【作　　者】
陈春艳（博士）

【作者单位】
（河南财经政法大学会计学院 郑州 475400）

【摘　　要】

【摘要】 本文选取2002 ~ 2006年度和2008 ~ 2011年度上市公司财务数据，构建会计信息价值相关性基本模型，对会计准则国际趋同与会计信息价值相关性之间的关系进行研究。结果表明，会计准则国际趋同显著提高了会计信息价值的相关性。通过对会计信息价值相关性基本模型的回归系数修正和回归R2修正，进一步的研究也印证了以上结论。由此充分说明我国企业会计准则的适时修订提高了我国会计信息质量，改善了我国会计信息环境。
【关键词】 会计准则   国际趋同   会计信息   价值相关性

一、引言及文献综述
我国2006年2月颁布修订后的《企业会计准则——基本准则》和《企业会计准则第1号——存货》等38项具体准则，标志着我国企业会计准则与国际财务报告准则（IFRS）的实质趋同。而会计准则国际趋同具有经济后果性，能够提高会计信息质量，有利于营造客观公正的会计信息环境，有利于会计信息使用者进行科学的决策。
国外文献对会计准则国际趋同进行了深入研究，其中一个重要方面就是会计准则国际趋同对会计信息价值相关性的影响。一些文献认为，在法制比较健全的国家，采用IFRS能提高会计信息有用性，进而提高会计信息价值相关性（Lantto，2007）。会计准则国际趋同可以提高会计信息价质量的及时性，并能提高会计信息价值的相关性（Christensen et al.，2008），Barth et al.，2008）。澳大利亚企业会计准则国际趋同后，会计盈余的价值相关性显著提高，且会计信息相关性也得到提高（Chalmers et al.，2011）。但是，另外一些文献发表了不同的看法。一些学者认为，欧洲银行会计准则强制趋同后，会计盈余信息的相关性显著提高，但所有者权益的账面价值的相关性却没有显著提高（Agostino et al.，2008）。有些学者认为，会计准则强制趋同后，无形资产价值的相关性显著下降。而（Morricone et al.，2009）和（Tsalavoutas et al.，2012）认为，会计准则国际趋同并不能改变会计信息价值的相关性。
随着我国会计准则国际趋同，相当数量的文献围绕会计准则国际趋同对会计信息价值相关性的影响进行了研究。一些文献认为，会计准则国际趋同增加了少数股东权益及少数股东损益的信息含量（张然、张会丽，2008）；增加了合并利润表中净利润的信息含量（陆正飞、张会丽，2009）；增加了公允价值的信息含量（王建新，2010；刘永泽、孙翯，2011）；提高了资产价值会计信息价值的相关性（周冬华，2012）；提高了财务报告决策的相关性（龙月娥、聂顺江，2012）；增加了所得税会计信息含量，进而提高了会计信息质量（戴德明等，2013）。但是，另外一些文献认为，会计准则国际趋同并没有提高会计信息价值的相关性（漆江娜、罗佳，2009），反而显著降低了会计信息价值的相关性（修宗峰，2010；修宗峰，2011）。
关于会计准则国际趋同与会计信息相关性的研究，国内学者主要从合并报表、公允价值、资产减值和所得税等角度对两者之间的关系进行了研究，并没有从整体上对会计准则国际趋同对会计信息价值相关性的影响进行研究。虽然有些文献（漆江娜、罗佳，2009；修宗峰，2010；修宗峰，2011）对会计准则国际趋同对会计信息价值相关性的影响进行了研究，但是研究样本仅局限于2007年度及以前年度，并未对2007年以后年度会计准则国际趋势同与会计信息价值相关性之间的关系进行研究。由于2007年度是修订企业会计准则后实施的第一年，属于新旧会计准则交接年度，仅通过2007年度及以前年度样本进行研究，期限太短，会出现估计偏误，其研究结论并不稳健，因而需要从一个较长的区间来对会计准则国际趋同与会计信息价值相关性之间的关系进行研究。
为此，本文选取2002 ~ 2011年度上市公司财务数据，进行了实证研究，旨在检验我国会计准则国际趋同对会计信息价值相关性的长期影响效应。
二、理论分析与研究假设
经济后果理论认为，无论有效证券市场理论的含义如何，会计政策的选择会影响公司的价值（Zeff，1978）。经济后果理论的实质阐明了会计政策选择及其变迁是具有影响力的，会对企业、政府、团体、投资者和债权人的决策行为产生影响。我国企业会计准则的修订，标志着我国企业会计准则与IFRS的实质趋同，这会改变会计信息利益相关者的利益分配方式，影响会计信息利益相关者的决策，影响会计信息价值的相关性。
我国企业会计准则将决策有用观作为会计目标之一，目的在于提高会计信息有用性，为投资者决策提供可靠的依据。现行企业会计准则还适度引入公允价值计量属性，强调多种计量属性的应用，打破历史成本计量属性的垄断地位，这将使资产的价值计量更接近于现实，从而提高会计信息的决策有用性，进而提高会计信息价值的相关性。根据上述分析，本文提出如下假设：
我国企业会计准则国际趋同在整体上会显著提高我国会计信息价值的相关性。
三、实证研究
1. 研究设计。本文借鉴Barth et al（2008）建立的研究模型测量会计信息价值的相关性。用股票价格（Pit）对每股收益和每股净资产进行回归来获取会计信息的解释力度。为了测量会计准则国际趋同是否显著提高了会计信息价值的相关性，本文分别对2002 ~ 2006年和2008 ~ 2011年两个阶段的会计信息价值相关性进行分析，比较这两个阶段的回归系数和回归R2。
若会计准则国际趋同后的回归系数显著大于会计准则国际趋同前的回归系数，则说明每股收益、每股净资产与股票价格更为相关，每股收益和每股净资产的变化引起了股票价格的显著变化，对股票价格的解释力有所增强，会计准则国际趋同提高了会计信息价值的相关性。
若会计准则国际趋同后的回归方程R2高于会计准则国际趋同前的回归方程R2，则说明会计准则国际趋同后，每股收益和每股净资产对股票价格的解释力度增强，会计准则国际趋同提高了会计信息价值的相关性。
本文下面建立了三个模型来测量会计信息价值的相关性。考虑到公司规模差异和会计数据异方差会导致回归系数估计偏误，为了减少这种偏误，我们在回归方程模型（1）中引入规模代理变量，并使用White（1980）异方差稳健标准误差进行回归。Barth和Kallapur（1996）阐述了规模代理变量作为独立的解释变量进入回归方程的估计效果显著好于将规模代理变量作为平减因子进入回归方程的估计效果，能更准确地估计回归系数，即使该规模代理变量与其他解释变量有95%的相关性，前者的估计效果仍然好于后者。因此，为了更准确地估计方程的回归系数，并准确比较2002 ~ 2006年和2008 ~ 2011年的回归方程系数，我们在模型（1）中引入规模代理变量，并建立模型（2）对模型（1）进行修正，从而进一步进行回归分析。
Brown et al（1999）总结了过去使用跨期横截面R2的差异进行会计信息价值相关性研究，认为过去研究中R2的增加并不是由于会计信息价值相关性提高，而是由于水平回归中的规模效应导致R2提高，因而在使用R2比较会计信息价值相关性时，要控制回归方程中的规模效应。他进一步阐述了控制规模效应的方法为回归方程的各个变量平减规模代理变量，并实证证明了在控制了规模效应后，原有研究中上升的R2非但没有上升，反而下降了。他还阐述了用回归方程所有变量平减规模代理变量，会引起回归系数的估计偏误，但同时也带来另外一种意想不到的效果，即能更准确地估计回归方程R2。因而为了更准确地估计回归方程R2，并对回归方程R2前后变化进行比较，我们在模型（1）的基础上平减去规模代理变量，用模型（3）来对模型（1）的回归R2做进一步修正，即：
Pit=β0+β1Bvepsit+β2Nipsit+εit （模型1）  
Pit=β0+β1Bvepsit+β2Nipsit+β3Lnsizeit+εit （模型2）  
Pit/Lnsizeit=β0+β1Bvepsit/Lnsizeit+β2Nipsit/Lnsizeit
+εit （模型3）  
为便于说明，我们用P∗表示Pit/Lnsizeit，用Bvepsit∗表示Bvepsit/Lnsizeit，用Nipsit∗表示Nipsit/Lnsizeit。则模型（3）还可以表示为：Pit∗=β0+β1Bveps∗it+β2Nips∗it+εit。
 上述模型中：被解释变量Pit表示第i个公司第t会计年度后六个月末的收盘价；Bvepsit表示第i个公司t年末的每股收益，等于公司净利润/公司总股数；Nipsit表示第i个公司第t年末的每股净资产，等于公司股东权益总额/普通股股数；Lnsizeit表示第i个公司第t年末的营业收入的对数，作为公司规模的代理变量。
为了比较会计准则国际趋同前后两个阶段每股收益、每股净资产与Pit系数的大小，我们采用了邹氏检验法（Chowtest）。在应用邹氏检验法时，我们引入区分2002 ~ 2006年和2008 ~ 2011年的哑变量Post：如果样本数据属于2002 ~ 2006年，则Post=0，如果样本数据属于2008 ~ 2011年，则Post=1。
这里需要说明的是，本文构建会计信息价值相关性的基本模型（1），旨在比较两个阶段的相关系数，也比较两个阶段的回归R2；构建回归系数的修正模型（2），旨在比较两个阶段回归系数大小，不再比较这两个阶段的回归R2，因为该模型是对回归系数的修正，若从原点进行比较，可能会引起回归R2的偏误；构建回归R2的修正模型（3），旨在不再比较两个阶段回归系数的大小，因为模型（3）是对回归R2的修正，若再比较会引起回归系数的偏误。另外，本文的模型（1）、模型（2）和模型（3）在回归过程中都控制了行业固定效应，由于存在区分两个时间阶段的变量Post，因而为了避免回归过程中的多重共线性，三个模型的回归都不再控制年度固定效应。
2. 样本选择、分布和描述性统计。本文选取2002 ~ 2011年沪深两市A股上市公司财务数据13 892个样本。考虑到特殊因素，故对样本数据做了如下技术处理：①剔除金融保险行业样本169个；②剔除会计准则实施当年即2007年样本1 288个；③剔除公司在发行A股外还发行B股的样本1 002个；④剔除每股净资产小于或等于零的样本223个；⑤剔除变量缺失的样本507个。经筛选，最终获得有效样本10 703个。其中2002 ~ 2006年的样本5 007个，2008 ~ 2011年的样本5 696个。
为避免样本极值影响回归统计量的估计结果，我们对所有回归变量进行上下各1%的缩尾处理。所有样本数据均来自国泰安数据库。
表1是变量描述性统计结果。从中可以看出，样本均值为10.28元，中位数为8.22元，最大值为40.70元，平均离散程度有7个标准差。每股收益分布最为集中，平均离散程度只有0.402个标准差，样本均值和中位数分别为0.254元和0.19元，每股收益最高金额达1.778元。每股净资产分布稍微分散，平均离散程度有2个标准差，样本均值和中位数为3.291元和2.907元，最大值为11.82元。公司规模分布相对集中，平均离散程度有0.585个标准差，公司平均规模大约为931 107 875.5元，中位数为905 732 600.9元，公司规模最小的营业收入为28 119 008.3元，公司规模最大的营业收入超出380亿元。

3. 实证结果分析。表2为模型（1）white（1980）异方差稳健标准误差的实证结果。其中，Model1的实证结果显示，在2002 ~ 2006年，每股收益、每股净资产与P都在1%的水平上显著正相关，相关系数分别为1.599和0.195，说明每股收益和每股净资产每提高1%，则股票价格分别提高1.599%和0.195%。
Model2的实证结果显示，在2008 ~ 2011年，每股收益、每股净资产与股票价格P也都在1%的水平上显著正相关，相关系数分别为4.482和0.634，说明每股收益和每股净资产每提高1%，则股票价格分别提高4.462%%和0.634%。从两个阶段的回归系数来看，2008 ~ 2011年的回归系数要大大高于2002 ~ 2006年的回归系数，说明会计准则国际趋同后，每股收益和每股净资产对股票价格的解释力显著增强，会计信息相关性显著提高。
Model3的两阶段相关系数Chowtest检验结果显示，Post#Bveps、Post#Nips与P都在1%的水平上显著正相关，相关系数分别为2.816和0.453，说明2002 ~ 2006年和2008 ~ 2011年两阶段的每股收益和每股净资产与股票价格的相关系数不仅存在显著差异，而且2008 ~ 2011年相关系数要显著高于2002 ~ 2006年的相关系数。在两个阶段中，每股收益和每股净资产每增长1%，则2008 ~ 2011年的股票价格上升幅度要比2002 ~ 2006年的股票价格上升幅度高出2.816%和0.453%。Model3的实证结果还显示，2008 ~ 2011年的每股收益和每股净资产对股票价格的解释力度显著高于2002 ~ 2006年的每股收益和每股净资产对股票价格的解释力度，说明会计准则国际趋同后， 会计信息价值的相关性显著增强。

根据统计原理，回归方程的R2越大，方程的总体解释力度就越强，意味着回归变量的变化更能解释因变量的变化。从表2可以看出，Model1的回归R2为0.032，Model2的回归R2为0.170，后者的回归R2高于前者的回归R2，而两者在模型上并没有多大区别，只是样本有所不同。这说明2008 ~ 2011年的每股收益和每股净资产对股票价格的解释力度增强，会计准则国际趋同后，会计信息价值的相关性有所提高。这一结果与2008 ~ 2011年的每股收益和每股净资产的回归系数显著高于2002 ~ 2006年的回归系数的实证结果相一致。
总的来说，从我国企业会计准则变更前后，2002 ~ 2006年和2008 ~ 2011年两个阶段的回归系数和回归R2来看，2008 ~ 2011年的回归系数显著高于2002 ~ 2006年的回归系数，2008 ~ 2011年的回归R2也高于2002 ~ 2006年的回归R2，因而，2008 ~ 2011年的每股收益和每股净资产对股票价格的解释力度增强。这说明会计准则国际趋同后，会计信息价值的相关性增强。

表3为模型（2）的white（1980）异方差稳健标准误差的实证结果，是对模型（1）的回归系数估计进一步修正的实证结果。其中，Model1的实证结果显示，在控制公司规模效应后，2002 ~ 2006年每股收益、每股净资产与股票价格在1%的水平上显著正相关，相关系数分别为2.099和0.268，说明会计准则国际趋同前，每股收益和每股净资产每提高1%，则股票价格就分别上升2.099%和0.268%。
Model2的实证结果显示，在2008 ~ 2011年，每股收益、每股净资产与股票价格也在1%的水平上显著正相关，相关系数分别为4.136和0.568，说明会计准则国际趋同后，每股收益和每股净资产每提高1%，则股票价格分别上升4.136%和0.568%，并且2008 ~ 2011年的每股收益和每股净资产与股票价格的相关系数明显高于2002 ~ 2006年的每股收益和每股净资产的相关系数。
在Model3的Chowtest检验中，Post#Bveps、Post#Nips与股票价格都在1%的水平上显著正相关，相关系数分别为1.904和0.301，说明2002 ~ 2006年和2008 ~ 2011年两个阶段每股收益和每股净资产的回归系数不仅具有显著差异，而且后者的每股收益和每股净资产回归系数显著高于前者的每股收益和每股净资产回归系数。而在两个阶段中，每股收益和每股净资产都同时增长1%，则2008 ~ 2011年股票价格上升幅度要分别比2002 ~ 2006年股票价格上升幅度高1.904%和0.301%。
总体而言，表3的实证结果显示，在控制公司规模差异对回归系数的影响后，2002 ~ 2011年每股收益和每股净资产的回归系数仍显著高于2008 ~ 2011年的每股收益和每股净资产的回归系数，说明会计准则国际趋同后，每股收益和每股净资产对股票价格的解释力的确显著增强。每股收益与每股净资产的1个百分比变动将引起股票价格更大幅度的变动，说明会计信息价值相关性在会计准则国际趋同后的确显著提高。这再一次印证了表2的实证分析结果，说明本文的结论具有较强的稳健性。

表4是模型（3）的white（1980）异方差稳健标准误差修正的实证结果，即是对会计信息价值相关性基本模型（1）的回归R2进行修正的结果。从表4可以看出，在平减公司规模代理变量后，2002 ~ 2006年的回归R2为0.026，比表2的2002 ~ 2006年的回归R20.032小。而2008 ~ 2011年的回归R2为0.109，也小于表2的2008 ~ 2011年的回归R20.170。表2和表4同阶段回归R2的比较结果，印证了Brown et al（1999）的企业规模效应会提高R2的结论，也印证了模型（3）对模型（1）回归R2进行修正的合理性。从表4的Model1和Model2两个方程的回归R2来看，在控制企业规模效应对回归R2的影响后，Model2的回归R2要大于Model1的回归R2。由于两者的模型是没有区别的，因而表4的实证结果说明2008 ~ 2011年的每股收益和每股净资产对股票价格的解释力比2002 ~ 2006年的每股收益和每股净资产对股票价格的解释力要强，说明会计准则国际趋同后，会计信息价值的相关性的确有所提高，这与会计信息价值相关性的基本模型（1）的回归R2相比较的结果完全一致，说明本文的结论较为稳健。
需要说明的是，由于模型（3）是用回归变量平减规模代理变量来控制企业规模效应的，因而该模型对回归系数估计可能存在偏误，由此也可以推断表4的每股收益、每股净资产与股票价格的相关系数也可能出现偏误，所以我们不再分析Model1和Model2的相关系数，只考虑Model1和Model2回归R2的准确性。
再从调整R2的角度看，表2的2002 ~ 2006年的调整R2为0.028，2008 ~ 2011年的调整R2为0.167，后者的调整R2要大于前者的调整R2，说明会计准则国际趋同后，每股收益和每股净资产对股票价格的解释力增强，会计信息价值的相关性有所提高。从表4可以看出，2002 ~ 2006年的回归调整R2为0.021，2008 ~ 2011年的回归调整R2为0.105，可见，后者的调整R2要大于前者的调整R2。这说明会计准则国际趋同后，每股收益和每股净资产对股票价格的解释力增强，会计信息价值的相关性所有提高。该结论同模型（1）的实证结论完全一致，说明本文的研究结论具有较强的稳健性。
4. 稳健性检验。为了避免2007年度的样本影响统计结果的稳健性，本文剔除了2007年度的样本，而2007年度的样本也是会计准则国际趋同后的样本，因而本文用包含2007年度样本，采用模型（1）进一步做回归检验。表5是用模型（1）对2002 ~ 2011年样本的会计信息价值相关性进行稳健性测试的结果。

表5中，Model1 和Model2的实证结果显示，无论是会计准则国际趋同前还是会计准则国际趋同后，每股收益和每股净资产都与股票价格在1%的水平上显著正相关。这说明会计信息在会计准则国际趋同前后都具有价值相关性。而Model3的实证结果显示，Post#Bveps、Post#Nips都与股票价格在1%的水平上显著正相关，说明2002 ~ 2006年和2007 ~ 2011年两个阶段的每股收益和每股净资产回归系数存在显著差异，并且2007 ~ 2011年的每股收益和每股净资产的回归系数显著高于2002 ~ 2006年的每股收益和每股净资产的回归系数。这说明会计准则国际趋同后，每股收益和每股净资产对股票价格的解释力度显著提高，会计信息价值的相关性显著增强。
另外，2002 ~ 2006的回归R2是0.032，而2007 ~ 2011年的回归R2是0.135，后者的回归R2显著高于前者的回归R2，并且该回归R2的增长并不是添加新的变量引起的，而是由于样本的组成不同引起的。这说明会计准则国际趋同后，每股收益和每股净资产的方差对股票价格方差的解释力有所增强，会计准则价值相关性有所提高。表5的稳健性测试结果进一步支持了上述结论。
四、研究结论
本文选取2002 ~ 2006年和2008 ~ 2011年沪深两市A股上市公司财务数据，构建会计信息价值相关性基本模型，对比分析我国企业会计准则变更前后两个阶段每股收益、每股净资产与股票价格相关系数的大小及其回归R2的大小，实证分析会计准则国际趋同对会计信息价值相关性的影响。实证结果表明，会计准则国际趋同后，每股收益、每股净资产与股票价格的相关系数显著提高，回归R2增大。这说明会计准则国际趋同后，每股收益和每股净资产对股票价格的解释力度增强，会计信息价值的相关性有所提高。而会计信息价值相关性估计系数修正模型和回归R2修正模型的实证结果，也印证了我国企业会计准则国际趋同提高了会计信息价值的相关性。
【注】 本文系国家软科学研究计划项目“我国高新技术上市公司绩效评价指标体系构建与有效性的研究”（项目编号：2013GXS4D133）的研究成果。
主要参考文献
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