邊 泓，周曉蘇，曲興華

（南開大學(xué) 商學(xué)院，天津 300071）

現(xiàn)有會(huì)計(jì)準(zhǔn)則下產(chǎn)生的會(huì)計(jì)信息是否更加具備決策有用性是會(huì)計(jì)學(xué)界長期關(guān)注的問題。在該領(lǐng)域的研究成果中，具有影響力的是以信息觀為基礎(chǔ)，并借助事件研究法進(jìn)行的信息價(jià)值相關(guān)性研究。事件研究法能夠檢驗(yàn)信息在發(fā)布前后的短時(shí)間窗口中所引起的市場反應(yīng)，若依據(jù)市場弱勢(shì)有效假說，在這個(gè)短時(shí)間窗口之后，價(jià)格已經(jīng)包含了企業(yè)所發(fā)布的會(huì)計(jì)信息。然而在沒有新會(huì)計(jì)信息到達(dá)市場的時(shí)期，伴隨著價(jià)格的起伏不定，歷史性會(huì)計(jì)信息如何作用于投資決策過程這個(gè)問題始終沒有得到很好的解釋，①這使得對(duì)于會(huì)計(jì)信息決策有用性的研究，以及對(duì)檢驗(yàn)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施效果的研究都顯得不夠完善。尤其是在我國目前的制度背景下，上市公司必須在每年的4月30日前按照預(yù)約的披露日期發(fā)布其上年度的財(cái)務(wù)報(bào)告，那么在每年5月至12月這個(gè)長時(shí)間段中，會(huì)計(jì)信息對(duì)投資決策發(fā)揮何種作用機(jī)制，以及哪類信息對(duì)定價(jià)決策更具影響力等問題，由于缺少有效的研究方法而無法獲得令人信服的成果。隨著2006年新企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施，對(duì)其實(shí)施效果的研究即將成為熱點(diǎn)，為此本文嘗試在計(jì)量觀的成果基礎(chǔ)上，利用投資者認(rèn)知特征所形成的決策規(guī)律來進(jìn)行針對(duì)長時(shí)間窗的會(huì)計(jì)信息對(duì)定價(jià)決策的有用性研究，并分析近幾年來會(huì)計(jì)信息在我國投資者決策中作用機(jī)制的變化，檢驗(yàn)2006年新企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的針對(duì)性，從而為日后檢驗(yàn)其實(shí)施效果做出鋪墊。

一、文獻(xiàn)回顧及問題的提出

（一）信息觀下的會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性

信息觀的成果十分豐富，可以總結(jié)為以下幾個(gè)方面。(1)會(huì)計(jì)信息在其發(fā)布前后的短時(shí)間內(nèi)對(duì)交易價(jià)格產(chǎn)生的影響是顯著的。如Beaver(1968)發(fā)現(xiàn)在公司年報(bào)披露的當(dāng)周，其股價(jià)的波動(dòng)幅度和交易量均顯著地高于其他交易周；[1]陳曉、陳小悅和劉釗(1999)發(fā)現(xiàn)在股票盈余公告日附近確實(shí)有新的信息抵達(dá)市場，導(dǎo)致交易量發(fā)生波動(dòng)。[2](2)會(huì)計(jì)盈利信息和股價(jià)變動(dòng)是一種同步關(guān)系，在盈利公布之前，如果盈利變動(dòng)為正，累計(jì)超常收益為正；如果盈利變動(dòng)為負(fù)，累計(jì)超常收益為負(fù)。但是，在盈虧信息公布之后，累計(jì)超常收益趨于平穩(wěn)，如Jones&Litzenberger(1970)的研究。[3](3)市場報(bào)酬不僅與會(huì)計(jì)盈余相關(guān)，而且與盈余水平存在更強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，同時(shí)包含這兩個(gè)變量，比單獨(dú)任何一個(gè)變量能更好地解釋證券報(bào)酬，如Easton&Harris(1991)。[4]

對(duì)于哪些會(huì)計(jì)信息具備較強(qiáng)的價(jià)值相關(guān)性問題，目前的研究成果普遍認(rèn)為會(huì)計(jì)盈余和凈資產(chǎn)的賬面價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性較為明顯。孫愛軍、陳小悅(2002)發(fā)現(xiàn)在中國股票市場中，會(huì)計(jì)盈余對(duì)股票收益具有顯著的解釋能力，而且這種影響呈現(xiàn)不斷增強(qiáng)的趨勢(shì)。[5]陳信元、陳冬華、朱紅軍(2002)的研究發(fā)現(xiàn)，收益、凈資產(chǎn)以及剩余收益指標(biāo)都具有價(jià)值相關(guān)性。[6]而現(xiàn)金流量是否具有價(jià)值相關(guān)性，目前還存在爭議。但LEV(1989)指出，對(duì)于短窗口(2-3天)研究來說，會(huì)計(jì)盈余對(duì)于證券價(jià)格變動(dòng)的解釋力只有2%～5%，而對(duì)于較寬(一個(gè)季度)和很寬(最長為兩年)窗口的研究來說，會(huì)計(jì)盈余對(duì)證券價(jià)格的解釋力也只有4%～7%。LEV認(rèn)為，會(huì)計(jì)盈余對(duì)證券價(jià)格的解釋力之所以這樣低的原因在于會(huì)計(jì)盈余的低質(zhì)量。[7]

（二）計(jì)量觀下的股票定價(jià)模型

計(jì)量觀的研究以Fisher的期望股利折現(xiàn)假說為基礎(chǔ)，經(jīng)過了多年的發(fā)展，F(xiàn)eltham和Ohlson在1995年依據(jù)剩余收益模型，借助線性信息動(dòng)態(tài)假說，提出了式(1)所示的股票定價(jià)模型，[8]開創(chuàng)了通過歷史會(huì)計(jì)信息進(jìn)行股票定價(jià)的研究領(lǐng)域。

但值得注意的是，該模型并沒有界定“非會(huì)計(jì)信息”變量vt的具體內(nèi)容，而Ohlson也認(rèn)為vt是無法事先觀測的，因此該模型在實(shí)證研究中存在很大的局限性。[9]Dechow等人(1998)在研究模型中剔除了變量vt，[10]之后的一些研究或沒有對(duì)vt進(jìn)行考慮，或僅對(duì)vt進(jìn)行了直覺上的表述，如Hand(2001)。[11]這種做法直接導(dǎo)致了利用該模型所進(jìn)行的實(shí)證研究都沒有獲得令人滿意的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果，從而被Ohlson視為是對(duì)Ohlson95模型在整體上是否具有經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)意義的質(zhì)疑。

在我國，陸宇峰(1999)利用我國1993-1997年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)中國上市公司會(huì)計(jì)收益、凈資產(chǎn)對(duì)股票價(jià)格具有一定的解釋能力。[12]陸靜等(2002)通過擴(kuò)展的Felthem-Ohlson模型，比較會(huì)計(jì)盈余、現(xiàn)金流量與股票價(jià)格間的皮爾遜相關(guān)系數(shù)，得出每股收益比現(xiàn)金流量能更精確地解釋股票價(jià)格的結(jié)論。[13]黨建忠等(2004)提出基于Felthem-Ohlson股權(quán)估值修正模型，以1993-2001年所有A股上市公司作為研究樣本，對(duì)股票價(jià)格的影響因素進(jìn)行了檢驗(yàn)，股票價(jià)格與所有設(shè)計(jì)的自變量之間的偏相關(guān)系數(shù)都通過了顯著性水平為0.01的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，股票價(jià)格回歸模型的F檢驗(yàn)也通過了0.01的顯著性水平。[14]這些成果同樣沒有很好地解決vt所帶來的影響問題。

（三）有待解決的問題

2006年新企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的出臺(tái)是以決策有用目標(biāo)日益受到推崇為背景的，若認(rèn)為投資者及其他信息使用者利用會(huì)計(jì)信息是為了分析企業(yè)未來的經(jīng)營狀況，則必然要了解描述企業(yè)前一個(gè)會(huì)計(jì)期間經(jīng)營成果的會(huì)計(jì)利潤和描述企業(yè)前一個(gè)期間終點(diǎn)時(shí)刻資源狀況的資產(chǎn)信息對(duì)于決策過程誰的作用更大。陳毓圭(2005)認(rèn)為由于資產(chǎn)負(fù)債表完整地反映了企業(yè)現(xiàn)有的財(cái)務(wù)狀況和能力，對(duì)于預(yù)計(jì)企業(yè)未來的發(fā)展具有更加穩(wěn)健的作用，因此資產(chǎn)負(fù)債表在決策有用觀中具有重要的地位。[15]這種認(rèn)識(shí)促進(jìn)了2006年新企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中計(jì)價(jià)方法朝著更加貼近資產(chǎn)與負(fù)債現(xiàn)實(shí)價(jià)值方向的發(fā)展。但其是否與近幾年來我國投資者決策特點(diǎn)的變化相吻合，以及其實(shí)際的實(shí)施效果如何，都需要當(dāng)前的研究給予全面和客觀的回答。

一方面，以往的研究往往對(duì)投資者的有限理性決策特征重視不足，由市場風(fēng)險(xiǎn)不斷增大而引發(fā)的投資者對(duì)會(huì)計(jì)信息的關(guān)注點(diǎn)所發(fā)生的變化，目前在我國還沒有得到深入的分析；另一方面，事件研究法的弱點(diǎn)在于無法研究歷史性的會(huì)計(jì)信息在一個(gè)較長的時(shí)間段中對(duì)決策所產(chǎn)生的影響，這一點(diǎn)恰好是計(jì)量觀計(jì)價(jià)模型的優(yōu)勢(shì)所在。但是，如果不能控制或剔除非會(huì)計(jì)信息所帶來的影響，我們便無法正確檢驗(yàn)會(huì)計(jì)信息對(duì)投資者判斷股票價(jià)格的影響，同時(shí)也無法判斷在一個(gè)較長的時(shí)間段中，不同會(huì)計(jì)信息對(duì)價(jià)格的解釋能力問題。以上所述的計(jì)價(jià)方面的文獻(xiàn)，只有個(gè)別文獻(xiàn)的1996年樣本的回歸擬合優(yōu)度達(dá)到了0.6，其余都比較低，②若無法達(dá)到良好的回歸結(jié)果，則對(duì)結(jié)論的說服力將產(chǎn)生很大的影響。本文的研究將起始于尋找一條研究長時(shí)間窗中會(huì)計(jì)信息對(duì)價(jià)格作用機(jī)制的有效途徑，進(jìn)而分析近年來不同會(huì)計(jì)信息在我國投資者決策過程中的作用及其對(duì)價(jià)格影響力的變化情況。

二、研究設(shè)計(jì)和假設(shè)

行為經(jīng)濟(jì)學(xué)將投資者看作是有限理性的社會(huì)人，他們啟發(fā)式的認(rèn)知方式使得市場只能是“不完全有效”的。Kahneman和Tversky(1974)指出的投資者認(rèn)知特征中的錨定啟發(fā)效應(yīng)[16]形成了股票價(jià)格的“歷史粘性”，饒育蕾(2005)認(rèn)為在證券市場中往往表現(xiàn)為對(duì)股票價(jià)格的錨定，在沒有影響力重大的非會(huì)計(jì)信息發(fā)布的時(shí)間段中，投資者在判斷股票價(jià)格的水平時(shí)，最可能錨定的數(shù)字是記憶中離現(xiàn)在最近的價(jià)格，因此使股價(jià)日復(fù)一日地趨同。對(duì)單個(gè)股票而言，價(jià)格的變化也會(huì)受到其他股票價(jià)格變化的錨定，市盈率也會(huì)受到其他股票市盈率的錨定，這種聯(lián)系有助于解釋為什么不同的股票會(huì)一同漲跌。證券市場中出現(xiàn)的這些特征都可以用人們傾向于參考方便的數(shù)字的錨定作出解釋。[17]

如果以上假說成立，同時(shí)考慮到我國的投資者在每年的5月至12月間，不僅可以獲得各上市公司上一年的年度財(cái)務(wù)報(bào)告，而且可以獲得其季度報(bào)告的數(shù)據(jù)；同時(shí)，由于市盈率長期停留在較高水平，因此可以將式(1)略加調(diào)整得到式(2)：

其中，i指某一只股票，AIih為上年度財(cái)務(wù)報(bào)告的數(shù)據(jù)，AIinew為最新的季度報(bào)告的數(shù)據(jù)，它們替代了式(1)中的前兩項(xiàng)。而式(1)中vt被分解為vm和v′i，vm為對(duì)市場具有普遍影響的非會(huì)計(jì)信息，而v′i為只對(duì)股票i產(chǎn)生影響的非會(huì)計(jì)信息。那么在市場對(duì)年度報(bào)告的反應(yīng)期剛剛結(jié)束的時(shí)點(diǎn)，若股票i與股票j都不存在v′和vm帶來的影響，則其價(jià)格關(guān)系可以表示為式(3)：

此時(shí)，上一年度的會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)經(jīng)過市場的吸收，確定了各股票價(jià)格在整體中的相對(duì)位置，如果在我們選取的觀測時(shí)間段中，存在一組始終未受到v′影響的股票，③則在觀測時(shí)間段中的任意時(shí)刻，存在式(4)：

由于我國上市公司的季度報(bào)告和半年報(bào)只要求自愿審計(jì)，因此其影響力要遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于年度報(bào)告，即α1×AIh遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于 α2×AInew，vm又是對(duì)各只股票產(chǎn)生了同比例的影響，即(βi×vm)/Pi≈(βj×vm)/Pj，則可以得到：公式4≈公式3。因此，可以認(rèn)為對(duì)于均未受到v′影響的一組股票而言，股票價(jià)格由于歷史粘性的作用，在新的會(huì)計(jì)年度報(bào)告發(fā)布之前，其價(jià)格的起伏與市場整體的變化同步，不同股票的價(jià)格之間將保持穩(wěn)定的相對(duì)位置關(guān)系，由此本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：在市場中存在一組穩(wěn)定的成員，該組成員在所觀察的時(shí)間段中都不存在只對(duì)其中某一個(gè)體產(chǎn)生影響的非會(huì)計(jì)信息v′，其價(jià)格之間將保持穩(wěn)定的相對(duì)位置關(guān)系。

若假設(shè)1能夠得到驗(yàn)證，則本文可以繼續(xù)利用穩(wěn)定成員展開后續(xù)研究。將穩(wěn)定成員單獨(dú)篩選出來，則可以認(rèn)為針對(duì)其所將進(jìn)行的研究都已經(jīng)排除了v′所帶來的影響，解決了以往計(jì)量觀研究中的難點(diǎn)。

從式(3)可以發(fā)現(xiàn)，這種在長時(shí)間段中存在的穩(wěn)定的位置關(guān)系，是由各股票上年度的財(cái)務(wù)狀況所決定，上年度的財(cái)務(wù)狀況確定了股票的錨定初值，因此確定了股票價(jià)格間的相對(duì)關(guān)系，而日后季度報(bào)告和vm起到調(diào)整作用，由此可以提出假設(shè)2。

假設(shè)2：年度報(bào)告在其反應(yīng)期結(jié)束后確定了股票當(dāng)年的價(jià)格錨定初值，穩(wěn)定成員價(jià)格的相對(duì)水平主要受到歷史性會(huì)計(jì)信息的影響，而季度報(bào)告的作用體現(xiàn)為在錨定初值之上不斷地調(diào)整價(jià)格。

會(huì)計(jì)收益、凈資產(chǎn)和現(xiàn)金流量被已有的研究成果認(rèn)為是具有價(jià)值相關(guān)性的會(huì)計(jì)信息。陳小悅等(2008)提出在計(jì)量觀定價(jià)模型中，P是經(jīng)營性凈資產(chǎn)和未來收益的函數(shù)，[18]上期期末的經(jīng)營性凈資產(chǎn)，既體現(xiàn)了一只股票的現(xiàn)實(shí)價(jià)值，又體現(xiàn)出該股票日后的經(jīng)營能力，考慮到信息的易得性，投資者通常將賬面凈資產(chǎn)(BV)作為經(jīng)營性凈資產(chǎn)的替代變量，并簡單地將會(huì)計(jì)盈余視為預(yù)測未來收益的替代值。未來收益的不確定性使得P與BV的差額越大，則投資于該股票的風(fēng)險(xiǎn)越大。在2002年之后，我國股票市場受到不斷擴(kuò)容的影響，資金日趨分散，風(fēng)險(xiǎn)日趨增大，投資者為避免風(fēng)險(xiǎn)，他們會(huì)傾向于選擇P與BV差值較小的股票，并選擇綜合實(shí)力相對(duì)較強(qiáng)的企業(yè)，在會(huì)計(jì)特征上，每股凈資產(chǎn)和總資產(chǎn)水平無疑是對(duì)企業(yè)當(dāng)前實(shí)力的最優(yōu)體現(xiàn)，由此本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：在2002年之后，總資產(chǎn)價(jià)值和凈資產(chǎn)價(jià)值對(duì)價(jià)格的影響力不斷地增強(qiáng)，并且相比會(huì)計(jì)收益而言，對(duì)價(jià)格更加具備影響力。

為了有效地檢驗(yàn)各項(xiàng)假設(shè)，本文設(shè)計(jì)了以下研究過程：

（一）篩選未受到v′影響的穩(wěn)定成員

本文將2003年至2007年作為研究的時(shí)間段，在每個(gè)年度5月到12月間的每一個(gè)月份，按照相同的規(guī)律④各抽取一個(gè)交易日，按照年度組成5個(gè)樣本組，每個(gè)樣本組包含當(dāng)年8個(gè)交易日的數(shù)據(jù)。對(duì)每一個(gè)樣本組在剔除金融類、A股流通量發(fā)生變化及存在缺失狀況的數(shù)據(jù)之后，使用Khonen聚類方法，[19]對(duì)每個(gè)交易日的收盤價(jià)進(jìn)行聚類，將價(jià)格劃分為n個(gè)區(qū)間，最終篩選出在8個(gè)交易日中始終處于同一價(jià)格區(qū)間的股票，將其作為當(dāng)年的穩(wěn)定成員。

（二）檢驗(yàn)?zāi)甓葓?bào)告與穩(wěn)定成員價(jià)格定位之間的關(guān)系

將價(jià)格區(qū)間的編號(hào)作為各股票在當(dāng)年市場整體中價(jià)格相對(duì)水平的替代變量，通過分析各樣本組中穩(wěn)定成員的價(jià)格區(qū)間編號(hào)與其上年度年報(bào)數(shù)據(jù)的相關(guān)性，選擇出相關(guān)性較強(qiáng)的會(huì)計(jì)信息，并使用線性模型進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)，以確定對(duì)股票當(dāng)年的價(jià)格基準(zhǔn)水平較具影響力的歷史性會(huì)計(jì)信息。

（三）針對(duì)穩(wěn)定成員，通過面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)各項(xiàng)會(huì)計(jì)指標(biāo)在定價(jià)決策中的影響力

對(duì)穩(wěn)定成員而言，在所抽取的8個(gè)交易日，各自的v′都不存在，因此價(jià)格P只是受到價(jià)格基準(zhǔn)水平、新發(fā)布的季度報(bào)告及市場整體變化趨勢(shì)的影響，因此可以通過式(2)的線性模型分析不同信息對(duì)價(jià)格的影響力。在得到5個(gè)樣本組各自的檢驗(yàn)結(jié)果后，便可以發(fā)現(xiàn)各項(xiàng)會(huì)計(jì)信息影響力的變化。

三、樣本及實(shí)證結(jié)果

（一）穩(wěn)定成員的選取結(jié)果

本文的數(shù)據(jù)來自CCER數(shù)據(jù)庫，各年度的樣本包含了滬深兩市的A股。自2002年以來，在我國上市公司的數(shù)量不斷增加的同時(shí)，進(jìn)行增發(fā)或送股的企業(yè)數(shù)量也在不斷增大，市場的整體走勢(shì)在經(jīng)歷了一個(gè)平緩時(shí)期后，在2007年呈現(xiàn)出了單邊上揚(yáng)的走勢(shì)。通過對(duì)5個(gè)樣本組分別利用Khonen聚類方法⑤分析各交易日價(jià)格的相似度狀況后，可以發(fā)現(xiàn)在每個(gè)年度都存在一組價(jià)格“穩(wěn)定”的股票，各年度的穩(wěn)定成員狀況見表1。

表1 各年度穩(wěn)定成員分析結(jié)果

根據(jù)表1中的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，可以驗(yàn)證假設(shè)1的成立。

（二）相關(guān)指標(biāo)的選取和變量設(shè)計(jì)

本文根據(jù)穩(wěn)定成員的代碼將其上年度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)與其價(jià)格區(qū)間編號(hào)構(gòu)成研究樣本，價(jià)格區(qū)間編號(hào)與上年度財(cái)務(wù)指標(biāo)之間的相關(guān)性分析的結(jié)果見表2。

表2 會(huì)計(jì)指標(biāo)與價(jià)格區(qū)間編號(hào)間的相關(guān)性分析結(jié)果

表3 變量設(shè)計(jì)

根據(jù)相關(guān)性分析的結(jié)果，在排除指標(biāo)之間的自相關(guān)問題之后，本文設(shè)計(jì)了以下兩個(gè)模型，分別用于對(duì)假設(shè)2和假設(shè)3的檢驗(yàn)，模型中有關(guān)變量的設(shè)計(jì)見表3。

模型 1：Cluster=a×AIh+ε

模型 2：P=a×AIh+b×AInew+c×vm+d×LQ+ε

其中AIh為上年度年報(bào)中的會(huì)計(jì)信息，AInew為在所抽取的交易日可獲得的最新季度報(bào)告中的關(guān)鍵會(huì)計(jì)指標(biāo)。本文使用上海和深圳兩個(gè)市場的指數(shù)作為對(duì)市場具有普遍影響的非會(huì)計(jì)信息vm的替代變量。

（三）年報(bào)數(shù)據(jù)作用機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果

依據(jù)表2中相關(guān)性分析的結(jié)果，各年度分別使用了當(dāng)年相關(guān)系數(shù)超過0.3的會(huì)計(jì)指標(biāo)構(gòu)成模型1的解釋變量，表4中總結(jié)了使用模型1的回歸分析結(jié)果。

表4 年報(bào)數(shù)據(jù)對(duì)價(jià)格基準(zhǔn)水平的影響力檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)模型1的回歸分析獲得了非常良好的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，在各年度模型的擬合效果都非常明顯，其中每股凈資產(chǎn)和每股營業(yè)收入都體現(xiàn)出了明顯的顯著性，但每股收益這一以往被認(rèn)為最具價(jià)值相關(guān)性的指標(biāo)，其表現(xiàn)并不穩(wěn)定，只是在部分年度具有顯著性，體現(xiàn)企業(yè)償債能力的流動(dòng)比率指標(biāo)只是在后兩年體現(xiàn)出了顯著性。年度報(bào)告中的審計(jì)意見未能獲得預(yù)期的符號(hào)，這與相關(guān)性分析的結(jié)果存在矛盾。

本文繼而針對(duì)各年所有流通量沒有發(fā)生變化的股票，使用模型1檢驗(yàn)其上年度財(cái)務(wù)狀況對(duì)各年5月抽取的交易日的價(jià)格聚類結(jié)果的影響，可得到與表4近似的結(jié)果，只是調(diào)整后的R2略低于表4的數(shù)據(jù)。這些回歸的結(jié)果可以說明，每股凈資產(chǎn)和每股營業(yè)收入兩項(xiàng)數(shù)據(jù)在報(bào)告期剛剛結(jié)束的時(shí)候，對(duì)確定一只股票在市場中的價(jià)格定位⑥具有重要的作用，這種錨定機(jī)制不僅作用于穩(wěn)定成員，而且對(duì)于市場整體具有普遍性。

（四）會(huì)計(jì)信息對(duì)價(jià)格影響力的檢驗(yàn)結(jié)果

從表4可見，EPS、NAPS和OIPS呈現(xiàn)出了顯著的錨定作用能力，本文進(jìn)一步將這三項(xiàng)指標(biāo)作為模型2中AIh的替代變量，并使用模型2對(duì)股價(jià)與投資者在所抽取的交易日可以獲取的各類信息之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。我們對(duì)每年所抽取的8個(gè)交易日中的穩(wěn)定成員構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)分年度進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果見表5。

模型2是對(duì)Ohlson 95模型的修正，OIPS的顯著性體現(xiàn)出面對(duì)普遍存在的盈余管理問題，每股營業(yè)收入成了投資者判斷盈余質(zhì)量時(shí)所參考的重要會(huì)計(jì)指標(biāo)。從表5可以發(fā)現(xiàn)，由于本文使用聚類技術(shù)確定了各年的穩(wěn)定成員，從而對(duì)v′進(jìn)行了有效的控制，所得到的回歸擬合優(yōu)度明顯優(yōu)于以往定價(jià)模型研究的結(jié)果，這一改善得益于本文的研究方法，而并非我國資本市場有效性程度的提高。⑦較高的擬合優(yōu)度保證了利用各解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)來衡量其影響力的可信性。

通過回歸得到的各解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，可以總結(jié)出以下特點(diǎn)：

1.年報(bào)數(shù)據(jù)依舊對(duì)面板數(shù)據(jù)樣本具有顯著的影響，且影響力較高的因素與模型1所得到的結(jié)果基本相同。

2.在季度報(bào)告的數(shù)據(jù)中，資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)對(duì)價(jià)格的影響顯著，但從其標(biāo)準(zhǔn)化的系數(shù)來看，其影響力集中通過總資產(chǎn)規(guī)模來體現(xiàn)。

3.穩(wěn)定成員的價(jià)格明顯受到市場整體走勢(shì)的影響。

表5的數(shù)據(jù)說明，年報(bào)數(shù)據(jù)在8個(gè)月份中都具備對(duì)價(jià)格影響的顯著性，結(jié)合表4的數(shù)據(jù)結(jié)果可以認(rèn)為年度報(bào)告在其反應(yīng)期結(jié)束后確定了股票當(dāng)年的價(jià)格基準(zhǔn)水平，季度報(bào)告的作用體現(xiàn)為在基準(zhǔn)水平之上不斷地調(diào)整價(jià)格，假設(shè)2成立。

表5 股價(jià)與相關(guān)信息關(guān)系的回歸分析結(jié)果

對(duì)比分析表4和表5中各年度的回歸系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)在2003年至2006年之間，每股凈資產(chǎn)和總資產(chǎn)信息的影響力不僅穩(wěn)定，而且不斷增強(qiáng)，而反映歷史經(jīng)營績效的每股收益和資產(chǎn)利潤率等信息的影響力則呈現(xiàn)出波動(dòng)的趨勢(shì)。這一現(xiàn)象說明，我國投資者已經(jīng)具備了較穩(wěn)健的決策模式，企業(yè)經(jīng)營性資產(chǎn)的水平越發(fā)受到關(guān)注。雖然在2007年，由于我國股市的高速上揚(yáng)，投資者表現(xiàn)出狂熱的心態(tài)，其投資決策更加依據(jù)個(gè)股的收益性信息，市場整體變化對(duì)個(gè)股價(jià)格的影響明顯減弱，但對(duì)價(jià)格最具影響力的指標(biāo)仍為季報(bào)中的總資產(chǎn)水平數(shù)值。因此，依據(jù)表5的結(jié)果可以證明假設(shè)3成立。

四、結(jié)論

本文針對(duì)歷史性會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)對(duì)定價(jià)的錨定作用機(jī)制問題的研究，所得到的實(shí)證結(jié)果不僅顯示本文對(duì)計(jì)量觀實(shí)證方法的改進(jìn)是有效的，而且說明了資產(chǎn)規(guī)模和凈資產(chǎn)信息對(duì)股價(jià)具有穩(wěn)定的影響力，且這種影響力呈不斷增大的趨勢(shì)。資本市場的作用在于合理地配置經(jīng)濟(jì)資源，年度報(bào)告具有確定一只股票在一個(gè)較長時(shí)間段的價(jià)格錨定值的作用，其數(shù)據(jù)的可靠性對(duì)資本市場效率的影響是顯著的。其中凈資產(chǎn)和總資產(chǎn)信息的可靠，不僅要依賴于其可驗(yàn)證性和無重大差錯(cuò)，而且更為重要的是對(duì)其計(jì)價(jià)應(yīng)存在著無偏的更加接近其現(xiàn)實(shí)價(jià)值的會(huì)計(jì)方法。盡管目前對(duì)2006年新企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則提出的公允價(jià)值計(jì)價(jià)方法還存在諸多爭議，但該方法與現(xiàn)階段我國投資者日趨看重企業(yè)經(jīng)營實(shí)力的決策習(xí)慣相吻合，其產(chǎn)生的結(jié)果必將對(duì)決策產(chǎn)生重大影響，同時(shí)也對(duì)該方法在使用過程中的可操作性和客觀性提出更高的要求?？梢?，2006年新企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則提出的新觀念對(duì)會(huì)計(jì)信息的決策有用性有著很強(qiáng)的推動(dòng)作用。

由于2008年我國股市大幅下跌，恐慌的心態(tài)嚴(yán)重影響了會(huì)計(jì)信息的決策有用性，因此目前我們還不能對(duì)2006年新企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施效果做出分析，這將是本文日后的研究方向。本文的不足在于，對(duì)于部分非穩(wěn)定成員價(jià)格區(qū)間的變化，尚無法區(qū)分是由于存在重大的v′，還是由于聚類過程本身存在的誤差，因此減少了穩(wěn)定成員的樣本量，使本文的研究沒有獲得最為充分的樣本，需進(jìn)一步改進(jìn)。

注 釋：

①計(jì)量觀的研究一直致力于解決該問題，但在使用計(jì)價(jià)模型的實(shí)證過程中始終受到非會(huì)計(jì)信息影響的困擾。

②在一些國外發(fā)表的研究中國資本市場的文獻(xiàn)中同樣存在這個(gè)問題，如Chen J.P.、C.S.Chen、X.Su(2001)[20]、Jianwei Liu、Chunjiao Liu(2007)[21]和 Sami H.、D.Zhou(2004)[22]。

③v′指流通量變化、信息虛假丑聞及其他對(duì)該企業(yè)存在影響的消息。

④規(guī)律是指在每個(gè)年度，均按照相同的方式抽取各月的一個(gè)交易日，如將每月的第1個(gè)交易日抽取出來，或抽取每月的最后1個(gè)交易日，亦或抽取每月中的第n個(gè)交易日。

⑤在聚類過程中，各年度樣本第1個(gè)交易日所保留的質(zhì)心位置，被其他各日的聚類過程所參考，以增強(qiáng)聚類結(jié)果之間的可比性。

⑥價(jià)格定位是指一只股票的價(jià)格與市場其他股票價(jià)格的相對(duì)位置關(guān)系，而并非股票價(jià)格的具體數(shù)值。

⑦本文針對(duì)各年所有流通量沒有發(fā)生變化的股票，在模型2中加入常數(shù)項(xiàng)來替代v′后，回歸得到的調(diào)整后R2均小于0.4，但F檢驗(yàn)值及各解釋變量的t檢驗(yàn)值仍顯著；在進(jìn)一步剔除由市場指數(shù)所替代的vm，從而將非會(huì)計(jì)信息的影響統(tǒng)一納入到常數(shù)項(xiàng)后，回歸得到的調(diào)整后R2仍均小于0.4，其他結(jié)果與前者近似。

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