公司特征、會計準則國際趨同與信息不對稱

（浙江師范大學經濟與管理學院浙江金華321004海通證券股份有限公司廣東分公司廣東廣州 510623）

在2006年，我國會計準則與國際會計準則實現實質性趨同。為了保持我國會計準則與國際會計準則的持續趨同，2014年我國又陸續修訂和制定了9項會計準則。會計準則是一種有效地減少信息不對稱的制度安排 （葛家澍，2006）， 本文以 2001—2012年的我國上市公司為樣本，檢驗在新興加轉軌的制度環境下會計準則國際趨同是否能夠減少信息不對稱，并考察公司特征在會計準則國際趨同過程中對會計準則執行和信息不對稱的影響。

一、理論分析與研究假設

（一）會計準則國際趨同與信息不對稱。在資本市場中公司管理層與投資者之間、投資者與投資者之間都存在信息不對稱，信息不對稱會帶來逆向選擇和道德風險問題，影響資本市場的正常運轉。信息披露能夠有效解決公司管理層與投資者之間因信息不對稱而帶來的逆向選擇和道德風險問題，是一個有效資本市場正常運轉的至關重要的條件 （Healy和 Palepu，2001）。公司通過定期向投資者披露有關公司財務狀況、經營成果以及現金流量等方面的信息可以減少公司管理層與投資者之間的信息不對稱，以解決道德風險問題;公司的信息披露也可以通過調整投資者之間的信息分布減少投資者之間的信息不對稱，從而減輕逆向選擇問題，提高市場流動性（Verrecchia，2001）。 Healy 等（1999）研究發現，信息披露質量的提高能夠減少信息不對稱，從而降低買賣價差和增加交易量。因此，公司的信息披露能夠減少公司管理層與投資者之間以及不同投資者之間的信息不對稱。

會計準則能夠影響公司的信息披露水平，公司采用的會計準則的質量越高，信息披露水平也會越高。因為國際會計準則的質量高于我國會計準則的質量，所以我國會計準則的國際趨同能夠促使上市公司披露更為全面和高質量的信息，從而提高信息披露水平。根據以上分析，本文提出：

假設1：我國會計準則的國際趨同能夠顯著減少上市公司投資者的信息不對稱。

（二）公司特征、會計準則國際趨同與信息不對稱。除了會計準則的質量、市場環境和公司治理以外，公司特征也會對會計準則的執行和會計準則國際趨同的經濟后果產生影響（王華，2015）。從國內外相關研究成果來看，影響會計準則國際趨同的經濟后果的公司特征主要有公司規模、財務杠桿、成長性以及是否虧損等。

1.公司規模。Konstantinos和Athanasios（2011）發現公司規模和固定資產水平會顯著影響會計信息的價值相關性，這意味著強制采用國際會計準則的經濟后果在所有公司之間并不相同。Dechow 和 Dichev（2002）發現應計質量與公司規模正相關，這是因為公司規模小意味著公司經營的不穩定和難以預測，在這種情況下存在的不確定性越大，越需要管理層進行更多的判斷，從而對應計質量產生不利影響。由于公司規模能夠影響會計準則的執行，會計準則的執行又進一步影響信息不對稱，根據上述分析，本文提出：

假設2：公司的規模越大，我國會計準則的國際趨同越能夠減少信息不對稱。

2.財務杠桿。Soderstrom和Sun（2007）的分析認為，股東和債權人一般會使用不同的方式來減少信息不對稱，具有不同融資需要的公司會擁有不同的財務報告激勵。當投資者直接通過股票市場進行投資時，他們主要依靠公司的財務報告自己監督公司的管理層。但是，如果投資者是通過銀行進行貸款，他們只需要把資金存入銀行并且委托銀行來監督借款的公司。Jelinek（2007）的相關研究發現，公司的財務杠桿越高，盈余管理的程度越高。因此，公司的財務杠桿會影響會計準則的執行。當公司的負債率越低時，會計準則的執行程度越高，基于上述分析，本文提出：

假設3：當公司的資產負債率越低時，我國會計準則的國際趨同越能夠減少信息不對稱。

3.成長性。一般來說，公司的成長性越強，盈利能力越高，公司管理層利用會計準則提供的空間進行盈余管理的動機越弱。但是，Skinner和Sloan（2002）的分析卻認為，成長性強的公司的股票會對負的非正常盈余產生不對稱的大幅負面價格反應，為了避免盈余下滑和股票價格的下跌，成長性強的公司的管理層有動機進行盈余管理。因此，公司的成長性能夠影響會計準則的執行，但影響方向難以確定。因此本文提出：

假設4（零假設）：公司成長性的強弱與我國會計準則的國際趨同是否能夠減少信息不對稱之間不存在顯著關系。

4.是否虧損。根據上海證券交易所和深圳證券交易所的規定，當上市公司經審計兩個會計年度的凈利潤均為負值或當上市公司最近一個會計年度經審計的每股凈資產低于股票面值時，該公司的股票將被特別處理（簡稱“ST”）;當上市公司出現連續三年虧損時，該公司的股票將被暫停上市交易 （簡稱“PT”）。王亞平等（2005）、蔣義宏（2002）以及陸建橋（1999）等的相關研究發現，當上市公司的股票被ST或PT時，公司和公司管理層的利益都會受到重大影響，為了避免被ST或PT，我國的上市公司存在強烈的盈余管理動機。在我國資本市場上，上市公司是否虧損會影響公司管理層對會計準則的執行程度。基于以上分析，本文提出：

假設5：當公司盈利時，我國會計準則的國際趨同越能夠減少信息不對稱。

二、研究設計

（一）變量選擇與定義。

1.因變量的選擇和定義。國內外研究者一般以買賣價差、換手率、交易量、零報酬天數比率、財務分析師數目、財務分析師預測準確性（標準差）和股票報酬波動性等變量表示信息不對稱。結合我國的實際情況并考慮數據的可獲得性，本文選擇買賣價差、換手率、交易量、零報酬天數比率和股票報酬波動性作為信息不對稱的代理變量，具體定義如表1所示。

表1 各變量的定義

2.自變量的選擇和定義。為了控制會計準則國際趨同前后其他因素的改變對信息不對稱的影響，本文采用雙重差分法進行實證分析。在分析時，筆者將只發行A股的我國上市公司構成的樣本作為處理組，將發行B股或A+H股的我國上市公司構成的樣本作為對照組，構造一個虛擬變量GSit。為了分析會計準則國際趨同對信息不對稱的影響，本文用虛擬變量QTit表示我國會計準則的國際趨同情況。在公司特征方面，公司規模變量GSGit、財務杠桿變量 CWGit、成長性變量CZXit、是否虧損變量SFKit的定義如表1所示。

3.控制變量的選擇和定義。除了會計準則國際趨同帶來的信息披露變化會影響信息不對稱之外，Leuz（2003）、Daske 等（2013）的 相關研究都表明，股票價格和權益的市場價值等因素也會影響信息不對稱。為了保證研究結果的可靠性，本文在進行多元回歸分析時需要把股價和權益的市場價值等變量作為控制變量加入模型進行分析。股價變量GPJit、權益的市場價值變量QYSit的定義如表1所示。此外，筆者還加入了年度虛擬變量NDit和行業虛擬變量HYit，以控制年度和行業的影響。

（二）模型設定。在借鑒Leuz（2003）、Daske 等（2013）相關研 究 成果的基礎上，筆者構建如下面板數據模型進行回歸分析。

1.模型 1。

其中，Yit是i公司 t年的信息不對稱變量，分別用買賣價差MMJit、換手率 HSLit、交易量 JYLit、零報酬天數比率LBCit和股票報酬波動性GPBit表示。為了保證殘差服從正態分布，模型 1 中的變量 Yit、GPJit和 QYSit取了自然對數。模型1用來檢驗假設1。

2.模型 2。

模型2中的Xit分別代表公司規模變量 GSGit、財務杠桿變量 CWGit、成長性變量CZXit以及是否虧損變量SFKit。為了保證殘差服從正態分布，模型 2 中的變量 Yit、GPJit和 QYSit取了自然對數。模型2用來檢驗假設2至假設5。

（三）樣本選擇和數據來源。本文選擇2001—2012年在上海、深圳證券交易所和香港聯合交易所上市的我國公司作為初始樣本，并剔除了金融和保險行業的上市公司以及數據缺失的公司，最終得到20 349個公司年度觀測值。本文所需要的研究數據均來自于CSMAR數據庫和CCER數據庫。

三、實證檢驗與結果分析

（一）變量的描述性統計。各個變量的描述性統計如表2所示。從衡量信息不對稱的五個變量來看，換手率、買賣價差、交易量、零報酬天數比率和股票報酬波動性的平均值（中位數）分別 為 5.233486 （3.947536）、0.040869（0.038956）、2.581400（1.810488）、0.029673（0.024793）、0.494271（0.472227）。從標準差來看，換手率的波動性最大，平均值的代表性要差一些;買賣價差的波動性最小，平均值的代表性比較好，剩余其他三個變量的波動性和平均值的代表性都處于換手率和買賣價差兩個變量之間。GSit的平均值為0.910118，中位數為1，說明在所有樣本公司中，91.0118%的公司都屬于只發行A股的公司，剩余的不足9%的公司屬于發行B股或A+H股的公司。QTit的平均值為0.588825，中位數為1，說明58.8825%的觀測值都屬于2007—2012年，另外大約41%的觀測值屬于2001—2006年。從公司特征變量來看，GSGit的平均值為21.453280，標準差為1.242928，說明取對數以后樣本公司在規模方面雖有一些差異，但差異不是太大;CWGit的平均值為0.492324，標準差為 0.281748，說明大部分樣本公司的資產負債率都不超過 50%;CZXit的平均值為 0.242621，中位數為0.134917，說明大部分樣本公司的營業收入都在不斷增長;SFKit的平均值為0.931495，中位數為1，說明93.1495%的樣本公司的營業利潤為正值，只有不到7%的樣本公司的營業利潤為負值。從控制變量來看，GPJit的平均值為12.061820，標準差為11.053090，說明樣本公司的股票價格差異較大;QYSit的平均值為6 447 676，標準差達到50 200 000，說明樣本公司的權益市場價值差異較為懸殊。

（二）多變量回歸分析。

1.我國會計準則的國際趨同與信息不對稱的多元回歸分析。假設1的回歸結果如表3所示。從表3可以看出，交乘項GSit×QTit與換手率HSLit和交易量JYLit分別在1%和5%的水平上顯著正相關，與買賣價差MMJit、零報酬天數比率LBCit和股票報酬波動性GPBit在1%的水平上顯著負相關，說明在控制了同期其他因素的影響之后，與發行B股或A+H股的公司相比，在會計準則實現國際趨同以后只發行A股公司的信息不對稱減少的更多，我國會計準則的國際趨同確實能夠減少信息不對稱。假設1得到驗證。

表2 各變量的描述性統計

表3 假設1的回歸結果

2.公司特征、我國會計準則的國際趨同與信息不對稱的多元回歸分析。 從下頁表 4 可以看出，GSGit×GSit×QTit與LBCit在10%水平上顯著負相關，說明在會計準則國際趨同過程中，公司的規模越大，會計準則的執行程度越高，我國會計準則的國際趨同越能夠減少信息不對稱。假設2得到驗證。 CWGit×GSit×QTit與 LBCit正相關，但在統計上不顯著，說明在會計準則國際趨同過程中，公司的資產負債率越低，越有利于會計準則的執行和減少信息不對稱，但是作用較為有限。假設3的結果與預期一致，但沒有通過統計上的顯著性檢驗。 CZXit×GSit×QTit與LBCit正相關，但在統計上不顯著，說明在會計準則國際趨同過程中，公司成長性越強，會計準則執行程度越低，會計準則國際趨同越不能夠減少信息不對稱。假設4的備擇假設得到驗證。 SFKit×GSit×QTit與 LBCit負相關，但在統計上不顯著，說明在會計準則國際趨同過程中，與虧損公司相比，盈利公司能夠較好地執行會計準則和減少信息不對稱，但是作用有限。假設5的結果與預期相符，但沒有通過統計上的顯著性檢驗。

表4 假設2至假設5的回歸結果

（三）穩健性檢驗。本文進行了如下穩健性檢驗：（1）為了控制股權分置改革的影響，剔除2005—2008年的樣本觀測值進行回歸分析。（2）分別以HSLit、MMJit、JYLit和 GPBit作為因變量對假設2至假設5進行回歸分析。（3）對衡量信息不對稱的五個代理變量進行主成分分析，把通過主成分分析提取的主成分作為因變量進行回歸分析。穩健性檢驗的結果與上文基本一致。

四、研究結論

本文以2001—2012年的我國上市公司為樣本，分別以換手率、買賣價差、交易量、零報酬天數比率和股票報酬波動性作為信息不對稱的代理變量，采用雙重差分法實證檢驗了會計準則的國際趨同是否能夠減少信息不對稱，并考察了公司特征在會計準則國際趨同過程中如何通過會計準則執行影響信息不對稱。研究結論如下：（1）從我國會計準則的國際趨同與信息不對稱的關系來看，在控制了會計準則國際趨同前后其他因素的影響之后，與發行B股或A+H股的公司相比，在會計準則實現國際趨同以后只發行A股公司的信息不對稱減少的更多，我國會計準則的國際趨同確實能夠減少信息不對稱。（2）從公司特征對會計準則國際趨同過程中信息不對稱的影響來看，當公司規模越大、資產負債率越低和營業利潤為正數時，會計準則執行程度越高，會計準則國際趨同越能夠減少信息不對稱;但公司成長性越強，會計準則執行程度越低，會計準則國際趨同越不能夠減少信息不對稱。