其他綜合收益列報(bào)的市場(chǎng)反應(yīng)
——基于盈余反應(yīng)系數(shù)的視角

王清剛，吳志秀

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073)

一、引 言

物價(jià)波動(dòng)、利率匯率浮動(dòng)加劇了資產(chǎn)負(fù)債價(jià)值變化，金融工具加速創(chuàng)新，會(huì)計(jì)收益的內(nèi)涵發(fā)生變化，其他綜合收益(Other Comprehensive Income，簡(jiǎn)稱OCI)應(yīng)運(yùn)而生。2014年我國修訂下發(fā)了《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第30號(hào)——財(cái)務(wù)報(bào)表列報(bào)》(財(cái)會(huì)〔2014〕7號(hào))，正式將OCI納入準(zhǔn)則體系，并進(jìn)一步明確和規(guī)范了OCI的核算和列報(bào)要求：其一，要求設(shè)置“其他綜合收益”一級(jí)科目進(jìn)行會(huì)計(jì)核算，并在資產(chǎn)負(fù)債表中所有者權(quán)益大類下增設(shè)“其他綜合收益”項(xiàng)目，將OCI從資本公積中分離出來單獨(dú)列報(bào)。其二，在利潤表中列報(bào)的位置由“每股收益”項(xiàng)目下列示調(diào)整為在“凈利潤”下方列示。其三，OCI項(xiàng)目劃分為“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，且OCI各項(xiàng)目單獨(dú)以稅后凈額進(jìn)行列報(bào)。

在我國，OCI列報(bào)及其改進(jìn)使得投資者更容易將OCI與傳統(tǒng)歷史成本計(jì)量的凈利潤相區(qū)分，理論上更有利于提升整體盈余信息的有用性。然而，OCI不屬于當(dāng)期損益，且持續(xù)性弱，能否轉(zhuǎn)換為未來期間損益具有很大的不確定性，使得其列報(bào)的市場(chǎng)反應(yīng)變得復(fù)雜。目前，采用價(jià)格模型或收益模型對(duì)OCI的價(jià)值相關(guān)性、決策有用性的研究較多。事件研究法運(yùn)用雖廣，以盈余反應(yīng)系數(shù)(Earnings Response Coefficient，簡(jiǎn)稱ERC)為研究工具在會(huì)計(jì)盈余信息含量的相關(guān)研究中也較為普遍。然而，現(xiàn)有OCI與事件研究法結(jié)合研究中，缺乏從ERC視角對(duì)OCI列報(bào)市場(chǎng)反應(yīng)的相關(guān)研究。OCI相關(guān)業(yè)務(wù)與資本市場(chǎng)息息相關(guān)，容易造成資本市場(chǎng)動(dòng)蕩并通過貨幣供給和匯率等渠道影響金融市場(chǎng)穩(wěn)定，極易引發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)，甚至影響總體國家安全與穩(wěn)定。

本文采用短期事件研究法，從ERC視角分析了OCI列報(bào)的市場(chǎng)反應(yīng)及其可能的作用機(jī)制?？赡艿呢暙I(xiàn)有：一是將OCI、未預(yù)期盈余與累計(jì)超額報(bào)酬(Cumulative Abnormal Return，簡(jiǎn)稱CAR)相結(jié)合，從ERC視角進(jìn)行OCI列報(bào)的市場(chǎng)反應(yīng)分析，即通過檢驗(yàn)OCI列報(bào)對(duì)盈余反應(yīng)系數(shù)的影響，進(jìn)而判斷OCI列報(bào)是增強(qiáng)還是削弱企業(yè)未預(yù)期盈余對(duì)CAR的影響程度，這為OCI的信息含量研究提供了新視角；二是進(jìn)一步區(qū)分審計(jì)質(zhì)量、股東關(guān)聯(lián)度、高管持股比例、投資者認(rèn)知能力等不同情境細(xì)化研究了OCI列報(bào)市場(chǎng)反應(yīng)；三是從OCI與未預(yù)期盈余波動(dòng)性、OCI與盈余持續(xù)性兩方面對(duì)OCI列報(bào)的市場(chǎng)反應(yīng)進(jìn)行了內(nèi)在作用機(jī)理檢驗(yàn)。本研究深化了OCI與ERC的關(guān)系研究，加深了對(duì)OCI影響投資者估值決策的內(nèi)在機(jī)理的認(rèn)識(shí)，豐富了OCI信息含量和會(huì)計(jì)信息有用性的相關(guān)文獻(xiàn)。

二、文獻(xiàn)回顧、理論分析與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)回顧

目前，國內(nèi)外學(xué)者聚焦研究OCI的價(jià)值相關(guān)性和決策有用性的較多。Dhaliwal等(1999)在綜合收益和凈利潤的價(jià)值相關(guān)性的對(duì)比研究中對(duì)OCI的信息含量進(jìn)行了探討[1]。Biddle和Choi(2006)認(rèn)為OCI分項(xiàng)列報(bào)的信息含量比匯總列報(bào)更高[2]。部分學(xué)者證實(shí)了OCI的部分項(xiàng)目具有增量?jī)r(jià)值相關(guān)性[3][4]。Jones和Smith(2011)對(duì)OCI總額和具體項(xiàng)目的價(jià)值相關(guān)性進(jìn)行了對(duì)比研究，認(rèn)為OCI具體項(xiàng)目的價(jià)值相關(guān)性更強(qiáng)[5]。當(dāng)然，也有學(xué)者得出完全相悖的結(jié)論[6][7]。謝獲寶等(2010)認(rèn)為相對(duì)于綜合收益總額，凈利潤更具價(jià)值相關(guān)性，但同時(shí)肯定了OCI分項(xiàng)列報(bào)的信息含量[8]。吳祖光等(2012)也認(rèn)為利潤表中綜合收益的列報(bào)并未有效提高會(huì)計(jì)盈余信息含量[9]。唐國平和歐理平(2011)實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)OCI基本不具有價(jià)值相關(guān)性[10]。當(dāng)然，也有國內(nèi)部分學(xué)者研究證實(shí)了OCI的價(jià)值相關(guān)性[11][12]。可見，以價(jià)格模型或收益模型為主的OCI價(jià)值相關(guān)性研究并未得出一致結(jié)論，值得進(jìn)一步深入探討。

盈余反應(yīng)系數(shù)可用來衡量公司股票的異?；貓?bào)對(duì)會(huì)計(jì)盈余中未預(yù)期部分的反應(yīng)程度，識(shí)別并解釋不同會(huì)計(jì)信息的市場(chǎng)反應(yīng)差異，是衡量盈余信息含量的重要指標(biāo)。陳曉等(1999)運(yùn)用短窗口事件研究，發(fā)現(xiàn)盈余公告日前后，超額報(bào)酬對(duì)未預(yù)期盈余有顯著反應(yīng)[13]。Park(2018)探討了國際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則(IFRS)變更前后OCI的信息含量，驗(yàn)證了OCI列報(bào)位置變更傳遞的信息含量差異[14]。蘇洋等(2020)運(yùn)用事件研究法，研究發(fā)現(xiàn)OCI與CAR顯著正相關(guān)，并進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性會(huì)顯著降低OCI的信息含量表達(dá)[12]?？梢姡F(xiàn)有OCI與事件研究法結(jié)合研究中，缺乏我國制度背景下的探討(Park，2018)[14]或者直接將當(dāng)期的OCI視為超額盈余，檢驗(yàn)OCI對(duì)累計(jì)超額報(bào)酬的直接影響(蘇洋等，2020)[12]。事件研究法運(yùn)用雖廣，以ERC為研究工具探討會(huì)計(jì)盈余信息含量較為普遍，但國內(nèi)尚未有從ERC視角下OCI列報(bào)對(duì)投資者增量信息釋放及其市場(chǎng)反應(yīng)的相關(guān)研究。

(二)理論分析與研究假設(shè)

1.其他綜合收益列報(bào)對(duì)盈余反應(yīng)系數(shù)的影響

OCI主要源于公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)負(fù)債的價(jià)值變動(dòng)，屬于報(bào)表次要來源的非清潔項(xiàng)目，其當(dāng)期發(fā)生額在某種程度上可被視為超額盈余[12]。然而，OCI具有持續(xù)性弱、未實(shí)現(xiàn)特征，是企業(yè)未來可能實(shí)現(xiàn)的超額盈余，能否轉(zhuǎn)換為未來期間損益具有很大的不確定性。OCI的列報(bào)使得投資者更容易將OCI與傳統(tǒng)歷史成本計(jì)量的凈利潤相區(qū)分，從而提升整體盈余信息的有用性。但OCI列報(bào)可能帶來ERC的下降，具體體現(xiàn)在：其一，企業(yè)當(dāng)期大量OCI的列報(bào)，使投資者有理由相信當(dāng)期未預(yù)期盈余可能源于前期大量OCI的轉(zhuǎn)入，會(huì)給投資者造成當(dāng)期盈余持續(xù)性差的主觀印象。其二，當(dāng)期大量OCI的列報(bào)給投資者造成盈余質(zhì)量低的主觀印象。雖然會(huì)計(jì)準(zhǔn)則改革會(huì)改變或抑制企業(yè)某些盈余管理行為，但管理者會(huì)調(diào)整盈余管理的內(nèi)容和方法[15]。在我國現(xiàn)行準(zhǔn)則制度下，企業(yè)仍可通過控制和調(diào)節(jié)OCI轉(zhuǎn)入當(dāng)期損益的時(shí)間和金額來進(jìn)行盈余管理。OCI列報(bào)使得信息透明度提升對(duì)盈余管理的抑制作用可能不足以抵消投資者對(duì)企業(yè)利用OCI進(jìn)行盈余管理的顧慮，進(jìn)而降低投資者對(duì)企業(yè)盈余質(zhì)量的信任度。其三，OCI的波動(dòng)性高于傳統(tǒng)凈利潤[16]，面對(duì)企業(yè)當(dāng)期大量OCI的列報(bào)，投資者會(huì)對(duì)企業(yè)未來產(chǎn)生現(xiàn)金流的金額、時(shí)間、可能性作出保守估計(jì)，降低企業(yè)未來盈余及其持續(xù)性的判斷和預(yù)期，從而降低ERC。Kormendi和lipe(1987)研究認(rèn)為盈余持續(xù)性越強(qiáng)，則ERC越大[17]。企業(yè)存在的大量暫時(shí)性盈余會(huì)降低ERC[18]。其四，我國資本市場(chǎng)并不成熟，存在大量認(rèn)知能力較弱的散戶投資者和噪音交易者，他們?nèi)狈?duì)OCI的正確認(rèn)知和深入理解，使得OCI列報(bào)的市場(chǎng)反應(yīng)可能受到一定的負(fù)面影響。據(jù)此，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：其他綜合收益與盈余反應(yīng)系數(shù)顯著負(fù)相關(guān)。

2.審計(jì)質(zhì)量和股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)其他綜合收益列報(bào)市場(chǎng)反應(yīng)的影響

企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表是資本市場(chǎng)重要的信息載體，管理層為達(dá)到業(yè)績(jī)考核要求，有動(dòng)機(jī)掩蓋對(duì)其不利的財(cái)務(wù)信息，這無疑會(huì)增加信息不對(duì)稱。獨(dú)立外部審計(jì)作為重要的外部監(jiān)督手段，是提升企業(yè)信息披露質(zhì)量的重要力量。審計(jì)質(zhì)量越高，企業(yè)的外部監(jiān)督力越強(qiáng)[19]。高質(zhì)量審計(jì)程序的實(shí)施，不僅能及時(shí)發(fā)現(xiàn)包括OCI轉(zhuǎn)入當(dāng)期損益在內(nèi)可能的盈余操縱并予以披露，直接抑制盈余管理行為，還可對(duì)管理層權(quán)力形成強(qiáng)大的外部約束進(jìn)而間接抑制盈余管理。反之，審計(jì)質(zhì)量的下降將導(dǎo)致外部監(jiān)督機(jī)制不能對(duì)企業(yè)及其管理層形成有效約束，使得盈余信息可靠性不強(qiáng)，會(huì)計(jì)信息不足以讓投資者信服，最終導(dǎo)致OCI列報(bào)的ERC下降。

股權(quán)結(jié)構(gòu)是影響盈余質(zhì)量的重要因素之一[20]，而股東關(guān)聯(lián)度和高管持股比例將直接影響企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)。當(dāng)股東關(guān)聯(lián)度較低時(shí)，股東之間獨(dú)立性較強(qiáng)，監(jiān)督約束機(jī)制能有效發(fā)揮作用，同時(shí)也不容易對(duì)管理層行為進(jìn)行干預(yù)，企業(yè)盈余信息透明度和可靠性更強(qiáng)。反之，當(dāng)股東間存在較強(qiáng)關(guān)聯(lián)時(shí)，監(jiān)督約束機(jī)制失靈極易形成大股東合謀侵占小股東利益的局面，甚至大股東有可能聯(lián)合對(duì)管理層施壓進(jìn)行盈余管理，造成信息披露質(zhì)量下降。因此，當(dāng)股東關(guān)聯(lián)度高時(shí)，OCI與ERC之間的負(fù)向關(guān)系更顯著。作為企業(yè)股權(quán)激勵(lì)的重要形式之一，高管持股可能同時(shí)存在利益趨同效應(yīng)和塹壕防御效應(yīng)。馬晨(2012)研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)高管持股比例較低時(shí)利益趨同效應(yīng)占主導(dǎo)，當(dāng)高管持股比例較高時(shí)塹壕防御效應(yīng)占主導(dǎo)[21]。高管持股比例過高時(shí)，高管對(duì)企業(yè)的控制力加強(qiáng)，其行為自主性加大，較少受到監(jiān)督和約束，這將增加管理層利用OCI進(jìn)行盈余操縱等機(jī)會(huì)主義行為，造成會(huì)計(jì)信息透明度和可靠性下降，投資者信任度降低，而且會(huì)加大市場(chǎng)噪音，最終導(dǎo)致ERC下降。基于以上分析，本文提出假設(shè)2a、2b和2c：

假設(shè)2a：企業(yè)的審計(jì)質(zhì)量越低，其他綜合收益與盈余反應(yīng)系數(shù)的負(fù)相關(guān)關(guān)系越顯著。

假設(shè)2b：企業(yè)股東關(guān)聯(lián)度越強(qiáng)，其他綜合收益與盈余反應(yīng)系數(shù)的負(fù)相關(guān)關(guān)系越顯著。

假設(shè)2c：企業(yè)高管持股比例越高，其他綜合收益與盈余反應(yīng)系數(shù)的負(fù)相關(guān)關(guān)系越顯著。

3.投資者認(rèn)知能力對(duì)其他綜合收益列報(bào)市場(chǎng)反應(yīng)的影響

OCI的決策有用性受投資者認(rèn)知能力與習(xí)慣、OCI的可靠性和會(huì)計(jì)信息透明度等因素的限制[22]?，F(xiàn)行會(huì)計(jì)準(zhǔn)則并未解決OCI的定義和會(huì)計(jì)確認(rèn)問題，重分類標(biāo)準(zhǔn)欠完善，其核算項(xiàng)目繁多而復(fù)雜，且準(zhǔn)則變更頻繁，使得投資者對(duì)OCI相關(guān)信息解讀可能顯得力不從心，不一定能透過OCI看到企業(yè)真實(shí)的盈余狀況，進(jìn)行合理的價(jià)值判斷。大量研究表明，當(dāng)投資者忽視盈余信息或未能正確理解盈余信息而作出決策時(shí)，ERC普遍偏低。投資者由于其認(rèn)知局限性普遍存在“功能鎖定”現(xiàn)象[23]。相對(duì)于個(gè)人投資者而言，機(jī)構(gòu)投資者信息渠道豐富，信息搜集和處理能力更強(qiáng)，能對(duì)盈余信息作出更準(zhǔn)確的判斷，更容易發(fā)現(xiàn)盈余操縱行為，對(duì)盈余持續(xù)性的判斷更準(zhǔn)確。而認(rèn)知能力較弱的散戶投資者更容易出現(xiàn)“功能鎖定”，難以區(qū)分凈利潤與OCI的持續(xù)性差異，不容易發(fā)現(xiàn)企業(yè)盈余操縱行為，且容易跟風(fēng)投資，導(dǎo)致更多的噪音交易者非理性行為，進(jìn)而加劇OCI與ERC的負(fù)相關(guān)性。據(jù)此，本文提出假設(shè)3：

假設(shè)3：機(jī)構(gòu)投資者持股比例越低，其他綜合收益與盈余反應(yīng)系數(shù)的負(fù)向關(guān)系更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)變量定義

1.被解釋變量

本文借助股價(jià)的“信息發(fā)現(xiàn)”功能，將OCI的列報(bào)作為一個(gè)價(jià)值信號(hào)，以年報(bào)公布日前后事件窗內(nèi)的CAR作為信息反應(yīng)的結(jié)果，從ERC視角分析OCI的信息含量。借鑒于悅(2015)[23]、Wang等(2016)[24]和蘇洋等(2020)[12]的做法，運(yùn)用短窗口事件研究，設(shè)置了累計(jì)超額報(bào)酬(CAR)作為本文的被解釋變量。具體定義為年報(bào)公布日前后10個(gè)交易日(記為[-10，10])作為事件窗口期(1)以年報(bào)公布日作為事件發(fā)生日(t=0),[-10,10]作為事件窗口期，并在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中調(diào)整事件窗口期為[-2,2]重新進(jìn)行檢驗(yàn)，從而保證了結(jié)論的合理性和科學(xué)性。估計(jì)期為年報(bào)公布日前150個(gè)交易日至年報(bào)公布日前20個(gè)交易日(記為[-150,-20])，以此為基礎(chǔ)估計(jì)事件窗口期的正常報(bào)酬。，并考慮市值因子和賬面市值比因子的Fama-French三因子模型計(jì)算出的累計(jì)異常收益。

2.解釋變量

企業(yè)未預(yù)期盈余(SUE)(2)未預(yù)期盈余(SUE)數(shù)據(jù)由國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫提供。調(diào)整后每股收益EPS*為參考了吳世農(nóng)等(2003)調(diào)整后的每股收益。(詳見：吳世農(nóng)，吳超鵬.我國股票市場(chǎng)“價(jià)格慣性策略”和“盈余慣性策略”的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2003，(4)：41-50)為企業(yè)第t年未預(yù)期每股盈余除以標(biāo)準(zhǔn)差，未預(yù)期每股盈余等于當(dāng)期調(diào)整后EPS*減去當(dāng)期前兩期調(diào)整后EPS*。其他綜合收益(OCI)具體定義為第t年每股其他綜合收益除以期初股票收盤價(jià)。

3.控制變量

投資者超額報(bào)酬受企業(yè)規(guī)模、盈利持續(xù)性、企業(yè)成長性、抗風(fēng)險(xiǎn)能力和所處經(jīng)營環(huán)境等多重因素的影響。在參照王化成和佟巖(2006)[20]、蘇洋等(2020)[12]指標(biāo)選取的基礎(chǔ)上，結(jié)合本研究的特殊性，選取企業(yè)規(guī)模(SIZE)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、是否虧損(LOSS)、企業(yè)成長性(GROWTH)、盈余持續(xù)性(persist)、分析師跟蹤規(guī)模(FOLLOW)、內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)、風(fēng)險(xiǎn)水平(Beta)、賬面市值比(BM)作為控制變量，并控制了行業(yè)(IND)和年度(YEAR)效應(yīng)。各變量具體定義如表1所示。

表1 變量定義

續(xù)表

(二)模型設(shè)定

本文基于盈余反應(yīng)系數(shù)基本模型[25]進(jìn)行模型設(shè)計(jì)，盈余反應(yīng)系數(shù)基本模型為：

CAR=β0+β1SUEi，t+εi，t

(1)

在該模型中，系數(shù)β1即為盈余反應(yīng)系數(shù)，代表事件窗口期內(nèi)企業(yè)股票的累計(jì)超額報(bào)酬(CAR)對(duì)未預(yù)期盈余(SUE)的反應(yīng)程度。設(shè)OCI與盈余反應(yīng)系數(shù)(β1)關(guān)系為：

β1=β11+β12OCIi，t

(2)

將式(2)代入式(1)中，整理可得：

CAR=β0+β11SUEi，t+β12SUEi，t*OCIi，t+εi，t

(3)

本文基于修正后的盈余反應(yīng)系數(shù)模型(3)，并借鑒王化成和佟巖(2006)[20]、于悅(2015)[23]的模型設(shè)計(jì)思想，建立模型1。

CAR[-10，10]=α0+α1SUEi，t+α2OCIi，t*SUEi，t+α3SIZEi，t+α4ROEi，t+α5LEVi，t+α6LOSSi，t

+α7GROWTHi，t+α8persisti，t+α9FOLLOWi，t+α10ICQi，t+α11Betai，t+α12BMi，t

+α13∑IND+α14∑YEAR+εi，t

模型1

應(yīng)關(guān)注模型1中交乘項(xiàng)(OCI*SUE)的系數(shù)α2。若α2顯著為正，則表明OCI列報(bào)能提高盈余反應(yīng)系數(shù)(ERC)，進(jìn)而增強(qiáng)未預(yù)期盈余(SUE)對(duì)累計(jì)超額報(bào)酬(CAR)的反應(yīng)程度；若α2顯著為負(fù)，則表明OCI降低了ERC，進(jìn)而降低未預(yù)期盈余(SUE)對(duì)累計(jì)超額報(bào)酬(CAR)的反應(yīng)程度。若假設(shè)1成立，則α2應(yīng)顯著為負(fù)。

(三)樣本獲取與數(shù)據(jù)來源

本文以我國滬深A(yù)股上市公司2012—2018年年報(bào)數(shù)據(jù)為樣本(3)為計(jì)算2012—2018年的累計(jì)超額報(bào)酬，市場(chǎng)收益率、無風(fēng)險(xiǎn)利率、市值因子、賬面市值比因子和日個(gè)股回報(bào)率等計(jì)算累計(jì)超額報(bào)酬的數(shù)據(jù)均多獲取一年(截至2019年)。，研究OCI列報(bào)的市場(chǎng)反應(yīng)及其可能的作用機(jī)理。樣本具體篩選過程如下：(1)剔除金融保險(xiǎn)類行業(yè)和*ST、S、S*ST、SST、ST類的上市公司樣本；(2)剔除數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的觀測(cè)值；(3)剔除異常數(shù)據(jù)樣本；(4)為考察未預(yù)期盈余的波動(dòng)性指標(biāo)，進(jìn)一步剔除低于3年的樣本數(shù)據(jù)。樣本數(shù)據(jù)均來自于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，最后得到9472個(gè)觀測(cè)值，運(yùn)用Excel和Stata15.1進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

四、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，CAR[-10，10]的均值與中位數(shù)相等，標(biāo)準(zhǔn)差0.110相對(duì)較小，但最小值(-0.400)和最大值(0.236)二者之間差異較大，說明樣本企業(yè)之間的CAR差異較大。未預(yù)期盈余(SUE)的均值為-0.037，中位數(shù)為-0.004，標(biāo)準(zhǔn)差1.240較大，最小值(-2.787)和最大值(2.795)之間存在顯著差異。同樣地，其他綜合收益(OCI)的均值與中位數(shù)相等，標(biāo)準(zhǔn)差(0.015)較小，但最小值(-0.150)和最大值(0.791)之間差異明顯，說明樣本企業(yè)間未預(yù)期盈余(SUE)和其他綜合收益(OCI)差異較明顯，這也可能是導(dǎo)致樣本企業(yè)間累計(jì)超額報(bào)酬(CAR)具有差異性的重要原因。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

(二)基本回歸分析

表3中列(1)和列(2)報(bào)告了逐步加入控制變量的基本回歸結(jié)果。列(1)顯示了主模型中僅控制年份和行業(yè)的結(jié)果，交乘項(xiàng)(SUE*OCI)回歸系數(shù)為-0.071，在5%的水平下顯著。列(2)顯示，模型的擬合優(yōu)度在加入相關(guān)控制變量后有所上升，SUE的回歸系數(shù)為0.002，在5%的顯著性水平下顯著。交乘項(xiàng)(SUE*OCI)回歸系數(shù)為-0.081，在5%的水平下顯著。表明OCI與ERC顯著負(fù)相關(guān)，OCI的列報(bào)削弱了企業(yè)未預(yù)期盈余(SUE)對(duì)累計(jì)超額報(bào)酬(CAR)的影響程度。該結(jié)果很好地支持了假設(shè)1。

表3 OCI列報(bào)的市場(chǎng)反應(yīng)回歸結(jié)果(因變量：CAR[-10，10])

(三)分組回歸結(jié)果分析

表3中列(3)和列(4)按接受審計(jì)服務(wù)的會(huì)計(jì)師事務(wù)所是否來自四大的分組回歸結(jié)果顯示，當(dāng)接受審計(jì)服務(wù)的會(huì)計(jì)師事務(wù)所不是來自四大時(shí)，模型主要解釋變量(SUE和SUE*OCI)的顯著性較強(qiáng)，OCI與ERC顯著負(fù)相關(guān)，而當(dāng)接受審計(jì)服務(wù)的會(huì)計(jì)師事務(wù)所來自四大時(shí)，SUE與SUE*OCI的回歸系數(shù)均不顯著。該回歸結(jié)果支持了假設(shè)2a。

表4報(bào)告了按股權(quán)結(jié)構(gòu)和機(jī)構(gòu)投資者持股比例分組回歸結(jié)果。當(dāng)股東關(guān)聯(lián)度高時(shí)，模型主要解釋變量(SUE和SUE*OCI)的顯著性較強(qiáng)，而當(dāng)股東關(guān)聯(lián)度低時(shí)，SUE與SUE*OCI的回歸系數(shù)不顯著，SUE的回歸系數(shù)下降，且SUE*OCI的回歸系數(shù)的絕對(duì)值也大幅降低。高管持股比例高時(shí)，SUE的回歸系數(shù)(0.003)與交乘項(xiàng)(SUE*OCI)的回歸系數(shù)(-0.142)均在5%水平下顯著。高管持股比例低時(shí)，SUE和SUE*OCI的回歸系數(shù)均不顯著，且SUE的回歸系數(shù)由0.003下降為0.001，SUE*OCI的回歸系數(shù)的絕對(duì)值也大幅下降。結(jié)果表明，審計(jì)質(zhì)量的下降可能導(dǎo)致外部監(jiān)督機(jī)制不能有效發(fā)揮作用，股東關(guān)聯(lián)度的增強(qiáng)或高管持股比例的提高會(huì)降低股權(quán)制衡度，影響公司治理水平。在內(nèi)部治理水平低和外部監(jiān)督機(jī)制失靈的企業(yè)中，OCI與ERC的負(fù)相關(guān)關(guān)系更顯著。該回歸結(jié)果支持了假設(shè)2b和2c。在機(jī)構(gòu)投資者持股比例低組中，SUE和交乘項(xiàng)(SUE*OCI)的回歸系數(shù)均在5%水平下顯著。在機(jī)構(gòu)投資者持股比例高組中，SUE和交乘項(xiàng)(SUE*OCI)的回歸系數(shù)均不顯著。回歸結(jié)果支持了假設(shè)3。

表4 按股權(quán)結(jié)構(gòu)和機(jī)構(gòu)投資者持股比例分組回歸結(jié)果(因變量：CAR[-10，10])

(四)進(jìn)一步研究

1.OCI列報(bào)制度變革的影響

我國現(xiàn)行準(zhǔn)則規(guī)定中，無論是OCI從“資本公積”分離出來單獨(dú)以“其他綜合收益”一級(jí)科目核算要求的變化，還是在利潤表中列報(bào)位置的變化，由總額列報(bào)到分類別分項(xiàng)目單獨(dú)列報(bào)的轉(zhuǎn)變，均充分體現(xiàn)了準(zhǔn)則制定機(jī)構(gòu)對(duì)OCI的重視程度日益增強(qiáng)，2014年OCI列報(bào)制度變革理論上應(yīng)能增強(qiáng)OCI與ERC的相關(guān)性。為此，我們對(duì)2014年OCI列報(bào)制度變更的政策效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。表5的回歸結(jié)果顯示：在2014年OCI列報(bào)制度變更后組中，SUE和交乘項(xiàng)(SUE*OCI)的回歸系數(shù)均由變更前組的不顯著轉(zhuǎn)變?yōu)樵?%水平下顯著。2014年OCI列報(bào)制度變革顯著增強(qiáng)了OCI與ERC的相關(guān)性，表明會(huì)計(jì)制度變遷是影響其他綜合收益信息含量的重要因素，另外也從側(cè)面說明了2014年OCI列報(bào)制度變革顯著增強(qiáng)了盈余信息的有用性。

表5 OCI列報(bào)準(zhǔn)則變更前后分組回歸結(jié)果

2.其他綜合收益與未預(yù)期盈余波動(dòng)性的關(guān)系

為驗(yàn)證OCI與ERC的負(fù)相關(guān)關(guān)系是否與OCI轉(zhuǎn)入當(dāng)期損益導(dǎo)致的未預(yù)期盈余的波動(dòng)有關(guān)，我們對(duì)OCI與未預(yù)期盈余的波動(dòng)性關(guān)系進(jìn)行了進(jìn)一步探究(模型2—4)。表6的回歸結(jié)果顯示，未預(yù)期盈余的波動(dòng)性(sue_sd)與企業(yè)近三年DOCI顯著正相關(guān)，表明OCI的存在是導(dǎo)致未預(yù)期盈余波動(dòng)的重要因素。(4)模型2—4中因變量為未預(yù)期盈余的波動(dòng)性(sue_sd)，以未預(yù)期盈余除以期初股價(jià)為基礎(chǔ)，計(jì)算連續(xù)三年的滾動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差；解釋變量分別為第t、t-1和t-2年的DOCI，若OCI為非零樣本，則DOCI賦值為1，否則賦值為0；控制變量中，ROA為資產(chǎn)收益率，等于凈利潤除以平均資產(chǎn)總額(平均資產(chǎn)總額等于期初資產(chǎn)總額與期末資產(chǎn)總額求和之后取均值)；top10_ratio為前十大股東持股比例。

sue_sdi，t=α0+α1DOCIi，t+α2ROAi，t+α3GROWTHi，t+α4ICQi，t+α5LOSSi，t+α6top10_ratioi，t

+α7∑IND+α8∑YEAR+εi，t

模型2

sue_sdi，t=α0+α1DOCIi，t-1+α2ROAi，t+α3GROWTHi，t+α4ICQi，t+α5LOSSi，t+α6top10_ratioi，t

+α7∑IND+α8∑YEAR+εi，t

模型3

sue_sdi，t=α0+α1DOCIi，t-2+α2ROAi，t+α3GROWTHi，t+α4ICQi，t+α5LOSSi，t+α6top10_ratioi，t

+α7∑IND+α8∑YEAR+εi，t

模型4

3.其他綜合收益與盈余持續(xù)性的關(guān)系

為進(jìn)一步檢驗(yàn)OCI列報(bào)是否會(huì)降低企業(yè)盈余及其持續(xù)性，本文在模型1的基礎(chǔ)上加入盈余持續(xù)性與其他綜合收益的交乘項(xiàng)(persist*OCI)，建立模型5，對(duì)其他綜合收益、盈余持續(xù)性和CAR的關(guān)系做進(jìn)一步檢驗(yàn)。表7的回歸結(jié)果顯示，盈余持續(xù)性與其他綜合收益的交乘項(xiàng)(persist*OCI)的系數(shù)為-0.004，且在10%的水平下顯著，說明OCI列報(bào)降低了盈余持續(xù)性，進(jìn)一步加劇了盈余持續(xù)性下降帶來的負(fù)面市場(chǎng)反應(yīng)。投資者有理由依據(jù)OCI的列報(bào)對(duì)盈余持續(xù)性進(jìn)行保守估計(jì)并作出投資決策，使得OCI與ERC呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

CAR[-10，10]=α0+α1SUEi，t+α2OCIi，t*SUEi，t+α3persisti，t+α4persisti，t*OCIi，t+α5SIZEi，t

+α6ROEi，t+α7LEVi，t+α8LOSSi，t+α9GROWTHi，t+α10FOLLOWi，t+α11ICQi，t

+α12Betai，t+α13BMi，t+α14∑IND+α15∑YEAR+εi，t

模型5

(五)內(nèi)生性的控制與穩(wěn)健性檢驗(yàn)(5)限于篇幅，內(nèi)生性控制與穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未列示，作者備索。

1.內(nèi)生性的控制

為確保研究結(jié)論可靠，我們進(jìn)行了如下內(nèi)生性控制：(1)PSM傾向得分匹配法。為避免可能存在的內(nèi)生性干擾，我們對(duì)研究樣本進(jìn)行了PSM匹配。為保證匹配的合理性，本文將OCI的非零樣本作為處理組，賦值為1，否則，賦值為0。選擇企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、企業(yè)成長性(GROWTH)和賬面市值比(BM)作為協(xié)變量，構(gòu)建模型6。模型6的Logit回歸結(jié)果顯示所有協(xié)變量回歸系數(shù)均在1%水平下顯著。本文選擇了半徑匹配對(duì)OCI與CAR的關(guān)系進(jìn)行再檢驗(yàn)。模型6的半徑匹配的平均處理效應(yīng)(ATT)為0.007，對(duì)應(yīng)的T值為2.54，在5%的水平上顯著，且匹配僅損失少量樣本。為確保匹配的有效性，我們進(jìn)一步做了平衡性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，PSM匹配后所有協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差的絕對(duì)值均小于2%，且對(duì)應(yīng)的T檢驗(yàn)均不顯著，說明通過了平衡性檢驗(yàn)，匹配過程及結(jié)果有效。本文利用PSM匹配后的數(shù)據(jù)對(duì)原假設(shè)進(jìn)行了檢驗(yàn)，研究結(jié)論仍基本保持不變。

表7 OCI與盈余持續(xù)性的關(guān)系

DOCIi，t=α0+α1SIZEi，t+α2LEVi，t+α3GROWTHi，t+α4BMi，t+αi，t

模型6

(2)處理效應(yīng)模型。我國上市公司對(duì)OCI披露不規(guī)范，部分公司存在人為選擇性列報(bào)OCI的現(xiàn)象。成長性差且規(guī)模較小的企業(yè)更有動(dòng)機(jī)掩蓋企業(yè)真實(shí)的盈余狀況，OCI列報(bào)意愿可能下降。反之，具有成長性、業(yè)績(jī)穩(wěn)定的大型企業(yè)可能傾向于披露OCI。因此，為避免模型中解釋變量存在樣本選擇偏誤而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文引入DOCI作為處理變量，選擇方程中引入公司規(guī)模(SIZE)、企業(yè)成長性(GROWTH)、每股公允價(jià)值變動(dòng)損益的波動(dòng)(fv_sd)(6)以第t年每股公允價(jià)值變動(dòng)損益為基礎(chǔ)，計(jì)算連續(xù)三年的滾動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差。和賬面市值比(BM)，并控制行業(yè)效應(yīng)，建立處理效應(yīng)模型進(jìn)行兩階段分析。具體處理效應(yīng)模型為：

Pr{DOCI=1}=α0+α1SIZEi，t+α2GROWTHi，t+α3fv_sdi，t+α4BMi，t+α5∑IND+εi，t

模型7

CAR[-10，10]=α0+α1SUEi，t+α2OCIi，t*SUEi，t+α3DOCIi，t+α4SIZEi，t+α5ROEi，t+α6LEVi，t

+α7LOSSi，t+α8GROWTHi，t+α9persisti，t+α10FOLLOWi，t+α11ICQi，t+α12Betai，t

+α13BMi，t+α14∑IND+α15∑YEAR+εi，t

模型8

從處理效應(yīng)模型兩階段分析可以看出：(1)公司規(guī)模較大、賬面市值比低、每股公允價(jià)值變動(dòng)損益具有波動(dòng)性的企業(yè)，越傾向于列報(bào)OCI，反之，則傾向于不列報(bào)OCI；(2)模型7對(duì)應(yīng)的lambda值為0.026，且在5%水平上顯著。模型8中，DOCI的回歸系數(shù)為-0.044，且在5%水平上顯著，經(jīng)過處理效應(yīng)模型兩階段分析后，模型中所有解釋變量回歸系數(shù)符號(hào)不變，且顯著性仍然很強(qiáng)。說明在控制了可能的樣本選擇偏誤造成的內(nèi)生性后，本文研究結(jié)論基本不變。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保研究結(jié)論可靠，我們進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：首先，進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。通過計(jì)算出的各解釋變量和控制變量的差膨脹因子值(VIF)進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，每個(gè)變量的VIF低于3.5，Mean VIF為2.67，排除了嚴(yán)重多重共線的可能性。其次，改變因變量和主要解釋變量的測(cè)度標(biāo)準(zhǔn)。將事件窗口期由[-10，10]調(diào)整為[-2，2]，并計(jì)算出CAR[-2，2]，重新對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，研究結(jié)論基本不變。分別用OCI的變化額除以期末實(shí)收資本或股本(delta_OCI(7)(第t年其他綜合收益總額-第t-1年其他綜合收益總額)/第t年末實(shí)收資本(或股本)。)、第t期其他綜合收益總額除以第t期銷售收入總額(OCI_R)來替代原OCI的度量，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果基本保持不變。再次，同時(shí)替換部分控制變量。本文同時(shí)將控制變量企業(yè)規(guī)模(SIZE)替換為第t-1年末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)(SCALE)，ROE替換為第t-1年凈利潤/平均資產(chǎn)總額(即資產(chǎn)收益率ROA)，資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)替換為流動(dòng)比率(liquidity_ratio)，盈余持續(xù)性(persist)替換為企業(yè)非營業(yè)利潤總額在凈利潤中的占比(LAST)，重新回歸后結(jié)論依然顯著成立。最后，本研究同時(shí)考慮個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，研究結(jié)論基本不變。

五、結(jié)論與建議

本文以ERC為研究工具，實(shí)證檢驗(yàn)了年報(bào)中OCI列報(bào)的市場(chǎng)反應(yīng)及其內(nèi)在作用機(jī)理。研究結(jié)果表明：OCI與ERC顯著負(fù)相關(guān)，該負(fù)相關(guān)性在審計(jì)質(zhì)量較低、股東關(guān)聯(lián)度高、高管持股比例高、機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低的企業(yè)，以及在2014年OCI列報(bào)制度變更后更顯著。說明內(nèi)部治理水平下降和外部監(jiān)督機(jī)制失靈加劇了二者的負(fù)向作用。投資者認(rèn)知能力和會(huì)計(jì)制度變遷是影響其他綜合收益信息含量的重要因素。文章進(jìn)一步從作用機(jī)理上驗(yàn)證了OCI列報(bào)會(huì)加大未預(yù)期盈余波動(dòng)，降低盈余持續(xù)性，加劇了盈余持續(xù)性對(duì)ERC的負(fù)面影響。

結(jié)合本文研究結(jié)論，提出以下政策建議：其一，信息使用者應(yīng)主動(dòng)提高對(duì)其他綜合收益的重視程度，積極提升自身認(rèn)知能力。各信息使用者應(yīng)主動(dòng)挖掘OCI及其具體項(xiàng)目、重分類等蘊(yùn)含的信息含量，充分利用公司披露的OCI信息進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)識(shí)別、業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)和企業(yè)價(jià)值估計(jì)；證券公司和證監(jiān)會(huì)等相關(guān)部門加強(qiáng)OCI相關(guān)會(huì)計(jì)信息解讀培訓(xùn)工作和投資風(fēng)險(xiǎn)教育宣傳，積極引導(dǎo)信息使用者對(duì)OCI進(jìn)行有效關(guān)注。其二，多渠道提升公司治理水平，加強(qiáng)信息披露內(nèi)部監(jiān)管。信息環(huán)境是信息生成的土壤，加強(qiáng)企業(yè)信息披露內(nèi)部監(jiān)管是提高信息環(huán)境質(zhì)量的重要舉措。適度的股權(quán)制衡有利于會(huì)計(jì)信息的高質(zhì)量披露。其三，外部審計(jì)機(jī)構(gòu)、證券交易所和證監(jiān)會(huì)等多維主體應(yīng)共同參與，相互協(xié)調(diào)，形成信息披露監(jiān)管的強(qiáng)大合力。充分運(yùn)用互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)等現(xiàn)代化技術(shù)手段，創(chuàng)新監(jiān)管手段和方法，構(gòu)建新型互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)監(jiān)管體系，采用市場(chǎng)化、法治化和智能化手段積極推進(jìn)信息披露外部監(jiān)管。