□文/王英龍

股權(quán)分置改革對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響

□文/王英龍

本文從信息使用評(píng)價(jià)者的視角，選取股權(quán)分置改革前后2004年和2009年的時(shí)點(diǎn)數(shù)據(jù)，通過(guò)會(huì)計(jì)盈余、現(xiàn)金流量信息含量的模型，對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的變化進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)論指出，股權(quán)分置改革能夠增加會(huì)計(jì)盈余、現(xiàn)金流量以及同時(shí)考慮會(huì)計(jì)盈余和現(xiàn)金流量的信息含量，也即會(huì)計(jì)信息使用質(zhì)量有所提高。

股權(quán)分置改革；會(huì)計(jì)信息質(zhì)量；會(huì)計(jì)盈余、現(xiàn)金流量信息含量

一、引言

2005年4月開始啟動(dòng)的股權(quán)分置改革將國(guó)家股、法人股等一些非流通股轉(zhuǎn)化為流通股，真正實(shí)現(xiàn)同股同權(quán)。流通股股東與原非流通股股東利益的趨同也將使股權(quán)結(jié)構(gòu)二元化問(wèn)題得到有效解決，公司治理結(jié)構(gòu)將更加市場(chǎng)化和規(guī)范化，這會(huì)影響到會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量。會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的實(shí)證分析可從信息編報(bào)者和信息使用評(píng)價(jià)者兩個(gè)角度入手。本文基于后者視角，在資本市場(chǎng)上檢驗(yàn)會(huì)計(jì)信息含量，即通過(guò)股票價(jià)格和會(huì)計(jì)信息相關(guān)性評(píng)價(jià)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。

二、研究假設(shè)與模型建立

大量的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)研究表明，會(huì)計(jì)盈余、現(xiàn)金流量都具有信息含量，且在考慮會(huì)計(jì)盈余的基礎(chǔ)上，同時(shí)考慮經(jīng)營(yíng)、投資和籌資活動(dòng)現(xiàn)金流量會(huì)產(chǎn)生增量信息含量，結(jié)合本文的立足點(diǎn)——股權(quán)分置改革，考慮其對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響得出如下假設(shè)：假設(shè)1：股權(quán)分置改革會(huì)提高會(huì)計(jì)盈余信息含量；假設(shè)2：股權(quán)分置改革會(huì)提高現(xiàn)金流量信息含量；假設(shè)3：股權(quán)分置改革會(huì)提高（同時(shí)考慮會(huì)計(jì)盈余）經(jīng)營(yíng)、投資和籌資活動(dòng)現(xiàn)金流量的信息含量。

本文采用價(jià)格模型，同時(shí)參考Hayn（1995）的研究模型，得到如下回歸模型：

其中，Pit：t年第i個(gè)股票每年四月底的收盤價(jià)；EPSit：t年第i個(gè)股票每年年底的基本每股收益；CFOit：t年第i個(gè)股票每年年底的每股經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量；CFIit：t年第i個(gè)股票每年年底的每股投資活動(dòng)現(xiàn)金凈流量；CFFit：t年第i個(gè)股票每年年底的每股籌資活動(dòng)現(xiàn)金凈流量；εit：隨機(jī)誤差。

三、樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

從上海證券交易所上市的公司中選取A股制造業(yè)上市公司作為研究樣本?？紤]到2005年開始股改及2008年股改基本完成的現(xiàn)狀，本文選取2004年和2009年的數(shù)據(jù)，同時(shí)考慮以下幾點(diǎn)原則：1、剔除數(shù)據(jù)不全的公司；2、剔除ST類公司；3、剔除EPS小于0的公司；4、保留2004年和2009年共有的公司。最后得出滿足條件的公司共278個(gè)。

本文所有上市公司的數(shù)據(jù)來(lái)自銳思數(shù)據(jù)庫(kù)。數(shù)據(jù)經(jīng)Excel整理，通過(guò)SPSS統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行描述性分析和模型的回歸分析。

四、實(shí)證檢驗(yàn)及分析

（一）描述性分析。（表1）注：1、表中P為股票價(jià)格，EPS為基本每股收益，CFO為每股經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量，CFI為每股投資活動(dòng)現(xiàn)金凈流量，CFF為每股籌資活動(dòng)現(xiàn)金凈流量；2、2004年P(guān)的278個(gè)數(shù)據(jù)是2004年4月30日的收盤價(jià)，2004年EPS、CFO、CFI、CFF的數(shù)據(jù)取自2003年底的年報(bào)數(shù)據(jù)；2009年P(guān)的278個(gè)數(shù)據(jù)是2009年4月30日的收盤價(jià)，2009年EPS、CFO、CFI、CFF的數(shù)據(jù)取自2008年底的年報(bào)數(shù)據(jù)。

從表1數(shù)據(jù)可以看出，股票價(jià)格P的均值和中值在2009年都有所提高，其中，均值比中值明顯，由9.52上升到11.87，P的最值變化突出的是最大值由37.43躍升到116.35，而最小值變化不大。最大值和最小值的差距增長(zhǎng)造成股票價(jià)格更為分散，這從標(biāo)準(zhǔn)差由4.41提至9.81即可明顯看出。

基本每股收益EPS指標(biāo)，其均值略有提高，而中值的降低也不是很明顯。EPS最值中最大值由1.94躍變?yōu)?.28，表現(xiàn)十分搶眼，然最小值卻未變動(dòng)。從標(biāo)準(zhǔn)差的加大也可看出EPS的分散程度在提高。

表1

再看現(xiàn)金流量各指標(biāo)變化情況，每股經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量CFO和每股籌資活動(dòng)現(xiàn)金凈流量CFF的均值和中值都大于0，每股投資活動(dòng)現(xiàn)金凈流量CFI的卻小于0。又CFO、CFI的均值和中值在2009年有所提高，而CFF均值和中值在2009年稍有下降?？傮w來(lái)說(shuō)，各上市公司經(jīng)營(yíng)活動(dòng)與籌資活動(dòng)中現(xiàn)金流入量大于現(xiàn)金流出量，投資活動(dòng)中的現(xiàn)金流出量大于現(xiàn)金流入量。

（二）回歸分析

1、一元回歸分析。模型1：Pit＝β0＋β1EPSit＋εit的回歸結(jié)果如表2所示。（表2）分析得，2004年EPS的回歸系數(shù)為11.89，2009年EPS的回歸系數(shù)為11.325，且都在0.05的顯著水平上顯著?？梢钥隙?，EPS對(duì)股票價(jià)格具有一定影響，存在信息含量。

縱向比較，2004年的R平方由0.479上升到0.525，擬合度有所提高，只是EPS回歸系數(shù)稍有下降，但總體來(lái)說(shuō)，股權(quán)分置改革提高了會(huì)計(jì)盈余對(duì)股票價(jià)格的解釋力度，其信息含量有所提高，能夠證明假設(shè)1成立。

模型 2：Pit＝β0＋β1CFOit＋εit；Pit＝β0＋β2CFIit＋εit；Pit＝β0＋β3CFFit＋εit的回歸結(jié)果如下表3、表4、表5所示。（表3、表4、表5）分析得，2004年和2009年CFO、CFI、CFF回歸系數(shù)的P值都在0.05的顯著性水平上對(duì)股票價(jià)格顯著，即都有信息含量。而三個(gè)指標(biāo)相比，CFO回歸系數(shù)最大，其次為CFI，最小是CFF，可得CFO在現(xiàn)金流量指標(biāo)中對(duì)股票價(jià)格影響最強(qiáng)，信息含量最弱的是CFF指標(biāo)。另外，2004年和2009年中的R2值與表2中兩年的數(shù)值相比差距很大，這也說(shuō)明會(huì)計(jì)盈余對(duì)股票價(jià)格的解釋能力高于現(xiàn)金流量。

表2 基本每股收益與股票價(jià)格回歸分析

表3 每股經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量與股票價(jià)格回歸分析

表4 每股投資活動(dòng)現(xiàn)金凈流量與股票價(jià)格回歸分析

表5 每股籌資活動(dòng)現(xiàn)金凈流量與股票價(jià)格回歸分析

表6 基本每股收益、每股經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量、每股投資活動(dòng)現(xiàn)金凈流量、每股籌資活動(dòng)現(xiàn)金凈流量與股票價(jià)格回歸分析

縱向來(lái)看，三個(gè)指標(biāo)中CFO和CFI的擬合度從2004年到2009年都有所提高，尤為突出的是CFO由0.092躍升到0.322，CFI的R2變化不明顯，CFF的擬合度卻稍有下降，由此看出，股權(quán)分置改革大大提升了CFO指標(biāo)的信息含量，CFI指標(biāo)與股票價(jià)格的相關(guān)性也略有增加，CFF變化最小。再看，三個(gè)指標(biāo)回歸系數(shù)全部增加，變化最大的當(dāng)屬CFO，由2.077跳至5.717，其次是CFI，提升最小的為CFF，僅增加了0.638。這些變化無(wú)疑證明了假設(shè)2的成立，股權(quán)分置改革提高了現(xiàn)金流量信息含量，具體講，改革對(duì)現(xiàn)金流量各指標(biāo)信息含量影響強(qiáng)度可排序?yàn)镃FO＞CFI＞CFF，其中對(duì)CFO影響尤為明顯。

總體來(lái)說(shuō)，現(xiàn)金流量各指標(biāo)在2004年擬合度都不是很高，信息含量不明顯，股權(quán)分置改革使三項(xiàng)指標(biāo)信息含量都有所提升，其中影響最大的是CFO指標(biāo)。

2、多元回歸分析。模型3：Pit＝β0＋β1EPSit＋β2CFOit＋β3CFIit＋β4CFFit＋εit的回歸結(jié)果如表6所示。（表6）分析得，同時(shí)考慮EPS、CFO、CFI、CFF對(duì)股票價(jià)格影響后，首先橫向來(lái)看，2004年模型3的多元回歸模型R2值與2004年模型1的一元回歸模型R2值相比變化不明顯。再看CFO、CGI、CFF三項(xiàng)指標(biāo)的回歸系數(shù)都沒有通過(guò)t檢驗(yàn)，從中可知，2004年在考慮會(huì)計(jì)盈余的基礎(chǔ)上增加現(xiàn)金流量各指標(biāo)并沒有產(chǎn)生增量信息。相比之下，2009年一元回歸模型的R2值由0.525提至多元回歸模型的0.602，由此說(shuō)明，2009年在會(huì)計(jì)盈余基礎(chǔ)上引入現(xiàn)金流量各指標(biāo)對(duì)股票價(jià)格的解釋力度有所提高，即產(chǎn)生增量信息。

再看縱向比較，多元回歸模型的擬合度由2004年的0.49變?yōu)?009年的0.602，整體信息含量在提升；從回歸系數(shù)看，EPS變化不大，但可喜的是，現(xiàn)金流量各指標(biāo)變化很顯著，均在0.05水平上通過(guò)t檢驗(yàn)，可得出：股權(quán)分置改革會(huì)提高（同時(shí)考慮會(huì)計(jì)盈余）經(jīng)營(yíng)、投資和籌資活動(dòng)現(xiàn)金流量的信息含量，假設(shè)3成立。

五、結(jié)論

本文通過(guò)實(shí)證最終證明了股權(quán)分置改革會(huì)提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。具體來(lái)說(shuō)，模型1的回歸結(jié)果表明股權(quán)分置改革對(duì)會(huì)計(jì)盈余信息含量有所提高，但影響不是很顯著；模型2現(xiàn)金流量各指標(biāo)的信息含量在改革前后變化較大，最為突出的是CFO指標(biāo)，其信息含量提升很快；模型3的分析結(jié)論再一次驗(yàn)證了會(huì)計(jì)盈余信息含量受股權(quán)分置改革作用變化較小，而現(xiàn)金流量的信息含量卻明顯增加，由此說(shuō)明，資本市場(chǎng)上對(duì)現(xiàn)金流量的重視在加大。但換個(gè)角度看，由于現(xiàn)金流量的信息被市場(chǎng)認(rèn)可，作為受托管理上市公司的經(jīng)理人員出于改善公司形象動(dòng)機(jī)，可能存在操縱現(xiàn)金流量的行為，本文對(duì)此將密切關(guān)注，有待進(jìn)一步研究。

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