史開瑕

(1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073；2.浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

近年來，國內(nèi)外各準(zhǔn)則制定機(jī)構(gòu)對(duì)企業(yè)業(yè)績的認(rèn)識(shí)都在不斷加深，從最初的經(jīng)營業(yè)績報(bào)告向財(cái)務(wù)業(yè)績報(bào)告擴(kuò)展，并最終將改革聚焦于凈損益與其他綜合收益的分類列報(bào)，增強(qiáng)了財(cái)務(wù)信息的功效，也順應(yīng)了金融工具不斷創(chuàng)新的時(shí)代大潮[1]。近十幾年來，我國在企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中不斷引入了綜合收益的相關(guān)改革，如2009年頒布的 《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則解釋第3號(hào)》(以下簡稱 “解釋第3號(hào)”)和2014年修訂的 《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第30號(hào)——財(cái)務(wù)報(bào)表列報(bào)》(以下簡稱“CAS 30”)，皆引入了其他綜合收益的相關(guān)修訂。其中，解釋第3號(hào)要求上市公司在利潤表每股收益項(xiàng)下增列其他綜合收益項(xiàng)目和綜合收益總額項(xiàng)目，該準(zhǔn)則于2009年1月1日生效。2014年修訂的CAS30要求在利潤表中，其他綜合收益應(yīng)分為 “以后會(huì)計(jì)期間不能重分類進(jìn)損益的其他綜合收益項(xiàng)目”和 “以后會(huì)計(jì)期間在滿足規(guī)定條件時(shí)將重分類進(jìn)損益的其他綜合收益項(xiàng)目”兩類列報(bào)。

我國準(zhǔn)則制定機(jī)構(gòu)發(fā)布上述規(guī)定的目標(biāo)在于增強(qiáng)財(cái)務(wù)報(bào)表的有用性，為資本市場(chǎng)的投資者提供高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息，然而上述規(guī)定是否起到了應(yīng)有的效果還需進(jìn)一步驗(yàn)證。本文正是基于上述相關(guān)規(guī)定，研究其他綜合收益列報(bào)變更對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，以期為我國相關(guān)準(zhǔn)則的實(shí)施效果提供一些經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。而現(xiàn)有文獻(xiàn)主要集中于2009年解釋第3號(hào)的研究，對(duì)2014年修訂準(zhǔn)則的研究較少，因此，本文以2014年7月印發(fā)的CAS30中首次規(guī)定在利潤表中分類列報(bào)其他綜合收益的準(zhǔn)則變更為自然實(shí)驗(yàn)，研究其他綜合收益列報(bào)變更對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)其他綜合收益列報(bào)變更對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響

綜合收益包括企業(yè)的凈利潤和其他綜合收益，引導(dǎo)企業(yè)將已發(fā)生的全部交易或事項(xiàng)帶來的損益，包括已實(shí)現(xiàn)和未實(shí)現(xiàn)，均列示于財(cái)務(wù)報(bào)告，其概念的提出代表經(jīng)濟(jì)收益理論向會(huì)計(jì)學(xué)領(lǐng)域的延伸。經(jīng)濟(jì)收益是企業(yè)未來收益的貼現(xiàn)，然而由于內(nèi)涵的豐富性，在實(shí)際操作中很難進(jìn)行量化[2]。綜合收益報(bào)告的模式則克服了這樣的困難，這種模式不僅延續(xù)了傳統(tǒng)的會(huì)計(jì)報(bào)告效果，還能體現(xiàn)企業(yè)的內(nèi)在價(jià)值，將會(huì)計(jì)收益和經(jīng)濟(jì)收益良好地結(jié)合在一起[3]。在收入費(fèi)用觀下，會(huì)計(jì)收益是某一會(huì)計(jì)期間的收入減去費(fèi)用后的差額，主張以交易為中心，以收入和費(fèi)用的合理配比計(jì)量會(huì)計(jì)收益。在資產(chǎn)負(fù)債觀下，會(huì)計(jì)收益取決于資產(chǎn)或負(fù)債的凈變動(dòng)，核心要素在于資產(chǎn)與負(fù)債，而收益及其組成部分是對(duì)資產(chǎn)或負(fù)債變動(dòng)進(jìn)行分類及報(bào)告的工具。資產(chǎn)負(fù)債觀下的綜合收益，突破了傳統(tǒng)收入費(fèi)用觀計(jì)量上 “三位一體”的局限，其優(yōu)勢(shì)表現(xiàn)在：(1)在傳統(tǒng)凈利潤的基礎(chǔ)上，考慮已確認(rèn)未實(shí)現(xiàn)的這部分損益，反映報(bào)告期內(nèi)的收益全貌。(2)在歷史成本計(jì)量的基礎(chǔ)上，考慮公允價(jià)值、現(xiàn)值等多種計(jì)量屬性，解決了會(huì)計(jì)計(jì)量和報(bào)告中存在的難題。(3)其他綜合收益包含了當(dāng)期已確認(rèn)未實(shí)現(xiàn)但未來可實(shí)現(xiàn)的利得和損失，反映企業(yè)創(chuàng)造未來現(xiàn)金流的能力，為會(huì)計(jì)信息使用者提供更加充分的會(huì)計(jì)信息。隨著我國證券市場(chǎng)的逐步完善，越來越多的投資者根據(jù)企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)企業(yè)價(jià)值進(jìn)行判斷，從而影響投資決策。損益表采用綜合收益模式后，能夠同時(shí)體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)收益與會(huì)計(jì)收益之本質(zhì)，收入費(fèi)用觀與資產(chǎn)負(fù)債觀之計(jì)量方法，從理論上能夠增加企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

陳德球和陳運(yùn)森(2018)站在管理盈余的角度發(fā)現(xiàn)，政策不確定性確實(shí)會(huì)影響企業(yè)的會(huì)計(jì)行為[4]。而作為具體會(huì)計(jì)準(zhǔn)則之一的財(cái)務(wù)報(bào)表列報(bào)準(zhǔn)則，其內(nèi)容與側(cè)重點(diǎn)不斷被修訂，以滿足復(fù)雜多變的市場(chǎng)環(huán)境，尤其是CAS 30對(duì)其他綜合收益的列報(bào)要求進(jìn)行了重大調(diào)整，要求上市公司從2014年開始在利潤表中按照將來是否可重分類對(duì)其他綜合收益進(jìn)行分類列報(bào)，并詳細(xì)列示各組成項(xiàng)目，在這之前，根據(jù)解釋第3號(hào)的要求，其他綜合收益作為一個(gè)匯總項(xiàng)目單列于利潤表。分類列報(bào)其具體構(gòu)成信息，使得不同來源的盈余結(jié)構(gòu)更加清晰，尤其可重分類其他綜合收益提供了預(yù)期損益與現(xiàn)金流信息，提高了信息透明度，降低了外部信息使用者的解讀成本，幫助投資者識(shí)別企業(yè)的盈余管理行為，提高了決策有用性。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1：其他綜合收益分類列報(bào)能夠顯著提高企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

(二)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

面對(duì)其他綜合收益分類列報(bào)的制度要求，國有企業(yè)與非國有企業(yè)會(huì)存在政策反應(yīng)上的差異，主要是由于從經(jīng)營目標(biāo)來看，國有企業(yè)通常都有一定的政策性職能，為了滿足其政策性職能，在財(cái)務(wù)決策時(shí)可能會(huì)舍棄企業(yè)價(jià)值最大化目標(biāo)[5]，同時(shí)政府的干預(yù)會(huì)使得國企的管理層激勵(lì)機(jī)制弱化[6]，在考慮公共性職能的條件下[7]，國有企業(yè)對(duì)外披露高質(zhì)量財(cái)務(wù)信息的動(dòng)機(jī)較弱[8]。反之，非國有企業(yè)則是以企業(yè)的發(fā)展為主，更加側(cè)重于企業(yè)運(yùn)行效率和企業(yè)價(jià)值最大化，因而會(huì)更加注重會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的把控。

從政府扶持角度來看，雖然國有企業(yè)由于實(shí)現(xiàn)政策性職能，會(huì)使得其經(jīng)營效率低下，但政府往往會(huì)給予一定的政策扶持和資源的傾斜，確保其正常發(fā)展；而非國有企業(yè)相比于國有企業(yè)則沒有較多的政策扶持，其抗風(fēng)險(xiǎn)能力相對(duì)較弱，對(duì)抗風(fēng)險(xiǎn)能力有較高的需求，從而在會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的把控上會(huì)更加嚴(yán)格。因此，非國有企業(yè)無論為了提高企業(yè)價(jià)值還是企業(yè)生存能力，在平時(shí)的管理當(dāng)中對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的把控上相較于國有企業(yè)較高，面對(duì)2014年的其他綜合收益列報(bào)準(zhǔn)則，非國有企業(yè)的政策效應(yīng)相較于國有企業(yè)會(huì)低一些，即國有企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量相較于非國有企業(yè)會(huì)有更加顯著地提升?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2：相較于非國有企業(yè)，其他綜合收益分類列報(bào)對(duì)國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響效應(yīng)更大。

(三)公司治理的調(diào)節(jié)作用

我國的市場(chǎng)環(huán)境下，上市公司中董事長和總經(jīng)理兩職合一，即董事長和總經(jīng)理是同一人任職的情況占大多數(shù)，這會(huì)對(duì)公司發(fā)展產(chǎn)生很大的影響。主要是由于良好的公司治理作為公司管理層和股東權(quán)益的保障，是公司發(fā)展健康的重要保障。王立彥和劉軍霞(2003)研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事能夠減少管理者與股東之間的矛盾。在董事長和總經(jīng)理不是同一人的情況下，董事長的監(jiān)督作用會(huì)使總經(jīng)理在日常管理中朝公司利好的方向，避免總經(jīng)理為了個(gè)人利益而濫用職權(quán)[9]。Fama和Jensen(1983)認(rèn)為，在董事長與總經(jīng)理兩職合一的情況下，由于缺乏董事會(huì)的監(jiān)督職能，總經(jīng)理的管理會(huì)傾向于以個(gè)人利益為主，從而會(huì)降低企業(yè)真實(shí)信息的披露，即降低會(huì)計(jì)信息質(zhì)量[10]。Jaggi和Yee(2000)、Klein(2002)及Xie等(2003)的研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事或越高比例的獨(dú)立董事可以避免管理層操縱利潤的行為[11][12][13]。Forker(1992)從監(jiān)督效力的角度[14]，也佐證了這個(gè)觀點(diǎn)，認(rèn)為董事長與總經(jīng)理兩職合一會(huì)使得企業(yè)的監(jiān)督效力欠缺，因此導(dǎo)致公司信息披露質(zhì)量不可靠[15]?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)H3：董事長與總經(jīng)理兩職合一會(huì)降低企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量受列報(bào)準(zhǔn)則影響的效應(yīng)。

(四)股權(quán)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)作用

大股東的持股比例是影響公司運(yùn)營發(fā)展的關(guān)鍵性因素。根據(jù)Friedman等(2003)的 “掏空與支持”理論[16]，如果公司的股東是控股大股東并且占有很大的投票決議權(quán)，則在公司運(yùn)營良好的情況下，很可能出現(xiàn)大股東占有公司權(quán)益、排擠中小股東，進(jìn)而出現(xiàn)掏空公司的后果[17][18]，并會(huì)傾向于操作企業(yè)信息披露[19][20]。反之，如果公司面臨危急狀況時(shí)，大股東不僅不會(huì)掏空公司，反而會(huì)用自己的已有資源來幫助公司克服困難。因而大股東持股比例對(duì)公司的影響是不確定的，與公司的運(yùn)行狀況和經(jīng)濟(jì)環(huán)境相關(guān)，在公司的不同發(fā)展?fàn)顩r下起著掏空或支持公司的作用。LaPorta等(1997)和Wong(2002)通過研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度與會(huì)計(jì)信息披露水平負(fù)相關(guān)，即較高的股權(quán)集中度會(huì)使得會(huì)計(jì)信息披露的質(zhì)量降低[21][22]。劉慧龍等(2014)研究發(fā)現(xiàn)，決策制定權(quán)與決策控制權(quán)的配置會(huì)影響企業(yè)的財(cái)務(wù)行為[23]，李志斌和章鐵生(2017)也發(fā)現(xiàn)企業(yè)的內(nèi)部控制對(duì)企業(yè)的信息披露有重要的影響[24]。而在我國的市場(chǎng)環(huán)境中，絕大部分上市公司都呈現(xiàn)出大股東控股數(shù)較多的情況，也就是大股東的議事權(quán)力較大，長此以往股東的個(gè)人利益與公司利益會(huì)逐漸趨同，在這樣的條件下，大股東更傾向于使公司運(yùn)營更加有效、發(fā)展更加穩(wěn)定的策略。而良好會(huì)計(jì)信息質(zhì)量則是確保企業(yè)發(fā)展健康的重要保障，基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H4：第一大股東持股比例越高，企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量受列報(bào)準(zhǔn)則的影響效應(yīng)越大。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以Wind與CSMAR數(shù)據(jù)庫中A股上市公司2011～2017年的數(shù)據(jù)為初始研究樣本，對(duì)樣本進(jìn)行如下篩選：(1)刪除金融類上市公司；(2)刪除ST和PT等財(cái)務(wù)狀況出現(xiàn)異常的上市公司；(3)刪除核心變量無法獲取的公司樣本。同時(shí)，本文在實(shí)證過程中對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了1比1傾向得分匹配(PSM)，步驟如下：根據(jù)企業(yè)規(guī)模lnsize、企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率lev、企業(yè)成長能力growth三個(gè)特征，對(duì)分組變量treat進(jìn)行probit回歸，然后按約等于1比1的比例保留樣本中與實(shí)驗(yàn)組三個(gè)特征相似的控制組樣本，組成新的控制組和對(duì)照組進(jìn)行DID，最終得到10570個(gè)樣本。

(二)模型設(shè)定與變量定義

由于雙重差分法(以下簡稱為 “DID”)可以避免內(nèi)生性等問題，本文采用DID來研究其他綜合收益分類列報(bào)對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，模型設(shè)定如下所示：

模型(1)中，rstateit為被解釋變量，用于表示會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。本文用財(cái)務(wù)報(bào)表重述來側(cè)面反映一個(gè)企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。當(dāng)公司所在年度存在財(cái)務(wù)報(bào)表重述時(shí)rstateit=1，否則rstateit=0。當(dāng)rstateit越大，則表明企業(yè)的會(huì)計(jì)信息越不可靠，即會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越差；當(dāng)rstateit越小，表明企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高。treat表示控制組與實(shí)驗(yàn)組的虛擬變量，2014年其他綜合收益有觀測(cè)值且觀測(cè)值不為0的企業(yè)(即列報(bào)了其他綜合收益信息)為實(shí)驗(yàn)組，此時(shí)treat=1，否則treat=0。在處理數(shù)據(jù)的過程中，本文刪除在2014年沒有列報(bào)但在此后列報(bào)了其他綜合收益的觀測(cè)企業(yè)。Post為政策年度標(biāo)識(shí)變量，若公司所在年度為2014年之前則為0，否則為1。交互項(xiàng)treat?Post為本文重點(diǎn)關(guān)注的解釋變量，其系數(shù)表示其他綜合收益分類列報(bào)對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響效應(yīng)，若系數(shù)為負(fù)，則表示其他綜合收益分類列報(bào)提升了企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，此時(shí)假設(shè)H1得到驗(yàn)證；若系數(shù)為正，則表明其他綜合收益分類列報(bào)降低了企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

Controls為控制變量：其中事務(wù)所類型(big4)，審計(jì)事務(wù)所為四大則為0，否則為1；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(soe)，企業(yè)為國有屬性取1，否則為0；公司治理(dual)，若董事長與總經(jīng)理兩職合一取值1，否則取值0；股權(quán)結(jié)構(gòu)(str)為企業(yè)第一大股東持股比例；企業(yè)規(guī)模(lnsize)等于總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；成長性(growth)即營業(yè)收入增長率；盈利能力(roa)即凈利潤/總資產(chǎn)；上市年齡(age)用公司上市年齡加1的自然對(duì)數(shù)來表示；企業(yè)杠桿(lev)即企業(yè)總負(fù)債/總資產(chǎn)；盈虧狀態(tài)(loss)，當(dāng)年虧損則為1，否則為0；現(xiàn)金流量(ocf)等于經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量凈額/總資產(chǎn)；流動(dòng)比率(current)即流動(dòng)資產(chǎn)/流動(dòng)負(fù)債。此外，還引入indu和year變量以控制行業(yè)和年度影響。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表1為經(jīng)過篩選與傾向得分1比1匹配后的數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)。傾向得分匹配后，treat的平均值為0.51，即實(shí)驗(yàn)組與控制組樣本的比例約為1∶1，基于此進(jìn)行DID的估計(jì)結(jié)果更加準(zhǔn)確。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)其他綜合收益分類列報(bào)對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響效應(yīng)檢驗(yàn)

模型(1)的運(yùn)行結(jié)果如表2所示，在三個(gè)回歸中，交互項(xiàng)treat?post的系數(shù)都顯著為負(fù)，說明2014年其他綜合收益分類列報(bào)的規(guī)定使得企業(yè)的財(cái)務(wù)報(bào)表重述現(xiàn)象減少，即企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量得到了提高，驗(yàn)證了假設(shè)H1的結(jié)論。

表2 其他綜合收益分類列報(bào)對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響效應(yīng)檢驗(yàn)

同時(shí)，基于第二列和第三列的結(jié)果，在控制變量中，roa的系數(shù)顯著為負(fù)，說明盈利能力越高的企業(yè)有越少的企業(yè)財(cái)務(wù)重述現(xiàn)象，也會(huì)具備更高的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。企業(yè)杠桿lev的系數(shù)顯著為正，說明資產(chǎn)負(fù)債率越高，其企業(yè)財(cái)務(wù)重述現(xiàn)象出現(xiàn)的次數(shù)越高，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越低，這說明過高企業(yè)負(fù)債率的企業(yè)可能會(huì)披露不太真實(shí)的企業(yè)財(cái)務(wù)信息，以隱瞞其潛在的債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)或獲取更多的負(fù)債。企業(yè)年齡age的系數(shù)顯著為正，說明越年輕的企業(yè)越重視其財(cái)務(wù)狀況，因而具備更高的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量?，F(xiàn)金流量ocf的系數(shù)顯著為負(fù)，說明現(xiàn)金流量越高的企業(yè)，企業(yè)財(cái)務(wù)重述現(xiàn)象越少，因而其會(huì)計(jì)信息質(zhì)量相對(duì)較高。

(三)進(jìn)一步檢驗(yàn)

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證假設(shè)H2，本文將模型(1)分國企和非國企樣本進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表3所示，其中soe1表示國有企業(yè)樣本回歸結(jié)果，soe0表示非國有企業(yè)樣本回歸結(jié)果。由表3可知，在國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本當(dāng)中，交互項(xiàng)treat?post的系數(shù)均顯著為負(fù)，說明2014年其他綜合收益分類列報(bào)的制度要求使得國有企業(yè)和非國有企業(yè)的財(cái)務(wù)報(bào)表重述現(xiàn)象都得到了降低，即會(huì)計(jì)信息質(zhì)量得到了顯著地提升。同時(shí)，在兩組回歸系數(shù)的差異性檢驗(yàn)中，p值小于1%，即在1%的顯著性水平下兩組系數(shù)有顯著性差異，且交互項(xiàng)treat?post的系數(shù)絕對(duì)值在非國有企業(yè)樣本的結(jié)果中小于國有企業(yè)樣本，說明非國有企業(yè)對(duì)其他綜合收益分類列報(bào)的政策反應(yīng)不如國有企業(yè)強(qiáng)烈。從而證實(shí)了假設(shè)H2，相較于非國有企業(yè)，其他綜合收益分類列報(bào)對(duì)國有企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響效應(yīng)更大。

表3 其他綜合收益列報(bào)變更與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、公司治理與股權(quán)結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

2.公司治理的異質(zhì)性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證假設(shè)H3，本文將模型(1)按公司治理情況好壞進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3所示，其中dual1表示企業(yè)兩職合一即企業(yè)治理相對(duì)較差的樣本回歸結(jié)果，dual0表示企業(yè)治理相對(duì)較好的樣本的回歸結(jié)果。由表3可知，在公司治理情況的分類樣本中，交互項(xiàng)treat?post的系數(shù)均顯著為負(fù)，說明2014年的其他綜合收益分類列報(bào)制度使得治理情況不同的企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量得到了顯著地提升。同時(shí)，在兩組回歸系數(shù)的差異性檢驗(yàn)中，p值小于10%，即在10%的顯著性水平下兩組系數(shù)有顯著性差異，且交互項(xiàng)treat?post的系數(shù)絕對(duì)值在兩職合一的企業(yè)樣本的結(jié)果大于兩職不合一的樣本，說明治理情況不好的企業(yè)對(duì)其他綜合收益分類列報(bào)的政策反應(yīng)比治理情況好的企業(yè)強(qiáng)烈。從而證實(shí)了假設(shè)H3，董事長與總經(jīng)理兩職合一會(huì)降低企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量受列報(bào)準(zhǔn)則影響的效應(yīng)。

3.股權(quán)結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證假設(shè)H4，本文將模型(1)按公司股權(quán)結(jié)構(gòu)不同的樣本進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表3所示，其中strdum1表示第一大股東持股比例較高的企業(yè)的樣本回歸結(jié)果，strdum0表示第一大股東持股比例較低的企業(yè)樣本回歸結(jié)果。由表3可知，在公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的分類樣本中，交互項(xiàng)treat?post的系數(shù)均顯著為負(fù)，說明2014年其他綜合收益分類列報(bào)的制度要求使得股權(quán)結(jié)構(gòu)不同的企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量得到了顯著地提升。同時(shí)，在兩組回歸系數(shù)的差異性檢驗(yàn)中，p值小于10%，即在10%的顯著性水平下兩組系數(shù)有顯著性差異，交互項(xiàng)treat?post的系數(shù)絕對(duì)值在第一大股東持股比例較高的企業(yè)樣本的結(jié)果中大于第一大股東持股比例較低的企業(yè)樣本，說明第一大股東持股比例較高的企業(yè)對(duì)其他綜合收益分類列報(bào)的政策反應(yīng)相對(duì)較強(qiáng)。從而證實(shí)了假設(shè)H4，第一大股東持股比例越高，企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量受列報(bào)準(zhǔn)則的影響效應(yīng)越大。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

本文引入模型(2)來進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，模型如下所示：

其中Post_1、Post_2分別表示政策實(shí)施年份的前一年、前兩年的虛擬變量，即當(dāng)年份為2013年時(shí)，Post_1=1，其余情況Post_1=0；當(dāng)年份為2012年時(shí)，Post_2=1，其余情況Post_2=0。因此Post_1、Post_2分別與treat的交互項(xiàng)表示準(zhǔn)則實(shí)施之前，控制組與對(duì)照組的其他綜合收益趨勢(shì)，若交互項(xiàng)不顯著，則說明政策實(shí)施之前，控制組與對(duì)照組的其他綜合收益無顯著差異，即樣本滿足平行趨勢(shì)假定。模型(2)的回歸結(jié)果如表4所示。

由表4可知，交互項(xiàng)treat?Post_1與treat?Post_2在所有情況下都不顯著，即樣本滿足平行趨勢(shì)假定，因而模型(1)的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 平行趨勢(shì)假定

2.更換會(huì)計(jì)信息質(zhì)量度量指標(biāo)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證其他綜合收益分類列報(bào)與企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)系，本文用違規(guī)并被稽查作為因變量來度量企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，利用PSM-DID對(duì)假設(shè)H1進(jìn)行檢驗(yàn)，并分國有和非國有樣本進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)假設(shè)H2，所得結(jié)果均支持假設(shè)預(yù)期。

五、結(jié)論與啟示

本文以財(cái)政部在2014年7月印發(fā)的 《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第30號(hào)——財(cái)務(wù)報(bào)表列報(bào)》中規(guī)定其他綜合收益應(yīng)在利潤表內(nèi)分為 “后續(xù)期間不能重分類至損益的項(xiàng)目”和 “后續(xù)期間在滿足規(guī)定條件時(shí)將重分類至損益的項(xiàng)目”兩類列報(bào)的政策為自然實(shí)驗(yàn)，利用A股上市公司2011～2017年的數(shù)據(jù)為初始研究樣本，分別以企業(yè)是否發(fā)生財(cái)務(wù)報(bào)表重述和企業(yè)是否違規(guī)并被稽查作為度量企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的被解釋變量，利用PSM-DID模型，得出如下結(jié)論：其他綜合收益分類列報(bào)提高了企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，同時(shí)，這個(gè)效應(yīng)在國企與非國企當(dāng)中呈現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性，主要表現(xiàn)在其他綜合收益分類列報(bào)會(huì)使得國有企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量提高程度大于非國有企業(yè)，本文認(rèn)為是由于我國國有和非國有企業(yè)的激勵(lì)機(jī)制不同，導(dǎo)致非國有企業(yè)在日常管理中更需要高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。董事長與總經(jīng)理兩職合一會(huì)降低企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量受列報(bào)準(zhǔn)則影響的效應(yīng)。第一大股東持股比例越高，企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量受列報(bào)準(zhǔn)則變更的影響效應(yīng)越大。這說明 《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第30號(hào)——財(cái)務(wù)報(bào)表列報(bào)》的準(zhǔn)則實(shí)施確實(shí)達(dá)到了應(yīng)有的效果，企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量得到了顯著地提升。

本研究表明，其他綜合收益項(xiàng)目列報(bào)可以顯著提高企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，因此在準(zhǔn)則制定機(jī)構(gòu)層面，應(yīng)強(qiáng)化其他綜合收益列報(bào)與披露要求，加強(qiáng)信息披露監(jiān)管，尤其對(duì)于其他綜合收益這一類采用列舉方式進(jìn)行列報(bào)，而具體項(xiàng)目需要對(duì)企業(yè)經(jīng)濟(jì)利潤做出關(guān)鍵性評(píng)估的新型收益概念；在企業(yè)層面，應(yīng)更加重視其他綜合收益項(xiàng)目列報(bào)的必要性，并提高其列報(bào)和披露的規(guī)范性與合理性，提高企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，為企業(yè)自身的發(fā)展和投資者等其他利益相關(guān)主體提供更加真實(shí)可靠的參考標(biāo)準(zhǔn)。其次，應(yīng)當(dāng)突出其他收益列報(bào)在報(bào)表體系中的重要地位，重點(diǎn)列報(bào)其他綜合收益的各部分構(gòu)成情況；在利益相關(guān)者層面，應(yīng)在正確認(rèn)識(shí)企業(yè)收益全貌的基礎(chǔ)上，識(shí)別不同收益組成部分在價(jià)值判斷、契約制定與資本配置中的作用，避免片面或過度依賴凈利潤信息，應(yīng)正確認(rèn)識(shí)其他綜合收益的波動(dòng)性特征和重分類影響，識(shí)別其蘊(yùn)含的風(fēng)險(xiǎn)信息，從而優(yōu)化定價(jià)質(zhì)量及決策行為，提高資本市場(chǎng)配置效率，促進(jìn)資本市場(chǎng)的良性發(fā)展。