国际会计准则协调对出口贸易的影响研究——基于会计准则协调的准自然实验分析

梁双陆,李雨阳

(云南大学 经济学院,昆明 650500)

一、引言

2022年10月,习近平总书记在党的二十大报告中提出,“推进高水平对外开放”“稳步扩大规则、规制、管理、标准等制度型开放”“加快建设贸易强国”“推动贸易和投资自由化便利化,推进双边、区域和多边合作,促进国际宏观经济政策协调”。在加快建设贸易强国过程中,标准和信息的有效沟通必不可少。正如习近平总书记在“一带一路”建设座谈会上总结的那样,“一带一路”成就斐然,聚焦点在一个“通”字——把基础设施“硬联通”作为重要方向,把规则标准“软联通”作为重要支撑,把同共建国家人民“心联通”作为重要基础。各国间的会计标准协调也是标准联通、信息沟通的重要内容。会计准则协调有助于进一步推动贸易自由化、便利化。因此,在财政部印发的《会计改革与发展“十四五”规划纲要》中将“全面参与会计国际治理”作为会计改革与发展“十四五”规划的一项重要内容。那么,会计国际治理过程中,会计准则的协调对国际贸易出口产生怎样的影响,以及这一影响的内在机制是什么?而在发挥会计对于国内经济高质量发展促进作用的情况下,如何进行会计准则协调,才能发挥好会计准则“软联通”的作用,更好地促进国际贸易?这一系列问题也一直被学界和政策制定者所关注。

标准对贸易的影响是国际贸易研究的重要内容,但标准对于贸易具有促进、阻碍和不确定性多重效应(布林德,2006;Swann et al.,1996;陶爱萍和李丽霞,2013;江涛和覃琼霞,2021)[1～4]。标准的贸易促进效应主要体现在缓解了信息不对称和融入全球价值链两个方面。一方面,标准可以使该国产品更为国内外市场所了解,缓解信息不对称,提升产品预期,从而增加竞争力,进而导致贸易优势,促进贸易。另一方面,因为一致的标准还会使得出口商品通过全球价值链获得新市场或扩大市场份额的机会。即使是区域性标准也可能为域内大国带来更多的市场份额(Tobal,2016)[5]。标准的贸易抑制效应来源之一是标准的符合成本,降低技术标准会导致生产者成本降低进而促进出口(谢兰兰和王颖婕,2020)[6]。而标准的贸易不确定性源于贸易促进效应和抑制效应的共同结果。

商品消费目的地市场消费者偏好信息、产品市场价格信息等市场信息均对企业出口至关重要。这些关键信息的获取,以及形成决策有用信息过程是需要成本的。众多文献表明,信息壁垒所产生的贸易成本对贸易流量变化有着重要影响(Anderson and Wincoop,2004;Evans,2003;Richard Portes and Hélène Rey,2005)[7～9]。企业通过信息的有效披露可以有助于提高企业出口表现(金祥义和戴金平,2019)[10]。同时,由于信息壁垒还将导致企业获得资金的成本增加,以及企业内部资源分配不合理,从而增加企业贸易困难(Feenstra et al.,2014;Hann et al.,2020)[11～12]。不同国家之间会计标准的差异对于贸易而言,存在由于信息不对称所产生的信息成本。Ramanna和Sletten(2009,2014)[13～14]通过对区域贸易出口情况的测量发现,国际财务报告准则是具有“网络效应”(network effects)的产品。企业通过选择会计准则相协调的国家作为出口的目的地,从而缓解不确定性与信息不对称所引起的契约不完全性等问题。会计准则的差异将会使各国企业之间信息不完全和不对称,从而形成信息壁垒,阻碍不同市场之间的信息流通。会计准则的差异导致每一涉及国外市场的企业付出更多的生产成本,从而影响国家之间的出口贸易。

综上所述,学者们针对标准在贸易中的影响,以及信息壁垒、会计信息在国际贸易中的作用进行了研究。目前的研究或是着重于会计准则协调对于信息可比性的提高作用;或是强调信息壁垒在国际贸易中的作用。然而,一方面,全球会计治理是会计准则的沟通、协调和统一(葛家澍和刘峰,1993)[15]。沟通是加强相互了解,明白差异所在;统一则要求完全采用单一的会计标准;而协调是各国缩小会计准则差异,增强会计可比性,以形成一套严密、可接受、高质量标准的过程(诺比斯和帕克,2011;阿潘和瑞德堡,1988;常勋,2003;李梦如,2019)[16～19]。虽然中国会计准则与国际财务报告准则实现了实质性趋同,并且持续推进趋同。但在此阶段会计准则的差异仍然存在,仍是属于会计准则“协调”。同时,国际财务报告准则是全球使用范围广泛的一套会计标准,但其基金会所倡导的“全球采纳统一的国际财务报告准则”仍未实现。尤其是近年来,国际形势不稳定性不确定性增加,深刻影响了现有国际会计秩序(李宗彦等,2021;Hopper et al.,2017)[20～21]。除国际财务报告准则的采用之外,仍有必要对其他会计准则协调方式进行研究。另一方面,目前学界关于标准对贸易的影响,尚存在分歧。针对具体标准规则进行研究,可以从细微之处厘清标准对贸易的影响。但遗憾的是,现有的理论研究对于会计准则协调、信息成本,以及国际贸易之间缺乏相对完整的分析。厘清会计准则协调促进出口贸易提升的路径,为进一步实现中国国内国际双循环,稳步扩大会计准则制度型开放,参与会计国际治理十分必要。

因此,本文基于信息搜寻理论,分析会计准则协调在出口贸易中的作用机理,不同会计准则协调方式对出口贸易的作用情况,并以两个会计准则协调事件作为准自然实验进行检验。本文可能的创新与贡献有:第一,针对具体标准规则,分析会计准则协调促进国际贸易出口的机理,厘清会计准则协调促进出口的路径。丰富标准如何影响国际贸易的相关研究,对规则、规制、管理、标准等制度型开放进行有益的探讨。第二,从信息搜寻成本出发,探讨了不同会计准则协调方式下产生不同信息搜寻成本,进而对出口贸易的影响情况。同时,不同行业涉及的会计准则差异不同、对信息需求不同,进而探讨会计准则协调对不同行业出口的影响。第三,使用全球贸易数据,通过对比采用一致的会计准则与采用等效会计准则政策实施效果,为会计改革与发展“十四五”规划中“全面参与会计国际治理”,巩固中国与欧盟、瑞士等国家和地区的会计准则等效成果,以及推进会计准则等效政策的实施提供理论支撑。

二、理论分析与研究假设

不同国家之间会计标准的差异对于贸易而言,存在由于信息不对称所产生的信息成本。正如Sertel和Steinherr(1984)[22]所指出的那样,如果世界上所有的市场是完全的,那么消费者和生产者之间的信息是完全对称的,不存在信息不对称的问题。但是在现实经济中并不能够消除所有市场的不完全性,因此,生产者和消费者之间的信息存在着不对称性。从国际贸易的生产者角度来看,生产者关心所生产产品的成本和价格,然后作出生产决策。企业通过会计核算能够准确了解自己产品的成本。但是不同会计标准下,将会造成产品成本的不同,从而使得生产者作出错误的生产决策,致使企业资源无法进行良好配置、生产率下降。为了避免这种情况的产生,出口产品的生产者在进行生产决策时,也会了解进口目的地国家以及竞争产品国家的产品信息,从而产生会计标准差异而导致的信息成本。此外,生产者为了吸引消费者的进口,有时也会主动提供可比的会计信息,而产生信息成本。或者为了传递良好的产品质量保证以及企业声誉,不但按国内会计标准提供信息外,还按国际财务报告准则标准提供信息。两种标准信息的生成,无疑增加了企业的管理成本。而这些管理成本最终又将分摊到产品中。

假设不同类别商品的效用表现为固定替代弹性(CES)形式,替代弹性ε为:

(1)

为了简化,假设每个国家的单位工资wi=1。出口到国家j的额外利润则为:

(2)

与Helpman等(2004)[23]研究相同,假设:

(3)

为了简化模型,假设Bi=Bj,利润函数如图1所示。生产率低于(aD)1-ε的厂商,由于预计经营利润为负,因此,会选择退出。(aD)1-ε是国内销售营业利润等于零的临界值。而在会计准则导致的信息壁垒产生的成本影响下,生产率在(aD)1-ε和(aX)1-ε之间的厂商,仅能够在国内销售商品。因为可以预计出口或者对外直接投资都会对厂商产生损失。生产率在(aX)1-ε和(aI)1-ε之间的厂商出口商品,而生产效率最高的厂商(大于(aI)1-ε)则在国家j建立子公司,作为国家j市场提供商品的平台。即(aX)1-ε和(aI)1-ε是出口和对外直接投资刚刚达到收支平衡的临界生产率水平。

图1 会计准则协调对于出口贸易的影响

会计准则的协调可以降低企业收集外国厂商信息的成本和难度,减少了厂商获取决策有用信息的成本,从而获取更为精准、更具有价值的信息。首先,随着会计准则的协调,直接降低了厂商贸易成本,产生更多的额外经营利润。其次,利润函数πX向左平行移动,产生了新的出口临界生产率水平。这将使得生产率位于新出口临界生产率水平和原出口临界生产率水平之间的厂商,出口商品变得有利可图。从而让更多的厂商加入到各国之间的贸易出口中。而会计准则是一个国家的强制性制度,对每一个厂商都起到约束作用。一个国家与另一个国家的会计准则协调,进而能获得更大的经济收益。

值得注意的是,会计准则还应当考虑与国家经济发展的协调。会计准则是对每一家厂商披露信息的要求。若选择与一国发展不相匹配的会计准则,将额外增加厂商的生产成本(如图2所示),使得国内生产厂商的利润函数向右移动,利润降低。同时,临界生产率也向右移动,使得原本可以在国内销售获利的厂商,由于预计经营利润转为负而选择退出。综上所述,提出以下假设:

图2 会计准则协调对于国内经济发展的影响

假设1:一致会计准则协调通过降低贸易成本对出口贸易具有促进作用。

Dobson(1991)[24]用一张谱线图来表示国与国之间的经济联系。最左端是冲突,最右端则是一体化(实施共同政策,如欧盟)。而谱线图的中点是独立,既不打算对这些行为施加影响,也不打算受这些行为的影响(黎兵,2011)[25]。而在中点和最右端之间,存在各种各样的政策协调和合作。会计准则等效这一概念由欧盟提出并使用。2007年,欧盟成员国代表组成的欧盟证券委员会(ESC)指出,若第三国的会计准则与欧盟认可的国际财务报告准则之间没有重大差异,那么可以认定该第三国的会计准则己经等效,在进入欧洲市场时使用第三国会计准则,不需要根据欧盟境内市场采用的国际财务报告准则调整财务报表。2008年初,欧盟证券委员会确立了等效衡量标准:两种报表下,能够让信息使用者作出相似判断,并且很可能会作出相同的决定,那么就可以认为等效。也就是说,会计准则的差异将继续存在,但并不会对报表使用者的决策产生重大影响。但也由于会计准则差异仍存在,将产生一定的贸易信息成本。因此,提出以下假设:

假设2:采用等效的会计准则协调对出口贸易仍有较明显的促进作用,且作用小于一致会计准则协调。

三、研究设计

(一)模型设定

为了验证理论分析与研究假设,以欧盟国家统一采用欧盟修订的国际财务报告准则,以及中国企业会计准则与欧盟认可的国际财务报告准则实现等效,两个事件为准自然实验构建模型,进行双重差分研究。

Vi,j,t=α+β(comASi,j×periodt)+γ1Fi,j,t+γ2Xi,j,t+φt+φi,j+εi,j,t

(4)

其中,Vi,j,t表示国家i对国家j的国际贸易出口额情况。comASi,j是处理组虚拟变量,反映了两国的会计准则协调情况,若两国为会计准则协调的国家设为1,否则为0。即

comASi,j=ASi×ASj

(5)

在一致会计准则协调中,ASi和ASj为i国和j国是否采用欧盟统一会计准则,若采用即为1,否则为0。在等效会计准则协调中,选取采用欧盟一致会计准则的国家和中国作为处理组,其余国家作为对照组。当i国或j国为采用欧盟统一会计准则的国家及中国时,设为1,否则为0。

periodt是处理效应的时期虚拟变量,一致会计准则协调中,欧盟国家2005年开始采用欧盟认定的会计准则。因此,2000—2004年设为0,2005年及以后年度设为1。在等效会计准则协调中,2008年欧盟证券委员会就第三国会计准则等效问题投票,决定自2009—2011年底前的过渡期内,欧盟将允许进入欧洲市场时使用中国会计准则,不需要根据欧盟境内市场采用的国际财务报告准则调整财务报表,且欧盟财务报告编制者根据国际财务报告准则编制报表在中国不需要进行调整。2012年起中国企业会计准则与欧盟认可的国际财务报告准则等效。从2009年起的过渡期内,中国企业在欧盟的市场中已无需按欧盟认定的会计准则进行重新披露。因此,本文以2009年作为等效会计准则协调准自然实验的起点,中国在2000—2008年间设为0,2009年及以后设为1。

β值为本文关注的核心解释变量系数,其经济含义可以解释为会计准则协调对于出口贸易的影响。φt表示时间固定效应,φi,j表示国家固定效应,εi,j,t为随机扰动项。

Fi,j,t为一组影响贸易的控制变量,参考孙玉红等(2022)[26]、林僖(2021)[27]的研究,具体包括如下:

(1)市场规模:GDPsumi,j=ln(GDPi+GDPj);

(3)要素禀赋差距:GDPdiffi,j=|lnperGDPi-lnperGDPj|;

(4)出口多边阻力效应,采用出口国占世界GDP比重加权的地理距离对数作为出口多边阻力效应的代理变量,以避免共线造成的估计困难;

(5)反映与贸易便利化相关的变量:所有产品加权平均关税、一国货币对美元的官方汇率(期间平均值)、实际利率;

(6)按照理论分析,随着会计准则协调,厂商对外直接投资的成本也将降低,那么使得原本通过贸易出口获取利润的厂商,也可以在国家j建立子公司,作为开拓国家j市场提供服务的平台。因此,本文还考虑反映对外直接投资情况的对外直接投资净流出。

Xi,j,t表示一组国家特征变量。参考Novy(2012)[28]、冯宗宪等(2017)[29]、鞠雪楠等(2020)[30]的研究,具体包括如下:

(1)反映一国市场状况与收入水平的变量:国内生产总值增长速度、人口密度;

(2)反映与信息获取相关的变量:互联网用户占总人口的比例。

(二)数据来源及处理

本文研究采用的贸易数据以及核心控制变量来源于不同的数据库。贸易数据来源于CEPII的BACI数据库,BACI提供有关产品级别双边贸易流量的年度数据。产品使用协调制度(HS)进行识别,目前拥有HS1992、HS1996、HS2002、HS2007、HS2012。考虑到所研究内容的时间范围,本文选择HS1996行业层面上贸易数据,并根据国家代码对其进行处理,合并产生国家层面的出口贸易数据。各国会计准则情况及时间来源于国际财务报告理事会网站收集整理。国内生产总值、人均国内生产总值、关税、汇率、实际利率、对外直接投资净流出、国内生产总值增长速度、人口密度、互联网水平来源于世界银行世界发展指标数据库。国家之间的地理距离来源于CEPII数据库。本文还对数据进行如下处理:一是国家层面的出口贸易数据与国际财务报告理事会网站提供的会计准则状况匹配,删除无法匹配项目。二是根据国际财务报告理事会网站,使用欧盟认可的一致会计准则有31个国家,包括:奥地利、希腊、波兰、捷克、保加利亚、斯洛伐克、克罗地亚、爱沙尼亚、立陶宛、斯洛文尼亚、匈牙利、罗马尼亚、拉脱维亚、马耳他、葡萄牙、意大利、卢森堡、比利时、塞浦路斯、丹麦、芬兰、法国、德国、爱尔兰、荷兰、西班牙、瑞典、英国、冰岛、列支敦士登、挪威。其中,保加利亚2007年加入欧盟后采用一致的会计准则,但在之前部分行业和企业就已经使用国际财务报告准则。考虑到对计量结果的影响,因此,本文中其贸易数据删除。三是将贸易数据与各变量进行匹配,删除解释变量和被解释变量中存在空值的记录。核心变量的描述统计见表1。

表1 核心变量描述性统计

四、实证检验与结果分析

(一)采用一致的会计准则协调方式

为了检验双重差分法在本研究的适用性,检验政策效应是否由处理组与对照组样本在政策实施之前存在的差异变动所导致,需要对会计准则协调进行平行趋势检验。欧盟国家2005年统一采用欧盟修订的国际财务报告准则。因此,在一致会计准则协调中,将2004年、2003年假设为一致会计准则协调的时间,其他与模型(4)一致,从而得到comASi,j×period-1和comASi,j×period-2变量的估计系数。如表2的(4)～(5)列所示,两者的估计结果均不显著。这表明处理组与对照组在政策调整之前不存在随年份的差异变动。

表2 一致会计准则协调回归结果

本文首先对会计准则协调进行了单变量测试,结果见表2的(1)列。结果显示,β值为正,但不显著。R2值较小,对于会计准则协调对贸易的促进作用解释力较弱。因此,根据上述的模型设定,依次加入影响贸易的控制变量和国家特征变量进行多元回归,结果如表2的(2)～(3)所示。加入变量后,β值显著为正,R2值变大。这表明一致会计准则协调可以有效提升协调国家之间的出口。因此,支持假设1。从经济意义上分析,2005年欧盟国家采用一致的会计准则协调,使得作为处理组的欧盟国家之间出口贸易的概率相较于其他未使用一致会计准则的对照组国家之间的概率而言,增加了21.3%。

控制变量方面,与文献一致,贸易出口与市场规模、经济相似程度之间呈正相关关系,市场规模越大的经济体通常贸易规模也越大;经济相似程度越高,那么进行贸易的可能性和规模一般也越大。与要素禀赋差距、多边阻力、关税呈负相关关系。

(二)采用等效的会计准则协调方式

同样在实验之前,对等效会计准则协调进行平行趋势检验。2009年中国企业会计准则与欧盟认可的国际财务报告准则实现等效。因此,将2004年、2003年假设为欧盟国家会计准则协调的时间,2008年、2007年设为中国等效会计准则协调开始的时间,其他与模型(4)一致,从而得到comASi,j×period-1和comASi,j×period-2变量的估计系数。如表3的(4)～(5)列所示,comASi,j×period-1的估计系数显著为正,表明等效会计准则协调存在预期效应。中国2006年实施新的企业会计准则,进一步与国际财务报告准则实现了实质趋同,而在2008年初欧盟证券委员会也确立了等效衡量标准,并对于会计准则等效进行了投票。这使得会计准则等效协调的政策效果在2008年就已实现。但comASi,j×period-2变量的估计系数并不显著,这表明在2007年处理组与对照组在政策调整之前不存在随年份的差异变动。

表3 等效会计准则协调回归结果

在等效会计准则协调回归结果中,表3的(2)～(3)列依次考虑了贸易的影响变量和国家特征变量。根据回归估计结果,comASi,j×period0的系数显著为正。因此,会计准则协调显著促进国家之间出口的结果是稳健的,即与一致会计准则协调相同,等效会计准则协调仍能有效促进贸易出口。从经济意义上来看,2009年中国对欧盟国家的等效会计准则协调后,作为处理组的欧盟国家之间、欧盟国家与中国之间贸易的概率相比对照组之间的贸易概率增加了17.9%,略小于一致会计准则协调的概率增长,因此,支持假设2。这也反映了理论模型中,会计准则等效虽然认可会计准则的差异情况,但并不会对报表使用者的决策产生重大影响。在一致会计准则协调难以实现的情况下,会计准则等效无疑是一个十分有效的政策。

(三)稳健性检验

为了避免遗漏变量、随机因素等的影响,通过安慰剂检验,随机“筛选”处理组,构建虚假实验得到基准回归估计系数的概率来判断结论的可靠性。将上述过程重复500次,最后绘制出的估计系数分布图如图3、图4所示。虚假的估计系数集中分布于0附近,表明在模型设定中并不存在严重的遗漏变量问题,研究分析中的影响效应的确是由本文关注的政策变化所产生,结论稳健。

图3 一致会计准则协调的安慰剂检验

五、进一步分析

(一)反事实分析

如上文分析,会计准则协调有助于促进国际贸易出口,这主要通过减少跨国信息壁垒所产生的成本。因此,本文将进一步验证会计准则协调对国家之间出口贸易的促进作用,是否是通过减少贸易成本而实现的内在机制。

在传统的国际贸易理论中,贸易模型通常将贸易成本假设为零,并没有将贸易成本考虑在内。但随着世界经济的发展,国际贸易理论的革新,对古典假设的不断放松,贸易成本也逐渐成为理解世界贸易的一个重要概念,在理解国际分工和贸易模式时发挥核心作用,引起学术界的注意。冰山运输成本(Iceberg transport cost)首先由萨缪尔森(1952)[31]提出,用“冰山”描述了产品从产地运到消费地间,有一部分在途中“融化了”。克鲁格曼和奥伯斯法尔德(2016)[32]进一步引入运输成本因素进行扩展分析。其借用了萨缪尔森提出的“冰山运输成本”概念,用数理解析的方法严格讨论了“本地市场效应”(home market effect),即在大的市场中,企业集聚规模会超越市场扩大规模。Anderson和Wincoop(2004)[7]认为广义上的贸易成本不是生产商品本身的边际成本,而是包括将商品提供给最终用户所发生的所有成本:运输成本(包括运费成本和时间成本)、政策壁垒(关税和非关税壁垒)、信息成本、合同执行成本、与使用不同货币相关的成本、法律和监管成本以及当地分销成本。这种定义意味着贸易成本不同于生产成本,同时,也使贸易成本更为全面。

因此,同样以2005年欧盟国家统一采用欧盟修订的国际财务报告准则,以及2009年中国与欧盟会计准则实现等效两个事件作为准自然实验,构建如下模型,进行回归分析。

GTTi,j,t=α+β(comASi,j×periodt)+γ1Fi,j,t+γ2Xi,j,t+φt+φi,j+εi,j,t

(6)

其中,双边贸易成本数据来源于世界银行贸易成本数据库,并进行取对数处理。该数据库提供了1995—2015年间双边贸易成本,以及农业和制成品双边贸易成本的估计值。而其他的控制变量与特征变量与上文一致。

数据处理方面,也采用了相同的处理方式。即世界银行贸易成本数据库与国际财务报告理事会网站提供的会计准则状况匹配,删除无法匹配项目。其他处理与上文一致。回归结果如表4所示。无论一致会计准则协调还是等效会计准则协调,对贸易成本的影响均在1%的水平上显著为负。两种会计准则的协调均能显著减少贸易成本,因此,支持假设1。同时,在采用一致会计准则协调方式下,β值为0.162。2005年欧盟国家采用一致的会计准则协调,使得作为处理组的欧盟国家之间产生贸易成本概率相较于其他未使用一致会计准则的对照组国家之间的概率而言,减少了16.2%。等效会计准则协调中,β值下降至0.153,与一致会计准则协调相比,变化幅度较小。这表明了采用等效会计准则协调方式后,对贸易成本的降低作用要略小于一致会计准则协调方式,因此,支持假设2。

表4 对贸易成本的回归结果

(二)调节效应分析

通过使用出口国和进口国互联网用户占总人口的比例(Interneti和Internetj)与会计准则协调的交互项,对互联网水平对于会计准则协调和贸易的调节效应进行分析。

Vi,j,t=α+β(comASi,j×periodt)×Interneti/j+γ1Fi,j,t+γ2Xi,j,t+φt+φi,j+εi,j,t

(7)

其中,Xi,j,t不再包括Interneti和Internetj,其他与模型(4)一致。结果如表5所示,不论一致会计准则协调还是等效会计准则协调,会计准则协调与出口国和进口国互联网水平交互项的系数均显著为正。这意味着随着互联网水平的发展,会计准则协调对于贸易出口起到促进作用,即出口国和进口国互联网水平发展对会计准则协调和出口贸易的相关性呈积极的调节作用。这反映了随着互联网的发展,信息使用者更容易获取财务报表等资料,会计准则协调能够使相关信息快速转化为可理解的有效信息,使得会计准则协调在对贸易出口中的作用更加突出。

表5 互联网水平对于会计准则协调和贸易出口的调节效应回归结果

(三)不同行业的影响作用分析

首先,不同行业的特质决定了对具体会计准则的使用程度不同。例如,相较于服务业来说,制造业要拥有更多的固定资产,更容易受到固定资产相关会计准则的影响。而不同具体会计准则的协调程度不同。例如,中国最新会计准则中存货等13项准则与国际财务报告准则中,所得税准则的协调程度最高,而石油天然气开采的相关准则协调程度最低(熊招和陈辉发,2018)[33]。其次,如理论分析的那样,会计准则通过对信息获取的影响,进一步影响出口贸易。但不同行业对于信息获取的需求也并不相同。例如,不可贸易商品集中的行业主要面向于国内市场,对会计准则不协调所引发的信息获取成本并不敏感。那么会计准则协调对该行业的影响程度也会较弱,甚至无影响。

因此,本文对会计准则协调在不同行业贸易中的作用进行进一步分析。采用的行业贸易数据同样来源于CEPII的BACI数据库HS1996,但该数据细分了5000多个行业,分类十分细致。因此,本文首先通过联合国统计司提供的HS1996与BEC4之间的对应关系,将 BACI数据库中的HS1996行业分类转换为BEC4的行业分类。然后,本文选择BEC4中的首位代码所代表的大行业作为本文所要研究的行业分类,合并生成不同国家、不同行业之间的贸易数据。表6列出了转换后的行业分类情况。其他数据来源及处理、计量模型与方法同上所述。

表6 行业分类

回归结果如表7所示,一致会计准则协调对于第一、二、六类行业贸易出口具有显著促进作用,而等效会计准则协调对于第一、二、五、六类行业贸易出口具有显著促进作用。但并不是所有行业一致会计准则协调的作用均大于等效会计准则协调。在工业供应品行业中,等效的会计准则协调使得处理组之间工业供应品出口的概率相较于对照组国家之间的概率而言,增加了30.3%。这一概率的增加,大于一致会计准则协调。但在食品与饮食行业和消费品行业,一致会计准则协调的作用是大于等效会计准则协调的。

表7 会计准则协调回归结果

从不同行业的影响程度来看,一致会计准则协调对消费品行业影响最为强烈,与未采用一致会计准则协调方式的对照组国家之间相比,处理组国家之间贸易合作增加了32.3%。其次是工业供应品行业和食品与饮食行业。等效会计准则协调中,同样对消费品行业的促进作用最大。其次是工业供应品行业、运输设备及其零部件行业和食品与饮食行业。

六、结论与政策启示

本文基于信息搜寻理论,分析了会计准则协调促进出口贸易的机理,并通过欧盟国家统一会计准则,以及中国与欧盟国家之间实现会计准则等效两个政策事件,对不同会计准则协调方式在贸易出口中的作用进行了检验。研究发现:第一,不论是一致会计准则协调,还是等效会计准则协调,都能够对出口产生显著积极的影响。第二,等效会计准则协调对贸易出口的促进作用存在预期效应,且该作用仅略小于一致会计准则协调。第三,会计准则协调对降低贸易成本具有显著的影响。这也验证了理论分析中会计准则协调对出口贸易的促进作用,是通过降低贸易成本实现的。第四,出口国和进口国互联网水平发展,对会计准则协调和出口贸易的相关性呈积极的调节作用。第五,不同行业的出口贸易中,会计准则协调的作用程度不同。一致会计准则协调对消费品行业出口贸易促进作用最大,其次是工业供应品行业和食品与饮食行业。

因此,本文就进一步加强会计准则协调,促进贸易合作,提出以下建议:第一,应加强中国与世界各国的会计准则协调,减少出口贸易中的信息成本,促进国际贸易,尤其是对互联网发达的国家。由于各国国情各异,一致会计准则协调难以实现。等效会计准则协调不失为一种有效的协调方式。目前,中国已经与国际财务报告准则实现了实质性趋同,与欧盟、英国、瑞士等国家和地区会计准则实现了等效。中国可以通过多边双边的会计交流,巩固目前会计准则等效成果,推进与其他国家会计准则等效磋商,发挥等效会计准则协调对出口贸易的促进作用。第二,中国作为社会主义国家,与产生国际财务报告准则的资本主义国家的经济体制有着诸多差异。同时,也是一个快速发展的发展中大国。尤其在国内国际“双循环”的新背景下,应当立足于关注国内经济、企业的发展需要,增强对会计准则的研究,提供更多高质量的会计准则。同时,中国作为国际财务报告准则委员会的成员国,理应为国际财务报告准则委员会提出更多适用于发展中国家的会计准则。在减少国际财务报告准则对于发展中国家不适应性的同时,增强与国际财务报告准则的协调。第三,不同行业对于信息获取的需求不相同。同时,行业的不同特质决定了对具体会计准则的使用程度不同。而不同具体会计准则的协调程度也不同。中国与贸易合作伙伴国可以绕开存在重大障碍的话题,优先协调那些对贸易合作过程中重要行业产生影响的具体会计准则。