出于扭虧動機、大清洗動機、管理層變更和配股動機等。郭旭芬、熊健（2003）的研究發現，嚴格的會計準則使得上市公司披露的會計信息更加真實可靠；洪劍峭等（2005）研究發現雖然資產減值的計提、轉回逐漸成為上市公司進行盈余操縱的手段，但總體而言上市公司會計盈余數據的信息含量在準則變更后更具價值相關性；王躍堂（2000）研究表明具有扭虧動機或被ST的公司明顯存在利用三大減值政策進行盈余管理的現象；于海燕等（2001）、黃婷暉（2002）、賴朝輝（2003）、張俊民（2004）、戴德明等（2005）等；薛爽、田立新、任帥（2006）、趙春光（2006）、王建新（2007）等的研究表明虧損公司特別是扣除減值影響后仍虧損的上市公司存在嚴重的盈余管理現象。李享（2009）的研究開辟了新的途徑，研究發現存在虧損動機的上市公司如果打算下一年處置長期資產，那么就會在虧損年度加大長期資產減值計提額，以為后續年間處置時大量轉回從而達到扭虧為盈的效果做準備。
二、文獻評述
綜上所述，資產減值的計提動機多種多樣，受到企業性質、企業經營狀況等多重因素的影響。而價值相關性方面，國外的研究多是針對所有會計信息的某一方面即某項會計信息的價值相關性，具體到資產減值會計信息價值相關性的研究，主要從披露的各種資產減值信息以及不同公司狀況的資產減值信息入手進行研究分析的。國內對于資產減值會計價值相關性的研究一般都是借用國外研究的模型方法等進行的，起步較晚且研究也較少，又由于所處時段或研究方法的不同也會得出不同的結論，因此無論是為了充實這方面的實證研究還是為進一步完善準則，對其進行研究具有重要意義。
三、研究設計
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資產減值會計信息的披露，一方面可以反映出資產發生貶值的程度，另一方面也可以看出企業管理層對公司資產的未來實際獲利能力的關注并可以讓信息使用者感受到管理層對這一現象的應對態度；也許兩方面的作用對企業的整體市場價值會產生完全不同的效果，但卻都可以提高企業盈余和凈資產賬面價值數據價值相關性。因此本文提出如下假設1：H1：資產減值會計信息可以通過影響盈余來提高會計信息的價值相關性，即具有增量價值相關性。根據我國對上市公司的監管制度規定，如果上市公司連續兩年在審計報告中披露的凈利潤都為負就會被ST，如果連續三年凈利潤都為負就會被暫停上市（PT），那么虧損上市公司出于保市保殼的目的可能會操縱盈余，這就降低了會計信息的價值相關性，由此提出假設2：H2：虧損上市公司中，具有扭虧或大清洗動機的公司資產減值信息價值相關性顯著低于其他虧損上市公司。
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從周冬華（2010）的研究得出，假設1的驗證可直接選擇價格模型：Pit=α+β1BVPSit+β2EPSit+β3WDit+∑iβ3+iYeari+ε其中，Pit表示第i家上市公司t年度結束后的第4個月末的股價；BVPSit、EPSit分別表示第i家上市公司t年度的每股凈資產和每股收益（每股凈資產和每股收益都采用計提資產減值前的數據）；WDit表示第i家上市公司t年度計提的資產減值準備（本文采用資產減值占計提資產減值前的期末資產總額的.比率來計量）；Yeari代表第i年度的數據。假設2添加了三個虛擬變量來區分一般的虧損上市公司和存在扭虧動機或大清洗動機的虧損上市公司。H2需要四個模型的回歸，在此只介紹匯總模型：Pit=α+β1BVPSit+β2EPSit+β3WDto—talit×NORMAL+β4WDtotalit×NKit+β5WD—totalit×LOSSit+∑iβ5+iYeari其中：NORMAL代表一般的虧損上市公司，是就等于1，否則等于0；NK代表具有扭虧動機的上市公司，判斷標準為上年度首次虧損本年度盈利，如果是則為1，不是則等于0；LOSS代表具有大清洗動機的虧損上市公司，判斷標準為NK等于0且計提減值前凈利潤與計提資產減值前的期末資產總額的比值小于該變量所有負值的中位數，如果是則等于減值前凈利潤與計提資產減值前的期末資產總額的比值，否則等于0；其他變量解釋同上。本文的研究選取了國內全部A股2003—2012年間的凈利潤小于零的虧損上市公司，數據主要來源于國泰安CSMAR數據庫，部分通過手工收集的數據來源于巨潮資訊和同花順，共取得一千多個樣本，根據研究假設的不同樣本數有所變化，具體在實證檢驗中詳細說明。
四、實證檢驗與分析
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通過簡單的樣本數據篩選后基本上選出1555個數據樣本，其中：P代表股價，BVPS、EPS分別代表減值前的每股凈資產、每股盈余，WD、WDJT、WDZH分別代表本年度計提的資產減值、轉回的資產減值、總資產減值與減值前期末總資產的比值，N、mean、sd、min、max、P50分別表示樣本數、均值、標準差、最小值、最大值、中位數，j_n代表當年減值總額占當年凈利潤（因為所選都是虧損上市公司，凈利潤都為負）的比值。
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假設2回歸模型根據是否加資產減值變量和是否加時間控制變量來區分并得出模型如下：Pit=α+β1BVPSit+β2EPSi+ε（1）Pit=α+β1BVPSit+β2EPSit+β3WDit+ε（2）Pit=α+β1BVPSit+β2EPSit+∑iβ2+iYeari+ε（3）Pit=α+β1BVPSit+β2EPSit+β3WDit+∑iβ3+iYeari+ε（4）從表2中可以看到BVPS、EPS與P的相關性都在1%水平下顯著正相關，這就表明每股盈余、每股凈資產與股價具有顯著正相關關系；模型（2）增加了WD的變量，可以看出資產減值在10%的水平下與股價顯著負相關，這代表虧損企業計提減值準備傳遞給投資者的信息是企業資產貶值的壞消息，再看調整后的R2，模型（2）的5。57%大于模型（1）的5。44%，這就表明資產減值信息可以提高對股價的解釋能力即具有增量價值相關性；為了排除由于各年的制度、政策、市場環境的變化可能帶來的時間序列影響，在模型（1）、（2）的基礎上加上了時間序列變量進行了模型（3）和（4）的回歸，回歸結果發生了巨變，調整后的R2由5。44%、5。57%分別變為了39。91%、40。11%，很明顯可以看出年度控制變量對股價的顯著影響，而且對比發現加上WD變量后模型（4）的解釋力度增強了，從而證實了假設1。雖然資產減值信息的披露增加了對股價的解釋力度，而加入年度控制變量前WD變量的系數由顯著為負變為正，這可能表現為資產減值信息向投資者傳遞了管理層正確預期了資產未來現金流量，并將加強管理的好消息，可是t檢驗并不顯著。要分析其原因則需進一步分析，將樣本公司分為正常盈余（凈利潤+資產減值總額大于0）、扭虧動機的公司（上年首次虧損，本年盈利）、大清洗動機的公司（沒有扭虧動機且本年度減值前凈利潤/計提減值前的期末總資產小于此變量負值的中位數的上市公司）三組樣本，根據分組將樣本公司分別進行回歸，其中：扭虧組、正常盈余組、大清洗組三組的WD變量分別取自各樣本組的WD數值，回歸結果見表3。由表3可看出三組數據的回歸結果有著非常顯著的差異，首先正常盈余組與扭虧組WD的系數都顯著為負，而且正常盈余組的系數顯著大于扭虧組，可見正常盈余組的資產減值信息更具價值相關性，負相關表示WD傳遞了資產貶值的壞消息，而且正常盈余組調整后的R2為37。78%大于扭虧組的37。73%，但并不顯著，可能是因為樣本選取的全是虧損上市公司，受到外界復雜因素的影響較多，在此樣本中選取的正常盈余公司本身不能與真正盈余公司相提并論；其次再看大清理動機的公司，此樣本中WD的系數顯著為正，這可能就是導致假設1中WD系數為正但不顯著的原因所在。而且更出乎意料的是大清洗組調整后的R2顯著高于前兩組，這就表示大清洗動機的公司計提減值的金額與股價顯著正相關，而且會計信息的披露更具價值相關性，這可能與我國監管制度的完善有關。至于計提減值與股價正相關，本文認為大清洗動機的上市公司本應為防止摘牌而少計提減值，其反而多計提減值的目的除了為以后盈余做鋪墊之外，更多的可能是管理層為以后的正常運營準確預期未來資產現金流量以進行資源合理配置，從而傳遞出“好消息”，起到積極的效果；當然也可能是基于外界壓力等原因，具體的深層研究，本文不在敘述。表3是對不同特征的虧損上市公司資產減值信息的價值相關性進行了回歸分析，這只能作為間接證據并不夠直觀，本文又添加不同動機和資產減值的計提比例的交叉變量進一步回歸分析，建立三個模型如下：Pit=α+β1BVPSit+β2EPSit+β3WDto—talit×NORMALit+∑iβ3+iYeari+ε（1）Pit=α+β1BVPSit+β2EPSit+β3WDto—talit×NKit+∑iβ3+iYeari+ε（2）Pit=α+β1BVPSit+β2EPSit+β3WDto—talit×LOSSit+∑iβ3+iYeari+ε（3）其中：WDtotal表示全樣本的WD；NORMAL表示正常盈余公司（減值前凈利潤大于0為1，否則為0）；NK表示扭虧動機公司（上年度首次虧損且本年度盈利的NK=1，否則為0）；LOSS表示大清洗動機公司（NK=0，且減值前凈利潤/減值前期末總資產>該變量所有負值的中位數，則LOSS等于減值前凈利潤/減值前期末總資產，否則等于0）?；貧w結果發現加入交互變量進行總樣本回歸時，依然是正常盈余組計提的資產減值信息相比扭虧組更具價值相關性但不顯著，大清洗組的價值相關性高于正常盈余組和扭虧組，通過上述幾個回歸所得結論一致且與本文假設2相悖。五、結論 1。通過是否加入資產減值比例和是否加入年限控制變量為依據做了四個模型回歸，結果發現資產減值信息具有增量價值相關性，假設1成立。2。在假設1的基礎上本文又考慮了具有不同特征的公司，在模型中加入三個變量來區分是否正常盈余公司、是否具有扭虧動機的公司、是否具有大清洗動機的公司，回歸結果證明正常盈余公司的資產減值價值相關性要高于具有扭虧動機的資產減值價值相關性，假設2成立，可是大清洗公司的資產減值價值相關性卻顯著高于正常盈余公司，這與假設2相悖，由于本文研究的只是虧損公司，所選正常盈余公司無法代表真正的盈余公司，且虧損上市公司要受制度、市場、監管等多種外部環境的影響，無法準確把握其原因，還需后續研究。由以上結論可看出，虧損上市公司普遍存在著盈余管理動機，然而大清洗公司的盈余管理動機卻較低，本文認為，在會計政策等監管制度改革時，便可以從大清洗公司的特殊限制角度出發來完善我國資本市場的監管制度，不僅對虧損上市公司，還要加強對中介機構的監管，并加強會計信息披露的規范管理。由以上研究推導可看出各方面的監管可以很好地減少企業的盈余操縱行為，因此既要提高對會計信息使用者的保護力度，同時也要警示會計信息使用者，提高自身保護意識，合法保護自己的權益。在目前我國特殊的資本市場環境下，2007年實施的新會計準則在資產減值的計提、轉回等多方面都做出了更加詳實嚴密的規定，并關閉了上市公司利用長期資產減值進行盈余管理的窗口，然而它是否關閉了盈余管理這扇大門，是否有效地遏制了上市公司利用資產減值進行盈余管理，本文將在后續文章中進行研究。
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