引言
会计稳健性是指企业在处理不确定性经济业务时，应持谨慎态度，其基本涵义是不预计任何不确定的收益，但预计所有可能的损失( Bliss，1924) ，也被称为会计谨慎性原则。我国《企业会计准则》对谨慎性原则的定义是“企业对交易或者事项进行会计确认、计量和报告应当保持应有的谨慎，不应高估资产或者收益，低估负债或者费用”。保持会计稳健性有利于合理估计企业经营风险。最早建议对会计稳健性进行系统研究的是 Watts，Watts( 1993) 认为会计稳健性主要来自会计的契约作用，并同时受到管制及法律的影响。但由于对稳健性程度的计量方法没有突破，会计稳健性的研究始终进展不大。Basu( 1997) 提出了稳健性的量化技术，并将稳健性解释为“将好消息确认为收益比将坏消息确认为损失需要更多的证据”，随后引发了大量关于会计稳健性程度的相关研究，并成为会计最新发展的重要领域。
以往文献更多关注会计稳健性在债券市场契约中发挥的作用，即稳健性会计可以抑制过度投资，进而使得债权人风险降低，对债务契约中的借款金额和成本都会产生影响( Kothari et al，2010;Watts，2003 等) ，但较少有文献关注会计稳健性对股票市场的影响。本文以上市公司股权再融资为研究对象，分析会计稳健性是否对公司股权再融资产生影响。Yongtae kim et al( 2013) 研究发现，在股票市场上，会计稳健性是约束管理者机会主义行为和消除信息不对称引发的代理问题的有效机制。
Garcia Lara et al( 2005) 发现会计稳健性有助于提高信息披露质量，高质量的信息披露会降低股权资本成本，二者之间存在负相关关系。由于公司管理者和潜在投资者之间存在信息不对称，使得股权再融资( SEO) 会出现公告负效应( Eckbo et al，2007) ，即再融资公告后公司股票价格下跌，原因在于理性投资者已经识别了管理者利用信息优势使现有股东受益的伎俩，而会计稳健性可以帮助投资者监督管理层，同时消除其粉饰财务报表的动机 ( Watts，2003) 。因此当公司会计稳健性程度较高时，潜在投资者对自身进行价格保护的程度较小，即股权再融资的公告负效应程度较小。可见，会计稳健性会影响股权再融资，本文以 2002—2012 年中国公开增发上市公司为研究对象，实证检验会计稳健性及信息不对称对再融资公告效应的影响。
本文的贡献在于: 第一，提供了股权再融资研究的全新视角，以往文献多关注股权再融资发行成本、发行抑价以及 SEO 与盈余管理等，本文考查会计稳健性对上市公司股权再融资的影响，而且本文不是研究股权再融资决策，而是研究会计稳健性与信息不对称对股权再融资公告效应的影响; 第二，本文把会计稳健性发挥作用的空间从债券市场拓展至股票市场，研究表明会计稳健性有助于减弱SEO 负效应的程度。
本文接下来的安排如下: 第二部分是文献回顾、理论支撑与假设提出; 第三部分是数据来源与样本选择; 第四部分是实证分析及结论。
一、文献回顾、理论支撑与假设提出
( 一) 关于会计稳健性的研究回顾
杨华军( 2007) 将会计稳健性的研究文献归纳为三个方面，即稳健性计量方法、产生原因和经济后果。从 计 量 方 法 看，主 要 有 以 下 几 种: Basu( 1997) 的反向回归法和盈余持续性计量法，Beaver和 Ｒyan ( 2000) 提出的净资产账面价值与市场价值比率法( BTM) ，Givoly 和 Hayn( 2000) 的负累积应计计量法，Ball 和 Shivaknmar( 2005) 提出的应计基础计量法，Ｒoychowdhury 和 Watts ( 2007) 提出的累积盈 余———股 票 报 酬 计 量 法。参 照 张 兆 国 等( 2012) 的研究，净资产账面价值与市场价值比率法与反向回归法、负累积应计计量法、应计基础计量法存在相关关系，不能同时采用，而反向回归法和应计基础计量法可靠性较高，因此本文采用应计基础计量法。从会计稳健性的产生原因看，watts( 2003) 将其产生的原因归纳为债务契约、股东诉讼、税收和会计规制，而且从实证证据来看，与税收和会计管制相比，债务契约和股东诉讼更重要，盈余管理虽然也能在一定程度上产生会计稳健性，但并非主要因素。从稳健性的经济后果看，主要是对企业融资成本和真实投资活动的影响，稳健的贷款人可以获得更低利率的贷款( Zhang，2004) ，而且稳健性有助于降低股权融资成本( Lara et al，2005) ，同时，在稳健的财务报告体制下，企业对于投资机会的下降能够快速地做出反应。以往会计稳健性的研究更多地集中在债券市场，Watts 和 Zimmerman( 1986) 、Watts( 2003) 重点关注的是会计稳健性在银行借款契约中的重要作用。稳健性有利于抑制筹资者的过度投资行为，降低债权人风险，会计稳健性高的公司能够以更低的成本借债( Wittenberg-Moerman，2008) 。也有研究会计稳健性与公司治理之间关系的，如 Garcia lara et al( 2005) ，他们发现拥有高水平公司治理的公司，其业绩对于坏消息的敏感性更强。而关于会计稳健性对股票市场影响的研究不多，Yongtae kim et al( 2013) 研究发现稳健性程度高的公司 SEO 公告的负效应程度小，而且由于会计稳健性能够消除信息不对称的不利影响，因此可以提高 SEO 公告收益率。梁上坤等( 2012) 研究发现，会计稳健性影响企业股权再融资行为，稳健性越强的公司进行股权再融资的可能性越大，而且其融资费用率和再融资金额也越低。
( 二) 关于再融资公告效应的研究
再融资公告效应的研究可以依据股权再融资的方式分为三类，即公开增发、配股和定向增发公告效应研究。对于公开增发公告效应的研究，最早是 Asquisth 和 Mullins 及 Masulis 和 Kowar，Asquith和 Mullins( 1986) 发现工业类股票增发公告当日及前一日的累计超额收益率下跌 2. 7%，而公用事业类股票增发公告当日及前一日的累计超额收益率下跌 0．9%; Masulis 和 Korwar( 1986) 的研究结论也表明增发新股公告使股价下跌。Barclay 和 Litzen-berger( 1988) 对增发公告效应的研究结果是公告后15 分钟累计超额收益率有 1. 34% 的跌幅; Sant 和Ferris( 1994) 研究无负债公司的股票发行公告效应，发现公告后两日的累计超额收益率有 1．44%的跌幅; Eckbo 和 Masulis( 1992) 也证明在公告期内，美国工业类上市公司的平均超额收益率为－3%; Jung、Kim 和 Stulz( 1996) 研究证明在两日的时间窗口内，美国上市公司股权再融资公告使得其股票平均超额收益率下降 3% ～4%; Congsheng Wu( 2001) 研究结论表明公开增发期间平均的价格变动－0．62%。
对于配股公告效应的研究，Levis( 1995) 研究表明在两日的时间窗口内配股公司股票的超额收益率为－1．3%; Gajewski 和 Ginglinger ( 2002) 对 1986—1996年法国上市公司在增发新股和配股两种方式下的股票异常收益率进行了比较，配股的两日平均异常收益显着为负。对于定向增发公告效应的研究，Wruck( 1989) 研究发现定向增发存在着正的公告效应，超额收益率为 4. 5%; Hertzel 和 Smith( 1993) 研究发现定向增发公告前三日至公告日的超额收益率为 1．72%，显着为正; Wu 和 Wang( 2002) 对香港股票市场定向增发公司样本进行研究，发现香港定向增发市场公告日( －3，3) 期间的平均累计超额收益率为 3．51%。从上述研究可见，学者的普遍研究结论显示，配股和公开增发的公告效应为负，而定向增发的公告效应为正①。
针对配股和公开增发公告负效应的原因，学者的研究可以归纳为两个方面: 其一，关于资本结构，股权再融资将调整公司资本结构，财务杠杆的减小会降低公司价值，使股价下跌( DeAngelo 和 Masulis，1980; Lodny 和 Suhler，1985) ; 其二，信息不对称角度，股权再融资会向外界传递投资项目不佳或内部现金流不足的消极信号。另外，所有权与经营权分离会产生代理成本，新股发行会降低管理层持股，从而增加代理成本，进而对股价产生消极影响( Jensen 和 Meckling，1976; Ｒoss，1977; Heinkel，1982; Myers 和 Majluf，1984 ) 。 Myers 和 Majluf( 1984) 提出，假设管理者以现有股东利益最大化为行动准则，那么在某些情况下，管理者拥有信息优势，当管理者认为公司发行股票为新项目融资对现有股东不利，即该决策给现有股东带来的损失( 成本) 可能超过净现值为正的项目给现有股东带来的收益，同时会将投资项目的收益转移给新股东，此时，管理者将拒绝进行股权融资，宁愿放弃一个好的投资机会。那么不进行股权融资的决策将被视为“好消息”，如果公司做出了股权融资的决策，而且老股东不认购，则股权融资的决策将被视为“坏消息”，表明公司现有资产被高估，管理者为了能够成功融资，存在粉饰财务报告的动机。潜在投资者识破这一动机，为了降低自己的风险会要求降低发行价格，这也是为什么再融资公告时股票价格普遍下跌，出现再融资公告负效应。针对逆向选择的问题，学者们从不同的角度研究解决方法，如通过补偿契约改变管理层操控动机( Dybvig 和 Zender，1991) ; 通过信誉度较高的投资银行公告信息，以减低信息不对称的程度( Booth 和 Smith，1986) ; 采用私募方式发行股票( Wruck，1989) ; Stein( 1992) 还提出发行可回购的可转债来减少逆向选择的问题。
但从 会 计 稳 健 性 角 度 进 行 研 究 的 较 少，Watt( 2003) 、Ahmed 和 Duellman( 2007) 认为会计稳健性可以从两个路径降低信息不对称引发的代理问题:
一方面，稳健性给投资者提供了更好的监督管理者的手段; 另一方面，稳健性消除了管理者粉饰财务报告的动机。特别是当管理者在股票发行前存在盈余管理行为时，会计稳健性更成为最佳的判断方法。
据此，本文提出如下假设:H1: 股权再融资公告效应与会计稳健性的程度呈正相关;H2: 会计稳健性程度越高，信息不对称与股权再融资公告效应负相关的程度越小。
二、数据来源与样本选择
本文选择 2002—2012 年再融资上市公司作为样本。虽然我国配股开始的时间较早，但直到 1998年才开始试行增发，而且 2002 年以前，上市公司申请增发无财务指标的约束，会影响会计稳健性是否发挥作用的判断。从 2002 年开始，证监会规定申请增发的上市公司三年平均净资产收益率不低于 10%，且最近一期的净资产收益率不低于 10%，因此本文选择的样本期间是 2002—2012。数据来自国泰君安研究服务中心，样本公司共 266 家，具体分布见表 1。【1】
由表 1 和图 1 可见，2002—2004 年再融资公司较多，占样本总数的 34%; 2005—2006 年，由于股权分置改革的进行，再融资暂停; 重新启动后，2007年再融资公司数量又大量增加，2007—2008 两年，占样本总数的 27%; 之后由于公开增发难度加大，而定向增发逐渐受到追捧，很多公司转向定增，公开增发公司数量逐年下降，配股公司数量也逐渐减少。
由图 2 可见，CAＲ 均值最小为－2．89%，出现在2012 年; 最大值为 2．17%，出现在 2006 年; 样本期间CAＲ 均值为－0．85%。根据前人的研究，本文也选择( －1，1) 和( 0，1) 的时间窗口考查再融资的公告效应，结论表明在( －1，0) 的时间窗口内公告效应不显着，而( 0，1) 的窗口内公告效应在 1%的水平上显着，t 值为－3．42，可见再融资存在负的公告效应，与前人的研究结论相一致。【2】
三、实证分析
( 一) 变量描述
为了检验假设 H1 和 H2，本文选择的变量如表 2。【3】
对于会计稳健性的衡量，本文采用的是应计计量法，其基本原理是用总应计项目扣减经营性应计项目，得出非经营性应计项目，除以再融资前一年的总资产，然后乘以－1。如果非经营性应计项目持续为负值，则证明存在会计稳健性( Givoly 和 hayn2000) 。本文没 有采用 C-Score 的方法，原因在于C-Score的方法近年来受到质疑，而且其计算涉及公司规模、财务杠杆等，对于研究结论，很难区分是会计稳健性发挥作用还是公司自身特征发挥作用。
对于信息不对称的衡量，因为 Dierkens( 1991) 研究发现公司股票收益率的内生波动能够反映管理者和投资者之间的信息不对称，Boehme et al( 2006) 和Moeller et al( 2007) 都曾经将其用来衡量信息不对称问题，因此本文选择内生收益率波动衡量信息不对称问题。内生收益率波动用公司股权再融资公告前 60 个交易日每日超额收益率的标准差来表示。
根据 Eckbo et al( 2007) 和 Lee 以及 Masulis( 2009)的研究，SEO 公告效应与公司规模正相关，与财务杠杆负相关。因此本文控制变量包括: 公司规模，用 SEO 前一年总资产自然对数表示; 财务杠杆表示公司负债水平，本文用 SEO 前一年资产负债率表示; 另外，因为股票的价格变动与再融资公司的增长潜力有关，本文控制变量还选取了账面市值比，用 SEO 前一年股票市场价值与账面价值的比来表示。
( 二) 回归方程设计
对于假设 1，本文提出如下方程，预计会计稳健性代理变量 CON 的预测系数显着为正。方程 1 为:SEOCAＲ = α1+ α2CONNOPAC+ α3SIZE +α4LEV +α5MTB + α6OFFEＲ + ε用应计计量法衡量会计稳健性:CONNOPAC= －NOPACTA其中 NOPAC 表示非经营性应计项目:NOPAC = TOPAC － OPAC其中，TOPAC 为总应计项目，OPAC 为经营性应计项目，TA 是再融资前一年末的总资产值。比率取负值是为了使其跟会计稳健性的变化方向相一致，持续为负表明存在会计稳健性，该值越大，稳健性程度越强。其中:TOPAC = 净利润 + 折旧摊销 － 经营活动产生的现金流量OPAC = 经营性应收项目变动额 + 存货变动额－ 经营性应付项目变动额SEOCAＲ 为再融资公告后( 0，1) 窗口的收益率水平，SEOCAＲ 越大表明公告负效应程度越小，SIZE为资产规模，LEV 为财务杠杆，MTB 为账面市值比，OFFEＲ 为相对发行规模，均为控制变量。
对于假设 2，本文提出的回归方程如下:SEOCAＲ = α1+ α2CONNOPAC+ α3ASYMINFO +α4ASYMINFO × CONNOPAC+ α5SIZE + α6LEV +α7MTB + α8OFFEＲ + ε预期 ASYMINFO 的系数显着为负，表明信息不对称的程度越大，SEO 公告负效应越大。
( 三) 描述性统计结果
由表 3 可见，样本期间内 SEOCAＲ 的均值为－0. 01，最大值为 0．26，最小值－0．17; 应计计量法会计稳健性 CON 均值为 0．039 8，最大值为 2．64，最小值－0. 63; 信息不对称的代理变量 ASYMINFO 均值为0. 021; 资产规模 SIZE 均值为 22．2; LEV( 财务杠杆)均值为 0．56，表明样本公司资产负债率普遍较高;MTB 和 OFFEＲ 的均值分别为 4．40 和 0．378，样本公司可能存在价值被高估的情况。【4】
( 四) 相关性分析
表 4 是各变量之间的相关性分析结果，列出了SPEAＲMAN 相关系数。从表 4 中可以看出，会计稳健性( CON) 与信息不对称的代替变量内生收益率波动( ASYMINFO) 呈正相关，但 ASYMINFO 与累计超额收益率( SEOCAＲ) 不相关，ASYMINFO 与公司规模正相关。此外，控制变量之间并不存在严重的共线性。根据模型 1 的回归结果( 表 5) ，可以发现，会计稳健性与再融资公告后累计超额收益率在 5%水平上显着正相关，与假设 H1 相符，即会计稳健性水平越高，则 SEO 负效应的程度越小，这说明上市公司会计越稳健，则其再融资公告效应越可能是正，而并未发现其他变量与再融资公告间存在显着关系。
为了进一步验证结论，本文稳健性检验中，加入了代表公司治理的因素，包括外部董事占比、机构投资者持股等变量，发现会计稳健性依然与 SEOCAＲ之间存在正相关关系，说明会计稳健性在股权再融资过程中是发挥作用的。针对模型 2，本文发现信息不对称与 SEOCAＲ之间有显着关系，即信息不对称程度越大，则再融资公告负效应越大，即 SEOCAＲ 越小，验证了假设H2。但本文并未发现会计稳健性能显着减弱信息不对称对再融资公告效应的影响，可能影响再融资公告效应的因素很多，本文并未全部考虑。但从－0．933的符号中，也能说明一定问题，即稳健性水平越高的上市公司信息不对称程度越弱，并且会计稳健性水平越高的公司再融资公告负效应越小。
