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    會計穩(wěn)健性發(fā)揮作用么?——來自中國上市公司股權(quán)再融資的經(jīng)驗證據(jù)*

    2015-09-21 09:06:06畢金玲
    關(guān)鍵詞:計量法再融資穩(wěn)健性

    畢金玲

    (東北財經(jīng)大學金融學院,遼寧 大連 116000)

    引言

    會計穩(wěn)健性是指企業(yè)在處理不確定性經(jīng)濟業(yè)務(wù)時,應(yīng)持謹慎態(tài)度,其基本涵義是不預(yù)計任何不確定的收益,但預(yù)計所有可能的損失(Bliss,1924),也被稱為會計謹慎性原則。我國《企業(yè)會計準則》對謹慎性原則的定義是“企業(yè)對交易或者事項進行會計確認、計量和報告應(yīng)當保持應(yīng)有的謹慎,不應(yīng)高估資產(chǎn)或者收益,低估負債或者費用”。保持會計穩(wěn)健性有利于合理估計企業(yè)經(jīng)營風險。最早建議對會計穩(wěn)健性進行系統(tǒng)研究的是Watts,Watts(1993)認為會計穩(wěn)健性主要來自會計的契約作用,并同時受到管制及法律的影響。但由于對穩(wěn)健性程度的計量方法沒有突破,會計穩(wěn)健性的研究始終進展不大。Basu(1997)提出了穩(wěn)健性的量化技術(shù),并將穩(wěn)健性解釋為“將好消息確認為收益比將壞消息確認為損失需要更多的證據(jù)”,隨后引發(fā)了大量關(guān)于會計穩(wěn)健性程度的相關(guān)研究,并成為會計最新發(fā)展的重要領(lǐng)域。

    以往文獻更多關(guān)注會計穩(wěn)健性在債券市場契約中發(fā)揮的作用,即穩(wěn)健性會計可以抑制過度投資,進而使得債權(quán)人風險降低,對債務(wù)契約中的借款金額和成本都會產(chǎn)生影響(Kothari et al,2010;Watts,2003等),但較少有文獻關(guān)注會計穩(wěn)健性對股票市場的影響。本文以上市公司股權(quán)再融資為研究對象,分析會計穩(wěn)健性是否對公司股權(quán)再融資產(chǎn)生影響。Yongtae kim et al(2013)研究發(fā)現(xiàn),在股票市場上,會計穩(wěn)健性是約束管理者機會主義行為和消除信息不對稱引發(fā)的代理問題的有效機制。Garcia Lara et al(2005)發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性有助于提高信息披露質(zhì)量,高質(zhì)量的信息披露會降低股權(quán)資本成本,二者之間存在負相關(guān)關(guān)系。由于公司管理者和潛在投資者之間存在信息不對稱,使得股權(quán)再融資(SEO)會出現(xiàn)公告負效應(yīng)(Eckbo et al,2007),即再融資公告后公司股票價格下跌,原因在于理性投資者已經(jīng)識別了管理者利用信息優(yōu)勢使現(xiàn)有股東受益的伎倆,而會計穩(wěn)健性可以幫助投資者監(jiān)督管理層,同時消除其粉飾財務(wù)報表的動機(Watts,2003)。因此當公司會計穩(wěn)健性程度較高時,潛在投資者對自身進行價格保護的程度較小,即股權(quán)再融資的公告負效應(yīng)程度較小。可見,會計穩(wěn)健性會影響股權(quán)再融資,本文以2002—2012年中國公開增發(fā)上市公司為研究對象,實證檢驗會計穩(wěn)健性及信息不對稱對再融資公告效應(yīng)的影響。

    本文的貢獻在于:第一,提供了股權(quán)再融資研究的全新視角,以往文獻多關(guān)注股權(quán)再融資發(fā)行成本、發(fā)行抑價以及SEO與盈余管理等,本文考查會計穩(wěn)健性對上市公司股權(quán)再融資的影響,而且本文不是研究股權(quán)再融資決策,而是研究會計穩(wěn)健性與信息不對稱對股權(quán)再融資公告效應(yīng)的影響;第二,本文把會計穩(wěn)健性發(fā)揮作用的空間從債券市場拓展至股票市場,研究表明會計穩(wěn)健性有助于減弱SEO負效應(yīng)的程度。

    本文接下來的安排如下:第二部分是文獻回顧、理論支撐與假設(shè)提出;第三部分是數(shù)據(jù)來源與樣本選擇;第四部分是實證分析及結(jié)論。

    一、文獻回顧、理論支撐與假設(shè)提出

    (一)關(guān)于會計穩(wěn)健性的研究回顧

    楊華軍(2007)將會計穩(wěn)健性的研究文獻歸納為三個方面,即穩(wěn)健性計量方法、產(chǎn)生原因和經(jīng)濟后果。從計量方法看,主要有以下幾種:Basu(1997)的反向回歸法和盈余持續(xù)性計量法,Beaver和Ryan(2000)提出的凈資產(chǎn)賬面價值與市場價值比率法(BTM),Givoly和Hayn(2000)的負累積應(yīng)計計量法,Ball和 Shivaknmar(2005)提出的應(yīng)計基礎(chǔ)計量法,Roychowdhury和 Watts(2007)提出的累積盈余——股票報酬計量法。參照張兆國等(2012)的研究,凈資產(chǎn)賬面價值與市場價值比率法與反向回歸法、負累積應(yīng)計計量法、應(yīng)計基礎(chǔ)計量法存在相關(guān)關(guān)系,不能同時采用,而反向回歸法和應(yīng)計基礎(chǔ)計量法可靠性較高,因此本文采用應(yīng)計基礎(chǔ)計量法。從會計穩(wěn)健性的產(chǎn)生原因看,watts(2003)將其產(chǎn)生的原因歸納為債務(wù)契約、股東訴訟、稅收和會計規(guī)制,而且從實證證據(jù)來看,與稅收和會計管制相比,債務(wù)契約和股東訴訟更重要,盈余管理雖然也能在一定程度上產(chǎn)生會計穩(wěn)健性,但并非主要因素。從穩(wěn)健性的經(jīng)濟后果看,主要是對企業(yè)融資成本和真實投資活動的影響,穩(wěn)健的貸款人可以獲得更低利率的貸款(Zhang,2004),而且穩(wěn)健性有助于降低股權(quán)融資成本(Lara et al,2005),同時,在穩(wěn)健的財務(wù)報告體制下,企業(yè)對于投資機會的下降能夠快速地做出反應(yīng)。以往會計穩(wěn)健性的研究更多地集中在債券市場,Watts和 Zimmerman(1986)、Watts(2003)重點關(guān)注的是會計穩(wěn)健性在銀行借款契約中的重要作用。穩(wěn)健性有利于抑制籌資者的過度投資行為,降低債權(quán)人風險,會計穩(wěn)健性高的公司能夠以更低的成本借債(Wittenberg-Moerman,2008)。也有研究會計穩(wěn)健性與公司治理之間關(guān)系的,如Garcia lara et al(2005),他們發(fā)現(xiàn)擁有高水平公司治理的公司,其業(yè)績對于壞消息的敏感性更強。而關(guān)于會計穩(wěn)健性對股票市場影響的研究不多,Yongtae kim et al(2013)研究發(fā)現(xiàn)穩(wěn)健性程度高的公司SEO公告的負效應(yīng)程度小,而且由于會計穩(wěn)健性能夠消除信息不對稱的不利影響,因此可以提高SEO公告收益率。梁上坤等(2012)研究發(fā)現(xiàn),會計穩(wěn)健性影響企業(yè)股權(quán)再融資行為,穩(wěn)健性越強的公司進行股權(quán)再融資的可能性越大,而且其融資費用率和再融資金額也越低。

    (二)關(guān)于再融資公告效應(yīng)的研究

    再融資公告效應(yīng)的研究可以依據(jù)股權(quán)再融資的方式分為三類,即公開增發(fā)、配股和定向增發(fā)公告效應(yīng)研究。對于公開增發(fā)公告效應(yīng)的研究,最早是 Asquisth 和 Mullins及 Masulis和 Kowar,Asquith和Mullins(1986)發(fā)現(xiàn)工業(yè)類股票增發(fā)公告當日及前一日的累計超額收益率下跌2.7%,而公用事業(yè)類股票增發(fā)公告當日及前一日的累計超額收益率下跌0.9%;Masulis和 Korwar(1986)的研究結(jié)論也表明增發(fā)新股公告使股價下跌。Barclay和Litzenberger(1988)對增發(fā)公告效應(yīng)的研究結(jié)果是公告后15分鐘累計超額收益率有1.34%的跌幅;Sant和Ferris(1994)研究無負債公司的股票發(fā)行公告效應(yīng),發(fā)現(xiàn)公告后兩日的累計超額收益率有1.44%的跌幅;Eckbo和Masulis(1992)也證明在公告期內(nèi),美國工業(yè)類上市公司的平均超額收益率為-3%;Jung、Kim和Stulz(1996)研究證明在兩日的時間窗口內(nèi),美國上市公司股權(quán)再融資公告使得其股票平均超額收益率下降3%~4%;Congsheng Wu(2001)研究結(jié)論表明公開增發(fā)期間平均的價格變動-0.62%。對于配股公告效應(yīng)的研究,Levis(1995)研究表明在兩日的時間窗口內(nèi)配股公司股票的超額收益率為-1.3%;Gajewski和 Ginglinger(2002)對 1986—1996年法國上市公司在增發(fā)新股和配股兩種方式下的股票異常收益率進行了比較,配股的兩日平均異常收益顯著為負。對于定向增發(fā)公告效應(yīng)的研究,Wruck(1989)研究發(fā)現(xiàn)定向增發(fā)存在著正的公告效應(yīng),超額收益率為4.5%;Hertzel和Smith(1993)研究發(fā)現(xiàn)定向增發(fā)公告前三日至公告日的超額收益率為1.72%,顯著為正;Wu和 Wang(2002)對香港股票市場定向增發(fā)公司樣本進行研究,發(fā)現(xiàn)香港定向增發(fā)市場公告日(-3,3)期間的平均累計超額收益率為3.51%。從上述研究可見,學者的普遍研究結(jié)論顯示,配股和公開增發(fā)的公告效應(yīng)為負,而定向增發(fā)的公告效應(yīng)為正①由于定向增發(fā)與配股和公開增發(fā)不同,其針對特定對象進行增發(fā),增發(fā)對象專業(yè)能力更強,有利于降低代理問題,因此本文研究對象并不包括定向增發(fā)。。

    針對配股和公開增發(fā)公告負效應(yīng)的原因,學者的研究可以歸納為兩個方面:其一,關(guān)于資本結(jié)構(gòu),股權(quán)再融資將調(diào)整公司資本結(jié)構(gòu),財務(wù)杠桿的減小會降低公司價值,使股價下跌(DeAngelo和Masulis,1980;Lodny和 Suhler,1985);其二,信息不對稱角度,股權(quán)再融資會向外界傳遞投資項目不佳或內(nèi)部現(xiàn)金流不足的消極信號。另外,所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離會產(chǎn)生代理成本,新股發(fā)行會降低管理層持股,從而增加代理成本,進而對股價產(chǎn)生消極影響(Jensen 和 Meckling,1976;Ross,1977;Heinkel,1982;Myers和 Majluf,1984)。Myers和 Majluf(1984)提出,假設(shè)管理者以現(xiàn)有股東利益最大化為行動準則,那么在某些情況下,管理者擁有信息優(yōu)勢,當管理者認為公司發(fā)行股票為新項目融資對現(xiàn)有股東不利,即該決策給現(xiàn)有股東帶來的損失(成本)可能超過凈現(xiàn)值為正的項目給現(xiàn)有股東帶來的收益,同時會將投資項目的收益轉(zhuǎn)移給新股東,此時,管理者將拒絕進行股權(quán)融資,寧愿放棄一個好的投資機會。那么不進行股權(quán)融資的決策將被視為“好消息”,如果公司做出了股權(quán)融資的決策,而且老股東不認購,則股權(quán)融資的決策將被視為“壞消息”,表明公司現(xiàn)有資產(chǎn)被高估,管理者為了能夠成功融資,存在粉飾財務(wù)報告的動機。潛在投資者識破這一動機,為了降低自己的風險會要求降低發(fā)行價格,這也是為什么再融資公告時股票價格普遍下跌,出現(xiàn)再融資公告負效應(yīng)。針對逆向選擇的問題,學者們從不同的角度研究解決方法,如通過補償契約改變管理層操控動機(Dybvig和 Zender,1991);通過信譽度較高的投資銀行公告信息,以減低信息不對稱的程度(Booth和 Smith,1986);采用私募方式發(fā)行股票(Wruck,1989);Stein(1992)還提出發(fā)行可回購的可轉(zhuǎn)債來減少逆向選擇的問題。但從會計穩(wěn)健性角度進行研究的較少,Watt(2003)、Ahmed和 Duellman(2007)認為會計穩(wěn)健性可以從兩個路徑降低信息不對稱引發(fā)的代理問題:一方面,穩(wěn)健性給投資者提供了更好的監(jiān)督管理者的手段;另一方面,穩(wěn)健性消除了管理者粉飾財務(wù)報告的動機。特別是當管理者在股票發(fā)行前存在盈余管理行為時,會計穩(wěn)健性更成為最佳的判斷方法。

    據(jù)此,本文提出如下假設(shè):

    H1:股權(quán)再融資公告效應(yīng)與會計穩(wěn)健性的程度呈正相關(guān);

    H2:會計穩(wěn)健性程度越高,信息不對稱與股權(quán)再融資公告效應(yīng)負相關(guān)的程度越小。

    二、數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

    本文選擇2002—2012年再融資上市公司作為樣本。雖然我國配股開始的時間較早,但直到1998年才開始試行增發(fā),而且2002年以前,上市公司申請增發(fā)無財務(wù)指標的約束,會影響會計穩(wěn)健性是否發(fā)揮作用的判斷。從2002年開始,證監(jiān)會規(guī)定申請增發(fā)的上市公司三年平均凈資產(chǎn)收益率不低于10%,且最近一期的凈資產(chǎn)收益率不低于10%,因此本文選擇的樣本期間是2002—2012。數(shù)據(jù)來自國泰君安研究服務(wù)中心,樣本公司共266家,具體分布見表1。

    表1 各年度樣本分布及CAR均值

    圖1 樣本數(shù)量分布

    由表1和圖1可見,2002—2004年再融資公司較多,占樣本總數(shù)的34%;2005—2006年,由于股權(quán)分置改革的進行,再融資暫停;重新啟動后,2007年再融資公司數(shù)量又大量增加,2007—2008兩年,占樣本總數(shù)的27%;之后由于公開增發(fā)難度加大,而定向增發(fā)逐漸受到追捧,很多公司轉(zhuǎn)向定增,公開增發(fā)公司數(shù)量逐年下降,配股公司數(shù)量也逐漸減少。

    由圖2可見,CAR均值最小為-2.89%,出現(xiàn)在2012年;最大值為2.17%,出現(xiàn)在2006年;樣本期間CAR均值為-0.85%。根據(jù)前人的研究,本文也選擇(-1,1)和(0,1)的時間窗口考查再融資的公告效應(yīng),結(jié)論表明在(-1,0)的時間窗口內(nèi)公告效應(yīng)不顯著,而(0,1)的窗口內(nèi)公告效應(yīng)在1%的水平上顯著,t值為-3.42,可見再融資存在負的公告效應(yīng),與前人的研究結(jié)論相一致。

    圖2 2002—2012樣本期間CAR均值

    三、實證分析

    (一)變量描述

    為了檢驗假設(shè)H1和H2,本文選擇的變量如表2。

    表2 變量名稱及變量描述

    對于會計穩(wěn)健性的衡量,本文采用的是應(yīng)計計量法,其基本原理是用總應(yīng)計項目扣減經(jīng)營性應(yīng)計項目,得出非經(jīng)營性應(yīng)計項目,除以再融資前一年的總資產(chǎn),然后乘以-1。如果非經(jīng)營性應(yīng)計項目持續(xù)為負值,則證明存在會計穩(wěn)健性(Givoly和hayn 2000)。本文沒有采用C-Score的方法,原因在于C-Score的方法近年來受到質(zhì)疑,而且其計算涉及公司規(guī)模、財務(wù)杠桿等,對于研究結(jié)論,很難區(qū)分是會計穩(wěn)健性發(fā)揮作用還是公司自身特征發(fā)揮作用。對于信息不對稱的衡量,因為Dierkens(1991)研究發(fā)現(xiàn)公司股票收益率的內(nèi)生波動能夠反映管理者和投資者之間的信息不對稱,Boehme et al(2006)和Moeller et al(2007)都曾經(jīng)將其用來衡量信息不對稱問題,因此本文選擇內(nèi)生收益率波動衡量信息不對稱問題。內(nèi)生收益率波動用公司股權(quán)再融資公告前60個交易日每日超額收益率的標準差來表示。根據(jù)Eckbo et al(2007)和Lee以及Masulis(2009)的研究,SEO公告效應(yīng)與公司規(guī)模正相關(guān),與財務(wù)杠桿負相關(guān)。因此本文控制變量包括:公司規(guī)模,用SEO前一年總資產(chǎn)自然對數(shù)表示;財務(wù)杠桿表示公司負債水平,本文用SEO前一年資產(chǎn)負債率表示;另外,因為股票的價格變動與再融資公司的增長潛力有關(guān),本文控制變量還選取了賬面市值比,用SEO前一年股票市場價值與賬面價值的比來表示。

    (二)回歸方程設(shè)計

    對于假設(shè)1,本文提出如下方程,預(yù)計會計穩(wěn)健性代理變量CON的預(yù)測系數(shù)顯著為正。方程1為:

    SEOCAR= α1+ α2CONNOPAC+ α3SIZE +α4LEV+α5MTB+ α6OFFER+ ε

    用應(yīng)計計量法衡量會計穩(wěn)健性:

    其中NOPAC表示非經(jīng)營性應(yīng)計項目:

    NOPAC=TOPAC-OPAC

    其中,TOPAC為總應(yīng)計項目,OPAC為經(jīng)營性應(yīng)計項目,TA是再融資前一年末的總資產(chǎn)值。比率取負值是為了使其跟會計穩(wěn)健性的變化方向相一致,持續(xù)為負表明存在會計穩(wěn)健性,該值越大,穩(wěn)健性程度越強。其中:

    TOPAC=凈利潤+折舊攤銷 -經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量

    OPAC=經(jīng)營性應(yīng)收項目變動額+存貨變動額-經(jīng)營性應(yīng)付項目變動額

    SEOCAR為再融資公告后(0,1)窗口的收益率水平,SEOCAR越大表明公告負效應(yīng)程度越小,SIZE為資產(chǎn)規(guī)模,LEV為財務(wù)杠桿,MTB為賬面市值比,OFFER為相對發(fā)行規(guī)模,均為控制變量。

    對于假設(shè)2,本文提出的回歸方程如下:

    SEOCAR= α1+α2CONNOPAC+α3ASYMINFO+α4ASYMINFO × CONNOPAC+ α5SIZE+ α6LEV+α7MTB+α8OFFER+ε

    預(yù)期ASYMINFO的系數(shù)顯著為負,表明信息不對稱的程度越大,SEO公告負效應(yīng)越大。

    (三)描述性統(tǒng)計結(jié)果

    由表3可見,樣本期間內(nèi)SEOCAR的均值為-0.01,最大值為0.26,最小值-0.17;應(yīng)計計量法會計穩(wěn)健性CON均值為0.039 8,最大值為2.64,最小值-0.63;信息不對稱的代理變量ASYMINFO均值為0.021;資產(chǎn)規(guī)模SIZE均值為22.2;LEV(財務(wù)杠桿)均值為0.56,表明樣本公司資產(chǎn)負債率普遍較高;MTB和OFFER的均值分別為4.40和0.378,樣本公司可能存在價值被高估的情況。

    表3 描述性統(tǒng)計結(jié)果

    (四)相關(guān)性分析

    表4是各變量之間的相關(guān)性分析結(jié)果,列出了SPEARMAN相關(guān)系數(shù)。從表4中可以看出,會計穩(wěn)健性(CON)與信息不對稱的代替變量內(nèi)生收益率波動(ASYMINFO)呈正相關(guān),但ASYMINFO與累計超額收益率(SEOCAR)不相關(guān),ASYMINFO與公司規(guī)模正相關(guān)。此外,控制變量之間并不存在嚴重的共線性。

    表4 相關(guān)性檢驗結(jié)果

    (五)回歸結(jié)果分析

    表5 回歸結(jié)果1

    根據(jù)模型1的回歸結(jié)果(表5),可以發(fā)現(xiàn),會計穩(wěn)健性與再融資公告后累計超額收益率在5%水平上顯著正相關(guān),與假設(shè)H1相符,即會計穩(wěn)健性水平越高,則SEO負效應(yīng)的程度越小,這說明上市公司會計越穩(wěn)健,則其再融資公告效應(yīng)越可能是正,而并未發(fā)現(xiàn)其他變量與再融資公告間存在顯著關(guān)系。為了進一步驗證結(jié)論,本文穩(wěn)健性檢驗中,加入了代表公司治理的因素,包括外部董事占比、機構(gòu)投資者持股等變量,發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性依然與SEOCAR之間存在正相關(guān)關(guān)系,說明會計穩(wěn)健性在股權(quán)再融資過程中是發(fā)揮作用的。

    表6 回歸結(jié)果2

    針對模型2,本文發(fā)現(xiàn)信息不對稱與SEOCAR之間有顯著關(guān)系,即信息不對稱程度越大,則再融資公告負效應(yīng)越大,即SEOCAR越小,驗證了假設(shè)H2。但本文并未發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性能顯著減弱信息不對稱對再融資公告效應(yīng)的影響,可能影響再融資公告效應(yīng)的因素很多,本文并未全部考慮。但從-0.933的符號中,也能說明一定問題,即穩(wěn)健性水平越高的上市公司信息不對稱程度越弱,并且會計穩(wěn)健性水平越高的公司再融資公告負效應(yīng)越小。

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