王永海，徐琴（武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北武漢430072）

?

我國上市公司盈余信息的風(fēng)險(xiǎn)含量研究

王永海，徐琴
（武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北武漢430072）

［摘要］從決策有用性的角度看，盈余信息的有用性應(yīng)從收益和風(fēng)險(xiǎn)兩個(gè)角度進(jìn)行考察。本文重點(diǎn)對(duì)盈余質(zhì)量的風(fēng)險(xiǎn)因素進(jìn)行了深入分析，考察盈余信息的風(fēng)險(xiǎn)含量。通過拓展CAPM模型，構(gòu)建了公司超額回報(bào)對(duì)公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的敏感系數(shù)R-loading，從而考察了公司盈余信息中的風(fēng)險(xiǎn)含量。進(jìn)一步對(duì)R-loading與盈余質(zhì)量、盈余質(zhì)量替代變量和投資者行為即盈余反應(yīng)系數(shù)ERC的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，證實(shí)了R-loading的合理性。本文研究拓展了現(xiàn)有對(duì)盈余質(zhì)量的研究內(nèi)容，為公司盈余信息含量研究提供了風(fēng)險(xiǎn)研究思路，有利于投資者更加全面地理解公司盈余信息及其風(fēng)險(xiǎn)后果。

［關(guān)鍵詞］上市公司；盈余信息；公司特有風(fēng)險(xiǎn)；風(fēng)險(xiǎn)敏感系數(shù)

一、引言

現(xiàn)有理論表明，投資者的行為選擇建立在收益和風(fēng)險(xiǎn)雙參數(shù)基礎(chǔ)上，因而從決策有用性的角度，會(huì)計(jì)信息的有用性應(yīng)從收益和風(fēng)險(xiǎn)兩個(gè)角度進(jìn)行衡量。盈余信息作為關(guān)鍵的投資決策信息，其有用性更應(yīng)從收益和風(fēng)險(xiǎn)角度進(jìn)行雙重考察。

在實(shí)際的投資中，投資者同時(shí)面臨著市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)和個(gè)別股票的特有風(fēng)險(xiǎn)，即系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)和非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)。CAPM理論認(rèn)為，在均衡狀態(tài)下，投資者的特有風(fēng)險(xiǎn)能夠被完全分散，因此在CAPM模型中，只有市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)被定價(jià)［1］。但由于現(xiàn)實(shí)因素的限制，如信息不對(duì)稱、交易成本等，投資者無法構(gòu)建完全分散的投資組合。大量研究結(jié)果表明市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)并不是影響資產(chǎn)定價(jià)的唯一因素，公司特定信息在資產(chǎn)定價(jià)中的影響越來越大［2-9］。以Francis為代表的眾多學(xué)者對(duì)盈余信息風(fēng)險(xiǎn)的研究表明，應(yīng)計(jì)質(zhì)量衡量了公司特有的信息風(fēng)險(xiǎn)，是投資者定價(jià)決策因素。Leuz和Verreechia的研究發(fā)現(xiàn)，低盈余質(zhì)量會(huì)損害公司與投資者之間的協(xié)調(diào)性，帶來信息風(fēng)險(xiǎn)，投資者因此會(huì)要求更高的風(fēng)險(xiǎn)回報(bào)［10］。Francis將以應(yīng)計(jì)質(zhì)量表示的盈余質(zhì)量作為對(duì)公司特有信息風(fēng)險(xiǎn)的衡量，將其加入到單因素及三因素的資產(chǎn)定價(jià)回歸模型中，得到了顯著為正的估計(jì)系數(shù)，表明盈余信息被定價(jià)［11-12］。隨后國內(nèi)外的學(xué)者進(jìn)一步對(duì)盈余信息和風(fēng)險(xiǎn)回報(bào)的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，證實(shí)了盈余信息風(fēng)險(xiǎn)影響資產(chǎn)定價(jià)的結(jié)論［13-16］。

基于此，本文認(rèn)為公司的超額回報(bào)應(yīng)包含兩個(gè)部分，一部分是由市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)帶來的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，另一部分為公司特有風(fēng)險(xiǎn)帶來的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。將以應(yīng)計(jì)質(zhì)量表示的公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)加入到資產(chǎn)定價(jià)回歸模型中，并將公司超額回報(bào)與公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的敏感系數(shù)定義為R-loading，對(duì)盈余信息中包含的公司特有風(fēng)險(xiǎn)的含量進(jìn)行考察。類似β衡量了公司超額回報(bào)對(duì)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的敏感性，本文認(rèn)為，回歸系數(shù)R-loading捕捉了公司超額回報(bào)對(duì)以盈余質(zhì)量衡量的公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的敏感度——R-loading越大，表明公司超額回報(bào)對(duì)盈余質(zhì)量風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的敏感性越強(qiáng)，盈余信息中的風(fēng)險(xiǎn)含量更高。為了驗(yàn)證敏感系數(shù)R-loading的合理性，本文還對(duì)R-loading與盈余質(zhì)量的有關(guān)變量進(jìn)行了檢驗(yàn)：（1）檢驗(yàn)R-loading與盈余質(zhì)量的內(nèi)在決定因素的相關(guān)性，包括公司規(guī)模、現(xiàn)金流波動(dòng)、收入波動(dòng)、經(jīng)營周期和盈虧情況；（2）檢驗(yàn)R-loading與盈余質(zhì)量的其他替代變量之間的相關(guān)性，包括應(yīng)計(jì)質(zhì)量，持久性，可預(yù)測(cè)性，平滑性，價(jià)值相關(guān)性，及時(shí)性和穩(wěn)健性；（3）檢驗(yàn)R-loading與投資者行為（以盈余反應(yīng)系數(shù)衡量）之間的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果均符合預(yù)期，表明R-loading很好地度量了盈余信息反映的公司特有風(fēng)險(xiǎn)含量。

二、文獻(xiàn)回顧

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從收益的角度對(duì)盈余信息的有用性進(jìn)行了深入考察，如以Ball和Brown［17］為代表的眾多學(xué)者研究了盈余變動(dòng)和股價(jià)變動(dòng)的關(guān)系，以Kothari為代表的學(xué)者們重點(diǎn)關(guān)注了盈余信息含量與股票回報(bào)的關(guān)系［18-20］，Sloan等學(xué)者考察了盈余和現(xiàn)金流的關(guān)系等［21］。然而，自21世紀(jì)以來，學(xué)者們逐漸開始關(guān)注對(duì)盈余信息風(fēng)險(xiǎn)因素的考察，發(fā)現(xiàn)盈余質(zhì)量信息反映了公司特有的信息風(fēng)險(xiǎn)，且會(huì)影響資產(chǎn)定價(jià)。

國外學(xué)者關(guān)于盈余信息風(fēng)險(xiǎn)因素的研究主要是從信息風(fēng)險(xiǎn)的角度切入的，信息風(fēng)險(xiǎn)指同投資者定價(jià)決策緊密相關(guān)的公司特有信息不可靠的可能性［22］。Easley和O’Hara通過構(gòu)建多元資產(chǎn)期望均衡模型發(fā)現(xiàn)，信息風(fēng)險(xiǎn)會(huì)影響預(yù)期收益和資本成本［23］。Lambert也認(rèn)為，在不完全競(jìng)爭的市場(chǎng)條件下，信息風(fēng)險(xiǎn)是影響資本成本的重要因素［24］。Leuz和Verreechia從資本投資的角度研究發(fā)現(xiàn)，低盈余質(zhì)量會(huì)損害公司與投資者之間的協(xié)調(diào)性，帶來信息風(fēng)險(xiǎn)，因此投資者會(huì)要求更高的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償［10］。

以Francis為代表的眾多學(xué)者在信息風(fēng)險(xiǎn)的理論基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對(duì)盈余信息風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)問題進(jìn)行了實(shí)證研究［11-12，25］。Francis檢驗(yàn)了權(quán)益資本成本和七種盈余屬性（應(yīng)計(jì)質(zhì)量，持久性，可預(yù)測(cè)性，平滑度，價(jià)值相關(guān)性，及時(shí)性和保守性）的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)當(dāng)盈余屬性更差時(shí)，公司的權(quán)益成本更高，表明公司盈余質(zhì)量特征是顯著的風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)因素，而其中應(yīng)計(jì)質(zhì)量對(duì)權(quán)益成本的影響最為顯著［11］。在此基礎(chǔ)上，F(xiàn)rancis進(jìn)一步研究了應(yīng)計(jì)質(zhì)量的風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)問題，認(rèn)為盈余質(zhì)量是公司不可分散的信息風(fēng)險(xiǎn)的重要來源，并將以應(yīng)計(jì)質(zhì)量表示的盈余質(zhì)量因子AQfactor作為公司特有信息風(fēng)險(xiǎn)的代理變量，引入Fa?ma-French的三因素模型進(jìn)行時(shí)間序列回歸，檢驗(yàn)結(jié)果表明公司信息風(fēng)險(xiǎn)是資產(chǎn)定價(jià)的重要因素，以應(yīng)計(jì)質(zhì)量表示的盈余質(zhì)量捕捉了該信息風(fēng)險(xiǎn)，并能作為信息風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)因子解釋股票超額回報(bào)率的變化［12，25］。Aboody在對(duì)內(nèi)部人行為進(jìn)行研究時(shí)也發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部人可以利用盈余質(zhì)量因子套利，支持了盈余信息風(fēng)險(xiǎn)的定價(jià)理論［15］。Gray沿用Francis的研究方法，利用澳大利亞的數(shù)據(jù)對(duì)應(yīng)計(jì)質(zhì)量、信息風(fēng)險(xiǎn)和資本成本的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)澳洲公司的資本成本受公司應(yīng)計(jì)質(zhì)量的影響更為顯著，進(jìn)一步驗(yàn)證了Francis的結(jié)論［16］。此外，我國學(xué)者曾穎和陸正飛以及于李勝和王艷艷等研究了我國上市公司盈余質(zhì)量與資本成本的關(guān)系，也發(fā)現(xiàn)低質(zhì)量盈余信息會(huì)引起信息風(fēng)險(xiǎn)，從而影響資本定價(jià)［13-14］。

CAPM理論認(rèn)為投資者回報(bào)應(yīng)等于無風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬以及公司相對(duì)市場(chǎng)系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)敏感性下獲得的超額回報(bào)之和，公司特有風(fēng)險(xiǎn)可以通過在均衡市場(chǎng)中最大化投資組合分散掉，因此在資本資產(chǎn)定價(jià)模型中預(yù)期投資收益并不包括公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)［1］。但自1980年代以來，越來越多的研究結(jié)果表明公司特有風(fēng)險(xiǎn)能夠被充分分散化的假定不符合實(shí)際，β值也并不是影響資產(chǎn)預(yù)期收益的唯一變量，公司特定信息對(duì)預(yù)期收益和股票均衡價(jià)格的影響越來越大，具體因素有公司規(guī)模［6］、市盈率［3-4］、賬面市值比［8］等。Banz在檢驗(yàn)普通股票市值與回報(bào)的關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)，規(guī)模更小的公司擁有更高的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整回報(bào)，并認(rèn)為這種“規(guī)模效應(yīng)”表明資本資產(chǎn)定價(jià)模型的假定有誤［6］。Basu在控制公司規(guī)模后對(duì)市盈率與股票回報(bào)率的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)了市盈率對(duì)風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整回報(bào)的影響關(guān)系［3-4］。進(jìn)一步地，F(xiàn)ama等構(gòu)建三因素模型時(shí)發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模和賬面市值比共同對(duì)股票回報(bào)產(chǎn)生影響［8］。Levy假定投資者沒有持有市場(chǎng)投資組合，提出了GCAPM模型并發(fā)現(xiàn)，證券的方差比市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)β對(duì)于價(jià)格決定更重要，表明公司特有風(fēng)險(xiǎn)被定價(jià)［2］。Merton的研究證明當(dāng)投資者不能通過投資組合充分分散投資時(shí)，特有風(fēng)險(xiǎn)與預(yù)期收益正相關(guān)［7］。Grossman和Stiglitz以及Easley也認(rèn)為公司特定信息是解釋股票超額回報(bào)的重要因素［5，9］。

從決策有用性的角度，會(huì)計(jì)盈余的有用性應(yīng)能利于投資者決策。基于投資者行為決策建立在收益和風(fēng)險(xiǎn)雙參數(shù)基礎(chǔ)上，我們?cè)趯?duì)公司的盈余信息進(jìn)行考察時(shí)，不應(yīng)忽視其中的風(fēng)險(xiǎn)因素。建立在完美市場(chǎng)假定上的資本資產(chǎn)定價(jià)模型只考慮了市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，沒有考慮公司特有信息風(fēng)險(xiǎn)，而現(xiàn)有大量研究表明公司特定信息在資產(chǎn)定價(jià)中的影響越來越大。因此從理性投資的角度看，公司特有的信息風(fēng)險(xiǎn)因素應(yīng)納入資產(chǎn)定價(jià)模型。進(jìn)一步地，以Francis為代表的眾多學(xué)者的研究表明以應(yīng)計(jì)質(zhì)量表示的盈余質(zhì)量信息反映了公司特有信息風(fēng)險(xiǎn)，且盈余信息風(fēng)險(xiǎn)被定價(jià)已被廣泛證實(shí)。本文即從該視角切入，通過將以盈余質(zhì)量表示的公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)加入到CAPM模型中，對(duì)盈余信息的風(fēng)險(xiǎn)含量進(jìn)行考察。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）盈余質(zhì)量

本文采用Dechow和Dichev的應(yīng)計(jì)質(zhì)量（AQ）衡量公司的盈余質(zhì)量［26］。Francis在對(duì)權(quán)益成本和七大盈余屬性進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于其他盈余屬性（如持久性、可預(yù)測(cè)性等），應(yīng)計(jì)質(zhì)量與權(quán)益成本的相關(guān)性最為顯著［11］。并進(jìn)一步將應(yīng)計(jì)質(zhì)量作為信息風(fēng)險(xiǎn)的替代變量，發(fā)現(xiàn)盈余質(zhì)量信息被投資者定價(jià)。因此應(yīng)計(jì)質(zhì)量能夠最為準(zhǔn)確地反映盈余信息風(fēng)險(xiǎn)。

在具體操作上，本文采用McNichols修正后的Dechow和Dichev［27］模型計(jì)量應(yīng)計(jì)質(zhì)量［28］：

TCAj,T=?0,J+?1,JCFOj,T+?2,JCFOj,T-1+?3,JCFOj,T+1+?4,JΔRevj,T+?5,JPPEj,T+vj,T（1）

公司j在T年的應(yīng)計(jì)質(zhì)量等于用式（1）回歸得出的j公司前五年殘差值的標(biāo)準(zhǔn)差，AQ越大，表明應(yīng)計(jì)質(zhì)量即盈余質(zhì)量越差：

AQj,T=σ（∧vj,T），T=T-4，...，T（2）

其中，TCAj,T=ΔCAj,T-ΔCLj,T-ΔCashj,T+ΔSTDEBTj,T，是當(dāng)年總的流動(dòng)性應(yīng)計(jì)收益；CFOj,T=NIBEj,T-TAj,T，是公司j在T年的經(jīng)營現(xiàn)金流；NIBEj,T是公司j在T年非正常項(xiàng)目調(diào)整前的凈收益；TAj,T=ΔCAj,T-ΔCLj,T-ΔCashj,T+ΔSTDEBTj,T-DEPNj,T，是公司j在T年的總的應(yīng)計(jì)收益；ΔCAj,T是公司j在T-1至T年的流動(dòng)性資產(chǎn)變動(dòng)額；ΔCLj,T是公司j在T-1至T年的流動(dòng)性負(fù)債變動(dòng)額；ΔCashj,T是公司j在T-1至T年的現(xiàn)金變動(dòng)額；ΔSTDEBTj,T是公司j在T-1至T年的流動(dòng)性負(fù)債中債務(wù)的變動(dòng)額；DEPNj,T是公司j在T年的折舊及攤銷費(fèi)用；ΔRevj,T是公司j在T-1至T年的收入變動(dòng)額；PPEj,T是公司j的固定資產(chǎn)凈值。所有變量均除以總資產(chǎn)。

（二）AQfactor

借鑒Francis［11，25］研究權(quán)益成本與盈余屬性以及盈余質(zhì)量與報(bào)酬關(guān)系所采用的動(dòng)態(tài)組合技術(shù)，構(gòu)建AQ的因素模仿組合AQfactor。根據(jù)模型（1）和（2）計(jì)算得到的AQ值將樣本公司按照AQ值從小到大進(jìn)行排序，并將樣本公司平均分為十組（AQ值最小的公司在第一組，最大的在第十組）。計(jì)算樣本公司2008—2012年的月度個(gè)股回報(bào)率，應(yīng)計(jì)質(zhì)量AQ的因素模仿組合等于AQ值最大與最小的四組公司的月度個(gè)股超額回報(bào)率之差。AQ值越大表明盈余質(zhì)量越差，低盈余質(zhì)量會(huì)意味著更大的信息風(fēng)險(xiǎn)，投資者會(huì)要求更高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)以進(jìn)行補(bǔ)償［23］。AQfactor等于盈余質(zhì)量最差與最好的公司之間超額回報(bào)率的差額，是對(duì)低盈余質(zhì)量中額外增加的信息風(fēng)險(xiǎn)的補(bǔ)償回報(bào)，該信息風(fēng)險(xiǎn)被認(rèn)為是盈余質(zhì)量信息衡量的公司特有的信息風(fēng)險(xiǎn)，因此AQfactor是市場(chǎng)平均的公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。

（三）R-loading

從信息風(fēng)險(xiǎn)的角度看，公司的超額報(bào)酬應(yīng)包含兩個(gè)部分，一部分來自于市場(chǎng)信息風(fēng)險(xiǎn)帶來的報(bào)酬，另一部分是公司特有信息風(fēng)險(xiǎn)下的報(bào)酬。傳統(tǒng)的資本資產(chǎn)定價(jià)理論認(rèn)為公司特有風(fēng)險(xiǎn)能夠通過投資者的市場(chǎng)投資組合完全分散，不是被定價(jià)的因素，因此CAPM模型中的預(yù)期超額收益僅考慮了市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。自1980年代以來，眾多的研究結(jié)果表明公司特有風(fēng)險(xiǎn)被投資組合完全分散化的假定不切實(shí)際，公司特有信息風(fēng)險(xiǎn)被定價(jià)［2-9］。應(yīng)計(jì)質(zhì)量表示的盈余質(zhì)量衡量了公司特有信息下的風(fēng)險(xiǎn)，并被投資者定價(jià)［12-25］。

基于此，借鑒Francis研究思路［25］，本文將超額回報(bào)與以盈余質(zhì)量反映的公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的敏感系數(shù)定義為R-loading，得到公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)為：

公司的超額報(bào)酬是市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)和公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)之和，將以盈余質(zhì)量和敏感系數(shù)R-load?ing表示的公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)加入到傳統(tǒng)CAPM模型中得到：

其中Rj,t是投資者的個(gè)股月度回報(bào)率，Rf,t是t月的無風(fēng)險(xiǎn)利率，Rm,t是t月的市場(chǎng)回報(bào)率，（Rm,t-Rf,t）代表公司j在t月的超額回報(bào)率，βj,t（Rm,t-Rf,t）是公司在市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)下的的報(bào)酬，R_loadingi,t* AQfactort是t月公司j特有風(fēng)險(xiǎn)下的報(bào)酬，R-loading通過對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸得到。

類似于在資本資產(chǎn)定價(jià)模型中，β衡量了公司超額回報(bào)對(duì)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)（Rm-Rf）之間的敏感性，回歸系數(shù)R-loading衡量了公司超額回報(bào)對(duì)以盈余質(zhì)量衡量的公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的敏感度，同時(shí)也是對(duì)盈余信息中風(fēng)險(xiǎn)含量的衡量。

以上模型推導(dǎo)及計(jì)算中的具體變量的定義如表1。

表1　變量定義及說明

（四）樣本選取和描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)AQ的計(jì)算過程，為了得到2008—2012年連續(xù)五年的AQ值，需要前后12年的數(shù)據(jù)，為此，本文選取滬深交易所上市的所有A股公司為研究樣本，樣本選取區(qū)間為2002年至2013年。具體數(shù)據(jù)的篩選過程遵循以下原則：（1）剔除金融保險(xiǎn)行業(yè)的上市公司；（2）剔除樣本區(qū)間被ST、PT的上市公司；（3）剔除了數(shù)據(jù)異常、數(shù)據(jù)缺失的上市公司。最終得到927家公司2002年至2013年連續(xù)12年的觀察值。本文數(shù)據(jù)主要來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)整理主要用Excel軟件，數(shù)據(jù)分析采用SAS 9.2軟件，在具體的實(shí)證分析過程中，均對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了上下5%的極值處理。

表2　樣本公司特征的描述性統(tǒng)計(jì)

表3　盈余質(zhì)量，AQfactor及R-loading的描述性統(tǒng)計(jì)

表2是樣本公司基本特征的描述性統(tǒng)計(jì)，包括市值、總資產(chǎn)、銷售收入、ROA和ROE。表3是回歸及計(jì)算得到的主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。根據(jù)模型（1），分別將樣本公司2004—2012的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到2004—2012年連續(xù)9年的回歸殘差vj，t，進(jìn)一步以五年為周期對(duì)回歸殘差求標(biāo)準(zhǔn)差，得到2008—2012年的應(yīng)計(jì)質(zhì)量AQ值，應(yīng)計(jì)質(zhì)量AQ的均值為0.0953，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2436，該值越大，表明盈余質(zhì)量越差。通過因素模仿組合技術(shù)得到樣本公司2008年1月至2012年12月連續(xù)60個(gè)月的AQ?factor，根據(jù)樣本計(jì)算結(jié)果，AQfactor的均值為0.0979%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0135。進(jìn)一步將AQfactor代入單因素資產(chǎn)定價(jià)回歸模型（4）中，分別對(duì)每家樣本公司進(jìn)行回歸，得到特定公司的回歸系數(shù)R-load?ing。樣本公司R-loading均值為-0.0674，標(biāo)準(zhǔn)差為1.6023。R-loading越大表明樣本公司對(duì)以盈余質(zhì)量反映的公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)越敏感，盈余質(zhì)量中的風(fēng)險(xiǎn)性更強(qiáng)。

四、實(shí)證分析

（一）R-loading與盈余質(zhì)量內(nèi)在決定因素的關(guān)系檢驗(yàn)

表4　R-loading和盈余質(zhì)量五個(gè)內(nèi)在決定因素的相關(guān)性檢驗(yàn)

考慮到R-loading是否能解釋會(huì)計(jì)上有關(guān)盈余質(zhì)量的決定因素，對(duì)R-loading與Dechow和Dichev提出的五大盈余質(zhì)量的內(nèi)在決定因素進(jìn)行檢驗(yàn)，分別是公司規(guī)模（lnSize），現(xiàn)金流波動(dòng)（σ（CFO）），收入波動(dòng)（σ（Sales）），經(jīng)營周期（OperCycle）和盈虧情況（NegEarn）。公司規(guī)模（lnSize）用平均總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)衡量，規(guī)模大的公司經(jīng)營情況更加穩(wěn)定，且更能夠組織多元商業(yè)活動(dòng)減少經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，盈余質(zhì)量相對(duì)更高；現(xiàn)金流波動(dòng)（σ（CFO））用經(jīng)營現(xiàn)金流量的標(biāo)準(zhǔn)差衡量，經(jīng)營現(xiàn)金流量越不穩(wěn)定，意味著經(jīng)營的不確定性程度越大，盈余質(zhì)量越低；收入波動(dòng)（σ（Sales））用銷售收入的標(biāo)準(zhǔn)差衡量，收入波動(dòng)越大表明經(jīng)營環(huán)境越不穩(wěn)定，盈余質(zhì)量往往更低；經(jīng)營周期（OperCycle）用應(yīng)收賬款和存貨周轉(zhuǎn)天數(shù)之和的自然對(duì)數(shù)衡量，經(jīng)營周期越長意味著不確定性更高，估計(jì)偏差更大，因此盈余質(zhì)量更低；盈虧情況（NegEarn）是虛擬變量，公司當(dāng)年盈利取0，否則取1，虧損意味著經(jīng)營環(huán)境的重大不利，在該環(huán)境下估計(jì)錯(cuò)誤更多，盈余質(zhì)量更低?，F(xiàn)金流波動(dòng)（σ（CFO））和收入波動(dòng)（σ（Sales））以前五年的數(shù)據(jù)計(jì)算。

表4是R-loading和盈余質(zhì)量五個(gè)內(nèi)在決定因素的Pearson相關(guān)性分析統(tǒng)計(jì)。從分析結(jié)果看，R-loading和σ（CFO）、OperCycle以及NegEarn正相關(guān)，初步驗(yàn)證了當(dāng)公司現(xiàn)金流波動(dòng)更強(qiáng)、經(jīng)營周期更差以及虧損時(shí)，公司盈余質(zhì)量的風(fēng)險(xiǎn)性更高；R-loading和lnSize負(fù)相關(guān)，也初步表明了規(guī)模大的公司其盈余的風(fēng)險(xiǎn)性相對(duì)較低；R-loading和σ（Sales）負(fù)相關(guān)，與預(yù)期不符，盈余質(zhì)量風(fēng)險(xiǎn)含量與收入波動(dòng)的關(guān)系有待于進(jìn)一步的回歸檢驗(yàn)分析?；貧w檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

表5　R-loading和盈余質(zhì)量五個(gè)內(nèi)在決定因素的回歸結(jié)果

表5是R-loading和盈余質(zhì)量五個(gè)內(nèi)在決定因素的多元回歸結(jié)果。調(diào)整的擬合優(yōu)度為0.1653，表明模型的擬合度較好，F(xiàn)值為184.50，且在1%的水平上顯著，說明模型通過了顯著性檢驗(yàn)，其構(gòu)建是合理的。從具體的回歸結(jié)果來看，回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著，表明R-loading和盈余質(zhì)量的五個(gè)內(nèi)在決定因素高度相關(guān)：R-loading與公司規(guī)模負(fù)相關(guān)，與經(jīng)營現(xiàn)金流波動(dòng)、收入波動(dòng)、經(jīng)營周期以及虧損情況正相關(guān)。

以上關(guān)于R-loading與盈余質(zhì)量的五個(gè)內(nèi)在決定因素的檢驗(yàn)結(jié)果表明：（1）公司規(guī)模更大時(shí)，盈余質(zhì)量相對(duì)更高，其風(fēng)險(xiǎn)含量較低，大公司在盈余質(zhì)量上更有保障（系數(shù)為-0.7531，t值為-22.93）；（2）當(dāng)現(xiàn)金流波動(dòng)、收入波動(dòng)更強(qiáng)以及公司經(jīng)營周期更長時(shí)，往往意味著經(jīng)營的不穩(wěn)定，此時(shí)公司的盈余質(zhì)量中的風(fēng)險(xiǎn)含量更高，特別是現(xiàn)金流的波動(dòng)，對(duì)盈余質(zhì)量風(fēng)險(xiǎn)性的影響更大（系數(shù)0.6688，t值為21.27）；（3）相對(duì)于盈利公司，虧損公司的盈余風(fēng)險(xiǎn)性更高，可能是由于虧損本身意味著經(jīng)營環(huán)境的重大不利或者公司經(jīng)營本身存在問題。R-loading與盈余質(zhì)量五個(gè)內(nèi)在決定因素均高度相關(guān)且符合預(yù)期，表明了用R-loading去衡量公司超額回報(bào)對(duì)以盈余質(zhì)量表示的公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的敏感性是合理的。

（二）R-loading與盈余質(zhì)量其他替代變量的關(guān)系檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證R-loading對(duì)盈余質(zhì)量中風(fēng)險(xiǎn)含量的解釋力度，對(duì)其與盈余質(zhì)量其他替代變量進(jìn)行檢驗(yàn)。參考Francis［11］的研究結(jié)果，選取盈余質(zhì)量的七大屬性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：應(yīng)計(jì)質(zhì)量（ACC），持久性（Persistence），可預(yù)測(cè)性（Predictability），平滑性（Smoothness），價(jià)值相關(guān)性（Value Relevance），及時(shí)性（Timeliness）和穩(wěn)健性（Conservatism）。應(yīng)計(jì)質(zhì)量采用學(xué)術(shù)界常用的修正的Jones模型計(jì)量（Dechow et a1.1995），其他屬性參考Francis et al。（2004，2006）的計(jì)量方法，具體計(jì)量方法如下：

應(yīng)計(jì)質(zhì)量ACC：

其中，TA為總應(yīng)計(jì)項(xiàng)，等于營業(yè)利潤減去經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量；Asset為資產(chǎn)總額△REV為銷售收入變動(dòng)額，△REC為應(yīng)收賬款變動(dòng)額；PPE為固定資產(chǎn)凈值。對(duì)計(jì)算結(jié)果ACC取絕對(duì)值，該值越大說明應(yīng)計(jì)質(zhì)量越差。

持久性（Persistence）：

其中Xj,T是非經(jīng)常性損益調(diào)整前的凈收益除以流通在外總股數(shù)，φ1,j越接近于1表明盈余持久性越強(qiáng)，?。?-φ1,j）的絕對(duì)值，Persistence越大表明盈余持久性更差。

可預(yù)測(cè)性（Predictability）：

Smoothness等于非前凈收益除以期初總資產(chǎn)的標(biāo)準(zhǔn)差再除以經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量除以期初總資產(chǎn)的標(biāo)準(zhǔn)差。Smoothness越大表明盈余平滑性越差。

價(jià)值相關(guān)性（Value Relevance）：

其中，RETj,T是公司j從T年至T+1年十五個(gè)月的市場(chǎng)回報(bào)率，EARNj,T等于T年非經(jīng)常性損益調(diào)整前的凈利潤（NIBE）除以T-1年的總市值。ΔEARNj,T是T-1年至T年NIBE的變動(dòng)額除以T-1年的總市值。對(duì)式（11）進(jìn)行回歸得到調(diào)整的R2，為Value Relevance，值越大表明價(jià)值相關(guān)性越差。

及時(shí)性（Timeliness）：

Predictability等于式（8）回歸殘差的標(biāo)準(zhǔn)差，Predictability越大表明盈余的可預(yù)測(cè)性越差。

平滑性（Smoothness）：

當(dāng)RETj,T<0時(shí)NEGj,T=1，否則為0，Timeliness越大表明盈余的及時(shí)性越差。

穩(wěn)健性（Conservatism）：

β1,j和β2,j由式（12）計(jì)算得到，Conservatism越大表明盈余穩(wěn)健性越差。

表6　七大盈余屬性的描述性統(tǒng)計(jì)

表6是各盈余屬性的描述性統(tǒng)計(jì)。七大屬性的值越大，表明對(duì)應(yīng)的盈余屬性越差，公司的盈余質(zhì)量越差時(shí)，盈余中的風(fēng)險(xiǎn)含量應(yīng)更高，故預(yù)測(cè)R-loading與各盈余屬性應(yīng)為正相關(guān)關(guān)系。

表7是R-loading與七大盈余屬性的相關(guān)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，R-loading與各盈余屬性均正相關(guān)，與預(yù)期一致。其中，與盈余持續(xù)性、可預(yù)測(cè)性和平滑性在1%的顯著性水平上高度正相關(guān)，且系數(shù)分別達(dá)到0.1104、0.1640和0.1954，表明隨著盈余持續(xù)性、可預(yù)測(cè)性和平滑性的降低，公司的盈余質(zhì)量越差，其盈余風(fēng)險(xiǎn)性更高；與應(yīng)計(jì)質(zhì)量的回歸系數(shù)為0.691，且在5%的顯著性水平上相關(guān)，表明隨著盈余中操縱性應(yīng)計(jì)的比重不斷提高，公司盈余質(zhì)量的可靠性降低，風(fēng)險(xiǎn)含量加大；與價(jià)值相關(guān)性、及時(shí)性和穩(wěn)健性系數(shù)為正，但并不顯著，這可能是由于用五年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸樣本量相對(duì)較少導(dǎo)致的。

總體而言，以上檢驗(yàn)結(jié)果符合預(yù)期，公司盈余質(zhì)量屬性越差，盈余質(zhì)量越差，其與盈余風(fēng)險(xiǎn)敏感因子R-loading的正相關(guān)性越強(qiáng)，該結(jié)果證實(shí)了R-loading對(duì)盈余質(zhì)量中風(fēng)險(xiǎn)含量的衡量力度。

（三）R-loading與市場(chǎng)參與者行為即盈余反應(yīng)系數(shù)的關(guān)系檢驗(yàn)

該部分檢驗(yàn)R-loading是否和預(yù)測(cè)的投資者行為變量有關(guān)。研究表明，信息不確定性是投資者對(duì)盈余反應(yīng)的決定因素之一，該因素可用盈余反應(yīng)系數(shù)（ERC）來捕捉［29］，因而投資者會(huì)根據(jù)公司盈余質(zhì)量而調(diào)整對(duì)公司盈余的反應(yīng)?；诖?，將盈余反應(yīng)系數(shù)（ERC）作為投資者行為與盈余質(zhì)量之間的關(guān)系變量與R-loading進(jìn)行檢驗(yàn)。當(dāng)公司的盈余質(zhì)量中風(fēng)險(xiǎn)含量R-loading更高時(shí)，會(huì)削弱投資者對(duì)公司盈余的反應(yīng)，因而盈余反應(yīng)系數(shù)會(huì)減小。

表7　R-loading與七大盈余屬性的相關(guān)性檢驗(yàn)

表8　R-loading與盈余反應(yīng)系數(shù)ERC的回歸檢驗(yàn)

以基本的的盈余反應(yīng)系數(shù)模型為基礎(chǔ)，再加入R-loading與盈余的交互項(xiàng)，考察R-loading對(duì)投資者盈余反應(yīng)系數(shù)的影響?；疽约皩?duì)比檢驗(yàn)的盈余反應(yīng)系數(shù)模型如下：

其中，Rj,T是公司j在T期間的個(gè)股回報(bào)率，計(jì)算方法為T+1年4月末除以T年4月末調(diào)整后的收盤價(jià)（考慮分紅）；EPSj,T公司j在T期間的每股凈利潤；Pricej,T是公司j在T年4月末調(diào)整以后的個(gè)股收盤價(jià)（考慮分紅）；Betaj,T公司j在T期的貝塔系數(shù)；Levj,T公司j在T期的資產(chǎn)負(fù)債率；nSizej,T是公司j在T期的資產(chǎn)規(guī)模，取總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；Qj,T公司j在T期的托賓Q值，具體計(jì)算方法為考慮非流通因素的總市值除以總資產(chǎn)賬面價(jià)值；系數(shù)λ1為公司j的盈余反應(yīng)系數(shù)ERC。回歸檢驗(yàn)中采用樣本公司2008-2012年五年的數(shù)據(jù)。

表8是模型（13）和模型（14）的回歸結(jié)果，回歸結(jié)果表明相對(duì)于低R-loading的公司，高R-loading公司的盈余反應(yīng)系數(shù)更低。從基本的盈余反應(yīng)系數(shù)模型的回歸結(jié)果看，與個(gè)股回報(bào)率Rj,T的系數(shù)λ1顯著為正，為0.1492（t值為1.76），表明投資者對(duì)公司盈余的反應(yīng)程度總體較好。模型（14）在基本的盈余反應(yīng)系數(shù)模型中加入了含R-loading的交互項(xiàng)，此時(shí)ERC為0.7447（t值為5.50），在1%的水平上高度顯著，而交互項(xiàng)的系數(shù)為-0.2697（t值為-5.62），在1%的水平上顯著為負(fù)，這一結(jié)果表明高R-loading的公司其盈余反應(yīng)系數(shù)更低，

以上關(guān)于R-loading與盈余反應(yīng)系數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果表明，公司的R-loading越高，投資者對(duì)公司盈余的反應(yīng)程度會(huì)降低。這是由于高R-loading公司的盈余中風(fēng)險(xiǎn)含量更高，而盈余中的信息風(fēng)險(xiǎn)是投資者定價(jià)因素之一，當(dāng)盈余質(zhì)量中風(fēng)險(xiǎn)含量更高時(shí)，投資者會(huì)調(diào)整其對(duì)公司盈余的評(píng)估，使得盈余反應(yīng)系數(shù)降低。該檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了R-loading對(duì)公司盈余質(zhì)量中風(fēng)險(xiǎn)含量的解釋力度。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證研究結(jié)論的可靠性，本文還進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：首先，用修正的Jones模型代替DD模型計(jì)量應(yīng)計(jì)質(zhì)量，回歸計(jì)算得到的操縱性應(yīng)計(jì)項(xiàng)比重的絕對(duì)值A(chǔ)CC即為應(yīng)計(jì)質(zhì)量，在此基礎(chǔ)上得到公司的R-loading值，該組R-loading值也通過了本文的三組檢驗(yàn)。其次，檢驗(yàn)R-loading與盈余質(zhì)量五個(gè)內(nèi)在決定因素的關(guān)系時(shí)，用五年均值替代連續(xù)五年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果無實(shí)質(zhì)性變化，只是公司規(guī)模和收入波動(dòng)性兩個(gè)變量回歸系數(shù)的顯著性有所下降。再次，在檢驗(yàn)R-load?ing與ERC關(guān)系時(shí)，是將2008—2012年連續(xù)五年的數(shù)據(jù)作為截面數(shù)據(jù)進(jìn)行的回歸檢驗(yàn)，為排除時(shí)間的影響，分年度進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，逐年的回歸結(jié)果，除個(gè)別控制變量的顯著性稍有不同，R-loading對(duì)ERC均有不同程序的削弱作用。最后，考慮到新設(shè)立公司的信息不確定性可能更大，投資者對(duì)不同年齡公司的盈余反應(yīng)會(huì)有所不同，將公司年齡（以上市年限計(jì)量）作為控制變量加入到盈余反應(yīng)系數(shù)模型中進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果仍符合預(yù)期。以上的檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

六、結(jié)語

本文從公司特有風(fēng)險(xiǎn)視角，對(duì)盈余信息的風(fēng)險(xiǎn)含量進(jìn)行了深入分析，通過將公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)加入CAPM模型中，回歸計(jì)算得到了超額回報(bào)對(duì)以盈余質(zhì)量反映的公司特有信息風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的敏感系數(shù)R-loading，并對(duì)R-loading的合理性進(jìn)行了相關(guān)檢驗(yàn)。

首先以DD模型計(jì)量公司的應(yīng)計(jì)質(zhì)量AQ，并采用Francis研究中用到的因素模仿組合構(gòu)建出基于應(yīng)計(jì)質(zhì)量AQ的因素模仿組合AQfactor，用以衡量市場(chǎng)平均的公司特有信息風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)?；诠境~回報(bào)等于市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)和公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)之和的理論研究，將公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)加入到資產(chǎn)定價(jià)回歸模型中，通過對(duì)樣本公司2008—2012年的月度超額回報(bào)率數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到了回歸系數(shù)R-loading。R-loading衡量了公司超額回報(bào)對(duì)以盈余質(zhì)量表示的公司特有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的敏感度，R-loading越大，表明公司盈余信息中的風(fēng)險(xiǎn)含量也越大。為檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)敏感系數(shù)R-loading的合理性，對(duì)其進(jìn)行了三方面的檢驗(yàn)：（1）檢驗(yàn)R-loading與盈余質(zhì)量的五個(gè)內(nèi)在決定因素之間的關(guān)系，分別是公司規(guī)模、經(jīng)營現(xiàn)金流波動(dòng)、收入波動(dòng)、經(jīng)營周期和盈虧情況。實(shí)證結(jié)果與Dechow和Dichev的預(yù)測(cè)一致：規(guī)模大的公司盈余質(zhì)量相對(duì)較高，風(fēng)險(xiǎn)性相對(duì)較低，R-loading更??；而當(dāng)公司現(xiàn)金流和收入波動(dòng)更大、經(jīng)營周期更差、面臨虧損時(shí)，經(jīng)營的不確定性提高，盈余質(zhì)量的可靠性下降，風(fēng)險(xiǎn)含量更高，因而R-loading更大。（2）檢驗(yàn)R-loading與盈余質(zhì)量其他替代變量之間的關(guān)系，盈余質(zhì)量替代變量借鑒Francis等研究中提到的七大盈余屬性：操縱性應(yīng)計(jì)ACC、盈余持續(xù)性、可預(yù)測(cè)性、平滑性、價(jià)值相關(guān)性、及時(shí)性和穩(wěn)健性。實(shí)證結(jié)果表明，當(dāng)盈余屬性更差時(shí)，R-loading更高，證實(shí)了R-loading對(duì)盈余質(zhì)量中風(fēng)險(xiǎn)含量的解釋力。（3）檢驗(yàn)R-loading與投資者行為即盈余反應(yīng)系數(shù)ERC之間的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果顯示，當(dāng)公司擁有更高的R-loading時(shí)，盈余反應(yīng)系數(shù)降低，更高的R-loading意味著公司盈余中的風(fēng)險(xiǎn)性更大，投資者會(huì)對(duì)盈余中的信息風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行定價(jià)，因而會(huì)根據(jù)公司盈余質(zhì)量對(duì)盈余反應(yīng)進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整，該結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了用R-loading去衡量公司盈余中風(fēng)險(xiǎn)含量的合理性。

本文完善了現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)盈余質(zhì)量的研究內(nèi)容，通過對(duì)CAPM模型進(jìn)行拓展，提取出風(fēng)險(xiǎn)敏感系數(shù)R-loading，得到了盈余信息中公司特有風(fēng)險(xiǎn)的計(jì)量指標(biāo)，為投資者評(píng)估公司盈余風(fēng)險(xiǎn)提供了實(shí)際可操作的方法，有利于投資者決策。不足之處在于：回歸計(jì)算R-loading時(shí)采用月度回報(bào)率數(shù)據(jù)而不是日回報(bào)率數(shù)據(jù)，可能導(dǎo)致計(jì)算結(jié)果不甚精準(zhǔn)；未對(duì)盈余屬性中的不顯著變量進(jìn)行進(jìn)一步的分析。此外，對(duì)于R-loading，還可以從公司會(huì)計(jì)重述、法律訴訟和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)等角度進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。

［參考文獻(xiàn)］

［1］Sharpe，W F. Capital asset prices：A Theory of Market Equilibrium under Conditions of Risk［J］．The Journal of Finance，1964，19 （3）：425-442.

［2］Levy，H. Equilibrium in an Imperfect Market：A Constraint on the Number of Securities in the Portfolio［J］．The American Economic Review，1978，643-658.

［3］Basu S. Investment Performance of Common Stocks in Relation to their Price-Earnings Ratios：A Test of the Efficient Market Hypothe?sis［J］．Journal of Finance，1977，32：663-682.

［4］Basu，S. The Relationship between Earnings' Yield，Market Value and Return for NYSE Common Stocks：Further Evidence［J］．Journal of Financial Economics，1983，12（1）：129-156.

［5］Grossman S J，Stiglitz，J E. Stockholder Unanimity in Making Production and Financial Decisions［J］．Quarterly Journal of Econom?ics，1980，94（3）：543-66.

［6］Banz R. W. The Relationship between Return and Market Value of Common Stocks［J］．Journal of Financial Economics，1981，9 （1）：3–18.

［7］Merton R C. 1A Simple Model of Capital Market Equilibrium with Incomplete Information［J］．Journal of Finance，1987，42（3）：483 –510.

［8］Fama E F，F(xiàn)rench K R. The Cross-section of Expected Stock Returns［J］．Journal of Finance，1992，47（2）：427–465.

［9］Easley D，Hvidkjaer S. Is Information Risk a Determinant of Asset Returns？［J］．Journal of Finance，2002，57（5）：2185–2221.

［10］Leuz C，Verrecchia R E. 2005，“Firms' Capital Allocation Choices，Information Quality，and the Cost of Capital［M］．Social Sci?ence Electronic Publishing，2005.

［11］Francis J，LaFond R，Olsson P M，Schipper K. Costs of Equity and Earnings attributes［J］．The Accounting Review，2004，79（4）：967-1010.

［12］Francis J，LaFond R，Olsson P M，Schipper K. The Market Pricing of Accruals Quality［J］．Journal of accounting and economics，2005，39（2）：295-327.

［13］曾穎，陸正飛。信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2006（2）.

［14］于李勝，王艷艷。信息風(fēng)險(xiǎn)與市場(chǎng)定價(jià)［J］．管理世界，2007（2）.

［15］Aboody D，Hughes J，Liu J，Earnings Quality，Insider Trading，and Cost of Capital［J］．Journal of Accounting Research，2005，43 （5）：651–673.

［16］Gray P，Koh P，Tong Y H. Accruals Quality，Information Risk and Cost of Capital：Evidence from Australia［J］．Journal of Busi?ness Finance & Accounting，2009，36（1-2）：51-72.

［17］Ball R，Brown P. An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers［J］．Journal of Accounting Research，1968，6：159-178.

［18］Kothari S P，Sloan R G. Information in Prices about Future Earnings：Implications for Earnings Response Coefficients［J］．Journal of Accounting and Economics，1992，15（92）：143-171.

［19］Kothari S P，Shanken J，Sloan R. Another Look at the Cross-section of Expected Stock Returns［J］．Journal of Finance，1995，50：185-224.

［20］Kothari S P，Shanken J. Book-to-market，Dividend Yield，and Expected Market Returns：a Time-series Analysis［J］．Journal of Financial Economics，1997，44：169-203.

［21］Sloan RG. Do Stock Prices Fully Reflect Information in Accruals and Cash Flows about Future Earnings？［J］．Accounting Review，1996，71（3）：289-315.

［22］Watts R L. Conservatism in Accounting Part II：Evidence and Research Opportunities［J］．Accounting Horizons，17：287-301.

［23］Easley D，O'Hara M. Information and the Cost of Capital［J］．The Journal of Finance，2004，59（4）：1553-1583.

［24］Lambert R，C Leuz，Verrecchia R E. Accounting Information，Disclosure，and the Cost of Capital［J］．Journal of Accounting Re?search，2007，45（2）：385-420.

［25］Schipper K，Olsson P M，Kim I，F(xiàn)rancis J，Ecker F. A Returns-based Representation of RarningsQuality［J］．Accounting Review A Quarterly Journal of the American Accounting Association，2006，81（4）：749-780.

［26］Dichev I D，Dechow P M. The Quality of Accruals and Earnings：the Role of Accrual Estimation Error［J］．Social Science Electron?ic Publishing，2001，77（1）：35-59.

［27］Dechow P M，Sloan R G. Sweeney A P. Detecting Earnings Management［J］．Accounting Review，1995，70：847-870.

［28］Mcnichols M F. Discussion of the Quality of Accruals and Earnings：the Role of Accrual Estimation Errors［J］．Accounting Review A Quarterly Journal of the American Accounting Association，2002，77（1）：61-69.

［29］Imhoff E A，Lobo G J. The Effect of ex ante Earnings Uncertainty on Earnings Response Coefficients［J］．Accounting Review，1992，67（2）：427-439.

東南大學(xué)藝術(shù)學(xué)院聯(lián)合承辦的第十一屆全國藝術(shù)學(xué)年會(huì)在北京召開

本刊訊為深入學(xué)習(xí)貫徹習(xí)近平總書記在文藝工作座談會(huì)上的重要講話精神和中共中央《關(guān)于繁榮發(fā)展社會(huì)主義文藝的意見》，由全國藝術(shù)學(xué)學(xué)會(huì)主辦，東南大學(xué)藝術(shù)學(xué)院與相關(guān)單位聯(lián)合承辦的“中國藝術(shù)學(xué)的傳統(tǒng)資源與當(dāng)代構(gòu)建理論研討會(huì)暨第十一屆全國藝術(shù)學(xué)年會(huì)”于日前在北京召開。本屆年會(huì)旨在弘揚(yáng)中華民族優(yōu)秀傳統(tǒng)文化和彰顯中華美學(xué)精神，促進(jìn)高等院校、科研機(jī)構(gòu)和專業(yè)媒體之間的學(xué)術(shù)交流。會(huì)議議題包括結(jié)合新的時(shí)代條件傳承和弘揚(yáng)中華美學(xué)精神和藝術(shù)精神，深入探索藝術(shù)批評(píng)規(guī)律，切實(shí)加強(qiáng)藝術(shù)評(píng)論，探究中國藝術(shù)學(xué)的民族學(xué)理與本土資源，藝術(shù)學(xué)及各分支學(xué)科的回顧與前瞻。

開幕式由中國文聯(lián)出版社社長兼總編輯朱慶主持，全國藝術(shù)學(xué)學(xué)會(huì)會(huì)長、東南大學(xué)凌繼堯教授，中國文聯(lián)黨組成員、副主席李前光，文化部文化科技司司長孫若風(fēng)等同志應(yīng)邀出席會(huì)議并致辭。來自全國各高等院校的200余位藝術(shù)學(xué)理論界的專家、學(xué)者出席了本次會(huì)議，與會(huì)代表濟(jì)濟(jì)一堂，分別圍繞各議題，分組進(jìn)行了踴躍熱烈的發(fā)言和別開生面的研討。東南大學(xué)藝術(shù)學(xué)院李倍雷教授、沈亞丹教授、尹文教授等十六名師生參加了本次研討會(huì)。

本次會(huì)議共收到論文300余篇,經(jīng)過中國知網(wǎng)科研成果檢測(cè)系統(tǒng)的查重篩選和專家組的匿名評(píng)審，擇優(yōu)選錄了180篇論文參會(huì)(合計(jì)100余萬字)，中國文聯(lián)出版社將以本屆年會(huì)論文成果為基礎(chǔ)，編輯出版《中國藝術(shù)學(xué)的傳統(tǒng)資源與當(dāng)代構(gòu)建——第十一屆全國藝術(shù)學(xué)年會(huì)文集》。經(jīng)專家組匿名評(píng)審，本次會(huì)議還遴選出20篇優(yōu)秀會(huì)議論文。沈亞丹教授、李軼南副教授等五位師生撰寫的論文獲獎(jiǎng)。東南大學(xué)藝術(shù)學(xué)院院長王廷信主持了閉幕式，并做大會(huì)總結(jié)發(fā)言。

（李軼南）

［作者簡介］王永海（1965—），男，湖北隨州人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：財(cái)務(wù)管理和會(huì)計(jì)。

［收稿日期］2015-09-20

［中圖分類號(hào)］F270；F272

［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A

［文章編號(hào)］1671－511X（2016）01－0065－11