劉 覽 孔 原

（江蘇信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院 江蘇 無(wú)錫 214153）

在資本市場(chǎng)環(huán)境下，企業(yè)股權(quán)所有者對(duì)于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)注主要集中于對(duì)盈余信息質(zhì)量的關(guān)注。在一定程度上，盈余管理被認(rèn)為是導(dǎo)致盈余信息質(zhì)量低劣的重要因素。占據(jù)上市公司披露信息核心地位的盈余會(huì)計(jì)信息，不僅是企業(yè)投資者做出投資決策的重要依據(jù)，同時(shí)也是國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)管理的重要信息來(lái)源。最終將影響資本市場(chǎng)資源配置的有效性。因此作為市場(chǎng)透明度水平不高、信息機(jī)制不夠健全的新興股票市場(chǎng)，我國(guó)股票市場(chǎng)上市公司年度報(bào)告盈余信息可靠性質(zhì)量與公司資本配置效率的關(guān)系，更是引人關(guān)注。

一、研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè) 關(guān)于中國(guó)資本市場(chǎng)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與資本市場(chǎng)關(guān)系的實(shí)證研究相對(duì)較少。游家興（2006）以我國(guó)2001年至2005年上市公司為研究對(duì)象，運(yùn)用Wurlger（2000）的資源配置效率估算模型，且以股價(jià)波動(dòng)同步性（R2）作為市場(chǎng)信息效率衡量指標(biāo)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)隨著市場(chǎng)信息效率的提高，資本更快地實(shí)現(xiàn)由低效率領(lǐng)域向高效率領(lǐng)域的轉(zhuǎn)移，資源配置效率得以改善。曾穎和陸正飛（2006）、于李勝和王艷艷（2006）等主要是研究公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與資本成本間的相關(guān)性，而甚少提供會(huì)計(jì)信息質(zhì)量如何影響公司實(shí)際投資決策的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。李青原（2009）研究會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與資本配置效率之間的關(guān)系，得出高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息有助于改善公司資本配置效率；周春梅（2010）研究盈余質(zhì)量對(duì)資本配置效率的影響。但以上學(xué)者均未單獨(dú)從盈余信息可靠性質(zhì)量角度研究與資本配置效率的關(guān)系。由于占據(jù)上市公司會(huì)計(jì)信息核心地位的是盈余會(huì)計(jì)信息，由此本文提出假設(shè)：

H0：盈余信息可靠性質(zhì)量越高，上市公司資本配置效率越高，即盈余信息可靠性質(zhì)量的提高能顯著改善公司資本配置效率。

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)采集 本次實(shí)證選取在2001年前在深交所有A股上市的企業(yè)為研究樣本，共取得469家樣本公司；以2001年至2007年作為研究的樣本區(qū)間（其中考慮會(huì)計(jì)信息質(zhì)量對(duì)資本配置效率影響的滯后性，真正的觀測(cè)期應(yīng)該為6年）。樣本所有數(shù)據(jù)來(lái)源于WIND數(shù)據(jù)系統(tǒng)。數(shù)據(jù)處理軟件為Office Excel和Eviews5.0統(tǒng)計(jì)軟件。

（三）變量定義 本文擬采用建立多元回歸模型方式來(lái)實(shí)證分析我國(guó)上市公司年度報(bào)告盈余信息可靠性質(zhì)量對(duì)公司層資本配置效率的影響。在實(shí)證過(guò)程中本文使用三個(gè)變量：因變量、解釋變量和控制變量。

（1）因變量。因變量為公司層面資本配置效率指標(biāo)（INVEST）。在公司層面資本配置效率方面，目前西方學(xué)者比較主流的做法是以非效率投資作為企業(yè)資本配置效率的代理變量。其中Richardson（2006）模型流行最為廣泛，，該模型能直接度量特定公司和年度的資本配置效率，從微觀角度分析資本配置效率。Richardson（2006）模型是在公司投資決策影響因素研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步提出了公司投資期望模型，投資期望模型的殘差即為公司的非正常投資。Richardson（2006）的該項(xiàng)研究主要關(guān)注過(guò)度投資與公司自由現(xiàn)金流量的關(guān)系，但此后投資期望模型被迅速應(yīng)用到公司資本配置效率問(wèn)題的研究中。本文對(duì)資本配置效率的計(jì)量基本延續(xù)Richardson（2006）的方法，計(jì)量模型如下：INVi，t=α +β1Growthi，t-1+β2Leveragei，t-1+β3Cashi，t-1+β4Agei，t-1+β5Sizei，t-1+β6RETi，t-1+β7INVi，t-1

其中，INVi，t代表i公司第t期投資水平，以固定資產(chǎn)、長(zhǎng)期投資和無(wú)形資產(chǎn)的凈值改變量/平均總資產(chǎn)表示；Growthi，t-1代表t-1期成長(zhǎng)機(jī)會(huì)，以主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率代替；Leveragei，t-1表示t-1期財(cái)務(wù)杠桿率，以資產(chǎn)負(fù)債率代替；Cashi，t-1代表公司t-1期現(xiàn)金期末余額/總資產(chǎn)；Agei，t-1代表公司上市年齡；Sizei，t-1代表公司t-1期公司規(guī)模，以平均總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)代替；RETi，t-1代表公司t-1期股票收益率；INVi，t-1代表公司第t-1期投資水平?；貧w模型的殘差即為公司的資本配置效率，殘差絕對(duì)值越大意味著上市公司資本配置效率越低。在實(shí)證過(guò)程中，采用分年度回歸，以充分考慮公司預(yù)期投資水平在不同年度的差異。

（2）解釋變量。解釋變量是盈余信息質(zhì)量指標(biāo)?；谏鲜泄救藶椴倏v會(huì)計(jì)信息質(zhì)量問(wèn)題較為普遍，本文主要側(cè)重捕捉盈余信息的可靠性，比較目前較衡量盈余質(zhì)量模型后，最終確定選擇CF-Jones模型，該模型考慮了經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金變量對(duì)于經(jīng)營(yíng)性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的，其他擴(kuò)展模型則考慮了上期應(yīng)計(jì)項(xiàng)目逆轉(zhuǎn)的影響和經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的影響。上期應(yīng)計(jì)項(xiàng)目逆轉(zhuǎn)會(huì)產(chǎn)生當(dāng)期現(xiàn)金流，而當(dāng)期現(xiàn)金流也可以作為經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的近似替代，因此其他擴(kuò)展模型與CF-Jones模型在很大程度上重合，因此，最終選擇CF-Jones模型對(duì)盈余信息質(zhì)量進(jìn)行量化。

式中Asset為總資產(chǎn)，Accr為總應(yīng)計(jì)項(xiàng)目，△Rev為營(yíng)業(yè)收入比上年的增加額，PPE固定資產(chǎn)原值，△CFO為經(jīng)營(yíng)凈現(xiàn)金流量比上年增加數(shù)，k1，k2，k3，k4為回歸系數(shù)，ε代表模型殘差，回歸模型的殘差即為上市公司年度會(huì)計(jì)報(bào)告盈余信息可靠性質(zhì)量，殘差絕對(duì)值越大意味著上市公司盈余信息質(zhì)量低。由于我國(guó)會(huì)計(jì)報(bào)表編制與西方不同，因此必須對(duì)模型進(jìn)行修正，以適應(yīng)我國(guó)國(guó)情?？紤]我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的要求及數(shù)據(jù)獲取的便利程度，本次采用間接法獲取Accr，定義如下：Accr=營(yíng)業(yè)利潤(rùn)+財(cái)務(wù)費(fèi)用-經(jīng)營(yíng)凈現(xiàn)金流量。

（3）控制變量。目前只有較少學(xué)者對(duì)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量與資源配置效率的相互關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，因此參考現(xiàn)有的一些研究成果選擇公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、股權(quán)結(jié)構(gòu)、管理費(fèi)用率作為多元回歸模型的控制變量。第一，公司規(guī)模。Diamond和Verrecchia（1991）研究發(fā)現(xiàn)規(guī)模大的企業(yè)更愿意增加信息披露，因?yàn)槠鋸娜谫Y成本降低上收益更多。Kutsuma和Smith（2004）為公司規(guī)模越大，公司透明度越高，投資者能了解企業(yè)價(jià)值的渠道越多。本文認(rèn)為公司規(guī)模越大，公司信息透明度越高，投資者能了解企業(yè)投資價(jià)值的渠道越多，資本配置效率就越高。預(yù)計(jì)公司規(guī)模與資本配置效率呈正相關(guān)關(guān)系，在計(jì)算過(guò)程中，本文以公司資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)來(lái)代替公司規(guī)模。第二，資本結(jié)構(gòu)。關(guān)于企業(yè)最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)，MM理論指出，企業(yè)負(fù)債率越高，則企業(yè)面臨破產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)也越大，從而股東相應(yīng)要求更高的回報(bào)以彌補(bǔ)其承擔(dān)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)。Fama&French（1992）發(fā)現(xiàn)公司資產(chǎn)負(fù)債率越高、盈余增長(zhǎng)越穩(wěn)定，相應(yīng)的市場(chǎng)回報(bào)率越高。Goyaletal.（2001）的實(shí)證研究證實(shí)增長(zhǎng)機(jī)會(huì)（以市值/賬面值比值衡量）與財(cái)務(wù)杠桿具有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。即企業(yè)增長(zhǎng)機(jī)會(huì)越多，財(cái)務(wù)杠桿率越低。本文認(rèn)為企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿率（即負(fù)債率）越高，股權(quán)風(fēng)險(xiǎn)就越高，信息披露透明度就越高，則資本配置效率越高，即預(yù)計(jì)財(cái)務(wù)杠桿率與資本配置效率之間呈正相關(guān)關(guān)系。在計(jì)算過(guò)程中，以資產(chǎn)負(fù)債率作為資本結(jié)構(gòu)的替代變量。第三，大股東持股比例。Schadewitzand Blevins（1998）研究認(rèn)為，機(jī)構(gòu)所有權(quán)集中度與信息披露之間存在一種反向關(guān)系。即股權(quán)越集中的企業(yè)，易產(chǎn)生投資者保護(hù)情形；而為了保護(hù)大股東的利益，往往選擇犧牲小股東的利益。大股東持股比例高的上市公司，大、小股東之間往往存在信息不對(duì)稱的情形，故而減損了會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量，從而降低了資本配置效率。故本文預(yù)計(jì)股權(quán)集中度與資本配置效率之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，在具體實(shí)證過(guò)程中，選擇前十大股東持股比例為大股東持股比例的替代變量。第四，盈利能力。Lang和Lundholm（1993）發(fā)現(xiàn)信息披露評(píng)級(jí)較高的公司當(dāng)期盈利水平往往較高。而投資者在評(píng)價(jià)企業(yè)價(jià)值時(shí)，往往會(huì)考慮企業(yè)的盈利能力。因此，在市場(chǎng)定價(jià)有效率的狀態(tài)下，盈利能力應(yīng)該是投資者決策的重要因素，盈利能力與資產(chǎn)價(jià)格之間應(yīng)該呈正相關(guān)。而企業(yè)盈利能力越好，代表企業(yè)越值得投資，在信息能有效鑒別條件下，市場(chǎng)資本將流向這些盈利能力好的優(yōu)質(zhì)企業(yè)，市場(chǎng)資本配置效率將得到優(yōu)化。本文預(yù)計(jì)盈利能力與資本配置效率之間呈正相關(guān)關(guān)系，在計(jì)算過(guò)程中本文以凈資產(chǎn)收益率作為盈利能力的替代變量。第五，代理成本。經(jīng)營(yíng)費(fèi)用率與資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率都是計(jì)量代理成本的重要指標(biāo)。本文將資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為代理成本的替代變量。Angetal.（2000）認(rèn)為，企業(yè)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的高低反映管理層在多大程度上能夠有效地使用公司的資產(chǎn)，因此資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率可以用來(lái)衡量企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率。企業(yè)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，經(jīng)營(yíng)效率越高，相對(duì)投資者的風(fēng)險(xiǎn)就會(huì)降低，在投資者能有效鑒別會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的條件下，市場(chǎng)資金就會(huì)從經(jīng)營(yíng)效率差的企業(yè)撤出流向這些經(jīng)營(yíng)效率高的企業(yè)，資本配置效率得以優(yōu)化。本文也將資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為控制變量，并預(yù)計(jì)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率與資本配置效率之間呈正相關(guān)關(guān)系。

表1 研究變量定義一覽表

表2 公司資本配置效率估計(jì)模型結(jié)果

（四）模型建立 根據(jù)以上分析，本文建立模型如下：

Investi，t=α+β1EQi，t-1+γ1c_Scalei，t-1+γ2c_structurei，t-1+γ3L_sharei，t-1+γ4Prai，t-1+γ5A_costi，t-1，研究變量解釋如表（1）所示：

二、實(shí)證檢驗(yàn)分析

表3 盈余信息可靠性質(zhì)量估計(jì)模型結(jié)果

（一）單變量模型檢驗(yàn) 本文分別對(duì)資本配置效率模型和盈余信息可靠性質(zhì)量模型進(jìn)行了顯著性檢驗(yàn)。第一，資本配置效率模型統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表（2）可知，回歸模型擬合優(yōu)度較高?？蓻Q系數(shù)R-squared是判斷回歸模型擬合優(yōu)度的最常用指標(biāo)，本模型中的R-squared=0.972，表明市場(chǎng)投資的97%以上的變動(dòng)都可以由該模型解釋。在5%顯著性水平下，模型F-statistic=14114.1，拒絕模型整體不顯著的原假設(shè)，表明模型整體顯著。同時(shí)，在5%顯著性水平下，回歸模型各變量系數(shù)除Growth變量以外，變量系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)P值都小于顯著性水平5%，表明回歸模型變量系數(shù)顯著。第二，盈余信息可靠性質(zhì)量模型統(tǒng)計(jì)結(jié)果由盈余信息可靠性質(zhì)量回歸模型輸出結(jié)果表（3）可知，回歸模型的擬合優(yōu)度較好，R-squared=0.53，表明模型的解釋效果較好。在5%顯著性水平下，模型F-statistic=1051.1，拒絕模型整體不顯著的原假設(shè)，表明模型整體顯著。同時(shí)，在5%顯著性水平下，回歸模型各變量系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)P值都小于顯著性水平5%，表明回歸模型變量系數(shù)整體顯著。

（二）相關(guān)性檢驗(yàn) 根據(jù)研究設(shè)計(jì)，公司資本配置效率以資本配置偏離度的絕對(duì)值度量，盈余信息可靠性質(zhì)量以信息未作同步變化偏離度的絕對(duì)值度量，以深圳A股市場(chǎng)2001年至2006年的469個(gè)公司的面板數(shù)據(jù)，建立混合回歸模型。由于各截面統(tǒng)計(jì)量數(shù)據(jù)存在異方差，故采用廣義最小二乘估計(jì)，并對(duì)計(jì)量數(shù)據(jù)進(jìn)行cross-sectionweights加權(quán)，估計(jì)過(guò)程通過(guò)Eviwes5.0完成。由關(guān)系模型估計(jì)結(jié)果見表（4）可知，回歸模型各變量系數(shù)除Scale（公司規(guī)模）變量以外，其余變量系數(shù)t統(tǒng)計(jì)值都較大對(duì)應(yīng)P值小于5%顯著性水平。模型F-statistic=77.41對(duì)應(yīng)p值小于5%顯著性水平，拒絕模型整體不顯著的原假設(shè)，表明模型整體顯著。對(duì)微觀資本配置效率與盈余信息質(zhì)量關(guān)系模型的殘差數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示模型殘差數(shù)據(jù)序列不含有單位根，表明模型不存在序列自相關(guān)，模型穩(wěn)定性較好，可以用來(lái)分析公司層資本配置效率與盈余信息可靠性質(zhì)量等變量的關(guān)系及影響。

表4 資本效率會(huì)計(jì)信息質(zhì)量關(guān)系模型估計(jì)結(jié)果

表5 變量關(guān)系實(shí)證結(jié)果與預(yù)計(jì)符號(hào)對(duì)比表

（三）回歸分析 表（4）報(bào)告了盈余信息可靠性質(zhì)量對(duì)公司資本配置效率的影響，模型還包括了公司規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、大股東持股比例、盈利能力、代理成本等控制變量。變量關(guān)系實(shí)證結(jié)果與預(yù)計(jì)符號(hào)對(duì)比表見表（5）所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，就2001年至2007年深市A股整體樣本而言，盈余信息可靠性質(zhì)量與公司資本配置效率之間與預(yù)期符號(hào)一致呈正相關(guān)關(guān)系且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，意味著盈余信息可靠性質(zhì)量的改善能顯著提高公司資本配置效率，這與前面理論分析一致。從控制變量的回歸結(jié)果看，公司規(guī)模與公司資本配置效率實(shí)證符號(hào)與預(yù)計(jì)符號(hào)不一致，意味著公司規(guī)模越大不一定資本配置效率越高，這主要是由于我國(guó)上市公司絕大部分都是由國(guó)有企業(yè)改組上市而成，而國(guó)有股一股獨(dú)大的現(xiàn)象普遍存在，使得公司內(nèi)外盈余信息呈現(xiàn)一定的不對(duì)稱程度，故而影響了資本配置效率，但公司規(guī)模對(duì)資本配置效率的作用系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明負(fù)作用不太明顯。資本結(jié)構(gòu)用資產(chǎn)負(fù)債率代替，與資本配置效率為預(yù)期為正相關(guān)關(guān)系，但實(shí)證結(jié)果顯示資產(chǎn)負(fù)債率越高，公司的資本配置效率越差，為負(fù)相關(guān)關(guān)系，而且負(fù)作用顯著。這主要是因?yàn)槲覈?guó)上市公司舉債主要是通過(guò)向銀行借債的途徑來(lái)解決，而在西方發(fā)達(dá)國(guó)家上市公司舉債主要通過(guò)發(fā)行債券的方式來(lái)解決。銀行往往出于地方政府和政策的壓力將大量資金借貸給資本配置效率不高的企業(yè)用于周轉(zhuǎn)，而外部債權(quán)人監(jiān)督又不到位，致使企業(yè)資本配置效率進(jìn)一步降低。大股東持股比例與資本配置效率之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系且作用顯著，這與本文的預(yù)計(jì)一致。從實(shí)證結(jié)果看，公司盈利能力與代理成本能顯著改善公司資本配置效率，這與實(shí)證預(yù)期結(jié)果相一致。

三、結(jié)論

信息披露對(duì)股票市場(chǎng)資本配置效率的影響如何，目前尚不存在系統(tǒng)性的理論和實(shí)證結(jié)論。探討盈余信息可靠性質(zhì)量對(duì)股票市場(chǎng)資本配置效率的關(guān)系可以給國(guó)家有關(guān)部門及公司管理層提供解決資本配置效率問(wèn)題的方案和對(duì)策措施的理論依據(jù)?；谇拔牡恼撌雠c分析，本文認(rèn)為：在盈余管理行為普遍存在的中國(guó)股票市場(chǎng)，要提高市場(chǎng)的資本配置效率、扭轉(zhuǎn)目前股票市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)作用不明顯的現(xiàn)狀，有效途徑之一就是約束公司管理者的盈余管理行為、提高盈余信息的可靠性質(zhì)量。為此，在現(xiàn)行上市公司年報(bào)披露制度下，監(jiān)管部門需進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)公司管理層盈余管理行為的監(jiān)管，并在治理市場(chǎng)信息操縱方面作出切實(shí)舉措。

［1］曾穎、陸正飛：《信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本》，《經(jīng)濟(jì)研究》2006年第2期。

［2］田翠香等著：《中國(guó)資本市場(chǎng)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量研究》，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社2007年版。

［3］蔣宏義等著：《上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量實(shí)證研究》，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社2008年版。

［4］米建華，龍艷：《上市公司信息披露在競(jìng)爭(zhēng)中的溢出效應(yīng)研究》，《武漢理工大學(xué)學(xué)報(bào)（信息與管理工程版）》2007年第10期。

［5］周春梅：《上市公司盈余質(zhì)量研究》，《西南財(cái)經(jīng)大學(xué)博士學(xué)位論文》2009年。

［6］李青原著：《制度環(huán)境、會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與資本配置》，經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社2009年版。

［7］Kenton K.Yee.Earnings Quality and the Equity Risk Premium：A Benchmark Model.Contemporary Accounting Reaching，forthcoming，2006.