薛譽(yù)華　張鵬程

【摘 要】 文章從內(nèi)部治理和外部監(jiān)督機(jī)制雙重角度考察了會(huì)計(jì)信息可比性的影響因素。選用盈余—收益回歸模型計(jì)量會(huì)計(jì)信息可比性，并區(qū)分了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)觀察結(jié)論差異性。結(jié)果表明：代理成本越高，會(huì)計(jì)信息可比性越低；分析師跟蹤可有效抑制管理層對會(huì)計(jì)選擇的操縱，從而有效提高會(huì)計(jì)信息可比性；而機(jī)構(gòu)投資者的監(jiān)督機(jī)制仍未有效發(fā)揮。同時(shí)，較之非國有企業(yè)，國有企業(yè)代理問題對會(huì)計(jì)信息可比性的負(fù)面影響更大，且中央企業(yè)的代理問題負(fù)面效應(yīng)大于地方國有企業(yè)。

【關(guān)鍵詞】 會(huì)計(jì)信息可比性； 代理問題； 監(jiān)督機(jī)制； 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

中圖分類號(hào)：F24 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1004-5937（2015）22-0017-05

引 言

作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量特征體系的組成部分，會(huì)計(jì)信息可比性是指經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)相同時(shí)，不同主體的信息能顯示相同的信息，若經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)不同會(huì)計(jì)信息則能反映出這種差異（Simmons，1997）。自2001年國際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則理事會(huì)（IASB）改組并頒布一系列新國際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則（International Financial Reporting Standard，IFRS）以來，會(huì)計(jì)信息可比性成為國內(nèi)外研究新的理論熱點(diǎn)。

會(huì)計(jì)信息可比性的增強(qiáng)可降低信息使用者的處理成本，提高決策效率（De Franco等，2011），故研究我國上市公司的會(huì)計(jì)信息可比性具有重要實(shí)踐意義。但因測度困難，較之于其他會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的研究，會(huì)計(jì)信息可比性的研究相對滯后?？偟膩碚f，初期研究均從會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同、協(xié)調(diào)的角度側(cè)面考察信息可比性；De Franco等（2011）基于盈余—收益回歸模型，設(shè)計(jì)了直接度量公司層面會(huì)計(jì)信息可比性的測量方法，自此開啟了會(huì)計(jì)信息可比性的直接度量和相關(guān)研究。

目前國內(nèi)關(guān)于會(huì)計(jì)信息可比性的直接研究還較匱乏。胡志勇（2008）基于會(huì)計(jì)選擇方法間接研究了會(huì)計(jì)選擇方法的影響因素，但會(huì)計(jì)選擇方法的可比性并不必然導(dǎo)致會(huì)計(jì)信息的可比性，單獨(dú)以會(huì)計(jì)選擇方法上的可比性來計(jì)量會(huì)計(jì)信息可比性會(huì)存在較大誤差。李鵬等（2014）研究了強(qiáng)制實(shí)施IFRS對會(huì)計(jì)信息可比性的影響，目前仍缺少對會(huì)計(jì)信息可比性其他影響因素的研究成果。基于此，本文首次從公司內(nèi)外部雙重角度研究影響會(huì)計(jì)信息可比性的驅(qū)動(dòng)因素，具有理論意義。一方面，本文的外部監(jiān)督機(jī)制選用分析師、機(jī)構(gòu)投資者雙維機(jī)制，觀察哪種監(jiān)督機(jī)制更有效影響或是否存在協(xié)同監(jiān)督效應(yīng)；另一方面，公司內(nèi)部角度本文重點(diǎn)探析管理層代理成本對會(huì)計(jì)信息可比性的影響，同時(shí)考察不同公司特性下會(huì)計(jì)信息可比性是否有所差異。

2014年伊始，財(cái)政部進(jìn)行了我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的大規(guī)模修訂，以提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量、會(huì)計(jì)信息透明度，保持我國企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與國際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則的持續(xù)趨同，因此，本文針對影響因素的研究對新一輪會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施也有積極的借鑒意義。

一、研究方法

本文重點(diǎn)從會(huì)計(jì)信息可比性的計(jì)量方法及其影響因素模型的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)兩方面展開。

（一）會(huì)計(jì)信息可比性計(jì)量

Vander Tas（1988）設(shè)計(jì)出了H指數(shù)、C指數(shù)、I指數(shù)，這些指數(shù)均僅能計(jì)量某一項(xiàng)經(jīng)濟(jì)交易或事項(xiàng)的信息可比性，而無法衡量單個(gè)公司層面的會(huì)計(jì)信息可比性。之后，Taplin（2004，2011）提出了T指數(shù)，將其擴(kuò)大至單個(gè)公司層面計(jì)量，相似的還有Gower（1971）的G指數(shù)。但這些計(jì)量方法均是基于經(jīng)濟(jì)交易或事項(xiàng)的會(huì)計(jì)政策選擇的相似度來測度會(huì)計(jì)信息可比性，尤其是公司層面計(jì)量時(shí)，T指數(shù)、G指數(shù)均為假設(shè)等權(quán)賦值進(jìn)行的計(jì)算，且會(huì)計(jì)處理方法的不同并不必然導(dǎo)致會(huì)計(jì)信息可比性的差異。因此，基于公司層面計(jì)量的T指數(shù)和G指數(shù)都可能片面擴(kuò)大了會(huì)計(jì)信息的不可比性。

De Franco等（2011）則將會(huì)計(jì)系統(tǒng)定義為由經(jīng)濟(jì)事件生成財(cái)務(wù)報(bào)表的轉(zhuǎn)換函數(shù)，如果兩個(gè)公司的會(huì)計(jì)系統(tǒng)相似，則兩個(gè)公司的會(huì)計(jì)系統(tǒng)相互轉(zhuǎn)換差異就越小，可比性就越強(qiáng)。會(huì)計(jì)信息可比性具體計(jì)算步驟如下：

步驟一：

De Franco等（2011）參考了Kothari（2001）的理念，設(shè)計(jì)出單變量的盈余—收益回歸模型：

Earningsit=？琢i+？茁iReturnit+？著it （1）

其中，盈余Earningsit這一財(cái)務(wù)指標(biāo)代表i公司t期的會(huì)計(jì)信息，Returnit表示股票收益率，意為股票業(yè)務(wù)這一經(jīng)濟(jì)事件對公司的影響。

步驟四：

由步驟三計(jì)算出同行業(yè)內(nèi)i和j的會(huì)計(jì)信息可比性數(shù)值后，構(gòu)建公司—年度層次的指標(biāo)。這一步驟通過計(jì)算同期同行業(yè)與公司i配對的所有j公司的會(huì)計(jì)信息可比性均值獲得，用COMPAREit表示，數(shù)值大小代表會(huì)計(jì)信息可比性的強(qiáng)度，即COMPAREit數(shù)值越大說明兩公司i與j間會(huì)計(jì)信息可比性越強(qiáng)。

（二）會(huì)計(jì)信息可比性的影響因素模型設(shè)計(jì)

根據(jù)公司理論，管理層往往會(huì)通過操縱會(huì)計(jì)政策以使自身效用函數(shù)最大化，當(dāng)其進(jìn)行盈余操縱時(shí)，會(huì)充分利用更多的會(huì)計(jì)判斷，進(jìn)而導(dǎo)致較低的會(huì)計(jì)信息可比性。同時(shí)，鑒于我國經(jīng)濟(jì)特殊國情，國有企業(yè)占據(jù)資本市場較大份額，不同所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)，經(jīng)理人的效用函數(shù)發(fā)生變量，盈余動(dòng)機(jī)也會(huì)有所不同，而管理層是否會(huì)因所有權(quán)性質(zhì)的不同而作出差異性的會(huì)計(jì)政策選擇，仍有待檢驗(yàn)?；诖?，設(shè)計(jì)表征i公司t期代理成本的變量AGENCYit，以及公司屬性的變量SOEit，同時(shí)依據(jù)前文分析思路，選取分析師監(jiān)督機(jī)制ANALYSTit變量、機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督機(jī)制INSTit作為自變量，設(shè)計(jì)模型如下：

COMPAREit=？酌0 + ？酌1AGENCYit +？酌2ANALYSTit +？酌3INSTit+

？酌4SOEit+？酌5SIZEit+？酌6LEVit+？酌7MBit+？酌8ROAit+？著it （5）

借鑒羅煒和朱春艷（2010）方法，代理成本用管理費(fèi)用率表示，計(jì)算公式為管理費(fèi)用率/總資產(chǎn)；實(shí)際控制人性質(zhì)為國有企業(yè)時(shí)值為1，否則為0；分析師跟蹤變量表示當(dāng)期有分析師跟蹤為1，無分析師跟蹤則取值為0；INST為機(jī)構(gòu)投資者的持股比例；主要考察？酌1、？酌2、？酌3、？酌4系數(shù)顯著性。用？酌3、？酌4的系數(shù)顯著性探究會(huì)計(jì)信息環(huán)境的監(jiān)督機(jī)制，預(yù)期監(jiān)督機(jī)制越強(qiáng)，信息環(huán)境越好，管理層操縱會(huì)計(jì)政策進(jìn)行盈余的動(dòng)機(jī)較弱，信息可比性越強(qiáng)，符號(hào)為正。

此外，參考相關(guān)文獻(xiàn)（Beuselinck等，2007；胡志勇，2008；李鵬，2014），選取與公司特征相關(guān)的指標(biāo)：公司規(guī)模、負(fù)債率、賬面市值率、資產(chǎn)利潤率作為控制變量。規(guī)模越大，業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)越復(fù)雜，會(huì)計(jì)信息可比性較低，預(yù)期系數(shù)為負(fù)。負(fù)債率高的企業(yè)基于債務(wù)違約的規(guī)避動(dòng)機(jī)會(huì)采用更多的會(huì)計(jì)選擇，預(yù)期系數(shù)為負(fù)。賬面市值比為公司成長性，ROA為盈利性的代理變量，成長性越高、盈利能力越好的公司可能會(huì)使管理層對自身利益預(yù)期更高，相應(yīng)操縱會(huì)計(jì)盈余的動(dòng)機(jī)較強(qiáng)，預(yù)期相應(yīng)的系數(shù)為正。

二、數(shù)據(jù)來源及指標(biāo)選取

我國2007年起實(shí)施新的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，因本文季度數(shù)據(jù)需要滯后16期計(jì)算會(huì)計(jì)信息可比性，故從2004年數(shù)據(jù)為起點(diǎn)來計(jì)算本文的會(huì)計(jì)信息可比性，即選用了2003—2013年上市公司的季度數(shù)據(jù)，此樣本選取區(qū)間既保證了計(jì)算方法的可行性，又能有效避免2001年會(huì)計(jì)制度變遷帶來的影響。因此，考察影響因素時(shí)樣本為2007—2013年的年度數(shù)據(jù)。

除季收益率、季度股權(quán)市值取自RESSET數(shù)據(jù)庫外，本文其他季度數(shù)據(jù)均來自CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)篩選過程：（1）因金融業(yè)公司會(huì)計(jì)信息政策的特殊性，故剔除金融行業(yè)樣本；（2）剔除ST、*ST股；（3）剔除16期季度數(shù)據(jù)不連續(xù)的樣本；（4）剔除其他控制變量含缺失值的樣本公司。

在影響因素回歸分析的研究方法設(shè)計(jì)中，本文同時(shí)控制了行業(yè)、年度的固定效應(yīng)，以防止行業(yè)間、時(shí)間序列上的會(huì)計(jì)政策差異干擾預(yù)期結(jié)論；所有連續(xù)變量均進(jìn)行了1%的雙向縮尾處理，以消除極端數(shù)據(jù)的影響。此外，在上述多元回歸模型中，進(jìn)行了異方差一致性標(biāo)準(zhǔn)誤差調(diào)整，即回歸標(biāo)準(zhǔn)差按每個(gè)公司進(jìn)行了歸集，以避免出現(xiàn)公司特異性因素影響。

三、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1面板A列示了會(huì)計(jì)信息可比性分年度描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從均值和中位數(shù)大小可看出2007—2013年間會(huì)計(jì)信息可比性具體情況為：實(shí)施新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第一年，2008年會(huì)計(jì)信息可比性有所降低，這可能源于企業(yè)對新準(zhǔn)則的適應(yīng)性學(xué)習(xí)；而自2008年起逐年提高，至2012、2013年信息可比性又有小幅降低，也與2012年我國實(shí)施新的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則時(shí)間相關(guān)。樣本區(qū)間內(nèi)會(huì)計(jì)信息可比性均值為-0.0202，相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差值是0.01，說明企業(yè)間會(huì)計(jì)信息可比性差異不大。

其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1面板B。樣本主要特征為：資產(chǎn)利潤率ROA的均值為0.034，樣本資產(chǎn)負(fù)債率達(dá)0.529；有71%的公司當(dāng)年有分析師跟蹤，40.2%的上市公司有機(jī)構(gòu)投資者參與，60.5%的公司屬于國有企業(yè)，占樣本的大部分比例。

（二）回歸分析

1.代理成本結(jié)果分析

依據(jù)公式（5）中的模型，將樣本回歸，結(jié)果如表2所示。變量AGENCY回歸系數(shù)為-0.0323，在0.01水平顯著，說明代理成本與會(huì)計(jì)信息可比性呈負(fù)顯著關(guān)系。公司管理層基于代理問題，往住會(huì)掏空公司資源；代理成本越高，管理層往往作出利己的會(huì)計(jì)選擇方法，以隱藏其“侵占”公司資源行為，從而使會(huì)計(jì)信息可比性降低，印證了本文代理成本對會(huì)計(jì)信息可比性的影響假設(shè)。

2.監(jiān)督機(jī)制：分析師與機(jī)構(gòu)投資者角色分析

表2回歸結(jié)果中，ANALYST回歸系數(shù)0.0027，在0.01水平顯著，而INST回歸系數(shù)0.0006在0.10水平上并不顯著。這說明分析師跟蹤與會(huì)計(jì)信息可比性呈正向顯著性關(guān)系，而機(jī)構(gòu)投資者并未發(fā)現(xiàn)與會(huì)計(jì)信息可比性較為顯著性的關(guān)系，即在我國資本市場上，分析師跟蹤起到了監(jiān)督管理層操縱盈余的作用，而機(jī)構(gòu)投資者卻未有效發(fā)揮其監(jiān)督角色。

近年來，機(jī)構(gòu)投資者在我國資本市場呈現(xiàn)持續(xù)增長趨勢，已成為股票市場重要參與者。事實(shí)上，與西方類似，已有學(xué)者指出，我國機(jī)構(gòu)投資者存在“羊群效應(yīng)”，其并未起到金融穩(wěn)定器作用，相反地起到了股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的助推器作用（孫培源和施東暉，2002；Tan等，2008；Chiang等，2010）。雖然較之于個(gè)人投資者，機(jī)構(gòu)投資者擁有較強(qiáng)的專業(yè)技能和信息獲取能力，但作為新興資本市場，我國股票市場信息不對稱性強(qiáng)，信息的收集成本高，監(jiān)管環(huán)境相對寬松，在此環(huán)境下機(jī)構(gòu)投資者的投資行為并非完全理性，基于偏好、套利等因素，會(huì)選擇與自己掌握的私人信息相悖、跟其他投資者一致的決策，即羊群效應(yīng)。在非理性情緒下，外界信息環(huán)境并不會(huì)因機(jī)構(gòu)投資者比例的增加而有所改善；在非透明化的外界信息環(huán)境預(yù)期下，管理層會(huì)主動(dòng)選擇利己的會(huì)計(jì)選擇方法，從而使得機(jī)構(gòu)投資者對管理層侵占行為的抑制作用失效。本文結(jié)論表明我國資本市場上機(jī)構(gòu)投資者的監(jiān)督角色仍有待提高和改善。

3.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響分析

不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，分組進(jìn)行回歸，以觀察監(jiān)督機(jī)制等的變化情況。對比表3（a）欄與（b）欄，AGENCY回歸系數(shù)分別為-0.0372和-0.0259，均在0.05水平顯著，這表明較之非國有企業(yè)，國有企業(yè)的代理問題對會(huì)計(jì)信息可比性負(fù)面影響更大。表3（c）欄與（d）欄的AGENCY回歸系數(shù)大小則表明，在國有企業(yè)中，中央企業(yè)的代理問題對會(huì)計(jì)信息可比性負(fù)面作用大于地方國有企業(yè)。

此外，為驗(yàn)證表3回歸結(jié)果的穩(wěn)定性，本文還對國有企業(yè)和非國有企業(yè)成組進(jìn)行對比，中央企業(yè)與地方國有企業(yè)成組進(jìn)行對比，分別進(jìn)行均值T檢驗(yàn)。未列示表格的結(jié)果顯示，國有企業(yè)與非國有企業(yè)的會(huì)計(jì)信息可比性均值差為0.00224，t值為8.0451，在0.01水平顯著；中央企業(yè)與地方國有企業(yè)的會(huì)計(jì)信息可比性均值差為0.00065，t值為6.4317，也在0.01水平顯著，印證了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對“管理層代理問題——會(huì)計(jì)信息可比性”關(guān)聯(lián)性的顯著影響。

此外，控制變量中，無論是分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組回歸還是全樣本回歸，SIZE、LEV變量均與COMPARE因變量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，均在0.01水平顯著。這表明，規(guī)模越大、資產(chǎn)負(fù)債率越高的上市公司，其業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)較為復(fù)雜，債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較高，在此情形下，管理層會(huì)更傾向于作出較多的會(huì)計(jì)選擇，隱藏壞消息，從而降低了會(huì)計(jì)信息質(zhì)量——會(huì)計(jì)信息可比性。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.代理成本的其他計(jì)算方法

參照羅煒和朱春艷（2010）代理成本的計(jì)算方法，本文選用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為代理成本的指代變量，回歸結(jié)果如表4的結(jié)果分析（一）?？傎Y產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越大，代理問題較小，會(huì)計(jì)信息可比性就較好。AGENCY變量回歸系數(shù)顯著為正，佐證了本文的代理成本與會(huì)計(jì)信息可比性的關(guān)聯(lián)結(jié)論。

2.金融危機(jī)影響

由于樣本區(qū)間包含2008年，會(huì)計(jì)信息的可比性需用到季度股票收益率、季度股權(quán)市值這一市場數(shù)據(jù)，為控制2008年金融危機(jī)對股票市場的波動(dòng)沖擊這一事件對本文結(jié)論的影響，將2008年數(shù)據(jù)剔除，重新進(jìn)行回歸運(yùn)算，結(jié)論如表4的結(jié)果分析（二）。AGENCY變量、ANALYST變量與INST變量的回歸系數(shù)符號(hào)與顯著性均與前文表2結(jié)果一致，說明本文結(jié)論具有穩(wěn)健可靠性，不因樣本大小和計(jì)算方法的改變而改變。

四、結(jié)論與建議

本文從公司內(nèi)部治理和外部監(jiān)督兩個(gè)角度探析了會(huì)計(jì)信息可比性的影響因素，主要結(jié)論與建議如下：

（1）代理成本與會(huì)計(jì)信息可比性呈顯著負(fù)相關(guān)。應(yīng)進(jìn)一步健全完善上市公司的治理結(jié)構(gòu)，有效解決委托—代理問題，優(yōu)化管理層的激勵(lì)機(jī)制，將管理層個(gè)人目標(biāo)最大程度與企業(yè)目標(biāo)統(tǒng)一，實(shí)現(xiàn)會(huì)計(jì)信息可比性等信息質(zhì)量的提高。

（2）與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的代理問題對會(huì)計(jì)信息可比性負(fù)面作用更大，且中央企業(yè)的代理問題負(fù)面效應(yīng)大于地方國有企業(yè)。這說明應(yīng)加快我國國有企業(yè)的改革，尤其是改善國有企業(yè)中管理層的目標(biāo)結(jié)構(gòu)，以避免因產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同而引起代理問題負(fù)面效應(yīng)擴(kuò)大化。

（3）較之于分析師跟蹤的有效監(jiān)督機(jī)制，機(jī)構(gòu)投資者比例的增大并未起到有效抑制管理層操縱會(huì)計(jì)選擇、提高會(huì)計(jì)信息可比性的作用。未來仍應(yīng)加強(qiáng)對機(jī)構(gòu)投資者的教育引導(dǎo)，減少機(jī)構(gòu)投資者的羊群效應(yīng)對有效信息環(huán)境的影響，以發(fā)揮與分析師監(jiān)督機(jī)制的雙向協(xié)同效應(yīng)，改善信息環(huán)境，抑制管理層操縱動(dòng)機(jī)，提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 袁知柱，吳粒.會(huì)計(jì)信息可比性研究評述及未來展望[J].會(huì)計(jì)研究，2012（9）：9-15，96.

[2] 李鵬，李曉東，陳希暉.強(qiáng)制采用IFRS對公司價(jià)值、股票流動(dòng)性與分析師環(huán)境的影響——基于會(huì)計(jì)信息可比性視角[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2014（2）：104-112.

[3] De Franco G， S P Kothari， R S Verdi. The Benefits of Financial Statement Comparability. Journal of Accounting Research，2011，49（4）：895-931.

[4] 呂曉燕，張滕滕.可比性、公允價(jià)值模式和國際會(huì)計(jì)趨同[J].山東大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2010（4）：118-123.

[5] 楊敏.會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際趨同的最新進(jìn)展與我國的應(yīng)對舉措[J].會(huì)計(jì)研究，2011（9）：3-8.

[6] 王華，劉曉華.中國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國際協(xié)調(diào)效果的實(shí)證研究[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2007（12）：90-96.

[7] 胡志勇.會(huì)計(jì)政策可比性：測定及其經(jīng)濟(jì)后果[M].經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2008：100-170.

[8] 劉孟暉，高友才.現(xiàn)金股利的異常派現(xiàn)、代理成本與公司價(jià)值——來自中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].南開管理評論，2015（1）：152-160.

[9] 羅煒，朱春艷.代理成本與公司自愿性披露[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010（10）：143-155.

[10] 孫培源，施東暉.基于CAPM的中國股市羊群行為研究——兼與宋軍、吳沖鋒先生商榷[J].經(jīng)濟(jì)研究，2002（2）：64-70，94.