合肥工業(yè)大學經(jīng)濟學院　張本照　牛圣杰　王海濤

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自愿性信息披露、會計準則變化與股價同步性*

合肥工業(yè)大學經(jīng)濟學院張本照牛圣杰王海濤

摘要：本文以2004-2013年我國滬深300指數(shù)成分股為樣本，分析了自愿性信息披露水平對我國股價同步性的影響，并探討了兩次會計準則變化如何影響自愿性信息披露水平與股價同步性之間的相關關系。研究表明，自愿性信息披露的數(shù)量和質量均與股價同步性負相關，會計準則的改進降低了股價同步性，且會計準則的改進顯著增強了自愿性信息披露水平與股價同步性之間的負相關關系。

關鍵詞：自愿性信息披露股價同步性會計準則

一、引言

上市公司的特質信息是引導公司股票價格變化的主要因素。證券市場信息的不對稱，導致較少的公司特質信息能被投資者獲取，股票價格的波動更多反映的是市場宏觀信息的變化，這就導致了較高的股價同步性，降低資本市場的資源配置效率。上市公司增加自愿性信息披露能夠降低證券市場的信息不對稱程度，投資者可以根據(jù)上市公司的自愿性信息披露，得到更多的公司層面特質信息，從而進行正確的投資決策，提高股票市場的定價效率。我國財政部于2007年和2013年兩次對會計準則進行了改革，使我國會計準則逐漸與國際準則接軌。自愿性信息披露的內容主要是公司的會計信息，而會計準則作為會計信息的制度規(guī)范，直接影響了會計信息披露的數(shù)量和質量。那么，上市公司的自愿性信息披露對股價同步性有何影響？會計準則的改進是否會影響到自愿性會計信息披露的水平與股價同步性之間的關系？探討以上問題對進一步完善我國上市公司的信息披露制度以及評估我國會計準則的改革效果，具有重要的實際意義。

二、文獻綜述

King（1966）運用資本資產定價模型（CAPM）最早發(fā)現(xiàn)，公司股價中同時包含了市場層面和行業(yè)層面的相關信息。其后，Roll（1988）指出，個股收益率的變動并不僅僅取決于市場和行業(yè)收益率，公司的特質信息對股價的波動同樣具有重要的影響，表現(xiàn)為股價同步性與特質信息負相關，即股價中包含的市場和行業(yè)層面信息越多，個股波動與市場總體波動就越趨同，股價同步性也就越高。Jin、Myers（2006）發(fā)現(xiàn)，不同市場環(huán)境下，股價同步性的差異是由信息透明度決定的。Hutton等（2009）的研究表明，同一個市場內的不同股票之間，信息透明度越高的公司，其股價反映的公司特質信息越多，股價同步性越低。王亞平等（2009）研究發(fā)現(xiàn)，在中國的股票市場上，股價同步性正向地反映股票市場信息效率，且公司的信息透明度越高，股價同步性越高。那么，公司的特質信息是如何融入到股價中，進而影響股價同步性的呢？Romer（1993）認為，公司的特質信息可以通過信息披露等方式融入到股價中。

信息披露可分為強制性披露與自愿性披露，前者是指按照公認的會計準則等要求，上市公司必須在其財務報告中予以披露的內容；后者是指除強制性披露之外，上市公司自愿對投資者披露的內容。毋庸置疑，自愿性信息披露作為信息披露的主要形式之一，對股價的形成具有十分重要的推動作用。Haskins等（2000）認為，由于證券市場信息不對稱風險的增加，投資者只有獲得真實的信息才能正確選擇公司進行投資，因此自愿性信息披露的質量顯得尤為重要。王惠芳（2007）認為，自愿性信息披露以市場為導向，通過市場的調節(jié)發(fā)布以財務信息為代表的特質信息，是公司披露利益和成本權衡的產物。劉偉等（2008）的研究表明，公司加強自愿性信息披露程度能夠顯著提高公司的價值，進而影響公司的股價形成。李沁原（2014）總結出了自愿性信息披露對股票價格影響的路徑，即自愿性披露的信息決策有用性越高，越能夠引發(fā)投資者對股票的持有需求，進而能夠刺激股票價格的上漲。

自愿性信息披露公開的主要是公司的會計信息，Watts、Zimmerman（1986）指出，會計信息作為投資者最重要的信息來源之一，其質量直接影響到證券市場的資源配置效率，進而影響股票價格的形成。Mahoney（1995）認為，會計準則可以為上市公司提供一個公平的信息披露環(huán)境。因此，會計準則的改進能夠提高會計信息的質量（Wang，2008；Barth等，2008），促使整體資本市場中成本的降低和效率的提高，進而對股價的形成產生重要的影響。金智（2010）的研究發(fā)現(xiàn)，新會計準則的改革影響了會計信息質量與股價同步性之間的關系。另外，陳虹宇（2012）的研究同樣表明，我國會計準則的國際趨同提高了會計信息的可比性，增強了披露信息的有效性，進而有利于投資者更便于獲得更多的公司特質信息，以此獲得規(guī)模經(jīng)濟效益。

三、理論分析與研究假設

（一）自愿性信息披露水平與股價同步性股價同步性是指，公司個股價格的波動與市場價格波動之間的趨同程度，即股價表現(xiàn)出來的“同漲同跌”現(xiàn)象。股價同步性是由股價中融入的公司特質信息與市場層面信息的相對多少來決定的，因此，相對于發(fā)達國家而言，發(fā)展中國家證券市場股價同步性較高的原因主要有兩個：第一，公司股價容易受市場的系統(tǒng)性風險影響。我國證券市場發(fā)展時間較短，發(fā)展程度較低，并且我國政府在資源配置中占有重要地位，這就導致投資者對股票價值的判斷更多的依賴于國家層面的宏觀信息以及行業(yè)信息，我國股市也因此被稱為“政策市”。第二，公司特質信息的可獲得性和可使用性較低。高質量的公司特質信息可以引導投資者理性做出最優(yōu)化的投資決策（Healy、Palepu，2001），但是我國目前的證券市場中，投資者對公司特質信息的獲取渠道較少，且產權保護力度較差，這就導致了公司特質信息的可獲得性和可使用性較低，同樣造成股價中融入的公司特質信息含量較低。尤金？法瑪（Eugene Fama，1965）提出的“有效市場理論”認為：在一個有效的資本市場中，價格能夠準確無偏地反映出所有可獲得的信息。這里包含一個假設前提，即有效市場中的投資者能夠理性識別并篩選出有用的信息，從而進行合理的投資決策。因此，股票市場中披露的公司特質信息越充分，投資者能夠獲得的有用信息越多，股價越能夠反映出公司的真實價值，也即股價同步性越低。但由于我國目前的強制性信息披露對所有的上市公司來說并無差別，而自愿性信息披露卻可以有效地反映公司的內在價值。因此，上市公司應該有選擇地增加對自愿性信息的披露，通過對信息進行充分披露，來提升公司股價與公司真實價值間的相關性。有價值的信息能夠影響股票價格的變動，隨著上市公司的信息披露體制的不斷完善，自愿性信息披露在我國證券市場的作用越來越明顯（劉維奇、李丹豐，2014）。上市公司進行自愿性信息披露增強了證券市場信息的公開性、透明性及充分性，使得投資者能夠充分掌握有效信息，并根據(jù)自身判斷，引導合理股價的形成，增強股票市場的定價效率，降低股價同步性水平?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦卵芯考僭O：

假設1：自愿性信息披露水平與股價同步性負相關

上市公司的自愿性披露水平可以從數(shù)量和質量兩個維度進行考察。從數(shù)量維度來看，上市公司自愿披露的公司財務報告的數(shù)量越多，即上市公司信息披露的越頻繁，自愿性披露水平也就越高。從質量維度來看，上市公司自愿披露的信息內容越有效，即信息越具有決策相關性，自愿性披露水平也就越高。為此，本文進一步提出如下研究假設：

假設1a：自愿性信息披露的數(shù)量與股價同步性負相關

假設1b：自愿性信息披露的質量與股價同步性負相關

（二）會計準則改進與股價同步性我國于2007年首次對會計準則進行了重大改革并取得成功，隨后又于2013年對新會計準則中有關公允價值計量、職工薪酬等八項內容進行了調整。至此，標志著我國會計準則質量的全面提升，以及與國際財報準則（IFRS）的趨同。會計準則的改進提高了會計信息的可比性、透明性、有效性及可理解性，能夠更好的反映出公司的財務和經(jīng)濟狀況，更利于投資者理解和掌握公司的會計信息，增加了流入證券市場中的公司特質信息含量，從而提升了公司特質信息與市場層面信息的相對比重，導致股價同步性的降低。因此，本文提出如下研究假設：

假設2：會計準則的改進能夠降低股價同步性

（三）會計準則改進、自愿性信息披露水平與股價同步性會計準則的改進將從兩個方面增強公司的自愿性信息披露水平與股價同步性的負相關關系：一方面，新會計準則通過對披露信息的部分重要內容進行調整，提升了公司披露的特質信息的質量，提高了信息的可理解性及決策相關性，進而降低了股價同步性；另一方面，新會計準則增加了對上市公司的強制性信息披露要求，當所有的上市公司都增加了信息披露的數(shù)量時，將會產生一種“激勵效應”，即部分上市公司會有選擇地繼續(xù)增加自愿性信息披露的數(shù)量，以此來優(yōu)化自身形象，擴大其與別家公司間的信息披露差異化程度，增強投資者對公司的信心（陳平，2013），進而刺激投資者的投資需求，帶動股價的上漲。這種激勵效應長久來看，將會產生一種競爭效應，促使越來越多的企業(yè)增加自愿性披露的數(shù)量?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O：

假設3：會計準則的改進增強了自愿性信息披露水平與股價同步性間的負相關關系

假設3a：會計準則的改進增強了自愿性信息披露的數(shù)量與股價同步性間的負相關關系

假設3b：會計準則的改進增強了自愿性信息披露的質量與股價同步性間的負相關關系

四、研究設計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源本文選取的樣本公司為2004-2013年間均是滬深300指數(shù)成分股的公司，滬深300指數(shù)成分股具有以下特點：其選股以公司規(guī)模和流動性為標準，其中流動性被賦予更大的權重，反映的是流動性強和規(guī)模大的代表性股票的股價綜合變動情況；每年調整2次，并且在調整時采用緩沖區(qū)技術，保障了成分股定期調整的幅度，提高了成分股的穩(wěn)定性；沒有明確的行業(yè)選擇標準，其行業(yè)分布狀況與市場的行業(yè)分布狀況相近，具有較好的代表性。本文參照Jin、Myers（2006）的做法，將金融類上市公司以及數(shù)據(jù)殘缺的樣本剔除，最終確認的樣本公司有134個，共獲得1342個觀測值。本文使用的數(shù)據(jù)均來自于Wind數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

（1）被解釋變量：股價同步性（Syn）。本文參照Roll （1988）和Morck等（2000）的方法，使用資產定價模型分析法將股票收益分解為來自市場層面的收益、行業(yè)層面的收益以及來自公司層面的收益，如（1）式：

ri，t=β0+β1rm，t+β2rI，t+ei，t（1）

其中，ri，t為研究期第t周的個股收益率；rm，t為研究期第t周的市場收益率，；rI，t為研究期第t周的行業(yè)收益率；e為殘差，代表無法由市場層面及行業(yè)層面信息解釋的部分收益率，即個股中的特質信息對股票收益的影響。（5）式的擬合優(yōu)度R2反映的是個股的收益變化中，由市場層面和行業(yè)層面信息解釋部分所占的比例。e越小，R2越大，說明個股股價的波動更多的是由市場和行業(yè)層面的信息所解釋，而公司的特質信息對個股股價變動的影響較小，即股價同步性較大。由于R2的取值范圍為（0，1），因此本文采用Durnev等（2003）的做法，利用（2）式將R2進行對數(shù)化處理，得到股價同步性（Syn）的衡量指標。具體如下：

（2）解釋變量。本文將自愿性信息披露的數(shù)量（Iquantity）和自愿性信息披露的質量（Opaque）作為自愿性信息披露水平的代理變量。參照汪煒、蔣高峰（2004）的做法，本文利用上市公司每年發(fā)布的公告數(shù)量來衡量自愿性信息披露的數(shù)量，公告數(shù)量等于公司每年發(fā)布的臨時公告數(shù)量和季報數(shù)量的總和。另外，參照Bhattacharya等（2003）的做法，本文采用報告盈余分析法測度我國上市公司的自愿性信息披露的質量，選取收益不透明度來衡量自愿性信息披露的質量。收益不透明度由（3）式計算所得：

式中，Opaque代表公司的收益不透明度，由公司的收益激進度（EA）和收益平滑度（ES）兩個指標合成而來。Declies （EA）為公司的收益激進度的十分位數(shù)，Declies（ES）為公司的收益平滑度的十分位數(shù)。其中，收益激進度EA由（4）式計算所得：

式中，Tai，t-1為第i家公司第t-1年的總資產，ACCi，t為第i家公司第t年的可操縱性應計項，且由（5）式計算所得：

ACCi，t=ΔCAi，t-ΔCLi，t-ΔCASHi，t+ΔSTDi，t-DEPi，t+ΔTPi，t（5）

式中，ΔCA為公司流動資產增加額，ΔCL為公司流動負債增加額，ΔCASH為公司貨幣資金增加額，ΔSTD為公司一年期長期負債增加額，DEP為公司的攤銷和折舊費用，ΔTP為公司應交所得稅增加額。

而收益平滑度ES由（6）式計算所得：

式中，ΔAC為公司可操縱應計項的增加額，ΔCF為公司現(xiàn)金流量增加額，Correl（·）代表變量間的相關系數(shù)。

（3）控制變量。已有研究，如Jin、Myers（2006）認為，股價同步性的高低與經(jīng)濟主體的透明度有關，經(jīng)濟主體的透明度通過公司基本面指標反映出來；侯宇、葉冬艷（2008）的研究同樣表明，股價同步性與公司基本面指標之間存在顯著的相關性。因此本文選取了一些能夠代表公司基本面的主要指標作為模型的控制變量，具體變量定義如表1所示。

表1　控制變量定義

（三）模型構建為了檢驗假設1a、假設1b和假設2，分別設定模型（1）和模型（2）：

式中，下標i和t分別代表公司和時間，Syn代表股價同步性；Iquantity代表自愿性信息披露的數(shù)量；Opaque代表自愿性信息披露的質量；Rule用來表示會計準則的改進；X代表其他影響股價同步性的控制變量，包括：公司的資產總額（Size）；公司的十大股東持股比例（Sharehr）；公司的總資產收益率（ROA）；公司的銷售凈利率（NPM）；公司的市凈率（PB）；公司股票的年成交量（Vol）；公司股票的年平均換手率（TR）；ε為隨機擾動項。

為了檢驗假設3a和假設3b，分別設定模型（3）和模型（4）：

其中，Iquantity×Rule和Opaque×Rule分別代表會計準則的改進與自愿性信息披露數(shù)量及自愿性信息披露質量的交互項，用來考察會計準則的改進是否會加強自愿性信息披露水平對股價同步性的影響。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計表2報告了變量的描述性統(tǒng)計結果。R2的均值為0.439，說明我國股市中個股收益率的約44%部分可以由市場和行業(yè)收益率解釋。Syn的最小值為-5.5957，最大值為2.6744，說明股價同步性差異較大。Iquantity的最小值為6，最大值為254，且標準差為33.3875，說明不同公司間自愿性信息披露的數(shù)量差異很大。而Opaque的標準差僅為0.065，說明不同公司間自愿性信息披露的質量差異較小。

（二）回歸分析本文利用STATA12.0軟件進行回歸分析，由于本文采用的是靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，因此在估計時采用靜態(tài)面板回歸方法。靜態(tài)面板回歸有混合回歸、隨機效應回歸和固定效應回歸三種回歸方法，要依次進行三個檢驗，分別是F檢驗、拉格朗日乘子（LM）檢驗和Hausman檢驗，從而最終確定本文要使用的回歸方法。模型（1）-（4）的模型設定檢驗結果見表3，可以得出以下結論：四個計量模型均應采用固定效應模型進行回歸。

表2　變量描述性統(tǒng)計

表3　模型檢驗結果

表4報告了本文的實證回歸結果。模型（1）中Iquantity的回歸系數(shù)為-0.0059，且在1%水平上顯著，說明自愿性信息披露的數(shù)量與股價同步性負相關，自愿性披露的信息數(shù)量越多，股價同步性越低，這與假設1a的預期相一致。模型（2）中Opaque的回歸系數(shù)為2.9637，且在1%水平上顯著，說明收益不透明度越高，股價同步性越高，即自愿性信息披露的質量越高，股價同步性越低，這與假設1b的預期相一致。另外，從模型（1）和模型（2）中Rule的系數(shù)可以看出，會計準則的改進降低了股價同步性，這與本文的假設2相符。模型（3）中Iquantity×Rule的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明會計準則改進會增強自愿性信息披露的數(shù)量與股價同步性間的負相關關系，這證實了假設3a。同樣，模型（4）中Opaque×Rule的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正，說明會計準則的變更會增強收益不透明度與股價同步性的正相關關系，即增強了自愿性信息披露的質量與股價同步性間的負相關關系，證實了假設3b?？刂谱兞糠矫妫疽?guī)模（Size）的系數(shù)顯著為正，說明公司規(guī)模越大，股價同步性越高。這是因為公司規(guī)模越大，其在市場中的影響力越大，公司越不易受到市場的操控，其股價與市場價格的走勢越趨同。股權集中度（Sharehr）的系數(shù)不顯著，李增泉（2005）的研究表明，公司的第一大股東持股比例對股價同步性的影響呈倒U型關系，而其他大股東的持股比例對股價同步性的影響顯著為負。由于本文采用前十大股東的持股比例來衡量公司的股權集中度，因此就有可能產生正負性相互抵消，最后不顯著的情況?？傎Y產收益率（ROA）的系數(shù)顯著為正或者不顯著，Hutton等（2009）的研究表明，ROA太高或太低都會背離市場平均水平，從而造成其對股價同步性的影響在不同的回歸方程中不一定相同。銷售凈利率（NPM）的系數(shù)顯著為負或者不顯著，這是因為NPM的變動由利潤和銷售收入的變動共同決定，而銷售收入增加的同時，銷售費用、財務費用和管理費用等都會相應的增加，這就要求公司在擴大銷售的同時要注意改進公司的管理水平，因此會影響到投資者的判斷，對股價同步性產生了不確定的影響。市凈率（PB）的系數(shù)顯著為負，說明市凈率越高的公司，其股價同步性性越低。各公司的市凈率衡量的是公司的成長性，市凈率越小，投資價值越大，公司的成長性越高，因此股價同步性越高。公司股票的年平均成交量（Vol）系數(shù)顯著為正，由于股票的年平均成交量反映的是該公司對投資人的吸引程度，當投資者普遍看好某個公司的股票時，成交量會增加，因此股價同步性也就越高。股票的年換手率（TR）系數(shù)顯著為負，換手率越大說明該只股票在市場內被轉手買賣的頻率很高，是流動性強的表現(xiàn)，因此年換手率越大，股價同步性越低。

表4　靜態(tài)面板回歸結果

（三）穩(wěn)健性檢驗為了檢驗研究結論的可靠性，本文考察了極端值對研究結論可靠性的影響，進行如下兩個方面的穩(wěn)健性檢驗：一是考察了被解釋變量股價同步性（Syn）的極端值對研究結論可靠性的影響；二是考察了標準差較大的自愿性信息披露數(shù)量（Iquantity）的極端值對研究結論可靠性的影響。第一種穩(wěn)健性檢驗的具體步驟如下：將觀測樣本按Syn排序，剔除樣本總數(shù)1%的Syn最大和1%的Syn最小的觀測值，共剔除了28個觀測值，利用剩余的1314個樣本重新進行了回歸，回歸結果見表5。由表5中的回歸結果可以看出，各變量回歸系數(shù)的正負性沒有發(fā)生任何變化，且變量回歸系數(shù)的絕對值變化不大。由此可見，模型的穩(wěn)健性較好。由于篇幅有限，僅在表5中報告了第一種穩(wěn)健性檢驗的結果，第二種穩(wěn)健性檢驗的結果與之類似。

表5　穩(wěn)健性檢驗結果

六、結論

本文以滬深300指數(shù)成分股作為樣本，分別考察了自愿性信息披露水平（數(shù)量和質量兩個維度）和會計準則改進對股價同步性的影響，并探討了兩次會計準則變化如何影響自愿性信息披露水平與股價同步性之間的相關性。得出如下結論：首先，自愿性信息披露是投資者獲取公司特質信息的重要渠道，提高自愿性信息披露的數(shù)量和質量能使更多高質量的公司特質信息流入證券市場，從而提高了股票的定價效率，降低了股價同步性。因此，上市公司自愿性信息披露的數(shù)量和質量與股價同步性負相關。其次，會計準則的改進一方面增加了流入證券市場中的公司特質信息的含量；另一方面提高了公司特質信息的可理解性，進而提高了自愿性信息披露的質量。因此，會計準則的改進不僅降低了股價同步性，而且增強了自愿性信息披露水平（數(shù)量和質量）與股價同步性之間的負相關關系?；谝陨辖Y論本文認為：（1）應從自愿性信息披露的“量”和“質”兩個方面同時著手，正確引導我國上市公司的自愿性信息披露行為，在鼓勵上市公司將更多的特質信息展現(xiàn)給投資者進行決策的同時，還應努力提升自愿性信息披露的信息質量，增強信息的決策有用性。（2）我國的會計準則制定機構應秉持著提高會計信息可理解性的原則，結合我國實際，不斷改進會計準則，提高會計信息的質量。

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（編輯梁恒）

*本文系國家社科基金年度項目“機構投資者報價與創(chuàng)業(yè)板新股審慎定價研究”（項目編號：14BJY181）的階段性研究成果。