新租赁准则能否提高会计信息可靠性

【摘要】租赁是获取资产和减少企业所有权风险的一种重要手段，对财务报表使用者作出决策至关重要。文章基于2016—2020年A股上市公司数据，从表外租赁的角度研究新租赁准则对会计信息质量的影响。研究发现，新租赁准则正式执行后，上市公司（承租人）的应计盈余管理程度下降，该结论经过一系列稳健性检验后仍然成立。异质性分析发现，新租赁准则在审计质量和公司治理质量较低的上市公司中能够发挥更显著的作用。研究表明，新租赁准则通过移除管理层在租赁分类上的自由裁量权，确认表外租赁，提高了会计信息可靠性，减少了投资者信息处理成本，也为会计监管部门制定政策提供了启示和参考，对提高资本市场透明度、加强投资者保护具有重要意义。【关键词】新租赁会计准则；表外租赁资产；会计信息可靠性一、引言2024年国务院发布《关于加强监管防范风险推动资本市场高质量发展的若干意见》，即新“国九条”，指出要“严肃整治财务造假、资金占用等重点领域违法违规行为”。会计信息质量作为反映上市公司质量的一面镜子，是促进资本市场高质量发展、提升上市公司质量永远绕不开的话题。财政部于2018年底发布了修订后的《企业会计准则第21号——租赁》（以下简称新租赁准则），自2019年1月1日起施行，这是与国际财务报告准则第16号（IFRS16）趋同的成果。那么新租赁准则的会计信息质量如何呢？国际会计准则理事会（IASB）原主席汉斯·胡格沃斯特在谈及IFRS16时说道：“经统计，上市公司现有高达3万亿美元的未偿还租赁，这些租赁中只有一部分列示在资产负债表上，其余的也就是所谓的经营租赁，并没有显示在资产负债表上，但它们的确代表着一种真正的负债。因此，如此庞大的债务没有出现在资产负债表上，会严重影响经济实质的如实反映。”在对投资者的影响上，他提到：“很多受过教育的投资者一直在对表外租赁进行自己的调整。例如，将年租赁付款额增加七到八倍，这些都是粗略的估计，他们往往会高估租赁负债。还有很多投资者根本就不调整，他们被当前的会计数字误导了。”我国2006年发布的租赁准则（以下简称旧租赁准则），在制定过程中参考了1976年美国财务会计准则第13号（SFAS13）和1982年国际会计准则第17号（IAS17）。在此之前，SFAS13和IAS17在国际上已经执行了约三四十年。随着我国经济的快速发展，融资方式与手段日新月异，旧租赁准则的漏洞与弊病逐渐显现，已经难以符合当今投资者对租赁会计信息的需求，其更新与修订迫在眉睫。具体来说，在旧租赁准则下，经营租赁的确认是采用排除法定义的，即不满足融资租赁确认的五个条件的租赁就属于经营租赁。对于经营租赁的计量，承租人只需将租金支出计入资产成本或当期损益，并对重大的经营租赁进行披露即可，而无需在表内确认租赁资产和相关负债②。分类为经营租赁（表外披露）而非融资租赁（表内确认）的自由裁量权导致像航空公司、运输公司、大型制造公司等重度依赖租赁的企业将较多的核心资产披露在表外，严重影响了财务报告使用者对企业盈利能力与财务风险的评估[1]。财政部于2018年底发布的与IFRS16趋同的新租赁准则，取消了先前承租人须对经营租赁和融资租赁进行分类的强制性规定。因此，除了少量短期租赁与低价值租赁外，之前在表外披露的经营租赁均应确认相应的使用权资产和租赁负债。IASB在IFRS16的结论基础部分指出，其决定对表外租赁全面资本化的原因有“现有租赁会计准则在确定分类时比较复杂，难以应用”“现有租赁会计准则会导致租赁合同的构造和分类的操纵”，即现有租赁准则存在会计信息可靠性差的问题。会计准则变更的首要经济后果即会计信息质量的变化，本文拟以上述表外租赁的缺陷为切口，深入探究新租赁准则的实施效果。理论上，旧租赁准则对租赁分类的操纵行为属于应计盈余管理的一种[2-3]，因此针对租赁的分类操纵行为，本文拟采用应计盈余管理的程度来度量，以研究新租赁准则执行后，应计盈余管理程度是否有所降低。基于上述讨论，本文以2016—2020年A股非金融上市公司为研究样本，对新租赁准则是否会影响应计盈余管理程度进行检验。实证检验发现，新租赁准则正式执行后，上市公司（承租人）的应计盈余管理程度下降，该结论在经过一系列稳健性检验后仍然成立。本文还从审计质量、公司治理质量这两个维度检验了新租赁准则经济后果的异质性，结果发现新租赁准则在审计质量和公司治理质量较低的上市公司中能够发挥更显著的作用。本文研究结论表明，新租赁准则通过移除管理层在租赁分类上的自由裁量权，确认表外租赁资产，有效地抑制了企业的应计盈余管理行为。本文的创新之处主要有以下两点。一是扩展了新租赁准则如何影响会计信息质量方面的实证研究。国内现有关于新租赁准则的研究多为案例分析，本文利用双重差分（DID）和倾向得分匹配法（PSM）进行实证检验，是继Ipino和Parbonetti[4]后少有的研究租赁准则对会计信息质量影响的文章。二是深入剖析了新租赁准则的异质性影响。对于审计质量和公司治理水平较差的公司而言，新租赁准则对其信息质量的提升作用更为显著。本文结论不仅为进一步促进资本市场高质量发展、提升上市公司会计信息质量提供了有力支持，而且为会计准则制定机构和监管机构及时、准确地了解并评估准则实施效果作出了贡献。二、文献综述与假设推演利用租赁分类进行利润平移，是一种较为常见的盈余管理策略。具体而言，经营租赁在租赁初期往往伴随着较低的租赁费用支出，相比之下，融资租赁在初期则需承担较高的利息费用。因此，经营租赁的使用及其活动的增加通常意味着管理者利用租赁分类进行了向前平移利润的应计盈余管理。Teoh等[5]将经营租赁列为应计盈余管理研究的控制变量，也是因为它可以用于调节利润。实务案例方面，赵建辉[6]发现在旧租赁准则下，中国联合航空公司通过使用经营租赁，在租赁早期获得了比融资租赁多15%的利润。中介机构方面，Nelson等[7]对审计师的审计经历进行了调查，发现在178家应计盈余管理的案例中，有12.9%的案例涉及使用构造租赁分类来操纵利润。Krische等[8]调查了分析师对表外租赁的看法，发现如果一家公司通过操纵租赁分类进行了应计盈余管理，那么分析师对管理层的可信度将大幅降低。监管机构方面，Nelson等[9]发现在美国证监会发布的会计和审计法规实施公报（AAERs）中，大约14%的应计盈余管理涉及通过构造经营租赁合同来提升企业的早期利润。对新租赁准则，已有不少学者采用案例的方法进行了研究，发现新租赁准则降低了王府井、中国联通等案例公司的应计盈余管理程度[10-11]。但由于新租赁准则实施时间不长，采用实证方法研究的文章较少。另外，Spencer和Webb[12]指出，关于表外租赁在利润表方面的研究较少，是后续研究的重点。因此，本文拟采用实证方法检验新租赁准则的执行对企业应计盈余管理行为的影响。在对资产负债表的影响上，新租赁准则要求企业确认使用权资产与租赁负债，核算方法与之前的融资租赁基本一致。租赁负债按照租赁期开始日尚未支付的租赁付款额的现值进行初始计量，使用权资产需要在租赁负债的金额上进行一些调整，一般大于等于租赁负债，如图1所示。为了简化分析过程，假定初始计量时使用权资产等于租赁负债。后续计量时，随着时间的推移，两者开始分道扬镳，但都殊途同归，如图2所示。使用权资产一般按照直线法计提折旧，租赁负债一般采用实际利率法进行摊销。在图2中，黑色的弧线代表租赁负债金额随时间的变化趋势，黑色的斜线代表使用权资产金额随时间的变化趋势，两线中间的部分代表两者金额之差。由图2可知租赁负债的金额在整个租赁合同期内大于使用权资产的金额，也就是说如果企业将经营租赁重分类为融资租赁，将会导致企业的资产负债率增加。此外，租赁负债与使用权资产之间的差额呈先变大后变小的趋势，在图中虚线所标识的平衡点B1之前，二者之间的差额逐渐变大，之后变小，最大差额出现在平衡点B1处。出现这种趋势的原因是，虽然资产是等额按年折旧，负债也是等额按年偿还（还款额包括本金与利息），但是在租赁合同的早期，负债偿还的金额中利息更多，本金更少，随着本金的逐步偿还，利息金额也逐步下降，于是出现反转的情形。所以早期使用权资产的折旧速度大于租赁负债的摊销速度，这也解释了为什么在使用权资产与租赁负债初始确认金额相同的假设下，租赁期内租赁负债金额始终大于使用权资产金额。资产和负债价值的变化还体现在利润表中。因融资租赁产生的费用主要有两种，一是使用权资产的折旧费用，二是租赁负债摊销产生的利息费用，而经营租赁产生的费用通常只有一种，即租金费用。如图3所示，图中两条虚线代表融资租赁折旧费用与利息费用，两者相加后可得融资租赁总费用，即图中下弯的实线。图中水平的实线是经营租赁总费用。可以看到在租赁的早期，融资租赁总费用高于经营租赁费用，所以企业的利润会偏低一些，经过平衡点B2后，两者大小会出现反转[13]。通过上述对利润影响的分析，本文发现管理层使用经营租赁可以在租赁的早期获得更高的利润，通过操纵租赁的分类可以实现利润在各会计期间的转移，而且经营租赁无需确认资产，企业可以享有更低的资产负债率和更高的资产收益率。而新租赁准则从根源上剔除了这种盈余管理的方式，抹平了两类租赁在资产负债表与利润表上的差异，有利于降低企业应计盈余管理的程度，提升会计信息可靠性。因此，本文提出以下假设。H1：新租赁会计准则执行可以提升企业的会计信息可靠性。三、研究设计（一）样本和数据来源本文选取2016—2020年中国A股市场非金融企业作为研究样本，从上市公司年报附注中“重要会计政策变更版块”和“重大承诺版块”手动收集了有关经营租赁的披露信息以及新租赁准则的执行信息，从CSMAR数据库中获取其他所需的变量信息。本文定义的实验组是2019年执行新租赁准则的上市公司，对照组采用PSM方法进行匹配获得。本文对搜集到的数据进行了以下处理：剔除金融行业企业以及被ST、PT的公司；剔除变量缺失的观测值；剔除PSM后无权重的对照组观测值；对所有连续型变量进行1%的Winsorize处理。最终得到679个公司—年度观测值。（二）变量定义1.应计盈余管理程度|DA|本文使用修正琼斯模型进行分行业分年度回归计算企业的应计盈余管理（DA）。取应计盈余管理的绝对值（|DA|）度量企业进行应计盈余管理的程度。2.准则执行变量TREAT和POST首先，本文通过阅读年报中的“重要会计政策变更版块”，手动收集了2019年执行新租赁准则的上市公司名单，并将这些上市公司作为实验组。其次，采用PSM匹配方法，为实验组中的每一个上市公司寻找公司特质最相近的对照样本以缓解样本自选择问题。再次，本文参考Defond等[14]的方法，使用基准回归中所有控制变量以及年度固定效应作为预测变量来计算每个公司的倾向得分。最后，本文以0.01为评分半径进行1对1卡尺匹配（允许放回），为每个实验组公司寻找相对应的对照组。本文定义TREAT等于1时代表实验组，等于0时代表对照组；POST等于1时代表当前观测值位于2019年及之后，等于0时代表位于2019年之前。TREAT×POST的系数捕捉了2019年及之后实验组相对于对照组会计信息可靠性的变化。3.控制变量本文参考Ipino和Parbonetti[4]及Doukakis[15]的模型控制了影响应计盈余管理程度的其他变量，具体定义如表1所示。（三）模型设计为了检验本文提出的关于新租赁准则对应计盈余管理程度影响的假设，参考相关研究[4，15]构建了模型（1）。其中，因变量是应计盈余管理程度，即使用修正琼斯模型计算的DA并取绝对值。准则执行变量TREAT×POST是本文关注的重要变量，根据假设，预期系数β1显著小于0，即新租赁准则执行会显著降低企业应计盈余管理的程度。四、描述性统计分析表2报告了本文实证检验时所采用变量的描述性统计特征，共分三个部分，第一部分是执行新租赁准则样本（实验组）的描述性统计，第二部分是使用PSM匹配的未执行新租赁准则样本（对照组）的描述性统计，第三部分是对前两部分各变量均值之间的差异进行t检验的t值。因变量|DA|在实验组和对照组的均值分别为0.050和0.057，实验组应计盈余管理的程度小于对照组，而且均值差异在10%的水平上显著，说明新租赁准则有助于降低企业应计盈余管理的程度，提升会计信息可靠性。其余控制变量的均值在实验组与对照组之间差异不大，组间差异检验均不显著，说明采用PSM匹配取得了较好的匹配效果，有利于减轻样本的自选择问题。总体来说，表中变量的统计结果与已有文献[4，15]基本一致。五、基准回归检验本文使用模型（1）对研究假设进行了PSM-DID检验，回归结果如表3所示。其中列（1）是单变量检验，列（2）是多变量检验。可以看到，TREAT×POST的系数均显著为负，说明新租赁准则的执行能显著降低企业应计盈余管理的程度，提升会计信息可靠性。六、稳健性检验（一）熵平衡匹配检验本文参考Francoeur等[17]的研究，使用熵平衡匹配法将全部控制变量加入匹配条件中进行三阶矩平衡匹配。实验组的设定与基准回归检验中的设定相同，只是把未执行新租赁准则的公司全部设定为对照组，并使用熵平衡确定的样本权重进行DID回归，检验结果如表4所示。其中列（1）是单变量检验，列（2）是多变量检验。可以看到表中两列TREAT×POST的系数均显著为负，说明熵平衡匹配检验下的新租赁准则依然可以显著降低企业应计盈余管理的程度，提升会计信息可靠性。（二）平行趋势假设检验本文对实验组和对照组中的应计盈余管理程度变动进行了平行趋势检验。参考李青原和章尹赛楠[18]的研究，以2016年作为政策基期，共定义了四个年度虚拟变量YEAR2017、YEAR2018、CURRENT、YEAR2020，然后将这四个年度虚拟变量分别与TREAT相乘，在满足平行趋势假设的情况下，YEAR2017和YEAR2018的系数应当不显著，CURRENT和YEAR2020的系数应当逐渐变得显著。表5列示了平行趋势检验的结果。在2019年之前，TREAT×YEAR2017和TREAT×YEAR2018的系数均不显著，说明在新租赁准则执行前实验组和对照组并无显著差异。在2019年及之后，TREAT×CURRENT和TREAT×YEAR2020的系数均显著为负，说明执行新租赁准则即实验组的应计盈余管理程度显著降低，提升了会计信息可靠性。综上，基准回归中对新租赁准则进行的PSM-DID检验满足平行趋势假设。（三）安慰剂检验为了加强结果的稳健性，排除其他不可观测因素的影响，本文参考卢盛峰等[19]的研究，构造安慰剂检验。在全样本中随机选择实验组，然后进行1000次PSM-DID检验，如果大多数TREAT×POST系数不显著，则表明政策对随机选定的实验组未产生明显的政策效应，检验结果如图4所示。随机分配实验组后，TREAT×POST系数的t值分布为以0为轴呈对称的倒U型，且绝大多数t值集中在0附近，经过与表3中基准t值对比，仅有极少数t值小于表3中的基准t值-2.382，这说明在随机构造的实验组中，新租赁准则对企业应计盈余管理的程度基本无影响。（四）更换会计信息可靠性的度量方式本文在主检验部分选用了应计盈余管理来度量会计信息可靠性，为了加强结果的稳健性，下面研究新租赁准则对企业真实盈余管理程度的影响。已有文献关于新租赁准则对真实盈余管理影响的研究较少，陈菊花等[11]对王府井公司进行了案例研究，发现其真实盈余管理程度降低了。由于要确认先前的表外资产与负债，新租赁准则的执行增加了实施真实盈余管理的成本，可以在一定程度上减轻企业的真实盈余管理行为。参考Roychowdhury[20]的研究，计算真实盈余管理指数REM，并对其进行稳健性检验，结果如表6列（1）所示。TREAT×POST的系数显著为负，说明新租赁准则的执行能有效地降低企业真实盈余管理的程度。在基准回归检验阶段，本文采用修正琼斯模型衡量应计盈余管理的程度，为进一步验证结果的稳健性，本文还检验了其余几种常用的应计盈余管理度量模型。表6列（2）—列（5）分别对应不同的应计盈余管理度量模型，可以看到TREAT×POST的系数均显著为负，说明新租赁准则的执行能有效地降低企业应计盈余管理的程度。综上，本文在会计信息可靠性的度量上是比较稳健的。七、异质性分析（一）基于审计质量的异质性分析Krishnan[21]指出，规模大、排名靠前的会计师事务所在审计时会更加注重企业的盈余管理行为，更注重各审计流程的风险把控。基于上述研究成果，本文认为大型、声誉较好的会计师事务所更能发现并抑制企业对租赁进行分类操纵的行为。因此，本文按照上市公司是否经由四大审计将总样本分为两组，对新租赁准则的实施效果进行分组检验，结果如表7所示。表中列（1）代表由四大审计的上市公司子样本，列（2）为非四大审计的子样本，可以看到TREAT×POST的系数均显著为负，说明无论是否经由四大审计，新租赁准则都能有效地降低企业应计盈余管理的程度，也说明四大并不能完全遏制企业对租赁分类的操纵行为。同时，四大组TREAT×POST的系数绝对值要小于非四大组，且组间差异是显著的，说明经由四大审计的上市公司对租赁分类的操纵程度相比于非四大审计的要小，因此新租赁准则的实施效果更多地体现在“非四大”审计的上市公司中，又因为经由四大审计的公司总体比例较低（在本文样本中约6%～7%），所以整体来言，新租赁准则的执行起到了较好的效果。（二）基于公司治理质量的异质性分析已有研究发现：公司第一大股东持股比例和股权集中度越高，其通过各种方式进行盈余管理的可能性越大[22]；公司董事会治理的效果，董事会结构的完善程度，董事会的规模和独立性，都可以有效地提高公司盈余质量[23]；公司高管会使用盈余管理来增加自己的薪酬，而高管持股通过将高管利益与公司利益捆绑来有效抑制这种盈余管理行为，从而降低企业盈余管理水平，提高公司长期价值[24-25]。基于上述研究成果，本文认为高质量的公司治理更能够抑制公司高管对租赁进行分类操纵的行为。本文参考周茜（2020）的做法，采用主成分分析构建公司治理质量指标，并按照上市公司公司治理质量的平均值将样本分为两组，对新租赁准则的实施效果进行分组检验。由于基准回归检验模型中已经包括了与公司治理相关的控制变量，因此本文将上述变量剔除，然后进行分组回归，结果如表8所示。表中列（1）是公司治理质量高的上市公司子样本，列（2）是公司治理质量低的子样本，可以看到TREAT×POST的系数均显著为负，说明不论公司治理质量的高低，在新租赁准则执行后，公司的应计盈余管理均有不同程度的降低。通过检验组间系数差异发现，治理质量低样本的TREAT×POST系数的绝对值显著大于治理质量高的样本。这表明，公司治理质量较低的公司，抑制管理层进行应计盈余管理的能力相对较弱，因此从新租赁准则中获得了更多的益处。八、结论及建议为满足投资者和分析师对租赁资产与负债信