其他綜合收益列報變更與會計信息質(zhì)量

史開瑕

(1.中南財經(jīng)政法大學會計學院，湖北 武漢 430073；2.浙江財經(jīng)大學會計學院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

近年來，國內(nèi)外各準則制定機構對企業(yè)業(yè)績的認識都在不斷加深，從最初的經(jīng)營業(yè)績報告向財務業(yè)績報告擴展，并最終將改革聚焦于凈損益與其他綜合收益的分類列報，增強了財務信息的功效，也順應了金融工具不斷創(chuàng)新的時代大潮[1]。近十幾年來，我國在企業(yè)會計準則中不斷引入了綜合收益的相關改革，如2009年頒布的 《企業(yè)會計準則解釋第3號》(以下簡稱 “解釋第3號”)和2014年修訂的 《企業(yè)會計準則第30號——財務報表列報》(以下簡稱“CAS 30”)，皆引入了其他綜合收益的相關修訂。其中，解釋第3號要求上市公司在利潤表每股收益項下增列其他綜合收益項目和綜合收益總額項目，該準則于2009年1月1日生效。2014年修訂的CAS30要求在利潤表中，其他綜合收益應分為 “以后會計期間不能重分類進損益的其他綜合收益項目”和 “以后會計期間在滿足規(guī)定條件時將重分類進損益的其他綜合收益項目”兩類列報。

我國準則制定機構發(fā)布上述規(guī)定的目標在于增強財務報表的有用性，為資本市場的投資者提供高質(zhì)量的會計信息，然而上述規(guī)定是否起到了應有的效果還需進一步驗證。本文正是基于上述相關規(guī)定，研究其他綜合收益列報變更對會計信息質(zhì)量的影響，以期為我國相關準則的實施效果提供一些經(jīng)驗證據(jù)。而現(xiàn)有文獻主要集中于2009年解釋第3號的研究，對2014年修訂準則的研究較少，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其他綜合收益的準則變更為自然實驗，研究其他綜合收益列報變更對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響。

二、理論分析與研究假設

(一)其他綜合收益列報變更對企業(yè)會計信息質(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，引導企業(yè)將已發(fā)生的全部交易或事項帶來的損益，包括已實現(xiàn)和未實現(xiàn)，均列示于財務報告，其概念的提出代表經(jīng)濟收益理論向會計學領域的延伸。經(jīng)濟收益是企業(yè)未來收益的貼現(xiàn)，然而由于內(nèi)涵的豐富性，在實際操作中很難進行量化[2]。綜合收益報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)的會計報告效果，還能體現(xiàn)企業(yè)的內(nèi)在價值，將會計收益和經(jīng)濟收益良好地結合在一起[3]。在收入費用觀下，會計收益是某一會計期間的收入減去費用后的差額，主張以交易為中心，以收入和費用的合理配比計量會計收益。在資產(chǎn)負債觀下，會計收益取決于資產(chǎn)或負債的凈變動，核心要素在于資產(chǎn)與負債，而收益及其組成部分是對資產(chǎn)或負債變動進行分類及報告的工具。資產(chǎn)負債觀下的綜合收益，突破了傳統(tǒng)收入費用觀計量上 “三位一體”的局限，其優(yōu)勢表現(xiàn)在：(1)在傳統(tǒng)凈利潤的基礎上，考慮已確認未實現(xiàn)的這部分損益，反映報告期內(nèi)的收益全貌。(2)在歷史成本計量的基礎上，考慮公允價值、現(xiàn)值等多種計量屬性，解決了會計計量和報告中存在的難題。(3)其他綜合收益包含了當期已確認未實現(xiàn)但未來可實現(xiàn)的利得和損失，反映企業(yè)創(chuàng)造未來現(xiàn)金流的能力，為會計信息使用者提供更加充分的會計信息。隨著我國證券市場的逐步完善，越來越多的投資者根據(jù)企業(yè)的會計信息質(zhì)量對企業(yè)價值進行判斷，從而影響投資決策。損益表采用綜合收益模式后，能夠同時體現(xiàn)經(jīng)濟收益與會計收益之本質(zhì)，收入費用觀與資產(chǎn)負債觀之計量方法，從理論上能夠增加企業(yè)的會計信息質(zhì)量。

陳德球和陳運森(2018)站在管理盈余的角度發(fā)現(xiàn)，政策不確定性確實會影響企業(yè)的會計行為[4]。而作為具體會計準則之一的財務報表列報準則，其內(nèi)容與側重點不斷被修訂，以滿足復雜多變的市場環(huán)境，尤其是CAS 30對其他綜合收益的列報要求進行了重大調(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其他綜合收益進行分類列報，并詳細列示各組成項目，在這之前，根據(jù)解釋第3號的要求，其他綜合收益作為一個匯總項目單列于利潤表。分類列報其具體構成信息，使得不同來源的盈余結構更加清晰，尤其可重分類其他綜合收益提供了預期損益與現(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：

假設H1：其他綜合收益分類列報能夠顯著提高企業(yè)的會計信息質(zhì)量。

(二)產(chǎn)權性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

面對其他綜合收益分類列報的制度要求，國有企業(yè)與非國有企業(yè)會存在政策反應上的差異，主要是由于從經(jīng)營目標來看，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，在財務決策時可能會舍棄企業(yè)價值最大化目標[5]，同時政府的干預會使得國企的管理層激勵機制弱化[6]，在考慮公共性職能的條件下[7]，國有企業(yè)對外披露高質(zhì)量財務信息的動機較弱[8]。反之，非國有企業(yè)則是以企業(yè)的發(fā)展為主，更加側重于企業(yè)運行效率和企業(yè)價值最大化，因而會更加注重會計信息質(zhì)量的把控。

從政府扶持角度來看，雖然國有企業(yè)由于實現(xiàn)政策性職能，會使得其經(jīng)營效率低下，但政府往往會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，其抗風險能力相對較弱，對抗風險能力有較高的需求，從而在會計信息質(zhì)量的把控上會更加嚴格。因此，非國有企業(yè)無論為了提高企業(yè)價值還是企業(yè)生存能力，在平時的管理當中對會計信息質(zhì)量的把控上相較于國有企業(yè)較高，面對2014年的其他綜合收益列報準則，非國有企業(yè)的政策效應相較于國有企業(yè)會低一些，即國有企業(yè)的會計信息質(zhì)量相較于非國有企業(yè)會有更加顯著地提升?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O：

假設H2：相較于非國有企業(yè)，其他綜合收益分類列報對國有企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響效應更大。

(三)公司治理的調(diào)節(jié)作用

我國的市場環(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)，這會對公司發(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)理為了個人利益而濫用職權[9]。Fama和Jensen(1983)認為，在董事長與總經(jīng)理兩職合一的情況下，由于缺乏董事會的監(jiān)督職能，總經(jīng)理的管理會傾向于以個人利益為主，從而會降低企業(yè)真實信息的披露，即降低會計信息質(zhì)量[10]。Jaggi和Yee(2000)、Klein(2002)及Xie等(2003)的研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事或越高比例的獨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]，也佐證了這個觀點，認為董事長與總經(jīng)理兩職合一會使得企業(yè)的監(jiān)督效力欠缺，因此導致公司信息披露質(zhì)量不可靠[15]?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O：

假設H3：董事長與總經(jīng)理兩職合一會降低企業(yè)會計信息質(zhì)量受列報準則影響的效應。

(四)股權結構的調(diào)節(jié)作用

大股東的持股比例是影響公司運營發(fā)展的關鍵性因素。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，則在公司運營良好的情況下，很可能出現(xiàn)大股東占有公司權益、排擠中小股東，進而出現(xiàn)掏空公司的后果[17][18]，并會傾向于操作企業(yè)信息披露[19][20]。反之，如果公司面臨危急狀況時，大股東不僅不會掏空公司，反而會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公司的影響是不確定的，與公司的運行狀況和經(jīng)濟環(huán)境相關，在公司的不同發(fā)展狀況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)，股權集中度與會計信息披露水平負相關，即較高的股權集中度會使得會計信息披露的質(zhì)量降低[21][22]。劉慧龍等(2014)研究發(fā)現(xiàn)，決策制定權與決策控制權的配置會影響企業(yè)的財務行為[23]，李志斌和章鐵生(2017)也發(fā)現(xiàn)企業(yè)的內(nèi)部控制對企業(yè)的信息披露有重要的影響[24]。而在我國的市場環(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力較大，長此以往股東的個人利益與公司利益會逐漸趨同，在這樣的條件下，大股東更傾向于使公司運營更加有效、發(fā)展更加穩(wěn)定的策略。而良好會計信息質(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：

假設H4：第一大股東持股比例越高，企業(yè)會計信息質(zhì)量受列報準則的影響效應越大。

三、研究設計

(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，對樣本進行如下篩選：(1)刪除金融類上市公司；(2)刪除ST和PT等財務狀況出現(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，本文在實證過程中對數(shù)據(jù)進行了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)負債率lev、企業(yè)成長能力growth三個特征，對分組變量treat進行probit回歸，然后按約等于1比1的比例保留樣本中與實驗組三個特征相似的控制組樣本，組成新的控制組和對照組進行DID，最終得到10570個樣本。

(二)模型設定與變量定義

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對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響，模型設定如下所示：

模型(1)中，rstateit為被解釋變量，用于表示會計信息質(zhì)量。本文用財務報表重述來側面反映一個企業(yè)的會計信息質(zhì)量。當公司所在年度存在財務報表重述時rstateit=1，否則rstateit=0。當rstateit越大，則表明企業(yè)的會計信息越不可靠，即會計信息質(zhì)量越差；當rstateit越小，表明企業(yè)的會計信息質(zhì)量越高。treat表示控制組與實驗組的虛擬變量，2014年其他綜合收益有觀測值且觀測值不為0的企業(yè)(即列報了其他綜合收益信息)為實驗組，此時treat=1，否則treat=0。在處理數(shù)據(jù)的過程中，本文刪除在2014年沒有列報但在此后列報了其他綜合收益的觀測企業(yè)。Post為政策年度標識變量，若公司所在年度為2014年之前則為0，否則為1。交互項treat?Post為本文重點關注的解釋變量，其系數(shù)表示其他綜合收益分類列報對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響效應，若系數(shù)為負，則表示其他綜合收益分類列報提升了企業(yè)的會計信息質(zhì)量，此時假設H1得到驗證；若系數(shù)為正，則表明其他綜合收益分類列報降低了企業(yè)的會計信息質(zhì)量。

Controls為控制變量：其中事務所類型(big4)，審計事務所為四大則為0，否則為1；產(chǎn)權性質(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；股權結構(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的自然對數(shù)來表示；企業(yè)杠桿(lev)即企業(yè)總負債/總資產(chǎn)；盈虧狀態(tài)(loss)，當年虧損則為1，否則為0；現(xiàn)金流量(ocf)等于經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額/總資產(chǎn)；流動比率(current)即流動資產(chǎn)/流動負債。此外，還引入indu和year變量以控制行業(yè)和年度影響。

四、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

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。傾向得分匹配后，treat的平均值為0.51，即實驗組與控制組樣本的比例約為1∶1，基于此進行DID的估計結果更加準確。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(二)其他綜合收益分類列報對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響效應檢驗

模型(1)的運行結果如表2所示，在三個回歸中，交互項treat?post的系數(shù)都顯著為負，說明2014年其他綜合收益分類列報的規(guī)定使得企業(yè)的財務報表重述現(xiàn)象減少，即企業(yè)的會計信息質(zhì)量得到了提高，驗證了假設H1的結論。

表2 其他綜合收益分類列報對企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響效應檢驗

同時，基于第二列和第三列的結果，在控制變量中，roa的系數(shù)顯著為負，說明盈利能力越高的企業(yè)有越少的企業(yè)財務重述現(xiàn)象，也會具備更高的會計信息質(zhì)量。企業(yè)杠桿lev的系數(shù)顯著為正，說明資產(chǎn)負債率越高，其企業(yè)財務重述現(xiàn)象出現(xiàn)的次數(shù)越高，會計信息質(zhì)量越低，這說明過高企業(yè)負債率的企業(yè)可能會披露不太真實的企業(yè)財務信息，以隱瞞其潛在的債務風險或獲取更多的負債。企業(yè)年齡age的系數(shù)顯著為正，說明越年輕的企業(yè)越重視其財務狀況，因而具備更高的會計信息質(zhì)量?，F(xiàn)金流量ocf的系數(shù)顯著為負，說明現(xiàn)金流量越高的企業(yè)，企業(yè)財務重述現(xiàn)象越少，因而其會計信息質(zhì)量相對較高。

(三)進一步檢驗

1.產(chǎn)權性質(zhì)的異質(zhì)性檢驗

為了驗證假設H2，本文將模型(1)分國企和非國企樣本進行回歸，回歸結果如表3所示，其中soe1表示國有企業(yè)樣本回歸結果，soe0表示非國有企業(yè)樣本回歸結果。由表3可知，在國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本當中，交互項treat?post的系數(shù)均顯著為負，說明2014年其他綜合收益分類列報的制度要求使得國有企業(yè)和非國有企業(yè)的財務報表重述現(xiàn)象都得到了降低，即會計信息質(zhì)量得到了顯著地提升。同時，在兩組回歸系數(shù)的差異性檢驗中，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treat?post的系數(shù)絕對值在非國有企業(yè)樣本的結果中小于國有企業(yè)樣本，說明非國有企業(yè)對其他綜合收益分類列報的政策反應不如國有企業(yè)強烈。從而證實了假設H2，相較于非國有企業(yè)，其他綜合收益分類列報對國有企業(yè)會計信息質(zhì)量的影響效應更大。

表3 其他綜合收益列報變更與會計信息質(zhì)量：產(chǎn)權性質(zhì)、公司治理與股權結構的調(diào)節(jié)效應

2.公司治理的異質(zhì)性檢驗

為了驗證假設H3，本文將模型(1)按公司治理情況好壞進行回歸，結果如表3所示，其中dual1表示企業(yè)兩職合一即企業(yè)治理相對較差的樣本回歸結果，dual0表示企業(yè)治理相對較好的樣本的回歸結果。由表3可知，在公司治理情況的分類樣本中，交互項treat?post的系數(shù)均顯著為負，說明2014年的其他綜合收益分類列報制度使得治理情況不同的企業(yè)的會計信息質(zhì)量得到了顯著地提升。同時，在兩組回歸系數(shù)的差異性檢驗中，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treat?post的系數(shù)絕對值在兩職合一的企業(yè)樣本的結果大于兩職不合一的樣本，說明治理情況不好的企業(yè)對其他綜合收益分類列報的政策反應比治理情況好的企業(yè)強烈。從而證實了假設H3，董事長與總經(jīng)理兩職合一會降低企業(yè)會計信息質(zhì)量受列報準則影響的效應。

3.股權結構的異質(zhì)性檢驗

為了驗證假設H4，本文將模型(1)按公司股權結構不同的樣本進行回歸，回歸結果如表3所示，其中strdum1表示第一大股東持股比例較高的企業(yè)的樣本回歸結果，strdum0表示第一大股東持股比例較低的企業(yè)樣本回歸結果。由表3可知，在公司股權結構的分類樣本中，交互項treat?post的系數(shù)均顯著為負，說明2014年其他綜合收益分類列報的制度要求使得股權結構不同的企業(yè)的會計信息質(zhì)量得到了顯著地提升。同時，在兩組回歸系數(shù)的差異性檢驗中，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treat?post的系數(shù)絕對值在第一大股東持股比例較高的企業(yè)樣本的結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)對其他綜合收益分類列報的政策反應相對較強。從而證實了假設H4，第一大股東持股比例越高，企業(yè)會計信息質(zhì)量受列報準則的影響效應越大。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

本文引入模型(2)來進行平行趨勢檢驗，模型如下所示：

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

由表4可知，交互項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假定，因而模型(1)的估計結果是穩(wěn)健的。

表4 平行趨勢假定

2.更換會計信息質(zhì)量度量指標

為了進一步驗證其他綜合收益分類列報與企業(yè)會計信息質(zhì)量的關系，本文用違規(guī)并被稽查作為因變量來度量企業(yè)會計信息質(zhì)量，利用PSM-DID對假設H1進行檢驗，并分國有和非國有樣本進行回歸，以檢驗假設H2，所得結果均支持假設預期。

五、結論與啟示

本文以財政部在2014年7月印發(fā)的 《企業(yè)會計準則第30號——財務報表列報》中規(guī)定其他綜合收益應在利潤表內(nèi)分為 “后續(xù)期間不能重分類至損益的項目”和 “后續(xù)期間在滿足規(guī)定條件時將重分類至損益的項目”兩類列報的政策為自然實驗，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)生財務報表重述和企業(yè)是否違規(guī)并被稽查作為度量企業(yè)會計信息質(zhì)量的被解釋變量，利用PSM-DID模型，得出如下結論：其他綜合收益分類列報提高了企業(yè)的會計信息質(zhì)量，同時，這個效應在國企與非國企當中呈現(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會使得國有企業(yè)的會計信息質(zhì)量提高程度大于非國有企業(yè)，本文認為是由于我國國有和非國有企業(yè)的激勵機制不同，導致非國有企業(yè)在日常管理中更需要高質(zhì)量的會計信息質(zhì)量。董事長與總經(jīng)理兩職合一會降低企業(yè)會計信息質(zhì)量受列報準則影響的效應。第一大股東持股比例越高，企業(yè)會計信息質(zhì)量受列報準則變更的影響效應越大。這說明 《企業(yè)會計準則第30號——財務報表列報》的準則實施確實達到了應有的效果，企業(yè)會計信息質(zhì)量得到了顯著地提升。

本研究表明，其他綜合收益項目列報可以顯著提高企業(yè)會計信息質(zhì)量，因此在準則制定機構層面，應強化其他綜合收益列報與披露要求，加強信息披露監(jiān)管，尤其對于其他綜合收益這一類采用列舉方式進行列報，而具體項目需要對企業(yè)經(jīng)濟利潤做出關鍵性評估的新型收益概念；在企業(yè)層面，應更加重視其他綜合收益項目列報的必要性，并提高其列報和披露的規(guī)范性與合理性，提高企業(yè)的會計信息質(zhì)量，為企業(yè)自身的發(fā)展和投資者等其他利益相關主體提供更加真實可靠的參考標準。其次，應當突出其他收益列報在報表體系中的重要地位，重點列報其他綜合收益的各部分構成情況；在利益相關者層面，應在正確認識企業(yè)收益全貌的基礎上，識別不同收益組成部分在價值判斷、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，應正確認識其他綜合收益的波動性特征和重分類影響，識別其蘊含的風險信息，從而優(yōu)化定價質(zhì)量及決策行為，提高資本市場配置效率，促進資本市場的良性發(fā)展。