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会员注册摘要：以中国证券市场2004～2006年期间的上市公司为样本，基于修正的DD模型，对会计信息风险进行了度量，考察了公司财务特征与会计信息风险之间的关系。研究发现，公司成长机会、财务杠杆和财务困境对会计信息风险有显著为正的影响，而资产有形性、公司规模和经营现金流对会计信息风险有显著为负的影响。
关键词：会计信息风险，财务特征，上市公司
一、引言
会计信息披露及其透明度是证券市场信息公开制度的核心内容，也是现代公司财务理论探讨的核心问题之一。1965年美国芝加哥大学经济学家Eugene Fama教授提出了著名的有效市场假说（ef－ficient market hypothesis，EMH），它是现代金融经济学的理论基石之一，也是资本市场信息披露理论的重要基础。有效市场理论表明，市场价格反映的信息量越大，反映信息的速度越快，即会计信息越透明，市场就越有效。然而，在现实的资本市场中，由于信息不对称，公司所有者与管理者之间存在严重的代理冲突，强式有效市场假设难以成立，会计信息披露存在信息风险，从而影响投资者的价值判断和理性决策。
2000年以来，作为西方资本市场“公开、公平、公正”典范的美国出现了由会计信息风险引发的“信任危机”，安然公司（Enron）、世通集团（WorldCom）、施乐公司（Xerox）、美国国际集团（AIG）等著名大型企业深陷其中。近些年来，我国也曝出因会计信息风险所引起的公司财务丑闻，如银广夏、蓝田股份、科龙电器、海南航空、华源制药等。会计信息风险已成为一个全球性的讨论话题，并引起了国内外学术界和政策制定者的高度关注。
国外学者Easley、Hvidkj aer和O’Hara（2002）[1]对信息风险是否是资产收益的决定因素进行了实证研究，结果发现，除了传统的市场风险、公司规模和账面市值这三个因子之外，知情交易确实对资产收益具有显著为正的影响。Bhattacharya、Daouk和Welker（2003）[2]研究了各国会计信息中的收益不透明度对权益成本和股票市场流动性的影响，发现收益越透明，则权益成本越低，股票成交量越高，市场流动性越好。Hughson和Kang（2007）[3]研究了知情交易对股票预期收益率的影响，发现信息风险是股票预期收益率的显著决定因素，而且信息风险与股票预期收益率之间的这种关系呈现非线性的特征。Kubota和Takehara（2009）[4]对信息风险是否是日本股票收益率的显著定价因子进行了实证检验，发现信息风险对日本股票横截面收益率有正的影响。
我国学者在信息风险的实证研究中也取得了一定的成果。Lu和Wong（2008）[5]研究发现，信息风险是台湾地区股票横截面收益率的显著定价因子，在台湾地区股票市场上信息风险增加10个百分点平均要求股票提供额外4～7个百分点的收益率。汪炜和蒋高峰（2004）[6]利用2002年以前在上海证券交易所上市的516家公司的数据，分析了上市公司权益资本成本与自愿披露水平的关系，发现上市公司信息披露水平的提高有助于降低公司的权益资本成本。王华和张程睿（2005）[7]发现，2001～2003年IPO公司的信息不对称程度与其IPO筹资成本显著正相关，这意味着公司提高信息透明度会带来筹资情况的改善。曾颖和陆正飞（2006）[8]研究了信息披露质量对权益融资成本的影响，发现我国上市公司的信息披露质量对股权融资成本产生了积极的影响。于李胜和王艳艳（2007）[9]以应计质量作为信息风险的代理变量进行研究，发现整体应计质量与权益资本成本呈负相关关系，提高应计质量能够降低权益资本成本。周中胜和陈汉文（2008）[10]以1999～2004年深沪两市的上市公司为研究样本，分析了会计信息透明度对证券市场资源配置效率的影响，发现会计信息披露透明度越高的行业，证券市场资源配置效率越佳。
国内外的经验研究表明，会计信息风险对市场定价有着重要影响，并且这种风险是系统风险，不可分散，提高信息披露水平和质量能够降低信息风险，提高投资者对企业估计的精确性。但是，截至目前，国内外学者都没有对会计信息风险影响因素进行系统的研究。因此，本文将以会计信息风险为出发点，结合委托代理理论和信息不对称理论，分析我国上市公司的财务特征与会计信息风险之间的关系，以期为识别决定我国会计信息风险的影响因素提供经验证据，并为会计信息的提供者、使用者和监管者提供理论参考。
本文其余部分的内容安排如下：第二部分是理论分析与研究假设；第三部分是研究设计；第四部分是实证结果与分析；第五部分是研究结论与启示。
二、理论分析与研究假设
在一个完美的资本市场中，公司会计信息披露不存在信息风险，投资者会做出正确的投资决策，资本市场中资源配置是有效的。但现实中的资本市场并不是完善的，存在着信息不对称、交易成本、代理成本等，公司会计信息披露存在着风险。为此，本文将根据公司信息风险的理论和经验研究，主要考察公司财务特征对会计信息风险的影响。
（一）成长机会
会计信息风险可能与公司的成长机会相关。Myers和Majluf（1984）[11]认为，具有较高成长机会公司的内部人与外部投资者之间存在着严重的信息不对称。成长机会能够增加公司的价值，但它不具有抵押价值，不能产生当前收入，很可能会给公司带来较高的破产成本（Williamson，1988[12]；Shleifer和Vish－ny，1992[13]）。这意味着有更多成长机会的公司具有更多避免财务困境和破产的激励，因而会较少披露有关公司发展前景的信息。Chan等（2001）[14]、Lui（2004）[15]研究发现，高成长机会公司往往具有较高的盈余管理水平。综上所述，高成长机会公司往往拥有较多的关于公司发展前景的私有信息，这会加剧公司的信息不对称程度，导致公司会计信息风险的增加。由此，我们提出研究假设H1。
假设H1：成长机会与会计信息风险正相关。
（二）资产有形性
有形资产不易受信息不对称的影响，在公司破产时其比无形资产更具有价值，有形资产的担保还能在一定程度上降低源于股东和债权人之间利益冲突的债务代理成本。Smith和Warner（1979）[16]认为，通过出售担保债务能避免Jensen和Meckling（1976）[17]所说的资产替代问题，降低债务代理成本。类似地，Stulz和Johnson（1985）[18]认为，通过缓解Myers（1977）[19]所说的投资不足问题，担保债务的使用能够降低债务的总成本。另外，有形资产可以作为担保，在发生财务困境时向贷款人提供安全性。如果公司使用更多的担保债务，财务困境成本将降低，因为担保债务的使用限制了索取权稀释，降低了破产程序期间的重组成本（Scott，1977）[20]。同时，在公司破产时有形资产的价值比无形资产的价值更高（Harris和Raviv，1990）[21]。综上所述，公司的有形资产越多，则债务担保能力越强，公司债务冲突的代理成本越小，公司的会计信息风险也越低。由此，我们提出研究假设H2。
假设H2：资产有形性与会计信息风险负相关。
（三）财务杠杆
通常认为，财务杠杆提高了公司代理冲突成本。按照Jensen和Meckling（1976）[17]的代理理论，财务杠杆越高的公司，股东—债权人—管理者之间的利益冲突越大，代理成本越高，因而导致公司对外披露的信息内容越少。Diamond（1993）[22]认为，高杠杆公司存在着信息不对称，限制了公司的外部融资。负债状况会对公司信息披露产生直接影响，美国安然公司的财务丑闻在很大程度上是由于公司资产负债率过高引起的。张为国和王霞（2004）[23]的研究表明，公司资产负债率越高，经理层出于职位安全考虑会更多地进行盈余管理，从而降低信息披露质量。综上所述，我们认为，公司财务杠杆越高，其面临的财务风险越大，公司管理层为了消除负债率过高给公司带来的负面影响，进行盈余管理的动机就越强烈，从而公司的会计信息风险也可能越高。由此，我们提出研究假设H3。
假设H3：财务杠杆与会计信息风险正相关。
（四）公司规模
一般而言，规模较大的企业更容易为公众所了解，其与外部投资者之间的信息不对称程度较低。另外，规模大的公司会披露更多的信息。Leftwich等（1981）[24]从代理理论的角度出发，认为大公司的代理成本较高，所以需要增加信息披露。Watts和Zimmerman（1986）[25]认为，大公司对政治成本更为敏感，更有动力披露较多的信息。Lev和Penman（1990）[26]的实证研究表明，公司规模与信息披露质量正相关。Diamond和Verrecchia（1991）[27]的研究表明，大企业更愿意增加信息披露，降低债务代理成本。张为国和王霞（2004）[23]也发现，大公司由于内部控制较好，较少产生高报利润的错误。综上所述，相对于小公司而言，大公司倾向于向公众提供更多的信息，人们对大公司了解得更多，信息不对称程度更低，从而使公司的会计信息风险较小。由此，我们提出研究假设H4。
假设H4：公司规模与会计信息风险负相关。
（五）财务困境
业绩预期良好且经营持续稳定的公司，其信息披露质量较高，而业绩不佳且波动性较大的公司，其信息披露质量较低，这是一种典型的报喜不报忧的披露情结。由于存在信息不对称，好的公司为了避免被市场误认为是“柠檬”，会设法将自己与差的公司区别开来，自愿性信息披露就是“好公司”常用的一种做法（Foster，1986）[28]。Lang和Lundholm（1993）[29]研究发现，那些信息披露评级较高公司的当期盈利水平也较高，而陷入财务困境公司的管理层为了掩饰其可能是暂时性的财务困难，更有可能进行财务舞弊。Saksena（2001）[30]发现，与未舞弊公司相比，舞弊公司的经营业绩较差，受到的破产威胁较大。陆建桥（2002）[31]发现，亏损公司在亏损年度存在着人为调减收益的盈余管理行为。综上所述，相对于业绩良好的公司，财务困境公司更倾向于向公众提供经过粉饰的会计信息，使人们对上市公司的了解不深，信息不对称程度提高，从而导致公司披露的会计信息风险增加。由此，我们提出研究假设H5。
假设H5：财务困境与会计信息风险正相关。
（六）经营现金流
经营活动现金流对企业来说具有造血功能，是企业运营良好的重要标志。在经历了安然、世通等大企业会计丑闻后，资本市场评价企业价值时更重视现金流量指标。在所有权与经营权分离以及企业使用权责发生制会计核算方法的情况下，利润指标容易受到管理者人为因素的操纵。经营活动现金流量对防止因企业操纵利润而给投资者带来的信息误导具有很重要的作用，因为企业操纵利润一般没有相应的现金流量。利润的现金保障性是判断公司实现利润质量高低极为重要的参考指标，一般而言，经营活动现金流量越多，公司盈利质量越高，公司面临财务困境的风险越小。综上所述，我们认为，经营现金流量越高，企业进行利润操纵的动机越少，公司的会计信息风险也越低。由此，我们提出研究假设H6。
假设H6：经营现金流与会计信息风险负相关。
三、研究设计
（一）样本和数据的选取
本文的数据全部来自于香港理工大学与深圳国泰安信息技术有限公司联合开发的CSMAR数据系统。本文选定2004～2006年的上市公司数据作为研究对象，并剔除了金融类公司、当年的IPO公司以及数据缺失的公司，最终选定的样本公司为3837家，其中，2004年有1213家，2005年有1310家，2006年有1314家。我们采用SPSS 11.5和STATA8.0软件进行了数据处理。
（二）研究变量
1.因变量——会计信息风险（AIR）。本文参照Francis等（2005）[32]、Doyle等（2007）[33]的方法，利用修正的截面DD模型来估计会计信息风险。具体的衡量方法如下：
其中，WCA表示营运资本变化（其计算公式为WCA=△CA－△CL－△CASH－△STDEBT，△CA为流动资产的年度变动额，△CL为流动负债的年度变动额，△CASH为现金的年度变动额，△STDEBT为短期借款的年度变动额），CFO为经营活动现金流量，△REV为当期主营业务收入与上期主营业务收入的差额，PPE为当期期末厂场、设备等固定资产原值或净值。所有的变量都是以上期期末总资产为公分母。我们计算模型（1）的残差，取其绝对值即可得到会计信息风险度量指标AIR，AIR值越大，表示会计信息风险越大。
2.解释变量——公司财务特征。
（1）成长机会。成长机会用公司的市场价值/总资产账面价值来表示，其中，市值=各年底股票价格×流通股份数＋每股净资产×非流通股份数，账面价值=公司年末净资产（股东权益和少数股东权益），即GROW。
（2）资产有形性。资产有形性用固定资产净值/净资产总额来表示，即TANG。
（3）财务杠杆。财务杠杆用年末负债总额除以资产总额来表示，即LEVEL。
（4）公司规模。公司规模用年末总资产的自然对数表示，即LnSIZE。
（5）财务困境。财务困境用Begley等（1996）[34]调整后的Altman’s（1968）[35]破产指数模型来表示，即ZSCORE。ZSCORE是财务困境的反向替代变量，即ZSCORE值越小，表示公司财务困境风险水平越高。ZSCORE值的计算公式为：
ZSCORE=0.104*X1＋1.010*X2＋0.106*X3＋0.003*X4＋0.169*X5
X1：营运资金/总资产=（流动资产－流动负债）/总资产；X2：留存收益/总资产=（未分配利润＋盈余公积）/总资产；X3：息税前利润/总资产=（税前利润＋财务费用）/总资产；X4：股权市价总值/总负债=（每股市价×流通股数＋每股净资产×非流通股数）/总负债；X5：销售收入/总资产=主营业务收入/总资产。
（6）经营现金流。经营现金流用（净利润＋本期折旧）/净资产总额来表示，即CASHFLOW。
3.控制变量。公司董事会治理机制可能会对会计信息风险产生影响，因此，为了更准确地反映公司财务特征与会计信息风险之间的关系，本文以董事会领导结构、董事会规模、董事会独立性和董事会会议频率作为控制变量。
（1）董事会领导结构。董事会领导结构用DU－ALITY来表示，如果董事长和总经理为同一人，DU－ALITY为1，否则为0。
（2）董事会规模。董事会规模用BNUM来表示，即董事会人数。
（3）董事会独立性。董事会独立性用OUTDIR来表示，即独立董事数量占董事会总人数的比例。
（4）董事会会议频率。董事会会议频率用BMEET来表示，即董事会年内会议次数。
（三）模型设计
为了考察公司财务特征对会计信息风险的影响，本文构建了如下回归模型来检验研究假设H1～H6：
其中，β0为截距，β1～β10为回归系数，ξ为随机误差项。
四、实证结果与分析
（一）单变量分析
表1是各变量的描述性统计结果。从表1中可以看出，2001～2003年间，样本公司会计信息风险（AIR）的平均值为8.3%，最小值为0.01%，最大值为99.73%，说明我国上市公司的会计信息风险存在较大的差异；成长机会（GROW）的平均值为126.79，最小值为0.44%，最大值为5804.32%；资产有形性（TANG）的平均值为37.44%，最小值为0.03%，最大值为99.36%；财务杠杆（LEVEL）的平均值为59.60%，最小值为0.81%，最大值为99.73%，说明公司的资产负债率相对较高，并且不同公司之间的债务水平相差较大；公司规模（LnSIZE）的平均值为21.2543，最小值为14.9374，最大值为27.111 1；财务困境（ZSCORE）的平均值为4.4081，说明公司的财务状况相对较好，其－8.1348的最小值和96.5385的最大值则说明我国上市的财务困境存在较大的差异；经营现金流（CASHFLOW）的平均值为0.0970，最小值为－3.5747，最大值为11.2786，说明公司的平均经营现金流不是很高。从表1中可以看出，样本的各变量分布较为均匀，可以进行回归统计分析。
表2为主要变量间的Pearson相关系数。表2的Pearson系数显示，公司会计信息风险（AIR）与成长机会（GROW）呈现出显著为正的相关关系，与资产有形性（TANG）呈现出显著为负的相关关系，与财务杠杆（LEVEL）呈现出显著为正的相关关系，与公司规模（LnSIZE）呈现出显著为负的相关关系，与财务困境（ZSCORE）呈现出显著为负的相关关系，与经营现金流（CASHFLOW）呈现出显著为负的相关关系，说明在不控制其他影响公司会计信息风险的因素时，公司财务特征与会计信息风险存在一定的相关性，这初步证明了公司财务特征可能会影响会计信息风险。
另外，主要变量之间的相关系数相对较低（最大值为0.352），可以认为多元回归分析的变量之间不存在多重共线性问题。各变量的方差膨胀因子（VIF）（见表3）取值在1.010～1.735的范围内，这也可以进一步证明多元回归分析的变量之间不存在多重共线性问题。
（二）多元回归分析
由表3的回归分析结果可知，公司成长机会与会计信息风险的系数为正，且在1%的水平上显著，这与本文的研究假设H1一致，说明高成长公司拥有较多的关于公司发展前景的私有信息，面临更高的代理成本，可能导致更高的会计信息风险；资产有形性与会计信息风险的系数为负，且在1%的水平上显著，这与本文的研究假设H2一致，说明拥有较多有形资产的企业将面临较少的信息不对称问题和代理成本问题，从而减少了公司的会计信息风险；财务杠杆与会计信息风险的系数为正，且在5%的水平上显著，这与本文的研究假设H3一致，说明公司的资产负债率越高，其面临的财务风险越大，公司代理冲突成本越高，使得会计信息风险随着公司财务杠杆的提高而增加；公司规模与会计信息风险的系数为负，且在1%的水平上显著，这与本文的研究假设H4一致，说明大规模的公司更愿意增加信息披露，降低债务代理成本，从而减少了公司的会计信息风险；财务困境的反向替代变量（ZSCORE）与会计信息风险的系数为负，且在1%的水平上显著，这与本文的研究假设H5一致，说明财务困境与会计信息风险正相关，即财务困境公司倾向于向公众提供经过粉饰的会计信息，从而提高公司的代理成本，公司的会计信息风险也随之增加；经营现金流与会计信息风险的系数为负，且在1%的水平上显著，这与本文的研究假设H6一致，即公司的经营现金流量越高，其越愿意增加信息披露，降低代理成本，从而减少公司的会计信息风险。
在控制变量方面，我们发现，董事会规模越大（T=－3.004），则会计信息风险越低；董事会会议频率越高（T=6.933），则会计信息风险越高。同时，我们还发现，会计信息风险与董事会领导结构、董事会独立性并不存在显著的相关关系。
（三）稳健性分析
1.剔除会计信息风险（AIR）的1%分位极端值。考虑到历年会计信息风险极端值对回归结果可能造成的影响，我们对会计信息风险变量在1%和99%分位数使用winsorization处理，即对所有小于1%分位数（大于99%分位数）的变量，令其值分别等于1%分位数（99%分位数），重新进行了上述检验，回归结果见表4中的情况1，即公司财务特征对会计信息风险的影响没有显著差异，这基本支持了前文的研究结论。
2.利用DD模型衡量会计信息风险（AIR）。前文是使用修正的截面DD模型来衡量会计信息风险，并得出了相应的研究结论。为了评价会计信息风险的不同衡量方法是否会影响研究结论，我们将模型（2）的会计信息风险用Dechow和Dichev（2002）[36]的DD模型进行估计，重新做了回归分析。DD模型的衡量方法如下：
WCAi，t=α0＋α1CFOi，t－1＋α2CFOi，t＋α3CFOi，t＋1＋εi，t（3）
其中，WCA表示营运资本变化，即公司i第t－1年与第t年间（应收账款变化＋存货变化－应付账款变化－应付税款变化＋其他流动资产变化）/当期平均总资产；CFOi，t－1、CFOi，t、CFOi，t＋1分别表示公司第t－1、t、t＋1年的经营现金流量与当期平均总资产的比值。
表4中的情况2为DD模型衡量会计信息风险后的回归分析结果，即公司财务特征对会计信息风险的影响没有显著差异，这基本支持了前文的研究结论。
3.采用Panel data回归。为了消除面板数据对回归结果的可能影响，我们利用Panel data随机效应回归模型对样本数据重新进行了上述检验，回归结果见表4中的情况3。可以看出，公司财务特征对会计信息风险的影响没有显著差异，这基本支持了前文的研究结论。
五、研究结论与启示
本文以我国2004～2006年的上市公司为样本，研究了公司财务特征与会计信息风险之间的关系。研究结果表明：（1）公司成长机会与会计信息风险显著正相关，这说明更大的代理冲突成本会导致更高的会计信息风险；（2）资产有形性与会计信息风险显著负相关，这说明公司有形资产的增加可以在一定程度上缓解代理成本问题；（3）财务杠杆与会计信息风险显著正相关，这说明高财务杠杆的公司存在较高的代理成本，从而增加了公司的会计信息风险；（4）公司规模与会计信息风险显著负相关，这说明大规模公司会自愿披露更多的信息，其会计信息风险相对较小；（5）财务困境与会计信息风险显著正相关，这说明随着公司财务困境的出现，会计信息风险会相应增加；（6）经营现金流与会计信息风险显著负相关，这说明随着公司经营现金流的增加，公司的利润质量会提高，从而减少会计信息风险。
本文的研究启示之一是，会计信息风险会受到成长机会、公司规模、财务杠杆等公司财务特征变量的影响，因此，我国在制定信息披露准则时，要根据市场发展程度因势利导，完善上市公司的信息披露规范。启示之二是，会计信息风险的影响因素是多维的，我们在关注公司财务特征对会计信息风险影响的同时，还应关注公司内部治理机制与外部治理机制的构建，以降低会计信息风险，提高会计信息质量。
[基金项目]中
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[作者简介]向锐（1973－），男，重庆人，四川大学工商管理学院会