1、1银行改革、 债务契约与会 计稳健性陈信元上海财经大学 会计与财务研究院上海市国定路 777 号， 200433电话：021-6590 4202E-mail：朱红军上海财经大学 会计与财务研究院上海市国定路 777 号， 200433电话：021-6590 4359，13918049314E-mail：何贤杰上海财经大学 会计学院上海市国定路 777 号， 200433电话：021-6591 5504，13774237041E-mail： 2007 年 9 月2银行改革、 债务契约与会 计稳健性摘要：本文以中国银行业在 2003 年底启动的部分私有化和上市改革作为研究的基本背景，分析了银行在改
2、革前后激励的变化，及其对债务契约和企业会计信息的影响。我们发现，当国有银行于 2003 年底启动改革后，债务市场开始成为稳健会计的驱动力。我国上市公司整体的会计信息稳健程度较银行改革前有了显著的提高。并且，我们发现，公司会计稳健性的提高，主要来自于拥有较多银行借款的公司，即受银行改革影响较大的公司。进一步的研究还发现，银行改革对公司会计信息的影响还与公司其他替代治理机制和产权性质相关。对于处于外部治理环境较差地区的公司或者聘请小事务所进行审计的公司，其会计信息稳健程度在银行改革前后的变动要更大，尤其是其中具有较高银行借款的公司。此外，国有企业会计信息稳健程度在银行改革前后的变动要大于非国有企业
3、。关键词：银行改革 债务契约 治理机制 会计稳健性一、 引言自 Basu（1997）以来，会计稳健性逐渐成为实证会计研究的热点。而其中两个重要的方向是会计稳健性的经济动因以及稳健会计在公司治理中的作用。Watts（2003）把公司会计信息稳健性的经济动因归结为股东和管理层以及股东和债权人之间的经济契约，股东的法律责任，政府的管制和税收政策。由于上述四个动因通常互为关联，因此在经验研究中往往难以直接区分各种因素对会计稳健性的影响。会计稳健性的经济动因仍然是学术界和准则制定者十分关心的问题。Ball 等（2007）的研究指出，基于一个国家的横截面经验研究，虽然所处的法律和管制环境相同，但是在区分契
4、约动因中债务市场和权益市场对会计稳健性的影响时存在较大的困难。因此，他们的研究尝试用跨国比较来克服这方面的缺陷并试图区分债务市场和权益市场对公司会计稳健性的影响。他们用债务占一个国家 GNP 的比重作为衡量该国债务市场的重要性，发现在债务市场越重要的国家，公司的会计信息稳健程度也越高。然而，他们的研究也存在着值得商榷的地方，除了跨国研究固有的局限性外，关键的一点在于他们并没有区分不同债权人对会计信息要求的差异。事实上，不同国家的债权人结构存在着很大的差异，而其对债务人会计信息的要求也不尽相同。首先，公共债（Public debt）的债权3人和银行等专门的金融机构由于监督能力和谈判能力的差异，其
5、对债务人会计信息的要求存在着较大的差异。其次，即使就银行对会计信息的要求而言，各个国家也存在着比较大的差别，日德等主银行制的治理模式下，银行获取企业的信息主要依赖于信息的内部传递，其对会计信息的要求就有别于其他的国家。此外，不同所有制的银行对于债务契约中会计信息的要求也会由于其激励的不同而产生差异，鉴于 La Porta 等（2002）的跨国研究发现，国有银行仍然在他们研究的 92 个国家中控制着 42的资产，因此银行的不同产权结构对会计信息的影响也不可谓不重要。中国的制度背景却可为我们研究会计稳健性的债务契约动因提供良好的条件。首先，中国公司的债务融资主要来自于银行，而很少来源于公开发行的债
6、券。这种比较单一的债权人结构可以使得我们的研究不至于混合不同类型的债权人对会计信息的需求，而对结论造成影响。其次，中国的银行业有别于日本等国家的主银行制度，虽然中国公司的债务融资主要来自于银行，但银行不参与公司的管理，在董事会中也没有派驻代表，这使得会计信息成为银行和公司之间解决信息不对称问题以及银行监督企业行为的重要渠道，即在理论上中国的银行存在对稳健会计信息的需求。更为重要的是，中国的国有银行在 2003 年底启动了银行业体制的改革，国有银行通过财务重组和资本市场上市对其产权结构进行了部分私有化的改造，同时对其公司治理结构和运行机制进行了市场化的改造。银行作为中国公司最大的债权人，其对债务
7、契约中会计信息的需求在改革前后发生了重大的变化，这为研究债务市场对会计信息的影响提供了非常有利的条件，能在一定程度上控制稳健会计的其他动因。此外，处于转型经济中的中国各地区的市场化进程存在着很大的差异，从公司的所有权性质上看又同时存在着国有企业和民营企业，而银行对不同治理环境以及不同所有权公司的会计信息要求在启动改革前后亦发生了重大的变化，这又为观测债权人激励的改变对公司在横截面上的影响提供了很好的研究契机。本文以中国银行业在 2003 年底启动的部分私有化和上市改革作为研究的基本背景，分析了银行在改革前后激励的变化，及其对债务契约和企业会计信息的影响。我们发现，当我国于 2003 年底启动国
8、有商业银行部分私有化和上市改革后，债务市场开始成为稳健会计的驱动力。中国上市公司整体的会计信息稳健程度较银行改革前有显著的提高。并且，我们发现公司会计稳健性的提高，主要来自于拥有较多银行借款的公司，即受银行改革影响较大的公司。进一步的研究还发现，银行改革对公司会计信息的影响还与公司的其他替代治理机制和产权性质相关。对处于外部治理环境较差地区的公司或者聘请小事务所进行审计的公司，其会计信息稳健程度在银行改革前后变动较大，尤其是其中具有较高银行借款4的公司。此外，国有企业会计信息稳健程度在银行改革前后的变动要大于非国有企业。本文对会计稳健性经济动因的研究进行了有益的延伸和拓展。我们的研究利用中国银
9、行业改革前后债权人激励的变化作为研究的背景，在一定程度上减轻了内生性问题的影响，证明了债务市场确实是公司会计信息稳健性的一个重要驱动力，但这又依赖于一定的前提条件，即债权人是否有足够的保护自身的激励以及债权人和债务人之间信息传递的方式。我们的结论为已有的关于各国会计信息特征的研究提供了另外一种解释。Bushman and Piotroski（2006 ）发现国有企业比重越大的经济体，其公司会计信息稳健程度越低。一个可能的原因是这些国家的银行结构主要由国有银行构成，由于其自身代理问题较为严重且易成为寻租的工具（Spapienze，2004；Dinc，2004） ，这使得其对债务人会计信息要求较弱
10、，从而导致公司会计信息整体的稳健程度较低。这与我国的公司在银行启动改革前的会计信息特征较为相似。此外，转型经济国家也往往是国有银行处于主导地位，这也可以解释为什么在这些国家会计信息的稳健程度普遍不高。同样，在裙带现象较为严重的东亚地区，银行往往成为寻租的工具，或者银行和公司的控股股东本来就存在的一定的关系，从而使得这些地区的会计信息稳健程度相对不高。而这也可以解释 Ball,Robin and Wu（2003）的发现，即同属于英美法系的东亚四国的会计信息稳健程度却要小于其他的英美法系国家。本文与会计准则的研究也有一定的相关性。近来，债务契约是否会对公司会计信息的特征产生影响受到了一些学者的质疑
11、（Leuz，2001；Schipper，2005） ，而会计准则的趋势也是向市值会计发展。然而准则的制定和推广者，却往往忽视了因各国制度背景的差异而导致的对会计信息的不同需求。本文的研究表明，会计信息在很大程度上要依赖于一国的债权人结构和债权人的激励，特别地，会受一国银行的产权结构影响。最后，本文也拓展了会计信息在公司治理中的作用的相关研究（Lafond and Roychowdhury，2006；Ahmed 等（2002） ） 。Bushman 等（2004）认为会计信息是实现有效治理的手段之一，其与其他的治理机制，如董事会的结构、股权结构之间存在着相互的影响。本文的研究表明在债务契约中，会
12、计信息与其他的治理机制，如公司的外部审计，地区的治理环境等存在着替代的关系。当银行启动改革后，缺乏其他替代治理机制的公司，其会计信息稳健性变动程度较大，如聘请小事务所进行审计的公司以及处于较差的治理环境的公司在银行改革后会计稳健性显著增强。本文以下部分的结构如下：第二部分从理论上分析不同的债权人结构及其激励对公司会计信息稳健性的影响，并分析了我国银行改革前后债权人激励的变化以及对债务契约和5企业会计信息的影响；第三部分描述了本文的数据和研究设计；第四部分报告了银行改革影响企业会计信息稳健程度的经验证据；第五部分进一步分析了银行改革对公司会计信息的影响是否与公司所处的治理环境、聘请的审计师的质量
13、等替代治理机制和其产权性质相关；最后对本文进行了总结。二、理论分析、制度背景与研究假说（一）债权人结构及其激励与会计稳健性现有的文献主要基于代理理论的框架提出债权人和债务人的利益冲突会影响企业会计信息的稳健程度（Watts，2003 等） 。在债务契约中，债权人和债务人面临着非对称收益，当企业经营好时，债权人仅能得到本金和利息，而不能获得额外的收益，但当债务人资不抵债时，债权人却要承担不能收回投资的损失。债务契约收益的不对称性决定了债权人会更加关注企业的最低价值。对于债权人而言，资产记录越稳健，其从资产上得到的对其贷款的保障就越大，也就越能维护他们的利益。这种在资产和收益确认上的谨慎性表现在会
14、计信息上就是会计政策稳健性或称谨慎性。国际会计准则将其定义为：“在有不确定性因素的情况下作出所需要的估计时，在判断中加入必要程度的谨慎，以使不高估资产或收益也不低估负债和费用。 ”它要求在对经济事项进行确认、计量和列报时，按照导致最低资产和收益的会计政策进行反映。基于这一原则的会计处理能使资本得到最大程度的保全，降低债务人发放高额股利等机会主义行为的可能性，从而保护债权人的利益。然而，值得指出的是，会计信息只是减轻债务契约中的代理问题的各种治理手段之一，债务契约是否会成为会计稳健性的经济动因还要取决于不同债权人在债务契约中的激励以及其他治理机制和会计信息的相对收益和成本。债权人通常可以分为公司
15、发行的公共债券的持有人和银行等专门的金融机构。两者在债务契约中的谈判能力和监督能力以及获得信息的方式存在着很大的差异，自然地其对会计信息的需求也不尽相同。通常而言，公共债券持有人的监督能力和谈判能力较弱，并且由于“免费搭车” （free-riding）等问题的存在，其主动搜寻信息的的激励也相对不足，他们获取债务人财务状况和经营状况等信息的渠道主要来自于会计信息等债务人公开披露的信息，因此在其他治理机制既定的条件下，其通过稳健会计限制债务人机会主义行为的需求较强烈。而对于银行等专门的金融机构而言，其对稳健会计的需求则在很大程度上取决于银行和企业之间的信息沟通方式。当银行持有债务人的股份，并且在债
16、务人的董事会或6监事会等机构中派驻有代表时，其通常可以通过信息的内部传递获得债务人的信息，并且阻止债务人机会主义行为的能力也较强，因此对稳健会计信息的需求就比较弱。这一类型的银企关系最为典型的是日本的主银行制度。而当银行不持有债务人的股份，或虽持有股份但其基本不参与债务人的经营活动也没派驻相应的代表时，则其通过会计信息限制债务人的机会主义行为的需求也比较强烈，相应地，债务契约对会计信息稳健性的驱动力就较强。上述理论分析表明，债务契约能否成为会计稳健性的动因及其效应的大小要取决于债权人结构，具体地依赖于不同债权人的监督能力和信息获取的方式。当然，这其中隐含的一个前提条件是，不管公共债券的持有者还
17、是银行等专门的金融机构，都应有足够的激励来维护自己的利益，从而迫使债务人为了减轻代理问题带来的损失，而采用稳健的会计约束（bonding ）自己的行为。然而，由于银行等专门的金融机构其自身也可能存在着代理问题，上述理论前提在某些情况下可能并不适用。对于银行而言，其中最关键的影响因素便是其自身的产权结构和治理结构。现有的诸多研究成果表明，公有产权的企业由于管理层的激励和公司的激励不一致的程度相对较高，代理问题更为突出，对公司价值的损害也较为严重。自然，国有银行也不例外，并且已有的研究还表明国有银行的代理问题尤为严重，其往往容易成为寻租的工具。Spapienze（2004）的研究就发现银行借款利率
18、反映了政党在意大利各地区的影响力，政党能够通过对国有银行的影响使其在本地区发放低利率的贷款。而 Dinc（2004 ）的跨国研究也表明国有银行成为了政治家赢取选民支持的工具，在大选年其贷款的增加要明显高于私有银行。因此，当银行的产权性质为国有且缺乏良好的监督和治理时，其对债务人治理机制的要求自然就不高，而公司通过稳健会计约束自身行为从而缓解代理问题造成的损失的激励也较弱。简而言之，会计稳健性的债务契约动因是否存在及其效应的大小取决于债权人的类型及其激励，具体地，依赖于在不同的债权人类型下，会计信息和其他治理机制缓解代理问题的相对作用以及债权人自身的产权形式和代理问题。（二） 中国银行业改革及其
19、对债权人激励的影响上述的理论分析结果使得我们自然将目光聚焦于中国公司的债权人结构及其激励，而这要涉及到银行的结构及其变革这一基本的制度背景。中国金融结构的一个显著特点是国有银行几乎掌握了整个国家主要的金融资源，且银行信贷仍然是企业占主导地位的融资模式。金融资源的分布状态注定了银行业的改革会通过债务契约对企业行为产生巨大的影响。无疑，这其中也包括企业的会计信息。7二十多年来，中国的国有银行改革大致经历了三个阶段：1984-1994 年是专业化改革阶段，从中国人民银行中分设出工、农、中、建四家专业性银行；1994-2003 年是国有独资商业银行改革阶段，工、农、中、建四行由专业性银行向商业银行转变
20、；尤其是 1997 年亚洲金融风暴，使得中国政府开始认识到金融风险对国家和社会的巨大破坏力。正是在这一背景下，当年底召开的第一次全国金融工作会议，提出银行业改革的重点在化解金融风险，强化金融监管。之后的一年，政府采取了发行 2700 亿元特别国债补充国有商业银行资本金等一系列举措。然而，这些改革还主要停留在处置不良资产、提高资本充足率等层面上，尚未触及到体制等深层次问题。而开始于 2003 年底的中国银行业第三阶段的改革，则首次从体制上明确了国有商业银行改革的方向是产权和公司治理的改造，政府开始通过财务重组和推动银行上市对国有银行进行产权的部分私有化改造，并开始加强国有商业银行的治理机制和运行
21、机制，以期实现绩效最大化。2003 年底以来，四大国有银行中的中国银行、中国建设银行以及中国工商银行先后经历了注资、股改、上市三个步骤。这次改革从真正意义触动了银行的股权结构，改变了银行的激励，随着外部股东的引入和上市改革的进行，银行开始注重自身的治理结构，以及对信贷风险的控制，更加关注债务人的治理机制。银行业的改革所带来的这一变化也通过债务市场对公司的行为产生了巨大的影响，其开始重视各种治理机制以减轻债务契约中的代理问题。（三） 研究假说综合上述的理论分析并结合我国银行业改革的制度背景，一个自然的结论是，银行改革将使得债权人对稳健会计的需求增强，而这又会推动企业采取稳健的会计来减轻债务契约中
22、的代理问题。基于此，我们预期在银行启动改革后，上市公司整体的会计信息稳健程度将高于改革前，并且对于受改革影响较大的具有较多银行债务的企业，其会计信息稳健程度在改革前后的变化要更为明显。三、数据、样本与研究设计1数据来源与样本选择本文所有的数据来源于上海万得资讯有限公司开发的 WIND 数据库和深圳国泰君安信息技术有限公司开发的 CSMAR 数据库。我们选取了 2001 年至 2005 年沪深交易所上市的 A股公司作为研究的样本。之所以选择 2001 年作为研究期间的起点是由于 2001 年中国开始实施新的企业会计准则和企业会计制度，这导致该年前后企业实施的会计政策发生了实质8性的改变。因此，为
23、了避免不同会计准则和制度下会计稳健性的差异对本文结论可能产生的影响，我们的研究期间选择从新准则实施的 2001 年作为起点。而为了观测银行业的改革对公司会计稳健程度的影响，我们选取了在 2001 年至 2005 年一直存在的样本。同时，鉴于首次发行股票公司当年的会计盈余和其他年份有较大差异，我们剔除了当年 IPO 公司。此外，我们还剔除了金融保险类的上市公司。而为了控制异常值的影响，我们剔除了股票收益率在一年之内变动超过 100的观测值，银行借款占资产比例在 99以及 1分数位之外的观测，最后的观测值为 4365 个。2研究设计本文研究设计上的一个关键就是会计稳健性的度量。Basu（1997）
24、将其定义为在财务报告中列报“好消息”时比列报“坏消息”时需要更确定的证据，即对于“好消息”必须在事项基本确定时才能予以确认，而对于“坏消息”则应该尽早确认。这种确认上的非对称性能够使得“坏消息”更及时地反映在会计盈余和资产上，从而避免高估企业的盈余和资产。在有效市场里，股票价格反映了包括会计盈余在内的一切公开信息，代表了企业的经济利润，因此会计盈余和股价的相关性体现了会计信息反映经济事项的及时性。基于稳健原则的会计处理确认信息的非对称性，意味着发生“坏消息”时盈余与收益的相关性要高于“好消息” ，而在两种状态下相关性的差异程度可以被用来判别企业会计政策的稳健性。Basu（1997）基于上述原理
25、构建了如下模型用来估计企业会计政策的稳健程度：01231it itititititEPSRDR （ 1）模型（1）中 EPSit表示公司 i 在第 t 年的每股税后净收益，P it-1代表其在 t-1 年年末的股票价格。R it代表 i 公司在第 t 年的年股票收益率，DR it是虚拟变量，当 Rit0 时取值为1，否则为 0。该模型中 越大，则表明会计信息确认“ 坏消息”相对于确认“好消息”3越及时，也就是企业的会计稳健性越强。这一衡量会计稳健性的方法在学术界已经得到了比较广泛的应用，如 Ball 等（2000，2003） ，Bushman 等（ 2004，2005） ，本文会计稳健性的衡量
26、也采用了 Basu（1997）的方法，并用以下模型为基础来考察中国银行业的改革对公司会计信息稳健程度的影响： 012345167* *it itititit itit itit itEPSRDREFORMEFOREFOM （ 2）模型（2）中变量 EPSit、P it-1、R it和 DRit的含义与模型 1 一致，并且9，其中 表示第 j 月的月股票收益率。由于中国上市公司的年度财务12()itijJRijR报告在次年的前四个月披露，为了使得市场收益率与年度报告相对应，我们将每个年度的研究期间定义为该年度 5 月份开始至次年度的 4 月份为止，相应地 表示 5 月份的股票收1iR益率， 表示
27、次年 4 月份的股票收益率。 代表银行改革的虚拟变量，由于中12iRREFOM国的银行业在 2003 年底开始启动部分私有化和上市改革，因此我们把 2004 年和 2005 年视为受改革影响的年度，这时 取值为 1，相应地，当所属的年度为 2001 年至2003 年时， 取值为 0。若上述模型中 的系数 显著为EFOM*ititDR7正，则表明银行启动改革后，债务契约对会计稳健性的经济动因开始增强，从而使得公司的会计稳健程度提高。四、银行改革对企业会计信息稳健程度的影响表 1 列示了本文衡量会计稳健性时涉及的主要变量每股收益（eps）和经市场均值调整的年股票收益率（R）的分年描述性统计的结果。
28、从表 1 可以发现，除了 2005 年的每股收益明显低于其他年份外，其他年度之间整体每股收益的变动幅度并不大，介于 0.11 和 0.15之间。表 1年度 变量 N MIN MAX MEAN STDEPS 873 -1.69 1.26 0.15 0.262001R 873 -0.29 0.58 0.03 0.14EPS 873 -1.46 1.13 0.12 0.252002R 873 -0.29 0.70 0.03 0.17EPS 873 -1.29 1.53 0.14 0.262003R 873 -0.52 0.69 0.03 0.21EPS 873 -2.33 1.23 0.11 0.3
29、42004R 873 -0.32 0.91 0.05 0.20EPS 873 -2.21 1.32 0.05 0.392005R 873 -0.70 1.56 0.06 0.39表 2 列示了 Basu（1997）意义下的样本期间各年的会计稳健程度。从中我们可以发现，在银行启动改革前，模型中用来衡量会计政策稳健程度的 的系数 相对较小，ititDR32001 年和 2003 年分别只有 0.059 和 0.042，而即使在会计稳健程度最高的 2002 年该系数也只有 0.122。这表明，银行启动改革前的 2001 至 2003 年期间，公司的会计信息虽然受其他10经济动因的驱动仍呈现出一定的稳
30、健性，但总体的稳健程度并不高。而在银行启动改革后的 2004 年和 2005 年，样本公司的会计信息稳健程度较之改革前的 2001 年到 2003 年有明显的提高。我们发现，在 2004 年和 2005 年， 分别达到了 0.283 和 0.249，要远高于32001 年至 2003 年间相应的值。而从表 2 的最后两列可以发现，2001 至 2003 年期间的稳健系数 为 0.057，而在启动改革后的 2004 年至 2005 年期间，该系数则达到了 0.224，较前3者有很大幅度的提高。表 22001 2002 2003 2004 2005 2001-2003 2004-2005Inter
31、cept 0.011* 0.015* 0.018* 0.018* 0.014* 0.013* 0.019*(10.15) (9.31) (8.42) (5.89) (2.48) (13.95) (6.27)R 0.005 0.015* 0.048* 0.056* 0.021* 0.034* 0.023*(0.79) (2.08) (5.63) (5) (1.87) (7.7) (3.01)DR -0.001 0.001 -0.003 0.009* 0.027* 0 0.008*(-0.8) (0.49) (-0.96) (1.89) (3.22) (-0.23) (1.73)DR*R 0.05
32、9* 0.122* 0.042* 0.283* 0.249* 0.057* 0.224*(3.92) (6.69) (2.46) (9.38) (10.06) (5.89) (13.44)Adj-rsq 0.07 0.16 0.19 0.26 0.20 0.14 0.21N 873 873 873 873 873 2618 1747括号内为系数的 t 值；*、*、*分别表示在 10、5和 1的水平上显著。表 3 列示了按照模型（2）进行回归分析后的结果。从中可以发现，当我们用全样本进行检验时，REFORM*DR*R 的系数为 0.167，且显著为正，这表明银行启动改革后，公司总体上的会计信息稳
33、健程度较银行改革前有了较大程度的提高，这也进一步支持了表 2 分年检验的结果。为了进一步验证公司会计稳健程度的提高是源于银行业改革对债务契约的影响，我们用公司银行借款占总资产的比例来衡量其受银行改革的影响程度，并观测不同影响程度下的公司在启动改革前后会计信息的变化。具体地，我们把样本公司按照其银行借款的比例位于所有公司的均值以上或均值以下，分成高银行借款组和低银行借款组进行检验。表 3列示了按照上述标准分样本检验的结果。从中可以发现，受银行改革影响较大的高负债组REFORM*DR*R 的系数为 0.216，而影响相对较小的低负债组该系数为 0.073，前者要显著11地大于后者，比较两组稳健系数
34、差异程度的 F 值在 1的水平上显著。这一结果表明公司会计稳健性的增加主要来自于受银行改革影响较大的公司，从而说明银行在债务契约中的激励的改变确实影响到了公司会计信息的稳健程度。表 3全部样本 高银行借款组 低银行借款组Intercept 0.013* 0.009* 0.016*(7.53) (3.19) (8.77)R 0.034* 0.027* 0.04*(4.15) (1.91) (4.5)DR 0 0.001 -0.002(-0.12) (0.23) (-0.61)DR*R 0.057* 0.071* 0.034*(3.18) (2.53) (1.67)REFORM 0.006* 0.
35、002 0.009*(2.09) (0.33) (2.98)REFORM*R -0.011 0.002 -0.022*(-1.18) (0.12) (-2.16)REFORM*DR 0.008* 0.013* 0(1.97) (1.94) (-0.11)REFORM*DR*R 0.167* 0.216* 0.073*(7.86) (6.43) (2.96)Adj-rsq 0.20 0.25 0.13n 4365 2097 2268两组不同借款程度样本的 REFORM*DR*R 系数差异程度 F 值：18.13 *括号内为系数的 t 值；*、*、*分别表示在 10、5和 1的水平上显著。综合表
36、2 和表 3 显示的经验结果，我们可以得出结论：银行在上市改革后激励发生变化，并通过债务契约对企业会计信息的特征产生了影响，即使得企业会计信息的稳健程度较改革前有了较大幅度的提高。这验证了我们的理论预期，即债务契约能否成为会计信息稳健性的动因及其效应大小取决于债权人对会计信息的需求及其激励。五、替代治理机制及所有权性质对企业会计信息在银行改革前后变动的影响需要指出的是，会计信息只是减轻债务契约中的代理问题的其中一个治理机制，而公司可能根据各种治理机制的成本来选择最符合成本效益原则的机制。这意味着在减轻债务契约中的代理问题这一角度，各种治理机制在一定程度上存在着相互的替代关系。当银行12启动改革
37、前，由于其自身代理问题较为严重且缺乏各种激励，在债务契约中对各种治理机制的要求都不高，因此其对公司会计信息的需求也不会受其他治理机制的影响。相反，当银行开始启动改革后，其在债务契约中的激励发生变化，开始重视公司的各种治理机制，而这又会通过债务契约影响公司的行为。由于各种治理机制存在着一定的替代性，因此从理论上可以预期当公司缺乏其他的治理机制进行自我约束（bonding）时，会更多地使用稳健会计来减轻代理问题。对这一问题的检验，不仅可以为银行改革对企业会计信息的影响提供进一步的证据，而且能够帮助我们理解债务契约影响会计信息稳健程度的约束条件，及稳健会计在债务契约中的作用和影响因素。我们主要从公司
38、所处的外部治理环境、聘请的审计师的审计质量以及公司的所有权这三个方面来进一步考察不同治理机制及所有权性质对企业会计信息在银行改革前后变动的影响。从最基本的制度层面而言，公司所处的治理环境是影响公司行为的重要因素。La Porta等的一系列研究发现，法律体系对内生于其中的经济行为具有重大的影响，它能在很大程度上影响契约的签订和履行的交易成本。尽管中国的各个地区具有相同的法律体系和法规制度，但是在法制观念和法律的执行上却存在着很大的差异。这种差异直接导致了各地区债务契约中债权人权益的受保护程度的不同，一般而言，市场化高的沿海地区的法制观念和法律的执行力度要好于市场化低的地区，相应地前者的银行信贷风
39、险较低，其贷款发生坏帐的可能性较小，维护其权益需要投入的成本也较少。这意味着，当银行的激励随着上市改革发生变化后，对处于治理环境较差地区企业的治理机制的要求会高于治理环境较好的地区，从而使得这些地区的企业在改革后会更多地使用稳健会计来约束自己的行为，而这会导致其会计信息稳健程度在银行改革前后产生较大的变动。我们首先采用了樊刚和王小鲁 2004 年编制的中国市场化指数作为各地区治理环境的衡量指标，并利用以下的模型（3）观测在银行改革前后，不同地区会计信息的差别。 012345167* *it itititit itit itit itEPSRDRMARKETARKETMAKET （ 3）模型（3
40、）中 MARKET 表示市场化程度的虚拟变量，当样本公司所处地区的市场化指数大于均值时取 1，否则取 0。表 4 列示了分期间检验的结果。我们发现，在银行启动改革前的 2001 年至 2003 年期间，不同地区的会计稳健性程度没有显著的差异，而在银行启动改革后的 2004 年和 2005 年期间，市场化程度高地区的会计信息稳健程度要显著低于市场13化程度低的地区。这说明银行改革后，其在债务契约中的激励发生变化，其他治理机制和稳健会计的替代作用开始显现。表 42001-2003 2004-2005Intercept 0.012* 0.02*(9.43) (4.79)R 0.034* 0.013(
41、5.66) (1.24)DR -0.001 0.007(-0.76) (1.07)DR*R 0.052* 0.281*(4.1) (12.7)MARKET 0.002 -0.004(1.1) (-0.6)MARKET*R -0.001 0.023(-0.07) (1.51)MARKET*DR 0.002 0.002(0.77) (0.21)MARKET*DR*R 0.006 -0.133*(0.33) (-3.98)Adj-rsq 0.14 0.22n 2618 1747括号中的数字为 t 值，*、*、*分别表示双尾检验的显著性水平为 10、5和 1。为了进一步验证上述结果源自银行改革引起的债
42、务契约激励变化，我们又按照样本公司银行借款的比例和所处地区的市场化程度进行了分类检验。表 5 列示了分类检验后的结果。从中我们可以发现，对于受银行改革影响较大的具有相对较高的银行借款比例的样本公司，在启动改革后的期间其会计信息的稳健程度较改革前都有一定程度的增加，并且在市场化程度低的地区这一现象更为明显，代表稳健性变化的 REFORM*DR*R 系数 达到7了 0.294，并且未在表中列示的 F 检验显示其要在 1的水平上高于其他样本组的稳健系数。同时，我们也可以发现，对于受银行改革影响相对较弱的低银行负债的公司，只在低市场化的地区会计信息稳健程度有所增加，并且其系数为 0.100，要显著小于
43、高市场化地区高银行借款比例的公司。而对处于高市场化的地区且银行借款比例相对较低的公司在改革前后会计信息稳健程度并没有显著的差异。这些结果表明，中国的银行业改革增强了债务契约对会计信息稳健性的驱动力，并且这种作用的大小还受其他替代的治理机制的影响，当公司有较好的治理机制能缓解债务契约中的代理问题时，债务契约对会计稳健性的驱动力就14较小。表 5高市场化低借款组 高市场化高借款组 低市场化低借款组 低市场化高借款组Intercept 0.016* 0.011* 0.016* 0.008*(6.39) (2.87) (6.02) (1.85)R 0.044* 0.022 0.035* 0.03(3.
44、63) (1.19) (2.82) (1.48)DR 0.001 0.001 -0.004 0(0.19) (0.16) (-0.98) (0.04)DR*R 0.052* 0.063 0.018 0.072*(1.81) (1.57) (0.62) (1.83)REFORM 0.006 -0.002 0.011* 0.004(1.49) (-0.25) (2.61) (0.57)REFORM*R -0.017 0.023 -0.026* -0.015(-1.18) (1.03) (-1.79) (-0.61)REFORM*DR 0.005 0.009 -0.005 0.016(0.8) (1
45、.06) (-0.71) (1.62)REFORM*DR*R 0.045 0.115* 0.100* 0.294*(1.3) (2.43) (2.85) (6.25)Adj-rsq 0.13 0.18 0.13 0.31N 1118 987 1150 1110括号中的数字为 t 值，*、*、*分别表示双尾检验的显著性水平为 10、5和 1。从公司层面的外部治理机制而言，公司聘请的外部审计师的审计质量是影响其外部治理效率高低的重要因素。一般而言，国际四大和国内的大所审计质量相对较高，且对企业的监督作用较强，也更能减轻代理问题。因此基于同样的理论分析，随着银行在启动改革后开始重视债务人的治理机制，
46、债务契约中各种治理机制替代性作用也开始显现，这使得聘请小事务所进行审计的公司需要更加稳健的会计信息来起到自我约束的作用。我们利用模型（4）来观测银行改革前后聘请不同规模的外部审计师的公司的会计信息稳健程度的差异。 012345167 * *it itititit itit itititEPSRDRBARBA （ ）模型（4）中当公司聘请的审计师为国际四大或国内十大时 BA 取值为 1，否则取值为0。表 6 列示了分期间检验的结果。我们发现，与模型（3）的结果类似，在银行启动改革15前的 2001 年至 2003 年期间，两类公司的会计信息稳健程度并没有显著的差别，而在银行启动改革后的 2004
47、 年至 2005 年期间，聘请大事务所进行审计的样本公司的会计信息稳健程度要显著的低于聘请小事务所进行审计的公司，这一结果同样表明在银行改革后债务契约对会计信息的作用开始显现，并且各种治理机制之间的替代作用开始发挥。表 62001-2003 2004-2005Intercept 0.011* 0.016*(9.81) (4.29)R 0.039* 0.028*(6.99) (3.08)DR -0.001 0.011*(-0.47) (2.13)DR*R 0.045* 0.246*(3.83) (12.45)BA 0.004* 0.009(2.25) (1.43)BA*R -0.012 -0.0
48、16(-1.34) (-1)BA*DR 0.001 -0.013(0.45) (-1.37)BA*DR*R 0.032 -0.082*(1.52) (-2.26)Adj-rsq 0.14 0.21N 2618 1747括号中的数字为 t 值，*、*、*分别表示双尾检验的显著性水平为 10、5和 1。类似地，为了进一步验证银行改革的影响，我们按照公司聘请的外部审计师和银行借款的比例对样本进行了分类检验。表 7 列示了分类检验的结果。我们发现，银行改革对样本公司会计信息稳健程度影响最大的是具有高银行借款比例且聘请小事务所进行审计的公司，其代表稳健程度增加的系数达到了 0.251，并且未在表中列示的
49、 F 检验显示其要在 1的水平上高于其他样本组的稳健系数。而对于高银行借款比例且聘请大事务所进行审计的公司以及低银行借款并由小事务所进行审计的公司，其会计信息的稳健程度也有所增加，两组样本代表稳健程度增加的系数分别为 0.121 和 0.092，但要显著小于高借款且由小事务所进行审计的样本。而对于受银行改革影响最小的低银行借款且由大事务所进行审计的公司，其会计信息的稳健程度在银行改革前后并没有显著的差异。这一结果再次验证了按照市场化指数和银行借款比例分类所得到的结论，即债务契约是否能够成为以及在多大程度上成为会计稳健性的驱动力，要受到债权人在债务契约中的激励以及其他替代治理机制的16影响。表 7 大事务所审计且低借款组大事务所审计且高借款
