誘致性制度變遷與會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性

修宗峰

(中南大學(xué) 商學(xué)院，湖南 長沙 410083)

一、問題的提出

毫不奇怪，制度經(jīng)濟(jì)學(xué)在中國的興起，顯然與中國正在經(jīng)歷一個(gè)制度變遷的時(shí)代有關(guān)[1](P5)。新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)家通常認(rèn)為，制度安排決定了經(jīng)濟(jì)效率。但由于一種制度安排的效率可能不同于另一種，因此制度變遷對(duì)于提高經(jīng)濟(jì)效率就顯得尤為重要，由North等建立的制度變遷理論甚至將制度視作影響各國經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最重要因素。無論是強(qiáng)制性制度變遷還是誘致性制度變遷都將影響一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

中國經(jīng)濟(jì)改革研究基金會(huì)國民經(jīng)濟(jì)研究所自2000年開始，就一直致力于對(duì)中國不同區(qū)域的市場(chǎng)化進(jìn)程進(jìn)行調(diào)查研究。樊綱等在對(duì)這項(xiàng)開拓性研究課題——“中國各地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程相對(duì)指數(shù)”報(bào)告——進(jìn)行分析時(shí)指出，只有這樣一種“相對(duì)指數(shù)”才是可以驗(yàn)證的，從而是具有科學(xué)性的。而這一指數(shù)的價(jià)值就在于它可以作為一個(gè)“制度變量”，在許多理論研究中作為解釋體制變革在中國經(jīng)濟(jì)效績改進(jìn)中的作用的有效工具，也可以在改革政策的分析中，用來分析各地區(qū)差距、使各地區(qū)相互借鑒、加速改革進(jìn)程的有效工具。并認(rèn)為如果有連續(xù)若干年的市場(chǎng)化指數(shù)，并形成以某一年為基期的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，就可以進(jìn)一步深化對(duì)體制改革進(jìn)程的動(dòng)態(tài)分析，有助于我們利用中國體制變遷的過程，豐富和深化制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究[2]。在樊綱等研究的基礎(chǔ)上，國內(nèi)學(xué)者積極運(yùn)用上述指數(shù)中的一項(xiàng)或幾項(xiàng)作為我國證券市場(chǎng)中上市公司所處地區(qū)制度環(huán)境的替代變量，研究地區(qū)制度環(huán)境差異對(duì)上市公司會(huì)計(jì)與財(cái)務(wù)行為的影響，從而將La Porta、Lopez-de-Silanes、Shleifer和Vishny(以下簡稱“LLSV”)發(fā)起和倡導(dǎo)的“法與金融”學(xué)派的跨國比較研究拓展至一國內(nèi)不同地區(qū)之間的比較研究。

國內(nèi)研究基本上運(yùn)用各種指數(shù)的基期或某一期數(shù)據(jù)或幾期數(shù)據(jù)的均值作為制度環(huán)境的替代變量，這其中的一個(gè)基本假定是各地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程在不同年度內(nèi)相對(duì)穩(wěn)定，因此各地區(qū)間制度環(huán)境的差異被視為基本保持不變。另外，國內(nèi)研究側(cè)重分析地區(qū)制度環(huán)境的橫向比較，基本忽視了各地區(qū)制度環(huán)境的縱向改善在提高我國證券市場(chǎng)效率中可能發(fā)揮的作用。在上述國內(nèi)研究的基礎(chǔ)上，本文首次通過設(shè)計(jì)經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ蛠頇z驗(yàn)制度環(huán)境誘致性變遷對(duì)會(huì)計(jì)信息決策有用性的影響?；谖覈貐^(qū)制度環(huán)境漸進(jìn)改善的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，借鑒新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論，本文將制度環(huán)境改善稱為制度環(huán)境誘致性變遷①，主旨在于考察制度環(huán)境誘致性變遷對(duì)會(huì)計(jì)信息決策有用性的影響。為控制會(huì)計(jì)制度強(qiáng)制性變遷對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量及投資者市場(chǎng)預(yù)期的潛在影響，本文研究期間為2001至2004年，在此期間內(nèi)我國證券市場(chǎng)的會(huì)計(jì)規(guī)則相對(duì)穩(wěn)定。本研究有助于理解制度環(huán)境的誘致性變遷對(duì)資本市場(chǎng)的會(huì)計(jì)與財(cái)務(wù)問題產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果，為我國市場(chǎng)化改革的重要性提供資本市場(chǎng)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的支持。

二、理論分析與研究假說

在LLSV的投資者法律保護(hù)跨國比較研究思路的基礎(chǔ)上，財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息對(duì)投資者的決策有用性不可避免地受到國家層面因素特別是投資者法律保護(hù)等制度因素的影響。Bushman和Smith提倡研究者采用跨國比較分析以評(píng)價(jià)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息作用機(jī)制的效果[3]。

財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)在不同國家或地區(qū)制度環(huán)境對(duì)投資者保護(hù)的分析框架中具有重要的作用。當(dāng)不同國家或地區(qū)的制度環(huán)境具有顯著差異時(shí)，從投資者保護(hù)的角度來看，制度環(huán)境與財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)之間關(guān)系的理論分析存在兩種截然不同的路徑依賴。一種理論分析的路徑依賴為關(guān)注在制度環(huán)境不同的國家或地區(qū)中財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)所發(fā)揮的作用，主要強(qiáng)調(diào)制度環(huán)境產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果，可稱為投資者保護(hù)的“后果假說”。制度環(huán)境較好的國家或地區(qū)意味著投資者保護(hù)程度較高，根據(jù)LLSV的研究結(jié)論，投資者保護(hù)尤其是法律保護(hù)較好的國家或地區(qū)，股權(quán)結(jié)構(gòu)較為分散、公司價(jià)值更高、資本成本較低。這就可能引發(fā)股東與管理者之間更加嚴(yán)重的代理沖突，然而，及時(shí)和透明的財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息能夠解決公司內(nèi)部人與外部投資者之間由于信息不對(duì)稱而引發(fā)的代理問題[4]。因此，在此種情形下，制度環(huán)境較好的國家或者地區(qū)，股東與管理層將更加重視財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)在減少代理沖突并降低代理成本中所發(fā)揮的信息作用。Francis、Khurana和Pereira直接證明了投資者法律保護(hù)較好的普通法系國家其會(huì)計(jì)系統(tǒng)更加及時(shí)和透明，并且伴隨著更高的審計(jì)需求[5]。國外學(xué)者分別從不同角度研究了國家間制度環(huán)境因素差異對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，一個(gè)基本結(jié)論為：制度環(huán)境較好的國家或者地區(qū)其會(huì)計(jì)系統(tǒng)運(yùn)行效率更為有效，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較高，支持投資者保護(hù)的“后果假說”。

第二種理論分析的路徑依賴則為，在投資者保護(hù)程度較低的國家或地區(qū)，財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)可以作為一種替代機(jī)制補(bǔ)償投資者保護(hù)較弱帶來的負(fù)面效應(yīng)，主要強(qiáng)調(diào)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)的替代機(jī)制作用，可稱為投資者保護(hù)的“替代假說”。LLSV在分析不同地區(qū)法律保護(hù)差異時(shí)，提出一個(gè)自然而又有趣的問題：投資者保護(hù)較弱的國家是否具有其它替代機(jī)制來解決這一問題?他們注意到國家的財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)可能是這樣的一種替代機(jī)制，財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)可以為投資者提供公司經(jīng)營運(yùn)作的信息，為簽訂契約提供可證實(shí)的信息，并推測(cè)高質(zhì)量的會(huì)計(jì)系統(tǒng)能夠減輕金融市場(chǎng)發(fā)展中弱投資者保護(hù)帶來的負(fù)面效應(yīng)，即高質(zhì)量的會(huì)計(jì)系統(tǒng)能夠替代弱投資者法律保護(hù)并促進(jìn)金融市場(chǎng)的發(fā)展[6]，但LLSV并沒有直接檢驗(yàn)會(huì)計(jì)系統(tǒng)是否對(duì)具有弱投資者法律保護(hù)的大陸法系國家的金融市場(chǎng)發(fā)展具有正向促進(jìn)作用。Francis、Khurana和Pereira則直接對(duì)這一命題進(jìn)行了檢驗(yàn)，并進(jìn)一步指出，存在一種因果關(guān)系：投資者法律保護(hù)→金融市場(chǎng)發(fā)展→會(huì)計(jì)與審計(jì)在公司治理中的作用，并且共同影響一國財(cái)務(wù)報(bào)表的可觀察到的特征，然而是否可能存在反方向的因果關(guān)系？是否會(huì)計(jì)與審計(jì)影響了金融市場(chǎng)的發(fā)展并且獨(dú)立于投資者法律保護(hù)？該文檢驗(yàn)了在大陸法系國家中更加及時(shí)和透明的會(huì)計(jì)系統(tǒng)和更強(qiáng)審計(jì)是否導(dǎo)致更發(fā)達(dá)的本國金融市場(chǎng)，但檢驗(yàn)結(jié)果并沒有支持高質(zhì)量的會(huì)計(jì)和審計(jì)替代弱投資者法律保護(hù)這一假設(shè)[5]。以上研究雖然推測(cè)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)可能是補(bǔ)償投資者保護(hù)較弱帶來負(fù)面效應(yīng)的一種替代機(jī)制，但是并沒有為這一觀點(diǎn)提供支持的證據(jù)，即投資者保護(hù)的“替代假說”沒有得到支持。陳勝藍(lán)和魏明海認(rèn)為其主要原因可能在于：第一，對(duì)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)的測(cè)量主要基于對(duì)國家層面會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的考察，而忽略了公司層面提供不同質(zhì)量財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息的動(dòng)機(jī)；第二，在跨國研究中，難以對(duì)不同國家政府管制、稅收體系、證券市場(chǎng)有效程度等因素進(jìn)行很好的控制[7]。

根據(jù)修宗峰的研究結(jié)論，由于存在投資者保護(hù)的“后果假說”與“替代假說”，并且制度環(huán)境與財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)之間的關(guān)系是動(dòng)態(tài)變化的，并非“一成不變”、“非此即彼”的，制度環(huán)境對(duì)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響方向在兩種假說下截然相反[8]。在投資者保護(hù)的“后果假說”下，上市公司所處地區(qū)的制度環(huán)境越好，此時(shí)制度環(huán)境發(fā)揮支撐機(jī)制的作用，使得會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高；與之相反，在投資者保護(hù)的“替代假說”下，上市公司所處地區(qū)的制度環(huán)境越差，財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)作為投資者弱保護(hù)的一種替代機(jī)制，從而使得會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較高。因此，地區(qū)制度環(huán)境的橫向差異對(duì)會(huì)計(jì)信息決策有用性的影響是一個(gè)有待檢驗(yàn)的經(jīng)驗(yàn)性命題。根據(jù)上述分析提出如下兩個(gè)假說：

假設(shè)1a：在其他條件相同的情況下，地區(qū)制度環(huán)境對(duì)會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響結(jié)果符合投資者保護(hù)的“后果假說”。

假設(shè)1b：在其他條件相同的情況下，地區(qū)制度環(huán)境對(duì)會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響結(jié)果符合投資者保護(hù)的“替代假說”。

根據(jù)North提出的制度變遷效率假說，制度變遷的動(dòng)因源于促進(jìn)外部性內(nèi)部化、實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)、降低風(fēng)險(xiǎn)和交易成本，制度總是朝著有利于提高社會(huì)效率的方向發(fā)展[9](P39—51)。林毅夫進(jìn)一步將制度變遷分為誘致性變遷與強(qiáng)制性變遷，并認(rèn)為誘致性變遷必須由某種在原有制度安排下無法得到的獲利機(jī)會(huì)引起，而獲利機(jī)會(huì)來自于制度不均衡，作為一個(gè)整體而言，社會(huì)將從抓住獲利機(jī)會(huì)的制度安排中得到好處[10](P384)。楊瑞龍分析認(rèn)為，一個(gè)中央集權(quán)型計(jì)劃經(jīng)濟(jì)的國家有可能成功地向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制漸進(jìn)過渡的現(xiàn)實(shí)路徑是，由改革之初的供給主導(dǎo)型制度變遷方式逐步向中間擴(kuò)散型制度變遷方式轉(zhuǎn)變，并隨著排他性產(chǎn)權(quán)的逐步確立，最終過渡到需求誘致型制度變遷方式，從而完成向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的過渡[11]。因此，隨著我國社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制逐步完善，需求誘致型制度變遷方式將更為普遍，地區(qū)制度環(huán)境誘致性變遷在我國市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制變革中將有利于提高地區(qū)經(jīng)濟(jì)效率從而促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，然而在地區(qū)制度環(huán)境誘致性變遷中地方政府的作用舉足輕重。趙學(xué)軍認(rèn)為，在制度變遷中我國不同于西方市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國家的最突出之處是政府力量強(qiáng)大，即使是誘致性制度變遷，政府的作用也不可忽視[12]。地區(qū)制度環(huán)境誘致性變遷將可能使得不同地區(qū)上市公司的財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)在投資者保護(hù)中發(fā)揮作用的強(qiáng)度和方向產(chǎn)生變遷，在假設(shè)1的基礎(chǔ)上，可以預(yù)期，地區(qū)制度環(huán)境的誘致性變遷將在一定程度上加劇假設(shè)1關(guān)于投資者保護(hù)的“后果假說”或“替代假說”的檢驗(yàn)效力，因此本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：在其他條件相同的情況下，地區(qū)制度環(huán)境的誘致性變遷將加劇其對(duì)會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響。

三、樣本選擇、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究樣本期間為2001～2004年，樣本的選擇過程如下：(1)由于金融行業(yè)特殊性的影響，我們對(duì)該行業(yè)進(jìn)行了剔除；(2)由于同時(shí)發(fā)行B股或H股的上市公司面臨境內(nèi)外雙重的監(jiān)管環(huán)境，而與只發(fā)行A股的上市公司不同，同時(shí)也為了計(jì)算樣本公司價(jià)值的方便，我們對(duì)該類公司予以剔除；(3)為了計(jì)算樣本公司完整會(huì)計(jì)年度的市場(chǎng)反應(yīng)以及控制樣本公司上市當(dāng)年財(cái)務(wù)包裝的影響，剔除了首次公開發(fā)行的樣本公司；(4)為了控制異常財(cái)務(wù)狀況的影響，剔除樣本期間內(nèi)所有ST類以及已退市樣本公司；(5)剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失以及凈資產(chǎn)為負(fù)的樣本公司；(6)剔除主要連續(xù)變量1%～99%分位數(shù)以外的樣本觀測(cè)值。

本文選取的研究期間為2001～2004年，主要是基于以下原因：(1)2001～2004年為我國會(huì)計(jì)規(guī)則較為穩(wěn)定的期間，便于控制強(qiáng)制性會(huì)計(jì)制度變遷對(duì)會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響；(2)2005年4月29日上市公司開始股權(quán)分置改革，為控制股權(quán)分置改革對(duì)會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的潛在影響，因此沒有考慮2005年及以后的樣本公司；(3)制度環(huán)境變量主要來自樊綱等人著的《中國市場(chǎng)化指數(shù)——各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2006年報(bào)告》②，該報(bào)告提供了2001～2005年中國各地區(qū)的市場(chǎng)化進(jìn)程數(shù)據(jù)，此次計(jì)算市場(chǎng)化得分的基期為2001年，這5年的數(shù)據(jù)建立在相互可比的基礎(chǔ)之上[13]。本文的研究主題是制度環(huán)境誘致性變遷對(duì)會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響，因而關(guān)鍵在于考察地區(qū)制度環(huán)境改善的會(huì)計(jì)信息經(jīng)濟(jì)后果。

本研究的股權(quán)結(jié)構(gòu)、交易數(shù)據(jù)、財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，股票收益數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，上市公司行業(yè)資料以及注冊(cè)地?cái)?shù)據(jù)來自CCER，并與Wind的對(duì)應(yīng)數(shù)據(jù)(尤其是行業(yè)與注冊(cè)地變更)進(jìn)行了核對(duì)。樣本公司的制度環(huán)境數(shù)據(jù)來自樊綱等人著的《中國市場(chǎng)化指數(shù)——各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2006年報(bào)告》，根據(jù)該報(bào)告(基期為2001年)，市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程指標(biāo)涉及五個(gè)方面，其中政府與市場(chǎng)的關(guān)系、市場(chǎng)中介發(fā)育和法律制度環(huán)境與本研究的制度環(huán)境有關(guān)，分別代表了各地區(qū)的政府干預(yù)程度和法治水平。參照眾多學(xué)者的做法，本文將樊綱等提供的各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程得分、政府與市場(chǎng)的關(guān)系得分以及市場(chǎng)中介發(fā)育和法律制度環(huán)境得分，分別作為本文中各地區(qū)的市場(chǎng)化指數(shù)、政府干預(yù)指數(shù)以及法治水平指數(shù)，從而獲得各地區(qū)制度環(huán)境數(shù)據(jù)。

(二)研究模型與變量設(shè)計(jì)

參照國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的做法，本研究主要采用以下回歸模型：

模型一：

模型二：

模型一與模型二之間存在內(nèi)在的邏輯關(guān)系：模型一用來檢驗(yàn)制度環(huán)境與會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性之間是否存在投資者保護(hù)的“后果假說”抑或“替代假說”；在模型一的基礎(chǔ)上，模型二則檢驗(yàn)制度環(huán)境改善對(duì)上述假說如何產(chǎn)生影響。模型一側(cè)重于地區(qū)制度環(huán)境的橫截面比較，而模型二側(cè)重于地區(qū)制度環(huán)境的時(shí)間序列比較。在上述模型中，β0為截距，β1至β40為系數(shù)，εit為殘差項(xiàng)。為了減輕異方差問題對(duì)回歸結(jié)果的不利影響，本文對(duì)所有回歸結(jié)果的T統(tǒng)計(jì)量均進(jìn)行了White異方差調(diào)整。

1．因變量

本部分研究的因變量為Pit，為上市公司t+1年度4月份最后一個(gè)交易日的收盤價(jià)。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，運(yùn)用t年度12月份、t+1年5月和6月收盤價(jià)及4月份至6月份的各月均價(jià)對(duì)因變量進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)試。

2．解釋變量

BVPS為t年度的每股凈資產(chǎn)，需要注意的是，調(diào)整因子總股本的截止日期與因變量P的收盤日期相同；EPS為t年度的每股凈收益，總股本的截止日期同BVPS相一致。

SIZE表示上市公司規(guī)模變量，等于年末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；TRSHA為期末流通股占總股本的比例，截止日期與因變量的收盤日期一致；EXCHAGE為交易所啞變量，若上市公司在上海交易所上市，則EXCHAGE取值為1，否則為0；INDUSTRY為上市公司所處行業(yè)啞變量，對(duì)制造行業(yè)進(jìn)行了細(xì)分，共20個(gè)行業(yè)啞變量。

YEAR02、YEAR03、YEAR04為重要測(cè)試變量之一，表示上市公司所處地區(qū)制度環(huán)境誘致性變遷的年度啞變量。若樣本觀測(cè)值數(shù)據(jù)來自2002年，則YEAR02取值為1，否則取值為0；若樣本觀測(cè)值數(shù)據(jù)來自2003年，則YEAR03取值為1，否則取值為0；若樣本觀測(cè)值數(shù)據(jù)來自2004年，則YEAR04取值為1，否則取值為0。王躍堂等、曲曉輝和邱月華以及Chen和Wu均運(yùn)用類似的方法衡量不同時(shí)期會(huì)計(jì)準(zhǔn)則產(chǎn)生的影響，借鑒他們的做法，本文運(yùn)用年度啞變量衡量地區(qū)制度環(huán)境誘致性變遷的時(shí)間年度效應(yīng)。根據(jù)樊綱等提供的制度環(huán)境數(shù)據(jù)分析，不難看出，隨著時(shí)間的推移，地區(qū)制度環(huán)境變量均發(fā)生不同程度的改善，為了檢驗(yàn)地區(qū)制度環(huán)境改善的經(jīng)濟(jì)后果，通過引入年度啞變量的方法來表示制度環(huán)境改善的不同時(shí)期。

INDEX為另一重要測(cè)試變量，表示上市公司注冊(cè)地所在地區(qū)的制度環(huán)境，根據(jù)研究目的不同，在檢驗(yàn)假說的過程中分別用以下三個(gè)具體指數(shù)進(jìn)行替代：INDEXMAR為上市公司注冊(cè)地所在省、自治區(qū)或直轄市的市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程指數(shù)，該指數(shù)越高表示地區(qū)市場(chǎng)化程度越高；INDEXGOV為政府干預(yù)指數(shù)，該指數(shù)越高表示地方政府干預(yù)程度越低；INDEXLAW為法治水平指數(shù)，該指數(shù)越高表示地區(qū)法治水平越高，它在一定程度上衡量法律執(zhí)行有效性的地區(qū)差異。需要指出的是，因?yàn)楸狙芯靠疾斓闹攸c(diǎn)是制度環(huán)境誘致性變遷的經(jīng)濟(jì)后果，只有直接檢驗(yàn)制度環(huán)境的實(shí)際改善狀況才能得出具有說服力的結(jié)論，故INDEXMAR、INDEXGOV、INDEXLAW均采用2001～2004年的實(shí)際連續(xù)變量而非啞變量數(shù)據(jù)。

四、制度環(huán)境、誘致性制度變遷與價(jià)值相關(guān)性

按照上述程序進(jìn)行篩選后，最終得到3 522個(gè)樣本觀測(cè)值，其中2001年810個(gè)、2002年869個(gè)、2003年916個(gè)、2004年927個(gè)(限于篇幅，描述性統(tǒng)計(jì)分析省略)。

(一)制度環(huán)境與價(jià)值相關(guān)性

表1給出了制度環(huán)境與會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性之間關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果，模型一側(cè)重于考察地區(qū)之間制度環(huán)境的橫向差異對(duì)價(jià)值相關(guān)性的影響。本部分需要檢驗(yàn)交乘項(xiàng)BVPS*INDEX、EPS*INDEX的回歸系數(shù)是否顯著，從而判斷價(jià)值相關(guān)性更高或者更低。

當(dāng)測(cè)試變量為INDEXMAR時(shí)，交乘項(xiàng)BVPS*INDEX的回歸系數(shù)為正但不顯著，但交乘項(xiàng)EPS*INDEX的回歸系數(shù)為0.365且在1%的顯著性水平下顯著，這說明市場(chǎng)化程度較高地區(qū)的上市公司，其會(huì)計(jì)盈余信息的價(jià)值相關(guān)性越高，但凈資產(chǎn)不具有類似特征。當(dāng)測(cè)試變量為INDEXGOV時(shí)，交乘項(xiàng)BVPS*INDEX的回歸系數(shù)不顯著，但交乘項(xiàng)EPS*INDEX的回歸系數(shù)為0.474且在1%的顯著性水平下顯著，這說明地方政府干預(yù)程度較低地區(qū)的上市公司，其會(huì)計(jì)盈余信息的價(jià)值相關(guān)性越高，但凈資產(chǎn)信息并不具有類似特征。當(dāng)測(cè)試變量為INDEXLAW時(shí)，交乘項(xiàng)BVPS*INDEX的回歸系數(shù)為正但不顯著，但交乘項(xiàng)EPS*INDEX的回歸系數(shù)為0.269且在5%的顯著性水平下顯著，這說明法律保護(hù)程度較高地區(qū)的上市公司，其會(huì)計(jì)盈余信息的價(jià)值相關(guān)性越高，但凈資產(chǎn)信息并不具有類似特征。上述研究結(jié)果在一定程度上表明，在控制其他相關(guān)變量后，上市公司所處地區(qū)的制度環(huán)境越好，制度環(huán)境能夠發(fā)揮會(huì)計(jì)規(guī)則執(zhí)行支撐機(jī)制的作用，從而使得會(huì)計(jì)信息尤其是盈余信息的價(jià)值相關(guān)性越高，這在一定程度上支持了投資者保護(hù)的“后果假說”而與“替代假說”不一致，與假設(shè)1a的預(yù)測(cè)基本一致。

需要注意的是，地區(qū)制度環(huán)境的橫向差異對(duì)凈資產(chǎn)價(jià)值相關(guān)性的影響在統(tǒng)計(jì)意義上始終是不顯著的，可將這一研究發(fā)現(xiàn)解釋為：我國證券市場(chǎng)管制機(jī)構(gòu)與投資者(噪音交易者與機(jī)構(gòu)投資者)歷來重視會(huì)計(jì)收益指標(biāo)尤其是與凈收益相關(guān)的公司業(yè)績指標(biāo)在證券市場(chǎng)與公司契約結(jié)構(gòu)中的定價(jià)作用與治理作用。國內(nèi)學(xué)者如趙宇龍和王志臺(tái)發(fā)現(xiàn)我國證券市場(chǎng)對(duì)會(huì)計(jì)凈收益存在“功能鎖定”(functional fixation)現(xiàn)象[14]，證券市場(chǎng)參與者無法區(qū)分凈收益中的永久性與暫時(shí)性盈余成分，而只是機(jī)械地對(duì)會(huì)計(jì)凈收益作出反應(yīng)，可將這一現(xiàn)象稱為利潤表的“表內(nèi)功能鎖定”。我國證券市場(chǎng)中的各利益相關(guān)者在重視會(huì)計(jì)收益指標(biāo)發(fā)揮的信息作用時(shí)，卻對(duì)上市公司的凈資產(chǎn)信息重視不夠，存在“表間功能鎖定”現(xiàn)象。我國財(cái)政部2007年新頒布的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》對(duì)會(huì)計(jì)要素“資產(chǎn)負(fù)債觀”的重視以及“公允價(jià)值”計(jì)量屬性的較全面運(yùn)用，在一定程度上體現(xiàn)了監(jiān)管機(jī)構(gòu)對(duì)資產(chǎn)、負(fù)債、所有者權(quán)益等會(huì)計(jì)要素確認(rèn)的可定義、可計(jì)量性、相關(guān)性、可靠性的嶄新理解和進(jìn)一步重視，這對(duì)于消除我國證券市場(chǎng)上的兩類“功能鎖定”現(xiàn)象將產(chǎn)生一定的作用。

表1提供了支持投資者保護(hù)“后果假說”的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，因此，根據(jù)對(duì)制度環(huán)境誘致性變遷的分析，可以預(yù)期，隨著地區(qū)制度環(huán)境誘致性變遷的進(jìn)行，制度環(huán)境對(duì)會(huì)計(jì)信息尤其是會(huì)計(jì)盈余信息價(jià)值相關(guān)性的影響在年度間將呈現(xiàn)出遞增趨勢(shì)。下面將對(duì)制度環(huán)境誘致性變遷如何影響會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性這一命題進(jìn)行檢驗(yàn)。

表1 制度環(huán)境與價(jià)值相關(guān)性的檢驗(yàn)結(jié)果

(二)制度環(huán)境、誘致性變遷與價(jià)值相關(guān)性

表2提供了制度環(huán)境誘致性變遷如何影響會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的回歸檢驗(yàn)結(jié)果。模型二側(cè)重于考察地區(qū)制度環(huán)境的時(shí)間序列變化對(duì)會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響，交乘項(xiàng)BVPS*INDEX*YEAR和EPS*INDEX*YEAR用來衡量制度環(huán)境誘致性變遷對(duì)每股凈資產(chǎn)和每股凈收益價(jià)值相關(guān)性的影響，制度環(huán)境誘致性變遷的基期為2001年，可以預(yù)期交乘項(xiàng)BVPS*INDEX*YEAR和EPS*INDEX*YEAR的回歸系數(shù)均為正并且呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢(shì)。

首先，在不同的制度環(huán)境變量INDEXMAR、INDEXGOV和INDEXLAW下，交乘項(xiàng)BVPS*INDEX*YEAR02和EPS*INDEX*YEAR03以及BVPS*INDEX*YEAR04的回歸系數(shù)均不顯著。根據(jù)表1的研究發(fā)現(xiàn)以及對(duì)其的解釋，這主要是因?yàn)槲覈C券市場(chǎng)投資者進(jìn)行估價(jià)決策時(shí)在財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息的使用方面存在“表間功能鎖定”現(xiàn)象，投資者的這種非理性行為具體表現(xiàn)為在投資決策過程中過分重視會(huì)計(jì)收益指標(biāo)，而對(duì)凈資產(chǎn)信息的決策有用性重視不夠，從而使得制度環(huán)境誘致性變遷沒有引起凈資產(chǎn)價(jià)值相關(guān)性得到逐年提高。

表2 制度環(huán)境、誘致性變遷與價(jià)值相關(guān)性的檢驗(yàn)結(jié)果

其次，與凈資產(chǎn)不同，凈收益的價(jià)值相關(guān)性則在年度間發(fā)生系統(tǒng)性變化。在制度環(huán)境變量為INDEXMAR時(shí)，交乘項(xiàng)EPS*INDEX*YEAR02的回歸系數(shù)為0.114但不顯著，交乘項(xiàng)EPS*INDEX*YEAR03和EPS*INDEX*YEAR04的回歸系數(shù)分別為0.247和0.255且均在5%的顯著性水平下顯著。因此可以基本認(rèn)為在測(cè)試變量為INDEXMAR時(shí)，交乘項(xiàng)EPS*INDEX*YEAR的回歸系數(shù)為正并且呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢(shì)。在制度環(huán)境變量為INDEXGOV時(shí)，交乘項(xiàng)EPS*INDEX*YEAR02的回歸系數(shù)為0.118但不顯著，交乘項(xiàng)EPS*INDEX*YEAR03和EPS*INDEX*YEAR04的回歸系數(shù)分別為0.211和0.190且均在10%的顯著性水平下顯著。因此可以看出在測(cè)試變量為INDEXGOV時(shí)，交乘項(xiàng)EPS*INDEX*YEAR的回歸系數(shù)基本上顯著為正，但系數(shù)之間的遞增趨勢(shì)不是很明顯。在制度環(huán)境變量為INDEXLAW時(shí)，交乘項(xiàng)EPS*INDEX*YEAR02的回歸系數(shù)為0.135但不顯著，交乘項(xiàng)EPS*INDEX*YEAR03的回歸系數(shù)為0.236且在10%的顯著性水平下顯著，交乘項(xiàng)EPS*INDEX*YEAR04的回歸系數(shù)為0.342且在1%的顯著性水平下顯著。因此可以基本認(rèn)為在測(cè)試變量為INDEXLAW時(shí)，交乘項(xiàng)EPS*INDEX*YEAR的回歸系數(shù)為正并且呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢(shì)。

綜合上述研究發(fā)現(xiàn)，基本上可以認(rèn)為交乘項(xiàng)EPS*INDEX*YEAR的回歸系數(shù)為正并且呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢(shì)。表1的回歸結(jié)果支持投資者保護(hù)的“后果假說”，可以看出，表2在表1的基礎(chǔ)上進(jìn)一步支持投資者保護(hù)的“后果假說”，并且表2的回歸結(jié)果說明制度環(huán)境誘致性變遷在一定程度上加劇了制度環(huán)境對(duì)會(huì)計(jì)盈余信息價(jià)值相關(guān)性的影響程度，這基本上支持了假設(shè)2。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證研究結(jié)論的可靠性，本文還進(jìn)行了如下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

1．關(guān)于因變量與自變量問題。為了控制水平研究中股價(jià)波動(dòng)對(duì)回歸結(jié)果的不利影響以及提高年度財(cái)務(wù)報(bào)告信息被投資者利用的程度，運(yùn)用t+1年5月、6月收盤價(jià)及4月份至6月份的各月均價(jià)對(duì)因變量進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)試，主要回歸結(jié)果保持不變。

2．關(guān)于回歸模型選擇問題?？紤]到資產(chǎn)負(fù)債表模型將帶來更加嚴(yán)重的遺漏變量問題，本文將Ohlson模型進(jìn)行了簡單的變換[15]，將模型中的凈資產(chǎn)分解為資產(chǎn)與負(fù)債，同時(shí)包含凈收益，對(duì)模型重新檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)、負(fù)債與凈資產(chǎn)的檢驗(yàn)結(jié)果邏輯上一致，研究結(jié)論不變?？紤]到多重共線性的潛在影響，去掉了交乘項(xiàng)的回歸結(jié)果仍然保持不變。

3．關(guān)于樣本選擇問題。(1)沒有剔除分位數(shù)情形下的樣本回歸結(jié)果表明，主要結(jié)論保持不變；(2)根據(jù)對(duì)制度環(huán)境誘致性變遷的描述性分析，剔除制度環(huán)境變量沒有呈現(xiàn)出嚴(yán)格遞增趨勢(shì)的樣本觀測(cè)值，包括福建、甘肅、貴州、海南、青海、上海、西藏、云南共八個(gè)地區(qū)的樣本觀測(cè)值，回歸結(jié)果表明本文的主要研究結(jié)論保持不變；(3)為增強(qiáng)模型檢驗(yàn)效力以及出于控制可比性的考慮，對(duì)樣本期間內(nèi)的樣本觀測(cè)值運(yùn)用平衡數(shù)據(jù)(balanced data)進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，在制度環(huán)境誘致性變遷與價(jià)值相關(guān)性的研究中，2001～2004年平衡樣本公司為665家，回歸結(jié)果表明本文的主要研究結(jié)論基本保持不變。

4．關(guān)于回歸方法問題。為了同時(shí)控制序列自相關(guān)和橫截面異方差對(duì)研究結(jié)論的不利影響，對(duì)所有回歸結(jié)果的相應(yīng)統(tǒng)計(jì)量均進(jìn)行了Newey-West調(diào)整，研究結(jié)論保持不變。

六、研究結(jié)論與啟示

本文以會(huì)計(jì)制度較為穩(wěn)定的2001～2004年的上市公司為研究對(duì)象，立足于我國地區(qū)制度環(huán)境誘致性變遷的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，對(duì)以下兩大理論問題進(jìn)行了檢驗(yàn)和解釋：(1)地區(qū)制度環(huán)境的橫向差異是否影響了會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性？如何影響？(2)地區(qū)制度環(huán)境誘致性變遷是否影響了會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性？如何影響？這兩個(gè)理論問題相互聯(lián)結(jié)，后者是在對(duì)前者檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的進(jìn)一步拓展。

本文的研究結(jié)果表明：(1)地區(qū)制度環(huán)境的橫向差異影響了會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性，地區(qū)制度環(huán)境越好，其上市公司的會(huì)計(jì)盈余價(jià)值相關(guān)性越高，這在一定程度上支持了投資者保護(hù)的“后果假說”而非“替代假說”；(2)地區(qū)制度環(huán)境的誘致性變遷進(jìn)一步加劇了制度環(huán)境對(duì)會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響程度，具體來說，隨著地區(qū)制度環(huán)境的逐漸改善，上市公司的會(huì)計(jì)盈余價(jià)值相關(guān)性在一定程度上呈現(xiàn)出遞增趨勢(shì)；(3)無論是地區(qū)制度環(huán)境橫向差異比較研究，還是地區(qū)制度環(huán)境誘致性變遷研究，均沒有發(fā)現(xiàn)凈資產(chǎn)與地區(qū)制度環(huán)境之間存在關(guān)系。本文分析認(rèn)為，我國證券市場(chǎng)投資者在使用財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息進(jìn)行投資決策時(shí)，“表內(nèi)功能鎖定”與“表間功能鎖定”現(xiàn)象同時(shí)并存，這對(duì)于理解我國證券市場(chǎng)投資者如何使用上市公司的財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息具有一定的啟示意義。制度環(huán)境的誘致性變遷對(duì)于改進(jìn)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)系統(tǒng)在保護(hù)投資者中的作用產(chǎn)生了正面影響，這說明我國一系列的市場(chǎng)化改革舉措對(duì)于各項(xiàng)制度運(yùn)行效率的提高具有積極意義。

注釋：

①盡管這一做法可能欠妥，但這里為了說明制度環(huán)境漸進(jìn)式改善的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，本文引入了新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)有關(guān)制度變遷理論中的“誘致性制度變遷”概念。林毅夫率先將制度變遷分為兩類——誘致性制度變遷與強(qiáng)制性制度變遷，誘致性制度變遷指的是現(xiàn)行制度安排的變更或替代，或者是新制度安排的創(chuàng)造，它由個(gè)人或一群(個(gè))人在響應(yīng)獲利機(jī)會(huì)時(shí)自發(fā)倡導(dǎo)、組織和實(shí)行；與此相反，強(qiáng)制性制度變遷由政府命令和法律引入和實(shí)行。盛洪進(jìn)一步指出，林毅夫關(guān)于誘致性變遷和強(qiáng)制性變遷概念的提出為后來的研究提供了一個(gè)簡便的分類和分析的緯度。

②樊綱等在《中國市場(chǎng)化指數(shù)：各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2009年報(bào)告》中提供了1997～2007年各省區(qū)市場(chǎng)化總指數(shù)、方面指數(shù)和分項(xiàng)指數(shù)的得分及排序，本文僅選取了2001～2004年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。這是因?yàn)椋?005年4月29日我國上市公司開始股權(quán)分置改革；另外，我國財(cái)政部2006年2月15日發(fā)布了包括1項(xiàng)基本準(zhǔn)則與38項(xiàng)具體準(zhǔn)則在內(nèi)的企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系。本文為了控制股權(quán)分置改革以及新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的變遷對(duì)會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響，故選取的樣本期間為2001～2004年，研究期間滯后是本文的一個(gè)局限性。

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