彭 洋

（國家開發(fā)銀行江蘇省分行，湖北 宜昌 210019）

一、引言

穩(wěn)健性原則是會計的一項基本原則，即會計確認時收益的可靠性標準要高于損失的可靠性標準。國際上以美國會計準則委員會（FASB）為代表的傳統(tǒng)觀點認為穩(wěn)健性會造成了對凈資產(chǎn)的低估，會導(dǎo)致管理層與外部投資者之間的信息不對稱，應(yīng)降低穩(wěn)健性。國內(nèi)也認為會計穩(wěn)健性是操縱會計盈余的工具。本文擬從內(nèi)生關(guān)系出發(fā)，研究我國財務(wù)報告穩(wěn)健性與信息不對稱的關(guān)系。

二、理論依據(jù)與研究假設(shè)

Watts(2003)提出財務(wù)報告會通過股票收益率影響管理層薪酬，因此管理層有動機利用信息優(yōu)勢夸大收益提高股價，這種操縱行為會減少管理層在公司價值上的努力，降低股價。有效市場假說下市場會識別這種信息不對稱，導(dǎo)致股票期望報酬率變高，股價降低（Easley and O’Hara,2004），股價降低會減少股東、債權(quán)人等利益相關(guān)方的財富，因此他們有動機降低信息不對稱提高股價。Watts(2008)認為穩(wěn)健性抑制了管理層夸大收益，增加了財務(wù)報告的可靠性，為證券分析師、預(yù)測機構(gòu)等提供了一個可靠的預(yù)測標準（Ball,2001)，投資者可以通過比較預(yù)測與實際會計收益的差異，發(fā)現(xiàn)可靠性高的可比信息，這種可比信息會反過來約束管理層，抑制管理層發(fā)布誤導(dǎo)性信息，從而降低信息不對稱。綜上所述，與傳統(tǒng)觀點不同，本文認為信息不對稱將導(dǎo)致會計穩(wěn)健性，即管理層與外部投資者之間的信息不對稱會導(dǎo)致公司股價下跌，這會促使利益相關(guān)方通過提高公司穩(wěn)健性降低信息不對稱來提升股價，所以穩(wěn)健性與已知的信息不對稱正向關(guān)。由此本文提出兩個假設(shè)。

H1∶信息不對稱的增加（減少）導(dǎo)致財務(wù)報告的穩(wěn)健性的提高（降低）。

以美國會計準則委員會（FASB）為代表的傳統(tǒng)觀點認為會計穩(wěn)健性產(chǎn)生了信息不對稱，因此，本文提出了替代性假設(shè)如下：

H2：財務(wù)報告穩(wěn)健性的提高（降低）導(dǎo)致信息不對稱的增加（減少）。

三、研究設(shè)計

本文在趙瑩等（2007）修正的Basu盈余反回歸模型基礎(chǔ)上，使用等式（1）來驗證本文假設(shè)。其中：第一，會計穩(wěn)健性的衡量。EPSit表示公司i第t年的每股稅后凈收益，Pit-1則是其t年初或t-1年末的股票價格。RETit表示公司i第t年6月至下年5月個股回報率與市場同期年個股收益率調(diào)和平均數(shù)的差額。Dit一個啞變量，在RETit＜0 時為“壞消息”取 1，RETit在 ＞ 0 時為“好消息”取 0。β3表示會計盈余對“壞消息”的增量反應(yīng)程度，若大于0，則表示會計盈余對“壞消息”的反應(yīng)比“好消息”迅速，會計信息具有穩(wěn)健性。第二，信息不對稱的衡量。本文借鑒Easley and O’Hara(1992)的知情交易概率來衡量內(nèi)外部權(quán)益者之間的信息不對稱，其中PINit表示公司i第t年的知情交易概率，為αμ/(ε+αμ)，其中α為事件發(fā)生的概率，μ為知情交易的交易次數(shù)服從的泊松分布的期望值，ε為每日非知情交易者的交易次數(shù)服從的波松分布的期望值。本文采用矩估計法基于每日的交易總量可估計出上述三個參數(shù)，并計算出PIN值。ΔPINit+x等于PINit在第t+x年中的變化，表示了這一年中信息不對稱的變化 (x=-1，0，1)。如果信息不對稱的變化導(dǎo)致穩(wěn)健性（H2），可預(yù)測ΔPINt-1*Dt*RETt的系數(shù)應(yīng)為正且顯著；如果信息不對稱和穩(wěn)健性同時變化，則可預(yù)測ΔPINt*Dt*RETt的系數(shù)應(yīng)為正且顯著；如果穩(wěn)健性導(dǎo)致信息不對稱的變化（H3），則可預(yù)測ΔPINt＊Dt＊RETt的系數(shù)應(yīng)為正且顯著。

四、經(jīng)驗分析結(jié)果

（一）樣本選取和描述性統(tǒng)計分析

本文研究的時間段為2007年至2016年，選取的研究樣本為2007年5月31日前在上海證券交易所和深圳證券交易所上市并連續(xù)正常交易的所有A股公司，從中剔除了金融類和數(shù)據(jù)不全公司，最后共采用了625家上市公司共6250個觀測值。本文的數(shù)據(jù)全部來自WIND數(shù)據(jù)庫。表1為本文涉及變量的描述性統(tǒng)計分析。

表1 描述性統(tǒng)計分析

（二）回歸結(jié)果

表2是等式（1）的回歸結(jié)果。表2中ΔPINt-1*Dt*RETt的系數(shù)為正（0.116）且顯著（t值為1.639），說明了前年管理層與外部投資者的信息不對稱的變化導(dǎo)致了當年財務(wù)報告的穩(wěn)健性，這與假設(shè)1一致。在次年，ΔPINt+1*Dt*RETt的系數(shù)為負（-0.209）且顯著（t值為-2.867），與假設(shè)2預(yù)測不一致，說明穩(wěn)健性的變化沒有導(dǎo)致信息不對稱的變化。

表2 等式（1）的回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

五、結(jié)論及意義

本文研究發(fā)現(xiàn)管理層與外部投資者的信息不對稱導(dǎo)致了財務(wù)報告的穩(wěn)健性。會計穩(wěn)健性減少了管理層操縱會計利潤的動機和能力，成為一種降低代理成本、提高公司價值的有效手段。本文研究對傳統(tǒng)會計穩(wěn)健性與信息不對稱的內(nèi)生關(guān)系提出了新的詮釋，突出了財務(wù)報告向投資者提供可靠信息的重要性，為我國會計準則的發(fā)展方向提供了新的考慮因素。