其他綜合收益影響銀行信用貸款決策嗎?

王清剛 吳志秀

(中南財經政法大學,湖北 武漢 430073)

一、引言

2009年我國財政部發布的《企業會計準則解釋第3號》,引入了其他綜合收益(Other Comprehensive Income,簡稱OCI)的概念。2014年,財政部修訂《企業會計準則第30號——財務報表列報》(CAS30),正式將綜合收益和OCI納入準則體系,并明確要求OCI在利潤表中單獨分項分類列示,這是收入費用觀向資產負債觀轉變的一項重大改革。近年來,國內外學者圍繞OCI的決策有用性進行了廣泛研究,以OCI對投資者的決策有用性研究居多(Easton et al.,2017;Veltri et al.,2018;Park,2018;Wang et al.,2019;Cao et al.,2020;楊有紅 等,2018;王艷 等,2018;李梓,2019;蘇洋 等,2020),而對OCI與債權人決策的關注相對較少(歐陽愛平 等,2014;Bao et al.,2020)。現有將綜合收益(包括OCI)和銀行信貸相結合的研究中,絕大部分僅涉及貸款規模和貸款期限結構的探討(歐陽愛平 等,2014;謝獲寶 等,2014),未對信用貸款和擔保貸款進行區分。少量研究關注了會計信息與貸款性質結構的關系(劉浩 等,2010;徐玉德 等,2011a),但均以概括的信息質量作為研究對象,并未涉及某一會計信息或盈余信息對信貸決策的影響,缺乏OCI、銀行信用貸款和貸款性質結構方面的細化研究。銀行作為企業最重要的信息使用者之一,與企業間的信息不對稱程度較為嚴重,更易引發逆向選擇與道德風險。不同性質的銀行貸款,其風險最終承擔對象存在一定差異,對借款人的信息需求顯著不同(劉浩 等,2010)。相對于擔保貸款,信用貸款方式下銀行面臨的不確定性較大,銀行承擔了較高的信貸風險。會計信息是債權人信貸決策的重要依據,那么在傳統的凈利潤基礎上新增的OCI是否會對銀行信用貸款決策產生影響,進而影響銀行貸款性質結構?

本文選取2012—2018年我國A股上市公司為研究樣本,實證檢驗OCI對銀行信用貸款決策的影響。本文邊際貢獻如下:其一,以銀行信用貸款作為切入點,考察OCI對貸款性質結構的影響,研究視角較為獨特;其二,探討公司內外部信息監督在OCI影響銀行信用貸款決策中的調節效應,并從應計盈余管理、真實盈余管理和證券交易所公布的信息披露考評三個維度對信息透明度的中介效應進行了檢驗,深化了研究深度;其三,豐富了OCI與銀行信貸決策行為的關系研究,拓展了對OCI的信貸有用性的關注范圍。

二、文獻回顧

會計信息是銀行信貸決策的重要信息來源(Williamson,1985),銀行信貸人員可以運用會計信息支持信貸決策,提高信貸決策效率和產權保護(Ball,2008)。信貸決策中的財務信息存在“超載”與“缺失”并存的現象(Casey,1980)。Abde-Khalik(1973)發現,信息并非越詳細越有用,財務信息若缺乏環境信息和前瞻性信息的支持,其對信貸決策的影響將顯得力不從心。大量研究提供了會計信息與信貸決策相關的直接證據,學者分別從會計信息與企業破產概率的關系(Ohlson,1980)、債務契約簽訂視角下限制性條款的構成(Watts et al.,1986)、銀行信貸決策的債務契約特征(Bharath et al.,2006)、銀行授信額度(Chung et al.,1993)等方面進行了考察,著重探討了會計信息與信貸成本(Bharath et al.,2006)、貸款期限結構(Barclay et al.,1995;Booth et al.,2001;Fan et al.,2003)的關系。此外,制度環境對債務契約的影響也受到了部分學者的關注(Booth et al.,2001;Fan et al.,2003;Firth et al.,2009)。

在我國,銀行借款是絕大部分企業最主要的債務籌資方式,因此銀行是企業重要的外部信息使用者。已有文獻對會計信息的銀行信貸決策有用性進行了較為深入的考察,大量學者研究了會計信息質量,特別是盈余質量與貸款可獲得性、貸款總規模、貸款期限結構的關系,主要涉及會計信息與新增銀行貸款(徐玉德 等,2011a)、新增銀行長期貸款(陸正飛 等,2008)、債務期限結構(孫錚 等,2005;李健 等,2013)、銀行貸款成本(王俊秋 等,2012)等方面。還有部分學者結合我國特殊的制度背景,實證檢驗了企業所有權性質(陸正飛 等,2008;李健 等,2013;李四海 等,2015)、政治關聯(李健 等,2013)、政府干預程度(孫錚 等,2005)、市場化程度以及法制環境(徐玉德 等,2011b)等對銀行信貸的影響。

綜上所述,現有針對銀行信貸決策的研究,絕大多數未對信用貸款和擔保貸款進行區分,從而可能忽視不同性質貸款的風險最終承擔對象的差異,僅有少量研究關注了會計信息與貸款性質結構的關系。比如,劉浩等(2010)認為不同類型的貸款對信息需求存在差異,并聚焦于獲得銀行信用貸款企業的會計信息質量特征,從可操縱性應計利潤和會計穩健性兩方面實證檢驗了銀行信用貸款與會計信息質量之間的關系。徐玉德等(2011a)研究了信用借款與違約風險、盈余質量的關系,并按違約風險和盈余質量高低進行了分組檢驗,即對貸款性質結構進行了區分研究。但上述研究均以概括的信息質量作為研究對象,并未具體到某一會計信息或盈余信息對信貸決策的影響。雖然有學者進一步考察了綜合收益及OCI對銀行信貸的影響,但也僅從貸款期限結構或貸款規模方面進行了探討。比如,歐陽愛平等(2014)對比分析了綜合收益與凈利潤在信貸決策方面的差異性,實證檢驗了OCI的增量信貸決策有用性,但僅考察了OCI對貸款期限結構的影響。謝獲寶等(2014)基于銀行信貸規模視角探討了綜合收益對銀行債務契約信息含量的影響,且認為OCI對信貸規模的確定不存在顯著的信息含量。基于上述分析,本研究聚焦于銀行信用貸款決策,并將其與OCI相結合,從微觀層面深入考察OCI對貸款性質結構的影響。

三、理論分析與假設提出

(一)其他綜合收益對銀行信用貸款決策的影響

在金融市場中,銀企之間的資金借貸存在嚴重的信息不對稱,由于價格機制容易引發逆向選擇而無法成為資源配置的標準,銀行信貸決策必須依賴于其他機制來降低信息不對稱。會計信息有助于降低銀企之間的信息不對稱程度,減少逆向選擇和道德風險的發生概率,是信貸決策的重要信息來源,能夠幫助銀行準確預測債務企業的經營業績、違約風險及破產概率。會計信息貫穿于債務契約簽訂、監督與執行的全過程,在銀行信貸資源配置中發揮著重要作用。

一方面,在信息不對稱較為嚴重的情況下,銀行更加關注債務企業的最低價值,對穩健性會計的需求更高。具備信息優勢的債務人可能基于自身利益而蓄意采取有損銀行利益的行為進而引發道德風險。另一方面,銀行在做出信貸決策前需要充分評估債務人的經營業績和發展潛力,以最小化信貸風險。為準確評估企業信貸風險,進而做出科學合理的信貸決策,銀行格外重視對企業未來償債能力和盈利能力的預測,關注企業未來財務狀況。因此,銀行迫切需要能夠滿足全面性、及時性、預測性和相關性等要求的高質量企業會計信息。

OCI迎合了銀行對企業會計信息的需要,具體體現在:其一,OCI主要反映以公允價值計量的資產和負債的價值變動。無論公允價值上升還是下降,均全面予以反映。相對于歷史成本計量下只反映價值下降不反映上升,在凈利潤基礎上增加披露OCI使得會計信息更加充分和全面,且無需等待利得和損失的實現。OCI在業務發生時就予以確認,提高了會計信息的及時性(葛家澍 等,2004)。OCI代表企業未實現但未來期間可轉化為現實損益的潛力,相對于凈利潤更具前瞻性和債務契約有用性。OCI提供了除凈利潤之外的反映公司長期業績的信息(楊有紅 等,2018)。其二,OCI信息披露改進使得會計信息更加透明,同時還可以吸引更多的分析師跟蹤,降低信息不對稱程度,提高盈余透明度(楊有紅 等,2018),有利于識別管理層利用OCI實施的盈余管理行為(Maines et al.,2000)。其三,OCI對收益和損失的確認更加及時、全面,能更加迅速地捕捉債務人面臨的風險狀況,及時向債權人傳遞有關債務人違約風險的信號,有助于銀行及時調整信貸決策或變更債務契約。

然而,OCI也可能給銀行信用貸款決策帶來新的信息風險,集中體現在以下三個方面:第一,OCI引入的公允價值計量加劇了盈余波動性,企業OCI金額越大,未來會計盈余波動性越強,增加了銀行對債務人未來現金流預測的不確定性。同時,OCI的信息披露還會提高銀行對債務企業收益不穩定性和高風險的認知,減少銀行信用貸款。第二,OCI為部分企業實施盈余管理甚至利潤操縱創造了機會(王艷 等,2018)。利用OCI進行盈余操縱使得會計信息可靠性下降,一定程度上會對銀行信貸決策造成負面干擾。第三,在實務中,OCI以公允價值計量會引入計量誤差,無論是會計人員正常的估計誤差,還是管理層機會主義導致的偏誤,均會帶來信息風險。以上三方面引發的信息風險會影響盈余信息的可靠性,進而降低其在債務契約中的作用,對銀行信用貸款決策產生一定干擾。

綜上可知,OCI在迎合銀行對全面性、及時性、預測性等價值相關性信息需求的同時,所帶來的銀行信貸決策信息風險也可能會抑制其信息作用的發揮。然而,銀行作為專門的金融機構,為信貸業務配備了大量專業性的從業人員,對于企業OCI的信息解讀和應用具備較強的專業優勢,應能最大限度地降低OCI帶來的信息干擾。按貸款方式分類,銀行貸款主要有信用貸款、擔保貸款和票據貼現。其中,銀行信用貸款主要依據借款人自身信譽發放,且以借款人信用程度作為還款保證,無需債務人提供抵押品或第三方擔保。因此,相對于擔保貸款,信用貸款方式下銀行承擔的信貸風險較高,必須充分掌握相關信息以便全面評估借款人的財務狀況、盈利能力和償債能力。OCI及其波動性傳遞的信息存在正負兩方面作用,共同影響著銀行信用貸款決策,其正負作用抵消后的凈影響最終決定了決策相關性及其方向。因此,從理論上看,OCI會影響銀行信用貸款決策及貸款性質結構,但影響方向并不確定,需要加以實證檢驗。因此,本文提出:

假設1a:在其他條件相同的情況下,其他綜合收益會影響銀行信用貸款比例,且兩者顯著正相關;

假設1b:在其他條件相同的情況下,其他綜合收益會影響銀行信用貸款比例,且兩者顯著負相關。

(二)其他綜合收益列報制度變更對銀行信用貸款的影響

2014年我國財政部印發的《企業會計準則第30號——財務報表列報》(財會〔2014〕7號)對OCI定義和披露要求進行了較大幅度的修訂和完善,進一步明確和規范了其列報要求。一方面,要求設置“其他綜合收益”一級科目進行會計核算,并在資產負債表中所有者權益大類下增設“其他綜合收益”項目,將OCI從資本公積中分離出來單獨列報。另一方面,OCI在利潤表中列報位置發生了變化,由在“每股收益”項目下列示調整為在“凈利潤”下列示,使得報表間的勾稽關系更加清晰。OCI項目應劃分為“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定條件時將重分類進損益的其他綜合收益項目”兩類列報,且OCI各項目單獨以稅后凈額進行列報。

從2014年OCI列報準則變更可以看出,無論是OCI在利潤表中總額列報到分類分項目單獨列報的變化,還是資產負債表中將OCI從資本公積分離出來的規定,均充分凸顯了OCI的重要性,提升了OCI的信息透明度,有利于整體盈余信息的更好傳遞。顯然,這對于債權人而言更具信貸有用性。因此,本文提出:

假設2:2014年OCI列報制度變更能夠顯著增強OCI的信貸決策有用性,使得其他綜合收益與銀行信用貸款比例的相關性更強。

(三)企業內外部信息監督水平的調節作用

信息有用性很大程度上取決于信息質量的高低,完善的企業內外部信息監督機制是會計信息質量的重要保障。因此,本文認為OCI與銀行信貸決策的關系很可能受企業內外部信息監督水平的影響。

內部監督機制是緩解代理沖突、維護投資者利益的重要手段。兩權分離度作為公司治理的重要指標之一,能在某種程度上反映企業的內部信息監督水平。所有權與經營權兩權分離是現代企業制度的重要特征,也是企業內部信息監督機制有效運行的內在要求。經營權與監督權的合理分配是公司內部信息監督機制有效運行的重要保障。權力過于集中為管理層向投資者隱藏壞消息提供了便利(鄭珊珊,2019),董事會的約束可有效抑制管理層自利行為,及時發現和糾正企業財務舞弊、違規操縱等行為(周美華 等,2016)。總經理與董事長二職合一會嚴重影響董事會獨立性,導致董事會難以發揮應有的監督職能。身兼兩職的總經理權力過度膨脹,會阻礙企業信息監督機制的有效運行,導致信息不對稱程度加大,會計信息及其披露質量受損,進而降低企業經營效率(徐良果 等,2012)。特別是當公司面臨財務困難時,公司為了獲得銀行信用貸款,更有可能隱瞞企業不良財務信息,而總經理與董事長二職合一為企業盈余管理甚至財務舞弊創造了便利。高管持股比例在一定程度上反映了兩權分離度的高低。高管層持有一定比例的股份雖然有助于提升高管層的歸屬感、使命感和工作積極性,形成企業發展合力,但同時也使得兩權分離度下降,在內部信息監督機制不能有效運行的情況下高管層更容易、更有動機為了獲得銀行信用貸款,以公司利益為借口形成合謀,隱瞞經營過程中的各項風險,進行盈余管理甚至財務操縱,從而影響會計信息質量。

機構投資者作為重要的外部信息使用者,在企業外部信息監督方面發揮著重要作用。一方面,當機構投資者持股比例較高時,其更容易達成一致行動,且整體談判能力更強。他們更有動機和能力對管理層進行有效監管(Bradley et al．,2010),從而能夠有效緩解代理沖突,極大地降低信息不對稱程度。另一方面,相對而言,機構投資者更加專業和敏感,信息解讀能力更強,更容易發現企業管理層的盈余管理行為,進而可以更加有效地抑制企業盈余操縱(Bao et al.,2017),提高會計信息質量。此外,較高的機構投資者持股比例還可以向外部信息使用者傳遞公司質量較高的信號(Mallin,2012),從而幫助企業獲得更多的銀行信用貸款。

因此,本文提出:

假設3:在其他條件相同情況下,企業內部信息監督水平越高,其他綜合收益對銀行信用貸款的影響越明顯。

假設4:在其他條件相同情況下,企業外部信息監督水平越高,其他綜合收益對銀行信用貸款的影響越明顯。

四、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文選取2012—2018年我國滬深A股上市公司數據為樣本,并對初始樣本進行了以下篩選:(1)剔除金融保險類行業的上市公司;(2)剔除部分數據嚴重缺失的觀測值;(3)剔除部分異常數據。經過上述處理,本文最終得到9597個觀測值。樣本數據來自CSMAR數據庫,并與銳思(RESSET)金融研究數據庫的部分數據進行了核對。

(二)模型構建

本文借鑒劉浩等(2010)、徐玉德等(2011b)的思路,以第t期銀行信用貸款作為解釋變量,第t-1期OCI作為被解釋變量設計模型(1)。同時,考慮到雙重差分模型(Difference-in-Difference,DID)不僅能一定程度上降低內生性,而且可以較好地反映政策實施效應,因此本文以OCI列報制度變更為契機,進一步構建模型(2)考察2014年OCI準則修訂帶來的政策效應。模型(1)、(2)中的變量說明具體見下文。

CREDITLOANi,t=α0+α1OCIi,t-1+α2SIZEi,t-1+α3ROAi,t-1+α4LEVi,t-1+

α5OWNERi,t-1+α6TRADEi,t-1+α7AUDITi,t-1+α8GROWTHi,t-1+

α9CFIOi,t-1+α10LIVAi,t-1+α11∑IND+εi,t

(1)

CREDITLOANi,t=α0+α1Treati,t-1+α2timei,t-1+α3Treati,t-1×timei,t-1+α4SIZEi,t-1+α5ROAi,t-1+

α6LEVi,t-1+α7OWNERi,t-1+α8TRADEi,t-1+α9AUDITi,t-1+α10GROWTHi,t-1+

α11CFIOi,t-1+α12LIVAi,t-1+α13∑IND+α14∑YEAR+εi,t

(2)

(三)變量說明

1.被解釋變量

被解釋變量CREDITLOAN表示上市公司銀行信用貸款。為便于比較,本文采用相對指標進行度量,具體定義為第t年銀行信用借款在銀行借款總額中所占比重。

2.核心解釋變量

在模型(1)中,核心解釋變量為t-1期其他綜合收益發生額,為消除規模影響,除以第t-1期期末資產總額。模型(2)中包括三個核心解釋變量,分別是:(1)Treat為分組標識變量,將2014年列報OCI且不為0的企業劃分為實驗組,賦值為1,否則為對照組,賦值為0。在分組前,剔除了2014未列報或列報值為0且后期列報不為0的相關企業的觀測值。(2)time為政策年度標識變量,樣本所在年份為2014年及以后,賦值為1,否則賦值為0。(3)交互項Treat×time為模型最重要的解釋變量,其系數α3反映了2014年OCI列報制度改革對銀行信用貸款的政策實施凈效應,若系數α3顯著為正,則說明2014年OCI列報制度改革對銀行信用貸款決策帶來了積極影響,有利于企業獲得更多的信用貸款。

3.控制變量

本文參照陸正飛等(2008)、劉浩等(2010)等研究的做法,選取的控制變量包括企業規模(SIZE)、資產收益率(ROA)、資產負債率(LEV)、所有權性質(OWNER)、信用保障程度(TRADE)、審計意見(AUDIT)、銷售收入增長率(GROWTH)、自有資金充裕程度(CFIO)和清算價值比率(LIVA)。此外,本文還控制了行業(IND)和年度(YEAR)效應。

4.調節變量

調節變量為企業內外部信息監督水平。對于企業內部信息監督水平(IN_SUPE),以總經理與董事長是否二職合一和高管持股比例兩個指標共同反映的兩權分離度加以衡量。當董事長與總經理由同一人擔任且高管持股比例高于行業年度中位數時,表示兩權分離度低,企業內部信息監督水平低,賦值為0,否則賦值為1。對于企業外部信息監督水平(EX_SUPE),主要通過機構投資者持股比例衡量。當機構投資者持股比例高于行業年度中位數時,表示企業外部信息監督水平高,賦值為1,否則賦值為0。

各變量說明如表1所示。

表1 變量說明

五、實證結果與分析

(一)描述性統計

從表2可以看出,CREDITLOAN的均值為0.426,說明在企業貸款總額中,銀行信用貸款比例較高,在銀行信貸結構中占據重要位置;CREDITLOAN的中位數為0.373,標準差為0.345,且最小值和最大值差異較大,說明樣本公司之間銀行信用貸款比例差異較大。剔除規模效應后OCI的標準差為0.017,最小值(-0.140)和最大值(0.968)之間差異較大,說明樣本公司之間的OCI具有一定差異性。Treat的均值為0.705,即實驗組樣本比例約為全樣本的70%,說明大部分上市公司受到了2014年OCI列報制度變革的影響,運用DID模型檢驗其實施的信貸效應具有適用性。

表2 主要變量的描述性統計分析

(二)實證檢驗結果

1.基本回歸結果

表3報告了假設1a、假設1b和假設2的檢驗結果。在控制相關變量后,t-1期OCI與銀行信用貸款比例在10%的水平下顯著正相關,回歸系數為0.291。該結果支持假設1a,說明OCI會影響貸款性質結構,具有銀行信用貸款決策相關性。列(2)～(4)的結果顯示,DID模型中依次加入控制變量進行分析后,均呈現出穩定一致的回歸結果。由列(4)可見,交互項(Treat×time)的回歸系數為0.036,且在5%的水平下顯著,說明2014年OCI分類列報制度改革影響了銀行貸款性質結構,具有銀行信貸決策有用性,該結果支持假設2。

表3 基本回歸結果

2.分組回歸結果

表4列示了區分樣本公司內部信息監督水平后,其他綜合收益及其列報變更對銀行信用貸款影響的回歸結果。其中,列(1)和列(2)是高內部信息監督水平組的回歸結果,列(3)和列(4)是低內部信息監督水平組的回歸結果。在高內部信息監督水平組,OCI的回歸系數為0.511,且在1%的水平下顯著;交互項(Treat×time)的回歸系數為0.055,且在5%的水平下顯著。而在低內部信息監督水平組,OCI、Treat×time的回歸系數均不顯著。上述回歸結果支持假設3。

表4 內部信息監督水平分組回歸結果

表5列示了區分樣本公司外部信息監督水平后的回歸結果。其中,列(1)和列(2)是高外部信息監督水平組的回歸結果,列(3)和(4)是低外部信息監督水平組的回歸結果。在高外部信息監督水平組,OCI的回歸系數為0.366,且在1%的水平下顯著;Treat×time的回歸系數為0.049,且在10%的水平下顯著。而在低外部信息監督水平組,主要解釋變量OCI、Treat×time的回歸系數均明顯下降,且不再顯著。上述回歸結果支持假設4。

表5 外部信息監督水平分組回歸結果

(三)進一步研究

1.信息透明度的中介效應檢驗

盈余管理程度是衡量企業信息透明度最常用的指標,其中以應計盈余管理居多。本文不僅對應計盈余管理在OCI的信用貸款決策中的影響機制進行了檢驗,還增加了真實盈余管理的中介效應檢驗。對于應計盈余管理(EM),在采用修正的瓊斯(Jones)模型計算出操控性應計利潤的基礎上對其取絕對值來度量。考慮到企業可能同時進行生產、銷售和費用環節的真實盈余管理,本文參照徐高彥等(2021)的方法,利用“生產操控-銷售操控-費用操控”計算得到真實盈余管理(REM)。此外,本文還以證券交易所公布的信息披露考評結果來衡量企業的信息透明度。信息披露考評結果(GRADE)分為A(優秀)、B(良好)、C(及格)和D(不及格)四個等級,按等級由高到低分別賦值4、3、2、1。同時,本文以虛擬變量(DOCI)對其他綜合收益進行度量,披露OCI且不為0,賦值為1,否則賦值為0。綜上,本文從應計盈余管理、真實盈余管理和證券交易所公布的信息披露考評結果三個維度對信息透明度的中介效應進行檢驗,分別構建以下模型:

CREDITLOANi,t=α0+α1DOCIi,t-1+α2ROAi,t-1+α3LEVi,t-1+α4OWNERi,t-1+α5TRADEi,t-1+

α6AUDITi,t-1+α7GROWTHi,t-1+α8CFIOi,t-1+α9LIVAi,t-1+α10∑IND+α11∑YEAR+εi,t

(3)

EMi,t=α0+α1DOCIi,t+α2SIZEi,t-1+α3ROAi,t+α4OWNERi,t+α5BIG4i,t+

α6ICQi,t+α7GROWTHi,t+α8LIVAi,t+α9∑IND+α10∑YEAR+εi,t

(4)

REMi,t=α0+α1DOCIi,t+α2SIZEi,t-1+α3ROAi,t+α4OWNERi,t+α5BIG4i,t+α6ICQi,t+

α7GROWTHi,t+α8LIVAi,t+α9∑IND+α10∑YEAR+εi,t

(5)

GRADEi,t=α0+α1DOCIi,t+α2SIZEi,t-1+α3ROAi,t+α4OWNERi,t+α5AUDITi,t+

α6GROWTHi,t+α7LIVAi,t+α8∑IND+α9∑YEAR+εi,t

(6)

CREDITLOANi,t=α0+α1DOCIi,t-1+α2Trani,t-1+α3SIZEi,t-1+α4LEVi,t-1+

α5OWNERi,t-1+α6TRADEi,t-1+α7AUDITi,t-1+α8GROWTHi,t-1+

α9CFIOi,t-1+α10LIVAi,t-1+α11∑IND+α12∑YEAR+εi,t

(7)

模型(7)中,Tran代表多維信息透明度,包括應計盈余管理(EM)、真實盈余管理(REM)和信息披露考評(GRADE)。模型(4)、(5)中新增了兩個控制變量,分別為是否來自四大(BIG4)和內部控制質量(ICQ)。是否來自四大(BIG4)為虛擬變量,當提供審計服務的會計師事務所來自四大,則賦值為1,否則賦值為0。對于內部控制質量(ICQ),在深圳迪博內控指數基礎上加1取自然對數得到。

為檢驗信息透明度的中介效應,需要對模型(3)～(7)的回歸系數進行判斷。其中:模型(3)中的α1表示OCI對銀行信用貸款比例影響的總效應;模型(4)～(6)中的α1表示OCI列報對信息透明度(包括應計盈余管理、真實盈余管理和信息披露考評)的影響;模型(7)中的α1表示在控制中介變量Tran后OCI對銀行信用貸款比例的影響,α2表示信息透明度對銀行信用貸款比例的影響。在模型(7)中,若α2顯著,則說明中介效應顯著;若α1和α2均顯著,則為部分中介效應;若α2顯著,而α1不顯著,則為完全中介效應。

表6至表8報告了信息透明度(包括應計盈余管理、真實盈余管理和信息披露考評)的中介效應檢驗結果。模型(3)中DOCI與CREDITLOAN的相關系數為0.040,且在1%的水平下顯著,進一步驗證了假設1a。模型(4)和模型(5)中DOCI與EM、REM的相關系數分別為-0.008和-0.037,且分別在5%和1%的水平下顯著,說明OCI列報不僅對應計盈余管理有抑制作用,同時還降低了真實盈余管理空間。模型(6)中DOCI與GRADE的相關系數為0.035,且在5%的水平下顯著,說明OCI列報對證券交易所公布的信息披露考評具有積極影響。綜上可知,模型(4)～(6)的回歸結果共同表明OCI列報有利于提升企業信息透明度。模型(7)的回歸結果顯示,CREDITLOAN與DOCI、EM、REM、GRADE的相關系數均顯著,說明在OCI列報對銀行貸款性質結構決策的影響中,信息透明度發揮部分中介效應。

表6 信息透明度(應計盈余管理)的中介效應檢驗結果

(續表6)

表7 信息透明度(真實盈余管理)的中介效應檢驗結果

表8 信息透明度(信息披露考評)的中介效應檢驗結果

2.其他綜合收益的預測能力檢驗

OCI自身價值相關性應是其具有信貸決策有用性的重要原因,預測價值是價值相關性的最直接體現。若OCI有利于預測企業未來現金流,則可以認為OCI具有預測價值。考慮到凈利潤是構成未來現金流的最重要內容,本文設置模型(8)對OCI的預測能力進行檢驗。

NI_Fi,t=α0+α1OCIi,t-1+α2D_followi,t-1+α3NKQXi,t-1+α4LEVi,t-1+α5EVi,t-1+

α6ROAi,t-1+α7WXi,t-1+α8GROWTHi,t-1+α9∑IND+α10∑YEAR+εi,t

(8)

其中:NI_F為企業第t年凈利潤;所有解釋變量和控制變量均為t-1年數據。新增控制變量中,D_follow為分析師跟蹤虛擬變量,大于當年分析師跟蹤均值的賦值為1,否則賦值為0;NKQX為內部控制缺陷虛擬變量,若企業存在重大缺陷、重要缺陷或一般缺陷中的任何一種,則認為存在內部控制缺陷,賦值為1,否則認為不存在內部控制缺陷,賦值為0;EV為經營現金凈流量/期末負債總額;WX為無形資產在總資產中的占比。

表9報告了逐步放入控制變量后的回歸結果,從中可見,OCI與NI_F表現出穩定一致的顯著正相關關系。OCI與企業未來凈利潤關系也可能是OCI的盈余操縱所致,鑒于上文已經證實OCI可以抑制企業盈余管理行為,因此OCI與未來凈利潤的正相關關系一定程度上驗證了OCI的預測能力。

表9 其他綜合收益的預測能力檢驗結果

六、內生性的控制

為盡可能避免潛在內生性問題的干擾,本文還借鑒肖虹等(2018)的方法,對研究樣本進行了PSM匹配。為保證匹配合理性,本文將列報OCI的樣本作為處理組,賦值為1,將OCI為零的樣本作為控制組,賦值為0。同時,本文選擇企業規模(SIZE)、企業成長性(GROWTH)、資產負債率(LEV)和企業所處地區的市場化程度(INDEX_MAR)(1)市場化指數越大,表示市場化進程越快。市場化程度數據源于王小魯等編著的《中國分省份市場化指數報告(2018)》。由于該報告僅列示了2012—2016年的市場化指數,我們通過Stata軟件擬合計算了2017—2018年我國各省份市場化指數,并依據計算出的綜合得分進行排名。本文將前15名歸為市場化程度高組,市場化程度(INDEX_MAR)賦值為1,其余歸為市場化程度低組,賦值為0。作為協變量。模型(9)的Logit回歸結果列于表10,從中可見,所有協變量的回歸系數均在1%水平下顯著,說明OCI確實受企業規模、成長性、資產負債率和所在地區市場化程度的影響。在嘗試最鄰近匹配、半徑匹配(設定半徑r=0.001)和核匹配(寬度系數w=0.06)三種匹配方法后,本文最終選擇最優的半徑匹配對OCI與銀行信用貸款的關系進行檢驗。半徑匹配的平均處理效應(ATT)為0.023,對應T值為2.19,在5%的水平上顯著,且匹配僅損失少量樣本。進一步,本文開展了平衡性檢驗以確保匹配有效性,結果如表11所示。PSM匹配后所有協變量標準化偏差的絕對值均小于10%,且對應T檢驗基本不顯著。這說明通過了平衡性檢驗,匹配過程及結果有效。本文利用PSM匹配后的樣本重新進行回歸,估計結果見表12,不難發現,研究結論并未發生明顯變化。

表10 其他綜合收益披露影響因素的Logit回歸

表11 傾向得分匹配的平衡性檢驗

表12 PSM匹配后基本回歸結果

DOCIi,t=α0+α1SIZEi,t+α2GROWTHi,t+α3LEVi,t+α4INDEX_MARi,t+εi,t

(9)

七、穩健性檢驗

為確保研究結論可靠性,本文還進行了如下穩健性測試:

第一,平行趨勢檢驗。運用DID模型必須滿足平行趨勢假定,因此本文引入模型(10)對模型(2)進行平行趨勢檢驗,具體模型為:

CREDITLOANi,t=α0+α1Treati,t-1+α2time1i,t-1+α3time2i,t-1+α4Treati,t-1×time1i,t-1+

α5Treati,t-1×time2i,t-1+α6SIZEi,t-1+α7ROAi,t-1+α8LEVi,t-1+

α9OWNERi,t-1+α10TRADEi,t-1+α11AUDITi,t-1+α12GROWTHi,t-1+

α13CFIOi,t-1+α14LIVAi,t-1+α15∑IND+α16∑YEAR+εi,t

(10)

在模型(10)中,time1和time2分別表示政策實施年份前一年和前兩年的虛擬變量。具體地,當年份為2013年時,time1賦值為1,否則賦值為0;當年份為2012年時,time2賦值為1,否則賦值為0。交互項Treat×time1和Treat×time2分別表示2014年OCI列報準則實施之前,實驗組與對照組的OCI變化趨勢。若兩個交互項均不顯著,則說明樣本滿足平行趨勢假定。由表13列(1)的回歸結果可知,Treat×time1和Treat×time2的回歸系數均不顯著,說明樣本滿足平行趨勢假定,模型(2)的估計結果具有穩健性。

第二,變換解釋變量的衡量方法。用OCI_T對解釋變量進行替代性測量,OCI_T具體定義為第t-1年、t-2年和t-3年三年累計其他綜合收益/期末資產總額。重新回歸后的結果報告于表13的列(2),從中可見,OCI_T的回歸系數在5%的水平下顯著為正。這說明在調整解釋變量衡量指標后,所得結論與上文基本回歸結果一致。

第三,替換部分控制變量。本文同時將資產負債率(LEV)替換為第t-1年期末速動資產除以流動負債的比率,即速動比率(QUICK),審計意見(AUDIT)替換為是否來自四大(BIG4),自有資金充裕程度(CFIO)替換為現金及現金等價物與負債總額之比(CASH)。由表13的列(3)和(4)可見,在同時替換以上控制變量后,OCI和Treat×time的回歸系數依然顯著為正,與表3結果一致,說明本文研究結論穩健成立。

第四,僅使用政策發生前的樣本對實驗組虛擬變量Treat回歸。本文使用2012和2013年的樣本數據進行回歸,結果見表13的列(5)。不難發現,Treat的回歸系數不顯著。

表13 穩健性檢驗結果

(續表13)

八、研究結論與政策建議

本文以2012—2018年我國滬深A股上市公司為樣本,探討了其他綜合收益對銀行信用貸款決策的影響,研究發現:第一,其他綜合收益與銀行信用貸款比例顯著正相關;第二,企業內外部監督水平越高,其他綜合收益對銀行信用貸款決策的影響越明顯。第三,2014年其他綜合收益列報制度改革產生了積極影響,使得其他綜合收益的信貸決策有用性顯著增強;第四,信息透明度在其他綜合收益影響銀行信貸決策的過程中發揮中介作用;第五,其他綜合收益自身的預測價值可能是其具有信貸有用性的重要原因。

基于上述結論,本文提出以下政策建議:

(一)對準則制定機構的建議

第一,從會計要素層面增加利得和損失兩大會計要素。我國現行會計準則并未將利得和損失納入會計要素之中。建議將利得和損失納入會計要素,并修改動態會計等式為“收入-費用+利得-損失=綜合收益”,以便更好地反映資產負債觀和全面收益理念,提升包括OCI在內的會計信息含量。

第二,從準則和概念框架高度進一步完善其他綜合收益定義、確認標準、重分類及列報相關規定。首先,應進一步明確OCI的定義及其確認標準。建議制定一個綜合收益概念框架,在該概念框架指導下從準則高度明確OCI的定義和確認,從根本上解決OCI實務應用混亂的問題。其次,應完善OCI重分類相關規定。不同的重分類處理規定會直接影響OCI的確認和計量,從而影響各期盈余信息及其有用性。我國現行準則有關OCI的重分類規定雖能暫時應對會計實踐需要,但不是長久之計。再次,應對利潤表進行更名,并積極推進列報改革。目前,“凈利潤+OCI”的利潤表列報模式,已不符合“收入-費用=利潤”的編制基礎。建議改進利潤表的編制基礎,并進行更名,使該報表名稱與反映的具體列報內容相符。

第三,進一步完善信息披露制度,提高信息透明度和可讀性,降低信息不對稱帶來的信息風險。OCI涉及眾多復雜業務,核算項目繁多,且大量相關業務與資本市場波動相關,這客觀上增加了OCI的理解難度。實務中,部分企業利用OCI的這些特性在附注披露中進行隱晦性描述甚至誤導性表述,給信息使用者決策帶來了干擾。因此,有必要進一步完善相關信息披露制度。

(二)對企業的建議

本文研究表明,企業內外部信息監督水平越高(兩權分離度越高、機構投資者持股比例越高),OCI對銀行信用貸款決策的影響越強,說明公司治理體系和信息披露監督機制的完善是提升OCI信貸決策有用性的重要途徑。因此,要努力提升公司治理水平,加強信息披露的內外部監管。

(三)對完善資本市場的建議

要加強投資者、會計師事務所、證券交易所、證監會、銀監會和新聞媒體等多維主體在信息披露監管方面的相互協調、相互配合與相互支撐,充分運用大數據、人工智能等現代化技術,創新監管手段和方法,實現精準化、智能化監管,同時加大對信息披露違法違規行為的處罰力度,不斷提高違規成本。此外,還應進一步完善資本市場監管制度,努力為企業高質量會計信息的提供營造良好環境。