王小力

(中央財(cái)經(jīng)大學(xué)會計(jì)學(xué)院，北京，100081；北京科技大學(xué)審計(jì)室，北京，100083)

一、引言

與舊準(zhǔn)則相比，新《企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則》突出理念表現(xiàn)在以下三方面：一是確立了資產(chǎn)負(fù)債表觀的核心地位；二是在財(cái)務(wù)報(bào)告方面強(qiáng)化了會計(jì)信息決策有用的要求；三是在信息披露方面突出了充分披露原則[1]。這些理念的引入使許多經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)的確認(rèn)和計(jì)量發(fā)生了根本性的改變，也使財(cái)務(wù)報(bào)表的結(jié)構(gòu)發(fā)生了明顯的變化，準(zhǔn)則的這些變化是否提高了會計(jì)信息的決策有用性？是否達(dá)到了準(zhǔn)則制訂機(jī)構(gòu)的預(yù)期目標(biāo)？這需要實(shí)證的研究結(jié)果加以檢驗(yàn)。

雖然已有不少學(xué)者對新準(zhǔn)則實(shí)施后的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行了研究，但結(jié)論并不一致，有研究認(rèn)為，新準(zhǔn)則實(shí)施提高了會計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性[2?5]；也有研究認(rèn)為新準(zhǔn)則并沒有顯著改善會計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性[6?7]；還有的研究認(rèn)為新準(zhǔn)則實(shí)施后會計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性總體表現(xiàn)為提高，但一部分會計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性降低，一部分會計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性提高，經(jīng)濟(jì)后果是混合的[8]。

以上研究或存在準(zhǔn)則實(shí)施時間不長、樣本數(shù)據(jù)有限等客觀局限，或在研究中僅采用截面數(shù)據(jù)分析，或使用個別年度對比分析，因此所得結(jié)果的可靠性值得懷疑。本文研究與以往研究的不同點(diǎn)：一是樣本區(qū)間選擇2001年至2010年A股上市公司數(shù)據(jù)，相對以往研究，數(shù)據(jù)樣本大幅增加；二是實(shí)證分析結(jié)合截面回歸與年度回歸結(jié)果，增加了實(shí)證結(jié)果的可靠性；三是同時使用10年連續(xù)不變樣本對數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性分析，消除生存誤差和首次IPO帶來的暫時性影響；四是利用偏相關(guān)系數(shù)量化準(zhǔn)則實(shí)施后每股盈余與每股凈資產(chǎn)對價(jià)值相關(guān)性增量的貢獻(xiàn)。

二、文獻(xiàn)回顧

Holthansen等人認(rèn)為價(jià)值相關(guān)性研究很少或沒有為準(zhǔn)則制定提供參考價(jià)值[9]；而Barth等人認(rèn)為價(jià)值相關(guān)性研究對準(zhǔn)則制定者感興趣的問題提供了深入的見解[10]。后者的觀點(diǎn)被學(xué)術(shù)界普遍接受，國內(nèi)外針對會計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性研究一直層出不窮，對會計(jì)準(zhǔn)則經(jīng)濟(jì)后果的研究就是價(jià)值相關(guān)性研究的一個重要方面。在以往文獻(xiàn)中，經(jīng)常使用的模型是收益率模型和剩余收益模型(也叫價(jià)格模型)。Barth等人使用剩余收益模型，研究了 21個國家實(shí)施國際會計(jì)準(zhǔn)則的經(jīng)濟(jì)后果，發(fā)現(xiàn)實(shí)行國際會計(jì)準(zhǔn)則有助于提高會計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性和會計(jì)信息質(zhì)量[11]。羅婷等人使用剩余收益模型研究了準(zhǔn)則實(shí)施前后價(jià)值相關(guān)性的變化，發(fā)現(xiàn)新準(zhǔn)則執(zhí)行后會計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性顯著改善[12]。吳水澎等人結(jié)合兩種模型研究了準(zhǔn)則變遷對會計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負(fù)債表、利潤表、現(xiàn)金流量表的價(jià)值相關(guān)性均有所提高,但是會計(jì)盈余的價(jià)值相關(guān)性有所下降，原因可能是凈資產(chǎn)價(jià)值相關(guān)性增加的替代效應(yīng)[3]。以上國內(nèi)研究受數(shù)據(jù)樣本的局限，僅對比分析了2006年和2007年數(shù)據(jù)，長期結(jié)果是否一致還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。朱凱等人使用收益率模型研究了會計(jì)準(zhǔn)則改革、信息準(zhǔn)確度與價(jià)值相關(guān)性的關(guān)系，得出在實(shí)施新會計(jì)準(zhǔn)則的當(dāng)年，會計(jì)盈余的價(jià)值相關(guān)性并沒有顯著增加，原因可能是實(shí)施新準(zhǔn)則的暫時性成本[6]，但其樣本區(qū)間也局限于2006年和2007年，這兩年是準(zhǔn)則的過渡期，其結(jié)論的準(zhǔn)確性不易鑒別。李瑞良使用剩余收益模型研究準(zhǔn)則變遷對盈余相關(guān)性的影響，得出會計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性確實(shí)具有增加的趨勢，但不同會計(jì)信息表現(xiàn)出混合的效果[8]，不過其在評價(jià)相關(guān)性時直接比較不同變量系數(shù)的大小，未綜合R2的信息，得出的結(jié)論值得懷疑。以上回顧可以看出，大部分研究結(jié)果支持新準(zhǔn)則實(shí)施提高了會計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性。按新準(zhǔn)則的設(shè)計(jì)理念，新準(zhǔn)則的實(shí)施應(yīng)顯著提高會計(jì)信息質(zhì)量，而高質(zhì)量的會計(jì)信息其價(jià)值相關(guān)性也應(yīng)更高[13]，因此得出本文的第一個假設(shè)：

H1：新準(zhǔn)則實(shí)施后，利潤表的盈余信息和資產(chǎn)負(fù)債表的凈資產(chǎn)信息價(jià)值相關(guān)均得到提高。

新準(zhǔn)則的一個核心理念就是“損益表觀”向“資產(chǎn)負(fù)債表觀”的轉(zhuǎn)變，在確認(rèn)、計(jì)量和財(cái)務(wù)報(bào)表結(jié)構(gòu)方面逐漸確立資產(chǎn)負(fù)債表觀的核心地位。因此在確認(rèn)與計(jì)量時不少科目引入了公允價(jià)值，公允價(jià)值的引入使資產(chǎn)和負(fù)債的計(jì)價(jià)更符合市場實(shí)際，最終表現(xiàn)為資產(chǎn)負(fù)債表與公司市場價(jià)值的逐漸趨近。葉建華以剩余收益模型為基礎(chǔ)，分別考察了不同類型資產(chǎn)對會計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性，得出新準(zhǔn)則對金融資產(chǎn)、固定資產(chǎn)及無形資產(chǎn)會計(jì)處理的新規(guī)定提高了會計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性[14]。如果新準(zhǔn)則實(shí)施確實(shí)能達(dá)到預(yù)期目的，資產(chǎn)負(fù)債表信息比利潤表信息應(yīng)具有更高的增量信息含量，因此得出本文的第二個假設(shè)：

H2：新準(zhǔn)則實(shí)施后，凈資產(chǎn)信息比盈余信息對會計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性提高的貢獻(xiàn)更大。

三、研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來源

(一) 經(jīng)驗(yàn)分析模型

本文以剩余收益模型即修正后的Ohlson模型[15?16]為基礎(chǔ)，具體使用時加入相關(guān)控制變量，對不同假設(shè)的檢驗(yàn)是在對基礎(chǔ)模型進(jìn)行適當(dāng)變換后進(jìn)行的。模型1用于整個研究區(qū)間截面數(shù)據(jù)回歸，模型2用于準(zhǔn)則實(shí)施前后分段回歸和分年度回歸。

(二) 主要變量定義

Pit——第i家公司第t年末股票價(jià)格；

Xit——第i家公司第t個會計(jì)年度每股盈余，即利潤表中的凈利潤除以總股數(shù)；

Bvpsit——第i家公司第t年末每股賬面凈資產(chǎn)，即資產(chǎn)負(fù)債表中年末凈資產(chǎn)除以總股數(shù)；

D07——準(zhǔn)則變動標(biāo)志啞變量，2007年以前的樣本取0，2007年之后的樣本取1；

LnTait——公司規(guī)?？刂谱兞浚吹趇家公司第t年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；

Marktypei——市場類型啞變量，滬市為 1，深市為0；

Induk,i——行業(yè)啞變量，如果公司i屬于行業(yè)k令其為1，否則令其為 0，k=1，2，··，n-1，n為行業(yè)類別數(shù)，用于控制可能的行業(yè)差異。

模型1中D07與每股賬面凈資產(chǎn)和每股盈余的交互變量可以度量準(zhǔn)則實(shí)施后價(jià)值相關(guān)性的變化情況，如果交互變量系數(shù)為正且顯著，則可以判斷準(zhǔn)則實(shí)施對價(jià)值相關(guān)性產(chǎn)生正的影響，否則認(rèn)為未產(chǎn)生影響或產(chǎn)生負(fù)的影響。

(三) 假設(shè)檢驗(yàn)的方法

假設(shè) 1的檢驗(yàn)通過模型 1來驗(yàn)證，如果 β4和 β5的符號為正且顯著，可以初步判斷準(zhǔn)則實(shí)施后盈余和凈資產(chǎn)的相關(guān)性均得到加強(qiáng)。為了增強(qiáng)結(jié)果的可靠性，用模型2進(jìn)行準(zhǔn)則實(shí)施前后回歸比較，觀察實(shí)施前后的R2和自變量系數(shù)是否顯著變化。還對模型2進(jìn)行分年度回歸，觀察R2以及自變量系數(shù)在不同年度中的變動趨勢是否與上面回歸得到的結(jié)果一致，并對系數(shù)差異進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。

假設(shè)2的檢驗(yàn)是通過計(jì)算偏相關(guān)系數(shù)來驗(yàn)證的，如將D07Bvpsit看作與新準(zhǔn)則實(shí)施有關(guān)的每股凈資產(chǎn)，將 D07Xit看作與新準(zhǔn)則實(shí)施有關(guān)的每股盈余，為研究這兩個合成變量對模型解釋能力的貢獻(xiàn)，定義模型 1回歸的R2為，同時估計(jì)以下兩個變形后的模型：

令上面兩個模型回歸后的R2分別為，那

么D07BVPSit和D07Xit的增量解釋能力分別為：

(四) 樣本與數(shù)據(jù)

2001年后上市公司數(shù)據(jù)相對穩(wěn)定，因此本文選取2001～2010年間符合研究要求的A股公司作為樣本。在樣本選取過程中，剔除了以下樣本公司：①相關(guān)數(shù)據(jù)缺漏不全的公司；②賬面凈資產(chǎn)為負(fù)的公司；③金融、保險(xiǎn)類公司；④退市公司；⑤創(chuàng)業(yè)板公司。最后確定的樣本總數(shù)為13318個公司年，其中在所研究的10年中均存續(xù)且滿足條件的樣本有 8340個公司年(834個公司)。
本文所有數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了控制極端值的可能影響，本文對所有連續(xù)變量不分年度按上下 1%分位數(shù)進(jìn)行縮尾處理(winsorize)。為避免IPO效應(yīng)和消除生存誤差，本文還對10年中不變樣本重新進(jìn)行了回歸。統(tǒng)計(jì)處理使用STATA軟件。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一) 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果分析

從全部樣本主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果看準(zhǔn)則實(shí)施后，每股盈余X從0.17增加到0.35，每股凈資產(chǎn)Bvps從3.11增加到3.79，總資產(chǎn)的自然對數(shù)LnTa從21.19增加到21.64。不變樣本主要變量也具有相同的變動趨勢。這可能意味著新準(zhǔn)則實(shí)施確實(shí)改變了會計(jì)信息，但這些信息的變動是否會增加價(jià)值相關(guān)性是本文以下部分需要檢驗(yàn)的。

通過對各主要變量相關(guān)系數(shù)的觀察，發(fā)現(xiàn)因變量與自變量間有較強(qiáng)的相關(guān)性，并且均在統(tǒng)計(jì)上顯著，因此進(jìn)行回歸分析是可行的。兩個主要自變量每股盈余與每股凈資產(chǎn)之間的相關(guān)系數(shù)較高，在后面的回歸分析中需要檢驗(yàn)自變量之間是否存在多重共線性并加以消除。

(二) 假設(shè)1的實(shí)證結(jié)果分析

按模型1回歸的全樣本結(jié)果在表1的PanelA中，調(diào)整后的R2為0.520 8，F(xiàn)值為804.91，顯示模型整體擬合程度較好，也與前人用剩余收益模型回歸的擬合度基本相同；每股盈余X和每股凈資產(chǎn)Bvps的系數(shù)都顯著為正，與公司價(jià)值正相關(guān)，結(jié)果符合預(yù)期；控制變量公司規(guī)模 LnTa的符號為負(fù)且顯著，也與前人的研究結(jié)論相符，可能的解釋是公司規(guī)模與風(fēng)險(xiǎn)和公司的成長性都有關(guān)系，規(guī)模越小的公司風(fēng)險(xiǎn)可能會越大，成長性也可能會更高； 控制變量市場類型Marktype為負(fù)且顯著，表示滬市股票的市場估值相對深市會稍低一些；交互變量系數(shù)β4和β5也與之前預(yù)計(jì)相符，均為正，且在 1%的水平上顯著，說明新準(zhǔn)則實(shí)施使每股盈余X與每股凈資產(chǎn)Bvps的價(jià)值相關(guān)性都得到了提高。

表1的PanelB顯示了新準(zhǔn)則實(shí)施前后用模型2回歸的結(jié)果。從結(jié)果看，市場類型Marktype控制變量在實(shí)施前后符號發(fā)生了反轉(zhuǎn)，可能的解釋是2007年前投資者更關(guān)注滬市大盤股，2007年之后投資者更關(guān)注深市小盤股；控制變量公司規(guī)模 LnTa符號未變，但系數(shù)由?1.46變?yōu)?2.39；擬合度R2由實(shí)施前的0.32增加到0.45；每股盈余X的系數(shù)由5.34增加到13.65；每股凈資產(chǎn)Bvps的系數(shù)由1.06增加到2.37。為檢驗(yàn)兩個時期主要系數(shù)是否有顯著不同，計(jì)算Z統(tǒng)計(jì)量[17]：

其中：β為前后兩個回歸區(qū)間同一變量的估計(jì)系數(shù)，s2()為估計(jì)的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差的平方。根據(jù)公式6和準(zhǔn)則實(shí)施前后的回歸結(jié)果計(jì)算的x和Bvps的Z統(tǒng)計(jì)量分別為17.67和13.33，均在小于0.001水平上顯著，再一次驗(yàn)證了準(zhǔn)則實(shí)施增加了每股盈余和每股凈資產(chǎn)的價(jià)值相關(guān)性。

分年度回歸結(jié)果的詳細(xì)數(shù)據(jù)未列示，圖1可以觀察到擬合度R2、每股盈余X和每股凈資產(chǎn)Bvps的時間序列特征。從圖1可看出，準(zhǔn)則實(shí)施后，三個觀測值均呈上升趨勢，尤其是X和Bvps從2006年就開始變動，2007年增幅相當(dāng)大，這也符合實(shí)際情況，新準(zhǔn)則是2006年2月份發(fā)布，當(dāng)年的報(bào)表會有部分調(diào)整，2007年是準(zhǔn)則實(shí)施的第一年，調(diào)整項(xiàng)目多，起伏波動大是正?，F(xiàn)象，所有回歸數(shù)據(jù)和變量的時間序列特征均顯示新準(zhǔn)則實(shí)施確實(shí)增加了每股盈余X和每股凈資產(chǎn)Bvps的價(jià)值相關(guān)性。因此假設(shè)1得到驗(yàn)證。

(三) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了消除生存偏誤和新股發(fā)行上市對價(jià)值相關(guān)性的影響，本文選取了10年不變樣本進(jìn)行同樣的回歸，因篇幅所限詳細(xì)回歸結(jié)果未列示，但趨勢與全樣本基本一致。圖2是不變樣本擬合度R2、每股盈余X和每股凈資產(chǎn)Bvps的時間序列特征圖，趨勢與圖1全樣本基本一致。

表1 全樣本回歸結(jié)果

本文使用STATA軟件進(jìn)行回歸分析，多重共線性問題在STATA回歸時會自動判斷并消除，從表1報(bào)告的VIF也可以看出，模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。從表1報(bào)告的White統(tǒng)計(jì)量nR2值和值，樣本存在異方差，通過使用穩(wěn)健估計(jì)量[18]后，主要變量的系數(shù)保持不變，T值和F統(tǒng)計(jì)量有所下降，不過都還保持統(tǒng)計(jì)顯著性，因篇幅有限未單獨(dú)報(bào)告穩(wěn)健性回歸后的結(jié)果。本文還對截面回歸模型進(jìn)行了變量自相關(guān)的檢驗(yàn)和消除，從DW值檢驗(yàn)結(jié)果看，自變量間存在正自相關(guān)關(guān)系，通過對股票代碼進(jìn)行聚類后再回歸，基本消除了由于面板數(shù)據(jù)帶來的自相關(guān)問題。經(jīng)過以上穩(wěn)健性處理后，雖然T值和F統(tǒng)計(jì)量有所下降，但并沒有改變系數(shù)的符號和顯著性程度，因此使用原模型得到的結(jié)論沒有改變。

(四) 假設(shè)2的實(shí)證結(jié)果與分析

圖1 全樣本數(shù)據(jù)盈余反應(yīng)的時間序列特征

圖2 不變樣本數(shù)據(jù)盈余反應(yīng)的時間序列特征

為驗(yàn)證假設(shè)2，本文根據(jù)模型1、模型3-1和3-2對全樣本和不變樣本分別進(jìn)行了回歸，得出三種模型的全樣本回歸的 R2分別為：0.521 4、0.500 1和0.511 2；不變樣本回歸的R2分別為：0.427 6、0.370 9和0.427 6。根據(jù)模型4計(jì)算了全樣本回歸時D07Xit的偏相關(guān)系數(shù)為 4.23%，不變樣本回歸時 D07Xit的偏相關(guān)系數(shù)為 9.01%；根據(jù)模型 5計(jì)算出全樣本回歸時D07Bvpsit的偏相關(guān)系數(shù) 2.10%，不變樣本回歸時D07Bvpsit的偏相關(guān)系數(shù)幾乎為0%。兩種樣本對不同變量價(jià)值相關(guān)性的反應(yīng)并不一致，但無論哪一種樣 本，每股盈余的偏相關(guān)系數(shù)均比每股凈資產(chǎn)的偏相關(guān)系數(shù)要高，這說明準(zhǔn)則實(shí)施后，利潤表的盈余信息和資產(chǎn)負(fù)債表的凈資產(chǎn)信息均對價(jià)值相關(guān)性的提高有貢獻(xiàn)，但利潤表的盈余信息比資產(chǎn)負(fù)債表的凈資產(chǎn)信息對價(jià)值相關(guān)性的貢獻(xiàn)更大一些，而且不變樣本公司價(jià)值相關(guān)性的貢獻(xiàn)基本上都來源于利潤表的盈余信息，資產(chǎn)負(fù)債表的凈資產(chǎn)信息貢獻(xiàn)幾乎為 0。實(shí)證結(jié)果并不支持假設(shè) 2，也就是說，新準(zhǔn)則引入公允價(jià)值并沒有如預(yù)期的那樣顯著改善資產(chǎn)負(fù)債表的價(jià)值相關(guān)性，原因可能是一方面由于市場機(jī)制的不完善，投資者并不完全認(rèn)可上市公司確認(rèn)的公允價(jià)值；另一方面投資者從以前主要參考利潤表的盈余數(shù)據(jù)進(jìn)行投資，變換到主要參考資產(chǎn)負(fù)債表的公允價(jià)值進(jìn)行投資需要一段時間的學(xué)習(xí)和過渡，資產(chǎn)負(fù)債表核心地位的確立尚需時日。

五、結(jié)論與意義

實(shí)證結(jié)果得出：新準(zhǔn)則的實(shí)施使盈余信息和凈資產(chǎn)信息的價(jià)值相關(guān)性均得到提高，但價(jià)值相關(guān)性提高的主要貢獻(xiàn)來自于盈余信息。這一結(jié)論與王建新(2010)的研究結(jié)果基本一致，他的研究結(jié)論顯示資產(chǎn)負(fù)債表和利潤表的會計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性在準(zhǔn)則實(shí)施后都有了提高，其中利潤表的會計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的提高程度好于資產(chǎn)負(fù)債表[19]。但結(jié)果不支持吳水澎等(2008)和李瑞良(2011)的研究結(jié)果，他們認(rèn)為新準(zhǔn)則實(shí)施后會計(jì)盈余的價(jià)值相關(guān)性下降而凈資產(chǎn)的價(jià)值相關(guān)性增加[3,8]。也不支持朱凱等(2009)和譚利等(2010)的研究結(jié)果，他們認(rèn)為新準(zhǔn)則實(shí)施后會計(jì)盈余的價(jià)值相關(guān)性并沒有顯著增加[6?7]。

本研究結(jié)論無論對投資者還是準(zhǔn)則制定者來說都有實(shí)際意義。對準(zhǔn)則制訂者來說，新準(zhǔn)則實(shí)施對會計(jì)信息的影響是其關(guān)注的重點(diǎn)，本研究為準(zhǔn)則實(shí)施對會計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響提供了經(jīng)驗(yàn)支持，驗(yàn)證了新準(zhǔn)則實(shí)施提高了會計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性。對準(zhǔn)則制訂者來說，新準(zhǔn)則實(shí)施是否實(shí)現(xiàn)了“收益表觀”向“資產(chǎn)負(fù)債表觀”的轉(zhuǎn)變也是其關(guān)注的重點(diǎn)，本文的研究結(jié)論說明這一轉(zhuǎn)變需要一定的過程，投資者并沒有做出完全的反應(yīng)。這就要求準(zhǔn)則制訂者不僅要關(guān)注準(zhǔn)則的制訂，而且需要根據(jù)準(zhǔn)則實(shí)施的后果采取相應(yīng)的措施。

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