我國會(huì )計準則與國際會(huì )計準則的有用性比較

我國會(huì )計準則與國際會(huì )計準則的有用性比較 我國的會(huì )計改革始終堅持以國際會(huì )計準則為導向，所制定的會(huì )計標準都盡可能地與國際會(huì )計準則相協(xié)調或一致。然而，我國的資本市場(chǎng)起步較晚，加之轉軌經(jīng)濟的特殊性，容易使人對一套外來(lái)的會(huì )計準則，尤其是更多地反映了成熟市場(chǎng)經(jīng)濟環(huán)境的國際會(huì )計準則，能否比本土會(huì )計準則提供更加有用的會(huì )計信息產(chǎn)生懷疑。本文的目的就是比較我國會(huì )計準則和國際會(huì )計準則在我國資本市場(chǎng)上的有用性，這又可以分解為兩個(gè)實(shí)質(zhì)上不同的問(wèn)題：我國會(huì )計準則和國際會(huì )計準則的相對價(jià)值相關(guān)性檢驗；會(huì )計準則差異調節數據的增量?jì)r(jià)值相關(guān)性檢驗，換言之，我國會(huì )計準則和國際會(huì )計準則的雙向增量?jì)r(jià)值相關(guān)性檢驗。

　　一、文獻綜述

�。ㄒ唬╆P(guān)于會(huì )計國際協(xié)調的相對價(jià)值相關(guān)性研究
　　較早的此類(lèi)研究是對會(huì )計信息在不同市場(chǎng)上的有用性進(jìn)行比較。如Alfordetal.（1993）、Harrisetal.（1994）。更多的學(xué)者基于同一市場(chǎng)對不同會(huì )計準則下會(huì )計信息的相對價(jià)值相關(guān)性進(jìn)行了研究，但結論并不統一。有人發(fā)現外國會(huì )計準則比本土會(huì )計準則的價(jià)值相關(guān)性更強，如Auer（1996）的研究表明國際會(huì )計準則和美國會(huì )計準則下會(huì )計盈余的信息含量顯著(zhù)高于瑞士會(huì )計準則。BaoandChow（1999）發(fā)現基于國際會(huì )計準則（IAS）的會(huì )計盈余和凈資產(chǎn)數據比中國會(huì )計準則（CAS）更具信息含量。
　　但也有研究認為本土會(huì )計準則更有用。如EccherandHealy（2000）以同時(shí)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：在B股市場(chǎng)，IAS下與CAS下的盈余和應計項目具有相似的價(jià)值相關(guān)性，而在A(yíng)股市場(chǎng)，CAS會(huì )計盈余的價(jià)值相關(guān)性更高。
　�。ǘ�）關(guān)于會(huì )計國際協(xié)調的增量?jì)r(jià)值相關(guān)性研究
　　Amiretal.（1993）在美國證券市場(chǎng)上選取了來(lái)自20個(gè)國家的外國上市公司作為混合樣本，發(fā)現不僅會(huì )計盈余和股東權益的調節數據總體上具有增量?jì)r(jià)值相關(guān)性，而且對調節數據進(jìn)行分解后的一些項目也具有增量?jì)r(jià)值相關(guān)性。PopeandRees（1992）發(fā)現英國公司披露的會(huì )計盈余調節數據具有雙向的增量信息含量。BarthandClinch（1996）也發(fā)現了英國和澳大利亞公司的調節數據具有增量?jì)r(jià)值相關(guān)性，而加拿大公司的調節數據不具有信息含量。Bandyopadhyayetal.（1994）則進(jìn)一步提供了加拿大公司的調節數據不具有增量?jì)r(jià)值相關(guān)性的證據。而HarrisandMuller（1999）利用不同的模型得出了不同的結論。
　　在中國的資本市場(chǎng)上，Hawetal.（1998）發(fā)現按CAS報告的盈余與B股公司報酬率顯著(zhù)相關(guān)，而按國際會(huì )計準則編制的調節數據不具有顯著(zhù)相關(guān)性，因而國際會(huì )計準則下的會(huì )計信息對B股投資者沒(méi)有增量?jì)r(jià)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則下的會(huì )計盈余在不同市場(chǎng)下的價(jià)值相關(guān)性，指出A股市場(chǎng)對會(huì )計盈余數字的解釋能力要比在B股市場(chǎng)上強。然而，該結論事實(shí)上并無(wú)法支持會(huì )計準則是否需要國際化的判斷，因為價(jià)值相關(guān)性的差異可能來(lái)源于市場(chǎng)的差異。李曉強（2004）的研究發(fā)現，CAS下會(huì )計信息的作用略強于IAS下的會(huì )計信息，還發(fā)現在B股市場(chǎng)披露調節數據是有必要的。但該文并沒(méi)有進(jìn)行雙向的增量?jì)r(jià)值相關(guān)性檢驗。王立彥等（2002）對同時(shí)發(fā)行A股和H股上市公司的雙重披露進(jìn)行了增量?jì)r(jià)值相關(guān)性檢驗，結果表明，調整值能夠增加會(huì )計衡量與市場(chǎng)回報率之間的相關(guān)性。

　　二、樣本選取

　　我們的研究樣本來(lái)自于在深圳證券交易所（以下簡(jiǎn)稱(chēng)“深市”）或上海證券交易所（以下簡(jiǎn)稱(chēng)“滬市”）同時(shí)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(huì )計制度》的實(shí)施標志著(zhù)我國會(huì )計標準的國際協(xié)調進(jìn)程達到一個(gè)新的階段，此后的幾年時(shí)間內我國會(huì )計改革處于一個(gè)存量調整的時(shí)期，以此為考察期間，可以控制會(huì )計標準變化的因素，也可以與李曉強（2004）以2000—2002為樣本期間的研究結果相對照。
　　2001—2003年深滬兩市的AB股公司分別為88、87、87家，構成了包括262個(gè)公司/年的混合（pooled）總樣本。我們從CSMAR數據庫獲取股價(jià)和股本變動(dòng)、股利分配數據，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(huì )計數據。在總樣本中剔除了股價(jià)數據缺失，以及無(wú)法獲得盈余變動(dòng)額的新上市公司樣本，共得到有效樣本256個(gè)。本文的中心問(wèn)題是比較IAS下會(huì )計信息和CAS下會(huì )計信息的有用性，若樣本觀(guān)察值中兩種會(huì )計信息不存在差異，則比較是無(wú)意義的。經(jīng)過(guò)篩選，我們剔除了兩種會(huì )計準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，剩余樣本數為深市112個(gè)、滬市118個(gè)（注：Bandyopadhyayetal.（1994）等研究也剔除了非零的盈余調節數據。我們還對未剔除這部分數據的樣本觀(guān)察值進(jìn)行了回歸，結果并沒(méi)有發(fā)生實(shí)質(zhì)性的改變。）。
　　根據年報中盈余和股東權益的差異調節數據，描述性統計的結果（未列出）發(fā)現，兩種會(huì )計準則下的會(huì )計信息差異相比幾年前已經(jīng)有了顯著(zhù)的縮小，對2001—2003年混合數據的T檢驗和Wilcoxon檢驗表明，凈利潤和股東權益雙重披露差異在統計上均不顯著(zhù)，并且滬市的差異均值（絕對值）和標準差都小于深市，說(shuō)明滬市的會(huì )計實(shí)務(wù)協(xié)調效果要好于深市，這與徐經(jīng)長(cháng)等（2003）的研究結論基本一致。

　　三、研究設計

　　盡管雙重披露差異在總體上統計不顯著(zhù)，但這并不意味著(zhù)兩種會(huì )計準則的有用性已經(jīng)沒(méi)有差別了。為了檢驗以國際會(huì )計準則為基礎的會(huì )計信息是否能在我國資本市場(chǎng)上引起或強、或弱、或別樣的反應，我們仍有必要針對這些差異，進(jìn)行IAS和CAS的相對價(jià)值相關(guān)性比較和調節數據的增量?jì)r(jià)值相關(guān)性研究。
　�。ㄒ唬㊣AS和CAS的相對價(jià)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(jià)格模型。兩種模型各有優(yōu)劣（KothariandZimmerman，1995），報酬模型體現了決定公司價(jià)值變動(dòng)的因素，而價(jià)格模型則體現了決定公司價(jià)值的因素（Barthetal.，2001）。前者可以反映會(huì )計信息的及時(shí)性，后者則可以反映會(huì )計信息的累積影響，流行的做法是將二者結合使用。
　　對于報酬模型，EastonandHarris（1991）形式頗受學(xué)者青睞。在此基礎上，我們還引入了控制規模因素和時(shí)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(shí)期在J市場(chǎng)（J代表A股市場(chǎng)或B股市場(chǎng)）上的報酬率；E=i公司t時(shí)期采用K準則（K代表CAS或IAS）的每股盈余；△E=i公司t時(shí)期相對于t-1時(shí)期的每股盈余變動(dòng)額；P=i公司t時(shí)期期初在J市場(chǎng)上的每股股價(jià)；SIZE=i公司t時(shí)期期末股本總數（以千萬(wàn)股為單位）的自然對數；D1、D2為控制2001—2003年度變化的虛擬變量。
　　在模型中，我們分別取當年4月末和次年4月末的收盤(pán)價(jià)作為t時(shí)期的期初股價(jià)和期末股價(jià)。由于B股以外幣計價(jià)，須根據每年4月末匯率分別折算為人民幣價(jià)格。在計算RET時(shí)，應考慮當期公司派發(fā)現金股利、股票股利、公積金轉股、配股等事項的影響。每股盈余Et和每股盈余變動(dòng)額△Et，是考慮了當期的股本變動(dòng)后調整到期初股本數基礎上的金額。
　　對于價(jià)格模型，我們還增加了規模變量，以控制規模因素及其引起的異方差，增加了兩個(gè)時(shí)間虛擬變量，以控制時(shí)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結構也具有增量?jì)r(jià)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(shí)期期末在J市場(chǎng)（J代表A股市場(chǎng)或B股市場(chǎng)）上的每股股價(jià)；E=i公司t時(shí)期采用K準則（K代表CAS或IAS）的每股盈余；BV=i公司t時(shí)期采用K準則的每股凈資產(chǎn)；STRU=J為A股市場(chǎng)時(shí)，代表i公司t時(shí)期的A股流通股數占股份總數的比例，J為B股市場(chǎng)時(shí)，代表B股流通股數占股份總數的比例。
　　對于會(huì )計數據、規模、股權結構和時(shí)間變量，t時(shí)期是指各公歷年度，t時(shí)期期末的股價(jià)數據是次年4月末的收盤(pán)價(jià)。應當注意，與報酬模型不同，E和BV都是期末的全面攤薄數據，無(wú)需調整。需要調整的是股價(jià)數據，對于當年度資產(chǎn)負債表日至次年4月30日期間發(fā)生的派發(fā)現金股利、股票股利、公積金轉股、配股等事項應予調整。

　�。ǘ�）調節數據的增量?jì)r(jià)值相關(guān)性檢驗
　　在（1）式的基礎上增加調節數據變量，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(shí)期每股盈余調節數據，即E—E；△DE=i公司t時(shí)期相對于t-1時(shí)期每股盈余調節數據的變動(dòng)，即△E—△E；調整情況同（1）式。
　　在（3）式中，當K為CAS時(shí)，若β或β顯著(zhù)地異于零，表明國際會(huì )計準則對中國會(huì )計準則有增量?jì)r(jià)值相關(guān)性，若β≠β或β≠β，表明中國會(huì )計準則對國際會(huì )計準則有增量?jì)r(jià)值相關(guān)性。當K為IAS時(shí)，若β或β顯著(zhù)地異于零，表明中國會(huì )計準則對國際會(huì )計準則有增量?jì)r(jià)值相關(guān)性，若β≠—β或β≠—β，表明國際會(huì )計準則對中國會(huì )計準則有增量?jì)r(jià)值相關(guān)性。本文采用的是Wald系數約束檢驗。
　　在（2）式的基礎上增加調節數據變量，得到價(jià)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(shí)期的每股盈余調節數據，即E—E；DBV=i公司t時(shí)期每股凈資產(chǎn)調節數據，即BV—BV；增量?jì)r(jià)值相關(guān)性檢驗方法同（3）式。

　　四、實(shí)證結果

　�。ㄒ唬┫鄬�價(jià)值相關(guān)性檢驗的結果
　　表1中的PanelA是報酬模型的回歸結果。從系數檢驗來(lái)看，無(wú)論深市還是滬市，兩種會(huì )計準則下會(huì )計盈余水平的估計系數都顯著(zhù)，且為正值，說(shuō)明投資者重視會(huì )計盈余并能做出理性的反應，IAS和CAS的會(huì )計盈余都有用。就相對價(jià)值相關(guān)性而言，在深市的A、B股市場(chǎng)，IAS下盈余信息的解釋能力與CAS下盈余信息的解釋能力無(wú)顯著(zhù)差別，甚至IAS會(huì )計信息的價(jià)值相關(guān)性還略低（Vuong—Z值分別為—1.0483和—0.6650）。但在滬市，無(wú)論A股市場(chǎng)還是B股市場(chǎng)，IAS下盈余信息的價(jià)值相關(guān)性都顯著(zhù)高于CAS下盈余信息的價(jià)值相關(guān)性（Vuong—Z值分別為1.4916和1.8272），說(shuō)明IAS的會(huì )計信息更有用。
　　表1（附后）中的PanelB是價(jià)格模型的回歸結果。從系數檢驗來(lái)看，與李曉強（2004）的結果類(lèi)似，除滬市B股以外，其他市場(chǎng)上無(wú)論CAS還是IAS的會(huì )計盈余系數均不顯著(zhù)。（注：我們將每股凈資產(chǎn)變量從模型中剔除后重新進(jìn)行回歸，發(fā)現每股盈余系數均顯著(zhù)，說(shuō)明會(huì )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)注股東權益信息。）而對于每股凈資產(chǎn)，CAS和IAS下的變量估計系數在各個(gè)市場(chǎng)上都顯著(zhù)地大于零，說(shuō)明兩種會(huì )計準則下的股東權益會(huì )計信息都具有價(jià)值相關(guān)性，但市場(chǎng)反應的敏感程度并沒(méi)有明顯差別。在深市，無(wú)論A股市場(chǎng)還是B股市場(chǎng)，IAS下會(huì )計信息的價(jià)值相關(guān)性都顯著(zhù)高于CAS下會(huì )計信息的價(jià)值相關(guān)性（Vuong—Z值分別為2.0627和2.5120），說(shuō)明IAS的每股凈資產(chǎn)信息更有用。在滬市的A、B股市場(chǎng)，IAS下會(huì )計信息的價(jià)值相關(guān)性略高于CAS下會(huì )計信息的價(jià)值相關(guān)性，但差異并不顯著(zhù)（Vuong—Z值分別為0.5955和0.3147）。
　　表1　相對價(jià)值相關(guān)性檢驗結果
深市滬市
A股市場(chǎng)B股市場(chǎng)A股市場(chǎng)11股市場(chǎng)
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(jià)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(gè)以上自變量的VIF大于1.5時(shí)，用逐步回歸法引入變量，以消除多重共線(xiàn)性，“——”代表舍去的變量。2.若White-p值表明存在顯著(zhù)的異方差，則在檢驗系數顯著(zhù)性時(shí)采用經(jīng)White（1980）異方差修正后的t統計量。3.Wuong-Z執行的是單尾檢驗。4.***、**、*分別代表在1％、5％、10％的水平上顯著(zhù)。
　　考慮到報酬模型和價(jià)格模型針對的是不同的計價(jià)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(chǎng)上基于IAS會(huì )計信息的價(jià)值相關(guān)性比基于CAS會(huì )計信息的價(jià)值相關(guān)性更強。這與BaoandChow（1999）的結論一致，而與EccherandHealy（2000）和李曉強（2004）的結論不一致。

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