●中南財經(jīng)政法大學財務部/MBA學院 王 薇

會計信息質(zhì)量、機構投資者與股價波動性

●中南財經(jīng)政法大學財務部/MBA學院 王 薇

會計信息是公司信息披露的非常重要的組成部分之一，會計信息質(zhì)量的高低很大程度上反映了企業(yè)信息披露質(zhì)量的高低，資本市場上加強對信息披露的管理，很大程度上是在強調(diào)企業(yè)會計信息的披露。企業(yè)會計信息質(zhì)量低下會增加投資者面臨的不確定性，增加其投資的風險，增大股價的波動性，在中國股市波動性劇烈的情況下，強調(diào)企業(yè)會計信息質(zhì)量是極其重要的。本文選取2005—2013年A股主板上市公司作為研究對象，實證研究會計信息質(zhì)量、機構投資者與股價波動性之間的關系。在此基礎上，提出切實可行，具有建設性的政策建議，并指出未來的可能的研究方向。

會計信息質(zhì)量 股價波動性 機構投資者

會計信息是公司信息披露的非常重要的組成部分之一，會計信息質(zhì)量的高低很大程度上反映了企業(yè)信息披露質(zhì)量的高低，資本市場上加強對信息披露的管理，很大程度上是在強調(diào)企業(yè)會計信息的披露。企業(yè)會計信息質(zhì)量低下會增加投資者面臨的不確定性，提高其投資的風險，增加股價的波動性，在中國股市波動劇烈的情況下，企業(yè)會計信息質(zhì)量是極其重要的。

一、會計信息質(zhì)量與股價波動性的研究假設

第一，在其他條件相同的情況下，會計信息質(zhì)量與股價波動性成負相關關系。

機構投資者作為資本市場上一支不可忽視的隊伍，在資本市場中扮演者不可或缺的角色。接下來，我們將從以下兩個角度對機構投資者的行為進行剖析：

第二，相比于低機構持股比例組而言，在高機構持股比例組中，會計信息質(zhì)量與股價波動性之間的負向相關關系更為顯著。

第三，在其他條件相同的情況下，機構投資者持股使得會計信息質(zhì)量與股價波動性的負相關關系得到增強。

二、會計信息質(zhì)量與股價波動性的研究模型構建

（一）數(shù)據(jù)來源。本文的研究對象是2005-2013年A股上市公司，在獲取原始數(shù)據(jù)后，主要進行了以下數(shù)據(jù)預處理：

剔除金融類上市公司 (行業(yè)代碼①為I的公司)，因為金融類的上市公司有著明顯別于其他企業(yè)的特性；

剔除中小板和創(chuàng)業(yè)板的上市公司，由于中小板、創(chuàng)業(yè)板是分別在2004、2009年成立，其上市的時間相比于主板企業(yè)上市時間比較短；

剔除凈利潤為負的上市公司；

剔除有缺失值的上市公司；

剔除*ST、S*ST、S、ST上市公司；

剔除交叉上市的上市公司，由于此類上市公司的財務數(shù)據(jù)會同時受到A股、B股、H股的不同市場的影響，交叉上市公司與僅在A股上市企業(yè)在可比性上存在較大的差異；

對所有的變量（除了虛擬變量）按照上下1%進行winsorize處理②。

在進行上述數(shù)據(jù)預處理之后，總共有7153個企業(yè)年度數(shù)據(jù)。本文研究所采用的數(shù)據(jù)來源主要是國泰安研究數(shù)據(jù)庫（CSMAR）和同花順（Find），本文進行數(shù)據(jù)處理的軟件是Stata 12.0。

（二）變量說明

1.會計信息質(zhì)量度量指標。由于直接度量會計信息質(zhì)量比較困難，在本文中參照Walts和Zimmeman（1986）的做法，用盈余質(zhì)量來度量企業(yè)會計信息質(zhì)量，并認為盈余質(zhì)量的高低直接決定了企業(yè)會計信息質(zhì)量的高低，盈余質(zhì)量越高，企業(yè)的會計信息質(zhì)量越高；反之，則越低。Dasgupta(2010)從股價中含有私有的信息的多少這個角度進行闡述，他認為盈余質(zhì)量越高，意味著企業(yè)信息的透明度越高，即企業(yè)會計信息中含有的私有特征信息比較少，影響股價的信息都已得到披露，所以當這些事項在未來發(fā)生時，引起的股價的波動較小，市場不會出現(xiàn)較大程度的波動。

盈余質(zhì)量是用可操縱應計利潤的大小來度量，在會計上，把應計利潤分為可操縱應計利潤③和不可操縱應計利潤。眾多在研究會計信息質(zhì)量對經(jīng)濟后果的文獻中，基本上都是采用Jones（1991）和在此之后的各種Jones修正模型來度量盈余質(zhì)量。本文采用的是Jones(1991)最初的模型和Dechow、Sloan、Sweeney(1995)修正Jones模型來計算盈余質(zhì)量，其中通過Jones(1991)計算的盈余質(zhì)量用來進行穩(wěn)健性檢驗。兩個指標的計算方法如下：

（1）基于Jones（1991）最初模型的計算，該模型的計算主要有三個步驟：

第一，對年度t公司i的總應計利潤（Total Accrual,TAi,t）分年度分行業(yè)進行以下回歸分析：

其中TAi,t=(△CAi,t-CASHi,t)-(△CLi,t-△CLDi,t)-DEPi,t,△CAi,t表示流動資產(chǎn)增加額，CASHi,t表示現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物增加額，△CLi,t表示流動負債增加額，△CLDi,t表示一年內(nèi)到期長期負債增加額，DEPi,t表示為折舊和攤銷成本，Ai,t-1表示上一年度期末總資產(chǎn)，△REVi,t表示本年銷售收入變動額，PPEi,t表示本年固定資產(chǎn)原值，ξi,t為殘差，即為可操縱應計利潤DAi,t，即盈余質(zhì)量DAi,t。

第二，參照Hutton&Marcus&Tehranian（2009）做法，在該文中盈余質(zhì)量指標是等于前三年盈余質(zhì)量絕對值之和，本文借鑒其做法，將盈余質(zhì)量（DD(1)i,t）等于本年與上一年的絕對值之和，即DD(1)i,t=|DAi,t|+|DAi,t-1|。

第三，由于DD(1)i,t值越大意味著盈余質(zhì)量越低，信息透明度越低，即會計信息質(zhì)量越低，為了便于比較在DD(1)i,t乘以(-1)，此時DD(1)i,t越大表明盈余質(zhì)量越高，信息透明度越高，會計信息質(zhì)量越高。

（2）基于Dechow、Sloan和 Sweeney(1995)修正Jones模型的計算，該模型的計算主要有三個步驟:

其中應收賬款凈值增加額。

第二，參照Hutton、Marcus和Tehranian（2009）做法，在該文中盈余質(zhì)量指標是等于前三年盈余質(zhì)量絕對值之和，本文借鑒其做法，將盈余質(zhì)量（DD(2)i,t）等于本年與上一年的絕對值之和，即DD(2)i,t=|DAi,t|+|DAi,t-1|。

第三，由于DD(2)i,t值越大意味著盈余管理的程度越大，信息透明度越低，即會計信息質(zhì)量越低，為了便于比較DD(2)i,t乘以(-1)，此時DD(2)i,t越大表明盈余質(zhì)量越高，信息透明度越高，會計信息質(zhì)量越高。

2.股價波動性指標。股價的波動性是衡量股價波動大小程度的一個指標，Campbell（2001）、Wei和Zhang（2006）、Rajgopal和Venkatachalam（2011）在研究與股價波動性的文獻中，大部分采用個股收益率的方差進行度量。本文股價波動性用個股日收益率的方差進行度量，首先計算出個股日收益率的均值ri,t，然后依據(jù)方差公式計算個股日收益率的方差σi,t，然后再乘以100，得到VARi,t。具體計算公式如（式3）、（式4）兩式所示：

其中j代表一年中第幾個交易日，n代表一年中總共有多少個交易日，ri,t代表第i個公司第t年的日收益率均值，σi,t表示第i個公司第t年日收益率的方差，即股價波動性。

3.控制變量的選擇。為了更為準確地度量企業(yè)會計信息質(zhì)量對股價波動性的影響，我們引入了多個影響股價波動性的控制變量，主要考慮以下控制變量：

（1）資產(chǎn)負債率（ALR）。Black(1976)在解釋股價非對稱性特征的時候，認為當企業(yè)的資產(chǎn)負債率越大，企業(yè)的財務風險越大，而發(fā)生財務風險可能性越大的企業(yè)，投資者就會要求更高的額外補償，進而股價波動性會提高。蔡寧、魏明海（2009）認為資產(chǎn)負債率越高，外部監(jiān)督人債權人更能夠發(fā)揮其外部監(jiān)督作用，有助于降低企業(yè)經(jīng)營者進行盈余管理的動機，進而減少可操縱應計利潤。

（2）企業(yè)規(guī)模（LMV）。在本文中我們用企業(yè)市場價值作為企業(yè)市場規(guī)模的代理變量，并取其對數(shù)LN（市場價值）。企業(yè)市場規(guī)模越大代表其被市場操縱的概率比較小。Pastor和Veronesi（2003）、Hutton等（2009）認為小公司效應的確是存在的，即規(guī)模較小的公司其股價波動性較大，規(guī)模較大的公司其股價波動性較小。

（3）凈資產(chǎn)收益率（ROE）。資產(chǎn)凈收益率等于凈利潤除以凈資產(chǎn)，是反映企業(yè)盈利狀況的重要指標。一般而言，盈利能力較好的企業(yè)能夠向市場傳遞一個積極信號，能夠增強投資者的信心，減小股價的波動性。

（4）單位總資產(chǎn)經(jīng)營現(xiàn)金凈流量（ACFR）。這個比例反映的是一單位資產(chǎn)所對應的經(jīng)營現(xiàn)金凈流量，可以在一定程度上反映企業(yè)的流動性和企業(yè)償債能力的大小。ACFR越大意味著企業(yè)的較強流動性，較好的償債能力。

（5）市凈率（PB）。市凈率等于每股股價除以每股凈資產(chǎn)，反映了一個公司的成長能力。Rajgopal和 Venkatachalam（2011）研究發(fā)現(xiàn)成長性越高的公司，其股票價格波動的幅度越大。

（6）BETA系數(shù)。BETA系數(shù)反映的是指市場收益率變動時，個股收益率會出現(xiàn)何種幅度的變動。Gebhart等（2001）指出BETA系數(shù)越大，股票市場的波動性越大。依據(jù)CAPM模型可知，BETA系數(shù)越大的股票，其面臨的系統(tǒng)性風險越大，投資者未來面臨的不確定性越高，股價的波動幅度越大。

（7）國際四大審計（BIG4）④。Gul(1999)研究發(fā)現(xiàn)嚴格的審計能夠在一定程度上減弱委托代理與盈余質(zhì)量之間的負相關關系。Beatty（1989）、Teoh和Wong(1998)都認為國際四大意味著較高的審計質(zhì)量，國內(nèi)學者王詠梅&王鵬（2006）持有類似的觀點。然而劉運國和麥劍青 （2006）、劉峰和周福源（2007）在研究國際四大在中國市場中的表現(xiàn)發(fā)現(xiàn)，國際四大與本土事務所提供的審計質(zhì)量并無明顯的區(qū)別。

（8）審計意見（OPINION）。審計意見類型主要包括無保留意見、保留意見、無法表示意見、否定意見，在這里引入虛擬變量，無保留意見為1，否則為0。Lennox(2000)認為資產(chǎn)負債率較高的公司，其破產(chǎn)的風險較高，會計事務所出具非標準意見的可能性較大，Mensah（2006）、Krishnan（2007）等也持有類似的觀點。

（9）機構持股比例（INST）。機構持股比例等于年末機構持股占企業(yè)流通在外股份的比例。關于機構持股能否起到良好的外部監(jiān)督作用，至今沒有一致的觀點，主要分為積極監(jiān)督理論和消極監(jiān)督理論。Faugere和Shawky(2003)研究發(fā)現(xiàn)，與個人投資者而言，機構投資者可以發(fā)揮穩(wěn)定股票市場的作用，祁斌、黃明和陳卓思（2006）首次運用中國資本市場的數(shù)據(jù)研究機構投資者是否具有穩(wěn)定股價的功能進行規(guī)范分析，并且得出相同的結論。然而也有學者持相反的觀點，蔡慶豐和宋永勇（2010）、劉建威和陳習定（2013）認為機構投資者持股比例的提高加劇了股票的波動性。

（三）模型構建。為消除內(nèi)生性對回歸分析的影響，本文采取滯后一期的OLS模型進行回歸分析，考慮到行業(yè)和年度效應的存在，對行業(yè)和年度進行控制。用(式5)檢驗假設H1：在其他情況不變的條件下，會計信息質(zhì)量與股價波動性成負相關關系，并運用以下模型進行具體回歸分析：

為了檢驗假設H2、H3：在其他情況不變的條件下，機構投資者持股使得會計信息質(zhì)量與股價波動性的負相關關系得到增強。按照機構持股比例的中位數(shù)將全樣本分成兩個子樣本：高機構持股比例組與低機構持股比例組，并運用（式6）進行回歸分析。

為了更進一步的分析機構持股對會計信息質(zhì)量與股價波動性之間的關系的具體影響，對會計信息質(zhì)量與機構持股比例INSTi,t-1進行交互，得到交互項DD(2)i,t-1*INSTi,t-1，運用（式7）進行回歸分析。

以上回歸方程中，各個變量的具體含義，見下表1變量說明。

表1 變量說明

三、會計信息質(zhì)量與股價波動性的實證結果分析

（一）樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特征

1.描述性統(tǒng)計分析。表2分析各個主要變量的描述性統(tǒng)計。其中，VAR的均值為3.1165%，標準差為0.8888%，最小值為1.4816%，最大值為5.3565%，從最大、最小值可以看出，個股股價波動性的差異比較明顯。兩個衡量會計信息質(zhì)量的均值都在-0.17左右，DD（1）的最大、最小值分別為-0.1194、-1.2391，DD（2）的最大、最小值分別為-0.1139、-1.2742，各個企業(yè)由于所處的環(huán)境存在很大的差異，企業(yè)會計信息質(zhì)量相差比較大。對機構投資者而言，在我國其平均持股比例為31.34%，相比于歐美發(fā)達資本市場中機構持股比例而言，還存在很大的發(fā)展空間，且最高機構持股比例達到87.05%，最低機構持股比例為28.19%。ALR的均值為53.32%，中位數(shù)為52.91%，從中可以看出我國將近半數(shù)企業(yè)的ALR超過其均值，ALR的最大值、最小值分別為1.6639、0,0811%，有的企業(yè)已經(jīng)出現(xiàn)資不抵債的情況。LMV均值為22.26、最大、最小值分別為19.85、25.76，不同企業(yè)的市場價值相差比較大。ROE的均值為9.448%，最大、最小值分別為39.81%、0.322%，各個企業(yè)的盈利能力存在著明顯的差異。ACFR均值為5.235%，最大、最小值分別為27.85%、-20.98%，這個指標衡量的是企業(yè)的流動性和償債能力。PB均值為3.6057，最大、最小值分別為21.11、-14，從中可以看出有的企業(yè)凈資產(chǎn)出現(xiàn)負值，且遠遠低于企業(yè)的市場價值。BETA均值為0.9973，整體上來說，個股收益率對市場收益率的敏感程度較高，最大、最小值分別為0.4418、1.4083，個股收益率隨市場收益率的變動而變動幅度存在明顯的差異。BIG4的均值為6.894%，說明國際四大在中國審計市場的市場占有率比較低，絕大多數(shù)上市公司聘請的會計事務所為內(nèi)資所。OPINION均值為95.13%，說明會計事務所出具的審計意見絕大部分都是無保留意見的審計意見。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

2.相關性分析。表3是各個主要變量的相關性分析。會計信息質(zhì)量與股價波動性成負相關關系，即初步表明會計信息質(zhì)量提有利于降低股價波動性，起到穩(wěn)定股票價格的功能。機構持股比例、國際四大、審計意見、資產(chǎn)凈收益率、單位資產(chǎn)經(jīng)營現(xiàn)金流量凈值、資產(chǎn)規(guī)模與股價波動性成負相關關系，初步表明機構持股比例的提高能夠起到穩(wěn)定股價的功能；國際四大在審計質(zhì)量上相比于國內(nèi)會計事務所存在著顯著的差異；被出示無保留意見審計意見類型的公司股票價格波動性較小，反映了審計意見類型對公司的股票價格起到重大的影響；盈利能力較好的企業(yè)能夠向市場傳遞好的信號，減弱股價的波動性；小公司效應的確是存在的，即公司規(guī)模越大的企業(yè)，其股價大幅度變動的可能性較小。風險系數(shù)、資產(chǎn)負債率、市凈率與股價波動性成正相關關系，初步表明個股收益率對市場收益率越敏感，其股價波動性越大；資產(chǎn)負債率較高的企業(yè)其未來不確定越高，股價波動越高；市凈率越高意味著企業(yè)的成長空間越大，成長空間越大的企業(yè)，股價大幅度波動的可能性較大。從表3中還可以發(fā)現(xiàn)，各個變量之間的相關系數(shù)大多在0.3以下，因而多重共線性在多元回歸中的影響可以忽略不計。從整體上來看，單變量分析結果與預期結論基本相符，但由于仍然存在其他沒有控制的變量的干擾，故有必要運用多元線性回歸進行更進一步的研究分析，以得到更為穩(wěn)健的預期結論。

表3 主要變量的相關性分析

（二）會計信息質(zhì)量與股價波動性的實證結果分析。從表4中（式5）可以看出，會計信息質(zhì)量與股價波動性在1%的顯著性水平下顯著為負，即提高會計信息質(zhì)量有利于減小股價波動性，正同我們的預期假設H1是一致的，與Kothari(2000)、Dasgupta（2010）、Rajgopal和 Venkatachalam（2011）、辛清泉、孔東民和郝潁（2013）的觀點是一致的，這個結論事實上也從側面證明了會計信息質(zhì)量與股價同步性成正相關關系，即中國資本市場作為一個噪聲較多的新興資本市場，噪音是影響股票價格的主要因素，提高會計信息質(zhì)量，增加信息透明度，會在一定程度上減少市場上存在的噪音交易，噪音交易的減少有利于減小股價的波動性，提高股價的同步性。

就控制變量回歸結果而言，首先，BIG4、ROE、ACFR、LMV與股價波動性在1%的顯著水平顯著負相關，表明國際四大審計能夠提高審計質(zhì)量（Raman，2004；Geiger和Rama，2006；王詠梅和王鵬，2006；林永堅和王志強，2013），進而較小股價的波動性；企業(yè)盈利能力表現(xiàn)好，單位資產(chǎn)現(xiàn)金凈流量越高，可以向市場傳遞積極的信號，增強投資者信息，起到穩(wěn)定股價的作用；企業(yè)規(guī)模越大則股價波動性越小，這與Fama和French （1991）、Peman和 Zhang (2002)、Pastor和 Veronesi（2003）、Hutton等（2009）的研究發(fā)現(xiàn)是一致的，小公司效應的確存在。其次，OPINION、BETA、ALR、PB與股價波動性在1%的顯著水平下顯著正相關，被出具無保留審計意見類型的企業(yè)其股價波動性越大；BETA系數(shù)度量的是企業(yè)面臨的系統(tǒng)性風險，即系統(tǒng)性風險越大，股票價格的波動性越大；ALR越大，企業(yè)未來出現(xiàn)財務風險可能性越高，其不確定性程度越高，股價出現(xiàn)較大幅度波動的可能性更大，這與Hutton等(2009)研究結果是一致的；PB越大企業(yè)的成長性越好，股價波動性越大，這與Rajgopal和Venkatachalam（2011）研究發(fā)現(xiàn)是一致的。

我們把機構持股比例依照中位數(shù)（28.93%）將全樣本分成兩個子樣本：高機構持股比例組和低機構持股比例組。從表4（式6）可以得出，不管是高機構持股比例組還是低機構持股比例組，會計信息質(zhì)量與股價波動在1%的顯著水平顯著負相關，與假設H1是一致的，但是高機構持股比例組的回歸系數(shù)為-0.188（t值為-4.55）高于低機構持股比例組的回歸系數(shù)為-0.162（t值為-3.33）這表明在機構持股比例提高的情況下，會計信息質(zhì)量與股價波動性的負相關關系變得更為顯著，這一結論與預期假設H2是一致的。為了能夠更好地說明，機構持股比例的高低是如何影響會計信息質(zhì)量與股價波動性之間的相關關系，通過（式7）進行回歸分析，從回歸結果看，會計信息質(zhì)量的回歸系數(shù)為負，說明在區(qū)分機構持股比例高低的情況下，會計信息質(zhì)量與股價波動性在5%的顯著水平顯著負相關；交互項與股價波動性在10%的顯著水平顯著負相關，表明機構持股比例增加會增強會計信息質(zhì)量與股價波動性之間的負相關關系，即在機構持股比例較高的情況下，提高會計信息質(zhì)量更加地有利于穩(wěn)定股價，這一結論與預期假設H3是一致的，事實上這一結論印證預期假設H2。

表4假設H1、H2、H3的實證結果

四、研究結論

本文以2005—2013年中國A股上市公司為研究對象，應用非平衡面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，通過上述研究主要得出以下兩個結論：

第一，企業(yè)會計信息質(zhì)量與股價波動性成負相關關系。這意味著提高會計信息質(zhì)量，增加會計信息透明度能夠降低股價的波動性，這是因為提高會計信息質(zhì)量能夠在很大程度上緩解股東與經(jīng)營管理者、投資者與股東、員工與股東之間存在的委托代理問題，企業(yè)的利益相關者能夠充分利用企業(yè)所披露的信息做出科學合理的決策。這一結論事實上從側面證明了，中國作為一個新興的資本市場國家，產(chǎn)權保護制度不健全、信息披露監(jiān)督機制不完善、資本市場賣空機制的缺乏，導致資本市場中存在大量的噪音，噪音是影響股票價格形成的主要因素，信息透明度與股價同步性成正相關的關系。

第二，機構投資者持股使得會計信息質(zhì)量與股價波動性之間的負相關關系得到增強。這種增強效應主要是通過以下兩種途徑實現(xiàn)的：與個人投資者相比，機構投資者在投資策略、投資能力、資金等方面存在著巨大的優(yōu)勢，利用這些優(yōu)勢機構持股能夠發(fā)揮良好的外部監(jiān)督作用，起到穩(wěn)定股價的功能；機構持股能夠提高會計信息質(zhì)量，通過提高會計信息質(zhì)量這個中介以同樣起到穩(wěn)定股價的功能。■

注釋：

①本文中的行業(yè)分類是采用的中國證監(jiān)會的行業(yè)分類標準，剔除掉行業(yè)代碼為I的上市公司，共有20個行業(yè)的數(shù)據(jù)。

②winsorize處理是在進行數(shù)據(jù)處理時常用的一種剔除異常值的方法，按照1%進行winsorize處理，是將小于1%分位數(shù)和大于99%分位數(shù)的連續(xù)變量分別等于1%和99%分位數(shù)。

③可操縱應計利潤是指企業(yè)在特定期間，出于對特殊的私人利益或企業(yè)本身利益的考慮，通過故意安排交易事項或故意調(diào)整財務報表來創(chuàng)造出滿足其特定目的報告利潤。

④國際四大指的是畢馬威、德勤、安永、普華永道四大國際會計事務所。

1.蔡慶豐、宋友勇.2010.超常規(guī)發(fā)展的機構投資者能穩(wěn)定市場嗎？——對我國基金業(yè)跨越式發(fā)展的反思[J].經(jīng)濟研究，1。

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（本欄目責任編輯：鄭潔）