會計信息質(zhì)量與股價信息含量
——基于會計準則變革前后的比較研究

黃　政，劉怡芳

(東北師范大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長春 130117)

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會計信息質(zhì)量與股價信息含量
——基于會計準則變革前后的比較研究

黃政，劉怡芳

(東北師范大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長春 130117)

筆者以2001—2015年中國A股上市公司為研究樣本，分別從應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理角度考察了會計信息質(zhì)量與股價信息含量之間的關(guān)系，以及新會計準則實施對兩者關(guān)系的影響。研究發(fā)現(xiàn)，無論是應(yīng)計盈余管理還是真實盈余管理均顯著降低了股價信息含量；會計信息對股價信息含量的提升作用在會計準則變革之后顯著高于變革之前。進一步采用深交所信息披露考評結(jié)果作為會計信息質(zhì)量的替代指標進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)論依然不變。本研究不僅揭示了我國會計準則變革的重要意義，而且也對改善股市信息效率具有一定的參考價值。

應(yīng)計盈余管理；真實盈余管理；股價信息含量；會計準則

一、引　言

股票市場能否高效運行，進而實現(xiàn)資本的優(yōu)化配置，與股票價格對信息的反映程度密不可分。有效市場理論認為，如果股價能夠充分迅速且準確地反映所有可能影響其變動的信息，實現(xiàn)價格對價值的有效回歸，則資本得到合理配置。由于現(xiàn)實資本市場并非強式有效，股價不僅受到有效市場理論所強調(diào)的公司層面信息的影響，同時還受到與公司基本價值無關(guān)的市場層面信息、行業(yè)層面信息以及噪音的影響。而Wurgler(2000)指出，充分的公司層面信息是股票市場上的投資者判斷公司經(jīng)營績效差別，進而作出有效投資決策的重要依據(jù)[1]187-214。Morck et al.(2000)更直接表明，股價反映公司層面信息的程度(即股價信息含量)是衡量一國股市是否有效運行的標志。他們還借助股價同步性模型研究了不同國家股價信息含量的差異，發(fā)現(xiàn)新興市場國家普遍較低，而中國在其40個樣本國家中位居倒數(shù)第二[2]215-260。Jin和Myers[3]257-292以及王亞平等[4]162-174采用同樣的模型對中國股票市場進行研究均得出了類似結(jié)論。如果衡量模型沒有錯誤，那么探究中國上市公司股價信息含量較低的成因，并挖掘其影響因素及提升路徑就顯得十分必要。

會計信息作為公司層面信息的重要組成部分，是股票市場上的投資者分析、判斷上市公司優(yōu)劣進而作出合理決策的重要依據(jù)。高質(zhì)量的會計信息改善了投資者信息結(jié)構(gòu)，有助于促成合理的股票價格。因此，理論上會計信息質(zhì)量應(yīng)當影響股價信息含量。一些學(xué)者指出我國上市公司的會計信息質(zhì)量并不高[5]38-45，現(xiàn)實中頻繁曝光的財務(wù)造假事件是有力的證明。那么是否意味著我國資本市場中較低的股價信息含量是由上市公司較低的會計信息質(zhì)量引起的呢？

為了與國際會計慣例趨同，2006年我國財政部發(fā)布了新的《企業(yè)會計準則》，并于2007年在上市公司全面實施。新準則更加注重會計信息的價值相關(guān)性和決策有用性。高質(zhì)量的會計準則并不必然帶來高質(zhì)量的會計信息，但卻為高質(zhì)量會計信息的生成提供了技術(shù)上的可能。Barth et al.[6]68-93的研究就表明，高質(zhì)量的會計準則顯著提升了會計信息質(zhì)量。那么我國的會計準則改革又將對會計信息質(zhì)量與股價信息含量之間的關(guān)系產(chǎn)生怎樣的影響呢？

圍繞上述問題，本文以中國上市公司為研究對象，以會計準則改革為背景，從會計信息質(zhì)量角度研究新興市場國家股價信息含量較低的原因，不僅有助于豐富相關(guān)文獻，而且也對改善中國股市信息效率具有重要的參考價值。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

(一)會計信息質(zhì)量與股價信息含量

Roll[7]541-566在分析資本資產(chǎn)定價模型解釋力下降時提出了兩個可能的原因，一是公司特質(zhì)信息融入股價，二是噪音交易。Durnev et al.(2003)則在Morck et al.(2000)基于R2提出股價同步性概念后，實證檢驗發(fā)現(xiàn)股價同步性較低的公司股票回報對未來盈利的預(yù)測能力更強，從而表明低R2主要是由公司特質(zhì)信息融入股價所致[8]797-836，即股價信息含量與股價同步性應(yīng)當顯著負相關(guān)。至此，從股價非同步性的角度間接衡量股價信息含量的做法被廣泛采用。

Jin和Myers(2006)較早分析了公司層面信息對股價信息含量的影響。他們研究發(fā)現(xiàn)信息透明度的不同是引起各國股價同步性差異的主要因素，當信息透明度較低時，公司外部信息使用者無法像內(nèi)部管理層那樣獲取更多的公司特質(zhì)信息，只能以市場平均收益對公司價值作出評估，導(dǎo)致公司特質(zhì)信息難以融入股價，造成股價信息含量的降低。不同于Jin和Myers(2006)的國別研究，Haggard et al.[9]747-768及Hutton et al.[10]67-86均從公司微觀層面展開研究，前者從公司自愿性信息披露角度證實了信息透明度與股價信息含量顯著正相關(guān)；后者則從盈余管理角度證實了信息不透明與股價同步性顯著正相關(guān)?？v觀國內(nèi)文獻，不少學(xué)者以中國上市公司為研究對象，借助股價同步性模型，從盈余管理角度證實了會計信息透明度與股價信息含量顯著正相關(guān)，如游家興等[11]147-164、陸瑤和沈小力[12]131-146等。

然而同樣是采用股價非同步性指標，一些學(xué)者在研究公司層面信息與股價信息含量的關(guān)系時卻得出了截然相反的結(jié)論。Teoh et al.(2006)通過檢驗會計異象發(fā)現(xiàn)，股價同步性較低的公司，其會計異象更加顯著，進一步研究表明股價同步性與會計信息質(zhì)量顯著正相關(guān)[13]。Dasgupta et al.(2010)認為，提升信息透明度有助于增加股票價格的信息含量，然而研究結(jié)果卻發(fā)現(xiàn)股價同步性也隨之提高了，他們認為噪音是干擾因素，因為信息不透明的公司，股價噪音往往較大，個股波動的不確定性較強，從而降低了股價同步性[14]1189-1220。國內(nèi)也不乏得出相反結(jié)論的文獻。王亞平等(2009)基于中國股市噪音較多的現(xiàn)實分析了信息透明度應(yīng)當與股價同步性正相關(guān)，并借助盈余管理指標加以證實。金智(2010)則借助私有信息交易理論分析并通過經(jīng)驗研究證實了會計信息質(zhì)量與股價同步性正相關(guān)的關(guān)系[15]19-26。

上述文獻在采用同樣的模型研究公司層面信息與股價信息含量關(guān)系時得出了矛盾的結(jié)論，不得不使人質(zhì)疑主流所采用的股價非同步性模型在衡量股價信息含量時的可靠性。由于一些文獻在得出相反結(jié)論時推測噪音是重要的干擾因素，這是否意味著支持Roll(1988)的第二種觀點呢？或者如王亞平等(2009)在開篇提到的，在噪音較多的股票市場信息透明度與股價同步性正相關(guān)；而在噪音較少的股票市場反之。不難發(fā)現(xiàn)大多得到相反結(jié)論的文獻多是基于噪音較多的新興市場，而Durnev et al.(2003)、Jin和Myers(2006)等的研究則是基于美國等成熟市場?？墒且廊淮嬖谝罁?jù)中國這樣噪音較多的新興市場的研究支持信息論的，如游家興等(2007)、陸瑤和沈小力(2011)等。況且同樣是成熟市場國家，Ashbaugh-Skaife et al.(2006)對英美等六國的研究指出，股價非同步性與股價信息含量不存在一致的對應(yīng)關(guān)系[16]。先不論噪音論是否正確，至少信息論無法立足，一些學(xué)者給出了經(jīng)驗證據(jù)。Lee和Liu(2011)研究發(fā)現(xiàn)，股價非同步性與以信息交易概率等六個指標衡量的股價信息含量間不存在顯著的單調(diào)關(guān)系，而是顯著的U型關(guān)系[17]1563-1580。林忠國等(2012)基于中國股票市場研究發(fā)現(xiàn)，股價非同步性與構(gòu)造的信息指標及噪音指標均存在顯著的U型關(guān)系[18]68-81。

可見從股價非同步性角度來衡量股價信息含量并不合適，黃政(2014)在通讀國內(nèi)外相關(guān)文獻時發(fā)現(xiàn)，除了股價波動非同步性指標外，未來獲利反應(yīng)系數(shù)、信息交易概率以及信息交易度等指標也是衡量股價信息含量的常用指標[19]88-92。他通過對比分析發(fā)現(xiàn)，信息交易度指標顯著優(yōu)于其他指標，因此本文在后續(xù)研究中將采用信息交易度來衡量股價信息含量。

會計信息質(zhì)量對股價信息含量的影響可以從三個方面進行分析。一是高質(zhì)量的會計信息有助于減少外部投資者獲取及加工信息的成本，避免外部投資者作出逆向選擇，實現(xiàn)與公司價值相關(guān)的信息充分融入股價，從而提升股價信息含量。二是高質(zhì)量的會計信息有助于外部投資者準確預(yù)期公司未來的不確定性，降低噪音對投資者的干擾，促使與公司價值相關(guān)的信息在股票交易中被充分利用，進而實現(xiàn)股價信息含量的提升。三是高質(zhì)量的會計信息意味著公司盈余信息的可靠，盈余管理程度的降低，管理層控制和隱藏公司層面信息的可能性減小，從而有助于股價信息含量的提升。綜上，本文提出如下假設(shè)：

H1：會計信息質(zhì)量越高(即盈余管理程度越低)，上市公司的股價信息含量越高。

(二)會計準則變革對會計信息質(zhì)量與股價信息含量關(guān)系的影響

2007年新企業(yè)會計準則在上市公司范圍內(nèi)全面實施，意味著與國際財務(wù)報告準則趨同的會計準則變革得以成功，會計準則的質(zhì)量得以提升。新會計準則按照國際準則的慣例對會計確認、計量及報告標準進行了重新設(shè)計，確保了準則的規(guī)范性和科學(xué)性，而且修訂了財務(wù)報告的目標，要求財務(wù)報告在反映管理層受托責(zé)任履行情況的同時，更應(yīng)當向報告使用者提供價值相關(guān)和決策有用的信息[20]166-176?？梢姡聲嫓蕜t帶來的這些變化有助于投資者獲取和理解公司層面信息，實現(xiàn)價值相關(guān)信息融入股價。而提供高質(zhì)量的會計信息無疑是會計準則變革的重要目標。經(jīng)驗證據(jù)表明，新會計準則實施后，會計信息的價值相關(guān)性顯著提高、會計信息質(zhì)量也有所提升[21]129-140。可見，新會計準則的實施有助于加強會計信息質(zhì)量對股價信息含量的提升作用?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設(shè)：

H2：會計信息質(zhì)量越高(即盈余管理程度越低)股價信息含量也越高的關(guān)系在會計準則變革之后顯著高于變革之前。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇中國A股市場2001—2015年的上市公司為初始研究樣本。為確保數(shù)據(jù)的有效性，按相關(guān)研究慣例，對初始樣本進行了如下處理：剔除金融、保險行業(yè)上市公司；剔除當年新上市的公司；剔除年度個股收益率數(shù)據(jù)不足20個觀測值的樣本；剔除年樣本量不足20個的行業(yè)；剔除資產(chǎn)負債率大于1的樣本；剔除數(shù)據(jù)缺失樣本。本文采用證監(jiān)會2012年的行業(yè)分類標準對制造業(yè)采用二級代碼分類，對其他行業(yè)采用一級代碼分類。經(jīng)過上述處理，得到了15年共計18 821個研究樣本。此外，為避免極端值的影響，還對連續(xù)變量進行了縮尾(winsorize)處理。本文所用數(shù)據(jù)來源于CSMAR及RESSET數(shù)據(jù)庫。

(二)關(guān)鍵變量的測度

1.股價信息含量

Llorente et al.(2002)分析知情交易者和不知情交易者時，構(gòu)建了均衡狀態(tài)下股票收益率與換手率間的動態(tài)關(guān)系模型[22]1005-1047。

(1)

其中，R是個股收益率，V是換手率。如果在股票交易中知情者占據(jù)主導(dǎo)，隨著股價對公司層面信息的不斷揭示，股票收益也呈現(xiàn)出同向且持續(xù)的變化，那么較高的收益率和換手率將得以持續(xù)，兩者之間體現(xiàn)為正的自相關(guān)，即系數(shù)c應(yīng)當大于零；相反，如果大部分股票交易只是出于流動性需求，則較高的股票收益率和換手率將難以持續(xù)，兩者之間應(yīng)體現(xiàn)為不相關(guān)或負的自相關(guān)，即系數(shù)c應(yīng)當?shù)扔诨蛘咝∮?。模型中交叉項系數(shù)c被眾多學(xué)者用來衡量股價信息含量，如Fernandes和Ferreira[23]216-244以及Frésard[24]985-1012等。這兩篇文獻還將市場收益率加入模型以實現(xiàn)修正，本文也采用這種做法來測度股價信息含量，即采用模型(2)對每只股票每個年度的日交易數(shù)據(jù)進行回歸，求得交叉項系數(shù)c。為了使收益率與年度報告對應(yīng)，本文將年度區(qū)間定義為當年5月第一個交易日至次年4月最后一個交易日。

(2)

其中，Ri,d是股票i第d日的收益率；RM,d是第d日經(jīng)流通市值加權(quán)的市場收益率；V表示經(jīng)200個交易日平滑的日換手率(Llorente et al.，2002)，其計算過程如下：

(3)

(4)

上式中的turi,d是股票i第d日的流通股日換手率，對其取對數(shù)是考慮到換手率序列的不平穩(wěn)，加上極小正數(shù)是為了避免零換手率的影響。

2.會計信息質(zhì)量

會計盈余是財務(wù)報告對外披露的最為重要的公司特質(zhì)信息，也是投資者評估公司價值的核心指標，因而易受管理層的干預(yù)。管理層的盈余管理程度往往反映了會計信息質(zhì)量的高低。因此，從盈余管理角度衡量會計信息質(zhì)量是眾多學(xué)者的常用方法[25]40-45。為了更好地對上市公司盈余管理行為進行度量，本文同時選擇了應(yīng)計盈余管理模型和真實盈余管理模型進行研究。

(1)應(yīng)計盈余管理

修正Jones模型是學(xué)者研究應(yīng)計盈余管理時最常用的模型。首先采用分年度分行業(yè)數(shù)據(jù)對模型(5)進行OLS回歸；其次將估計出的系數(shù)帶入(6)式計算出可操縱性應(yīng)計利潤，為避免符號的影響，再對其取絕對值(absacc)。絕對值越大，表明盈余管理程度越高，會計信息質(zhì)量越低。

(5)

(6)

其中，線下項目前總應(yīng)計利潤(TAi,t)用營業(yè)利潤和經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量之差表示；ΔREVi,t是公司i第t年營業(yè)收入的變化額；ΔRECi,t是相應(yīng)的應(yīng)收賬款變化額；PPEi,t是年末的固定資產(chǎn)原值；Asseti,t-1是上年末總資產(chǎn)。

(2)真實盈余管理

Roychowdhury(2006)在分析企業(yè)進行銷售操控、生產(chǎn)操控及酌量性費用操控時給出了真實盈余管理的度量方法[26]335-370。本文借鑒Roychowdhury及Cohen和Zarowin[27]2-19構(gòu)建的經(jīng)營現(xiàn)金流量模型、生產(chǎn)成本模型以及酌量性費用模型來計算異?，F(xiàn)金流量(R_CFO)、異常生產(chǎn)成本(R_PROD)和異常酌量性費用(R_DISEXP)，從而實現(xiàn)對真實盈余管理的有效度量。具體來說，通過分年度分行業(yè)對模型(7)、(8)、(9)分別進行OLS回歸，得到相應(yīng)的殘差R_CFO、R_PROD、R_DISEXP，即為各模型的異常值。

(7)

(8)

(9)

模型中，CFOi,t是公司i第t年經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額；Asseti,t-1是上年末總資產(chǎn)；REVi,t是營業(yè)收入；ΔREVi,t是營業(yè)收入的變化額；PRODi,t是公司的生產(chǎn)成本，包括銷售成本和存貨的變動額；ΔREVi,t-1是上年營業(yè)收入的變化額；DISEXPi,t是公司的酌量性費用，借鑒李增福等[28]49-56做法，采用銷售費用與管理費用的和表示；REVi,t-1是上年營業(yè)收入。

如果公司期望調(diào)高當期利潤，可采取如下的真實交易：提供價格折扣、賒銷等擴大銷售(將導(dǎo)致R_CFO為負)；過度生產(chǎn)(將導(dǎo)致R_PROD為正)；削減酌量性費用(將導(dǎo)致R_DISEXP為負)。由于公司可能采用多種方式進行真實盈余管理，借鑒Cohen和Zarowin(2010)做法，構(gòu)建如下的綜合指標進行度量，并取相應(yīng)的絕對值(absREM、absRM_1、absRM_2)，絕對值越大，表明真實盈余管理程度越高。

REMi,t=R-PRODi,t-R-CFOi,t-R-DISEXPi,t

(10)

RM-1i,t=R-PRODi,t-R-DISEXPi,t

(11)

RM-2i,t=-R-CFOi,t-R-DISEXPi,t

(12)

(三)模型設(shè)定

首先，采用模型(13)檢驗會計信息質(zhì)量對股價信息含量的影響：

(13)

式中，ci,t表示公司i第t年的股價信息含量；EQ是會計信息質(zhì)量的替代變量，用應(yīng)計及真實盈余管理間接衡量；Control為控制變量。如果H1成立，則系數(shù)a1應(yīng)顯著為負。

其次，采用模型(14)檢驗會計信息質(zhì)量與股價信息含量的相關(guān)性在準則變革前后的變化：

(14)

式中，Befor和Post為時間虛擬變量，以會計準則變革為劃分標志。即2007年之前，Befor取值1，否則為0；2007年之后，Post取值1，否則為0。如果H2成立，則EQ×Post的回歸系數(shù)(絕對值)應(yīng)顯著大于EQ×Befor的回歸系數(shù)(絕對值)。

借鑒Hutton et al.(2009)、王亞平等(2009)、金智(2010)等的研究成果，本文選取公司規(guī)模(size)、財務(wù)杠桿(lev)、總資產(chǎn)凈利率(roa)、股權(quán)集中度(top10)、賬面市值比(BM)、自由現(xiàn)金流量(fcf)、審計意見類型(audit)、行業(yè)及年度啞變量對模型進行控制。

四、實證結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表1列出了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。股價信息含量的均值和中位數(shù)分別為-0.039和-0.035，遠低于Frésard(2012)基于美國資本市場測度的結(jié)果(0.029，0.026)，可見與發(fā)達國家相比，我國股市信息效率非常之低，市場信息環(huán)境亟待改善。c的最大值和最小值分別為0.189和-0.283，表明上市公司之間的股價信息含量差異較大。從盈余管理的均值及中位數(shù)來看，我國上市公司可能普遍存在應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理行為。應(yīng)計盈余管理的標準差為0.093，遠小于真實盈余管理三個指標的標準差(0.369、0.348、0.121)，表明真實盈余管理在各公司間的差異更大?？刂谱兞糠矫?，roa最小值為負，表明一些公司已經(jīng)出現(xiàn)嚴重虧損；top10的均值及中位數(shù)都在0.5以上，表明我國上市公司股權(quán)集中度較高；fcf的均值及中位數(shù)都為負值，表明較多公司不存在可隨意支配的現(xiàn)金流。

表1　變量的描述性統(tǒng)計

(二)回歸分析

在回歸分析之前，本文分析了各變量間的相關(guān)性，均符合預(yù)期，且不存在共線性問題，限于篇幅未能列出。表2報告了會計信息質(zhì)量影響股價信息含量的回歸結(jié)果，其中A列是應(yīng)計盈余管理指標(absacc)參與回歸的結(jié)果，B、C及D列對應(yīng)著真實盈余管理三個指標(absREM、absRM_1及absRM_2)參與回歸的結(jié)果。從A列來看，以修正Jones模型計算的應(yīng)計盈余管理程度的回歸系數(shù)為-0.015，且在10%水平上顯著，表明上市公司應(yīng)計盈余管理程度越高，股價信息含量越低。從B、C及D列來看，真實盈余管理三類指標的回歸系數(shù)均為負，且前兩類指標均在5%的水平上顯著，表明上市公司真實盈余管理程度越高，股價信息含量越低。此外，這三類指標的回歸結(jié)果還表明，納入異常生產(chǎn)成本指標更有利于分析真實盈余管理與股價信息含量的關(guān)系。以上結(jié)果充分表明，無論是應(yīng)計盈余管理還是真實盈余管理，都會降低上市公司的會計信息質(zhì)量，減少股票價格中的信息含量，假設(shè)1得到證實。

其他變量方面，A、B、C、D四列中控制變量的回歸結(jié)果在系數(shù)大小、符號及顯著性方面均呈現(xiàn)出很強的一致性。具體來看，公司規(guī)模和賬面市值比的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明公司規(guī)模越大、賬面市值比越高，股價信息含量也越高。股權(quán)集中度和審計意見類型的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，表明上市公司股權(quán)集中度較高、注冊會計師出具標準審計意見，有助于提升股價信息含量。財務(wù)杠桿和自由現(xiàn)金流量的回歸系數(shù)均顯著為負，表明資產(chǎn)負債率較高、可支配現(xiàn)金流較多的上市公司不利于提升股價信息含量?？傎Y產(chǎn)凈利率的回歸系數(shù)不顯著。

表2　會計信息質(zhì)量與股價信息含量的回歸結(jié)果：假設(shè)1的檢驗

注：A列是EQ=absacc的回歸結(jié)果，B、C及D列分別對應(yīng)著EQ=absREM、absRM_1及absRM_2；***、**和*分別代表在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著。

表3報告了會計準則變革前后會計信息質(zhì)量與股價信息含量關(guān)系的變化。E列是應(yīng)計盈余管理指標(absacc)參與回歸的結(jié)果，其中absacc×Post的回歸系數(shù)為-0.022，且在5%的水平上顯著，而absacc×Befor則不顯著，表明在會計準則變革后應(yīng)計盈余管理程度的降低顯著提升了股價信息含量，而在2007年之前則不存在這樣的關(guān)系。F、G及H列對應(yīng)著真實盈余管理三個指標(absREM、absRM_1及absRM_2)參與回歸的結(jié)果，其中absREM×Befor、absRM_1×Befor和absRM_2×Befor的回歸系數(shù)均不顯著，而對應(yīng)的absREM×Post、absRM_1×Post和absRM_2×Post的回歸系數(shù)均顯著為負，表明真實盈余管理與應(yīng)計盈余管理一樣，只有在會計準則變革之后才呈現(xiàn)出與股價信息含量顯著負相關(guān)的關(guān)系。以上結(jié)果充分表明，在2007年之前，依據(jù)舊會計準則報告的盈余等會計信息在改善股市信息效率方面不具有明顯作用；而在2007年之后，依據(jù)新會計準則報告的盈余等會計信息可顯著提升股價信息含量?？梢?，新會計準則的實施充分發(fā)揮了會計信息的定價功能，會計信息質(zhì)量越高股價信息含量也越高的關(guān)系在會計準則變革之后顯著高于變革之前，假設(shè)2得到證實?？刂谱兞康慕Y(jié)果與表2基本一致，不再贅述。

表3　會計信息質(zhì)量與股價信息含量的回歸結(jié)果：假設(shè)2的檢驗

注：E列是EQ=absacc的回歸結(jié)果，F(xiàn)、G及H列分別對應(yīng)著EQ=absREM、absRM_1及absRM_2；***、**和*分別代表在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著。

五、穩(wěn)健性檢驗

除了盈余管理考察的盈余質(zhì)量外，披露質(zhì)量也是會計信息質(zhì)量的重要表征。參照劉怡芳和黃政(2015)的做法[29]141-146，本文選取深交所的信息披露考評結(jié)果作為衡量會計信息質(zhì)量的另一指標，以進行穩(wěn)健性檢驗。深交所從真實性、及時性、準確性、完整性、合法合規(guī)性和公平性六個方面對在其上市的公司所披露的信息進行評價，并給出了四個等級，即優(yōu)秀、良好、及格和不及格。本文采用虛擬變量(idq)設(shè)置信息披露考評，即對優(yōu)秀、良好賦值為1，及格和不及格賦值為0。

重復(fù)上文的研究過程，得到模型(13)和(14)的回歸結(jié)果。限于篇幅未列出相應(yīng)表格。變量idq的回歸系數(shù)為0.007，且在1%的水平上顯著，表明以信息披露考評衡量的會計信息質(zhì)量越高，股價信息含量也越高，假設(shè)1進一步得到證實。變量idq×Befor和idq×Post的回歸系數(shù)分別為0.006和0.008，且前者在10%的水平上顯著，后者在5%的水平上顯著，即idq×Post的回歸系數(shù)無論是大小還是顯著性均高于idq×Befor，表明信息披露考評等級越高股價信息含量也越高的關(guān)系在會計準則變革之后顯著高于變革之前，假設(shè)2也進一步得到證實。

六、研究結(jié)論

本文在理論分析的基礎(chǔ)上，選擇2001—2015年中國A股上市公司為研究對象，采用修正后的股票收益率與換手率動態(tài)模型的交乘項系數(shù)來衡量股價信息含量，分別從應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理角度研究了會計信息質(zhì)量對股價信息含量的影響作用，以及新會計準則實施前后兩者關(guān)系的變化。研究發(fā)現(xiàn)：(1)與美國等發(fā)達國家相比，我國上市公司的股價信息含量非常低；(2)無論是應(yīng)計盈余管理還是真實盈余管理，都會降低上市公司的會計信息質(zhì)量，減少股票價格中的信息含量；(3)會計信息對股價信息含量的提升作用在會計準則變革之后顯著高于變革之前；(4)采用深交所信息披露考評作為會計信息質(zhì)量的替代指標進行穩(wěn)健性檢驗，上述結(jié)論依然成立。

本文的研究結(jié)論對改善我國股票市場信息效率具有一定的借鑒意義。根據(jù)本文的研究結(jié)果，我們認為要提升股價信息含量，一方面應(yīng)當抑制上市公司的盈余管理行為，改善會計信息質(zhì)量，確保外部投資者獲取充分的公司價值信息；另一方面應(yīng)持續(xù)加強與國際財務(wù)報告準則的趨同，不斷提高我國會計準則的質(zhì)量。

[1] Wurgler J. Financial markets and the allocation of capital[J]. Journal of financial economics，2000，58(1).

[2] Morck R，Yeung B，Yu W. The information content of stock markets: why do emerging markets have synchronous stock price movements?[J]. Journal of financial economics，2000，58(1).

[3] Jin L，Myers S C.R2around the world: New theory and new tests[J]. Journal of financial economics，2006，79(2).

[4] 王亞平，劉慧龍，吳聯(lián)生. 信息透明度，機構(gòu)投資者與股價同步性[J].金融研究，2009 (12).

[5] 朱茶芬,李志文. 國家控股對會計穩(wěn)健性的影響研究[J].會計研究,2008(5).

[6] Barth M E，Landsman W R，Lang M，et al. Are IFRS-based and US GAAP-based accounting amounts comparable?[J]. Journal of Accounting and Economics，2012，54(1).

[7] Roll R.R2[J]. Journal of Finance，1988,43.

[8] Durnev A，Morck R，Yeung B，Zarowin P. Does Greater Firm-Specific Return Variation Mean More or Less Informed Stock Pricing?[J]. Journal of Accounting Research，2003，41(5).

[9] Haggard K S，Martin X，Pereira R. Does voluntary disclosure improve stock price informativeness?[J]. Financial Management，2008，37(4).

[10] Hutton A P，Marcus A J,Tehranian H. Opaque financial reports，R2and crash risk[J]. Journal of financial economics，2009，94(1).

[11] 游家興，等. 中國上市公司透明度與股價波動同步性的實證分析[J].中大管理研究，2007，2(1).

[12] 陸瑤，沈小力. 股票價格的信息含量與盈余管理[J].金融研究，2011 (12).

[13] Teoh S H，Yang Y，Zhang Y. R-square: Noise or firm-specific information[Z]. working paper，University of California and Chinese University of Hong Kong，2006.

[14] Dasgupta S，Gan J，Gao N. Transparency，Price Informativeness，and Stock Return Synchronicity: Theory and Evidence[J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis，2010，45(5).

[15] 金智. 新會計準則，會計信息質(zhì)量與股價同步性[J].會計研究，2010(7).

[16] Ashbaugh-Skaife H，Gassen J，LaFond R. Does stock price synchronicity represent firm-specific information? The international evidence[Z]. SSRN eLibrary,2006.

[17] Lee D W，Liu M H. Does more information in stock price lead to greater or smaller idiosyncratic return volatility?[J]. Journal of Banking & Finance，2011，35(6).

[18] 林忠國，韓立巖，李偉. 股價波動非同步性——信息還是噪音?[J].管理科學(xué)學(xué)報，2012，15(6).

[19] 黃政. 信息透明度影響資本配置效率的傳導(dǎo)機制研究[D].東北師范大學(xué),2014.

[20] 蔡吉甫. 會計信息質(zhì)量與公司投資效率[J]. 管理評論,2013(4).

[21] 羅婷,薛健,張海燕. 解析新會計準則對會計信息價值相關(guān)性的影響[J].中國會計評論,2008(2).

[22] Llorente G，Michaely R，Saar G，Wang J. Dynamic volume-return relation of individual stocks[J]. Review of Financial studies，2002，15(4).

[23] Fernandes N，F(xiàn)erreira M A. Does international cross-listing improve the information environment[J]. Journal of Financial Economics，2008，88(2).

[24] Frésard L. Cash savings and stock price informativeness[J]. Review of Finance，2012，16(4).

[25] 黃政,吳國萍. 信息透明度對資本配置效率的影響——來自中國制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].財經(jīng)理論與實踐，2014(5).

[26] Roychowdhury S. Earnings management through real activities manipulation[J]. Journal of accounting and economics，2006，42(3).

[27] Cohen D A,Zarowin P. Accrual-based and real earnings management activities around seasoned equity offerings[J]. Journal of Accounting and Economics，2010，50(1).

[28] 李增福,鄭友環(huán),連玉君. 股權(quán)再融資、盈余管理與上市公司業(yè)績滑坡[J].中國管理科學(xué),2011(2).

[29] 劉怡芳，黃政. 內(nèi)部審計特征對會計信息質(zhì)量影響研究[J].東北師大學(xué)報：哲學(xué)社會科學(xué)版，2015(1).

[責(zé)任編輯：秦衛(wèi)波]

Accounting Information Quality and Stock Price Informativeness

HUANG Zheng，LIU Yi-fang

(Business School，Northeast Normal University，Changchun 130117，China)

Using the 2001—2015 Shenzhen A-share listed companies as research samples，this paper examines the relationship between accounting information quality and stock price informativeness respectively from the view of accrual earnings management and real earnings management，and the effect of new accounting standards on the relationship between them. The results show that，accrual earnings management and real earnings management all significantly reduce the stock price informativeness；the promotion impact of accounting information on the stock price informativeness is significantly higher after accounting standards reform than before. Further，this paper takes the Shenzhen stock exchange information disclosure evaluation results as an alternative index for robustness test，the conclusion remains the same. This study not only reveals the significance of China’s accounting standards reform，but also has a certain reference value to improve the efficiency of the stock market information.

Accrual Earnings Management；Real Earnings Management；Stock Price Informativeness；Accounting Standards

2016-04-28

國家自然科學(xué)基金委主任基金(71350015)；吉林省教育廳“十三五”社會科學(xué)研究項目(2015-545)。

黃政(1982-)，男，江蘇鹽城人，東北師范大學(xué)商學(xué)院講師；劉怡芳(1989-)，女，湖南邵陽人，東北師范大學(xué)商學(xué)院博士研究生。

F234

A

1001-6201(2016)05-0097-08

[DOI]10.16164/j.cnki.22-1062/c.2016.05.018