一、问题的提出
股票发行注册制是深化资本市场改革的一项重要举措，也是建设现代化经济体系的重要环节之一。制度是市场的博弈规则，制度的变迁对市场主体的行为将产生深远的影响[1]。中国证券市场股票公开发行制度先后经历了行政主导的审批制、半市场半行政化的核准制，以及市场主导的注册制。
制度变迁是一个延展性极强的话题，前期文献主要基于股权制度变迁[2-3]、会计准则变迁[4-6]、发行制度变迁[7-8]等视角对制度变迁与会计信息质量之间的联系展开研究。少量文献基于核准制的背景关注了发行制度对信息披露质量、盈余质量的影响[7-8]，但未能为分析注册制改革的经济后果提供经验证据。当前发行制度改革从行政主导逐渐向市场主导转变，监管方式从以事前审核为主逐步转变为以事后追责为主。前期文献立足于理论分析的角度，讨论了注册制改革对资本市场可能带来的影响[9-10]。显然，对正式制度建设的研究仅仅停留在理论分析层面是远远不够的，还需要通过经验证据来检验正式制度改革的效果。资本市场和监管机构都亟须了解注册制对资本市场运行带来了哪些变化，市场主体针对这些变化将做出何种反应。《企业会计准则》对会计信息质量的要求包括如实反映、相关性、可理解性、可比性、实质重于形式、重要性、谨慎性(稳健性)和及时性，当前对未上市公司财务报告质量的实证研究着重关注了如实反映(盈余管理)[11-14]和谨慎性(会计稳健性)[15]两个维度的质量特征。基于上述原因，本文侧重于研究注册制改革这一重大的正式制度变迁是否以及如何影响拟上市公司在首次公开发行期间(简称“发行期间”，包括发行当期及辅导期)的盈余管理和会计稳健性①。
在注册制下，发行门槛下降，发行审核的权力由监管部门下放至交易所，监管主体仅进行形式审核而非实质性审核。在发行过程中，市场中介机构的作用和责任凸显。监管机构的工作重心从核准制下的事前审核转变为注册制下的事后监管和追责，执法力度加强。另外，在注册制下，退市机制进一步完善。上述变化在一定程度上能够抑制公司发行期间的盈余管理动机以及增加盈余管理的执行成本。因此，本文预测通过注册制上市的公司在发行期间盈余管理程度更低。进一步地，在注册制下，拟上市公司以及中介机构受上述措施影响，其法律风险与监管压力将增加，从而促使其可能采用更为稳健的会计政策。因而，本文预测通过注册制上市的公司在发行期间会计稳健性更高。
本文的边际贡献主要体现在以下方面。第一，本文比较了核准制下和注册制下上市公司在发行期间的会计行为差异，丰富了注册制改革经济后果的相关文献，并从正式制度变迁的视角拓展了会计行为的影响因素。前期文献主要从股权制度改革和会计准则变迁的视角关注正式制度变更对会计行为的影响，部分文献在核准制的背景下分析了发行制度与会计盈余质量之间的联系。然而，在核准制向注册制转变的背景下，鲜有文献检验注册制改革是否以及如何影响发行期间的财务报告质量。第二，本文的研究可以为认识和理解发行制度的市场化、法治化改革提供重要的经验证据。前期研究停留于理论分析层面解构市场化、法治化改革与证券市场发行制度变迁之间的联系，缺乏必要的经验证据支持。学术界和实务界需要借助科学、严谨的方法来论证改革的成果。因此，本研究可以为认识金融市场的深化改革提供重要的参考。第三，本文的研究立足于制度交互视角，有助于拓展制度层级理论。具体地，前期研究侧重于从单维度研究制度对会计信息质量的影响[2-8]，然而本研究从区域、行业以及公司层面考察了正式制度之间的交互影响。就此而言，本研究可以为制度之间的交互效应提供重要的经验证据。
二、理论分析与研究假设
(一)注册制改革与盈余管理行为
信息不对称理论认为，在市场交易活动中，各参与方对交易信息的掌握程度存在差异，具有更多信息的一方处于有利地位，而拥有信息更少的一方则处于不利地位[16]。现实中的市场充满着摩擦，交易成本较高，信息不对称现象随处可见。在IPO (initial public offering，首次公开发行)过程中，存在着逆向选择问题。在发行前，发行方具有信息优势，而投资方则处于信息劣势。交易双方需要通过“可认证”的渠道传递对决策有用的信息，从而缓解信息不对称带来的不利后果。财务报告是一条重要的经济信息传递渠道，其传递的诸多财务和非财务信息在交易中有着举足轻重的作用，能够在很大程度上影响投资者的决策。因此，发行方很可能希望通过操纵财务报告的信息来影响投资者的决策，从而助其在发行交易中获得更多的利益。众多文献指出，拟上市公司很可能出于获取上市资格或高定价发行的目的，在发行前进行盈余管理[11-14]。例如，上市公司在IPO前借助关联方交易提升盈余，以期获得上市资格或更高的发行定价，在IPO后期则很可能侵占中小股东利益[11]。蔡春等[12]指出，拟上市公司IPO过程中不仅可能实施应计项盈余管理，还可能实施真实盈余管理。此外，有学者研究发现，中国资本市场中设置的发行门槛和价格管制催生了公司在发行期间的盈余管理行为[13-14]。
发行制度从核准制向注册制的改革如何影响拟上市公司在发行期间的盈余管理行为主要体现在以下几个方面。
第一，注册制在一定程度上降低了发行门槛②，使得更多公司具备潜在申请股票发行的资格[9-10]。因此，与核准制相比，注册制在一定程度上可以缓解拟发行公司通过盈余管理达到上市申请条件的动机。在核准制下，发行申请需要经过行政审批，相应的手续较为烦琐，拟上市公司需要公开企业的真实经营状况，必须符合证券法规设置的必备条件。更为重要的是，证券监管机构要对申请方的发行条件进行实质性审核，判断申请公司的投资价值和风险[10]。然而，在注册制下，发行申请手续相对简单，拟上市公司必须完整、真实、准确地向证券主管机关呈报各种注册资料并接受审核，但其实质条件(如营业性质、发展前景、发行价格等)不作为发行审核要件。证券监管机构负责对拟上市公司的注册文件进行形式审查，而无须做出实质判断[9-10]。此外，注册制的发行条件进一步得到简化。例如，核准制的发行条件中明确规定，拟上市公司最近三个会计年度的净利润必须均为正。在注册制下，相关规定并未要求拟上市公司在发行前期净利润必须为正③。
第二，注册制以信息披露为核心，细化了信息披露法定职责，强化了信息披露监管标准[9-10]。信息披露质量的提升有助于降低信息不对称、增强公司的透明度，从而可以抑制公司的盈余管理行为[17]。
第三，注册制强化了事后监管、违规处罚力度以及退市机制，在一定程度上增加了IPO盈余管理行为的执行成本④，因此对拟上市公司在发行期间的盈余管理具有抑制作用。例如，与注册制相配套的监管系统突出中介机构的保荐责任，强化对公司和中介机构事后追责以及违规处罚力度[9-10]，从而增加了公司和中介机构的法律风险和违规成本⑤。在注册制下，中介机构成为对拟上市公司是否具有投资价值做出实质性判断的主体。在事后追责和加大违规处罚力度的双重压力作用下⑥，中介机构很可能利用其信息优势和辅导便利抑制拟上市公司在发行期间的盈余管理行为，进而在一定程度上降低其潜在的违规风险。另外，在核准制下，上市公司的退市过程较为冗长，而注册制简化了退市条件和手续，降低了退市的难度[9-10]。对退市机制的完善可以震慑上市公司在发行过程中的盈余管理行为。
综上，注册制下证券发行手续和条件相对宽松、公司信息披露机制更完善、中介机构的保荐责任提升、公司与中介机构的违规成本增加、公司退市条件和手续更简化，这些举措均有助于抑制拟上市公司在发行期间的盈余管理行为。因此，本文提出如下研究假设。
H1：与通过核准制发行股票的公司相比，通过注册制发行股票的公司发行期间的盈余管理程度更低。
(二)注册制改革与会计稳健性
会计稳健性是指会计对交易或者事项进行确认、计量和报告时应当保持应有的谨慎，体现为不应高估资产或者收益、低估负债或者费用。法律风险和监管压力的上升与会计稳健性之间存在正相关关系，公司很可能通过采用稳健的会计政策来降低其面临的法律风险，缓解监管压力[18-21]。例如，Alam & Petruska[18]研究发现，在违规曝光前期，违规公司较少采用稳健的会计政策，在这些公司因违规而受到美国证券监管机构调查期间，公司更愿意采用稳健的会计政策。Liu & Elayan [19]则指出，法律风险可以通过强化信息不对称性与会计稳健性之间联系的方式来影响会计稳健性。他们发现，公司面临的法律风险与会计稳健性之间存在正相关关系。Qiang [20]研究发现，诉讼风险对会计处理中的条件稳健性和非条件稳健性均具有促进作用。陈策、吕长江[21]研究发现，与主板上市公司相比，受到更严格监管的中小板上市公司的会计稳健性更高，表明监管压力很可能促使公司采用更稳健的会计政策。
注册制改革主要通过监管压力和违规成本两个方面影响拟上市公司在发行期间的会计稳健性。在监管方面，注册制改革旨在强化对上市公司和中介机构的事后监管和违规处罚力度。在注册制下，监管机构的工作重心从事前的审批向事后的监督和追责转变，同时加大对违规行为的打击力度。比如，证监会在注册环节对交易所审核质量及发行条件、信息披露的重要方面严格把关，并实施有效的监督，从严从重查处了一批大案要案，坚持“一案双查”，严肃追究中介机构违法责任。在违规成本方面，注册制改革进一步简化了退市条件和手续，大大降低了退市的难度，增加了违规的经济成本。此外，在法制领域，注册制改革加大了对中介机构和违规公司的处罚力度。显然，注册制改革带来的这些举措和转变增加了上市公司和市场中介机构在发行过程中面临的监管压力和法律风险，很可能会促使公司采用更加稳健的会计处理方法。因此，本文提出如下研究假设。
H2：与通过核准制发行股票的公司相比，通过注册制发行股票的公司发行期间采用的会计政策更稳健。
三、研究设计
(一)样本选取及数据来源
本文选取2009—2020年在深圳证券交易所创业板和上海证券交易所科创板上市的公司作为研究对象⑦，考察在发行期间这些公司的会计行为。招股说明书仅提供了上市前三年的财务报表，并且计算变量需使用滞后一期数据，因此，本文的研究样本区间为2007—2020年。初始样本由3 037个公司—年度观测值组成。本文按照如下步骤筛选样本：(1)删除主营业务涉及金融保险行业的样本；(2)删除可操纵性应计额数据缺失或净利润变动数据缺失的样本；(3)删除控制变量数据缺失的样本。最终，本文的研究样本包括2 745个公司—年度观测值。研究中涉及的公司首次公开发行日期、发行前的财务报表、发行当期的股权结构、最终控制人性质以及首次公开发行的保荐机构和审计机构等数据均来源于WIND数据库。
(二)变量定义
1.被解释变量
(1)盈余管理。借鉴相关研究[22-24]，以基于会计稳健性调整的可操纵性应计额的绝对值和基于业绩匹配的可操纵性应计额的绝对值度量盈余管理。
借鉴Ball & Shivakumar[22]的研究，经会计稳健性调整的可操纵性应计额DA_CF的计算方法如下。
TAC=α0+α1X+α2CFO+α3DCF+
α4DCF×CFO+ε
(1)
其中，TAC表示应计总额，等于净利润减去经营活动净现金流量再除以期初资产总额；X表示修正琼斯模型[23]中的控制变量；CFO是表示收益或损失的变量，等于经营活动净现金流量除以期初资产总额；DCF表示是否发生损失的虚拟变量，当CFO小于0时为1，否则为0。根据上述模型分年度和行业计算预测值NDA_CF，则可操纵性应计额DA_CF=TAC-NDA_CF。
借鉴Kothari et al.[24]的研究，基于业绩匹配的可操纵性应计额DA_PM的计算方法如下：首先，基于修正琼斯模型[23]计算公司的可操纵性应计额DA；其次，在同一年度和行业内选取ROA最为接近的公司作为配对组；最后，计算DA_PM=DA-配对公司的DA。
采用修正琼斯模型[23]计算可操纵性应计额的方法如下：按照公司发行期间证监会的行业分类标准(制造业按二级分类划分)，分年度和行业估计修正琼斯模型。
TAC=α0/TA-1+α1ΔSALE/TA-1+
α2PPE/TA-1+ε
(2)
其中，TAC表示盈余中应计总额，等于净利润减去经营活动净现金流量再除以期初资产总额；TA-1表示上年末的总资产，ΔSALE表示营业收入变动额，PPE表示固定资产总额。
利用模型2估计的系数α0、α1、α2，根据修正琼斯模型NDA=α0/TA-1+α1(ΔSALE-ΔREC)/TA-1+α2PPE/TA-1计算应计项目的预测值，其中ΔREC表示当期应收款项的变动。则可操纵性应计额DA=TAC-NDA。
(2)会计稳健性。借鉴Ball & Shivakumar[15]的研究，以盈余持续性模型度量IPO期间的会计稳健性(ΔNI)。该模型的被解释变量为ΔNI，表示本期净利润的变动。ΔNI-1表示上期净利润的变动。DΔNI是盈余变动虚拟变量，当ΔNI小于0则为1，否则为0。若模型中DΔNI-1×ΔNI-1的系数显著为负，则表明存在会计稳健性。
2.解释变量
注册制(REGIPO)，表示公司是否通过注册制获取上市资格⑧。
3.控制变量
控制变量包括：第一大股东持股比例(BLOCK)、审计事务所(BIG4)、保荐机构规模(SPN)、公司规模(SIZE)、财务杠杆(LEV)、公司成长性(GROWTH)、现金创造能力(CFO)、前一期应计总额(LAGACC)、产权性质(STATE)等。此外，本文还控制了行业固定效应。变量的详细定义均在表1中进行了报告。
表1 变量定义
1|DA＿CF|2|DA＿PM|ΔNI-/REGIPO10BLOCKBIG410SPN20%10SIZELEV/GROWTH-/CFO/LAGACC-/STATE、、10DΔNIΔNI010
(三)模型构建
为检验H1，本文构建了以下模型。
EM=α0+α1REGIPO+ΣβCONTROL+ε
(3)
其中，EM表示公司发行期间的盈余管理，分别为|DA_CF|和|DA_PM|。CONTROL表示控制变量，ε为残差。若注册制与上市公司首次发行期间的盈余管理程度显著负相关，则REGIPO的系数α1应显著为负。
Basu[25]认为，会计稳健性意味着会计盈余对“坏消息”的反应更加及时充分，而对“好消息”的反应则相对滞后迟缓，只有当资产价值增加产生了现金流时才将利得确认为会计盈余，从而造成负盈余及其变化更加容易出现反转，而正盈余及其变化的持续性更强。因而，条件稳健性可以体现为正、负会计盈余变化在持续性方面存在不对称性，负的会计盈余变化的持续性比正的会计盈余变化的持续性更弱。因此，为检验H2，本文采用盈余持续性模型度量会计稳健性，构建了以下模型。
ΔNI=β0+β1ΔNI-1+β2DΔNI-1+β3DΔNI-1×
ΔNI-1+β4REGIPO+β5ΔNI-1×REGIPO+
β6DΔNI-1×REGIPO+β7DΔNI-1×ΔNI-1×
REGIPO+ΣλCONTROL +ΣγΔNI-1×CONTROL+
Σμ DΔNI-1×CONTROL+ΣκDΔNI-1×
ΔNI-1×CONTROL+ε
(4)
若注册制促进了上市公司发行期间的会计稳健性，则DΔNI-1×ΔNI-1×REGIPO的系数β7应显著为负。
四、实证结果分析
(一)描述性统计分析
表2报告了主要变量的描述性统计结果。如表2所示，|DA_CF|和|DA_PM|的均值分别为0.054 5和0.128 7，表明依据不同模型计算的可操纵性应计额绝对值占期初资产的比重为5.45%和12.87%。ΔNI的均值为0.044 8，表明平均来看利润呈现增长，且占期初资产的比重约为4.48%。主要解释变量REGIPO的均值为0.188 3，表明大约18.83%的创业板或科创板上市公司是通过证券发行注册制获得上市资格⑨。上述变量具有相对较大的标准差，说明上市公司在盈余应计额、利润变动等方面存在较大差异。控制变量的描述性统计结果均在合理范围。
表2 变量的描述性统计结果
|DA＿CF|0 05450 05150 00000 4070|DA＿PM|0 12870 11730 00051 0914ΔNI0 04480 0822-0 48501 0944REGIPO0 18830 391101BLOCK0 28050 12340 03000 8999BIG40 03320 179101SPN0 57630 494201SIZE20 28130 829217 901423 9672LEV0 31800 17010 01880 8680GROWTH0 26460 3337-0 54626 5911CFO0 13470 1535-0 32051 6591LAGACC0 04220 1686-1 11703 5545STATE0 08270 275501DΔNI0 12640 332401
(二)基准回归结果分析
1.证券发行注册制对盈余管理的影响
表3报告了盈余管理与证券发行注册制的回归结果。如表3所示，列(1)～列(4)中，REGIPO的系数均显著为负，表明通过证券发行注册制获得上市资格的公司其盈余中可操纵性应计额绝对值显著更小，盈余管理程度显著更低， H1得到了验证。就经济意义而言，列(2)和列(4)的结果表明，通过证券发行注册制上市的公司，其盈余中可操纵性应计额绝对值分别下降了12.84% (0.007 0÷0.054 5=12.84%)和14.53%(0.018 7÷0.128 7=14.53%)。
控制变量的回归结果如下。SPN的系数均显著大于0，表明规模较大的保荐机构保荐的上市公司其盈余中有较多的可操纵性应计额[26]。LEV的系数显著为负，说明财务杠杆与盈余管理显著负相关。GROWTH的系数均显著为正，表明成长性与盈余管理显著正相关。LAGACC的系数显著为正，表明前一期应计额越高，本期可操纵性应计额越高。
表3 证券发行注册制改革影响盈余管理的回归结果
|DA＿CF||DA＿PM|1234REGIPO-0 0038 -1 66-0 0070 -2 50-0 0179 -3 09-0 0187 -3 29BLOCK0 00280 27-0 0006-0 03BIG40 00190 20-0 0059-0 43SPN0 0037 1 740 0105 2 33SIZE0 0057 3 66-0 0032-0 97LEV-0 0362 -4 69-0 0538 -3 66GROWTH0 0274 4 140 0880 8 26CFO0 0366 3 47-0 0262-0 92LAGACC0 0220 1 990 0451 2 17STATE-0 0031-0 940 00570 630 0538 4 88-0 0663 -2 070 1307 6 110 1945 2 732745274527452745R20 03830 10420 03350 1005
注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著；括号内为T值；标准误经过公司层面的Cluster调整。
2.证券发行注册制对会计稳健性的影响
表4报告了会计稳健性与证券发行注册制的回归结果。列(1)报告了未加入主要解释变量和控制变量的回归结果，DΔNI-1×ΔNI-1的系数显著为负，与Ball & Shivakumar [15]的结果基本保持一致。列(2)报告了加入主要解释变量及其交叉乘积项的结果。DΔNI-1×ΔNI-1×REGIPO的系数显著为负，表明在通过证券发行注册制获得上市资格的公司中会计稳健性显著更高。列(3)列示了加入主要解释变量、控制变量及其交叉乘积项的结果。DΔNI-1×ΔNI-1×REGIPO的系数显著为负，说明通过注册制获得上市资格的公司在首次发行的辅导期和发行期内的会计稳健性程度显著更高。就经济含义而言，变量系数显示，与通过审核制上市的公司相比，通过注册制上市的公司的会计稳健性提升了17.14%(0.689 9÷4.024 4=17.14%)。
表4 证券发行注册制改革影响会计稳健性的回归结果
123ΔNI-1-0 0023-0 280 0230 3 18-0 2171-1 06DΔNI-10 2826 10 980 2986 10 930 01950 03DΔNI-1×ΔNI-1-0 6339 -2 860 20621 56-4 0244-1 13REGIPO0 00761 340 0142 3 01ΔNI-1×REGIPO-0 0490 -3 03-0 0441 -3 02DΔNI-1×REGIPO-0 1121-1 33-0 1431 -1 81DΔNI-1×ΔNI-1×REGIPO-1 0652 -4 00-0 6899 -2 360 0221 2 200 0251 2 400 2965 4 95274527452745R20 10960 12540 5011
注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著；括号内为T值；标准误经过公司层面的Cluster调整。
(三)稳健性检验
1.真实盈余管理作为被解释变量
真实盈余管理以企业真实交易活动为手段，不但会影响企业当期的报告利润，也会影响企业的现金流量[27]。蔡春等[12]认为，拟上市公司在IPO期间可能进行真实盈余管理。借鉴Cohen & Zarowin [28]的研究，本文度量真实盈余管理程度的变量RM1等于超额生产成本减去超额酌量费用，RM2等于负的超额酌量费用与超额经营活动现金流量之和，RM3等于超额生产成本减去超额酌量费用与超额经营活动现金流量之和。
表5的列(1)～列(3)报告了真实盈余管理与证券发行注册制的回归结果。被解释变量为RM1、RM2、RM3，均表示真实盈余管理的程度。变量REGIPO的系数均显著为负，表明通过注册制上市的公司在IPO期间的真实盈余管理显著更低，支持了H1。
2.采用盈余中可操纵性应计额和非经常性损益度量盈余管理
前期研究指出，在发行期间的盈余管理行为具有方向性[11-14]，即上市公司倾向于在发行期间通过盈余管理提升会计利润，从而达到上市条件或获得更高的发行定价。表5的列(4)和列(5)报告了采用可操纵性应计额(DA_CF和DA_PM)度量盈余管理的回归结果，表5的列(6)报告了采用非经常性损益(NOPEX)度量盈余管理的回归结果⑩。NOPEX等于营业外收入与营业外支出的差额除以期初资产总额。如表5所示，REGIPO的系数均显著为负，进一步支持了H1，表明注册制改革有助于抑制拟上市公司在发行期间的盈余管理行为。
3.采用修正琼斯模型计算可操纵性应计额
表5的列(7)和列(8)报告了采用修正琼斯模型计算的可操纵性应计额作为被解释变量的回归结果。列(7)报告了采用可操纵性应计额的绝对值作为被解释变量的回归结果，列(8)报告了采用可操纵性应计额作为被解释变量的回归结果。结果显示，REGIPO的系数均显著为负，支持了H1。
4.注册制对盈余中可操纵性正负应计额的影响
上市公司在向上与向下盈余管理之间可能存在非对称反应。因此，发行期间的盈余管理与可操纵性应计的正负方向存在关联。表6报告了区分可操纵性应计额的正负符号与注册制的回归结果。列(1)和列(3)报告了可操纵性应计额大于0的结果，REGIPO的系数均显著为负，表明通过注册制发行股票的公司其向上可操纵性应计额显著更低。列(2)和列(4)呈现了可操纵性应计额小于0的结果，REGIPO的系数均不显著，说明注册制对拟上市公司发行期间的向下可操纵性应计额没有显著的影响。
表5 采用不同方法度量盈余管理的回归结果
RM1RM2RM3DA＿CFDA＿PMNOPEX|DA|DA12345678REGIPO-0 0227 -1 81-0 0291 -2 03-0 0315 -1 91-0 0182 -4 44-0 0178 -2 06-0 0149 -15 88-0 0113 -2 46-0 0260 -4 881 2011 9 071 2356 7 851 8236 10 09-0 1614 -3 110 3923 3 660 1030 7 100 2063 3 740 2925 4 0027452745274527452745274527452745R20 25060 18420 32600 15300 23870 24500 15620 5325
注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著；括号内为T值；标准误经过公司层面的Cluster调整。
表6 区分可操纵性应计额的正负符号与注册制的回归结果
DA＿CF+DA＿CF-DA＿PM+DA＿PM-1234REGIPO-0 0106 -3 06-0 0063-1 36-0 0215 -2 320 00810 71-0 0629-1 57-0 0207-0 320 3979 3 680 09490 74181293313871358R20 12910 21350 25390 1379
注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著；括号内为T值；标准误经过公司层面的Cluster调整。
5.限定样本公司的上市年度
在研究样本中，注册制实施期间较短，而核准制实施的期间较长，二者实行期间的不对称性可能造成研究结果偏差。2018年11月，我国在主板之外新设板块试点注册制。因此，本文以2018年为基准年度，限定上市公司的首次公开发行年度为基准年度(2018年)的前后两年或一年。表7报告了采用限定首次公开发行年度样本的回归结果。列(1)～列(3)报告了限定在2016年至2020年期间上市的公司的回归结果，列(4)～列(6)报告了限定在2017年至2019年期间上市的公司的回归结果。如表7所示，REGIPO以及DΔNI-1×ΔNI-1×REGIPO的系数均显著为负，进一步支持了H1和H2。
6.应计—现金流模型度量会计稳健性
表8报告了采用应计—现金流模型[15]度量会计稳健性的回归结果。在应计—现金流模型中，ACC表示应计总额，ACC=(经营性应收项目的变动+存货的变动-经营性应付项目的变动+递延所得税负债的变动-递延所得税资产的变动+其他资产的变动)/期初资产总额；CFO=经营活动净现金流量/期初资产总额；DCF是虚拟变量，当CFO小于0则为1，否则为0。结果显示，列(2)和列(3)中，DCF×CFO×REGIPO的系数均显著为正，表明通过发行注册制上市的公司在发行期间会计稳健性显著更高，进一步支持H2。
表7 采用限定上市年度样本的回归结果
2016—20202017—2019|DA＿CF||DA＿PM|ΔNI|DA＿CF||DA＿PM|ΔNI123456REGIPO-0 0075 -2 36-0 0119 -1 860 0157 3 34-0 0127 -2 59-0 0271 -2 920 00760 96ΔNI-1-0 0959-0 39-0 4249 -2 08DΔNI-11 91931 360 42370 51DΔNI-1×ΔNI-1-5 8301-1 26-8 8104 -1 89ΔNI-1×REGIPO-0 0475 -2 85-0 0402 -2 51DΔNI-1×REGIPO-0 1300-1 55-0 0295-0 31DΔNI-1×ΔNI-1×REGIPO-0 8061 -2 52-1 2814 -3 42-0 0359-0 810 1634 1 680 13581 51-0 0486-0 890 00990 080 2945 3 80151015101510830830830R20 14090 07220 40140 14390 09060 4923
注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著；括号内为T值；标准误经过公司层面的Cluster调整。
7.讨论内生性
本文采用倾向得分匹配法控制因公司特征在对照组和处理组之间的不平衡性可能导致的内生性问题。具体来说，本文选择上市当期第一大股东持股比例(BLOCK)、公司规模(SIZE)、财务杠杆(LEV)、现金流量(CFO)，以及是否为国有控股公司(STATE)作为匹配变量。表9报告了单变量检验结果。在样本中，处理组是指通过注册制上市的公司，对照组则是指通过核准制上市的公司。匹配后，匹配特征变量在两组之间均无显著差异，表明通过倾向得分匹配法获取的配对样本在匹配特征变量上均具有平衡性。
表10报告了采用匹配样本的回归结果。列(1)和列(2)显示，REGIPO的系数均显著为负，进一步支持了H1；列(3)显示， DΔNI-1×ΔNI-1×REGIPO的系数在5%水平下显著为负，进一步支持了H2。
(四)调节效应分析
本文按照Williamson[29]的制度层级理论，分别从地区、行业以及公司层面对注册制改革与财务报告质量之间的联系进行异质性分析。
表8 应计—现金流模型的回归结果
123CFO0 0201 2 550 0175 2 210 6103 2 38DCF-0 3478 -16 29-0 3451 -14 91-0 5873 -1 76DCF×CFO-0 8485 -8 78-1 0053 -13 26-1 3971-0 50REGIPO-0 0223 -2 56-0 0078-0 96CFO×REGIPO0 01880 840 00510 31DCF×REGIPO-0 0444-0 86-0 1078 -2 19DCF×CFO×REGI PO0 9711 3 150 6862 2 890 1236 7 650 1212 7 640 5683 8 55274327432743R20 49370 51830 6738
注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著；括号内为T值；标准误经过公司层面的Cluster调整。
1.地区法治化水平的调节效应
表11的列(1)～列(3)报告了地区法治化水平调节作用的回归结果，调节变量为LAW，等于地区法治化水平指数[30]。结果显示，REGIPO×LAW的系数显著为正，表明在法治化水平较高地区，注册制改革抑制盈余管理的效应更低；DΔNI-1×ΔNI-1×REGIPO×LAW的系数显著为正，表明地区法治化水平降低了注册制改革对会计稳健性的影响。原因可能在于，法治化水平较高的地区在改革前就具有较为完备的正式制度，因而改革的影响被削弱。
2.行业集中度的调节效应
表11的列(4)～列(6)报告了行业集中度调节作用的回归结果。调节变量CONCEN是虚拟变量，当行业的赫芬达指数超过年度中位数则为1，否则为0。结果显示，REGIPO×CONCEN的系数均显著为负，DΔNI-1×ΔNI-1×REGIPO×CONCEN的系数显著为负，表明在高集中度的行业中，注册制改革抑制盈余管理、提升会计稳健性的效应更显著。这是因为，市场竞争是公司治理的重要机制，然而在高集中度的行业中，这一机制受限，从而凸显注册制改革的必要性和影响力。
3.高管持股的调节作用
表11的列(7)～列(9)报告了高管持股调节作用的回归结果。调节变量MAN_SHR是虚拟变量，当公司高管持股比例高于年度中位数则为1，否则为0。结果显示，REGIPO×MAN_SHR的系数显著为负，DΔNI-1×ΔNI-1×REGIPO×MAN_SHR的系数亦显著为负，表明注册制改革对财务报告质量的影响在高管持股比例较高的公司中更加显著。原因在于，高管持股绑定了高管的利益与公司股票价格，绑定越紧密越可能促使管理层通过盈余管理、激进的会计政策来推高发行定价，从而获得更高的收益。因此，在高管持股比例较高的公司中，注册制改革的作用更显著。
表9 可操纵性应计变量和配对变量的平衡性检验结果
REGIPO=1N=517REGIPO=0N=2228TREGIPO=1N=471REGIPO=0N=471T|DA＿CF|0 05100 05440 05530 0508-1 66 0 05040 05360 05730 0504-2 03 |DA＿PM|0 11230 10330 13250 1200-3 89 0 11300 10270 13270 1231-2 67 BLOCK0 31250 13630 27310 11906 07 0 30080 12090 30590 1185-0 66SIZE20 65630 917720 19430 782110 59 20 49910 741620 47610 71080 49LEV0 32480 18120 31640 16740 960 32040 18000 31690 17690 31CFO0 12490 13620 13700 1572-1 76 0 12900 13520 11740 14561 27STATE0 05800 23400 08840 2840-2 55 0 05520 22860 04880 21570 44
注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。
表10 采用匹配样本的回归结果
|DA＿CF||DA＿PM|ΔNI123REGIPO-0 0098 -2 91-0 0247 -3 240 0152 3 65ΔNI-10 21881 10DΔNI-10 13530 15DΔNI-1×ΔNI-10 92990 24ΔNI-1×REGIPO-0 0187-1 28DΔNI-1×REGIPO-0 1083 -1 93DΔNI-1×ΔNI-1×REGIPO-1 0400 -2 30-0 0599-0 840 2805 1 870 2367 2 81942942942R20 08970 08280 5643
注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著；括号内为T值；标准误经过公司层面的Cluster调整。
五、结论与启示
发行制度的变革对中国资本市场影响深远，不仅监管部门的治理理念发生了根本性变革，而且交易规则和市场参与者也会随之改变。资本市场与监管机构亟须通过经验证据来剖析发行制度改革可能产生的经济后果，为后续深化改革提供新思路、新方法。基于2009—2020年科创板和创业板上市公司数据，本文分析了从核准制向注册制的转变对上市公司在发行期间的会计行为可能产生的影响。研究发现，相比通过核准制上市的公司，通过注册制上市的公司在发行期间的可操纵性应计额的绝对值显著更低。上述发现表明，注册制改革通过降低发行门槛、强化信息披露职责、加强事中事后监管等，在一定程度上有效抑制了上市公司发行期间实施盈余管理的动机，加大了其实施盈余管理的成本。进一步地，本文发现通过注册制上市的公司其在发行期间的会计稳健性显著更高，表明注册制下中介机构和公司面临的法律风险和监管压力会明显增加，中介机构需要承担更多的价值判断责任，这些变化很可能促使公司采用更为稳健的会计政策。经稳健性测试和采用倾向得分匹配法控制对照组与处理组之间的不平衡性以缓解内生性后，上述结论依然成立。
由本文的研究结论可得到如下启示。第一，从制度设计层面来看，监管机构和政府相关部门可以通过认识和理解注册制改革的经济后果来理顺治理思路、完善法规、建立现代治理理念，推进证券市场改革朝着法治化、现代化的方向前行。第二，从制度执行层面来看，公司管理层应加强内部治理机制建设，规范会计行为，充分重视信息披露的重要性，加大信息公开的力度，引导其行为与法治环境更好地匹配。第三，从制度执行后果来看，投资者应了解注册制改革对会计行为的影响，据此调整投资策略、抓住投资机会。
本文的研究也存在一些不足。第一，注册制改革的时间较短，目前无法对其在资本市场中可能产生的长期影响进行研究。学者们在未来的研究中可以关注注册制改革带来的长期经济后果。第二，本文仅仅关注到应计盈余管理和真实盈余管理行为，受限于数据，未考虑其他盈余管理行为，如关联方交易等。因此，学者们在未来的研究中可以进一步分析注册制改革是否以及如何影响其他盈余管理行为。第三，受上市公司在发行期间财务数据和市场数据的局限，本文只关注了注册制改革与条件稳健性之间的联系，忽视了对非条件稳健性的影响。学者们可以基于发行期间财务数据非条件稳健性度量模型，进一步分析注册制改革对非条件稳健性的影响。
表11 调节效应分析的回归结果
|DA＿CF||DA＿PM|ΔNI|DA＿CF||DA＿PM|ΔNI|DA＿CF||DA＿PM|ΔNI123456789REGIPO-0 0052 -1 75-0 0122 -2 020 0100 1 65-0 0042-1 28-0 0067-0 440 0144 3 06-0 0020-0 50-0 0053-0 740 0144 3 08REGIPO×MDV0 0001 1 860 0018 2 41-0 0133 -2 20-0 0112 -1 85-0 0099 -1 70-0 0266 -2 40MDV-0 0005-1 32-0 0022 -2 960 00041 440 00260 480 02821 300 00960 900 0074 3 120 0113 2 19-0 0024-0 58DΔNI-1×ΔNI-1-3 1063-0 89-4 3885-1 17〗-4 9272-1 29DΔNI-1×ΔNI-1×REGIPO-0 7148 -2 44-0 5292 -1 79〗-0 2920-0 75DΔNI-1×ΔNI-1×MDV-0 0185-0 520 49531 50〗1 1141 1 83DΔNI-1×ΔNI-1×REGIPO×MDV0 0341 1 83-0 7293 -1 80〗-0 6695 -2 37-0 0726 -2 240 1616 2 260 2869 4 35-0 0673 -2 110 1977 2 780 2930 5 04-0 0710 -2 240 1950 2 760 3006 4 64274527452745274527452745274527452745R20 10550 10300 51470 10520 10030 50170 10770 10240 5026
注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著；括号内为T值；标准误经过公司层面的Cluster调整；列(1)～列(3)、列(4)～列(6)、列(7)～列(9)中，MDV分别为LAW、CONCEN、MAN_SHR。
注 释：
①注册制改革从来都不是发行程序的简单变革，而是与资本市场息息相关的多种制度不断完善的结果，可谓“牵一发而动全身”。注册制改革涉及一系列基础制度的优化，同步推进承销、交易、退市、投资者保护等各环节关键制度创新，改革的系统性、全面性、协同性超过以往发行制度改革。改革效果不仅仅涉及发行上市环节，而且与其他配套的制度环境变革有着系统性的关联。
②注册制要求转变证监会职能，在减少管制的同时，还权于市场。证监会按照“放管服”改革要求，坚持刀刃向内、简政放权。2019年以来，证监会取消和调整14项行政许可，取消26%的备案事项，全面清理“口袋政策”和“隐形门槛”。本着简明易懂、方便使用的原则，分两批废止18件规范性文件，“打包”修改13件规章、29件规范性文件，上市公司监管问答从44项减少至18项。聚焦市场反应集中的问题，开展为期3个月的作风问题专项整治活动。
③按照《上海证券交易所科创板股票上市规则》规定，发行人申请在科创板上市应当至少满足一项条件，其中仅第一项要求最近两年净利润均为正且累计净利润不低于人民币5 000万元，或者最近一年净利润为正且营业收入不低于人民币1亿元。除这项条件外，其他条件均未要求公司净利润必须为正。
④《深圳证券交易所创业板股票上市规则》中也存在类似规定。证监会在注册环节对交易所审核质量及发行条件、信息披露的重要方面进行把关并监督。截至2020年，已开展现场督导32次、现场检查5次，对22家信息披露违规的发行人及中介机构、46名相关责任人员采取了监管措施。对信息披露存在严重问题的3家企业，或不予注册，或由发行人主动撤回注册申请。证监会坚持以“零容忍”的态度严厉打击财务造假、欺诈发行等证券违法活动。
⑤例如，《科创板首次公开发行股票注册管理办法(试行)》和《创业板首次公开发行股票注册管理办法(试行)》中均明确规定，中国证监会对交易所发行上市审核和发行承销过程监管等相关工作进行年度例行检查，中国证监会定期或者不定期按一定比例对交易所发行上市审核和发行承销过程监管等相关工作进行抽查。
⑥根据证监会和交易所披露的监管措施文件，截至2020年12月31日，共有25家科创板公司和6家创业板公司的发行人或相关人员收到监管措施。从被处理的主体来看，保荐代表人被出具监管措施的情形最为常见，31个项目中存在30个项目的保荐代表人受到了监管措施或纪律处分。
⑦首先，主板市场与创业板和科创板市场在诸多方面存在差异，这些差异很可能对会计行为产生影响。例如，科创板和创业板上市的企业和主板企业在公司性质和体量上存在明显差异。其次，本文关注注册制改革的经济后果，而主板市场并未实施注册制改革。因此，如果采用全样本，那么就存在一个问题，比较得出的结论很可能受到主板与科创板、创业板差异的干扰，给因果推断带来难以克服的困难。
⑧本文通过WIND数据库提供的创业板上市公司的首次发行日期，判断上市公司是否通过证券发行注册制获得上市资格。数据收集截止日期为2020年12月14日。如果在深圳证券交易所创业板上市的公司的首次发行日期等于或晚于2020年6月15日，则认为这些公司是通过证券发行注册制获得上市资格，否则认为是通过审核制度获得上市资格。此外，在上海证券交易所科创板上市的公司均是通过注册制获得上市资格。
⑨虽然样本中通过注册制改革的比例仅有18.83%，但是这一比例对大样本统计来说，并不算低。比如，关于中国审计问题的研究中，国际四大会计师事务所审计比例约占样本总量的6%～8%。目前，通过注册制改革发行的上市企业占比较少，然而对其进行深入研究仍然能够对资本市场改革提供重要参考。
⑩非经常性损益是指公司正常经营损益之外的一次性或偶发性损益，与经营业务无直接关系，以及虽与经营业务相关，但由于其性质、金额或发生频率，影响了真实、公允地反映公司正常盈利能力的各项收入、支出。证监会在《公开发行证券的公司信息披露规范问答第1号——非经常性损益》中特别指出，注册会计师应单独对非经常性损益项目予以充分关注，对公司在财务报告附注中所披露的非经营性损益的真实性、准确性与完整性进行核实。营业外收支项目属于典型的非经常性损益。
[1]NORTH D C. Institutions, institutional change and economic performance [M]. Cambridge: Cambridge University Press, 1990.
[2] 方军雄. 股权分置改革与IPO前后盈余管理行为研究 [J]. 证券市场导报, 2016(2): 28-37.
[3] 申慧慧, 黄张凯, 吴联生. 股权分置改革的盈余质量效应[J]. 会计研究, 2009(8): 40-48.
[4] AHMED A S, NEEL M, WANG D. Does mandatory adoption of IFRS improve accounting quality? Preliminary evidence[J].Contemporary Accounting Research, 2013, 30(4)： 1344-1372.
[5] 刘永泽, 孙翯. 我国上市公司公允价值信息的价值相关性——基于企业会计准则国际趋同背景的经验研究[J]. 会计研究, 2011(2): 16-22.
[6] 张然, 陆正飞, 叶康涛. 会计准则变迁与长期资产减值[J]. 管理世界, 2007(8): 77-84.
[7] 高惠, 韦玉龙, 刘阳. IPO发行制度与信息披露质量——基于保荐制实施与否的比较[J]. 中国管理科学, 2015(5): 23-31.
[8] 徐浩萍, 陈超. 会计盈余质量、新股定价与长期绩效——来自中国IPO市场发行制度改革后的证据[J]. 管理世界, 2009(8): 25-38.
[9] 辜胜阻, 庄芹芹, 曹誉波. 构建服务实体经济多层次资本市场的路径选择[J]. 管理世界, 2016(4): 1-9.
[10] 王啸. 试析注册制改革：基于问题导向的思辨与探索[J]. 证券市场导报, 2013(12): 4-13.
[11] AHARONY J, WANG J, YUAN H. Tunneling as an incentive for earnings management during the IPO process in China[J]. Journal of Accounting and Public Policy, 2010, 29(1): 1-26.
[12] 蔡春, 李明, 和辉. 约束条件、IPO盈余管理方式与公司业绩——基于应计盈余管理与真实盈余管理的研究[J]. 会计研究, 2013(10): 35-42.
[13] YU Q, DU B, SUN Q. Earnings management at rights issues thresholds-evidence from China[J]. Journal of Banking & Finance, 2006, 30(12): 3453-3468.
[14] 张岩, 吴芳. 发行价格管制下的IPO盈余管理 [J]. 财贸经济, 2016(9): 67-80.
[15] BALL R, SHIVAKUMAR L. Earnings quality in UK private firms: comparative loss recognition timeliness[J]. Journal of Accounting and Economics, 2005, 39(1): 83-128.
[16] AKERLOF G A. The market for “lemons”: quality uncertainty and the market mechanism[J]. The Quarterly Journal of Economics, 1970, 84(3): 488-500.
[17] JO H, KIM Y. Disclosure frequency and earnings management[J]. Journal of Financial Economics, 2007, 84(2): 561-590.
[18] ALAM P, PETRUSKA K A. Conservatism, SEC investigation, and fraud[J]. Journal of Accounting and Public Policy, 2012, 31(4): 399-431.
[19] LIU Z, ELAYAN F A. Litigation risk, information asymmetry and conditional conservatism[J]. Review of Quantitative Finance and Accounting, 2015, 44(4): 581-608.
[20] QIANG X. The effects of contracting, litigation, regulation, and tax costs on conditional and unconditional conservatism: cross-sectional evidence at the firm level [J]. The Accounting Review, 2007, 82(3): 759-796.
[21] 陈策, 吕长江.上市板块差异对会计稳健性的影响——来自A股主板和中小板民营企业的实证检验 [J]. 会计研究, 2011(9): 32-39.
[22] BALL R, SHIVAKUMAR L. The role of accruals in asymmetrically timely gain and loss recognition [J]. Journal of Accounting Research, 2006, 44(2): 207-242.
[23] DECHOW P M, DICHEV I D. The quality of accruals and earnings: the role of accrual estimation errors [J]. The Accounting Review, 2002, 77(suppl.1): 35-59.
[24] KOTHARI S P, LEONE A J, WASLEY C E. Performance matched discretionary accrual measures [J]. Journal of Accounting and Economics, 2005, 39(1): 163-197.
[25] BASU S. The conservatism principle and the asymmetric timeliness of earnings [J]. Journal of Accounting and Economics, 1997, 24(1): 3-37.
[26] 柳建华, 孙亮, 卢锐. 券商声誉、制度环境与IPO公司盈余管理[J]. 管理科学学报, 2017(7): 24-42.
[27] ROYCHOWDHURY S. Earnings management through real activities manipulation[J]. Journal of Accounting and Economics, 2006, 42(3): 335-370.
[28] COHEN D A, ZAROWIN P. Accrual-based and real earnings management activities around seasoned equity offerings [J]. Journal of Accounting and Economics, 2010, 50(1): 2-19.
[29] WILLIAMSON O E. The new institutional economics: taking stock, looking ahead [J]. Journal of Economic Literature, 2000, 38(3): 595-613.
[30] 王小鲁, 胡李鹏, 樊纲. 中国分省份市场化指数报告(2021)[M]. 北京:社会科学文献出版社, 2021.
