彭 洋
(國家開發(fā)銀行江蘇省分行,湖北 宜昌 210019)
穩(wěn)健性原則是會計的一項基本原則,即會計確認(rèn)時收益的可靠性標(biāo)準(zhǔn)要高于損失的可靠性標(biāo)準(zhǔn)。國際上以美國會計準(zhǔn)則委員會(FASB)為代表的傳統(tǒng)觀點認(rèn)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(rèn)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。
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(jī)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(jī)降低信息不對稱提高股價。Watts(2008)認(rèn)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(jī)構(gòu)等提供了一個可靠的預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)(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(rèn)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(zhǔn)則委員會(FASB)為代表的傳統(tǒng)觀點認(rèn)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)。
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。
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
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(dāng)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(fù)(-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。
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(jī)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(zhǔn)則的發(fā)展方向提供了新的考慮因素。