我国会计准则与国际会计准则的有用性比较
出处：论文网
时间：2007-10-03
我国的会计改革始终坚持以国际会计准则为导向，所制定的会计标准都尽可能地与国际会计准则相协调或一致。然而，我国的资本市场起步较晚，加之转轨经济的特殊性，容易使人对一套外来的会计准则，尤其是更多地反映了成熟市场经济环境的国际会计准则，能否比本土会计准则提供更加有用的会计信息产生怀疑。本文的目的就是比较我国会计准则和国际会计准则在我国资本市场上的有用性，这又可以分解为两个实质上不同的问题：我国会计准则和国际会计准则的相对价值相关性检验；会计准则差异调节数据的增量价值相关性检验，换言之，我国会计准则和国际会计准则的双向增量价值相关性检验。
一、文献综述
（一）关于会计国际协调的相对价值相关性研究
较早的此类研究是对会计信息在不同市场上的有用性进行比较。如Alford et al.（1993）、Harris et al.（1994）。更多的学者基于同一市场对不同会计准则下会计信息的相对价值相关性进行了研究，但结论并不统一。有人发现外国会计准则比本土会计准则的价值相关性更强，如Auer（1996）的研究表明国际会计准则和美国会计准则下会计盈余的信息含量显著高于瑞士会计准则。Bao and Chow（1999）发现基于国际会计准则（IAS）的会计盈余和净资产数据比中国会计准则（CAS）更具信息含量。
但也有研究认为本土会计准则更有用。如Eccher and Healy（2000）以同时发行AB股的中国上市公司为样本比较CAS和IAS的有用性并发现：在B股市场，IAS下与CAS下的盈余和应计项目具有相似的价值相关性，而在A股市场，CAS会计盈余的价值相关性更高。
（二）关于会计国际协调的增量价值相关性研究
Amir et al.（1993）在美国证券市场上选取了来自20个国家的外国上市公司作为混合样本，发现不仅会计盈余和股东权益的调节数据总体上具有增量价值相关性，而且对调节数据进行分解后的一些项目也具有增量价值相关性。Pope and Rees（1992）发现英国公司披露的会计盈余调节数据具有双向的增量信息含量。Barth and Clinch（1996）也发现了英国和澳大利亚公司的调节数据具有增量价值相关性，而加拿大公司的调节数据不具有信息含量。Bandyopadhyay et al.（1994）则进一步提供了加拿大公司的调节数据不具有增量价值相关性的证据。而Harris and Muller（1999）利用不同的模型得出了不同的结论。
在中国的资本市场上，Haw et al.（1998）发现按CAS报告的盈余与B股公司报酬率显著相关，而按国际会计准则编制的调节数据不具有显著相关性，因而国际会计准则下的会计信息对B股投资者没有增量价值相关性。
（三）大陆学者的研究
潘琰等（2003）针对2001年AB股公司比较了不同准则下的会计盈余在不同市场下的价值相关性，指出A股市场对会计盈余数字的解释能力要比在B股市场上强。然而，该结论事实上并无法支持会计准则是否需要国际化的判断，因为价值相关性的差异可能来源于市场的差异。李晓强（2004）的研究发现，CAS下会计信息的作用略强于IAS下的会计信息，还发现在B股市场披露调节数据是有必要的。但该文并没有进行双向的增量价值相关性检验。王立彦等（2002）对同时发行A股和H股上市公司的双重披露进行了增量价值相关性检验，结果表明，调整值能够增加会计衡量与市场回报率之间的相关性。
二、样本选取
我们的研究样本来自于在深圳证券交易所（以下简称“深市”）或上海证券交易所（以下简称“沪市”）同时发行A股和B股的上市公司。样本选取期间为2001—2003年，2001年1月1日《企业会计制度》的实施标志着我国会计标准的国际协调进程达到一个新的阶段，此后的几年时间内我国会计改革处于一个存量调整的时期，以此为考察期间，可以控制会计标准变化的因素，也可以与李晓强（2004）以2000—2002为样本期间的研究结果相对照。
2001—2003年深沪两市的AB股公司分别为88、87、87家，构成了包括262个公司/年的混合（pooled）总样本。我们从CSMAR数据库获取股价和股本变动、股利分配数据，从深交所和上交所的网站取得样本公司双重披露的年报并提取会计数据。在总样本中剔除了股价数据缺失，以及无法获得盈余变动额的新上市公司样本，共得到有效样本256个。本文的中心问题是比较IAS下会计信息和CAS下会计信息的有用性，若样本观察值中两种会计信息不存在差异，则比较是无意义的。经过筛选，我们剔除了两种会计准则下每股盈余差异的极小值，包括不存在差异，以及虽存在差异但差异的绝对值小于0.001的样本，剩余样本数为深市112个、沪市118个（注：Bandyopadhyay et al.（1994）等研究也剔除了非零的盈余调节数据。我们还对未剔除这部分数据的样本观察值进行了回归，结果并没有发生实质性的改变。）。
根据年报中盈余和股东权益的差异调节数据，描述性统计的结果（未列出）发现，两种会计准则下的会计信息差异相比几年前已经有了显著的缩小，对2001—2003年混合数据的T检验和Wilcoxon检验表明，净利润和股东权益双重披露差异在统计上均不显著，并且沪市的差异均值（绝对值）和标准差都小于深市，说明沪市的会计实务协调效果要好于深市，这与徐经长等（2003）的研究结论基本一致。
三、研究设计
尽管双重披露差异在总体上统计不显著，但这并不意味着两种会计准则的有用性已经没有差别了。为了检验以国际会计准则为基础的会计信息是否能在我国资本市场上引起或强、或弱、或别样的反应，我们仍有必要针对这些差异，进行IAS和CAS的相对价值相关性比较和调节数据的增量价值相关性研究。
（一）IAS和CAS的相对价值相关性比较
在该研究领域中，已有的文献一般都采用报酬模型或价格模型。两种模型各有优劣（Kothari and Zimmerman，1995），报酬模型体现了决定公司价值变动的因素，而价格模型则体现了决定公司价值的因素（Barth et al.，2001）。前者可以反映会计信息的及时性，后者则可以反映会计信息的累积影响，流行的做法是将二者结合使用。
对于报酬模型，Easton and Harris（1991）形式颇受学者青睐。在此基础上，我们还引入了控制规模因素和时间因素的自变量。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时期在J市场（J代表A股市场或B股市场）上的报酬率；E[，K，i，t]=i公司t时期采用K准则（K代表CAS或IAS）的每股盈余；△E[，K，i，t]=i公司t时期相对于t-1时期的每股盈余变动额；P[，J，i，t-1]=i公司t时期期初在J市场上的每股股价；SIZE[，i，t]=i公司t时期期末股本总数（以千万股为单位）的自然对数；D1、D2为控制2001—2003年度变化的虚拟变量。
在模型中，我们分别取当年4月末和次年4月末的收盘价作为t时期的期初股价和期末股价。由于B股以外币计价，须根据每年4月末汇率分别折算为人民币价格。在计算RET时，应考虑当期公司派发现金股利、股票股利、公积金转股、配股等事项的影响。每股盈余Et和每股盈余变动额△Et，是考虑了当期的股本变动后调整到期初股本数基础上的金额。
对于价格模型，我们还增加了规模变量，以控制规模因素及其引起的异方差，增加了两个时间虚拟变量，以控制时间因素的影响。此外，陈信元等（2002）的研究表明我国公司的股权结构也具有增量价值相关性，因而还增加了反映流通股比例的变量。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时期期末在J市场（J代表A股市场或B股市场）上的每股股价；E[，K，i，t]=i公司t时期采用K准则（K代表CAS或IAS）的每股盈余；BV[，K，i，t]=i公司t时期采用K准则的每股净资产；STRU[，J，i，t]=J为A股市场时，代表i公司t时期的A股流通股数占股份总数的比例，J为B股市场时，代表B股流通股数占股份总数的比例。
对于会计数据、规模、股权结构和时间变量，t时期是指各公历年度，t时期期末的股价数据是次年4月末的收盘价。应当注意，与报酬模型不同，E和BV都是期末的全面摊薄数据，无需调整。需要调整的是股价数据，对于当年度资产负债表日至次年4月30日期间发生的派发现金股利、股票股利、公积金转股、配股等事项应予调整。
（二）调节数据的增量价值相关性检验
在（1）式的基础上增加调节数据变量，报酬模型如下：
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时期每股盈余调节数据，即E[，IAS，i，t]—E[，CAS，i，t]；△DE[，i，t]=i公司t时期相对于t-1时期每股盈余调节数据的变动，即△E[，IAS，i，t]—△E[，CAS，i，t]；调整情况同（1）式。
在（3）式中，当K为CAS时，若β[，3]或β[，4]显著地异于零，表明国际会计准则对中国会计准则有增量价值相关性，若β[，1]≠β[，3]或β[，2]≠β[，4]，表明中国会计准则对国际会计准则有增量价值相关性。当K为IAS时，若β[，3]或β[，4]显著地异于零，表明中国会计准则对国际会计准则有增量价值相关性，若β[，1]≠—β[，3]或β[，2]≠—β[，4]，表明国际会计准则对中国会计准则有增量价值相关性。本文采用的是Wald系数约束检验。
在（2）式的基础上增加调节数据变量，得到价格模型如下：
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时期的每股盈余调节数据，即E[，IAS，i，t]—E[，CAS，i，t]；DBV[，i，t]=i公司t时期每股净资产调节数据，即BV[，IAS，i，t]—BV[，CAS，i，t]；增量价值相关性检验方法同（3）式。
四、实证结果
（一）相对价值相关性检验的结果
表1中的Panel A是报酬模型的回归结果。从系数检验来看，无论深市还是沪市，两种会计准则下会计盈余水平的估计系数都显著，且为正值，说明投资者重视会计盈余并能做出理性的反应，IAS和CAS的会计盈余都有用。就相对价值相关性而言，在深市的A、B股市场，IAS下盈余信息的解释能力与CAS下盈余信息的解释能力无显著差别，甚至IAS会计信息的价值相关性还略低（Vuong—Z值分别为—1.0483和—0.6650）。但在沪市，无论A股市场还是B股市场，IAS下盈余信息的价值相关性都显著高于CAS下盈余信息的价值相关性（Vuong—Z值分别为1.4916和1.8272），说明IAS的会计信息更有用。
表1（附后）中的Panel B是价格模型的回归结果。从系数检验来看，与李晓强（2004）的结果类似，除沪市B股以外，其他市场上无论CAS还是IAS的会计盈余系数均不显著。（注：我们将每股净资产变量从模型中剔除后重新进行回归，发现每股盈余系数均显著，说明会计盈余也具有信息含量，但相对于每股净资产不具有增量信息含量，投资者更关注股东权益信息。）而对于每股净资产，CAS和IAS下的变量估计系数在各个市场上都显著地大于零，说明两种会计准则下的股东权益会计信息都具有价值相关性，但市场反应的敏感程度并没有明显差别。在深市，无论A股市场还是B股市场，IAS下会计信息的价值相关性都显著高于CAS下会计信息的价值相关性（Vuong—Z值分别为2.0627和2.5120），说明IAS的每股净资产信息更有用。在沪市的A、B股市场，IAS下会计信息的价值相关性略高于CAS下会计信息的价值相关性，但差异并不显著（Vuong—Z值分别为0.5955和0.3147）。
表1 相对价值相关性检验结果
深市 沪市
A股市场 B股市场 A股市场 11股市场
CAS IAS CAS IAS CAS IAS CAS IAS
Panel A：报酬模型
E/P 1.231*** 0.546*** 1.081*** 0.482** 0.420** 0.442*** 0.650*** 0.615***
△E/P —0.413*** —0.191*** —0.464*** —0.212*** —— —— —— ——
SIZE 0.095** 0.098** 0.100*** 0.102*** 0.060*** 0.062*** 0.063*** 0.064***
Adj-R2 0.231 0.219 0.556 0.551 0.142 0.189 0.192 0.283
F 7.68*** 7.24*** 28.81*** 28.22*** 5.84*** 7.80*** 7.96*** 12.55***
White-p 0.038** 0.054* 0.000*** 0.000*** 0.345 0.192 0.097* 0.007***
D-W 2.02 2.00 2.03 2.01 1.92 1.99 1.77 1.87
Vuong-Z —1.0483 —0.6650 1.4916* 1.8272**
Panel B：价格模型
E —— —— —— —— 1.027 0.999 0.588** 0.516*
BV 0.984*** 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-R2 0.430 0.448 0.447 0.469 0.464 0.466 0.674 0.677
F 17.78*** 19.04*** 18.93*** 20.64*** 17.87*** 18.03*** 41.32*** 41.81***
White-p 0.002*** 0.000*** 0.000*** 0.000*** 0.958 0.958 0.087* 0.052*
D-W 1.91 1.91 1.93 1.92 1.87 1.87 2.05 2.03
Vuong-Z 2.0627** 2.5120*** 0.5955 0.3147
N 112 112 118 118
注：1.在有两个以上自变量的VIF大于1.5时，用逐步回归法引入变量，以消除多重共线性，“——”代表舍去的变量。2.若White-p值表明存在显著的异方差，则在检验系数显著性时采用经White（1980）异方差修正后的t统计量。3.Wuong-Z执行的是单尾检验。4.***、**、*分别代表在1％、5％、10％的水平上显著。
考虑到报酬模型和价格模型针对的是不同的计价事项（Barth et al.，2001），二者起到互为补充的效果，那么可以认为在我国资本市场上基于IAS会计信息的价值相关性比基于CAS会计信息的价值相关性更强。这与Bao and Chow（1999）的结论一致，而与Eccher and Healy（2000）和李晓强（2004）的结论不一致。
一、文献综述
（一）关于会计国际协调的相对价值相关性研究
较早的此类研究是对会计信息在不同市场上的有用性进行比较。如Alford et al.（1993）、Harris et al.（1994）。更多的学者基于同一市场对不同会计准则下会计信息的相对价值相关性进行了研究，但结论并不统一。有人发现外国会计准则比本土会计准则的价值相关性更强，如Auer（1996）的研究表明国际会计准则和美国会计准则下会计盈余的信息含量显著高于瑞士会计准则。Bao and Chow（1999）发现基于国际会计准则（IAS）的会计盈余和净资产数据比中国会计准则（CAS）更具信息含量。
但也有研究认为本土会计准则更有用。如Eccher and Healy（2000）以同时发行AB股的中国上市公司为样本比较CAS和IAS的有用性并发现：在B股市场，IAS下与CAS下的盈余和应计项目具有相似的价值相关性，而在A股市场，CAS会计盈余的价值相关性更高。
（二）关于会计国际协调的增量价值相关性研究
Amir et al.（1993）在美国证券市场上选取了来自20个国家的外国上市公司作为混合样本，发现不仅会计盈余和股东权益的调节数据总体上具有增量价值相关性，而且对调节数据进行分解后的一些项目也具有增量价值相关性。Pope and Rees（1992）发现英国公司披露的会计盈余调节数据具有双向的增量信息含量。Barth and Clinch（1996）也发现了英国和澳大利亚公司的调节数据具有增量价值相关性，而加拿大公司的调节数据不具有信息含量。Bandyopadhyay et al.（1994）则进一步提供了加拿大公司的调节数据不具有增量价值相关性的证据。而Harris and Muller（1999）利用不同的模型得出了不同的结论。
在中国的资本市场上，Haw et al.（1998）发现按CAS报告的盈余与B股公司报酬率显著相关，而按国际会计准则编制的调节数据不具有显著相关性，因而国际会计准则下的会计信息对B股投资者没有增量价值相关性。
（三）大陆学者的研究
潘琰等（2003）针对2001年AB股公司比较了不同准则下的会计盈余在不同市场下的价值相关性，指出A股市场对会计盈余数字的解释能力要比在B股市场上强。然而，该结论事实上并无法支持会计准则是否需要国际化的判断，因为价值相关性的差异可能来源于市场的差异。李晓强（2004）的研究发现，CAS下会计信息的作用略强于IAS下的会计信息，还发现在B股市场披露调节数据是有必要的。但该文并没有进行双向的增量价值相关性检验。王立彦等（2002）对同时发行A股和H股上市公司的双重披露进行了增量价值相关性检验，结果表明，调整值能够增加会计衡量与市场回报率之间的相关性。
二、样本选取
我们的研究样本来自于在深圳证券交易所（以下简称“深市”）或上海证券交易所（以下简称“沪市”）同时发行A股和B股的上市公司。样本选取期间为2001—2003年，2001年1月1日《企业会计制度》的实施标志着我国会计标准的国际协调进程达到一个新的阶段，此后的几年时间内我国会计改革处于一个存量调整的时期，以此为考察期间，可以控制会计标准变化的因素，也可以与李晓强（2004）以2000—2002为样本期间的研究结果相对照。
2001—2003年深沪两市的AB股公司分别为88、87、87家，构成了包括262个公司/年的混合（pooled）总样本。我们从CSMAR数据库获取股价和股本变动、股利分配数据，从深交所和上交所的网站取得样本公司双重披露的年报并提取会计数据。在总样本中剔除了股价数据缺失，以及无法获得盈余变动额的新上市公司样本，共得到有效样本256个。本文的中心问题是比较IAS下会计信息和CAS下会计信息的有用性，若样本观察值中两种会计信息不存在差异，则比较是无意义的。经过筛选，我们剔除了两种会计准则下每股盈余差异的极小值，包括不存在差异，以及虽存在差异但差异的绝对值小于0.001的样本，剩余样本数为深市112个、沪市118个（注：Bandyopadhyay et al.（1994）等研究也剔除了非零的盈余调节数据。我们还对未剔除这部分数据的样本观察值进行了回归，结果并没有发生实质性的改变。）。
根据年报中盈余和股东权益的差异调节数据，描述性统计的结果（未列出）发现，两种会计准则下的会计信息差异相比几年前已经有了显著的缩小，对2001—2003年混合数据的T检验和Wilcoxon检验表明，净利润和股东权益双重披露差异在统计上均不显著，并且沪市的差异均值（绝对值）和标准差都小于深市，说明沪市的会计实务协调效果要好于深市，这与徐经长等（2003）的研究结论基本一致。
三、研究设计
尽管双重披露差异在总体上统计不显著，但这并不意味着两种会计准则的有用性已经没有差别了。为了检验以国际会计准则为基础的会计信息是否能在我国资本市场上引起或强、或弱、或别样的反应，我们仍有必要针对这些差异，进行IAS和CAS的相对价值相关性比较和调节数据的增量价值相关性研究。
（一）IAS和CAS的相对价值相关性比较
在该研究领域中，已有的文献一般都采用报酬模型或价格模型。两种模型各有优劣（Kothari and Zimmerman，1995），报酬模型体现了决定公司价值变动的因素，而价格模型则体现了决定公司价值的因素（Barth et al.，2001）。前者可以反映会计信息的及时性，后者则可以反映会计信息的累积影响，流行的做法是将二者结合使用。
对于报酬模型，Easton and Harris（1991）形式颇受学者青睐。在此基础上，我们还引入了控制规模因素和时间因素的自变量。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时期在J市场（J代表A股市场或B股市场）上的报酬率；E[，K，i，t]=i公司t时期采用K准则（K代表CAS或IAS）的每股盈余；△E[，K，i，t]=i公司t时期相对于t-1时期的每股盈余变动额；P[，J，i，t-1]=i公司t时期期初在J市场上的每股股价；SIZE[，i，t]=i公司t时期期末股本总数（以千万股为单位）的自然对数；D1、D2为控制2001—2003年度变化的虚拟变量。
在模型中，我们分别取当年4月末和次年4月末的收盘价作为t时期的期初股价和期末股价。由于B股以外币计价，须根据每年4月末汇率分别折算为人民币价格。在计算RET时，应考虑当期公司派发现金股利、股票股利、公积金转股、配股等事项的影响。每股盈余Et和每股盈余变动额△Et，是考虑了当期的股本变动后调整到期初股本数基础上的金额。
对于价格模型，我们还增加了规模变量，以控制规模因素及其引起的异方差，增加了两个时间虚拟变量，以控制时间因素的影响。此外，陈信元等（2002）的研究表明我国公司的股权结构也具有增量价值相关性，因而还增加了反映流通股比例的变量。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时期期末在J市场（J代表A股市场或B股市场）上的每股股价；E[，K，i，t]=i公司t时期采用K准则（K代表CAS或IAS）的每股盈余；BV[，K，i，t]=i公司t时期采用K准则的每股净资产；STRU[，J，i，t]=J为A股市场时，代表i公司t时期的A股流通股数占股份总数的比例，J为B股市场时，代表B股流通股数占股份总数的比例。
对于会计数据、规模、股权结构和时间变量，t时期是指各公历年度，t时期期末的股价数据是次年4月末的收盘价。应当注意，与报酬模型不同，E和BV都是期末的全面摊薄数据，无需调整。需要调整的是股价数据，对于当年度资产负债表日至次年4月30日期间发生的派发现金股利、股票股利、公积金转股、配股等事项应予调整。
（二）调节数据的增量价值相关性检验
在（1）式的基础上增加调节数据变量，报酬模型如下：
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时期每股盈余调节数据，即E[，IAS，i，t]—E[，CAS，i，t]；△DE[，i，t]=i公司t时期相对于t-1时期每股盈余调节数据的变动，即△E[，IAS，i，t]—△E[，CAS，i，t]；调整情况同（1）式。
在（3）式中，当K为CAS时，若β[，3]或β[，4]显著地异于零，表明国际会计准则对中国会计准则有增量价值相关性，若β[，1]≠β[，3]或β[，2]≠β[，4]，表明中国会计准则对国际会计准则有增量价值相关性。当K为IAS时，若β[，3]或β[，4]显著地异于零，表明中国会计准则对国际会计准则有增量价值相关性，若β[，1]≠—β[，3]或β[，2]≠—β[，4]，表明国际会计准则对中国会计准则有增量价值相关性。本文采用的是Wald系数约束检验。
在（2）式的基础上增加调节数据变量，得到价格模型如下：
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时期的每股盈余调节数据，即E[，IAS，i，t]—E[，CAS，i，t]；DBV[，i，t]=i公司t时期每股净资产调节数据，即BV[，IAS，i，t]—BV[，CAS，i，t]；增量价值相关性检验方法同（3）式。
四、实证结果
（一）相对价值相关性检验的结果
表1中的Panel A是报酬模型的回归结果。从系数检验来看，无论深市还是沪市，两种会计准则下会计盈余水平的估计系数都显著，且为正值，说明投资者重视会计盈余并能做出理性的反应，IAS和CAS的会计盈余都有用。就相对价值相关性而言，在深市的A、B股市场，IAS下盈余信息的解释能力与CAS下盈余信息的解释能力无显著差别，甚至IAS会计信息的价值相关性还略低（Vuong—Z值分别为—1.0483和—0.6650）。但在沪市，无论A股市场还是B股市场，IAS下盈余信息的价值相关性都显著高于CAS下盈余信息的价值相关性（Vuong—Z值分别为1.4916和1.8272），说明IAS的会计信息更有用。
表1（附后）中的Panel B是价格模型的回归结果。从系数检验来看，与李晓强（2004）的结果类似，除沪市B股以外，其他市场上无论CAS还是IAS的会计盈余系数均不显著。（注：我们将每股净资产变量从模型中剔除后重新进行回归，发现每股盈余系数均显著，说明会计盈余也具有信息含量，但相对于每股净资产不具有增量信息含量，投资者更关注股东权益信息。）而对于每股净资产，CAS和IAS下的变量估计系数在各个市场上都显著地大于零，说明两种会计准则下的股东权益会计信息都具有价值相关性，但市场反应的敏感程度并没有明显差别。在深市，无论A股市场还是B股市场，IAS下会计信息的价值相关性都显著高于CAS下会计信息的价值相关性（Vuong—Z值分别为2.0627和2.5120），说明IAS的每股净资产信息更有用。在沪市的A、B股市场，IAS下会计信息的价值相关性略高于CAS下会计信息的价值相关性，但差异并不显著（Vuong—Z值分别为0.5955和0.3147）。
表1 相对价值相关性检验结果
深市 沪市
A股市场 B股市场 A股市场 11股市场
CAS IAS CAS IAS CAS IAS CAS IAS
Panel A：报酬模型
E/P 1.231*** 0.546*** 1.081*** 0.482** 0.420** 0.442*** 0.650*** 0.615***
△E/P —0.413*** —0.191*** —0.464*** —0.212*** —— —— —— ——
SIZE 0.095** 0.098** 0.100*** 0.102*** 0.060*** 0.062*** 0.063*** 0.064***
Adj-R2 0.231 0.219 0.556 0.551 0.142 0.189 0.192 0.283
F 7.68*** 7.24*** 28.81*** 28.22*** 5.84*** 7.80*** 7.96*** 12.55***
White-p 0.038** 0.054* 0.000*** 0.000*** 0.345 0.192 0.097* 0.007***
D-W 2.02 2.00 2.03 2.01 1.92 1.99 1.77 1.87
Vuong-Z —1.0483 —0.6650 1.4916* 1.8272**
Panel B：价格模型
E —— —— —— —— 1.027 0.999 0.588** 0.516*
BV 0.984*** 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-R2 0.430 0.448 0.447 0.469 0.464 0.466 0.674 0.677
F 17.78*** 19.04*** 18.93*** 20.64*** 17.87*** 18.03*** 41.32*** 41.81***
White-p 0.002*** 0.000*** 0.000*** 0.000*** 0.958 0.958 0.087* 0.052*
D-W 1.91 1.91 1.93 1.92 1.87 1.87 2.05 2.03
Vuong-Z 2.0627** 2.5120*** 0.5955 0.3147
N 112 112 118 118
注：1.在有两个以上自变量的VIF大于1.5时，用逐步回归法引入变量，以消除多重共线性，“——”代表舍去的变量。2.若White-p值表明存在显著的异方差，则在检验系数显著性时采用经White（1980）异方差修正后的t统计量。3.Wuong-Z执行的是单尾检验。4.***、**、*分别代表在1％、5％、10％的水平上显著。
考虑到报酬模型和价格模型针对的是不同的计价事项（Barth et al.，2001），二者起到互为补充的效果，那么可以认为在我国资本市场上基于IAS会计信息的价值相关性比基于CAS会计信息的价值相关性更强。这与Bao and Chow（1999）的结论一致，而与Eccher and Healy（2000）和李晓强（2004）的结论不一致。
