1、會計信息披露質(zhì)量與會計信息價值相關(guān)性分析來自深圳證券市場的經(jīng)驗證據(jù)齊偉山 ,歐陽令南(上海交通大學(xué) ,上海 200052)摘要 : 本文利用深圳證券交易所對上市公司信息披露水平的考評數(shù)據(jù)檢驗了信息披露質(zhì)量對會計信息價值相關(guān)性的影響情況 。結(jié)果表明 ,從整體來看 ,高質(zhì)量的會計信息披露有助于提高會 計信息的價值相關(guān)性 ,并且收益模型和價格模型所獲得的結(jié)果基本一致 。本文所獲得結(jié)論的政策 性含義在于為強化上市公司信息披露質(zhì)量 ,提高會計信息透明性和可靠性的積極意義提供了支持 證據(jù) 。關(guān)鍵詞 : 會計信息質(zhì)量 ;價值相關(guān)性 ;實證研究文章編號 :1000 - 2154 (2005) 06 - 007

2、0 - 06中圖分類號 : F830 . 83文獻(xiàn)標(biāo)識碼 :A在現(xiàn)代資本市場中 ,對上市公司信息披露的要求來源于管理層和外部股東之間的信息不對稱和利 益沖突 。因此 ,高質(zhì)量的信息披露可以降低信息不 對稱程度 ,使股價更精準(zhǔn)地反映會計信息 ,強化市場 對公司管理層的約束 。因此 ,我們有理由相信高質(zhì) 量的信息披露能夠提高會計信息的價值相關(guān)性 。此 外 ,西方實證會計理論認(rèn)為 ,在有效市場假說下 ,會 計信息的質(zhì)量越高 , 投資者對會計盈余的反應(yīng)系數(shù) 越大 ( Scott ,2000 ) 。7 雖然信息披露質(zhì)量并不是會計 信息質(zhì)量內(nèi)涵的全部 ,但至少可以從披露水平角度 反映會計信息質(zhì)量 。根據(jù)上

3、述分析本文建立如下假 設(shè) :會計信息披露質(zhì)量較高公司的會計信息價值相 關(guān)性要高于披露質(zhì)量較低的公司 。一 、引言我國證券市場的會計信息是否有用 , 不少國內(nèi)外學(xué)者對之進(jìn)行了實證研究 。Haw et al (1999) 、趙宇 龍 (1998) 、陳曉等 ( 1999) 的檢驗表明年度報告的披露的確向資本市場傳遞了新的信息 ; 1 2 6Haw etal (2002) 還進(jìn)一步檢驗了中報會計盈余的有用性 ;薛祖云 、吳冬輝 ( 2004) 檢驗了季度盈余的信息有用 性 ,他們的研究也都支持中報和季度報告盈余有用性的結(jié)論 ; 3 6薛祖云 、吳冬輝 (2004) 還檢驗了第一季度會計報告與年度報告

4、同時披露是否導(dǎo)致信息過載的假設(shè) ,研究表明沒有證據(jù)證明季報的大量披露 會影響年報公告日的盈余反應(yīng)系數(shù) ( ERC) 。這些研 究都表明會計盈余對投資者而言是有用的 。然而關(guān) 于會計信息披露質(zhì)量是否影響會計信息本身的價值 相關(guān)性問題國內(nèi)尚無經(jīng)驗證據(jù) ,本文將對此問題進(jìn) 行研究 ,試圖填補這一空白 。二 、信息披露質(zhì)量的計量從國外的實踐來看 ,信息披露質(zhì)量代理變量的獲得主要有兩種方式 ,一是利用研究機構(gòu)的評估報收稿日期 :2005 - 03 - 11告 ,如 AMIR 的信息披露評估報告 ,另外一種是自行設(shè)計評估指數(shù) 。前一種獲取數(shù)據(jù)的方式較為簡便 , 而后一種方式的取得成本較為高昂 。自從 20

5、01 年 來 ,深交所發(fā)布了深圳證券交易所上市公司信息披 露工作考核辦法(以下簡稱考核辦法) ,實施對上 市公司信息披露的考評 ,從信息披露的及時性 、準(zhǔn)確 性 、完整性 、合法性四方面分等級評價 ,同時考慮上 市公司所受獎懲情況以及與深交所的工作配合情況而綜合形成最終考評結(jié)果 。考核辦法規(guī)定以一個年度為一個考核期間 ,對當(dāng)年上市滿六個月的上市 公司信息披露工作進(jìn)行考核 ,到目前為止 ,深交所已 經(jīng)公布了 2001 - 2003 年三年的考評結(jié)果 。與 AIMR 的信息評估結(jié)果不同的是 ,深交所不是對披露質(zhì)量 進(jìn)行打分 , 而是將考評結(jié)果分為四個等級 , 即不及 格 、及格 、良好和優(yōu)秀 。本

6、文將利用這一數(shù)據(jù)研究信 息披露質(zhì)量對會計信息價值相關(guān)性的影響 。圖 1 2001 - 2003 信息考評結(jié)果分布圖圖 1 描述的是 2001 - 2003 年深市上市公司的信息考評結(jié)果 。從圖 1 中可以看到 ,從 2001 - 2003 年 ,信息披露考評不及格的公司分別為 52 家 、33 家 和 24 家 ,呈逐年下降的趨勢 ;及格公司數(shù)分別為 251 家 、190 家和 162 家 ,也呈逐年下降趨勢 ;而評級為良 好和優(yōu)秀的公司卻呈逐年上升趨勢 ,其中良好公司 分別為 166 家 、222 家和 256 家 ,優(yōu)秀公司數(shù)分別為33 家 、38 家和 40 家 。上述數(shù)據(jù)表明 2001

7、 - 2003 年 間在深交所上市的公司的信息披露質(zhì)量呈逐年提高 的趨勢 ,但從總體來看 ,大多數(shù)公司的信息披露考評 等級都集中在及格和良好的水平上 ,評級為優(yōu)秀的 公司所占比例很小 (不足 10 %) 。據(jù)以確定會計變量是否具有價值相關(guān)性 ,或者說這一變量是否影響股票的收益 。事件研究法研究較短 的時間內(nèi)某一特定信息的披露對股票收益的影響情 況 。使用事件研究法必須能夠確定出特定的事件日 (例如年報公告日期) 才能實施 ,而關(guān)聯(lián)研究法則不 同 ,其目標(biāo)僅僅是測試在某一特定期間內(nèi)包含在會 計測量指標(biāo)內(nèi)的信息是否反映在了股價中 ,不需要 確定事件日 。本文要研究的是信息披露質(zhì)量對會計 信息價值相

8、關(guān)性的影響 ,而披露質(zhì)量與公司長時期 內(nèi)披露的信息有關(guān) ,因此沒有特定的事件日可尋 ,因此不適合采用事件研究法 , 只能使用關(guān)聯(lián)研究法 。 除了收益模型外 ,Olson (1995) 提出的凈收益模型 ,將 資產(chǎn)負(fù)債表信息 ( 每股賬面凈資產(chǎn)) 利潤表信息 ( 每 股收益) 結(jié)合了起來 ,彌補了收益模型只考慮利潤表 信息的缺陷 。本文將同時選用收益模型和價格模型 對前文提出的假設(shè)進(jìn)行檢驗 。(一) 收益模型 關(guān)聯(lián)研究法 傳統(tǒng)的收益模型只考慮盈余變化和收益的關(guān)系 ,然而 Easton 和 Harris (1991) 認(rèn)為盈余水平也可以 像未預(yù)期盈余一樣作為解釋變量 。8 無論是 Easton三

9、、研究方法檢驗會計信息價值相關(guān)性的方法主要有兩種 ,即收益模型和價格模型 。收益模型又可以分為關(guān)聯(lián) 研究模型 (或關(guān)聯(lián)研究法 ,Association study) 和事件研 究模型 (或事件研究法 , Event study) ,關(guān)聯(lián)研究法主 要通過考察某一特定期間內(nèi) (這個期間通常較長 ,通 常為一年 ,甚至更長) 股票收益與會計信息的相關(guān)性+ LnMVt +t(3)和 Harris 的理論分析還是實證結(jié)果都指出 : 在收益模型中 ,盈余水平相比盈余變化是一個更好的解釋 變量 。最近國內(nèi)外的實證研究也大都同時考慮盈余 變化和盈余水平 ,因此 ,本文選用的收益模型中同時 包含了盈余變化和盈余

10、水平兩個變量 。其中 : Pt 為 t 會計年度結(jié)束后第 4 個月月末的收盤價 , EPSt 和 BVt 分別表示每股收益和每股凈資 產(chǎn) ,LnMV 表示權(quán)益總市值的常用對數(shù) ,加入此變量 是為了控制規(guī)模效應(yīng)對股票價格的影響 。與收益模 型類似 D 為一虛擬變量 ,當(dāng)公司的信息披露評級為 優(yōu)秀或良好水平時取 1 ,否則取 0 。與報酬率模型相 比 ,價格模型的優(yōu)點 ( Charles et al ,2001) 在于 : 若市 場能合理地預(yù)期到會計盈余的任何成分 ,并反映在 期初股價上 ,報酬模型中的盈余反應(yīng)系數(shù)接近于零 。 相反 ,若市場能合理地預(yù)期到會計信息的累積影響 , 即使會計信息不提供

11、新信息 ,不影響股票報酬 ,也會 影響股票價格 。此外 ,報酬模型有利于評價會計盈 余的有用性 ,而價格模型卻根據(jù)會計盈余和凈資產(chǎn) 在股票定價中的不同作用 ,將三者有機地聯(lián)系在一 起 。盡管價格模型存在規(guī)模效應(yīng) 、異方差 、遺漏變 量 、股價波動性大等問題 ( 陸宇峰 ,1999) ,為更為全 面地測度信息披露質(zhì)量對會計信息價值相關(guān)性的影 響 ,在控制了公司規(guī)模的基礎(chǔ)上 ,本文同時使用了報RET1 = +1 E 1/ Pt - 1 + 2 Et / Pt - 1 +Et / Pt - 1 + 4 Et / Pt - 1 + t3 D(1)其中 : RETt 為公司上一會計年度結(jié)束后第五個月到本

12、會計年度結(jié)束后第四個月這一期的持有收4益 ,其計算公式為 : (1 + Rj ) - 1 ,Ri 表示在上述期j = - 8間內(nèi)第 i 月份的收益率 (此數(shù)據(jù)為來自于 CSMAR 考慮現(xiàn)金分紅的月個股收益率) , Et 表示利用幼稚 模型計算的未預(yù)期盈余 ( 或者說盈余的變化) ,其計 算公式為 : Et = (NIt - NIt - 1) / St - 1 ,NI 表示凈利潤 , St - 1表示 t - 1 年末的股本總額 。Pt - 1 表示 t - 1 年 4 月份最后一個交易日的收盤價 。D 為一虛擬變量 , 當(dāng)公司的信息披露評級為優(yōu)秀或良好水平時取 1 , 否則取 0 。在公式 (

13、 1) 中 , 1 和2 是信息披露評級為不及 格和及格公司的盈余水平和盈余變化的回歸系數(shù)(或?qū)κ找娴挠绊? , 1 +3 和2 +4 為信息披露評 級為優(yōu)秀或良好公司的盈余水平和盈余變化的回歸系數(shù) ,如果假設(shè)成立 ,應(yīng)當(dāng)有3 +4 0 ,也就是說 , 信息披露質(zhì)量高的公司會計收益對股票收益的影響 較大 (3 +4 衡量的是披露質(zhì)量較高公司的盈余水 平和盈余變化對股票收益的影響高于披露質(zhì)量較低 公司的部分) 。(二) 價格模型價格模型是由 Olson ( 1995) 提出的凈收益模型 變形得來 ,實證檢驗中通常使用的價格模型為 :酬率模型和價格模型 。公式 ( 3) 中 b 和 b 是信息1

14、2披露評級為不及格和及格公司的每股盈余和每股凈資產(chǎn)的回歸系數(shù) (或?qū)r格的影響) , b + b 和 b +1 3 2b4 為信息披露評級為優(yōu)秀或良好公司的每股盈余和每股凈資產(chǎn)的回歸系數(shù) , 如果假設(shè)成立 , 應(yīng)當(dāng)有 b3 0 和 b4 0 , 也就是說 , 信息披露質(zhì)量高的公司 的每股收益和每股凈資產(chǎn)對股票價格的影響較大 。四 、樣本的選取本文選取樣本遵循如下原則 : (1) 2001 - 2003 年間深交所網(wǎng)站 ( :/ / sse . org. cn) 至少公布一 次信息披露考評記錄的公司 ; (2) 不包括研究期間被 PT 的公司 ; (3) 不包括 CSMAR 中國股票市場研究數(shù)

15、據(jù)庫中月收益數(shù)據(jù)和財務(wù)數(shù)據(jù)不全的公司 。最終我 們選定樣本觀察值為 1422 個 ,其中 2001 年 488 個 ,2002 年 471 個和 2003 年 463 個 。具體見表 1 所示 。Pt =+ b1 EPSt + b2BVt +t(2)為了驗證本文的假設(shè) ,我們可以將價格模型設(shè)定如下Pt = + b1 EPSt + b2BVt + b3D EPSt + b4D BVt表 1樣本公司年度考評公司數(shù) (A 股)財務(wù)/ 股價數(shù)據(jù)缺失/ PT 公司數(shù)最終樣本數(shù)200150214488200248312471200348219463表 2描述統(tǒng)計結(jié)果表 2 是各年研究樣本公司的數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)

16、計結(jié)果 。從表 2 中可以看出 ,研究期間各年股票收益的 均值都為負(fù) ;從財務(wù)變量來看 ,每股收益呈逐年上升 的態(tài)勢 ,但增幅并不大 ; 各年每股凈資產(chǎn)都穩(wěn)定在2 . 5 元附近 ,平均總市值規(guī)模變化也不大 。收益的解釋能力要強于盈余變化 。2001 年 ,信息考評等級優(yōu)良的公司的盈余水平的估計系數(shù) ( 1 . 021) 小于非優(yōu)良公司 ,而盈余變化的估計系數(shù) (0 . 582) 要 大于非優(yōu)良公司 。從總體上來看3 +4 雖然為正但 不顯著 ,說明 2001 年的數(shù)據(jù)并不支持前文的假設(shè) 。2002 年 ,信息考評等級優(yōu)良的公司的盈余水平和盈 余變化的估計系數(shù)都大于非優(yōu)良公司 ,并且3 +4

17、的局部 F 檢驗在 1 %的水平上顯著 ,說明假設(shè)通過 了驗證 。2003 年的估計結(jié)果顯示 ,信息考評等級優(yōu) 良的公司的盈余水平的估計系數(shù)大于非優(yōu)良公司 , 而盈余變化的估計系數(shù)要小于非優(yōu)良公司 ,但從總 體來看3 +4 的估計結(jié)果為 1 . 423 并且在 1 %的水 平上顯著 ,說明假設(shè)也得到了支持 。綜上所述 ,根據(jù) 收益的模型的估計結(jié)果 ,除 2001 年外 ,其他兩年的 數(shù)據(jù)都支持我們所建立的假設(shè) ,即信息披露質(zhì)量越 高的公司的會計信息的價值相關(guān)性也越高 。五 、實證研究結(jié)果表 3 列示的是收益模型的估計結(jié)果 。1 和2表示的是信息披露考評等級為不及格和及格公司(下文稱為非優(yōu)良公司

18、) 的盈余水平和盈余變化變量 的回歸系數(shù) ; 1 +3 和2 +4 表示的是信息披露考 評等級為良好和優(yōu)秀公司的盈余水平和盈余變化變 量的回歸系數(shù) ;3 +4 表示的是整體上兩類公司盈 余反應(yīng)系數(shù)的差別 。從表 3 的結(jié)果來看 ,非優(yōu)良公 司的盈余水平各年的估計系數(shù)都在 1 %的水平上顯 著并且都為正 ,分別為 1 . 212 、1 . 294 和 1 . 071 ; 而盈 余變化的估計系數(shù)都不顯著 ,說明盈余水平對股票變量年份最小值最大值均值標(biāo)準(zhǔn)差RETt2001- 0. 86050. 894111- 0. 220080. 1673112002- 0. 599731. 596386- 0.

19、183160. 2085272003- 0. 783991. 071404- 0. 078730. 247904Et / Pt - 12001- 0. 54430. 064439- 0. 000550. 049992002- 0. 314580. 1034510. 0035440. 0409062003- 0. 577320. 1534370. 0050640. 062889Et / Pt - 12001- 0. 50430. 39497- 0. 007130. 0495252002- 0. 249180. 6433540. 0037890. 0554362003- 0. 315780. 54

20、94810. 0049930. 060198Pt20011. 535. 8611. 386664. 50270420022. 8636. 278. 6739333. 64624720032. 3825. 767. 5525633. 413284EPSt2001- 5. 21. 60. 0582960. 5229922002- 3. 091. 130. 0585450. 3818792003- 3. 561. 320. 0746780. 429209BVt2001- 5. 4210. 852. 6180321. 5085932002- 6. 849. 142. 5809981. 55772920

21、03- 7. 939. 242. 5371521. 589112LnMV200120. 6418124. 1480522. 004690. 565091200220. 6883324. 1454521. 750950. 565065200320. 1257724. 1402321. 526760. 66374表 3收益模型的估計結(jié)果(0. 000)(0. 000)(0. 218)(0. 000)(0. 296)(0. 000)(0. 788)(0. 000)注 :2 - 6 行中括號內(nèi)數(shù)據(jù)為 t 檢驗的顯著性水平 (p 值) ;7 - 9 行括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為局部 F 檢驗的顯著性水平 。表 4

22、列示的是價格模型的估計結(jié)果 。b1 和 b2表示的是信息披露考評等級非優(yōu)良公司的每股收益 和每股凈資產(chǎn)變量的回歸系數(shù) ; b1 + b3 和 b2 + b4 表 示的是信息披露考評等級為優(yōu)良的公司的每股收益 和每股凈資產(chǎn)變量的回歸系數(shù) 。從表 4 的結(jié)果來 看 ,非 優(yōu) 良 公 司 的 每 股 收 益 的 估 計 系 數(shù) 分 別 為2 . 496 、2 . 606和 1 . 151 , 并 且 都 在 1 %的 水 平 上 顯 著 大于 0 ;每股凈資產(chǎn)各年的估計系數(shù)分別為0 . 798 、0 . 203和0 . 508 ,只有 2001 和 2003 年的估計結(jié)果顯著 大于 0 , 2002

23、 年的估計結(jié)果不顯著 。b3 和 b4 分別表示的是兩類公司估計系數(shù)的差額 ,從表 4 來看 ,各年的估計結(jié)果分別為 3 . 654 、2 . 968 和 2 . 170 ,并且都在 至少 5 %的水平上顯著 ,表明信息披露水平高的公 司的每股收益的價值相關(guān)性也較高 。但從 b4 估計 結(jié)果來看 ,信息披露水平高的公司的每股凈資產(chǎn)的 價值相關(guān)性并沒有得到提高 ,其各年估計結(jié)果為 -0 . 131 、- 0 . 039 和 0 . 086 ,并且都不顯著 。根據(jù)上述 結(jié)果 ,我們傾向于接受前文的假設(shè) ,盡管高質(zhì)量的信 息披露沒有提高每股凈資產(chǎn)的價值相關(guān)性 ,但卻極 大地提高了每股收益的價值相關(guān)性

24、 。表 4價格模型的估計結(jié)果(0. 612)(0. 011)(0. 000)(0. 000)(0. 786)(0. 011)(0. 000)(0. 000)注 :2 - 6 行中括號內(nèi)數(shù)據(jù)為 t 檢驗的顯著性水平 (p 值) ;7 - 8 行括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為局部 F 檢驗的顯著性水平 。系數(shù)200120022003a42. 860 (0. 000)5. 854 (0. 652)- 6. 406b12. 496 (0. 000)2. 606 (0. 000)1. 151b20. 798 (0. 000)0. 203 (0. 526)0. 508b33. 654 (0. 001)2. 968 (0.

25、 012)2. 170b4- 0. 131( - 0. 897)- 0. 039 (0. 786)0. 086b5- 1. 538 (0. 000)0. 086 (0. 776)0. 565b1 + b36. 15 (0. 000)5. 302 (0. 000)3. 321b2 + b40. 667 (0. 000)0. 164 (0. 789)0. 594DW1. 7511. 7271. 813F 值27. 66716. 71536. 719Adj - R20. 2160. 1450. 275系數(shù)200120022003- 0. 220 (0. 000)- 0. 208 (0. 000)-

26、0. 10911. 212 (0. 000)1. 294 (0. 000)1. 07120. 278 (0. 286)- 0. 112 (0. 518)0. 3553- 0. 191 (0. 779)1. 520 (0. 007)1. 85740. 773 (0. 324)1. 232 (0. 009)- 0. 4341 +31. 021 (0. 103)2. 814 (0. 000)2. 9282 +41. 051 (0. 165)1. 12 (0. 011)- 0. 0793 +40. 582 (0. 403)2. 752 (0. 000)1. 423DW1. 8381. 8121. 91

27、4F 值12. 0619. 77528. 132Adj - R20. 0840. 1380. 192將是投機市場 ,而不能稱之為投資市場 。六 、結(jié)論及意義本文利用深圳證券交易所對上市公司信息披露水平的考評數(shù)據(jù)檢驗了信息披露質(zhì)量對會計信息價 值相關(guān)性的影響情況 ,結(jié)果表明 ,從整體來看 ,高質(zhì) 量的會計信息披露有助于提高會計信息的價值相關(guān) 性 ,并且收益模型和價格模型所獲得的結(jié)果基本一 致 。本文所獲得結(jié)論的政策性含義在于為強化上市 公司信息質(zhì)量 ,提高會計信息透明性和可靠性的積 極意義提供了支持證據(jù) 。另外我們還看到 ,價格模 型的結(jié)論表明高質(zhì)量的披露并沒有提高每股賬面凈 資產(chǎn)的價值相關(guān)性

28、,收益模型 2001 年的結(jié)果也表明 高質(zhì)量的披露也沒有被市場所認(rèn)同 ,我們認(rèn)為這些 背離假設(shè)的結(jié)論是由市場效率不高造成的 。我國證 券市場建立的時間還比較短 ,市場效率不高 ,但隨著 市場的進(jìn)一步建設(shè)市場效率正不斷提高 。因此 ,我 們認(rèn)為證券市場的建設(shè)一方面要強化信息披露 ,同 時還必須重視市場效率的培育 ,二者不能顧此失彼 。 高質(zhì)量的信息能夠幫助投資者了解上市公司 ,如果 市場效率較低 ,投資者并不能利用這些基本面信息 進(jìn)行決策 ,而是仍關(guān)注“消息”,勢必降低公司提供高 質(zhì)量會計信息的積極性 ,如此惡性循環(huán) ,證券市場仍參考文獻(xiàn) :1陳曉 , 陳小悅 , 劉釗 . A 股盈余報告有用性

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