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我國的會計改革始終堅持以國際會計準則為導向，所制定的會計標準都盡可能地與國際會計準則相協調或一致。然而，我國的資本市場起步較晚，加之轉軌經濟的特殊性，容易使人對一套外來的會計準則，尤其是更多地反映了成熟市場經濟環境的國際會計準則，能否比本土會計準則提供更加有用的會計信息產生懷疑。本文的目的就是比較我國會計準則和國際會計準則在我國資本市場上的有用性，這又可以分解為兩個實質上不同的問題：我國會計準則和國際會計準則的相對價值相關性檢驗；會計準則差異調節數據的增量價值相關性檢驗，換言之，我國會計準則和國際會計準則的雙向增量價值相關性檢驗。

一、文獻綜述

（一）關于會計國際協調的相對價值相關性研究

較早的此類研究是對會計信息在不同市場上的有用性進行比較。如Alfordetal.（1993）、Harrisetal.（1994）。更多的學者基于同一市場對不同會計準則下會計信息的相對價值相關性進行了研究，但結論并不統一。有人發現外國會計準則比本土會計準則的價值相關性更強，如Auer（1996）的研究表明國際會計準則和美國會計準則下會計盈余的信息含量顯著高于瑞士會計準則。BaoandChow（1999）發現基于國際會計準則（IAS）的會計盈余和凈資產數據比中國會計準則（CAS）更具信息含量。

但也有研究認為本土會計準則更有用。如EccherandHealy（2000）以同時發行AB股的中國上市公司為樣本比較CAS和IAS的有用性并發現：在B股市場，IAS下與CAS下的盈余和應計項目具有相似的價值相關性，而在A股市場，CAS會計盈余的價值相關性更高。

（二）關于會計國際協調的增量價值相關性研究

Amiretal.（1993）在美國證券市場上選取了來自20個國家的外國上市公司作為混合樣本，發現不僅會計盈余和股東權益的調節數據總體上具有增量價值相關性，而且對調節數據進行分解后的一些項目也具有增量價值相關性。PopeandRees（1992）發現英國公司披露的會計盈余調節數據具有雙向的增量信息含量。BarthandClinch（1996）也發現了英國和澳大利亞公司的調節數據具有增量價值相關性，而加拿大公司的調節數據不具有信息含量。Bandyopadhyayetal.（1994）則進一步提供了加拿大公司的調節數據不具有增量價值相關性的證據。而HarrisandMuller（1999）利用不同的模型得出了不同的結論。

在中國的資本市場上，Hawetal.（1998）發現按CAS報告的盈余與B股公司報酬率顯著相關，而按國際會計準則編制的調節數據不具有顯著相關性，因而國際會計準則下的會計信息對B股投資者沒有增量價值相關性。

（三）大陸學者的研究

潘琰等（2003）針對2001年AB股公司比較了不同準則下的會計盈余在不同市場下的價值相關性，指出A股市場對會計盈余數字的解釋能力要比在B股市場上強。然而，該結論事實上并無法支持會計準則是否需要國際化的判斷，因為價值相關性的差異可能來源于市場的差異。李曉強（2004）的研究發現，CAS下會計信息的作用略強于IAS下的會計信息，還發現在B股市場披露調節數據是有必要的。但該文并沒有進行雙向的增量價值相關性檢驗。王立彥等（2002）對同時發行A股和H股上市公司的雙重披露進行了增量價值相關性檢驗，結果表明，調整值能夠增加會計衡量與市場回報率之間的相關性。

二、樣本選取

我們的研究樣本來自于在深圳證券交易所（以下簡稱“深市”）或上海證券交易所（以下簡稱“滬市”）同時發行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《企業會計制度》的實施標志著我國會計標準的國際協調進程達到一個新的階段，此后的幾年時間內我國會計改革處于一個存量調整的時期，以此為考察期間，可以控制會計標準變化的因素，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個公司/年的混合（pooled）總樣本。我們從CSMAR數據庫獲取股價和股本變動、股利分配數據，從深交所和上交所的網站取得樣本公司雙重披露的年報并提取會計數據。在總樣本中剔除了股價數據缺失，以及無法獲得盈余變動額的新上市公司樣本，共得到有效樣本256個。本文的中心問題是比較IAS下會計信息和CAS下會計信息的有用性，若樣本觀察值中兩種會計信息不存在差異，則比較是無意義的。經過篩選，我們剔除了兩種會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、滬市118個（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察值進行了回歸，結果并沒有發生實質性的改變。）。

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）發現，兩種會計準則下的會計信息差異相比幾年前已經有了顯著的縮小，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，并且滬市的差異均值（絕對值）和標準差都小于深市，說明滬市的會計實務協調效果要好于深市，這與徐經長等（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，但這并不意味著兩種會計準則的有用性已經沒有差別了。為了檢驗以國際會計準則為基礎的會計信息是否能在我國資本市場上引起或強、或弱、或別樣的反應，我們仍有必要針對這些差異，進行IAS和CAS的相對價值相關性比較和調節數據的增量價值相關性研究。

（一）IAS和CAS的相對價值相關性比較

在該研究領域中，已有的文獻一般都采用報酬模型或價格模型。兩種模型各有優劣（KothariandZimmerman，1995），報酬模型體現了決定公司價值變動的因素，而價格模型則體現了決定公司價值的因素（Barthetal.，2001）。前者可以反映會計信息的及時性，后者則可以反映會計信息的累積影響，流行的做法是將二者結合使用。

對于報酬模型，EastonandHarris（1991）形式頗受學者青睞。在此基礎上，我們還引入了控制規模因素和時間因素的自變量。模型的形式如下：

RET[，J，i，i]=α+β[，1]（E[，K，i，t]/P[，J，i，t-1]）+β[，2]（△E[，K，i，t]/P[，J，i，t-1]）+β[，3]SIZE[，i，t]+β[，4]Dl[，t]+β[，5]D2[，i]+ε[，J，K，i，t]（1）

式中，RET[，J，i，i]=i公司t時期在J市場（J代表A股市場或B股市場）上的報酬率；E[，K，i，t]=i公司t時期采用K準則（K代表CAS或IAS）的每股盈余；△E[，K，i，t]=i公司t時期相對于t-1時期的每股盈余變動額；P[，J，i，t-1]=i公司t時期期初在J市場上的每股股價；SIZE[，i，t]=i公司t時期期末股本總數（以千萬股為單位）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月末的收盤價作為t時期的期初股價和期末股價。由于B股以外幣計價，須根據每年4月末匯率分別折算為人民幣價格。在計算RET時，應考慮當期公司派發現金股利、股票股利、公積金轉股、配股等事項的影響。每股盈余Et和每股盈余變動額△Et，是考慮了當期的股本變動后調整到期初股本數基礎上的金額。

對于價格模型，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，增加了兩個時間虛擬變量，以控制時間因素的影響。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價值相關性，因而還增加了反映流通股比例的變量。模型的形式如下：

P[，J，i，t]=α+β[，1]E[，K，i，t]+β[，2]BV[，K，i，t]+β[，3]SIZE[，i，t]+β[，4]STRU[，J，i，t]+β[，5]Dl[，t]+β[，6]D2[，i]+ε[，J，K，i，t]（2）

式中，P[，J，i，t]=i公司t時期期末在J市場（J代表A股市場或B股市場）上的每股股價；E[，K，i，t]=i公司t時期采用K準則（K代表CAS或IAS）的每股盈余；BV[，K，i，t]=i公司t時期采用K準則的每股凈資產；STRU[，J，i，t]=J為A股市場時，代表i公司t時期的A股流通股數占股份總數的比例，J為B股市場時，代表B股流通股數占股份總數的比例。

對于會計數據、規模、股權結構和時間變量，t時期是指各公歷年度，t時期期末的股價數據是次年4月末的收盤價。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，無需調整。需要調整的是股價數據，對于當年度資產負債表日至次年4月30日期間發生的派發現金股利、股票股利、公積金轉股、配股等事項應予調整。

（二）調節數據的增量價值相關性檢驗

在（1）式的基礎上增加調節數據變量，報酬模型如下：

RET[，J，i，i]=α+β[，1]（E[，K，i，t]/P[，J，i，t-1]）+β[，2]（△E[，K，i，t]/P[，J，i，t-1]）+β[，3]（DE[，i，t]/P[，J，i，t-1]）+β[，4]（△DE[，i，t]/P[，J，i，t-1]）+β[，5]SIZE[，i，t]+β[，6]Dl[，t]+β[，7]D2[，i]+ε[，J，K，i，t]（3）

式中，DE[，i，t]=i公司t時期每股盈余調節數據，即E[，IAS，i，t]—E[，CAS，i，t]；△DE[，i，t]=i公司t時期相對于t-1時期每股盈余調節數據的變動，即△E[，IAS，i，t]—△E[，CAS，i，t]；調整情況同（1）式。

在（3）式中，當K為CAS時，若β[，3]或β[，4]顯著地異于零，表明國際會計準則對中國會計準則有增量價值相關性，若β[，1]≠β[，3]或β[，2]≠β[，4]，表明中國會計準則對國際會計準則有增量價值相關性。當K為IAS時，若β[，3]或β[，4]顯著地異于零，表明中國會計準則對國際會計準則有增量價值相關性，若β[，1]≠—β[，3]或β[，2]≠—β[，4]，表明國際會計準則對中國會計準則有增量價值相關性。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，得到價格模型如下：

P[，J，i，t]=α+β[，1]E[，K，i，t]+β[，2]BV[，K，i，t]+β[，3]DE[，i，t]+β[，3]DE[，i，t]+β[，4]DVE[，i，t]+β[，5]SIZE[，i，t]+β[，6]STRU[，J，i，t]+β[，7]Dl[，t]+β[，8]D2[，t]（4）

式中，DE[，i，t]=i公司t時期的每股盈余調節數據，即E[，IAS，i，t]—E[，CAS，i，t]；DBV[，i，t]=i公司t時期每股凈資產調節數據，即BV[，IAS，i，t]—BV[，CAS，i，t]；增量價值相關性檢驗方法同（3）式。

四、實證結果

（一）相對價值相關性檢驗的結果

表1中的PanelA是報酬模型的回歸結果。從系數檢驗來看，無論深市還是滬市，兩種會計準則下會計盈余水平的估計系數都顯著，且為正值，說明投資者重視會計盈余并能做出理性的反應，IAS和CAS的會計盈余都有用。就相對價值相關性而言，在深市的A、B股市場，IAS下盈余信息的解釋能力與CAS下盈余信息的解釋能力無顯著差別，甚至IAS會計信息的價值相關性還略低（Vuong—Z值分別為—1.0483和—0.6650）。但在滬市，無論A股市場還是B股市場，IAS下盈余信息的價值相關性都顯著高于CAS下盈余信息的價值相關性（Vuong—Z值分別為1.4916和1.8272），說明IAS的會計信息更有用。

表1（附后）中的PanelB是價格模型的回歸結果。從系數檢驗來看，與李曉強（2004）的結果類似，除滬市B股以外，其他市場上無論CAS還是IAS的會計盈余系數均不顯著。（注：我們將每股凈資產變量從模型中剔除后重新進行回歸，發現每股盈余系數均顯著，說明會計盈余也具有信息含量，但相對于每股凈資產不具有增量信息含量，投資者更關注股東權益信息。）而對于每股凈資產，CAS和IAS下的變量估計系數在各個市場上都顯著地大于零，說明兩種會計準則下的股東權益會計信息都具有價值相關性，但市場反應的敏感程度并沒有明顯差別。在深市，無論A股市場還是B股市場，IAS下會計信息的價值相關性都顯著高于CAS下會計信息的價值相關性（Vuong—Z值分別為2.0627和2.5120），說明IAS的每股凈資產信息更有用。在滬市的A、B股市場，IAS下會計信息的價值相關性略高于CAS下會計信息的價值相關性，但差異并不顯著（Vuong—Z值分別為0.5955和0.3147）。

表1相對價值相關性檢驗結果

深市滬市

A股市場B股市場A股市場11股市場

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.在有兩個以上自變量的VIF大于1.5時，用逐步回歸法引入變量，以消除多重共線性，“——”代表舍去的變量。2.若White-p值表明存在顯著的異方差，則在檢驗系數顯著性時采用經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。

考慮到報酬模型和價格模型針對的是不同的計價事項（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上基于IAS會計信息的價值相關性比基于CAS會計信息的價值相關性更強。這與BaoandChow（1999）的結論一致，而與EccherandHealy（2000）和李曉強（2004）的結論不一致。

（二）增量價值相關性檢驗的結果

表2增量價值相關性檢驗結果

深市滬市

A股市場B股市場A股市場B股市場

PanelA：報酬模型

E/P1.219***0.478**0.467***0.592***

△E/P—0.394***—0.214***————

DE/P——0.1062.537**0.978*

△DE/P—0.171——————

SIZE0.095**0.102***0.066***0.066***

Adj-R[2]0.2250.5470.1780.285

F6.36***23.30***6.06***10.33***

White-p0.070*0.000***0.3370.038**

D-W2.002.012.001.89

Wald-χ[，1][2]——n/a3.99**n/a

Wald-χ[，2][2]0.21n/a——n/a

Wald-χ[，3][2]n/a0.23n/a7.87***

Wald-χ[，4][2]n/a——n/a——

PanelB：價格模型

E————1.0500.579***

BV0.950***0.561***0.606**0.638***

DE—0.533—0.5690.771—0.620

DBV4.433***2.367***0.9920.004

SIZE—0.990**—0.454**—1.270**—0.664***

STRU—8.324***—1.725—12.530***—3.426***

Adj-R[2]0.4660.5020.4570.673

F14.8316.99***13.30***31.16

White-p0.000***0.001***0.9200.106

D-W1.991.971.872.04

Wald-χ[，1][2]——n/a0.02n/a

Wald-χ[，2][2]4.81**n/a0.06n/a

Wald-χ[，3][2]n/a——n/a0.00

Wald-χ[，4][2]n/a11.81***n/a1.78

N112118

注：Wald-χ[，1][2]、Wald-χ[，2][2]、Wald-χ[，3][2]、Wald-χ[，4][2]分別是對原假設β[，1]=β[，3]、β[，2]=β[，4]、β[，1]=-β[，3]、β[，2]=-β[，4]進行Wald檢驗得到的統計量。

表2中的PanelA是報酬模型的回歸結果。在滬市的A股，盈余水平調節數據的估計系數顯著大于零，說明IAS的盈余信息對CAS具有增量價值相關性，同時Wald檢驗顯著（χ[，1][2]=3.99），意味著β[，1]≠β[，3]，說明CAS的盈余信息對IAS也具有增量價值相關性。在滬市B股，盈余水平調節數據的估計系數顯著大于零，說明CAS的盈余信息對IAS具有增量價值相關性，同時Wald檢驗顯著（χ[，3][2]=7.87），意味著β[，1]≠-β[，3]，說明IAS的盈余信息對CAS也具有增量價值相關性。在深市，A、B股均不存在雙向增量價值相關性。

表2中的PanelB是價格模型的回歸結果。在深市的A股，每股凈資產調節數據的估計系數顯著大于零，說明IAS的股東權益信息對CAS具有增量價值相關性，同時Wald檢驗顯著（χ[，2][2]=4.81），意味著β[，2]≠β[，4]，說明CAS的股東權益信息對IAS也具有增量價值相關性。在深市B股，每股凈資產調節數據的估計系數顯著大于零，說明CAS的股東權益信息對IAS具有增量價值相關性，同時Wald檢驗顯著（χ[，4][2]=11.81），意味著β[，2]≠-β[，4]，說明IAS的股東權益信息對CAS也具有增量價值相關性。在滬市，A、B股均不存在雙向增量價值相關性。

綜合上述結果，并與相對價值相關性檢驗的結果相對照，列于表3?？傮w來講，我國A、B股市場上CAS和IAS的會計差異調節數據是有用的，CAS會計信息與IAS會計信息具有不同角度的計價含義。

表3檢驗結果匯總

A股B股

增量價值相關性相對價值增量價值相關性相對價值

IAS對CASCAS對IAS相關性CAS對IASIAS對CAS相關性

報酬深市無無無差異無無無差異

模型滬市有有IAS＞CAS有有IAS＞CAS

價格深市有有IAS＞CAS有有IAS＞CAS

模型滬市無無無差異無無無差異

（三）敏感性測試

前文都是假設報酬模型和價格模型存在線性關系，但也可能存在非線性關系。Chenetal.（2001）以中國的A股上市公司為樣本，發現盈利公司的會計信息存在價值相關性，而虧損公司會計信息的價值相關性卻不顯著。本文分別將CAS下的虧損公司和IAS下的虧損公司剔除后，重新進行回歸，發現結果沒有實質性變化。

很多長時窗的關聯研究文獻中，在選擇報酬率的時窗和股價的時點時都有所差別。為了檢驗時窗和價格時點的選擇是否會影響研究結論，我們先是將報酬率的時窗定義為1月初到次年4月底的16個月，然后又定義為7月初到次年6月底的12個月，分別重新回歸，結果沒有明顯變化。在價格模型中選取次年6月底的收盤價進行回歸，也不影響上述結論。

對于同時在兩個證券市場上市的公司，BarthandClinch（1996）在進行調節數據的有用性檢驗時，將兩個市場上的報酬方程聯立，采用了似不相關回歸方法（SeeminglyUnrelatedRegression，SUR），以克服兩個方程中共同的遺漏變量導致誤差項相關的影響。我們也采用似不相關回歸方法重新進行了檢驗，發現回歸結果與前文差異很小，不影響研究結論。

（四）主要研究局限

據AshbaughandOlsson（2002）的研究，美國證券市場上按IAS編制財務報告并須提供調節數據的外國公司，更傾向于選擇與美國會計準則一致的會計政策，而不是選擇單獨執行IAS時能使報告利益（reportingbenefits）最大化的會計處理方法。那么，以調節數據為基礎來檢驗IAS和美國會計準則的相對價值相關性，就有可能“低估兩套會計準則計價含義之間的差異”。顯然，進行雙重披露的我國上市公司與之類似，也有可能在執行IAS時選擇與國內會計標準一致的備選會計處理方法，或者在執行國內會計標準時選擇與IAS一致的會計處理方法，這樣，本文的研究結論也會低估CAS與IAS的相對價值相關性差異。（注：但這種現象在我國似乎并不嚴重。例如，作者在另一項研究中發現，我國的B股公司寧愿在按IAS編制的年報中進行差異調整，也不愿直接在按CAS編制的年報中采用納稅影響會計法。）

五、結論

以2001-2003年同時發行A、B股的上市公司為樣本，我們的研究結論可以總結如下：

1.我國會計準則下的會計信息和國際會計準則下的會計信息在我國資本市場上都是價值相關的，且國際會計準則下會計信息的價值相關性總體上顯著高于我國會計準則下的會計信息。這為我國的會計準則國際協調進程以國際會計準則為導向提供了實證支持。

2.AB股公司披露的調節數據是有用的，國際會計準則下的會計信息和我國會計準則下的會計信息具有雙向增量價值相關性，說明兩種準則下的會計信息提供了不同角度的計價含義。這為要求AB股公司進行雙重披露的必要性提供了證據支持。

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