其他综合收益列报变更与会计信息质量

史开瑕

(1.中南财经政法大学会计学院，湖北 武汉 430073；2.浙江财经大学会计学院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

近年来，国内外各准则制定机构对企业业绩的认识都在不断加深，从最初的经营业绩报告向财务业绩报告扩展，并最终将改革聚焦于净损益与其他综合收益的分类列报，增强了财务信息的功效，也顺应了金融工具不断创新的时代大潮[1]。近十几年来，我国在企业会计准则中不断引入了综合收益的相关改革，如2009年颁布的 《企业会计准则解释第3号》(以下简称 “解释第3号”)和2014年修订的 《企业会计准则第30号——财务报表列报》(以下简称“CAS 30”)，皆引入了其他综合收益的相关修订。其中，解释第3号要求上市公司在利润表每股收益项下增列其他综合收益项目和综合收益总额项目，该准则于2009年1月1日生效。2014年修订的CAS30要求在利润表中，其他综合收益应分为 “以后会计期间不能重分类进损益的其他综合收益项目”和 “以后会计期间在满足规定条件时将重分类进损益的其他综合收益项目”两类列报。

我国准则制定机构发布上述规定的目标在于增强财务报表的有用性，为资本市场的投资者提供高质量的会计信息，然而上述规定是否起到了应有的效果还需进一步验证。本文正是基于上述相关规定，研究其他综合收益列报变更对会计信息质量的影响，以期为我国相关准则的实施效果提供一些经验证据。而现有文献主要集中于2009年解释第3号的研究，对2014年修订准则的研究较少，因此，本文以2014年7月印发的CAS30中首次规定在利润表中分类列报其他综合收益的准则变更为自然实验，研究其他综合收益列报变更对企业会计信息质量的影响。

二、理论分析与研究假设

(一)其他综合收益列报变更对企业会计信息质量的影响

综合收益包括企业的净利润和其他综合收益，引导企业将已发生的全部交易或事项带来的损益，包括已实现和未实现，均列示于财务报告，其概念的提出代表经济收益理论向会计学领域的延伸。经济收益是企业未来收益的贴现，然而由于内涵的丰富性，在实际操作中很难进行量化[2]。综合收益报告的模式则克服了这样的困难，这种模式不仅延续了传统的会计报告效果，还能体现企业的内在价值，将会计收益和经济收益良好地结合在一起[3]。在收入费用观下，会计收益是某一会计期间的收入减去费用后的差额，主张以交易为中心，以收入和费用的合理配比计量会计收益。在资产负债观下，会计收益取决于资产或负债的净变动，核心要素在于资产与负债，而收益及其组成部分是对资产或负债变动进行分类及报告的工具。资产负债观下的综合收益，突破了传统收入费用观计量上 “三位一体”的局限，其优势表现在：(1)在传统净利润的基础上，考虑已确认未实现的这部分损益，反映报告期内的收益全貌。(2)在历史成本计量的基础上，考虑公允价值、现值等多种计量属性，解决了会计计量和报告中存在的难题。(3)其他综合收益包含了当期已确认未实现但未来可实现的利得和损失，反映企业创造未来现金流的能力，为会计信息使用者提供更加充分的会计信息。随着我国证券市场的逐步完善，越来越多的投资者根据企业的会计信息质量对企业价值进行判断，从而影响投资决策。损益表采用综合收益模式后，能够同时体现经济收益与会计收益之本质，收入费用观与资产负债观之计量方法，从理论上能够增加企业的会计信息质量。

陈德球和陈运森(2018)站在管理盈余的角度发现，政策不确定性确实会影响企业的会计行为[4]。而作为具体会计准则之一的财务报表列报准则，其内容与侧重点不断被修订，以满足复杂多变的市场环境，尤其是CAS 30对其他综合收益的列报要求进行了重大调整，要求上市公司从2014年开始在利润表中按照将来是否可重分类对其他综合收益进行分类列报，并详细列示各组成项目，在这之前，根据解释第3号的要求，其他综合收益作为一个汇总项目单列于利润表。分类列报其具体构成信息，使得不同来源的盈余结构更加清晰，尤其可重分类其他综合收益提供了预期损益与现金流信息，提高了信息透明度，降低了外部信息使用者的解读成本，帮助投资者识别企业的盈余管理行为，提高了决策有用性。因此，本文提出如下假设：

假设H1：其他综合收益分类列报能够显著提高企业的会计信息质量。

(二)产权性质的调节作用

面对其他综合收益分类列报的制度要求，国有企业与非国有企业会存在政策反应上的差异，主要是由于从经营目标来看，国有企业通常都有一定的政策性职能，为了满足其政策性职能，在财务决策时可能会舍弃企业价值最大化目标[5]，同时政府的干预会使得国企的管理层激励机制弱化[6]，在考虑公共性职能的条件下[7]，国有企业对外披露高质量财务信息的动机较弱[8]。反之，非国有企业则是以企业的发展为主，更加侧重于企业运行效率和企业价值最大化，因而会更加注重会计信息质量的把控。

从政府扶持角度来看，虽然国有企业由于实现政策性职能，会使得其经营效率低下，但政府往往会给予一定的政策扶持和资源的倾斜，确保其正常发展；而非国有企业相比于国有企业则没有较多的政策扶持，其抗风险能力相对较弱，对抗风险能力有较高的需求，从而在会计信息质量的把控上会更加严格。因此，非国有企业无论为了提高企业价值还是企业生存能力，在平时的管理当中对会计信息质量的把控上相较于国有企业较高，面对2014年的其他综合收益列报准则，非国有企业的政策效应相较于国有企业会低一些，即国有企业的会计信息质量相较于非国有企业会有更加显著地提升。基于此，本文提出如下假设：

假设H2：相较于非国有企业，其他综合收益分类列报对国有企业会计信息质量的影响效应更大。

(三)公司治理的调节作用

我国的市场环境下，上市公司中董事长和总经理两职合一，即董事长和总经理是同一人任职的情况占大多数，这会对公司发展产生很大的影响。主要是由于良好的公司治理作为公司管理层和股东权益的保障，是公司发展健康的重要保障。王立彦和刘军霞(2003)研究发现，独立董事能够减少管理者与股东之间的矛盾。在董事长和总经理不是同一人的情况下，董事长的监督作用会使总经理在日常管理中朝公司利好的方向，避免总经理为了个人利益而滥用职权[9]。Fama和Jensen(1983)认为，在董事长与总经理两职合一的情况下，由于缺乏董事会的监督职能，总经理的管理会倾向于以个人利益为主，从而会降低企业真实信息的披露，即降低会计信息质量[10]。Jaggi和Yee(2000)、Klein(2002)及Xie等(2003)的研究发现，独立董事或越高比例的独立董事可以避免管理层操纵利润的行为[11][12][13]。Forker(1992)从监督效力的角度[14]，也佐证了这个观点，认为董事长与总经理两职合一会使得企业的监督效力欠缺，因此导致公司信息披露质量不可靠[15]。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设H3：董事长与总经理两职合一会降低企业会计信息质量受列报准则影响的效应。

(四)股权结构的调节作用

大股东的持股比例是影响公司运营发展的关键性因素。根据Friedman等(2003)的 “掏空与支持”理论[16]，如果公司的股东是控股大股东并且占有很大的投票决议权，则在公司运营良好的情况下，很可能出现大股东占有公司权益、排挤中小股东，进而出现掏空公司的后果[17][18]，并会倾向于操作企业信息披露[19][20]。反之，如果公司面临危急状况时，大股东不仅不会掏空公司，反而会用自己的已有资源来帮助公司克服困难。因而大股东持股比例对公司的影响是不确定的，与公司的运行状况和经济环境相关，在公司的不同发展状况下起着掏空或支持公司的作用。LaPorta等(1997)和Wong(2002)通过研究发现，股权集中度与会计信息披露水平负相关，即较高的股权集中度会使得会计信息披露的质量降低[21][22]。刘慧龙等(2014)研究发现，决策制定权与决策控制权的配置会影响企业的财务行为[23]，李志斌和章铁生(2017)也发现企业的内部控制对企业的信息披露有重要的影响[24]。而在我国的市场环境中，绝大部分上市公司都呈现出大股东控股数较多的情况，也就是大股东的议事权力较大，长此以往股东的个人利益与公司利益会逐渐趋同，在这样的条件下，大股东更倾向于使公司运营更加有效、发展更加稳定的策略。而良好会计信息质量则是确保企业发展健康的重要保障，基于以上分析，本文提出如下假设：

假设H4：第一大股东持股比例越高，企业会计信息质量受列报准则的影响效应越大。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以Wind与CSMAR数据库中A股上市公司2011～2017年的数据为初始研究样本，对样本进行如下筛选：(1)删除金融类上市公司；(2)删除ST和PT等财务状况出现异常的上市公司；(3)删除核心变量无法获取的公司样本。同时，本文在实证过程中对数据进行了1比1倾向得分匹配(PSM)，步骤如下：根据企业规模lnsize、企业资产负债率lev、企业成长能力growth三个特征，对分组变量treat进行probit回归，然后按约等于1比1的比例保留样本中与实验组三个特征相似的控制组样本，组成新的控制组和对照组进行DID，最终得到10570个样本。

(二)模型设定与变量定义

由于双重差分法(以下简称为 “DID”)可以避免内生性等问题，本文采用DID来研究其他综合收益分类列报对企业会计信息质量的影响，模型设定如下所示：

模型(1)中，rstateit为被解释变量，用于表示会计信息质量。本文用财务报表重述来侧面反映一个企业的会计信息质量。当公司所在年度存在财务报表重述时rstateit=1，否则rstateit=0。当rstateit越大，则表明企业的会计信息越不可靠，即会计信息质量越差；当rstateit越小，表明企业的会计信息质量越高。treat表示控制组与实验组的虚拟变量，2014年其他综合收益有观测值且观测值不为0的企业(即列报了其他综合收益信息)为实验组，此时treat=1，否则treat=0。在处理数据的过程中，本文删除在2014年没有列报但在此后列报了其他综合收益的观测企业。Post为政策年度标识变量，若公司所在年度为2014年之前则为0，否则为1。交互项treat∗Post为本文重点关注的解释变量，其系数表示其他综合收益分类列报对企业会计信息质量的影响效应，若系数为负，则表示其他综合收益分类列报提升了企业的会计信息质量，此时假设H1得到验证；若系数为正，则表明其他综合收益分类列报降低了企业的会计信息质量。

Controls为控制变量：其中事务所类型(big4)，审计事务所为四大则为0，否则为1；产权性质(soe)，企业为国有属性取1，否则为0；公司治理(dual)，若董事长与总经理两职合一取值1，否则取值0；股权结构(str)为企业第一大股东持股比例；企业规模(lnsize)等于总资产的自然对数；成长性(growth)即营业收入增长率；盈利能力(roa)即净利润/总资产；上市年龄(age)用公司上市年龄加1的自然对数来表示；企业杠杆(lev)即企业总负债/总资产；盈亏状态(loss)，当年亏损则为1，否则为0；现金流量(ocf)等于经营活动现金流量净额/总资产；流动比率(current)即流动资产/流动负债。此外，还引入indu和year变量以控制行业和年度影响。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表1为经过筛选与倾向得分1比1匹配后的数据的描述性统计。倾向得分匹配后，treat的平均值为0.51，即实验组与控制组样本的比例约为1∶1，基于此进行DID的估计结果更加准确。

表1 变量的描述性统计

(二)其他综合收益分类列报对企业会计信息质量的影响效应检验

模型(1)的运行结果如表2所示，在三个回归中，交互项treat∗post的系数都显著为负，说明2014年其他综合收益分类列报的规定使得企业的财务报表重述现象减少，即企业的会计信息质量得到了提高，验证了假设H1的结论。

表2 其他综合收益分类列报对企业会计信息质量的影响效应检验

同时，基于第二列和第三列的结果，在控制变量中，roa的系数显著为负，说明盈利能力越高的企业有越少的企业财务重述现象，也会具备更高的会计信息质量。企业杠杆lev的系数显著为正，说明资产负债率越高，其企业财务重述现象出现的次数越高，会计信息质量越低，这说明过高企业负债率的企业可能会披露不太真实的企业财务信息，以隐瞒其潜在的债务风险或获取更多的负债。企业年龄age的系数显著为正，说明越年轻的企业越重视其财务状况，因而具备更高的会计信息质量。现金流量ocf的系数显著为负，说明现金流量越高的企业，企业财务重述现象越少，因而其会计信息质量相对较高。

(三)进一步检验

1.产权性质的异质性检验

为了验证假设H2，本文将模型(1)分国企和非国企样本进行回归，回归结果如表3所示，其中soe1表示国有企业样本回归结果，soe0表示非国有企业样本回归结果。由表3可知，在国有企业样本和非国有企业样本当中，交互项treat∗post的系数均显著为负，说明2014年其他综合收益分类列报的制度要求使得国有企业和非国有企业的财务报表重述现象都得到了降低，即会计信息质量得到了显著地提升。同时，在两组回归系数的差异性检验中，p值小于1%，即在1%的显著性水平下两组系数有显著性差异，且交互项treat∗post的系数绝对值在非国有企业样本的结果中小于国有企业样本，说明非国有企业对其他综合收益分类列报的政策反应不如国有企业强烈。从而证实了假设H2，相较于非国有企业，其他综合收益分类列报对国有企业会计信息质量的影响效应更大。

表3 其他综合收益列报变更与会计信息质量：产权性质、公司治理与股权结构的调节效应

2.公司治理的异质性检验

为了验证假设H3，本文将模型(1)按公司治理情况好坏进行回归，结果如表3所示，其中dual1表示企业两职合一即企业治理相对较差的样本回归结果，dual0表示企业治理相对较好的样本的回归结果。由表3可知，在公司治理情况的分类样本中，交互项treat∗post的系数均显著为负，说明2014年的其他综合收益分类列报制度使得治理情况不同的企业的会计信息质量得到了显著地提升。同时，在两组回归系数的差异性检验中，p值小于10%，即在10%的显著性水平下两组系数有显著性差异，且交互项treat∗post的系数绝对值在两职合一的企业样本的结果大于两职不合一的样本，说明治理情况不好的企业对其他综合收益分类列报的政策反应比治理情况好的企业强烈。从而证实了假设H3，董事长与总经理两职合一会降低企业会计信息质量受列报准则影响的效应。

3.股权结构的异质性检验

为了验证假设H4，本文将模型(1)按公司股权结构不同的样本进行回归，回归结果如表3所示，其中strdum1表示第一大股东持股比例较高的企业的样本回归结果，strdum0表示第一大股东持股比例较低的企业样本回归结果。由表3可知，在公司股权结构的分类样本中，交互项treat∗post的系数均显著为负，说明2014年其他综合收益分类列报的制度要求使得股权结构不同的企业的会计信息质量得到了显著地提升。同时，在两组回归系数的差异性检验中，p值小于10%，即在10%的显著性水平下两组系数有显著性差异，交互项treat∗post的系数绝对值在第一大股东持股比例较高的企业样本的结果中大于第一大股东持股比例较低的企业样本，说明第一大股东持股比例较高的企业对其他综合收益分类列报的政策反应相对较强。从而证实了假设H4，第一大股东持股比例越高，企业会计信息质量受列报准则的影响效应越大。

(四)稳健性检验

1.平行趋势检验

本文引入模型(2)来进行平行趋势检验，模型如下所示：

其中Post_1、Post_2分别表示政策实施年份的前一年、前两年的虚拟变量，即当年份为2013年时，Post_1=1，其余情况Post_1=0；当年份为2012年时，Post_2=1，其余情况Post_2=0。因此Post_1、Post_2分别与treat的交互项表示准则实施之前，控制组与对照组的其他综合收益趋势，若交互项不显著，则说明政策实施之前，控制组与对照组的其他综合收益无显著差异，即样本满足平行趋势假定。模型(2)的回归结果如表4所示。

由表4可知，交互项treat∗Post_1与treat∗Post_2在所有情况下都不显著，即样本满足平行趋势假定，因而模型(1)的估计结果是稳健的。

表4 平行趋势假定

2.更换会计信息质量度量指标

为了进一步验证其他综合收益分类列报与企业会计信息质量的关系，本文用违规并被稽查作为因变量来度量企业会计信息质量，利用PSM-DID对假设H1进行检验，并分国有和非国有样本进行回归，以检验假设H2，所得结果均支持假设预期。

五、结论与启示

本文以财政部在2014年7月印发的 《企业会计准则第30号——财务报表列报》中规定其他综合收益应在利润表内分为 “后续期间不能重分类至损益的项目”和 “后续期间在满足规定条件时将重分类至损益的项目”两类列报的政策为自然实验，利用A股上市公司2011～2017年的数据为初始研究样本，分别以企业是否发生财务报表重述和企业是否违规并被稽查作为度量企业会计信息质量的被解释变量，利用PSM-DID模型，得出如下结论：其他综合收益分类列报提高了企业的会计信息质量，同时，这个效应在国企与非国企当中呈现出明显的异质性，主要表现在其他综合收益分类列报会使得国有企业的会计信息质量提高程度大于非国有企业，本文认为是由于我国国有和非国有企业的激励机制不同，导致非国有企业在日常管理中更需要高质量的会计信息质量。董事长与总经理两职合一会降低企业会计信息质量受列报准则影响的效应。第一大股东持股比例越高，企业会计信息质量受列报准则变更的影响效应越大。这说明 《企业会计准则第30号——财务报表列报》的准则实施确实达到了应有的效果，企业会计信息质量得到了显著地提升。

本研究表明，其他综合收益项目列报可以显著提高企业会计信息质量，因此在准则制定机构层面，应强化其他综合收益列报与披露要求，加强信息披露监管，尤其对于其他综合收益这一类采用列举方式进行列报，而具体项目需要对企业经济利润做出关键性评估的新型收益概念；在企业层面，应更加重视其他综合收益项目列报的必要性，并提高其列报和披露的规范性与合理性，提高企业的会计信息质量，为企业自身的发展和投资者等其他利益相关主体提供更加真实可靠的参考标准。其次，应当突出其他收益列报在报表体系中的重要地位，重点列报其他综合收益的各部分构成情况；在利益相关者层面，应在正确认识企业收益全貌的基础上，识别不同收益组成部分在价值判断、契约制定与资本配置中的作用，避免片面或过度依赖净利润信息，应正确认识其他综合收益的波动性特征和重分类影响，识别其蕴含的风险信息，从而优化定价质量及决策行为，提高资本市场配置效率，促进资本市场的良性发展。