其他综合收益影响银行信用贷款决策吗?

王清刚 吴志秀

(中南财经政法大学,湖北 武汉 430073)

一、引言

2009年我国财政部发布的《企业会计准则解释第3号》,引入了其他综合收益(Other Comprehensive Income,简称OCI)的概念。2014年,财政部修订《企业会计准则第30号——财务报表列报》(CAS30),正式将综合收益和OCI纳入准则体系,并明确要求OCI在利润表中单独分项分类列示,这是收入费用观向资产负债观转变的一项重大改革。近年来,国内外学者围绕OCI的决策有用性进行了广泛研究,以OCI对投资者的决策有用性研究居多(Easton et al.,2017;Veltri et al.,2018;Park,2018;Wang et al.,2019;Cao et al.,2020;杨有红 等,2018;王艳 等,2018;李梓,2019;苏洋 等,2020),而对OCI与债权人决策的关注相对较少(欧阳爱平 等,2014;Bao et al.,2020)。现有将综合收益(包括OCI)和银行信贷相结合的研究中,绝大部分仅涉及贷款规模和贷款期限结构的探讨(欧阳爱平 等,2014;谢获宝 等,2014),未对信用贷款和担保贷款进行区分。少量研究关注了会计信息与贷款性质结构的关系(刘浩 等,2010;徐玉德 等,2011a),但均以概括的信息质量作为研究对象,并未涉及某一会计信息或盈余信息对信贷决策的影响,缺乏OCI、银行信用贷款和贷款性质结构方面的细化研究。银行作为企业最重要的信息使用者之一,与企业间的信息不对称程度较为严重,更易引发逆向选择与道德风险。不同性质的银行贷款,其风险最终承担对象存在一定差异,对借款人的信息需求显著不同(刘浩 等,2010)。相对于担保贷款,信用贷款方式下银行面临的不确定性较大,银行承担了较高的信贷风险。会计信息是债权人信贷决策的重要依据,那么在传统的净利润基础上新增的OCI是否会对银行信用贷款决策产生影响,进而影响银行贷款性质结构?

本文选取2012—2018年我国A股上市公司为研究样本,实证检验OCI对银行信用贷款决策的影响。本文边际贡献如下:其一,以银行信用贷款作为切入点,考察OCI对贷款性质结构的影响,研究视角较为独特;其二,探讨公司内外部信息监督在OCI影响银行信用贷款决策中的调节效应,并从应计盈余管理、真实盈余管理和证券交易所公布的信息披露考评三个维度对信息透明度的中介效应进行了检验,深化了研究深度;其三,丰富了OCI与银行信贷决策行为的关系研究,拓展了对OCI的信贷有用性的关注范围。

二、文献回顾

会计信息是银行信贷决策的重要信息来源(Williamson,1985),银行信贷人员可以运用会计信息支持信贷决策,提高信贷决策效率和产权保护(Ball,2008)。信贷决策中的财务信息存在“超载”与“缺失”并存的现象(Casey,1980)。Abde-Khalik(1973)发现,信息并非越详细越有用,财务信息若缺乏环境信息和前瞻性信息的支持,其对信贷决策的影响将显得力不从心。大量研究提供了会计信息与信贷决策相关的直接证据,学者分别从会计信息与企业破产概率的关系(Ohlson,1980)、债务契约签订视角下限制性条款的构成(Watts et al.,1986)、银行信贷决策的债务契约特征(Bharath et al.,2006)、银行授信额度(Chung et al.,1993)等方面进行了考察,着重探讨了会计信息与信贷成本(Bharath et al.,2006)、贷款期限结构(Barclay et al.,1995;Booth et al.,2001;Fan et al.,2003)的关系。此外,制度环境对债务契约的影响也受到了部分学者的关注(Booth et al.,2001;Fan et al.,2003;Firth et al.,2009)。

在我国,银行借款是绝大部分企业最主要的债务筹资方式,因此银行是企业重要的外部信息使用者。已有文献对会计信息的银行信贷决策有用性进行了较为深入的考察,大量学者研究了会计信息质量,特别是盈余质量与贷款可获得性、贷款总规模、贷款期限结构的关系,主要涉及会计信息与新增银行贷款(徐玉德 等,2011a)、新增银行长期贷款(陆正飞 等,2008)、债务期限结构(孙铮 等,2005;李健 等,2013)、银行贷款成本(王俊秋 等,2012)等方面。还有部分学者结合我国特殊的制度背景,实证检验了企业所有权性质(陆正飞 等,2008;李健 等,2013;李四海 等,2015)、政治关联(李健 等,2013)、政府干预程度(孙铮 等,2005)、市场化程度以及法制环境(徐玉德 等,2011b)等对银行信贷的影响。

综上所述,现有针对银行信贷决策的研究,绝大多数未对信用贷款和担保贷款进行区分,从而可能忽视不同性质贷款的风险最终承担对象的差异,仅有少量研究关注了会计信息与贷款性质结构的关系。比如,刘浩等(2010)认为不同类型的贷款对信息需求存在差异,并聚焦于获得银行信用贷款企业的会计信息质量特征,从可操纵性应计利润和会计稳健性两方面实证检验了银行信用贷款与会计信息质量之间的关系。徐玉德等(2011a)研究了信用借款与违约风险、盈余质量的关系,并按违约风险和盈余质量高低进行了分组检验,即对贷款性质结构进行了区分研究。但上述研究均以概括的信息质量作为研究对象,并未具体到某一会计信息或盈余信息对信贷决策的影响。虽然有学者进一步考察了综合收益及OCI对银行信贷的影响,但也仅从贷款期限结构或贷款规模方面进行了探讨。比如,欧阳爱平等(2014)对比分析了综合收益与净利润在信贷决策方面的差异性,实证检验了OCI的增量信贷决策有用性,但仅考察了OCI对贷款期限结构的影响。谢获宝等(2014)基于银行信贷规模视角探讨了综合收益对银行债务契约信息含量的影响,且认为OCI对信贷规模的确定不存在显著的信息含量。基于上述分析,本研究聚焦于银行信用贷款决策,并将其与OCI相结合,从微观层面深入考察OCI对贷款性质结构的影响。

三、理论分析与假设提出

(一)其他综合收益对银行信用贷款决策的影响

在金融市场中,银企之间的资金借贷存在严重的信息不对称,由于价格机制容易引发逆向选择而无法成为资源配置的标准,银行信贷决策必须依赖于其他机制来降低信息不对称。会计信息有助于降低银企之间的信息不对称程度,减少逆向选择和道德风险的发生概率,是信贷决策的重要信息来源,能够帮助银行准确预测债务企业的经营业绩、违约风险及破产概率。会计信息贯穿于债务契约签订、监督与执行的全过程,在银行信贷资源配置中发挥着重要作用。

一方面,在信息不对称较为严重的情况下,银行更加关注债务企业的最低价值,对稳健性会计的需求更高。具备信息优势的债务人可能基于自身利益而蓄意采取有损银行利益的行为进而引发道德风险。另一方面,银行在做出信贷决策前需要充分评估债务人的经营业绩和发展潜力,以最小化信贷风险。为准确评估企业信贷风险,进而做出科学合理的信贷决策,银行格外重视对企业未来偿债能力和盈利能力的预测,关注企业未来财务状况。因此,银行迫切需要能够满足全面性、及时性、预测性和相关性等要求的高质量企业会计信息。

OCI迎合了银行对企业会计信息的需要,具体体现在:其一,OCI主要反映以公允价值计量的资产和负债的价值变动。无论公允价值上升还是下降,均全面予以反映。相对于历史成本计量下只反映价值下降不反映上升,在净利润基础上增加披露OCI使得会计信息更加充分和全面,且无需等待利得和损失的实现。OCI在业务发生时就予以确认,提高了会计信息的及时性(葛家澍 等,2004)。OCI代表企业未实现但未来期间可转化为现实损益的潜力,相对于净利润更具前瞻性和债务契约有用性。OCI提供了除净利润之外的反映公司长期业绩的信息(杨有红 等,2018)。其二,OCI信息披露改进使得会计信息更加透明,同时还可以吸引更多的分析师跟踪,降低信息不对称程度,提高盈余透明度(杨有红 等,2018),有利于识别管理层利用OCI实施的盈余管理行为(Maines et al.,2000)。其三,OCI对收益和损失的确认更加及时、全面,能更加迅速地捕捉债务人面临的风险状况,及时向债权人传递有关债务人违约风险的信号,有助于银行及时调整信贷决策或变更债务契约。

然而,OCI也可能给银行信用贷款决策带来新的信息风险,集中体现在以下三个方面:第一,OCI引入的公允价值计量加剧了盈余波动性,企业OCI金额越大,未来会计盈余波动性越强,增加了银行对债务人未来现金流预测的不确定性。同时,OCI的信息披露还会提高银行对债务企业收益不稳定性和高风险的认知,减少银行信用贷款。第二,OCI为部分企业实施盈余管理甚至利润操纵创造了机会(王艳 等,2018)。利用OCI进行盈余操纵使得会计信息可靠性下降,一定程度上会对银行信贷决策造成负面干扰。第三,在实务中,OCI以公允价值计量会引入计量误差,无论是会计人员正常的估计误差,还是管理层机会主义导致的偏误,均会带来信息风险。以上三方面引发的信息风险会影响盈余信息的可靠性,进而降低其在债务契约中的作用,对银行信用贷款决策产生一定干扰。

综上可知,OCI在迎合银行对全面性、及时性、预测性等价值相关性信息需求的同时,所带来的银行信贷决策信息风险也可能会抑制其信息作用的发挥。然而,银行作为专门的金融机构,为信贷业务配备了大量专业性的从业人员,对于企业OCI的信息解读和应用具备较强的专业优势,应能最大限度地降低OCI带来的信息干扰。按贷款方式分类,银行贷款主要有信用贷款、担保贷款和票据贴现。其中,银行信用贷款主要依据借款人自身信誉发放,且以借款人信用程度作为还款保证,无需债务人提供抵押品或第三方担保。因此,相对于担保贷款,信用贷款方式下银行承担的信贷风险较高,必须充分掌握相关信息以便全面评估借款人的财务状况、盈利能力和偿债能力。OCI及其波动性传递的信息存在正负两方面作用,共同影响着银行信用贷款决策,其正负作用抵消后的净影响最终决定了决策相关性及其方向。因此,从理论上看,OCI会影响银行信用贷款决策及贷款性质结构,但影响方向并不确定,需要加以实证检验。因此,本文提出:

假设1a:在其他条件相同的情况下,其他综合收益会影响银行信用贷款比例,且两者显著正相关;

假设1b:在其他条件相同的情况下,其他综合收益会影响银行信用贷款比例,且两者显著负相关。

(二)其他综合收益列报制度变更对银行信用贷款的影响

2014年我国财政部印发的《企业会计准则第30号——财务报表列报》(财会〔2014〕7号)对OCI定义和披露要求进行了较大幅度的修订和完善,进一步明确和规范了其列报要求。一方面,要求设置“其他综合收益”一级科目进行会计核算,并在资产负债表中所有者权益大类下增设“其他综合收益”项目,将OCI从资本公积中分离出来单独列报。另一方面,OCI在利润表中列报位置发生了变化,由在“每股收益”项目下列示调整为在“净利润”下列示,使得报表间的勾稽关系更加清晰。OCI项目应划分为“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,且OCI各项目单独以税后净额进行列报。

从2014年OCI列报准则变更可以看出,无论是OCI在利润表中总额列报到分类分项目单独列报的变化,还是资产负债表中将OCI从资本公积分离出来的规定,均充分凸显了OCI的重要性,提升了OCI的信息透明度,有利于整体盈余信息的更好传递。显然,这对于债权人而言更具信贷有用性。因此,本文提出:

假设2:2014年OCI列报制度变更能够显著增强OCI的信贷决策有用性,使得其他综合收益与银行信用贷款比例的相关性更强。

(三)企业内外部信息监督水平的调节作用

信息有用性很大程度上取决于信息质量的高低,完善的企业内外部信息监督机制是会计信息质量的重要保障。因此,本文认为OCI与银行信贷决策的关系很可能受企业内外部信息监督水平的影响。

内部监督机制是缓解代理冲突、维护投资者利益的重要手段。两权分离度作为公司治理的重要指标之一,能在某种程度上反映企业的内部信息监督水平。所有权与经营权两权分离是现代企业制度的重要特征,也是企业内部信息监督机制有效运行的内在要求。经营权与监督权的合理分配是公司内部信息监督机制有效运行的重要保障。权力过于集中为管理层向投资者隐藏坏消息提供了便利(郑珊珊,2019),董事会的约束可有效抑制管理层自利行为,及时发现和纠正企业财务舞弊、违规操纵等行为(周美华 等,2016)。总经理与董事长二职合一会严重影响董事会独立性,导致董事会难以发挥应有的监督职能。身兼两职的总经理权力过度膨胀,会阻碍企业信息监督机制的有效运行,导致信息不对称程度加大,会计信息及其披露质量受损,进而降低企业经营效率(徐良果 等,2012)。特别是当公司面临财务困难时,公司为了获得银行信用贷款,更有可能隐瞒企业不良财务信息,而总经理与董事长二职合一为企业盈余管理甚至财务舞弊创造了便利。高管持股比例在一定程度上反映了两权分离度的高低。高管层持有一定比例的股份虽然有助于提升高管层的归属感、使命感和工作积极性,形成企业发展合力,但同时也使得两权分离度下降,在内部信息监督机制不能有效运行的情况下高管层更容易、更有动机为了获得银行信用贷款,以公司利益为借口形成合谋,隐瞒经营过程中的各项风险,进行盈余管理甚至财务操纵,从而影响会计信息质量。

机构投资者作为重要的外部信息使用者,在企业外部信息监督方面发挥着重要作用。一方面,当机构投资者持股比例较高时,其更容易达成一致行动,且整体谈判能力更强。他们更有动机和能力对管理层进行有效监管(Bradley et al．,2010),从而能够有效缓解代理冲突,极大地降低信息不对称程度。另一方面,相对而言,机构投资者更加专业和敏感,信息解读能力更强,更容易发现企业管理层的盈余管理行为,进而可以更加有效地抑制企业盈余操纵(Bao et al.,2017),提高会计信息质量。此外,较高的机构投资者持股比例还可以向外部信息使用者传递公司质量较高的信号(Mallin,2012),从而帮助企业获得更多的银行信用贷款。

因此,本文提出:

假设3:在其他条件相同情况下,企业内部信息监督水平越高,其他综合收益对银行信用贷款的影响越明显。

假设4:在其他条件相同情况下,企业外部信息监督水平越高,其他综合收益对银行信用贷款的影响越明显。

四、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选取2012—2018年我国沪深A股上市公司数据为样本,并对初始样本进行了以下筛选:(1)剔除金融保险类行业的上市公司;(2)剔除部分数据严重缺失的观测值;(3)剔除部分异常数据。经过上述处理,本文最终得到9597个观测值。样本数据来自CSMAR数据库,并与锐思(RESSET)金融研究数据库的部分数据进行了核对。

(二)模型构建

本文借鉴刘浩等(2010)、徐玉德等(2011b)的思路,以第t期银行信用贷款作为解释变量,第t-1期OCI作为被解释变量设计模型(1)。同时,考虑到双重差分模型(Difference-in-Difference,DID)不仅能一定程度上降低内生性,而且可以较好地反映政策实施效应,因此本文以OCI列报制度变更为契机,进一步构建模型(2)考察2014年OCI准则修订带来的政策效应。模型(1)、(2)中的变量说明具体见下文。

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)变量说明

1.被解释变量

被解释变量CREDITLOAN表示上市公司银行信用贷款。为便于比较,本文采用相对指标进行度量,具体定义为第t年银行信用借款在银行借款总额中所占比重。

2.核心解释变量

在模型(1)中,核心解释变量为t-1期其他综合收益发生额,为消除规模影响,除以第t-1期期末资产总额。模型(2)中包括三个核心解释变量,分别是:(1)Treat为分组标识变量,将2014年列报OCI且不为0的企业划分为实验组,赋值为1,否则为对照组,赋值为0。在分组前,剔除了2014未列报或列报值为0且后期列报不为0的相关企业的观测值。(2)time为政策年度标识变量,样本所在年份为2014年及以后,赋值为1,否则赋值为0。(3)交互项Treat×time为模型最重要的解释变量,其系数α3反映了2014年OCI列报制度改革对银行信用贷款的政策实施净效应,若系数α3显著为正,则说明2014年OCI列报制度改革对银行信用贷款决策带来了积极影响,有利于企业获得更多的信用贷款。

3.控制变量

本文参照陆正飞等(2008)、刘浩等(2010)等研究的做法,选取的控制变量包括企业规模(SIZE)、资产收益率(ROA)、资产负债率(LEV)、所有权性质(OWNER)、信用保障程度(TRADE)、审计意见(AUDIT)、销售收入增长率(GROWTH)、自有资金充裕程度(CFIO)和清算价值比率(LIVA)。此外,本文还控制了行业(IND)和年度(YEAR)效应。

4.调节变量

调节变量为企业内外部信息监督水平。对于企业内部信息监督水平(IN_SUPE),以总经理与董事长是否二职合一和高管持股比例两个指标共同反映的两权分离度加以衡量。当董事长与总经理由同一人担任且高管持股比例高于行业年度中位数时,表示两权分离度低,企业内部信息监督水平低,赋值为0,否则赋值为1。对于企业外部信息监督水平(EX_SUPE),主要通过机构投资者持股比例衡量。当机构投资者持股比例高于行业年度中位数时,表示企业外部信息监督水平高,赋值为1,否则赋值为0。

各变量说明如表1所示。

表1 变量说明

五、实证结果与分析

(一)描述性统计

从表2可以看出,CREDITLOAN的均值为0.426,说明在企业贷款总额中,银行信用贷款比例较高,在银行信贷结构中占据重要位置;CREDITLOAN的中位数为0.373,标准差为0.345,且最小值和最大值差异较大,说明样本公司之间银行信用贷款比例差异较大。剔除规模效应后OCI的标准差为0.017,最小值(-0.140)和最大值(0.968)之间差异较大,说明样本公司之间的OCI具有一定差异性。Treat的均值为0.705,即实验组样本比例约为全样本的70%,说明大部分上市公司受到了2014年OCI列报制度变革的影响,运用DID模型检验其实施的信贷效应具有适用性。

表2 主要变量的描述性统计分析

(二)实证检验结果

1.基本回归结果

表3报告了假设1a、假设1b和假设2的检验结果。在控制相关变量后,t-1期OCI与银行信用贷款比例在10%的水平下显著正相关,回归系数为0.291。该结果支持假设1a,说明OCI会影响贷款性质结构,具有银行信用贷款决策相关性。列(2)～(4)的结果显示,DID模型中依次加入控制变量进行分析后,均呈现出稳定一致的回归结果。由列(4)可见,交互项(Treat×time)的回归系数为0.036,且在5%的水平下显著,说明2014年OCI分类列报制度改革影响了银行贷款性质结构,具有银行信贷决策有用性,该结果支持假设2。

表3 基本回归结果

2.分组回归结果

表4列示了区分样本公司内部信息监督水平后,其他综合收益及其列报变更对银行信用贷款影响的回归结果。其中,列(1)和列(2)是高内部信息监督水平组的回归结果,列(3)和列(4)是低内部信息监督水平组的回归结果。在高内部信息监督水平组,OCI的回归系数为0.511,且在1%的水平下显著;交互项(Treat×time)的回归系数为0.055,且在5%的水平下显著。而在低内部信息监督水平组,OCI、Treat×time的回归系数均不显著。上述回归结果支持假设3。

表4 内部信息监督水平分组回归结果

表5列示了区分样本公司外部信息监督水平后的回归结果。其中,列(1)和列(2)是高外部信息监督水平组的回归结果,列(3)和(4)是低外部信息监督水平组的回归结果。在高外部信息监督水平组,OCI的回归系数为0.366,且在1%的水平下显著;Treat×time的回归系数为0.049,且在10%的水平下显著。而在低外部信息监督水平组,主要解释变量OCI、Treat×time的回归系数均明显下降,且不再显著。上述回归结果支持假设4。

表5 外部信息监督水平分组回归结果

(三)进一步研究

1.信息透明度的中介效应检验

盈余管理程度是衡量企业信息透明度最常用的指标,其中以应计盈余管理居多。本文不仅对应计盈余管理在OCI的信用贷款决策中的影响机制进行了检验,还增加了真实盈余管理的中介效应检验。对于应计盈余管理(EM),在采用修正的琼斯(Jones)模型计算出操控性应计利润的基础上对其取绝对值来度量。考虑到企业可能同时进行生产、销售和费用环节的真实盈余管理,本文参照徐高彦等(2021)的方法,利用“生产操控-销售操控-费用操控”计算得到真实盈余管理(REM)。此外,本文还以证券交易所公布的信息披露考评结果来衡量企业的信息透明度。信息披露考评结果(GRADE)分为A(优秀)、B(良好)、C(及格)和D(不及格)四个等级,按等级由高到低分别赋值4、3、2、1。同时,本文以虚拟变量(DOCI)对其他综合收益进行度量,披露OCI且不为0,赋值为1,否则赋值为0。综上,本文从应计盈余管理、真实盈余管理和证券交易所公布的信息披露考评结果三个维度对信息透明度的中介效应进行检验,分别构建以下模型:

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代表多维信息透明度,包括应计盈余管理(EM)、真实盈余管理(REM)和信息披露考评(GRADE)。模型(4)、(5)中新增了两个控制变量,分别为是否来自四大(BIG4)和内部控制质量(ICQ)。是否来自四大(BIG4)为虚拟变量,当提供审计服务的会计师事务所来自四大,则赋值为1,否则赋值为0。对于内部控制质量(ICQ),在深圳迪博内控指数基础上加1取自然对数得到。

为检验信息透明度的中介效应,需要对模型(3)～(7)的回归系数进行判断。其中:模型(3)中的α1表示OCI对银行信用贷款比例影响的总效应;模型(4)～(6)中的α1表示OCI列报对信息透明度(包括应计盈余管理、真实盈余管理和信息披露考评)的影响;模型(7)中的α1表示在控制中介变量Tran后OCI对银行信用贷款比例的影响,α2表示信息透明度对银行信用贷款比例的影响。在模型(7)中,若α2显著,则说明中介效应显著;若α1和α2均显著,则为部分中介效应;若α2显著,而α1不显著,则为完全中介效应。

表6至表8报告了信息透明度(包括应计盈余管理、真实盈余管理和信息披露考评)的中介效应检验结果。模型(3)中DOCI与CREDITLOAN的相关系数为0.040,且在1%的水平下显著,进一步验证了假设1a。模型(4)和模型(5)中DOCI与EM、REM的相关系数分别为-0.008和-0.037,且分别在5%和1%的水平下显著,说明OCI列报不仅对应计盈余管理有抑制作用,同时还降低了真实盈余管理空间。模型(6)中DOCI与GRADE的相关系数为0.035,且在5%的水平下显著,说明OCI列报对证券交易所公布的信息披露考评具有积极影响。综上可知,模型(4)～(6)的回归结果共同表明OCI列报有利于提升企业信息透明度。模型(7)的回归结果显示,CREDITLOAN与DOCI、EM、REM、GRADE的相关系数均显著,说明在OCI列报对银行贷款性质结构决策的影响中,信息透明度发挥部分中介效应。

表6 信息透明度(应计盈余管理)的中介效应检验结果

(续表6)

表7 信息透明度(真实盈余管理)的中介效应检验结果

表8 信息透明度(信息披露考评)的中介效应检验结果

2.其他综合收益的预测能力检验

OCI自身价值相关性应是其具有信贷决策有用性的重要原因,预测价值是价值相关性的最直接体现。若OCI有利于预测企业未来现金流,则可以认为OCI具有预测价值。考虑到净利润是构成未来现金流的最重要内容,本文设置模型(8)对OCI的预测能力进行检验。

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为企业第t年净利润;所有解释变量和控制变量均为t-1年数据。新增控制变量中,D_follow为分析师跟踪虚拟变量,大于当年分析师跟踪均值的赋值为1,否则赋值为0;NKQX为内部控制缺陷虚拟变量,若企业存在重大缺陷、重要缺陷或一般缺陷中的任何一种,则认为存在内部控制缺陷,赋值为1,否则认为不存在内部控制缺陷,赋值为0;EV为经营现金净流量/期末负债总额;WX为无形资产在总资产中的占比。

表9报告了逐步放入控制变量后的回归结果,从中可见,OCI与NI_F表现出稳定一致的显著正相关关系。OCI与企业未来净利润关系也可能是OCI的盈余操纵所致,鉴于上文已经证实OCI可以抑制企业盈余管理行为,因此OCI与未来净利润的正相关关系一定程度上验证了OCI的预测能力。

表9 其他综合收益的预测能力检验结果

六、内生性的控制

为尽可能避免潜在内生性问题的干扰,本文还借鉴肖虹等(2018)的方法,对研究样本进行了PSM匹配。为保证匹配合理性,本文将列报OCI的样本作为处理组,赋值为1,将OCI为零的样本作为控制组,赋值为0。同时,本文选择企业规模(SIZE)、企业成长性(GROWTH)、资产负债率(LEV)和企业所处地区的市场化程度(INDEX_MAR)(1)市场化指数越大,表示市场化进程越快。市场化程度数据源于王小鲁等编著的《中国分省份市场化指数报告(2018)》。由于该报告仅列示了2012—2016年的市场化指数,我们通过Stata软件拟合计算了2017—2018年我国各省份市场化指数,并依据计算出的综合得分进行排名。本文将前15名归为市场化程度高组,市场化程度(INDEX_MAR)赋值为1,其余归为市场化程度低组,赋值为0。作为协变量。模型(9)的Logit回归结果列于表10,从中可见,所有协变量的回归系数均在1%水平下显著,说明OCI确实受企业规模、成长性、资产负债率和所在地区市场化程度的影响。在尝试最邻近匹配、半径匹配(设定半径r=0.001)和核匹配(宽度系数w=0.06)三种匹配方法后,本文最终选择最优的半径匹配对OCI与银行信用贷款的关系进行检验。半径匹配的平均处理效应(ATT)为0.023,对应T值为2.19,在5%的水平上显著,且匹配仅损失少量样本。进一步,本文开展了平衡性检验以确保匹配有效性,结果如表11所示。PSM匹配后所有协变量标准化偏差的绝对值均小于10%,且对应T检验基本不显著。这说明通过了平衡性检验,匹配过程及结果有效。本文利用PSM匹配后的样本重新进行回归,估计结果见表12,不难发现,研究结论并未发生明显变化。

表10 其他综合收益披露影响因素的Logit回归

表11 倾向得分匹配的平衡性检验

表12 PSM匹配后基本回归结果

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

(9)

七、稳健性检验

为确保研究结论可靠性,本文还进行了如下稳健性测试:

第一,平行趋势检验。运用DID模型必须满足平行趋势假定,因此本文引入模型(10)对模型(2)进行平行趋势检验,具体模型为:

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分别表示政策实施年份前一年和前两年的虚拟变量。具体地,当年份为2013年时,time1赋值为1,否则赋值为0;当年份为2012年时,time2赋值为1,否则赋值为0。交互项Treat×time1和Treat×time2分别表示2014年OCI列报准则实施之前,实验组与对照组的OCI变化趋势。若两个交互项均不显著,则说明样本满足平行趋势假定。由表13列(1)的回归结果可知,Treat×time1和Treat×time2的回归系数均不显著,说明样本满足平行趋势假定,模型(2)的估计结果具有稳健性。

第二,变换解释变量的衡量方法。用OCI_T对解释变量进行替代性测量,OCI_T具体定义为第t-1年、t-2年和t-3年三年累计其他综合收益/期末资产总额。重新回归后的结果报告于表13的列(2),从中可见,OCI_T的回归系数在5%的水平下显著为正。这说明在调整解释变量衡量指标后,所得结论与上文基本回归结果一致。

第三,替换部分控制变量。本文同时将资产负债率(LEV)替换为第t-1年期末速动资产除以流动负债的比率,即速动比率(QUICK),审计意见(AUDIT)替换为是否来自四大(BIG4),自有资金充裕程度(CFIO)替换为现金及现金等价物与负债总额之比(CASH)。由表13的列(3)和(4)可见,在同时替换以上控制变量后,OCI和Treat×time的回归系数依然显著为正,与表3结果一致,说明本文研究结论稳健成立。

第四,仅使用政策发生前的样本对实验组虚拟变量Treat回归。本文使用2012和2013年的样本数据进行回归,结果见表13的列(5)。不难发现,Treat的回归系数不显著。

表13 稳健性检验结果

(续表13)

八、研究结论与政策建议

本文以2012—2018年我国沪深A股上市公司为样本,探讨了其他综合收益对银行信用贷款决策的影响,研究发现:第一,其他综合收益与银行信用贷款比例显著正相关;第二,企业内外部监督水平越高,其他综合收益对银行信用贷款决策的影响越明显。第三,2014年其他综合收益列报制度改革产生了积极影响,使得其他综合收益的信贷决策有用性显著增强;第四,信息透明度在其他综合收益影响银行信贷决策的过程中发挥中介作用;第五,其他综合收益自身的预测价值可能是其具有信贷有用性的重要原因。

基于上述结论,本文提出以下政策建议:

(一)对准则制定机构的建议

第一,从会计要素层面增加利得和损失两大会计要素。我国现行会计准则并未将利得和损失纳入会计要素之中。建议将利得和损失纳入会计要素,并修改动态会计等式为“收入-费用+利得-损失=综合收益”,以便更好地反映资产负债观和全面收益理念,提升包括OCI在内的会计信息含量。

第二,从准则和概念框架高度进一步完善其他综合收益定义、确认标准、重分类及列报相关规定。首先,应进一步明确OCI的定义及其确认标准。建议制定一个综合收益概念框架,在该概念框架指导下从准则高度明确OCI的定义和确认,从根本上解决OCI实务应用混乱的问题。其次,应完善OCI重分类相关规定。不同的重分类处理规定会直接影响OCI的确认和计量,从而影响各期盈余信息及其有用性。我国现行准则有关OCI的重分类规定虽能暂时应对会计实践需要,但不是长久之计。再次,应对利润表进行更名,并积极推进列报改革。目前,“净利润+OCI”的利润表列报模式,已不符合“收入-费用=利润”的编制基础。建议改进利润表的编制基础,并进行更名,使该报表名称与反映的具体列报内容相符。

第三,进一步完善信息披露制度,提高信息透明度和可读性,降低信息不对称带来的信息风险。OCI涉及众多复杂业务,核算项目繁多,且大量相关业务与资本市场波动相关,这客观上增加了OCI的理解难度。实务中,部分企业利用OCI的这些特性在附注披露中进行隐晦性描述甚至误导性表述,给信息使用者决策带来了干扰。因此,有必要进一步完善相关信息披露制度。

(二)对企业的建议

本文研究表明,企业内外部信息监督水平越高(两权分离度越高、机构投资者持股比例越高),OCI对银行信用贷款决策的影响越强,说明公司治理体系和信息披露监督机制的完善是提升OCI信贷决策有用性的重要途径。因此,要努力提升公司治理水平,加强信息披露的内外部监管。

(三)对完善资本市场的建议

要加强投资者、会计师事务所、证券交易所、证监会、银监会和新闻媒体等多维主体在信息披露监管方面的相互协调、相互配合与相互支撑,充分运用大数据、人工智能等现代化技术,创新监管手段和方法,实现精准化、智能化监管,同时加大对信息披露违法违规行为的处罚力度,不断提高违规成本。此外,还应进一步完善资本市场监管制度,努力为企业高质量会计信息的提供营造良好环境。