畢金玲

(東北財經(jīng)大學金融學院，遼寧 大連 116000)

引言

會計穩(wěn)健性是指企業(yè)在處理不確定性經(jīng)濟業(yè)務(wù)時，應(yīng)持謹慎態(tài)度，其基本涵義是不預(yù)計任何不確定的收益，但預(yù)計所有可能的損失(Bliss，1924)，也被稱為會計謹慎性原則。我國《企業(yè)會計準則》對謹慎性原則的定義是“企業(yè)對交易或者事項進行會計確認、計量和報告應(yīng)當保持應(yīng)有的謹慎，不應(yīng)高估資產(chǎn)或者收益，低估負債或者費用”。保持會計穩(wěn)健性有利于合理估計企業(yè)經(jīng)營風險。最早建議對會計穩(wěn)健性進行系統(tǒng)研究的是Watts，Watts(1993)認為會計穩(wěn)健性主要來自會計的契約作用，并同時受到管制及法律的影響。但由于對穩(wěn)健性程度的計量方法沒有突破，會計穩(wěn)健性的研究始終進展不大。Basu(1997)提出了穩(wěn)健性的量化技術(shù)，并將穩(wěn)健性解釋為“將好消息確認為收益比將壞消息確認為損失需要更多的證據(jù)”，隨后引發(fā)了大量關(guān)于會計穩(wěn)健性程度的相關(guān)研究，并成為會計最新發(fā)展的重要領(lǐng)域。

以往文獻更多關(guān)注會計穩(wěn)健性在債券市場契約中發(fā)揮的作用，即穩(wěn)健性會計可以抑制過度投資，進而使得債權(quán)人風險降低，對債務(wù)契約中的借款金額和成本都會產(chǎn)生影響(Kothari et al，2010;Watts，2003等)，但較少有文獻關(guān)注會計穩(wěn)健性對股票市場的影響。本文以上市公司股權(quán)再融資為研究對象，分析會計穩(wěn)健性是否對公司股權(quán)再融資產(chǎn)生影響。Yongtae kim et al(2013)研究發(fā)現(xiàn)，在股票市場上，會計穩(wěn)健性是約束管理者機會主義行為和消除信息不對稱引發(fā)的代理問題的有效機制。Garcia Lara et al(2005)發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性有助于提高信息披露質(zhì)量，高質(zhì)量的信息披露會降低股權(quán)資本成本，二者之間存在負相關(guān)關(guān)系。由于公司管理者和潛在投資者之間存在信息不對稱，使得股權(quán)再融資(SEO)會出現(xiàn)公告負效應(yīng)(Eckbo et al，2007)，即再融資公告后公司股票價格下跌，原因在于理性投資者已經(jīng)識別了管理者利用信息優(yōu)勢使現(xiàn)有股東受益的伎倆，而會計穩(wěn)健性可以幫助投資者監(jiān)督管理層，同時消除其粉飾財務(wù)報表的動機(Watts，2003)。因此當公司會計穩(wěn)健性程度較高時，潛在投資者對自身進行價格保護的程度較小，即股權(quán)再融資的公告負效應(yīng)程度較小。可見，會計穩(wěn)健性會影響股權(quán)再融資，本文以2002—2012年中國公開增發(fā)上市公司為研究對象，實證檢驗會計穩(wěn)健性及信息不對稱對再融資公告效應(yīng)的影響。

本文的貢獻在于:第一，提供了股權(quán)再融資研究的全新視角，以往文獻多關(guān)注股權(quán)再融資發(fā)行成本、發(fā)行抑價以及SEO與盈余管理等，本文考查會計穩(wěn)健性對上市公司股權(quán)再融資的影響，而且本文不是研究股權(quán)再融資決策，而是研究會計穩(wěn)健性與信息不對稱對股權(quán)再融資公告效應(yīng)的影響;第二，本文把會計穩(wěn)健性發(fā)揮作用的空間從債券市場拓展至股票市場，研究表明會計穩(wěn)健性有助于減弱SEO負效應(yīng)的程度。

本文接下來的安排如下:第二部分是文獻回顧、理論支撐與假設(shè)提出;第三部分是數(shù)據(jù)來源與樣本選擇;第四部分是實證分析及結(jié)論。

一、文獻回顧、理論支撐與假設(shè)提出

(一)關(guān)于會計穩(wěn)健性的研究回顧

楊華軍(2007)將會計穩(wěn)健性的研究文獻歸納為三個方面，即穩(wěn)健性計量方法、產(chǎn)生原因和經(jīng)濟后果。從計量方法看，主要有以下幾種:Basu(1997)的反向回歸法和盈余持續(xù)性計量法，Beaver和Ryan(2000)提出的凈資產(chǎn)賬面價值與市場價值比率法(BTM)，Givoly和Hayn(2000)的負累積應(yīng)計計量法，Ball和 Shivaknmar(2005)提出的應(yīng)計基礎(chǔ)計量法，Roychowdhury和 Watts(2007)提出的累積盈余——股票報酬計量法。參照張兆國等(2012)的研究，凈資產(chǎn)賬面價值與市場價值比率法與反向回歸法、負累積應(yīng)計計量法、應(yīng)計基礎(chǔ)計量法存在相關(guān)關(guān)系，不能同時采用，而反向回歸法和應(yīng)計基礎(chǔ)計量法可靠性較高，因此本文采用應(yīng)計基礎(chǔ)計量法。從會計穩(wěn)健性的產(chǎn)生原因看，watts(2003)將其產(chǎn)生的原因歸納為債務(wù)契約、股東訴訟、稅收和會計規(guī)制，而且從實證證據(jù)來看，與稅收和會計管制相比，債務(wù)契約和股東訴訟更重要，盈余管理雖然也能在一定程度上產(chǎn)生會計穩(wěn)健性，但并非主要因素。從穩(wěn)健性的經(jīng)濟后果看，主要是對企業(yè)融資成本和真實投資活動的影響，穩(wěn)健的貸款人可以獲得更低利率的貸款(Zhang，2004)，而且穩(wěn)健性有助于降低股權(quán)融資成本(Lara et al，2005)，同時，在穩(wěn)健的財務(wù)報告體制下，企業(yè)對于投資機會的下降能夠快速地做出反應(yīng)。以往會計穩(wěn)健性的研究更多地集中在債券市場，Watts和 Zimmerman(1986)、Watts(2003)重點關(guān)注的是會計穩(wěn)健性在銀行借款契約中的重要作用。穩(wěn)健性有利于抑制籌資者的過度投資行為，降低債權(quán)人風險，會計穩(wěn)健性高的公司能夠以更低的成本借債(Wittenberg-Moerman，2008)。也有研究會計穩(wěn)健性與公司治理之間關(guān)系的，如Garcia lara et al(2005)，他們發(fā)現(xiàn)擁有高水平公司治理的公司，其業(yè)績對于壞消息的敏感性更強。而關(guān)于會計穩(wěn)健性對股票市場影響的研究不多，Yongtae kim et al(2013)研究發(fā)現(xiàn)穩(wěn)健性程度高的公司SEO公告的負效應(yīng)程度小，而且由于會計穩(wěn)健性能夠消除信息不對稱的不利影響，因此可以提高SEO公告收益率。梁上坤等(2012)研究發(fā)現(xiàn)，會計穩(wěn)健性影響企業(yè)股權(quán)再融資行為，穩(wěn)健性越強的公司進行股權(quán)再融資的可能性越大，而且其融資費用率和再融資金額也越低。

(二)關(guān)于再融資公告效應(yīng)的研究

再融資公告效應(yīng)的研究可以依據(jù)股權(quán)再融資的方式分為三類，即公開增發(fā)、配股和定向增發(fā)公告效應(yīng)研究。對于公開增發(fā)公告效應(yīng)的研究，最早是 Asquisth 和 Mullins及 Masulis和 Kowar，Asquith和Mullins(1986)發(fā)現(xiàn)工業(yè)類股票增發(fā)公告當日及前一日的累計超額收益率下跌2.7%，而公用事業(yè)類股票增發(fā)公告當日及前一日的累計超額收益率下跌0．9%;Masulis和 Korwar(1986)的研究結(jié)論也表明增發(fā)新股公告使股價下跌。Barclay和Litzenberger(1988)對增發(fā)公告效應(yīng)的研究結(jié)果是公告后15分鐘累計超額收益率有1.34%的跌幅;Sant和Ferris(1994)研究無負債公司的股票發(fā)行公告效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)公告后兩日的累計超額收益率有1．44%的跌幅;Eckbo和Masulis(1992)也證明在公告期內(nèi)，美國工業(yè)類上市公司的平均超額收益率為－3%;Jung、Kim和Stulz(1996)研究證明在兩日的時間窗口內(nèi)，美國上市公司股權(quán)再融資公告使得其股票平均超額收益率下降3%～4%;Congsheng Wu(2001)研究結(jié)論表明公開增發(fā)期間平均的價格變動－0．62%。對于配股公告效應(yīng)的研究，Levis(1995)研究表明在兩日的時間窗口內(nèi)配股公司股票的超額收益率為－1．3%;Gajewski和 Ginglinger(2002)對 1986—1996年法國上市公司在增發(fā)新股和配股兩種方式下的股票異常收益率進行了比較，配股的兩日平均異常收益顯著為負。對于定向增發(fā)公告效應(yīng)的研究，Wruck(1989)研究發(fā)現(xiàn)定向增發(fā)存在著正的公告效應(yīng)，超額收益率為4.5%;Hertzel和Smith(1993)研究發(fā)現(xiàn)定向增發(fā)公告前三日至公告日的超額收益率為1．72%，顯著為正;Wu和 Wang(2002)對香港股票市場定向增發(fā)公司樣本進行研究，發(fā)現(xiàn)香港定向增發(fā)市場公告日(－3，3)期間的平均累計超額收益率為3．51%。從上述研究可見，學者的普遍研究結(jié)論顯示，配股和公開增發(fā)的公告效應(yīng)為負，而定向增發(fā)的公告效應(yīng)為正①由于定向增發(fā)與配股和公開增發(fā)不同，其針對特定對象進行增發(fā)，增發(fā)對象專業(yè)能力更強，有利于降低代理問題，因此本文研究對象并不包括定向增發(fā)。。

針對配股和公開增發(fā)公告負效應(yīng)的原因，學者的研究可以歸納為兩個方面:其一，關(guān)于資本結(jié)構(gòu)，股權(quán)再融資將調(diào)整公司資本結(jié)構(gòu)，財務(wù)杠桿的減小會降低公司價值，使股價下跌(DeAngelo和Masulis，1980;Lodny和 Suhler，1985);其二，信息不對稱角度，股權(quán)再融資會向外界傳遞投資項目不佳或內(nèi)部現(xiàn)金流不足的消極信號。另外，所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離會產(chǎn)生代理成本，新股發(fā)行會降低管理層持股，從而增加代理成本，進而對股價產(chǎn)生消極影響(Jensen 和 Meckling，1976;Ross，1977;Heinkel，1982;Myers和 Majluf，1984)。Myers和 Majluf(1984)提出，假設(shè)管理者以現(xiàn)有股東利益最大化為行動準則，那么在某些情況下，管理者擁有信息優(yōu)勢，當管理者認為公司發(fā)行股票為新項目融資對現(xiàn)有股東不利，即該決策給現(xiàn)有股東帶來的損失(成本)可能超過凈現(xiàn)值為正的項目給現(xiàn)有股東帶來的收益，同時會將投資項目的收益轉(zhuǎn)移給新股東，此時，管理者將拒絕進行股權(quán)融資，寧愿放棄一個好的投資機會。那么不進行股權(quán)融資的決策將被視為“好消息”，如果公司做出了股權(quán)融資的決策，而且老股東不認購，則股權(quán)融資的決策將被視為“壞消息”，表明公司現(xiàn)有資產(chǎn)被高估，管理者為了能夠成功融資，存在粉飾財務(wù)報告的動機。潛在投資者識破這一動機，為了降低自己的風險會要求降低發(fā)行價格，這也是為什么再融資公告時股票價格普遍下跌，出現(xiàn)再融資公告負效應(yīng)。針對逆向選擇的問題，學者們從不同的角度研究解決方法，如通過補償契約改變管理層操控動機(Dybvig和 Zender，1991);通過信譽度較高的投資銀行公告信息，以減低信息不對稱的程度(Booth和 Smith，1986);采用私募方式發(fā)行股票(Wruck，1989);Stein(1992)還提出發(fā)行可回購的可轉(zhuǎn)債來減少逆向選擇的問題。但從會計穩(wěn)健性角度進行研究的較少，Watt(2003)、Ahmed和 Duellman(2007)認為會計穩(wěn)健性可以從兩個路徑降低信息不對稱引發(fā)的代理問題:一方面，穩(wěn)健性給投資者提供了更好的監(jiān)督管理者的手段;另一方面，穩(wěn)健性消除了管理者粉飾財務(wù)報告的動機。特別是當管理者在股票發(fā)行前存在盈余管理行為時，會計穩(wěn)健性更成為最佳的判斷方法。

據(jù)此，本文提出如下假設(shè):

H1:股權(quán)再融資公告效應(yīng)與會計穩(wěn)健性的程度呈正相關(guān);

H2:會計穩(wěn)健性程度越高，信息不對稱與股權(quán)再融資公告效應(yīng)負相關(guān)的程度越小。

二、數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文選擇2002—2012年再融資上市公司作為樣本。雖然我國配股開始的時間較早，但直到1998年才開始試行增發(fā)，而且2002年以前，上市公司申請增發(fā)無財務(wù)指標的約束，會影響會計穩(wěn)健性是否發(fā)揮作用的判斷。從2002年開始，證監(jiān)會規(guī)定申請增發(fā)的上市公司三年平均凈資產(chǎn)收益率不低于10%，且最近一期的凈資產(chǎn)收益率不低于10%，因此本文選擇的樣本期間是2002—2012。數(shù)據(jù)來自國泰君安研究服務(wù)中心，樣本公司共266家，具體分布見表1。

表1 各年度樣本分布及CAR均值

圖1 樣本數(shù)量分布

由表1和圖1可見，2002—2004年再融資公司較多，占樣本總數(shù)的34%;2005—2006年，由于股權(quán)分置改革的進行，再融資暫停;重新啟動后，2007年再融資公司數(shù)量又大量增加，2007—2008兩年，占樣本總數(shù)的27%;之后由于公開增發(fā)難度加大，而定向增發(fā)逐漸受到追捧，很多公司轉(zhuǎn)向定增，公開增發(fā)公司數(shù)量逐年下降，配股公司數(shù)量也逐漸減少。

由圖2可見，CAR均值最小為－2．89%，出現(xiàn)在2012年;最大值為2．17%，出現(xiàn)在2006年;樣本期間CAR均值為－0．85%。根據(jù)前人的研究，本文也選擇(－1，1)和(0，1)的時間窗口考查再融資的公告效應(yīng)，結(jié)論表明在(－1，0)的時間窗口內(nèi)公告效應(yīng)不顯著，而(0，1)的窗口內(nèi)公告效應(yīng)在1%的水平上顯著，t值為－3．42，可見再融資存在負的公告效應(yīng)，與前人的研究結(jié)論相一致。

圖2 2002—2012樣本期間CAR均值

三、實證分析

(一)變量描述

為了檢驗假設(shè)H1和H2，本文選擇的變量如表2。

表2 變量名稱及變量描述

對于會計穩(wěn)健性的衡量，本文采用的是應(yīng)計計量法，其基本原理是用總應(yīng)計項目扣減經(jīng)營性應(yīng)計項目，得出非經(jīng)營性應(yīng)計項目，除以再融資前一年的總資產(chǎn)，然后乘以－1。如果非經(jīng)營性應(yīng)計項目持續(xù)為負值，則證明存在會計穩(wěn)健性(Givoly和hayn 2000)。本文沒有采用C-Score的方法，原因在于C-Score的方法近年來受到質(zhì)疑，而且其計算涉及公司規(guī)模、財務(wù)杠桿等，對于研究結(jié)論，很難區(qū)分是會計穩(wěn)健性發(fā)揮作用還是公司自身特征發(fā)揮作用。對于信息不對稱的衡量，因為Dierkens(1991)研究發(fā)現(xiàn)公司股票收益率的內(nèi)生波動能夠反映管理者和投資者之間的信息不對稱，Boehme et al(2006)和Moeller et al(2007)都曾經(jīng)將其用來衡量信息不對稱問題，因此本文選擇內(nèi)生收益率波動衡量信息不對稱問題。內(nèi)生收益率波動用公司股權(quán)再融資公告前60個交易日每日超額收益率的標準差來表示。根據(jù)Eckbo et al(2007)和Lee以及Masulis(2009)的研究，SEO公告效應(yīng)與公司規(guī)模正相關(guān)，與財務(wù)杠桿負相關(guān)。因此本文控制變量包括:公司規(guī)模，用SEO前一年總資產(chǎn)自然對數(shù)表示;財務(wù)杠桿表示公司負債水平，本文用SEO前一年資產(chǎn)負債率表示;另外，因為股票的價格變動與再融資公司的增長潛力有關(guān)，本文控制變量還選取了賬面市值比，用SEO前一年股票市場價值與賬面價值的比來表示。

(二)回歸方程設(shè)計

對于假設(shè)1，本文提出如下方程，預(yù)計會計穩(wěn)健性代理變量CON的預(yù)測系數(shù)顯著為正。方程1為:

SEOCAR= α1+ α2CONNOPAC+ α3SIZE +α4LEV+α5MTB+ α6OFFER+ ε

用應(yīng)計計量法衡量會計穩(wěn)健性:

其中NOPAC表示非經(jīng)營性應(yīng)計項目:

NOPAC=TOPAC-OPAC

其中，TOPAC為總應(yīng)計項目，OPAC為經(jīng)營性應(yīng)計項目，TA是再融資前一年末的總資產(chǎn)值。比率取負值是為了使其跟會計穩(wěn)健性的變化方向相一致，持續(xù)為負表明存在會計穩(wěn)健性，該值越大，穩(wěn)健性程度越強。其中:

TOPAC=凈利潤+折舊攤銷 -經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量

OPAC=經(jīng)營性應(yīng)收項目變動額+存貨變動額-經(jīng)營性應(yīng)付項目變動額

SEOCAR為再融資公告后(0，1)窗口的收益率水平，SEOCAR越大表明公告負效應(yīng)程度越小，SIZE為資產(chǎn)規(guī)模，LEV為財務(wù)杠桿，MTB為賬面市值比，OFFER為相對發(fā)行規(guī)模，均為控制變量。

對于假設(shè)2，本文提出的回歸方程如下:

SEOCAR= α1+α2CONNOPAC+α3ASYMINFO+α4ASYMINFO × CONNOPAC+ α5SIZE+ α6LEV+α7MTB+α8OFFER+ε

預(yù)期ASYMINFO的系數(shù)顯著為負，表明信息不對稱的程度越大，SEO公告負效應(yīng)越大。

(三)描述性統(tǒng)計結(jié)果

由表3可見，樣本期間內(nèi)SEOCAR的均值為－0.01，最大值為0.26，最小值－0.17;應(yīng)計計量法會計穩(wěn)健性CON均值為0.039 8，最大值為2.64，最小值－0.63;信息不對稱的代理變量ASYMINFO均值為0.021;資產(chǎn)規(guī)模SIZE均值為22.2;LEV(財務(wù)杠桿)均值為0.56，表明樣本公司資產(chǎn)負債率普遍較高;MTB和OFFER的均值分別為4.40和0.378，樣本公司可能存在價值被高估的情況。

表3 描述性統(tǒng)計結(jié)果

(四)相關(guān)性分析

表4是各變量之間的相關(guān)性分析結(jié)果，列出了SPEARMAN相關(guān)系數(shù)。從表4中可以看出，會計穩(wěn)健性(CON)與信息不對稱的代替變量內(nèi)生收益率波動(ASYMINFO)呈正相關(guān)，但ASYMINFO與累計超額收益率(SEOCAR)不相關(guān)，ASYMINFO與公司規(guī)模正相關(guān)。此外，控制變量之間并不存在嚴重的共線性。

表4 相關(guān)性檢驗結(jié)果

(五)回歸結(jié)果分析

表5 回歸結(jié)果1

根據(jù)模型1的回歸結(jié)果(表5)，可以發(fā)現(xiàn)，會計穩(wěn)健性與再融資公告后累計超額收益率在5%水平上顯著正相關(guān)，與假設(shè)H1相符，即會計穩(wěn)健性水平越高，則SEO負效應(yīng)的程度越小，這說明上市公司會計越穩(wěn)健，則其再融資公告效應(yīng)越可能是正，而并未發(fā)現(xiàn)其他變量與再融資公告間存在顯著關(guān)系。為了進一步驗證結(jié)論，本文穩(wěn)健性檢驗中，加入了代表公司治理的因素，包括外部董事占比、機構(gòu)投資者持股等變量，發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性依然與SEOCAR之間存在正相關(guān)關(guān)系，說明會計穩(wěn)健性在股權(quán)再融資過程中是發(fā)揮作用的。

表6 回歸結(jié)果2

針對模型2，本文發(fā)現(xiàn)信息不對稱與SEOCAR之間有顯著關(guān)系，即信息不對稱程度越大，則再融資公告負效應(yīng)越大，即SEOCAR越小，驗證了假設(shè)H2。但本文并未發(fā)現(xiàn)會計穩(wěn)健性能顯著減弱信息不對稱對再融資公告效應(yīng)的影響，可能影響再融資公告效應(yīng)的因素很多，本文并未全部考慮。但從－0．933的符號中，也能說明一定問題，即穩(wěn)健性水平越高的上市公司信息不對稱程度越弱，并且會計穩(wěn)健性水平越高的公司再融資公告負效應(yīng)越小。

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