吳克平 孔東民 楊 薇

( 1.巢湖學(xué)院 工商管理學(xué)院，安徽 巢湖 238000；2.中南財經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，湖北 武漢430073；3.華東理工大學(xué) 商學(xué)院，上海 200237)

一、引言

高速鐵路(以下簡稱“高鐵”)作為一種重要的交通工具，正在對經(jīng)濟生活和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生日益重要的影響。自2008年京津城際鐵路開通后，中國高鐵網(wǎng)絡(luò)開始迅猛發(fā)展。眾所周知，高鐵建設(shè)是政府調(diào)控經(jīng)濟發(fā)展的重要手段。隨著上市公司所在城市的高鐵開通，外界與企業(yè)人員的互動相應(yīng)增加，企業(yè)向外界傳遞信息的速度會加快，從而降低外界與企業(yè)之間的信息不對稱。Lafond 和Watts的研究發(fā)現(xiàn)，信息不對稱降低了企業(yè)的未來現(xiàn)金流[1]。造成這種現(xiàn)象的原因在于管理者可能為了自身利益(保留職位、期權(quán)行權(quán)時賣出股票的收益等)，更傾向于對外報告企業(yè)的好消息，而隱瞞企業(yè)的壞消息。Choi 等認(rèn)為，較小的地理距離帶來的信息優(yōu)勢，能夠降低監(jiān)督成本，從而提升審計師的監(jiān)督能力[2]。由此，高鐵開通將會降低外界對企業(yè)的監(jiān)管成本，有助于緩解代理問題，即經(jīng)理人推遲確認(rèn)損失的概率會降低，進而影響企業(yè)的會計穩(wěn)健性。

已有文獻主要從會計的契約屬性角度對會計穩(wěn)健性的動因展開了研究[3][4][5]。也有文獻從訴訟[6]、稅收與會計管制[7][8]、會計師事務(wù)所轉(zhuǎn)制等視角探尋其動因[9]。會計穩(wěn)健性是公司的一項重要的制度安排和財務(wù)決策，可以作為公司層面的變量進行研究[10]。目前，關(guān)于會計穩(wěn)健性動因的研究雖然并不匱乏，但從國家宏觀層面的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)角度探討其對會計穩(wěn)健性影響的研究尚不多見。

近年來大規(guī)模的高鐵建設(shè)為本文提供了準(zhǔn)自然實驗。由于鐵道部在地方政府融資之前已經(jīng)頒布了線路規(guī)劃方案，故高鐵開通對所在城市的企業(yè)會計制度安排的影響具有外生性。鑒于此，本文利用高鐵開通這一準(zhǔn)自然實驗，檢驗高鐵開通對企業(yè)會計穩(wěn)健性的影響。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：首先，據(jù)現(xiàn)有國內(nèi)外文獻，關(guān)于高鐵開通的研究主要集中于高鐵開通對宏觀層面區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的研究[11][12][13]。鮮有文獻從高鐵開通的視角，考察高鐵開通這一準(zhǔn)外生事件如何影響我國企業(yè)的微觀行為。因此，本文的研究拓展了高鐵開通經(jīng)濟后果的文獻。其次，本文采用雙重差分的估計方法，分離出高鐵開通對會計穩(wěn)健性影響的凈效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)高鐵開通提升了會計穩(wěn)健性，在內(nèi)部控制較弱、外部監(jiān)管較弱的企業(yè)，高鐵開通提升會計穩(wěn)健性的作用尤為明顯。這進一步豐富了會計穩(wěn)健性影響因素的研究。最后，本文研究表明，高鐵開通對國有企業(yè)會計穩(wěn)健性的提升作用強于民營企業(yè)，這對如何深化國企改革以提升其管理水平，從而進一步提升會計穩(wěn)健性具有一定的政策啟示。

二、文獻綜述

目前關(guān)于高鐵開通對宏觀經(jīng)濟發(fā)展影響的研究較多，但關(guān)于高鐵開通對微觀層面企業(yè)影響的研究較少?，F(xiàn)簡要綜述如下：

(一)高鐵開通對宏觀經(jīng)濟發(fā)展影響研究的文獻回顧

日本于1964年開通世界第一條高鐵，它在世界交通歷史上具有劃時代意義[14]?，F(xiàn)有文獻指出高鐵開通對經(jīng)濟發(fā)展具有正面的積極影響。Kim的研究發(fā)現(xiàn)，高鐵開通促進了所在地經(jīng)濟發(fā)展[12]。張學(xué)良利用我國的交通數(shù)據(jù)進行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)高鐵開通對一個地區(qū)經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性值在0.05至0.07之間波動[13]。杜興強和彭妙薇實證檢驗發(fā)現(xiàn)，開通高鐵的城市吸引高級人才的數(shù)量顯著增加[15]。劉曉欣等認(rèn)為，高鐵開通對沿線城市房地產(chǎn)價格的提升具有促進作用[16]。卞元超等研究發(fā)現(xiàn)，高鐵開通對區(qū)域經(jīng)濟具有正向影響[17]。但也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，高鐵開通對中心城市的發(fā)展具有促進作用，對邊緣城市的發(fā)展卻產(chǎn)生一定的負(fù)面影響[11]。Blanquart和Koning研究發(fā)現(xiàn)，高鐵開通對所在地經(jīng)濟發(fā)展的影響并不具有可持續(xù)性[18]，造成這種現(xiàn)象的原因在于一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展受多種因素制約與影響，高鐵開通僅僅是影響經(jīng)濟發(fā)展的一個因素。

(二)高鐵開通對微觀企業(yè)影響研究的文獻回顧

目前關(guān)于高鐵開通對微觀企業(yè)影響研究的文獻較少。趙靜、黃敬昌和劉峰利用高鐵開通的數(shù)據(jù)檢驗了高鐵開通與股價崩盤風(fēng)險之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)高鐵開通促進了企業(yè)的信息流動，降低了股價下跌的風(fēng)險[19]。施震凱等運用倍差法探尋高鐵開通對企業(yè)的影響，研究發(fā)現(xiàn)高鐵開通促進了高鐵所經(jīng)過地區(qū)的企業(yè)的技術(shù)進步[20]。由此，高鐵開通對微觀企業(yè)具有積極影響。

(三)會計穩(wěn)健性研究的文獻回顧

會計穩(wěn)健性作為一項會計核算的原則，對企業(yè)會計信息的披露、企業(yè)投資活動、融資活動等產(chǎn)生深刻影響。目前關(guān)于會計穩(wěn)健性的研究主要集中于兩個方面：一是探討會計穩(wěn)健性受哪些因素制約，主要從契約、訴訟、稅收與管制、獨立董事網(wǎng)絡(luò)等視角探討[3][6][7][8][21]；二是研究會計穩(wěn)健性對經(jīng)濟活動產(chǎn)生何種影響?，F(xiàn)有文獻從投資、融資等方面對會計穩(wěn)健性所產(chǎn)生的影響及其經(jīng)濟后果進行了較為深入的研究[22]，該類研究主要探討會計穩(wěn)健性與資本配置效率、債務(wù)成本、資產(chǎn)誤定價等經(jīng)濟后果的關(guān)系[4][23][24][25]。

綜上，現(xiàn)有的國內(nèi)外文獻主要探討了高鐵開通對宏觀經(jīng)濟、微觀企業(yè)的影響以及會計穩(wěn)健性形成動因、會計穩(wěn)健性經(jīng)濟后果等，并取得了豐富的成果，但據(jù)上文文獻回顧可知，目前缺少從高鐵開通的視角探尋其對會計穩(wěn)健性影響的研究，故本文選擇從高鐵開通的視角來分析其對會計穩(wěn)健性的影響，具有一定的創(chuàng)新性。

三、理論分析與研究假設(shè)

高速鐵路建設(shè)對中國經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響。具體而言，隨著高鐵網(wǎng)絡(luò)的進一步完善將會促使交通運輸費用大幅下降，從而加速促進各類人員有序流動。Kim 和Zhang的研究發(fā)現(xiàn)，公司信息透明度影響經(jīng)理人隱藏壞消息的能力，若信息透明度越低，經(jīng)理人推遲確認(rèn)損失的概率會提高，從而會計穩(wěn)健性會相應(yīng)地降低[26]。隨著上市公司所在城市的高鐵開通，外界與上市公司人員之間的流動性會相應(yīng)增加，上市公司向外界傳遞信息的速度會加快，這有助于降低上市公司與外界之間的信息不對稱。其原因主要有以下三個方面：首先，高鐵開通有助于降低出行成本，投資者、審計師等信息需求者可以便捷地增加實地調(diào)查企業(yè)的次數(shù)以便獲取企業(yè)深層次的信息，這樣有助于降低企業(yè)隱藏負(fù)面信息的概率，及時地確認(rèn)企業(yè)的經(jīng)營損失。其次，地理距離縮短能提高審計師的監(jiān)督能力[2]。其原因在于地理距離的縮短有利于審計師更為便捷地與企業(yè)管理層、公司員工進行面對面非正式交流，以便全面透徹地了解企業(yè)的總體經(jīng)營情況，從而更為精準(zhǔn)地判斷和評估企業(yè)管理部門進行盈余操縱的真實動機。此外，高鐵開通在一定程度上縮短了外部利益相關(guān)者與企業(yè)之間的空間距離，有助于加強外部利益相關(guān)者與企業(yè)之間的聯(lián)系，從而讓企業(yè)管理部門藏匿負(fù)面信息的難度加大。最后，高鐵開通使投資者的監(jiān)管成本在一定程度上得到了下降，從而有效地提高了投資者監(jiān)管企業(yè)的力度。

綜上，上市公司所在城市高鐵的開通使上市公司與外部利益相關(guān)者之間的聯(lián)系更加快捷方便，外部利益相關(guān)者獲取企業(yè)信息的成本以及對企業(yè)的監(jiān)管成本將會變小。這意味著企業(yè)隱匿負(fù)面信息的概率會降低，從而促使企業(yè)及時確認(rèn)已經(jīng)發(fā)生的損失，同時隨著高鐵的開通，外部監(jiān)管壓力增大，企業(yè)會更為謹(jǐn)慎地確認(rèn)收入，這樣雙管齊下，企業(yè)會計穩(wěn)健性將會相應(yīng)提高。故本文提出以下假設(shè)：

H1：相較于所在地未開通高鐵的企業(yè)，高鐵開通提高了所在地企業(yè)的會計穩(wěn)健性。

四、研究設(shè)計

(一)樣本與數(shù)據(jù)來源

鑒于中國第一條高鐵的開通始于2008年，考慮數(shù)據(jù)的可得性以及將高鐵開通前3年的數(shù)據(jù)作為基準(zhǔn)期，本文實證研究的樣本期間設(shè)定為2005至2017年。其中，高鐵開通時間和所經(jīng)城市的數(shù)據(jù)采用手工整理的方式獲取，企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)取自CSMAR數(shù)據(jù)庫。參照現(xiàn)有文獻的做法，本文對樣本處理如下：(1)金融保險類企業(yè)數(shù)據(jù)被刪除；(2)數(shù)據(jù)缺失的樣本被刪除，另對所有變量運用SAS軟件在1%和99%分位上進行了極端值處理，最終樣本量為12064個。

(二)構(gòu)建模型

為了檢驗假設(shè)H1，本文借鑒Ashenfelter等文獻構(gòu)建雙重差分模型(DID)的思路[27]，同時考慮各城市高鐵開通的時間并不統(tǒng)一，故本文構(gòu)建多期DID模型，具體如下：

Cscorei,t+1=α0+α1HSRi,t+α2Control+εi,t

(1)

模型(1)中，Cscore為會計穩(wěn)健性變量，具體說明參見下文主要變量的定義。HSR為高鐵開通虛擬變量，若企業(yè)所在地在某一年度及以后年度開通高鐵且?？?，則定義為1，否則為0。參照現(xiàn)有文獻，本文選取如下控制變量(Control)：企業(yè)規(guī)模(SIZE)取企業(yè)資產(chǎn)的自然對數(shù)；資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)為企業(yè)負(fù)債與資產(chǎn)之比；總資產(chǎn)報酬率(ROA)為息稅前利潤與平均總資產(chǎn)之比；市值賬面比(MB)為企業(yè)市值與股東權(quán)益面值之比；公司現(xiàn)金流(CFO)為經(jīng)營活動現(xiàn)金流與期初資產(chǎn)之比；營業(yè)收入增長率(GROWTH)為本期營業(yè)收入與上期營業(yè)收入之差除以上期營業(yè)收入；管理層持股比例(MANRATE)為管理層持股數(shù)與總股數(shù)之比；大股東持股比例(TOPRATE)為第一大股東持股數(shù)與總股數(shù)之比；企業(yè)性質(zhì)(STATE)為虛擬變量，若為國有企業(yè)，則定義為1，否則為0。另外本文還控制了行業(yè)和年度虛擬變量。本文關(guān)注HSR的系數(shù)α1，它衡量控制組與處理組在高鐵開通前后會計穩(wěn)健性變化的差異。

(三)主要變量定義

1.會計穩(wěn)健性的衡量。借鑒Basu、khan和Watt的思路和方法[28][29]，構(gòu)建如下模型以測度會計穩(wěn)健性大?。?/p>

Gscore=μ1+μ2SIZEi+μ3LEVi+μ4MBi

(2)

Cscore=λ1+λ2SIZEi+λ3LEVi+λ4MBi

(3)

Xi=β1+β2D+Ri(μ1+μ2SIZEi+μ3LEVi+μ4MBi)+D×Ri(λ1+λ2SIZEi+λ3LEVi+

λ4MBi)+(δ1SIZEi+δ2LEVi+δ3MBi+δ4D×SIZEi+δ5D×LEVi+δ6D×MBi)+εi

(4)

其中，模型(2)中Gscore表示企業(yè)對好消息披露的及時性；模型(3)中Cscore表示企業(yè)對壞消息披露的及時性；模型(4)中X為營業(yè)利潤除以年初股票價格；R表示個股年收益率；D為啞變量，若 R<0，則D取值為1，否則為0。模型(2)(3)(4)中其余變量的含義同模型(1)的說明。現(xiàn)對模型(4)進行分年度回歸，估計相關(guān)變量的系數(shù)，代入式(3)以計算Cscore。

2.高鐵開通的衡量。借鑒卞元超等的思路，某一上市公司所在縣級及以上城市開通高鐵是指這一地區(qū)有高鐵經(jīng)過或有高鐵?？浚哞F經(jīng)過上市公司所在地對上市公司信息流動的影響應(yīng)該較小，故本文將上市公司所在地在某一年度及以后年度有高鐵開通且停靠，確定該上市公司為處理組，且定義HSR為1，否則，HSR為0；鑒于部分企業(yè)所在地開通了多條高鐵，故選取較早年份作為高鐵開通的時間[17]。另若高鐵開通在年末，則進行延后1年處理，原因在于高鐵開通帶來的效應(yīng)具有時滯性。

五、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計。HSR的均值為0.631，表明樣本企業(yè)中有63.1%的企業(yè)所在地的城市開通了高鐵且有停靠站點。另外其他各變量標(biāo)準(zhǔn)差均處于合理范圍內(nèi)，故可以忽略各變量對模型回歸結(jié)果的非正常影響。

(二)相關(guān)性分析

由Pearson相關(guān)系數(shù)可知，HSR與Cscore的相關(guān)系數(shù)為0.042，且在1% 的水平上顯著，初步表明高鐵開通有助于提升會計穩(wěn)健性。另由Spearsman相關(guān)系數(shù)得出的結(jié)論與由Pearson相關(guān)系數(shù)得出的結(jié)論基本相同。但相關(guān)性分析未考慮其他影響會計穩(wěn)健性的因素，故需進一步檢驗以確保結(jié)論的可靠。限于篇幅，未報告相關(guān)系數(shù)表。

(三)單變量分析

在實證分析前，本文對比了處理組和控制組在高鐵開通前后的會計穩(wěn)健性的差異。由Cscore的均值T檢驗結(jié)果可知，高鐵開通前，處理組會計穩(wěn)健性的均值為0.048，控制組會計穩(wěn)健性的均值為 -0.236，T值為0.252，表明高鐵開通前兩組的Cscore不存在顯著差異；高鐵開通后，處理組的會計穩(wěn)健性的均值為0.274，控制組的會計穩(wěn)健性的均值為-0.286，T值為3.20，且在1%的水平上顯著，這初步表明高鐵開通對處理組的會計穩(wěn)健性產(chǎn)生了增量影響。另采用中位數(shù)卡方檢驗，得出的結(jié)論與之相似，但更準(zhǔn)確的估計尚待下文檢驗。限于篇幅，未列出單變量檢驗表。

(四)回歸分析

1.雙重差分的平行趨勢假定檢驗?？紤]到雙重差分模型(DID)的一個前提條件是處理組和控制組在事件日之前，企業(yè)特征相差較小。在本文的研究中，兩組的主要區(qū)別在于處理組已經(jīng)開通高鐵，而控制組尚未開通。故本文構(gòu)建模型檢驗處理組與控制組是否滿足平行趨勢假設(shè)，具體模型如(5)所示：

Cscorei,t+1=α0+α1HSRi,t+α2Past2i,t+α3Past1i,t+α4Presenti,t+α5Future1i,t+

α6Future2i,t+α7Future3i,t+α8Control+εi,t

(5)

模型(5)中，Past2和Past1均為虛擬變量，若觀測值是高鐵開通前2年和前1年的數(shù)據(jù)，則Past2和Past1分別取1，否則取0；若觀測值是高鐵開通當(dāng)年，則Present取值為1，否則取0；若觀測值是高鐵開通后第1、2、3年及以后年度，則Future1、Future2、Future3分別取1，否則取0。其余變量的說明同模型(4)。由其檢驗結(jié)果知，Past2、Past1、Present的系數(shù)均不顯著，而Future1、Future2、Future3的系數(shù)均在1%的水平上顯著，說明處理組與控制組滿足平行趨勢假設(shè)。限于篇幅，未報告檢驗結(jié)果。

2.假設(shè)1的檢驗結(jié)果。表2報告了假設(shè)1的檢驗結(jié)果(列(1))。由假設(shè)1的回歸結(jié)果知，HSR的系數(shù)為0.0823，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，由此驗證了假設(shè)1的成立。高鐵開通一方面縮短了上市公司與外界之間的時空距離，這在一定程度上提升了企業(yè)負(fù)面信息向外界傳遞的速度；另一方面，高鐵開通也降低了出行成本和監(jiān)督成本，這有助于促進外界對企業(yè)內(nèi)部信息的深入了解，進一步降低企業(yè)與外界之間的信息不對稱，這意味著企業(yè)隱藏負(fù)面信息的概率下降，促使企業(yè)更及時地確認(rèn)潛在的損失，更為謹(jǐn)慎地確認(rèn)收入，從而提高了企業(yè)的會計穩(wěn)健性。

(五)穩(wěn)健性檢驗

1.PSM-DID檢驗。為了控制不可觀測但不隨時間變化的處理組與控制組之間的組間差異，本文運用PSM-DID進行檢驗。根據(jù)上市公司所在城市是否開通高鐵，將上市公司的樣本劃分為兩類：處理組(高鐵開通的上市公司)與控制組(高鐵未開通的上市公司)，采用最近鄰1∶1匹配方法匹配處理組與控制組在特征上相近的企業(yè)。匹配后處理組與控制組協(xié)變量差異很小，說明樣本匹配滿足了平行趨勢假設(shè)。限于篇幅，未報告平行趨勢假設(shè)的檢驗結(jié)果。由表2的雙重差分傾向得分匹配(最近鄰1∶1匹配)的檢驗結(jié)果(列(2))可知，HSR的系數(shù)為0.0140，且在1%的水平上顯著，表明研究結(jié)論依然不變，進一步驗證了本文假設(shè)的成立。另外，由于上市公司所在地開通高鐵的年份不一致，為了更為準(zhǔn)確地考察高鐵開通對會計穩(wěn)健性的影響，故在穩(wěn)健性檢驗部分，采用上市公司所在地開通高鐵的年份進行分年度的匹配，然后將匹配的數(shù)據(jù)進行DID檢驗(列(3))。由表2可知，檢驗結(jié)果仍然保持不變。

2.安慰劑檢驗。本文在高鐵通車前的第3年虛設(shè)一個高鐵通車的時間點進行安慰劑檢驗，若通車確實影響所在城市企業(yè)的會計穩(wěn)健性的大小，則通車前會計穩(wěn)健性應(yīng)該不會出現(xiàn)顯著的變化。由檢驗結(jié)果可知，HSR的系數(shù)為0.0143，但在統(tǒng)計意義上不顯著。這表明安慰劑檢驗的結(jié)果與基準(zhǔn)結(jié)果不一致，故驗證了高鐵開通提升會計穩(wěn)健性這一假設(shè)的成立。限于篇幅，檢驗結(jié)果未在文中列示。

3.會計穩(wěn)健性指標(biāo)敏感性測試

(1)采用BASU模型對會計穩(wěn)健性指標(biāo)進行穩(wěn)健性測試。借鑒饒品貴和姜國華的思路構(gòu)建模型[30]，對會計穩(wěn)健性指標(biāo)進行穩(wěn)健性測試，具體如模型(6)所示：

表2 假設(shè)1檢驗與PSM-DID檢驗

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號內(nèi)為t值，下表同。

Xi,t+1=γ0+γ1D+γ2Ri,t+γ3D×Ri,t+γ4HSRi,t+γ5HSRi,t×D+γ6HSRi,t×Ri+γ7HSRi,t×D×Ri,t+εi

(6)

模型(6)中，HSR變量的說明同模型(1)。其余變量的說明同模型(4)。本文主要關(guān)注HSR×D×R的回歸系數(shù)γ7，它度量了是否開通高鐵對會計穩(wěn)健性的影響。根據(jù)假設(shè)1，我們預(yù)期γ7的符號為正。由檢驗結(jié)果知，交叉項HSR×D×R的回歸系數(shù)γ7為0.0161，且在1%的水平上顯著，由此可見，高鐵開通確實顯著提升了企業(yè)的會計穩(wěn)健性，從而假設(shè)1得到了進一步驗證。限于篇幅，未列表報告檢驗結(jié)果。

(2)采用應(yīng)計現(xiàn)金流模型對會計穩(wěn)健性指標(biāo)進行穩(wěn)健性測試。借鑒Ball和Shivakumar構(gòu)建應(yīng)計現(xiàn)金流模型的思路構(gòu)建模型[5]，對會計穩(wěn)健性指標(biāo)進行穩(wěn)健性測試。具體模型構(gòu)建如下：

ACCi,t+1=α0+α1CFOi,t+α2D+α3CFOi,t×D+α4HSRi,t+α5HSRi,t×CFOi,t+α6HSRi,t×D+

α7HSRi,t×CFOi,t×D+α8SIZEi,t+α9SIZEi,t×CFOi,t+α10SIZEi,t×D+α11SIZEi,t×

CFOi,t×D+α12LEVi,t+α13LEVi,t×CFOi,t+α14LEVi,t×D+α15LEVi,t×CFOi,t×D+

α16MBi,t+α17MBi,t×CFOi,t+α18MBi,t×Dt+α19MBi,t×CFOi,t×D+εi,t

(7)

模型(7)中，ACC為應(yīng)計利潤除以總資產(chǎn)；D為啞變量，若CFO(公司現(xiàn)金流)小于0，則D取值為1，否則為0；其余變量的說明同模型(1)。本文主要關(guān)注HSR×CFO×D的回歸系數(shù)α7，它度量了是否開通高鐵對會計穩(wěn)健性的影響。根據(jù)假設(shè)1，我們預(yù)期α7的符號為正。表3第2列報告了采用應(yīng)計現(xiàn)金流模型對假設(shè)1檢驗的結(jié)果。

由表3可知，HSR×CFO×D的回歸系數(shù)α7為0.3441，且在1%水平上顯著，說明高鐵開通顯著提高了企業(yè)會計穩(wěn)健性水平，從而假設(shè)1得到了進一步驗證。

(3)采用盈余反轉(zhuǎn)模型對會計穩(wěn)健性指標(biāo)進行穩(wěn)健性測試。借鑒Ball 和Shivakumar構(gòu)建盈余反轉(zhuǎn)模型的思路構(gòu)建模型[5]，對會計穩(wěn)健性指標(biāo)進行穩(wěn)健性測試。具體模型構(gòu)建如下：

表3 調(diào)整會計穩(wěn)健性變量的檢驗結(jié)果(應(yīng)計現(xiàn)金流模型、盈余反轉(zhuǎn)模型)

ΔRATEi,t+1=β0+β1ΔRATEi,t+β2D+β3ΔRATEi,t×D+β4HSRi,t+β5HSRi,t×ΔRATEi,t+

β6HSRi,t×D+β7HSRi,t×ΔRATEi,t×D+β8SIZEi,t+β9SIZEi,t×ΔRATEi,t+

β10SIZEi,t×D+β11SIZEi,t×ΔRATEi,t×D+β12LEVi,t+β13LEVi,t×ΔRATEi,t+β14LEVi,t×D+β15LEVi,t×ΔRATEi,t×D+β16MBi,t+β17MBi,t×ΔRATEi,t+

β18MBi,t×Dt+β19MBi,t×RATEi,t×D+εi,t

(8)

模型(8)中，ΔRATE為凈利潤的變化額除以總資產(chǎn)，D為啞變量，若ΔRATE小于0，則D取值為1，反之為0。其余變量的說明同模型(1)。本文關(guān)注回歸系數(shù)β7，它度量了是否開通高鐵對會計穩(wěn)健性的影響。根據(jù)假設(shè)1，我們預(yù)期β7的符號為正。表3第4列報告了運用盈余反轉(zhuǎn)模型檢驗假設(shè)1的結(jié)果。由表3可知，HSR×ΔRATE×D的回歸系數(shù)β7為0.0245，且在1%的水平上顯著，表明高鐵開通提升了會計穩(wěn)健性，假設(shè)1得到了進一步驗證。

4.內(nèi)生性問題的處理。為緩解遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，借鑒現(xiàn)有文獻的做法，本文進一步控制了董事會規(guī)模(BOASIZE)、獨立董事比例(INDRATE)和機構(gòu)投資者持股比例(INSTRATE)等公司治理因素。由檢驗結(jié)果可知，HSR的系數(shù)為0.0175，且在1%的水平上顯著，表明假設(shè)1仍成立。限于篇幅，未報告檢驗結(jié)果。

5.固定效應(yīng)回歸。因公司自身某些固定因素不隨時間推移而發(fā)生變化，故為了控制其對檢驗結(jié)果的影響，本文進一步采用公司層面固定效應(yīng)模型檢驗高鐵開通與會計穩(wěn)健性之間的內(nèi)在關(guān)系。HSR的系數(shù)為0.0138，且在1%的水平上顯著，表明假設(shè)1仍成立。限于篇幅，回歸結(jié)果未列示。

六、進一步研究

(一)盈余管理的影響

以上研究發(fā)現(xiàn)，高鐵開通顯著提升了所在地企業(yè)的會計穩(wěn)健性?，F(xiàn)進一步探尋高鐵開通是否能夠壓縮企業(yè)盈余操縱的空間，及時確認(rèn)企業(yè)的損失，從而提高會計穩(wěn)健性。因高鐵開通能顯著地降低企業(yè)與外界之間的信息不對稱，從而有助于降低企業(yè)對損失進行蓄意隱藏的概率。鑒于此，我們預(yù)期高鐵開通能有效地降低企業(yè)進行盈余管理活動的概率，從而有助于提高會計穩(wěn)健性。本文分別采用Jones模型、修正Jones模型和修正DD模型計算Ada(可操縱性應(yīng)計盈余)。另外控制企業(yè)規(guī)模、負(fù)債率等變量，具體模型構(gòu)建如下：

Adai,t+1=α0+α1HSRi,t+α2SIZEi,t+α3LEVi,t+α4ROAi,t+α5MBi,t+α6CFOi,t+α7BIG4i,t+

α8GROWTHi,t+α9AGEi,t+α10STATEi,t+α11YEAR+α12INDU+εi,t

(9)

模型(9)中，AGE為上市公司自上市至今的時間。其余變量的說明同模型(1)。高鐵開通(HSR)與上文采用3種方法計算的Ada均在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明高鐵開通能降低公司的盈余管理程度，從而有助于會計穩(wěn)健性的提升。限于篇幅，檢驗結(jié)果未列示。

(二)內(nèi)控質(zhì)量的影響

在內(nèi)控質(zhì)量較弱時，高鐵開通對會計穩(wěn)健性提高的作用更為顯著。一方面，內(nèi)控質(zhì)量高的企業(yè)能有效抑制管理層對負(fù)面信息的隱藏，從而及時確認(rèn)企業(yè)已發(fā)生的損失；另一方面，內(nèi)控質(zhì)量高的公司，通常具有完備的風(fēng)險評估機制，促使企業(yè)對高風(fēng)險的投資項目進行更謹(jǐn)慎的賬務(wù)處理，這在一定程度上有助于提高會計穩(wěn)健性。鑒于此，本文認(rèn)為，在內(nèi)控質(zhì)量較高的公司，高鐵開通對會計穩(wěn)健性的提升作用將會被削弱。為了檢驗這一假設(shè)是否成立，本文按內(nèi)部控制質(zhì)量指數(shù)的中位數(shù)將樣本企業(yè)分為內(nèi)控質(zhì)量較高和較低兩組進行檢驗。內(nèi)控質(zhì)量采用“迪博內(nèi)控與風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫”中的內(nèi)控指數(shù)衡量，若企業(yè)的內(nèi)控指數(shù)大于內(nèi)控指數(shù)的中位數(shù)，則表示內(nèi)控質(zhì)量較高；反之，則較低。在內(nèi)控質(zhì)量較低的組別中，HSR的系數(shù)為0.0152，且在1%的水平上顯著；在內(nèi)控質(zhì)量較高的組別中，HSR的系數(shù)為0.0790，但在統(tǒng)計意義上不顯著，從而驗證了本文假設(shè)的成立。限于篇幅，檢驗結(jié)果未列示。

(三)外部監(jiān)管的影響

高鐵的開通大大縮短了外部利益相關(guān)者與企業(yè)之間的時空距離，節(jié)約了時間成本和出行成本，這將產(chǎn)生兩方面的效應(yīng)：一方面，它會降低外部利益相關(guān)者的監(jiān)管成本，從而有利于外部利益相關(guān)者加大對上市公司的監(jiān)管力度；另一方面，高鐵的開通有助于吸引新聞媒體、分析師、機構(gòu)投資者等利益相關(guān)者對企業(yè)的關(guān)注，而外界對企業(yè)的關(guān)注從某種意義上來說也是一種無形的監(jiān)督，從而有助于降低企業(yè)管理層隱藏負(fù)面信息的概率[19]。鑒于此，本文預(yù)期高鐵開通帶來的外部監(jiān)管成本降低和監(jiān)管力度增加有助于提升會計穩(wěn)健性，且企業(yè)若在高鐵開通前處于外部監(jiān)管較弱的環(huán)境中，則會計穩(wěn)健性的提升作用更顯著。

本文分別采用分析師關(guān)注與機構(gòu)投資者持股比例來衡量外部監(jiān)管環(huán)境。若分析師關(guān)注(ATTENTION)較低或機構(gòu)投資者(INSTRATE)持股比例較少，則表明外部監(jiān)管環(huán)境較弱；反之，則表明外部監(jiān)管環(huán)境較強。與缺少專業(yè)訓(xùn)練的投資者相比，分析師專業(yè)知識豐富，在某種程度上能夠?qū)ζ髽I(yè)管理層起到有效的監(jiān)管和約束作用[31]。Yu通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，分析師關(guān)注度的提高有助于減少管理層的機會主義行為[32]，這意味著企業(yè)從事盈余管理的概率將會降低。此外，機構(gòu)投資者持股對公司管理層制定的政策也會產(chǎn)生一定的影響，它能降低企業(yè)管理層隱藏負(fù)面信息的概率[33]，從而有助于提升會計穩(wěn)健性。本文分別按分析師關(guān)注的中位數(shù)和機構(gòu)投資者持股比例的中位數(shù)分組，即將分析師關(guān)注較低組和機構(gòu)投資者持股比例較低組歸為外部監(jiān)管較弱組；反之，則歸為外部監(jiān)管較強組。由表4可知，分析師關(guān)注較低組的HSR系數(shù)為0.0861，且在1%的水平上顯著，而在分析師關(guān)注較高的組，HSR的系數(shù)為0.0236，但在統(tǒng)計水平上不顯著。由此可見，與高鐵開通前企業(yè)受分析師關(guān)注較少時相比，高鐵開通后其對會計穩(wěn)健性的提升作用更為顯著。另外，按機構(gòu)投資者持股比例分組檢驗得出的結(jié)論與按分析師關(guān)注分組檢驗的結(jié)論基本一致。其原因在于高鐵開通后外界對企業(yè)管理層的監(jiān)督增強，這一方面源于高鐵開通后引致更多的分析師關(guān)注或機構(gòu)持股者比例增加，另一方面，高鐵開通后外界與企業(yè)之間的聯(lián)系更便捷，這有助于外界加深對企業(yè)的深入了解，從而導(dǎo)致外界對企業(yè)管理層監(jiān)管力度增加。在這樣的背景之下，企業(yè)管理層會更及時地披露潛在的和隱藏的損失，更為謹(jǐn)慎地確認(rèn)未實現(xiàn)的收入，進而提升企業(yè)會計穩(wěn)健性。

表4 高鐵開通對會計穩(wěn)健性影響的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果(外部監(jiān)管)

(四)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異的影響

在中國特有的制度背景下，政府能夠?qū)衅髽I(yè)和國有商業(yè)銀行之間的經(jīng)濟利益進行合理權(quán)衡和協(xié)調(diào)。由于國有企業(yè)承擔(dān)了一定的政府職能，為了確保國有企業(yè)的運營，政府可能會讓國有商業(yè)銀行承擔(dān)一部分轉(zhuǎn)嫁的經(jīng)濟損失。同時，國有商業(yè)銀行也缺乏對國有企業(yè)破產(chǎn)清算的剛性約束。因此，國有企業(yè)的會計穩(wěn)健性較低。

從民營企業(yè)視角來看，國有商業(yè)銀行采用市場化模式對民營企業(yè)進行貸款發(fā)放，故國有商業(yè)銀行比較關(guān)注和重視民營企業(yè)的盈利能力和貸款的按期償還能力，將貸款風(fēng)險降到最低，同時確保貸款的收益率。這意味著民營企業(yè)的會計穩(wěn)健性要高于國有企業(yè)。故本文預(yù)期，與民營企業(yè)相比，高鐵開通對國有企業(yè)會計穩(wěn)健性的提升作用將更顯著。造成這種現(xiàn)象的原因有以下兩個方面：一方面是民營企業(yè)較高的會計穩(wěn)健性削弱了高鐵開通對會計穩(wěn)健性的提升作用；另一方面是高鐵開通有助于提高國有企業(yè)源于體制原因的較低的會計穩(wěn)健性。而高鐵開通有助于緩解國有企業(yè)因體制機制造成的負(fù)面影響從而提升了會計穩(wěn)健性。為了檢驗這一預(yù)期是否成立，本文將國有和民營企業(yè)分組檢驗，結(jié)果表明：國有企業(yè)的HSR系數(shù)為0.0253，且在1%的水平上顯著；民營企業(yè)的HSR系數(shù)為0.0106，但在統(tǒng)計意義上不顯著，從而驗證了本文的預(yù)期，即與民營企業(yè)相比，高鐵開通對國有企業(yè)會計穩(wěn)健性的提升作用更顯著。限于篇幅，未列示檢驗結(jié)果。

七、影響機制分析

Kim 和 Zhang的研究發(fā)現(xiàn)，在信息不對稱程度較高和外部監(jiān)管較弱的環(huán)境下，企業(yè)隱藏負(fù)面信息的可能性會顯著提升[26]，而上文的回歸分析認(rèn)為高鐵開通會降低信息不對稱程度，抑制管理層藏匿負(fù)面消息的可能性，從而提升會計穩(wěn)健性。故本文嘗試檢驗在信息不對稱程度不同的條件下，高鐵開通對會計穩(wěn)健性的影響是否存在差異。理論上，若企業(yè)信息透明度越高，則企業(yè)的利益相關(guān)者——投資者、分析師、審計師、監(jiān)管當(dāng)局、銀行等外部信息需求者對企業(yè)內(nèi)部信息的了解越充分，企業(yè)管理層隱匿負(fù)面信息的可能性會越低；反之，則企業(yè)管理層隱匿負(fù)面信息的可能性會提升。鑒于此，本文預(yù)期企業(yè)信息不對稱程度越高時，高鐵開通對會計穩(wěn)健性的提升作用更為顯著。為了檢驗該預(yù)期是否成立，本文將樣本企業(yè)按企業(yè)信息不對稱程度分為較高組和較低組進行檢驗。信息不對稱指標(biāo)采用企業(yè)層面的信息透明度指標(biāo)和市場層面的分析師預(yù)測準(zhǔn)確度指標(biāo)來衡量。其中，企業(yè)層面的信息透明度指標(biāo)采用Jones模型計算的可操縱應(yīng)計盈余3年平均的絕對值(DA)衡量；分析師預(yù)測準(zhǔn)確度(ACCURACY)指標(biāo)采用國泰安數(shù)據(jù)庫的定義，即將某分析師某次對某股票預(yù)測誤差的絕對值減去其他所有分析師預(yù)測誤差的絕對值的平均值，再除以其他所有分析師預(yù)測誤差的絕對值的平均值。由表5可知，在DA較低組，HSR的系數(shù)為0.0130，但在統(tǒng)計意義上不顯著；在DA較高組，HSR的系數(shù)為0.0179，且在1%的水平上顯著。由此可見，本文的預(yù)期得到了驗證，即高鐵開通降低了外界與企業(yè)之間的信息不對稱程度，減少了企業(yè)對負(fù)面信息的隱藏，并及時確認(rèn)企業(yè)的損失，更為謹(jǐn)慎地確認(rèn)企業(yè)的收入，從而提高了企業(yè)的會計穩(wěn)健性。另外，采用分析師預(yù)測準(zhǔn)確度進行檢驗所得結(jié)論與之基本一致，在此不再贅述。

表5 高鐵開通對會計穩(wěn)健性的影響機制檢驗結(jié)果(信息不對稱)

八、研究結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

高鐵的開通對國民生活和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了深刻而廣泛的影響，本文以2005～2017年A 股上市公司作為研究樣本，采用多期雙重差分法從高鐵開通的視角探析了高鐵開通與企業(yè)會計穩(wěn)健性之間的內(nèi)在關(guān)系。研究結(jié)果表明，高鐵開通有效地提高了所在地上市公司的會計穩(wěn)健性，這一關(guān)系在內(nèi)控較弱、外部監(jiān)管較弱、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國有企業(yè)的情況下更為顯著。與此同時，本文研究還發(fā)現(xiàn)高鐵開通降低了企業(yè)的盈余管理程度，從而有助于提高會計穩(wěn)健性。進一步研究發(fā)現(xiàn)，高鐵開通提升會計穩(wěn)健性的影響機制是：高鐵開通降低了外界與企業(yè)之間的信息不對稱程度，增加了企業(yè)的信息透明度，減少了對負(fù)面信息的藏匿，及時確認(rèn)企業(yè)的損失，更為謹(jǐn)慎地確認(rèn)企業(yè)的收入，從而有助于提升會計穩(wěn)健性。

(二)理論啟示與政策建議

本文研究具有重要的理論和實踐意義。從理論意義角度來看，本文從高鐵開通的視角來研究企業(yè)的地理特征對會計穩(wěn)健性的影響，有助于我們深入理解會計穩(wěn)健性的影響因素，即會計穩(wěn)健性的高低除受契約等因素影響外，還受高鐵開通等地理特征因素的影響，從而拓展了會計穩(wěn)健性研究領(lǐng)域的文獻，同時也豐富了高鐵開通對微觀企業(yè)影響的研究內(nèi)容。從現(xiàn)實意義角度來看，我國會計準(zhǔn)則與國際慣例進一步趨同，如何提高會計穩(wěn)健性以發(fā)揮其信息披露的作用，這是理論界和實務(wù)界需要著力破解的難題。鑒于此，本文做了深入的探索和思考，研究啟示如下：

首先，高鐵開通對內(nèi)部控制較弱企業(yè)的會計穩(wěn)健性的提升作用要強于內(nèi)部控制較強的企業(yè)，原因在于：一方面內(nèi)部控制較強的企業(yè)的會計穩(wěn)健性較高；另一方面，在內(nèi)部控制較弱的企業(yè)，企業(yè)隱藏負(fù)面信息的概率較高，而高鐵開通增加了企業(yè)與外界之間的聯(lián)系，削弱了內(nèi)部控制較弱的負(fù)面影響，從而與內(nèi)部控制較強企業(yè)相比，高鐵開通對內(nèi)控較弱企業(yè)的會計穩(wěn)健性的提升作用更顯著。故今后需采取措施進一步加強內(nèi)部控制較弱企業(yè)的內(nèi)部控制建設(shè)，降低負(fù)面信息的隱藏概率以提升會計穩(wěn)健性。

其次，對外部監(jiān)管較弱的企業(yè)而言，高鐵開通對其會計穩(wěn)健性的提升作用要強于外部監(jiān)管較強的企業(yè)。這表明，外部監(jiān)管較弱企業(yè)的會計穩(wěn)健性本身較低，高鐵開通降低了監(jiān)管成本，提升了外部監(jiān)管較弱企業(yè)的會計穩(wěn)健性。故今后需要進一步加大外部監(jiān)管較弱企業(yè)的監(jiān)管力度，這將有助于會計穩(wěn)健性的進一步提升。

最后，高鐵開通對國有企業(yè)會計穩(wěn)健性的提升作用比民營企業(yè)更顯著。其原因可能在于以下兩個方面：一是民營企業(yè)較高的會計穩(wěn)健性削弱了高鐵開通對會計穩(wěn)健性的提升作用；二是因為我國特有的制度原因?qū)е聡衅髽I(yè)的會計穩(wěn)健性較低，而高鐵開通有助于緩解我國特有的制度原因?qū)衅髽I(yè)會計穩(wěn)健性造成的負(fù)面影響，從而提升了會計穩(wěn)健性。鑒于此，今后需進一步深化國有企業(yè)的體制機制改革，提高國有企業(yè)的治理效率以進一步提升國有企業(yè)的會計穩(wěn)健性。