上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、股價(jià)信息含量與股票流動(dòng)性

王 良（博士生導(dǎo)師），熊賢艷

一、引言

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性作為2006 年會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中的重要要求之一，被明確界定為“企業(yè)在經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)活動(dòng)的確認(rèn)、計(jì)量和報(bào)告過(guò)程中，應(yīng)當(dāng)遵循審慎原則，不應(yīng)高估資產(chǎn)或收益、低估負(fù)債或費(fèi)用”[1]。然而，盡管會(huì)計(jì)穩(wěn)健性原則要求公司在進(jìn)行會(huì)計(jì)處理時(shí)應(yīng)當(dāng)保持審慎原則，但一些上市公司依然會(huì)假借會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之名進(jìn)行盈余管理。

股票流動(dòng)性是指股票能夠以合理價(jià)格迅速變現(xiàn)的能力，充足的流動(dòng)性是穩(wěn)定股票市場(chǎng)的基本條件。缺乏流動(dòng)性的市場(chǎng)不僅交易遲滯、股價(jià)下挫，而且容易引發(fā)流動(dòng)性危機(jī)。例如，2015 年6 月，A股市場(chǎng)出現(xiàn)了類(lèi)似于“流動(dòng)性黑洞”的千股跌停現(xiàn)象；2020年3月19日，美國(guó)股票市場(chǎng)先后歷經(jīng)四次流動(dòng)性熔斷。雖然已有研究認(rèn)為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是影響股票流動(dòng)性的重要因素之一，但少有文獻(xiàn)從會(huì)計(jì)穩(wěn)健性視角對(duì)此進(jìn)行探討[2-4]。

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性作為上市公司財(cái)務(wù)報(bào)告的重要原則，是衡量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的重要指標(biāo)之一[5]。理論上，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性原則有助于公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升，緩解外部投資者與管理層之間信息不對(duì)稱(chēng)所帶來(lái)的逆向選擇風(fēng)險(xiǎn)及道德風(fēng)險(xiǎn)，從而提高市場(chǎng)交易效率及股票流動(dòng)性。然而，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性原則的存在從客觀上為上市公司蓄意進(jìn)行盈余管理創(chuàng)造了空間，并為其實(shí)施利潤(rùn)造假、隧道挖掘、會(huì)計(jì)信息操縱等行為提供了可乘之機(jī)。有鑒于此，本文認(rèn)為有以下問(wèn)題需要厘定：會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否對(duì)股票流動(dòng)性產(chǎn)生影響？其影響是正向促進(jìn)還是負(fù)向抑制？如果產(chǎn)生影響，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否可以通過(guò)股價(jià)信息含量作用于股票流動(dòng)性？

二、文獻(xiàn)綜述與問(wèn)題提出

（一）會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的公司治理效應(yīng)

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否能夠發(fā)揮公司治理效應(yīng)存在爭(zhēng)論。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性具有治理效應(yīng)，能夠提高外部投資者的信息發(fā)現(xiàn)效率，降低代理成本，約束管理層的非理性行為[2]。對(duì)于此結(jié)論，一些學(xué)者從實(shí)證研究的角度，檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)于上市公司非理性融資行為的抑制作用[5，6]；另一些學(xué)者則從社會(huì)責(zé)任等非財(cái)務(wù)報(bào)告披露的視角，研究了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的治理機(jī)制對(duì)于流動(dòng)性危機(jī)的影響[7，8]。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，雖然會(huì)計(jì)穩(wěn)健性具有治理功能，但其嚴(yán)苛的標(biāo)準(zhǔn)會(huì)導(dǎo)致會(huì)計(jì)系統(tǒng)對(duì)于好、壞消息的確認(rèn)存在非對(duì)稱(chēng)特征，由此加劇了信息不對(duì)稱(chēng)問(wèn)題[9，10]。與此同時(shí)，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)好消息的確認(rèn)設(shè)置了更高的驗(yàn)證門(mén)檻，由此可能誘發(fā)公司刻意隱匿好消息、進(jìn)行向下的盈余管理等行為[11]，從而對(duì)公司治理產(chǎn)生負(fù)面影響。

（二）股價(jià)信息含量對(duì)股票市場(chǎng)有效性的影響

理論界關(guān)于股價(jià)信息含量對(duì)股票市場(chǎng)有效性的影響存在“信息效率”“非理性噪音”兩種解釋。一方面，“信息效率”解釋者認(rèn)為股價(jià)的任何變動(dòng)都由信息流動(dòng)造成，股價(jià)包含了一切可得信息，此種狀況有助于股票市場(chǎng)有效性的提升。很多研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)行業(yè)指數(shù)與公司股價(jià)存在較高的非同步性時(shí)，市場(chǎng)效率降低[12]。但是，非同步性帶來(lái)了新的套利機(jī)會(huì)，投資者可通過(guò)媒介、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等渠道獲取大量私有信息并進(jìn)行交易，此舉有助于公司特質(zhì)信息在股價(jià)中的完全反映，同時(shí)也提高了股價(jià)信息含量。在此種機(jī)制下，股票價(jià)格發(fā)現(xiàn)效率提高，股價(jià)更接近均衡價(jià)格，市場(chǎng)交易可能更為活躍[13]。另一方面，“非理性噪音”解釋者認(rèn)為，噪音而非信息決定股價(jià)信息含量，由此可能導(dǎo)致股價(jià)偏離基本價(jià)值，不利于股票市場(chǎng)有效性的提升。一些學(xué)者通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，公開(kāi)信息無(wú)法解釋股價(jià)波動(dòng)之謎，股價(jià)波動(dòng)源于噪音交易行為[14]。噪音交易者以噪音信息作為決策借鑒，從而使股價(jià)的噪音程度更高[15]。同時(shí)，一些學(xué)者還從信念異質(zhì)性、理性預(yù)期等方面討論了噪音交易對(duì)股票市場(chǎng)有效性的影響[16]。

（三）會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)股票流動(dòng)性的影響

已有研究認(rèn)為，會(huì)計(jì)信息的公開(kāi)、及時(shí)披露可顯著降低信息不對(duì)稱(chēng)程度，提升交易者的投資關(guān)注[3，4]。由于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)于市場(chǎng)融資成本尤為關(guān)鍵，因此其對(duì)公司股票流動(dòng)性的增強(qiáng)效果更為顯著。但是，一些會(huì)計(jì)行為如公司盈余管理的程度越高，可能會(huì)降低會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量，既而加大股票流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)[17]。同時(shí)，會(huì)計(jì)信息可比性也成為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量度量的主要指標(biāo)，該指標(biāo)要求上市公司在不同時(shí)期的會(huì)計(jì)事項(xiàng)披露應(yīng)遵循一致性原則；會(huì)計(jì)信息可比性的提升有助于提高上市公司的股價(jià)信息含量，同時(shí)也可以改善投資者的信息遴選效率，因此有助于股票流動(dòng)性的提升[18]。

綜上所述，首先，已有文獻(xiàn)關(guān)于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否能夠發(fā)揮公司治理效應(yīng)仍存在爭(zhēng)論，亟須從微觀角度對(duì)此提供新證據(jù)。其次，已有文獻(xiàn)關(guān)于股價(jià)信息含量對(duì)股票市場(chǎng)有效性的影響存在“非理性噪音”和“信息效率”兩種解釋。最后，現(xiàn)有研究主要從會(huì)計(jì)信息披露效果、盈余管理、會(huì)計(jì)信息可比性等視角分析了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)股票流動(dòng)性的影響，但少有文獻(xiàn)基于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性視角來(lái)進(jìn)行探討。然而，作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量度量的重要指標(biāo)之一，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠?qū)ν顿Y者與公司之間的委托代理狀況、信息不對(duì)稱(chēng)程度等產(chǎn)生影響，從而改變交易者的市場(chǎng)預(yù)期，最終導(dǎo)致股票流動(dòng)性發(fā)生變化。此外，基于信息經(jīng)濟(jì)學(xué)及公司治理理論的研究范式，在探究會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與股票流動(dòng)性的關(guān)系時(shí)，股價(jià)信息含量的中介作用還有待進(jìn)一步厘定。

三、研究假設(shè)

（一）上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與股票流動(dòng)性

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是財(cái)務(wù)報(bào)告的一個(gè)重要特征和慣例[10]。一方面，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性原則由于設(shè)置了較高的信息披露標(biāo)準(zhǔn)，能夠在一定程度上遏制公司信息披露中的選擇性行為，減少信息不對(duì)稱(chēng)所帶來(lái)的逆向選擇風(fēng)險(xiǎn)及道德風(fēng)險(xiǎn)，最終提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量[2]；另一方面，相對(duì)于好消息，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性要求更迅速、全面地捕捉壞消息，這使得會(huì)計(jì)系統(tǒng)對(duì)于好、壞兩種消息的反應(yīng)呈現(xiàn)出非對(duì)稱(chēng)時(shí)滯性特征，由此可能產(chǎn)生異質(zhì)性經(jīng)濟(jì)后果。那么，上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高是提高還是降低了股票流動(dòng)性呢？

本文認(rèn)為，上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高會(huì)降低股票流動(dòng)性。第一，當(dāng)上市公司采用會(huì)計(jì)穩(wěn)健性原則時(shí)，此種機(jī)制會(huì)促使公司管理層及時(shí)、透明地披露相關(guān)信息；在我國(guó)證券市場(chǎng)投資者教育有待加強(qiáng)、“莊股”現(xiàn)象泛濫、噪音交易較為普遍的現(xiàn)狀下，基于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的信息披露機(jī)制反而減少了投資者利用負(fù)面消息、內(nèi)幕交易等獲得異?；貓?bào)的機(jī)會(huì)[9]，由此可能導(dǎo)致市場(chǎng)交易量減少并表現(xiàn)為股票流動(dòng)性降低。第二，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性會(huì)通過(guò)信號(hào)傳遞發(fā)揮其治理功能，在一定程度上阻礙管理層投資決策的機(jī)會(huì)主義行為，促使其聚焦長(zhǎng)期、價(jià)值型投資項(xiàng)目，短期內(nèi)可能降低公司的每股收益[6]，由此進(jìn)一步導(dǎo)致股票流動(dòng)性降低。第三，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性要求上市公司“不應(yīng)高估資產(chǎn)或者收益、低估負(fù)債或者費(fèi)用”，這種審慎原則在一定程度上減少了公司的預(yù)期利潤(rùn)，從而降低市場(chǎng)交易者對(duì)該股票的關(guān)注度，由此降低股票流動(dòng)性。第四，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性可能會(huì)為一些上市公司在出現(xiàn)業(yè)績(jī)不佳或管理層更替狀況時(shí)，提供極端向下盈余管理的操縱手段。這些公司可能假借“不應(yīng)低估負(fù)債或者費(fèi)用”的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之名，在當(dāng)年“狠虧”一次為未來(lái)幾年的賬面盈利提升做好鋪墊。這種行為可能導(dǎo)致信息不透明且引起市場(chǎng)過(guò)度反應(yīng)，最終造成股票流動(dòng)性下降?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

H1：上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高降低了證券市場(chǎng)的股票流動(dòng)性。

（二）上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與股價(jià)信息含量

股價(jià)信息含量反映了公司私有信息融入股價(jià)的程度。在確定會(huì)計(jì)穩(wěn)健性原則前，上市公司的會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量、積極性普遍不高，“莊家”控股、內(nèi)幕交易等行為更使得市場(chǎng)對(duì)于已披露的財(cái)務(wù)信息可信度產(chǎn)生懷疑[10]。而且，我國(guó)證券市場(chǎng)投資者受教育程度整體較低，非效率市場(chǎng)特征較為明顯。因此，針對(duì)信息質(zhì)量較差的公司，投資者可能會(huì)更多地依賴(lài)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、分析師預(yù)測(cè)等渠道進(jìn)行特質(zhì)信息挖掘和噪音交易，由此導(dǎo)致公司特質(zhì)信息更好地融入股價(jià)。

但在確定會(huì)計(jì)穩(wěn)健性原則后，公司報(bào)表附注中披露的項(xiàng)目越來(lái)越豐富，包含更多的行業(yè)、市場(chǎng)層面信息[5]。此時(shí)，投資者會(huì)逐漸認(rèn)識(shí)到公司特質(zhì)信息的含量難以助其實(shí)現(xiàn)超額收益，因此他們可能更加關(guān)注分析師預(yù)測(cè)報(bào)告中的行業(yè)和市場(chǎng)層面信息，而不是公司特質(zhì)信息[11]。在此種情形下，投資者的交易行為會(huì)阻礙公司特質(zhì)信息融入股價(jià)，由此降低股價(jià)信息含量。此外，由于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)于壞消息的反饋速度比對(duì)好消息更快，處置準(zhǔn)則等更嚴(yán)苛，且會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)好消息的確認(rèn)設(shè)置了更高的驗(yàn)證門(mén)檻[5]，由此可能造成好消息的反應(yīng)時(shí)滯較壞消息更長(zhǎng)，進(jìn)一步表現(xiàn)為會(huì)計(jì)系統(tǒng)對(duì)好、壞消息的反應(yīng)呈現(xiàn)出非對(duì)稱(chēng)時(shí)滯性特征[10]，從而降低股價(jià)信息含量。而且，某些公司可能會(huì)假借會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之名，實(shí)施極端向下的盈余管理。例如，當(dāng)上市公司計(jì)提大量秘密減值準(zhǔn)備以實(shí)施“洗大澡”等盈余管理行為時(shí)[1]，可能導(dǎo)致其會(huì)計(jì)信息不透明，由此也會(huì)降低股價(jià)信息含量?；谝陨戏治?，本文提出如下假設(shè)：

H2：上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高降低了證券市場(chǎng)的股價(jià)信息含量。

（三）會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、股價(jià)信息含量與股票流動(dòng)性

前已述及，上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性顯著降低了股價(jià)信息含量，而股價(jià)信息含量的改變會(huì)對(duì)股票流動(dòng)性產(chǎn)生影響。目前，理論界關(guān)于股價(jià)信息含量對(duì)金融市場(chǎng)有效性的影響存在兩種爭(zhēng)論[15]。一方面，“信息效率”解釋者認(rèn)為，股價(jià)反映了一切可獲得的信息。為了獲得超額利潤(rùn)，投資者會(huì)竭力進(jìn)行信息搜集以服務(wù)于交易，由此導(dǎo)致公司的特質(zhì)信息更多地反映在股價(jià)中，股價(jià)的信息含量由此得以提升[12]。在此種情況下，股價(jià)信息含量越高，則價(jià)格發(fā)現(xiàn)效率越高，股價(jià)趨于均衡價(jià)格，股票流動(dòng)性提高[13]。另一方面，“非理性噪音”解釋者認(rèn)為，噪音而非信息決定股價(jià)信息含量。“信息效率”假設(shè)不能很好地闡釋一些觀測(cè)異象，如超額波動(dòng)率和封閉式基金之謎等，這都是由更多的噪音交易引起的[15]。噪音交易者會(huì)以噪音作為決策信息進(jìn)行交易，使得股價(jià)不能真實(shí)地反映公司的基本經(jīng)營(yíng)狀況，表現(xiàn)為更多的噪音疊加?？梢?jiàn)，股價(jià)信息含量代表信息還是噪音是股票流動(dòng)性產(chǎn)生根源的爭(zhēng)論焦點(diǎn)之一。

由于我國(guó)資本市場(chǎng)仍為新興市場(chǎng)，信息披露制度、法律法規(guī)等市場(chǎng)環(huán)境建設(shè)正在完善，投資者教育還需進(jìn)一步提升，非效率市場(chǎng)特征比較明顯，這些因素的存在都可能導(dǎo)致噪音交易主導(dǎo)市場(chǎng)[15]。因此，在股價(jià)信息含量較低時(shí)，股價(jià)更多反映的是噪音交易的結(jié)果，這往往導(dǎo)致股價(jià)與公司基本價(jià)值的偏離以及信息效率的損失，由此可能降低股票流動(dòng)性。然而，隨著股價(jià)信息含量的提升，股價(jià)可能反映更多的公司特質(zhì)信息，例如公司未來(lái)盈利信息、市場(chǎng)未來(lái)需求變化、潛在競(jìng)爭(zhēng)者信息、未來(lái)投資機(jī)會(huì)信息等。此種情形會(huì)降低股票信息的非對(duì)稱(chēng)水平，提高股票的信息效率，引導(dǎo)資本流向最具價(jià)值的上市公司，由此提高股票流動(dòng)性。綜上所述，本文認(rèn)為股價(jià)信息含量與股票流動(dòng)性之間呈U 型關(guān)系。進(jìn)一步，當(dāng)股價(jià)信息含量處于較低水平時(shí)，市場(chǎng)以噪音交易為主，此時(shí)股票流動(dòng)性會(huì)隨著股價(jià)信息含量的提升而下降，這支持“非理性噪音”假說(shuō)；當(dāng)股價(jià)信息含量高于一定水平或閾值時(shí)，此時(shí)股票流動(dòng)性對(duì)于股價(jià)信息含量的敏感性提高，二者呈正相關(guān)關(guān)系，這支持了“信息效率”假說(shuō)。有鑒于此，本文提出以下假設(shè)：

H3：股價(jià)信息含量與股票流動(dòng)性之間呈U 型關(guān)系。

H4：股價(jià)信息含量在上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)股票流動(dòng)性的影響中具有中介作用。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)、Wind 資訊金融終端。選取2008 ～2020 年滬深A(yù) 股上市公司的非平衡面板數(shù)據(jù)為初始研究樣本，并剔除樣本期內(nèi)的ST公司、退市企業(yè)、金融類(lèi)企業(yè)、進(jìn)行股票增發(fā)的企業(yè)，最后對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%分位的縮尾處理。

（二）主要變量選擇與度量

1. 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的測(cè)度。參考Khan 和Watts[19]的研究，本文通過(guò)構(gòu)建Cscore模型度量公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，即：

EPSi，t、Pi，t、Ri，t分別表示每股收益、收盤(pán)價(jià)格、股票收益率，其中Ri，t=（Pi，t-Pi，t-1）/Pi，t-1。當(dāng)Ri，t＞0 時(shí)，Di，t=0；當(dāng)Ri，t＜0 時(shí)，Di，t=1。εi，t為擾動(dòng)項(xiàng)?；貧w系數(shù)β0表示公司層面對(duì)“好消息”的反應(yīng)時(shí)滯，可記為公司i 第t 年“好消息”確認(rèn)程度Gscorei，t；β1表示股價(jià)對(duì)“壞消息”的反應(yīng)時(shí)滯，即會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)Cscorei，t。且有：

其中，SIZEi，t、MBi，t、LEVi，t分別為總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)、權(quán)益賬面價(jià)值比率、債務(wù)權(quán)益比率。將式（2）、式（3）中的β0與β1代入式（1），得：

對(duì)式（4）進(jìn)行分年度、行業(yè)回歸，把得到的回歸系數(shù)μ1～μ4以及γ1～γ4分別代入式（2）、式（3），計(jì)算得到Gscorei，t以及會(huì)計(jì)穩(wěn)健性Cscorei，t。其中，Cscorei，t的取值越大，上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高。

2. 股票流動(dòng)性的測(cè)度。參照蘇冬蔚、熊家財(cái)[20]的研究，本文選取以下兩種指標(biāo)進(jìn)行股票流動(dòng)性測(cè)度。

（1）股票年度日均換手率（TOVER）。股票年度日均換手率體現(xiàn)了市場(chǎng)買(mǎi)賣(mài)雙方的力量對(duì)比，以及股票交易的速度和流動(dòng)性，其計(jì)算公式如下：

（2）股票非流動(dòng)性（ILLIQ）。參考Amihud[21]及國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)的計(jì)算方法，構(gòu)建如下模型測(cè)度股票非流動(dòng)性：

3. 股價(jià)信息含量的測(cè)度。為了測(cè)度股價(jià)信息含量并檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選用兩種指標(biāo)作為股價(jià)信息含量的測(cè)度變量。

（1）股價(jià)非同步性（SYN）。參考Durnev等[12]的方法，通過(guò)以下簡(jiǎn)化的資產(chǎn)定價(jià)模型進(jìn)行股價(jià)信息含量的測(cè)度：

其中：Ri，t、RM，t、RIND，t分別為股票i、市場(chǎng)指數(shù)、所屬行業(yè)在第t 期的周收益率；εi，t為公司股票不被市場(chǎng)解釋的其他部分。根據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)原理，擬合優(yōu)度R2為某只股票價(jià)格波動(dòng)與市場(chǎng)指數(shù)的趨同性，該值越大則表明二者的同步性越高，此時(shí)股價(jià)反映的公司特質(zhì)信息較少，股價(jià)信息含量不高。本文對(duì)R2進(jìn)行如下處理：

其中，SYN代表股價(jià)非同步性，該值越大表明股價(jià)非同步性越高，股價(jià)信息含量就越高。

（2）知情交易概率（VPIN）。知情交易概率衡量的是基于信息交易訂單的到達(dá)率的比例[22]。參照陳國(guó)進(jìn)等[23]的研究，采用VPIN方法對(duì)知情交易概率進(jìn)行估計(jì)。令買(mǎi)賣(mài)交易量分別為：

其中：t（τ）為第τ 交易籃子中最后的時(shí)間限制；i、Vi、Pi依次表示時(shí)間間隔、交易量、價(jià)格；σ△P、Z 分別為標(biāo)準(zhǔn)差、標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累計(jì)分布函數(shù)。依據(jù)式（9）、式（10），知情交易概率VPIN 可表示為：

其中：n 為單位時(shí)間內(nèi)的籃子數(shù)；V 為每個(gè)籃子的等交易量。VPIN越大則股價(jià)信息含量越高。

4. 控制變量。為保證計(jì)量結(jié)果的穩(wěn)健性，參考林忠國(guó)等[15]，以及陳強(qiáng)、馬超[16]的研究，本文的控制變量主要包括股票交易特征、公司基本特征、公司治理三個(gè)方面，并在回歸分析中控制行業(yè)和年度效應(yīng)。所有變量的符號(hào)及定義如表1所示。

（三）回歸模型的建立

本文構(gòu)建如下面板回歸模型以檢驗(yàn)研究假設(shè)：

式（12）～（15）中的主要變量定義見(jiàn)表1，Control 為控制變量，ε 為擾動(dòng)項(xiàng)。式（12）～（14）用于檢驗(yàn)H1 ～H3，式（12）、（13）、（15）用于檢驗(yàn)H4，主要參考溫忠麟等[24]的中介效應(yīng)逐步回歸方法。本文擬采用Stata 15及Matlab 2016進(jìn)行模型計(jì)算及實(shí)證回歸分析。

表1 變量定義

五、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2給出了所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性Cscore 的均值為-0.0358，標(biāo)準(zhǔn)差為0.8794，說(shuō)明本文選取的上市公司在樣本期間內(nèi)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性差異較小。股票非流動(dòng)性ILLIQ的均值為0.2437，中位數(shù)為0.0392；股票年度日均換手率TOVER 的均值和標(biāo)準(zhǔn)差為3.3445、3.3664。股價(jià)非同步性SYN 的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.4582、0.1954；知情交易概率VPIN 的均值為0.2465，與陳國(guó)進(jìn)等[23]計(jì)算出的VPIN 值0.278 較為接近。此外，本文還進(jìn)行了Pearson相關(guān)性分析，大部分變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均未超過(guò)0.5，表明不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）多元回歸分析

1. 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與股票流動(dòng)性。表3 報(bào)告了式（12）的回歸結(jié)果。列（1）的被解釋變量為股票年度日均換手率（TOVER），主要解釋變量為會(huì)計(jì)穩(wěn)健性（Cscore）。結(jié)果顯示，Cscore 的回歸系數(shù)為-0.0218 且顯著，這表明上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性降低了股票流動(dòng)性。表3 列（2）的被解釋變量為股票非流動(dòng)性（ILLIQ）。可以看出，Cscore 的回歸系數(shù)為0.0014且顯著。上述結(jié)果均支持了H1，表明上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高降低了股票的流動(dòng)性，同時(shí)也反映出回歸結(jié)果穩(wěn)健。

表3 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與股票流動(dòng)性

2. 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與股價(jià)信息含量。表4報(bào)告了式（13）的回歸結(jié)果。列（1）中，當(dāng)被解釋變量為股價(jià)非同步性（SYN）時(shí)，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性（Cscore）的回歸系數(shù)為-0.0062 且顯著。這表明上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高降低了股價(jià)信息含量，支持了H2。此外，列（2）中，Cscore的回歸系數(shù)也顯著小于0，再次支持了H2。

表4 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與股價(jià)信息含量

3. 股價(jià)信息含量與股票流動(dòng)性。表5給出了式（14）的回歸結(jié)果。列（1）被解釋變量為股票年度日均換手率（TOVER），主要解釋變量為股價(jià)非同步性（SYN）及其平方項(xiàng)（SYN2），二者的回歸系數(shù)分別為-1.2795、0.8249，且均顯著。這表明以股價(jià)非同步性衡量的股價(jià)信息含量與股票流動(dòng)性之間存在U型關(guān)系，支持了H3。究其原因，在股價(jià)信息含量較低時(shí)，股價(jià)中包含了更高比例的噪音，股票市場(chǎng)價(jià)格偏離市場(chǎng)均衡價(jià)格，使得投資者產(chǎn)生悲觀預(yù)期，由此表現(xiàn)為股票流動(dòng)性降低。但是，隨著股價(jià)信息含量的上升，股價(jià)可能反映了更多的公司特質(zhì)信息，在一定程度上降低了股價(jià)信息含量對(duì)于好、壞消息的非對(duì)稱(chēng)反應(yīng)，提升了股票的價(jià)格發(fā)現(xiàn)效率，最終提高了股票流動(dòng)性。表5列（2）為式（14）的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，其中被解釋變量為股票非流動(dòng)性（ILLIQ），主要解釋變量為知情交易概率（VPIN）及其平方項(xiàng)（VPIN2）?？梢钥闯?，VPIN的回歸系數(shù)顯著大于0，VPIN2的回歸系數(shù)顯著小于0。這表明以知情交易概率衡量的股價(jià)信息含量與股票非流動(dòng)性之間存在倒U型關(guān)系，即該指標(biāo)與股票流動(dòng)性之間存在U 型關(guān)系，H3 得到支持，這也驗(yàn)證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 股價(jià)信息含量與股票流動(dòng)性

4. 股價(jià)信息含量在會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)股票流動(dòng)性影響中的中介作用。依據(jù)逐步回歸法對(duì)股價(jià)信息含量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。由表3 可知，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)股票流動(dòng)性的回歸結(jié)果顯著，即式（12）的α2顯著；由表4可知，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高顯著降低了股價(jià)信息含量，即式（13）的α4顯著。表6報(bào)告了式（15）的回歸結(jié)果。列（1）中，SYN、Cscore 的回歸系數(shù)分別為-0.6516、-0.0224 且顯 著；列（2）中，VPIN、Cscore 的回歸系數(shù)分別為-17.8872、-0.0351 且顯著。這些結(jié)果說(shuō)明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、股價(jià)信息含量對(duì)股票流動(dòng)性的影響均顯著，即式（15）的α9、α10顯著。因此，結(jié)合前文研究結(jié)果及表6列（1）、列（2）可知，在上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)股票流動(dòng)性的影響過(guò)程中，股價(jià)信息含量具有顯著的部分中介作用，支持了H4。這是因?yàn)?，?huì)計(jì)穩(wěn)健性要求企業(yè)對(duì)于壞消息的反應(yīng)速度、程度要遠(yuǎn)高于好消息，此種嚴(yán)苛、審慎、非對(duì)稱(chēng)的要求使得企業(yè)對(duì)于這兩類(lèi)消息的反應(yīng)呈現(xiàn)出非對(duì)稱(chēng)時(shí)滯性特點(diǎn)，由此阻礙了公司特質(zhì)信息更好地融入股價(jià)，導(dǎo)致了一定程度上的股價(jià)信息含量降低。然而，股價(jià)信息含量的降低加劇了公司與外部投資者之間的信息不對(duì)稱(chēng)，左右了投資者的心理預(yù)期，增加了市場(chǎng)交易成本，由此降低了股票流動(dòng)性。此外，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的審慎原則使得投資者的信息認(rèn)知程度提高，知情交易概率的進(jìn)一步提升使得我國(guó)證券市場(chǎng)中以“噪音交易”獲利為主的投資者交易積極性下降，從而導(dǎo)致上市公司的股票流動(dòng)性降低。此外，表6 列（3）、列（4）中，SYN、VPIN、Cscore的回歸系數(shù)均顯著，表明式（15）的α9、α10顯著，這也支持了H4，反映出回歸結(jié)果穩(wěn)健。

表6 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、股價(jià)信息含量與股票流動(dòng)性

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 內(nèi)生性檢驗(yàn)。參考Khalilov 等[25]、劉柏和琚濤[26]的方法，本研究對(duì)可能存在的互為因果、樣本選擇偏差等內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行了檢驗(yàn)。

（1）互為因果。為排除會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與股票流動(dòng)性、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與股價(jià)信息含量之間互為因果的內(nèi)生性問(wèn)題，本研究以同行業(yè)、同年度其他公司的平均會(huì)計(jì)穩(wěn)健性（Cscore_iv）作為工具變量，進(jìn)行兩階段最小二乘回歸（2SLS）。選擇這一工具變量主要基于兩方面原因：第一，由于同一行業(yè)內(nèi)的公司特質(zhì)、業(yè)務(wù)具有同質(zhì)性，因此本公司的財(cái)務(wù)穩(wěn)健性指標(biāo)與其他公司具有相近性，符合工具變量的遴選原則。第二，其他公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)不影響本公司的財(cái)務(wù)指標(biāo)選擇，這滿(mǎn)足外生性要求。

表7報(bào)告了工具變量第一階段及第二階段的回歸結(jié)果。其中，列（1）～（4）的被解釋變量分別為股票非流動(dòng)性（ILLIQ）、股價(jià)非同步性（SYN）、知情交易概率（VPIN）、股票非流動(dòng)性（ILLIQ）。結(jié)果顯示，工具變量Cscore_iv 的Cragg-Donald 統(tǒng)計(jì)值均顯著大于Stock-Yogo 在10%水平上的臨界值，因此可以拒絕弱工具變量假設(shè)。2SLS第一階段回歸結(jié)果顯示，Cscore_iv 與Cscore 的回歸系數(shù)分別為0.7991、0.8382、0.7646、0.7973 且均顯著，表明工具變量合理。工具變量2SLS第二階段的結(jié)果如表7列（1）～（3）中所示，Cscore與ILLIQ、SYN、VPIN的回歸系數(shù)分別為0.0057、-0.0442、-0.0023，分別在5%、1%、1%的水平上顯著，這表明上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高顯著降低了股票流動(dòng)性與股價(jià)信息含量，再次支持了H1、H2。此外，列（4）中，ILLIQ與SYN、SYN2的回歸系數(shù)均顯著，表明股價(jià)信息含量與股票流動(dòng)性之間存在U 型關(guān)系，再次驗(yàn)證了H3。由此保證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 工具變量2SLS的檢驗(yàn)結(jié)果

（2）樣本選擇偏差。為了解決樣本選擇偏差問(wèn)題，借鑒劉柏和琚濤[26]的研究，采取傾向得分匹配法（PSM）進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，將會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)的全部樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行排列，以中位數(shù)分組設(shè)置虛擬變量（Cscore_dum）。高于中位數(shù)取1，表示會(huì)計(jì)穩(wěn)健性較高；低于中位數(shù)取0，表示會(huì)計(jì)穩(wěn)健性較低。其次，以股票年度日均換手率TOVER 為被解釋變量，選擇影響TOVER的Price、Volume、Wave、Lev、Growth、Size、Mbr、Age、Instr、Top1、Pay、Manager 十二個(gè)變量為匹配變量，使用Logit 回歸，傾向分值選取最近鄰方法，在兩組之間進(jìn)行1∶1 有放回匹配。最后，使用最小二乘法OLS對(duì)匹配后的樣本進(jìn)行回歸。

表8報(bào)告了傾向得分匹配方法的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，表8列（1）中，Cscore_dum與TOVER的回歸系數(shù)為-0.0726，在5%的水平上顯著，表明上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性顯著降低了股票流動(dòng)性，再次驗(yàn)證了H1，與前文結(jié)果一致。列（2）中，TOVER與SYN、SYN2的回歸系數(shù)均顯著，列（3）中TOVER 與VPIN、VPIN2的回歸系數(shù)均顯著，這些結(jié)果表明，股價(jià)信息含量與股票流動(dòng)性之間存在U型關(guān)系，與前文結(jié)果一致。由此保證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表8 傾向得分匹配法（PSM）的檢驗(yàn)結(jié)果

2. 變換中介檢驗(yàn)方法。參考溫忠麟等[24]的方法，本文根據(jù)Sobel 系數(shù)乘積檢驗(yàn)法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)（見(jiàn)表9）。結(jié)果顯示，Sobel Z、Goodman-1 Z與Goodman-2 Z 的Z 統(tǒng)計(jì)量均為正，且在1%的水平上顯著。這些結(jié)果表明，股價(jià)信息含量的中介效應(yīng)顯著，即上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性可通過(guò)股價(jià)信息含量影響股票流動(dòng)性，再次驗(yàn)證了H4，由此保證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表9 股價(jià)信息含量為中介路徑的Sobel檢驗(yàn)

3. 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文還進(jìn)行了其他一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，在前文中，采用替代變量法，更換了股票流動(dòng)性、股價(jià)信息含量的測(cè)度方法，回歸結(jié)果依然支持H1 ～H4，由此驗(yàn)證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。其次，使用Tobit 和Logit 模型，以及未控制行業(yè)和年度虛擬變量等方法進(jìn)行穩(wěn)健性回歸，發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果與前文基本保持一致。限于篇幅，在此未給出具體回歸結(jié)果。

（四）異質(zhì)性研究

1. 基于產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的進(jìn)一步分析。表10 報(bào)告了產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性視角下會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與股票流動(dòng)性之間的回歸結(jié)果。由表10 可知，當(dāng)被解釋變量為T(mén)OVER 時(shí)，國(guó)有組中Cscore 的回歸系數(shù)顯著小于0，而非國(guó)有組的系數(shù)不顯著。這表明相對(duì)于非國(guó)有企業(yè)，在國(guó)有企業(yè)中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)股票流動(dòng)性的負(fù)向影響更明顯。此外，當(dāng)被解釋變量為ILLIQ時(shí)，只有國(guó)有組的Cscore回歸系數(shù)顯著為正，再次表明國(guó)有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)強(qiáng)化了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)股票流動(dòng)性的負(fù)向影響。

表10 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與股票流動(dòng)性：按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組

2. 基于股權(quán)集中度異質(zhì)性的進(jìn)一步分析。本文借鑒柯艷蓉、吳曉暉和李玉敏[27]的做法，根據(jù)第一大股東的持股比例中位數(shù)，將樣本劃分為股權(quán)集中度高、低兩組，分別取1、0。表11 報(bào)告了股權(quán)集中度異質(zhì)性視角下會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與股票流動(dòng)性的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為T(mén)OVER 時(shí)，高股權(quán)集中度組Cscore 的回歸系數(shù)為-0.0273 且顯著，而低股權(quán)集中度組Cscore的回歸系數(shù)不顯著。這表明相對(duì)于低股權(quán)集中度，較高的股權(quán)集中度強(qiáng)化了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)股票流動(dòng)性的負(fù)向影響。此外，當(dāng)被解釋變量為ILLIQ時(shí)，高股權(quán)集中度組Cscore的回歸系數(shù)顯著大于0，而低股權(quán)集中度組Cscore 的回歸系數(shù)不顯著。該結(jié)果再次表明股權(quán)集中度越高，上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)股票流動(dòng)性的負(fù)向影響越明顯，同時(shí)也證明了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

3. 基于機(jī)構(gòu)投資者持股異質(zhì)性的進(jìn)一步分析。借鑒韓金曉和張麗[28]的研究，將知情機(jī)構(gòu)投資者持股（Info）定義為證券投資基金、券商以及QFII 持股比例之和，非知情機(jī)構(gòu)投資者持股（Noninfo）則為保險(xiǎn)公司、社?；?、企業(yè)年金、信托公司、財(cái)務(wù)公司以及其他機(jī)構(gòu)投資者持股比例之和。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，知情機(jī)構(gòu)持股比例較高削弱了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)股票流動(dòng)性的負(fù)向影響，但非知情機(jī)構(gòu)投資者持股則恰好相反?；貧w方法與前述方法相同，具體研究過(guò)程及結(jié)果從略。

六、研究結(jié)論

本文以2008 ～2020年滬深A(yù)股非金融類(lèi)上市公司為樣本，以股價(jià)信息含量為中介變量，研究了上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)股票流動(dòng)性的影響。首先，在提出相關(guān)研究假設(shè)的基礎(chǔ)上，本文采用Cscore模型測(cè)度會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，構(gòu)建股票年度日均換手率、非流動(dòng)性指標(biāo)模型來(lái)度量股票流動(dòng)性，選取股價(jià)非同步性和知情交易概率模型來(lái)測(cè)度股價(jià)信息含量。在此基礎(chǔ)上，采用面板數(shù)據(jù)回歸模型及逐步回歸中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，以股價(jià)信息含量為中介變量，實(shí)證研究上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)股票流動(dòng)性的影響。得到以下結(jié)論：首先，上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提升顯著降低了股價(jià)信息含量和股票流動(dòng)性。其次，股價(jià)信息含量與股票流動(dòng)性之間存在U型關(guān)系；當(dāng)股價(jià)信息含量較低且市場(chǎng)交易以噪音交易為主時(shí)，股價(jià)信息含量與股票流動(dòng)性之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；當(dāng)股價(jià)信息含量上升且包含更多公司層面的特質(zhì)信息時(shí)，二者表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。再次，股價(jià)信息含量在上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)股票流動(dòng)性的影響中具有部分中介作用。最后，國(guó)有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、高股權(quán)集中度、非知情機(jī)構(gòu)投資者持股強(qiáng)化了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)股票流動(dòng)性的負(fù)向影響，而知情機(jī)構(gòu)投資者持股則削弱了二者之間的影響關(guān)系。

本文的研究具有三個(gè)方面的政策含義。第一，本文發(fā)現(xiàn)上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性降低了股票流動(dòng)性，從而為會(huì)計(jì)穩(wěn)健性原則是否發(fā)揮公司治理效應(yīng)的爭(zhēng)論提供了直接證據(jù)。由于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性原則從客觀上為公司的機(jī)會(huì)主義行為留下了選擇空間，造假者可以蓄意采取盈余管理等手段來(lái)粉飾報(bào)表。因此，相關(guān)部門(mén)及上市公司應(yīng)聚焦公司內(nèi)控制度建設(shè)、關(guān)鍵環(huán)節(jié)審計(jì)、極端向下盈余管理懲戒、會(huì)計(jì)信息可比性提升等方面，進(jìn)一步建立財(cái)務(wù)報(bào)告和信息披露的實(shí)時(shí)監(jiān)管系統(tǒng)，確保會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施的質(zhì)量并提升股票流動(dòng)性。第二，投資者搜集、整理、分析和利用信息進(jìn)行交易的能力和行為決定了證券市場(chǎng)信息傳遞的效率。因此，監(jiān)管部門(mén)應(yīng)通過(guò)各種手段加強(qiáng)投資者教育，在規(guī)范、引導(dǎo)投資者交易行為的同時(shí)，促使投資者更加積極地挖掘公司層面的特質(zhì)信息進(jìn)行交易，從而降低市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)程度并提高股價(jià)信息含量。第三，本文實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)證券市場(chǎng)知情機(jī)構(gòu)投資者的參與有助于公司治理效果和會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升。因此，利用“混改”等方式引入戰(zhàn)略投資者、推行機(jī)構(gòu)股東積極主義、加大企業(yè)社會(huì)責(zé)任等非財(cái)務(wù)信息的披露力度等，是建立市場(chǎng)性競(jìng)爭(zhēng)體系、完善現(xiàn)代企業(yè)治理的必由之路。