劉天雄++王秀++張順清

【摘 要】 文章基于信號傳遞理論、信息不對稱理論和有效市場假說，以我國上證A股2010—2013年上市公司的數(shù)據(jù)為樣本，對會計(jì)信息質(zhì)量和股價(jià)的同步性關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢測。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：會計(jì)信息質(zhì)量愈高，公司經(jīng)理人員往往采用盈余管理的手段隱瞞其基本層面的信息，對應(yīng)的股價(jià)同步性愈低。最后，針對上證A股上市公司對提高上市公司會計(jì)信息質(zhì)量、引導(dǎo)資本市場資源的優(yōu)化配置提出自己的看法。

【關(guān)鍵詞】 股價(jià)同步性； 會計(jì)信息質(zhì)量； 盈余管理

中圖分類號：F406.7 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1004-5937（2016）05-0097-03

一、引言

會計(jì)信息作為上市公司的財(cái)務(wù)狀況、經(jīng)營成果和現(xiàn)金流等情況的綜合寫照，是各類投資者分析該公司是否值得投資的重要決策依據(jù)。同時(shí)，它對股價(jià)的波動產(chǎn)生顯著影響，而后者又作用于證券市場效率（Healy M. and Palepu K G，2001）。我國證券市場從1990年建立至今，一方面，取得了有目共睹的成績；另一方面像萬福生科、風(fēng)神股份等財(cái)務(wù)舞弊事件還是層出不窮。又加上信息的嚴(yán)重不對稱，削弱了眾多股票投資者對所關(guān)注公司會計(jì)信息質(zhì)量的信任度。研究證明，會計(jì)信息促進(jìn)股價(jià)的形成，并且影響其變動的幅度，那么會計(jì)信息質(zhì)量的優(yōu)劣與股價(jià)同步性的高低關(guān)系又是怎樣被體現(xiàn)出來的呢？

股價(jià)同步性（Stock Price Synchronicity）這個(gè)專業(yè)名詞，2000年在Morck的研究證明中被首次提到并進(jìn)行探討；之后，眾多學(xué)者把股價(jià)同步性作為公司特質(zhì)信息的度量，進(jìn)行了大量的實(shí)證研究，并認(rèn)為我國的股價(jià)存在高度的漲跌一致現(xiàn)象。資本市場資源配置效率較高，股價(jià)所包含信息的傳遞速率就較快，這樣可以緩減股價(jià)的同漲同跌現(xiàn)象，而加強(qiáng)公司的會計(jì)信息披露程度反作用于股價(jià)同步性（Dumev et al.，2003；Wurgler，2000）。

股價(jià)同步性的探究對于我國學(xué)者來說還處于發(fā)展階段，迄今關(guān)于它與會計(jì)信息質(zhì)量相互聯(lián)系的研究也可謂是鳳毛麟角。本文基于信號傳遞理論、信息不對稱理論和有效市場假說，以我國上證A股2010—2013年上市公司的數(shù)據(jù)為樣本，檢驗(yàn)會計(jì)信息質(zhì)量對股價(jià)同步性的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

Ball and Brown率先實(shí)證考證了盈余信息與股票價(jià)格的相互作用機(jī)理，發(fā)現(xiàn)盈余管理對公司股票的額外收益率產(chǎn)生顯著影響，并認(rèn)為投資者在投資決策時(shí)?？紤]盈余信息的含量。雖然會計(jì)信息包羅萬象，但是盈余信息作為會計(jì)信息的核心板塊，其質(zhì)量高低能判定會計(jì)信息質(zhì)量的優(yōu)劣（Watts et al.，1986）。由于存在信息的不對稱，信息傳遞到投資者的時(shí)間通常要滯后于公司內(nèi)部人員，而管理層通常利用自己獲取信息的優(yōu)勢，采用盈余管理手段隱瞞公司的基本面信息，致使公司層面?zhèn)鬟f效率顯著降低，股票投資者獲取信息嚴(yán)重滯后。我國證券市場作為新型的資本市場，相比于西方成熟的資本市場，存在普遍的盈余管理現(xiàn)象。正因如此，信息環(huán)境相對比較惡劣是我國上市公司的一大特點(diǎn)。公司管理層的盈余管理行為一定程度上干擾了信息的正常傳遞，降低了信息透明度，這樣既有利于公司內(nèi)部人員賺取高額回報(bào)，又為外部投資者捕捉公司特質(zhì)信息制造了障礙。結(jié)果減少了資本市場上知情者交易的數(shù)量，從而降低外部投資者對有關(guān)現(xiàn)金流和企業(yè)價(jià)值的可觀測度，最終提高了股價(jià)的同步性，使公司個(gè)股的波動程度與市場的平均波動程度表現(xiàn)出高度的漲跌一致性。

綜上所述，會計(jì)信息質(zhì)量與證券市場上的股價(jià)同步性緊密相連。Kelly（2005）、金智（2010）支持“噪聲說”認(rèn)為，公司惡劣的信息環(huán)境是R2下降的根本原因。然而，F(xiàn)ox et al.（2003）、陸瑤和沈小力（2011）等分析指出，會計(jì)信息質(zhì)量越好，個(gè)股股價(jià)波動與市場總體平均波動的趨勢一致性反而越低，主要原因就在于會計(jì)信息質(zhì)量良好。梁權(quán)熙（2014）支持后者的觀點(diǎn)。據(jù)此，提出檢驗(yàn)假設(shè)1。

H1：其他條件一致，在嚴(yán)格控制會計(jì)信息質(zhì)量為單一變量情況下，會計(jì)信息質(zhì)量與股價(jià)同步性呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）被解釋變量

股價(jià)同步性。筆者參考Roll（1988）對股價(jià)同步性的度量做法，應(yīng)用方程（1）計(jì)算個(gè)股的R2，為滿足最小二乘法（OLS）回歸要求，應(yīng)用方程（2）對（1）所求的R2進(jìn)行對數(shù)化單調(diào)函數(shù)處理。由方程（2）計(jì)算得到的SYN即為本文股價(jià)同步性的代理變量指標(biāo)。

Ri，t=αi+βiRm，t+εi，t （1）

SYN=Ln[R2/（1-R2）] （2）

其中：Ri，t和Rm，t分別表示個(gè)股i在第t周的收益率和對應(yīng)周期的市場指數(shù)收益率；ε為方程的殘差項(xiàng)，反映市場無法捕捉的收益率；Rm，t的計(jì)算基礎(chǔ)為上證綜指（000001.SH）的周收益率。

（二）解釋變量

會計(jì)信息質(zhì)量。筆者參照Dechow（1995）和夏立軍（2002）的研究方法，用進(jìn)一步完善的Jones方程運(yùn)算出可操縱性應(yīng)計(jì)項(xiàng)（ACCi，t），不考慮盈余的方向性并以其絕對值作為會計(jì)信息質(zhì)量的度量指標(biāo)。應(yīng)用模型（3）計(jì)算回歸系數(shù)代入模型（4）（5），

（三）模型設(shè)計(jì)

為了驗(yàn)證所提的假設(shè)，本文采用最小二乘法運(yùn)行以下模型：

SYN=α+β1IQi，t+β2LEVi，t+β3ROEi，t+β4MBi，t+

β5INSTi，t+β6SOEi，t+εi，t （6）

模型（6）的解釋變量：IQ數(shù)值上等于ACC，用來衡量自變量——會計(jì)信息質(zhì)量（金智，2010）；根據(jù)所提的假設(shè)，IQ的值愈大，公司的會計(jì)信息質(zhì)量愈差，股價(jià)的同步性反而越高。因此，預(yù)測IQ的回歸系數(shù)顯著為正。

模型（6）的控制變量：LEV為杠桿比率，等于年末總負(fù)債除以年末總資產(chǎn)，杠桿比率越高公司盈余操縱越嚴(yán)重，股價(jià)包含的公司基本面信息較少（梁權(quán)熙，2014），本文預(yù)計(jì)LEV的回歸系數(shù)為正；ROE為盈利能力，等于本會計(jì)期間經(jīng)營利潤除以年末總資產(chǎn)，盈利能力越強(qiáng)，運(yùn)營風(fēng)險(xiǎn)越低（金智，2010），本文預(yù)計(jì)ROE的回歸系數(shù)顯著為負(fù)；MB為市值賬面比，等于公司市場價(jià)值與賬面價(jià)值之比，市值賬面比越高股價(jià)同步性越低（王賢龍，2013），本文預(yù)計(jì)MB的回歸系數(shù)顯著為負(fù)；INST為機(jī)構(gòu)投資者持股比，機(jī)構(gòu)投資者參與程度有助于市場穩(wěn)定和信息傳遞（游家興，2012），預(yù)計(jì)INST的回歸系數(shù)顯著為負(fù)；此外，本文還采用控制變量SOE。SOE為產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，國有控股為1，否則為0。

四、實(shí)證研究

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文以我國上證A股2010—2013年的上市公司為研究樣本，除去金融類、ST類、*ST類、資不抵債類以及數(shù)據(jù)不完整的樣本后總共獲得2 632個(gè)觀測樣本：2010年到2013年依次為657個(gè)、673個(gè)、670個(gè)和632個(gè)。另外，本文為剔除極端值對結(jié)果的影響，運(yùn)用SAS軟件對樣本進(jìn)行Winsorize（1%）處理。本文數(shù)據(jù)取自于CSMAR和WIND，對獲得的2 632個(gè)觀測樣本采用SPSS19.0和Excel2010進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)和分析。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)分析

由表2可知，R2均值為0.325479，與Morck et al.（2000）、金智（2010）研究的中國股價(jià)同步性指標(biāo)0.453、0.415相比有所下降，然而與相對成熟的西方證券市場（小于0.1）相比，仍然有比較大的差距，從而證明上證A股證券市場的股價(jià)同步性處于高位狀態(tài)；R2的Max值為0.8386（南山鋁業(yè)），Min值為0.0001（海南椰島），SD值為0.1794，表明不同行業(yè)中上市公司的個(gè)股價(jià)格波動與總體市場股票價(jià)格波動趨勢高度一致。IQ的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為3.297962、2.5049131，Max值和Min值分別為11.3666、0.0427，表明不同公司之間的會計(jì)信息質(zhì)量存在顯著差異，經(jīng)理層也常利用自身的職位優(yōu)勢進(jìn)行逆向選擇影響市場上股價(jià)的波動，我國上證A股上市公司的會計(jì)信息質(zhì)量有待進(jìn)一步提高；INST持股的Mean值為0.095465，大大落后于西方成熟市場上INST持股比（0.37），表明我國上證A股市場上的投機(jī)現(xiàn)象較為明顯，上市公司的機(jī)構(gòu)投資者持股規(guī)模較小，并且Max值0.9984與Min值0.0017差異較大，說明不同公司間投資者參與度差異顯著；SOE的Mean值為0.70，表明我國絕大部分上證A股上市公司的實(shí)際控制人為政府。

（三）多元回歸分析

如表3所報(bào)告的，回歸結(jié)果中解釋變量IQ與被解釋變量SYN顯著為正，即會計(jì)信息質(zhì)量和股價(jià)同步性之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明在控制會計(jì)信息質(zhì)量為單一變量的有效市場條件下，股市信息效率負(fù)向反映了股價(jià)同步性，驗(yàn)證了本文的假設(shè)?？刂谱兞縇EV、ROE、MB、INST、SOE均與被解釋變量SYN顯著相關(guān)，且公司盈利能力（ROE）、市值賬面比（MB）、機(jī)構(gòu)投資者參與程度（INST）和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）與股價(jià)同步性成反比，相關(guān)系數(shù)分別為-0.053、-0.189、-0.087、-0.036；杠桿比率（LEV）與股價(jià)的漲跌一致性成正比，回歸系數(shù)為0.072。

五、研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本文采用2010—2013年我國上證A股上市公司的樣本數(shù)據(jù)，考察了會計(jì)信息質(zhì)量和股價(jià)同步性之間的作用機(jī)理，得出結(jié)論如下：有效市場條件下，會計(jì)信息質(zhì)量對股價(jià)同步性產(chǎn)生顯著影響；并且上市公司會計(jì)信息質(zhì)量越高，一方面會加大投資者對會計(jì)信息的關(guān)注度，另一方面也會增強(qiáng)市場自身調(diào)控的能力，進(jìn)而信息的傳遞效率也得到提高，使得上市公司的個(gè)股價(jià)格波動與總體市場股票價(jià)格波動趨勢相背離，最終降低股價(jià)同步性。

（二）啟示

本文的研究顯示，提高上市公司會計(jì)信息的質(zhì)量可以有效降低股價(jià)的同步性。為了提高公司的會計(jì)信息質(zhì)量，豐富股價(jià)涵蓋的公司基本面信息，進(jìn)而引導(dǎo)資本市場上資源的優(yōu)化配置，可以從以下方面努力：其一，要制定和完善有效的適合不同類型企業(yè)的會計(jì)準(zhǔn)則，比如區(qū)分不同行業(yè)大類、不同的資產(chǎn)負(fù)債屬性等；其二，要嚴(yán)格控制信息披露程序，做到每個(gè)步驟有正確的章程、章法來遵循和依照；其三，完善公司財(cái)務(wù)做賬系統(tǒng)，塑造財(cái)務(wù)人員良好的敬業(yè)精神并對其定期輪崗。

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