會計信息可比性的影響因素研究

薛譽華　張鵬程

【摘 要】 文章從內(nèi)部治理和外部監(jiān)督機制雙重角度考察了會計信息可比性的影響因素。選用盈余—收益回歸模型計量會計信息可比性，并區(qū)分了不同產(chǎn)權性質(zhì)觀察結(jié)論差異性。結(jié)果表明：代理成本越高，會計信息可比性越低；分析師跟蹤可有效抑制管理層對會計選擇的操縱，從而有效提高會計信息可比性；而機構(gòu)投資者的監(jiān)督機制仍未有效發(fā)揮。同時，較之非國有企業(yè)，國有企業(yè)代理問題對會計信息可比性的負面影響更大，且中央企業(yè)的代理問題負面效應大于地方國有企業(yè)。

【關鍵詞】 會計信息可比性； 代理問題； 監(jiān)督機制； 產(chǎn)權性質(zhì)

中圖分類號：F24 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2015）22-0017-05

引 言

作為會計信息質(zhì)量特征體系的組成部分，會計信息可比性是指經(jīng)濟業(yè)務相同時，不同主體的信息能顯示相同的信息，若經(jīng)濟業(yè)務不同會計信息則能反映出這種差異（Simmons，1997）。自2001年國際會計準則理事會（IASB）改組并頒布一系列新國際財務報告準則（International Financial Reporting Standard，IFRS）以來，會計信息可比性成為國內(nèi)外研究新的理論熱點。

會計信息可比性的增強可降低信息使用者的處理成本，提高決策效率（De Franco等，2011），故研究我國上市公司的會計信息可比性具有重要實踐意義。但因測度困難，較之于其他會計信息質(zhì)量的研究，會計信息可比性的研究相對滯后?？偟膩碚f，初期研究均從會計準則趨同、協(xié)調(diào)的角度側(cè)面考察信息可比性；De Franco等（2011）基于盈余—收益回歸模型，設計了直接度量公司層面會計信息可比性的測量方法，自此開啟了會計信息可比性的直接度量和相關研究。

目前國內(nèi)關于會計信息可比性的直接研究還較匱乏。胡志勇（2008）基于會計選擇方法間接研究了會計選擇方法的影響因素，但會計選擇方法的可比性并不必然導致會計信息的可比性，單獨以會計選擇方法上的可比性來計量會計信息可比性會存在較大誤差。李鵬等（2014）研究了強制實施IFRS對會計信息可比性的影響，目前仍缺少對會計信息可比性其他影響因素的研究成果?；诖?，本文首次從公司內(nèi)外部雙重角度研究影響會計信息可比性的驅(qū)動因素，具有理論意義。一方面，本文的外部監(jiān)督機制選用分析師、機構(gòu)投資者雙維機制，觀察哪種監(jiān)督機制更有效影響或是否存在協(xié)同監(jiān)督效應；另一方面，公司內(nèi)部角度本文重點探析管理層代理成本對會計信息可比性的影響，同時考察不同公司特性下會計信息可比性是否有所差異。

2014年伊始，財政部進行了我國會計準則的大規(guī)模修訂，以提高會計信息質(zhì)量、會計信息透明度，保持我國企業(yè)會計準則與國際財務報告準則的持續(xù)趨同，因此，本文針對影響因素的研究對新一輪會計準則的實施也有積極的借鑒意義。

一、研究方法

本文重點從會計信息可比性的計量方法及其影響因素模型的實驗設計兩方面展開。

（一）會計信息可比性計量

Vander Tas（1988）設計出了H指數(shù)、C指數(shù)、I指數(shù)，這些指數(shù)均僅能計量某一項經(jīng)濟交易或事項的信息可比性，而無法衡量單個公司層面的會計信息可比性。之后，Taplin（2004，2011）提出了T指數(shù)，將其擴大至單個公司層面計量，相似的還有Gower（1971）的G指數(shù)。但這些計量方法均是基于經(jīng)濟交易或事項的會計政策選擇的相似度來測度會計信息可比性，尤其是公司層面計量時，T指數(shù)、G指數(shù)均為假設等權賦值進行的計算，且會計處理方法的不同并不必然導致會計信息可比性的差異。因此，基于公司層面計量的T指數(shù)和G指數(shù)都可能片面擴大了會計信息的不可比性。

De Franco等（2011）則將會計系統(tǒng)定義為由經(jīng)濟事件生成財務報表的轉(zhuǎn)換函數(shù)，如果兩個公司的會計系統(tǒng)相似，則兩個公司的會計系統(tǒng)相互轉(zhuǎn)換差異就越小，可比性就越強。會計信息可比性具體計算步驟如下：

步驟一：

De Franco等（2011）參考了Kothari（2001）的理念，設計出單變量的盈余—收益回歸模型：

Earningsit=？琢i+？茁iReturnit+？著it （1）

其中，盈余Earningsit這一財務指標代表i公司t期的會計信息，Returnit表示股票收益率，意為股票業(yè)務這一經(jīng)濟事件對公司的影響。

步驟四：

由步驟三計算出同行業(yè)內(nèi)i和j的會計信息可比性數(shù)值后，構(gòu)建公司—年度層次的指標。這一步驟通過計算同期同行業(yè)與公司i配對的所有j公司的會計信息可比性均值獲得，用COMPAREit表示，數(shù)值大小代表會計信息可比性的強度，即COMPAREit數(shù)值越大說明兩公司i與j間會計信息可比性越強。

（二）會計信息可比性的影響因素模型設計

根據(jù)公司理論，管理層往往會通過操縱會計政策以使自身效用函數(shù)最大化，當其進行盈余操縱時，會充分利用更多的會計判斷，進而導致較低的會計信息可比性。同時，鑒于我國經(jīng)濟特殊國情，國有企業(yè)占據(jù)資本市場較大份額，不同所有權性質(zhì)的企業(yè)，經(jīng)理人的效用函數(shù)發(fā)生變量，盈余動機也會有所不同，而管理層是否會因所有權性質(zhì)的不同而作出差異性的會計政策選擇，仍有待檢驗?；诖?，設計表征i公司t期代理成本的變量AGENCYit，以及公司屬性的變量SOEit，同時依據(jù)前文分析思路，選取分析師監(jiān)督機制ANALYSTit變量、機構(gòu)投資者監(jiān)督機制INSTit作為自變量，設計模型如下：

COMPAREit=？酌0 + ？酌1AGENCYit +？酌2ANALYSTit +？酌3INSTit+

？酌4SOEit+？酌5SIZEit+？酌6LEVit+？酌7MBit+？酌8ROAit+？著it （5）

借鑒羅煒和朱春艷（2010）方法，代理成本用管理費用率表示，計算公式為管理費用率/總資產(chǎn)；實際控制人性質(zhì)為國有企業(yè)時值為1，否則為0；分析師跟蹤變量表示當期有分析師跟蹤為1，無分析師跟蹤則取值為0；INST為機構(gòu)投資者的持股比例；主要考察？酌1、？酌2、？酌3、？酌4系數(shù)顯著性。用？酌3、？酌4的系數(shù)顯著性探究會計信息環(huán)境的監(jiān)督機制，預期監(jiān)督機制越強，信息環(huán)境越好，管理層操縱會計政策進行盈余的動機較弱，信息可比性越強，符號為正。

此外，參考相關文獻（Beuselinck等，2007；胡志勇，2008；李鵬，2014），選取與公司特征相關的指標：公司規(guī)模、負債率、賬面市值率、資產(chǎn)利潤率作為控制變量。規(guī)模越大，業(yè)務結(jié)構(gòu)越復雜，會計信息可比性較低，預期系數(shù)為負。負債率高的企業(yè)基于債務違約的規(guī)避動機會采用更多的會計選擇，預期系數(shù)為負。賬面市值比為公司成長性，ROA為盈利性的代理變量，成長性越高、盈利能力越好的公司可能會使管理層對自身利益預期更高，相應操縱會計盈余的動機較強，預期相應的系數(shù)為正。

二、數(shù)據(jù)來源及指標選取

我國2007年起實施新的會計準則，因本文季度數(shù)據(jù)需要滯后16期計算會計信息可比性，故從2004年數(shù)據(jù)為起點來計算本文的會計信息可比性，即選用了2003—2013年上市公司的季度數(shù)據(jù)，此樣本選取區(qū)間既保證了計算方法的可行性，又能有效避免2001年會計制度變遷帶來的影響。因此，考察影響因素時樣本為2007—2013年的年度數(shù)據(jù)。

除季收益率、季度股權市值取自RESSET數(shù)據(jù)庫外，本文其他季度數(shù)據(jù)均來自CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)篩選過程：（1）因金融業(yè)公司會計信息政策的特殊性，故剔除金融行業(yè)樣本；（2）剔除ST、*ST股；（3）剔除16期季度數(shù)據(jù)不連續(xù)的樣本；（4）剔除其他控制變量含缺失值的樣本公司。

在影響因素回歸分析的研究方法設計中，本文同時控制了行業(yè)、年度的固定效應，以防止行業(yè)間、時間序列上的會計政策差異干擾預期結(jié)論；所有連續(xù)變量均進行了1%的雙向縮尾處理，以消除極端數(shù)據(jù)的影響。此外，在上述多元回歸模型中，進行了異方差一致性標準誤差調(diào)整，即回歸標準差按每個公司進行了歸集，以避免出現(xiàn)公司特異性因素影響。

三、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1面板A列示了會計信息可比性分年度描述性統(tǒng)計結(jié)果。從均值和中位數(shù)大小可看出2007—2013年間會計信息可比性具體情況為：實施新會計準則第一年，2008年會計信息可比性有所降低，這可能源于企業(yè)對新準則的適應性學習；而自2008年起逐年提高，至2012、2013年信息可比性又有小幅降低，也與2012年我國實施新的會計準則時間相關。樣本區(qū)間內(nèi)會計信息可比性均值為-0.0202，相應的標準差值是0.01，說明企業(yè)間會計信息可比性差異不大。

其他變量的描述性統(tǒng)計見表1面板B。樣本主要特征為：資產(chǎn)利潤率ROA的均值為0.034，樣本資產(chǎn)負債率達0.529；有71%的公司當年有分析師跟蹤，40.2%的上市公司有機構(gòu)投資者參與，60.5%的公司屬于國有企業(yè)，占樣本的大部分比例。

（二）回歸分析

1.代理成本結(jié)果分析

依據(jù)公式（5）中的模型，將樣本回歸，結(jié)果如表2所示。變量AGENCY回歸系數(shù)為-0.0323，在0.01水平顯著，說明代理成本與會計信息可比性呈負顯著關系。公司管理層基于代理問題，往住會掏空公司資源；代理成本越高，管理層往往作出利己的會計選擇方法，以隱藏其“侵占”公司資源行為，從而使會計信息可比性降低，印證了本文代理成本對會計信息可比性的影響假設。

2.監(jiān)督機制：分析師與機構(gòu)投資者角色分析

表2回歸結(jié)果中，ANALYST回歸系數(shù)0.0027，在0.01水平顯著，而INST回歸系數(shù)0.0006在0.10水平上并不顯著。這說明分析師跟蹤與會計信息可比性呈正向顯著性關系，而機構(gòu)投資者并未發(fā)現(xiàn)與會計信息可比性較為顯著性的關系，即在我國資本市場上，分析師跟蹤起到了監(jiān)督管理層操縱盈余的作用，而機構(gòu)投資者卻未有效發(fā)揮其監(jiān)督角色。

近年來，機構(gòu)投資者在我國資本市場呈現(xiàn)持續(xù)增長趨勢，已成為股票市場重要參與者。事實上，與西方類似，已有學者指出，我國機構(gòu)投資者存在“羊群效應”，其并未起到金融穩(wěn)定器作用，相反地起到了股價崩盤風險的助推器作用（孫培源和施東暉，2002；Tan等，2008；Chiang等，2010）。雖然較之于個人投資者，機構(gòu)投資者擁有較強的專業(yè)技能和信息獲取能力，但作為新興資本市場，我國股票市場信息不對稱性強，信息的收集成本高，監(jiān)管環(huán)境相對寬松，在此環(huán)境下機構(gòu)投資者的投資行為并非完全理性，基于偏好、套利等因素，會選擇與自己掌握的私人信息相悖、跟其他投資者一致的決策，即羊群效應。在非理性情緒下，外界信息環(huán)境并不會因機構(gòu)投資者比例的增加而有所改善；在非透明化的外界信息環(huán)境預期下，管理層會主動選擇利己的會計選擇方法，從而使得機構(gòu)投資者對管理層侵占行為的抑制作用失效。本文結(jié)論表明我國資本市場上機構(gòu)投資者的監(jiān)督角色仍有待提高和改善。

3.產(chǎn)權性質(zhì)的影響分析

不同產(chǎn)權性質(zhì)下，分組進行回歸，以觀察監(jiān)督機制等的變化情況。對比表3（a）欄與（b）欄，AGENCY回歸系數(shù)分別為-0.0372和-0.0259，均在0.05水平顯著，這表明較之非國有企業(yè)，國有企業(yè)的代理問題對會計信息可比性負面影響更大。表3（c）欄與（d）欄的AGENCY回歸系數(shù)大小則表明，在國有企業(yè)中，中央企業(yè)的代理問題對會計信息可比性負面作用大于地方國有企業(yè)。

此外，為驗證表3回歸結(jié)果的穩(wěn)定性，本文還對國有企業(yè)和非國有企業(yè)成組進行對比，中央企業(yè)與地方國有企業(yè)成組進行對比，分別進行均值T檢驗。未列示表格的結(jié)果顯示，國有企業(yè)與非國有企業(yè)的會計信息可比性均值差為0.00224，t值為8.0451，在0.01水平顯著；中央企業(yè)與地方國有企業(yè)的會計信息可比性均值差為0.00065，t值為6.4317，也在0.01水平顯著，印證了產(chǎn)權性質(zhì)對“管理層代理問題——會計信息可比性”關聯(lián)性的顯著影響。

此外，控制變量中，無論是分產(chǎn)權性質(zhì)的分組回歸還是全樣本回歸，SIZE、LEV變量均與COMPARE因變量呈負相關關系，均在0.01水平顯著。這表明，規(guī)模越大、資產(chǎn)負債率越高的上市公司，其業(yè)務結(jié)構(gòu)較為復雜，債務風險較高，在此情形下，管理層會更傾向于作出較多的會計選擇，隱藏壞消息，從而降低了會計信息質(zhì)量——會計信息可比性。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.代理成本的其他計算方法

參照羅煒和朱春艷（2010）代理成本的計算方法，本文選用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為代理成本的指代變量，回歸結(jié)果如表4的結(jié)果分析（一）。總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越大，代理問題較小，會計信息可比性就較好。AGENCY變量回歸系數(shù)顯著為正，佐證了本文的代理成本與會計信息可比性的關聯(lián)結(jié)論。

2.金融危機影響

由于樣本區(qū)間包含2008年，會計信息的可比性需用到季度股票收益率、季度股權市值這一市場數(shù)據(jù)，為控制2008年金融危機對股票市場的波動沖擊這一事件對本文結(jié)論的影響，將2008年數(shù)據(jù)剔除，重新進行回歸運算，結(jié)論如表4的結(jié)果分析（二）。AGENCY變量、ANALYST變量與INST變量的回歸系數(shù)符號與顯著性均與前文表2結(jié)果一致，說明本文結(jié)論具有穩(wěn)健可靠性，不因樣本大小和計算方法的改變而改變。

四、結(jié)論與建議

本文從公司內(nèi)部治理和外部監(jiān)督兩個角度探析了會計信息可比性的影響因素，主要結(jié)論與建議如下：

（1）代理成本與會計信息可比性呈顯著負相關。應進一步健全完善上市公司的治理結(jié)構(gòu)，有效解決委托—代理問題，優(yōu)化管理層的激勵機制，將管理層個人目標最大程度與企業(yè)目標統(tǒng)一，實現(xiàn)會計信息可比性等信息質(zhì)量的提高。

（2）與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的代理問題對會計信息可比性負面作用更大，且中央企業(yè)的代理問題負面效應大于地方國有企業(yè)。這說明應加快我國國有企業(yè)的改革，尤其是改善國有企業(yè)中管理層的目標結(jié)構(gòu)，以避免因產(chǎn)權性質(zhì)的不同而引起代理問題負面效應擴大化。

（3）較之于分析師跟蹤的有效監(jiān)督機制，機構(gòu)投資者比例的增大并未起到有效抑制管理層操縱會計選擇、提高會計信息可比性的作用。未來仍應加強對機構(gòu)投資者的教育引導，減少機構(gòu)投資者的羊群效應對有效信息環(huán)境的影響，以發(fā)揮與分析師監(jiān)督機制的雙向協(xié)同效應，改善信息環(huán)境，抑制管理層操縱動機，提高會計信息質(zhì)量。

【參考文獻】

[1] 袁知柱，吳粒.會計信息可比性研究評述及未來展望[J].會計研究，2012（9）：9-15，96.

[2] 李鵬，李曉東，陳希暉.強制采用IFRS對公司價值、股票流動性與分析師環(huán)境的影響——基于會計信息可比性視角[J].山西財經(jīng)大學學報，2014（2）：104-112.

[3] De Franco G， S P Kothari， R S Verdi. The Benefits of Financial Statement Comparability. Journal of Accounting Research，2011，49（4）：895-931.

[4] 呂曉燕，張滕滕.可比性、公允價值模式和國際會計趨同[J].山東大學學報（哲學社會科學版），2010（4）：118-123.

[5] 楊敏.會計準則國際趨同的最新進展與我國的應對舉措[J].會計研究，2011（9）：3-8.

[6] 王華，劉曉華.中國會計準則國際協(xié)調(diào)效果的實證研究[J].中央財經(jīng)大學學報，2007（12）：90-96.

[7] 胡志勇.會計政策可比性：測定及其經(jīng)濟后果[M].經(jīng)濟科學出版社，2008：100-170.

[8] 劉孟暉，高友才.現(xiàn)金股利的異常派現(xiàn)、代理成本與公司價值——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].南開管理評論，2015（1）：152-160.

[9] 羅煒，朱春艷.代理成本與公司自愿性披露[J].經(jīng)濟研究，2010（10）：143-155.

[10] 孫培源，施東暉.基于CAPM的中國股市羊群行為研究——兼與宋軍、吳沖鋒先生商榷[J].經(jīng)濟研究，2002（2）：64-70，94.