我國會計準(zhǔn)則與國際會計準(zhǔn)則的有用性比較

我國會計準(zhǔn)則與國際會計準(zhǔn)則的有用性比較 我國的會計改革始終堅持以國際會計準(zhǔn)則為導(dǎo)向，所制定的會計標(biāo)準(zhǔn)都盡可能地與國際會計準(zhǔn)則相協(xié)調(diào)或一致。然而，我國的資本市場起步較晚，加之轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟的特殊性，容易使人對一套外來的會計準(zhǔn)則，尤其是更多地反映了成熟市場經(jīng)濟環(huán)境的國際會計準(zhǔn)則，能否比本土?xí)�計�?zhǔn)則提供更加有用的會計信息產(chǎn)生懷疑。本文的目的就是比較我國會計準(zhǔn)則和國際會計準(zhǔn)則在我國資本市場上的有用性，這又可以分解為兩個實質(zhì)上不同的問題：我國會計準(zhǔn)則和國際會計準(zhǔn)則的相對價值相關(guān)性檢驗；會計準(zhǔn)則差異調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)的增量價值相關(guān)性檢驗，換言之，我國會計準(zhǔn)則和國際會計準(zhǔn)則的雙向增量價值相關(guān)性檢驗。

　　一、文獻綜述

�。ㄒ唬╆P(guān)于會計國際協(xié)調(diào)的相對價值相關(guān)性研究
　　較早的此類研究是對會計信息在不同市場上的有用性進行比較。如Alfordetal.（1993）、Harrisetal.（1994）。更多的學(xué)者基于同一市場對不同會計準(zhǔn)則下會計信息的相對價值相關(guān)性進行了研究，但結(jié)論并不統(tǒng)一。有人發(fā)現(xiàn)外國會計準(zhǔn)則比本土?xí)�計�?zhǔn)則的價值相關(guān)性更強，如Auer（1996）的研究表明國際會計準(zhǔn)則和美國會計準(zhǔn)則下會計盈余的信息含量顯著高于瑞士會計準(zhǔn)則。BaoandChow（1999）發(fā)現(xiàn)基于國際會計準(zhǔn)則（IAS）的會計盈余和凈資產(chǎn)數(shù)據(jù)比中國會計準(zhǔn)則（CAS）更具信息含量。
　　但也有研究認為本土?xí)�計�?zhǔn)則更有用。如EccherandHealy（2000）以同時發(fā)行AB股的中國上市公司為樣本比較CAS和IAS的有用性并發(fā)現(xiàn)：在B股市場，IAS下與CAS下的盈余和應(yīng)計項目具有相似的價值相關(guān)性，而在A股市場，CAS會計盈余的價值相關(guān)性更高。
　�。ǘ�）關(guān)于會計國際協(xié)調(diào)的增量價值相關(guān)性研究
　　Amiretal.（1993）在美國證券市場上選取了來自20個國家的外國上市公司作為混合樣本，發(fā)現(xiàn)不僅會計盈余和股東權(quán)益的調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)總體上具有增量價值相關(guān)性，而且對調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)進行分解后的一些項目也具有增量價值相關(guān)性。PopeandRees（1992）發(fā)現(xiàn)英國公司披露的會計盈余調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)具有雙向的增量信息含量。BarthandClinch（1996）也發(fā)現(xiàn)了英國和澳大利亞公司的調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)具有增量價值相關(guān)性，而加拿大公司的調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)不具有信息含量。Bandyopadhyayetal.（1994）則進一步提供了加拿大公司的調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)不具有增量價值相關(guān)性的證據(jù)。而HarrisandMuller（1999）利用不同的模型得出了不同的結(jié)論。
　　在中國的資本市場上，Hawetal.（1998）發(fā)現(xiàn)按CAS報告的盈余與B股公司報酬率顯著相關(guān)，而按國際會計準(zhǔn)則編制的調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)不具有顯著相關(guān)性，因而國際會計準(zhǔn)則下的會計信息對B股投資者沒有增量價值相關(guān)性。
　�。ㄈ�）大陸學(xué)者的研究
　　潘琰等（2003）針對2001年AB股公司比較了不同準(zhǔn)則下的會計盈余在不同市場下的價值相關(guān)性，指出A股市場對會計盈余數(shù)字的解釋能力要比在B股市場上強。然而，該結(jié)論事實上并無法支持會計準(zhǔn)則是否需要國際化的判斷，因為價值相關(guān)性的差異可能來源于市場的差異。李曉強（2004）的研究發(fā)現(xiàn)，CAS下會計信息的作用略強于IAS下的會計信息，還發(fā)現(xiàn)在B股市場披露調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)是有必要的。但該文并沒有進行雙向的增量價值相關(guān)性檢驗。王立彥等（2002）對同時發(fā)行A股和H股上市公司的雙重披露進行了增量價值相關(guān)性檢驗，結(jié)果表明，調(diào)整值能夠增加會計衡量與市場回報率之間的相關(guān)性。

　　二、樣本選取

　　我們的研究樣本來自于在深圳證券交易所（以下簡稱“深市”）或上海證券交易所（以下簡稱“滬市”）同時發(fā)行A股和B股的上市公司。樣本選取期間為2001—2003年，2001年1月1日《企業(yè)會計制度》的實施標(biāo)志著我國會計標(biāo)準(zhǔn)的國際協(xié)調(diào)進程達到一個新的階段，此后的幾年時間內(nèi)我國會計改革處于一個存量調(diào)整的時期，以此為考察期間，可以控制會計標(biāo)準(zhǔn)變化的因素，也可以與李曉強（2004）以2000—2002為樣本期間的研究結(jié)果相對照。
　　2001—2003年深滬兩市的AB股公司分別為88、87、87家，構(gòu)成了包括262個公司/年的混合（pooled）總樣本。我們從CSMAR數(shù)據(jù)庫獲取股價和股本變動、股利分配數(shù)據(jù)，從深交所和上交所的網(wǎng)站取得樣本公司雙重披露的年報并提取會計數(shù)據(jù)。在總樣本中剔除了股價數(shù)據(jù)缺失，以及無法獲得盈余變動額的新上市公司樣本，共得到有效樣本256個。本文的中心問題是比較IAS下會計信息和CAS下會計信息的有用性，若樣本觀察值中兩種會計信息不存在差異，則比較是無意義的。經(jīng)過篩選，我們剔除了兩種會計準(zhǔn)則下每股盈余差異的極小值，包括不存在差異，以及雖存在差異但差異的絕對值小于0.001的樣本，剩余樣本數(shù)為深市112個、滬市118個（注：Bandyopadhyayetal.（1994）等研究也剔除了非零的盈余調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)。我們還對未剔除這部分?jǐn)?shù)據(jù)的樣本觀察值進行了回歸，結(jié)果并沒有發(fā)生實質(zhì)性的改變。）。
　　根據(jù)年報中盈余和股東權(quán)益的差異調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)，描述性統(tǒng)計的結(jié)果（未列出）發(fā)現(xiàn)，兩種會計準(zhǔn)則下的會計信息差異相比幾年前已經(jīng)有了顯著的縮小，對2001—2003年混合數(shù)據(jù)的T檢驗和Wilcoxon檢驗表明，凈利潤和股東權(quán)益雙重披露差異在統(tǒng)計上均不顯著，并且滬市的差異均值（絕對值）和標(biāo)準(zhǔn)差都小于深市，說明滬市的會計實務(wù)協(xié)調(diào)效果要好于深市，這與徐經(jīng)長等（2003）的研究結(jié)論基本一致。

　　三、研究設(shè)計

　　盡管雙重披露差異在總體上統(tǒng)計不顯著，但這并不意味著兩種會計準(zhǔn)則的有用性已經(jīng)沒有差別了。為了檢驗以國際會計準(zhǔn)則為基礎(chǔ)的會計信息是否能在我國資本市場上引起或強、或弱、或別樣的反應(yīng)，我們?nèi)杂斜匾�針對這些差異，進行IAS和CAS的相對價值相關(guān)性比較和調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)的增量價值相關(guān)性研究。
　　（一）IAS和CAS的相對價值相關(guān)性比較
　　在該研究領(lǐng)域中，已有的文獻一般都采用報酬模型或價格模型。兩種模型各有優(yōu)劣（KothariandZimmerman，1995），報酬模型體現(xiàn)了決定公司價值變動的因素，而價格模型則體現(xiàn)了決定公司價值的因素（Barthetal.，2001）。前者可以反映會計信息的及時性，后者則可以反映會計信息的累積影響，流行的做法是將二者結(jié)合使用。
　　對于報酬模型，EastonandHarris（1991）形式頗受學(xué)者青睞。在此基礎(chǔ)上，我們還引入了控制規(guī)模因素和時間因素的自變量。模型的形式如下：
　　RET=α β（E/P） β（△E/P） βSIZE βDl βD2 ε　�。�1）
　　式中，RET=i公司t時期在J市場（J代表A股市場或B股市場）上的報酬率；E=i公司t時期采用K準(zhǔn)則（K代表CAS或IAS）的每股盈余；△E=i公司t時期相對于t-1時期的每股盈余變動額；P=i公司t時期期初在J市場上的每股股價；SIZE=i公司t時期期末股本總數(shù)（以千萬股為單位）的自然對數(shù)；D1、D2為控制2001—2003年度變化的虛擬變量。
　　在模型中，我們分別取當(dāng)年4月末和次年4月末的收盤價作為t時期的期初股價和期末股價。由于B股以外幣計價，須根據(jù)每年4月末匯率分別折算為人民幣價格。在計算RET時，應(yīng)考慮當(dāng)期公司派發(fā)現(xiàn)金股利、股票股利、公積金轉(zhuǎn)股、配股等事項的影響。每股盈余Et和每股盈余變動額△Et，是考慮了當(dāng)期的股本變動后調(diào)整到期初股本數(shù)基礎(chǔ)上的金額。
　　對于價格模型，我們還增加了規(guī)模變量，以控制規(guī)模因素及其引起的異方差，增加了兩個時間虛擬變量，以控制時間因素的影響。此外，陳信元等（2002）的研究表明我國公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)也具有增量價值相關(guān)性，因而還增加了反映流通股比例的變量。模型的形式如下：
　　P=α βE βBV βSIZE βSTRU βDl βD2 ε　　（2）
　　式中，P=i公司t時期期末在J市場（J代表A股市場或B股市場）上的每股股價；E=i公司t時期采用K準(zhǔn)則（K代表CAS或IAS）的每股盈余；BV=i公司t時期采用K準(zhǔn)則的每股凈資產(chǎn)；STRU=J為A股市場時，代表i公司t時期的A股流通股數(shù)占股份總數(shù)的比例，J為B股市場時，代表B股流通股數(shù)占股份總數(shù)的比例。
　　對于會計數(shù)據(jù)、規(guī)模、股權(quán)結(jié)構(gòu)和時間變量，t時期是指各公歷年度，t時期期末的股價數(shù)據(jù)是次年4月末的收盤價。應(yīng)當(dāng)注意，與報酬模型不同，E和BV都是期末的全面攤薄數(shù)據(jù)，無需調(diào)整。需要調(diào)整的是股價數(shù)據(jù)，對于當(dāng)年度資產(chǎn)負債表日至次年4月30日期間發(fā)生的派發(fā)現(xiàn)金股利、股票股利、公積金轉(zhuǎn)股、配股等事項應(yīng)予調(diào)整。

　�。ǘ�）調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)的增量價值相關(guān)性檢驗
　　在（1）式的基礎(chǔ)上增加調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)變量，報酬模型如下：
　　RET=α β（E/P） β（△E/P） β（DE/P） β（△DE/P） βSIZE βDl βD2 ε　�。�3）
　　式中，DE=i公司t時期每股盈余調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)，即E—E；△DE=i公司t時期相對于t-1時期每股盈余調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)的變動，即△E—△E；調(diào)整情況同（1）式。
　　在（3）式中，當(dāng)K為CAS時，若β或β顯著地異于零，表明國際會計準(zhǔn)則對中國會計準(zhǔn)則有增量價值相關(guān)性，若β≠β或β≠β，表明中國會計準(zhǔn)則對國際會計準(zhǔn)則有增量價值相關(guān)性。當(dāng)K為IAS時，若β或β顯著地異于零，表明中國會計準(zhǔn)則對國際會計準(zhǔn)則有增量價值相關(guān)性，若β≠—β或β≠—β，表明國際會計準(zhǔn)則對中國會計準(zhǔn)則有增量價值相關(guān)性。本文采用的是Wald系數(shù)約束檢驗。
　　在（2）式的基礎(chǔ)上增加調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)變量，得到價格模型如下：
　　P=α βE βBV βDE βDE βDVE βSIZE βSTRU βDl βD2　�。�4）
　　式中，DE=i公司t時期的每股盈余調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)，即E—E；DBV=i公司t時期每股凈資產(chǎn)調(diào)節(jié)數(shù)據(jù)，即BV—BV；增量價值相關(guān)性檢驗方法同（3）式。

　　四、實證結(jié)果

　�。ㄒ唬┫鄬�價值相關(guān)性檢驗的結(jié)果
　　表1中的PanelA是報酬模型的回歸結(jié)果。從系數(shù)檢驗來看，無論深市還是滬市，兩種會計準(zhǔn)則下會計盈余水平的估計系數(shù)都顯著，且為正值，說明投資者重視會計盈余并能做出理性的反應(yīng)，IAS和CAS的會計盈余都有用。就相對價值相關(guān)性而言，在深市的A、B股市場，IAS下盈余信息的解釋能力與CAS下盈余信息的解釋能力無顯著差別，甚至IAS會計信息的價值相關(guān)性還略低（Vuong—Z值分別為—1.0483和—0.6650）。但在滬市，無論A股市場還是B股市場，IAS下盈余信息的價值相關(guān)性都顯著高于CAS下盈余信息的價值相關(guān)性（Vuong—Z值分別為1.4916和1.8272），說明IAS的會計信息更有用。
　　表1（附后）中的PanelB是價格模型的回歸結(jié)果。從系數(shù)檢驗來看，與李曉強（2004）的結(jié)果類似，除滬市B股以外，其他市場上無論CAS還是IAS的會計盈余系數(shù)均不顯著。（注：我們將每股凈資產(chǎn)變量從模型中剔除后重新進行回歸，發(fā)現(xiàn)每股盈余系數(shù)均顯著，說明會計盈余也具有信息含量，但相對于每股凈資產(chǎn)不具有增量信息含量，投資者更關(guān)注股東權(quán)益信息。）而對于每股凈資產(chǎn)，CAS和IAS下的變量估計系數(shù)在各個市場上都顯著地大于零，說明兩種會計準(zhǔn)則下的股東權(quán)益會計信息都具有價值相關(guān)性，但市場反應(yīng)的敏感程度并沒有明顯差別。在深市，無論A股市場還是B股市場，IAS下會計信息的價值相關(guān)性都顯著高于CAS下會計信息的價值相關(guān)性（Vuong—Z值分別為2.0627和2.5120），說明IAS的每股凈資產(chǎn)信息更有用。在滬市的A、B股市場，IAS下會計信息的價值相關(guān)性略高于CAS下會計信息的價值相關(guān)性，但差異并不顯著（Vuong—Z值分別為0.5955和0.3147）。
　　表1　相對價值相關(guān)性檢驗結(jié)果
深市滬市
A股市場B股市場A股市場11股市場
CASIASCASIASCASIASCASIAS
PanelA：報酬模型
E/P1.231***0.546***1.081***0.482**0.420**0.442***0.650***0.615***
△E/P—0.413***—0.191***—0.464***—0.212***————————
SIZE0.095**0.098**0.100***0.102***0.060***0.062***0.063***0.064***
Adj-R20.2310.2190.5560.5510.1420.1890.1920.283
F7.68***7.24***28.81***28.22***5.84***7.80***7.96***12.55***
White-p0.038**0.054*0.000***0.000***0.3450.1920.097*0.007***
D-W2.022.002.032.011.921.991.771.87
Vuong-Z—1.0483—0.66501.4916*1.8272**
PanelB：價格模型
E————————1.0270.9990.588**0.516*
BV0.984***0.994***0.589***0.596***0.630**0.637**0.649***0.655***
SIZE—0.826*—0.881*—0.344*—0.377*—1.349***—1.295***—0.706***—0.656***
STRU—8.580***—8.627***—2.310*—2.368*—12.845***—12.707***—3.426***—3.354***
Adj-R20.4300.4480.4470.4690.4640.4660.6740.677
F17.78***19.04***18.93***20.64***17.87***18.03***41.32***41.81***
White-p0.002***0.000***0.000***0.000***0.9580.9580.087*0.052*
D-W1.911.911.931.921.871.872.052.03
Vuong-Z2.0627**2.5120***0.59550.3147
N112112118118

　　注：1.在有兩個以上自變量的VIF大于1.5時，用逐步回歸法引入變量，以消除多重共線性，“——”代表舍去的變量。2.若White-p值表明存在顯著的異方差，則在檢驗系數(shù)顯著性時采用經(jīng)White（1980）異方差修正后的t統(tǒng)計量。3.Wuong-Z執(zhí)行的是單尾檢驗。4.***、**、*分別代表在1％、5％、10％的水平上顯著。
　　考慮到報酬模型和價格模型針對的是不同的計價事項（Barthetal.，2001），二者起到互為補充的效果，那么可以認為在我國資本市場上基于IAS會計信息的價值相關(guān)性比基于CAS會計信息的價值相關(guān)性更強。這與BaoandChow（1999）的結(jié)論一致，而與EccherandHealy（2000）和李曉強（2004）的結(jié)論不一致。

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