交叉上市公司凈利潤差中的會計職業判斷對股價同步性的影響研究★

交叉上市公司凈利潤差中的會計職業判斷對股價同步性的影響研究★

吳革1楊青2

(1.對外經濟貿易大學國際財務與會計研究中心教授2.對外經濟貿易大學國際商學院)

【摘要】本文以2007～2013年在AH股交叉上市、按兩套準則編報凈利潤存在差異的公司為研究對象，采用了多元回歸分析的實證方法，結果表明：AH股交叉上市公司凈利潤差的會計職業判斷與股價同步性顯著正相關。根據“信息效率觀”的觀點，股價同步性高是由于股票價格中包含的公司特質信息較少。會計職業判斷是會計人員在面對不確定性的時候，利用自己的專業知識和操作經驗做出的判斷，是主觀判斷應用的結果，影響披露的公司特質信息含量，從而影響股價同步性。

【關鍵詞】會計職業判斷股價同步性交叉上市

【中圖分類號】F234.4 / F75

★本文為國家社會科學基金重點項目“國家治理、國家審計制度與懲治腐敗體系創新研究”（13AZD002）與北京市社會科學基金研究基地項目“北京上市公司會計國際趨同效果研究”（批準號14JDJGB021）的階段性研究成果。

一、引言

1966年King發現個股收益率與市場收益率及行業收益率之間存在顯著相關性。Roll(1988)提出了用CAPM模型回歸得到R2作為具體衡量股價同步性的指標，認為若公司股價同步性程度越高，則說明公司股價反映的公司特質信息越少。股價同步性是衡量資本市場有效性的重要標準。對股價同步性的研究根據所研究資本市場的類型，其中“信息效率觀”的觀點是，一般而言，在發達的資本市場中，信息透明度高，市場運作穩定，股價同步性較弱，股價中包含有效的公司特質信息，股價真實地反映了企業的價值，有助于資本市場進行有效的資本配置，實現資本市場的各項功能；而“非理性行為觀”則認為，股價同步性不僅僅是公司層面特質信息的含量的反饋，在非理想的資本市場中，它會受到泡沫、噪聲等外部因素的干擾，“同漲同跌”現象明顯。很多學者對我國資本市場進行了研究，分析了機構投資者持股比例、境外投資者持股比例、公司信息透明度、會計信息質量、股票換手率以及政治、制度因素對股價同步性的影響。

會計是理念與技術并重的職業（曲曉輝和齊平茹，1999）。國際會計準則的一個基本特征是“原則導向”而不是“規則導向”，所以，在2007年新會計準則實施，我國會計準則國際不斷趨同的過程中，一項非常重要的影響是留給了會計人員更多的職業判斷選擇。會計職業判斷會受到會計人員知識水平、專業能力以及主觀意圖的影響，在準則規定的范圍內可自由行使裁量權。企業會計準則與國際趨同，雖然很多公司從操作層面上實現了結果的一致，但是仍然有部分公司存在差異并逐步調整，其中不可避免要運用主觀判斷。會計職業判斷①本文所界定的會計職業判斷參照劉峰（2006）的觀點，將會計職業判斷定義為在進行會計處理時需要公司做出的主觀決策，并不區分為具體的公司管理層職業判斷和專職會計人員在實務中的會計職業判斷。會影響公司會計信息含量，而且管理層和會計人員的職業判斷影響的一定是特質信息，因此根據“信息效率觀”的觀點，預計產生的結果會影響股價同步性。

二、文獻回顧

目前我國學術界還沒有直接針對性研究在交叉上市公司利潤差中的會計職業判斷對股價同步性影響的相關文獻。因此，文獻回顧將從交叉上市利潤差及會計職業判斷和股價同步性兩個角度展開。

李樹華于1997年便開始了我國交叉上市公司凈利潤差異的研究，發現1996年同時在A股B股交叉上市的76家公司境內外報告的凈利潤差異顯著，其中差異占比前三位的因素分別是壞賬呆賬準備、匯率并軌調整以及權益法計入聯營公司損益，并指出造成這種差異的原因主要是會計準則差異、特殊政策規定差異和審計職業判斷差異。蔣義宏（2002）研究的1997～1999年的數據表明，境內外凈利潤差異中影響最大的一項是壞賬準備。盡管國內會計準則在提取減值準備上的規定已接近于國際會計準則，但同時也賦予了管理層和會計人員更大的自主決策權，這是造成差異的主要原因。蓋地（2004）指出2002年在A股B股交叉上市公司雙重披露仍然差異顯著，對凈利潤差異做了拆分和統計，涉及絕對金額最大的差異項目分別是未確認的投資損失、少數股東權益、遞延稅項、壞賬準備和補提固定資產折舊。同時指出差異原因主要是會計準則差異、會計政策選擇不同和會計職業判斷不同。王立彥、劉軍霞(2003)比較了1998年企業會計準則與國際（香港）會計準則對會計事項的規定的差異點，通過凈利潤披露差異(GAP)這一指標進行Wilcoxon秩檢驗，研究表明沒有兩套準則下凈利潤差異縮小的趨勢，從報表編制者和使用者角度出發去考察制度，發現1998年會計制度還并不能滿足上述兩方的會計實務需求，會計環境的不同改變了編報者的行為，這實質上也是促使會計職業判斷不得不被運用的原因。湯孟飛（2009）同樣采用了凈利潤披露差異的指標并進行檢驗，研究發現境內外凈利潤差異依然顯著，與之前的文獻結果一致，分析發現造成上述結果的原因是會計準則差異以及相關外部因素的影響，包括經濟環境、法律體系、審計師的獨立性。

股價同步性是近些年的熱點話題。Artyom Durnev et al(2003)資產定價模型中的R2，是衡量股價同步性指標的由來，資本資產定價模型中的R2越低，當期回報與未來盈余的關聯性越高，即當期的股票回報中包含更多的關于未來盈余的信息。陳夢根、毛小元(2007)發現，中國資本市場中股票價格波動反映公司真實信息的平均比例為52%；股價中包含的信息含量越高，換手率越高，股票交易頻率越高，投資者表現為“風險偏好”。許年行等（2011）發現我國股市不存在慣性現象，而存在反轉現象，并且反轉現象與股價同步性負相關；兩種現象的表現形式與行情不同，牛市存在反轉，與股價同步性正相關；熊市存在慣性，與股價同步性負相關。

但是在壟作坡耕地的樣點 7Be含量變化出現減少與增加并存的情況。不同坡位與坡度的耕作壟樣品 7Be含量具有一定程度的順坡變化。耕作壟的不同樣點間的含量差異較為顯著，與種植壟的微坡形態和坡度變化特征有關。主要是由于增加了壟作措施，相當程度上增加了土壤吸收降雨水分的能力，并改變了坡面徑流形成的方式和機率。

對影響股價同步性的因素的研究。從宏觀上講，游家興、張俊生和江偉(2006)從我國資本市場信息披露制度建設的角度，研究了我國資本市場1996～2004年間信息披露相關制度的變遷對股價同步性的影響，發現隨著制度建設不斷完善，股價同步性漸趨減弱?？讝|民和申睿（2008）認為，股價同步性的衡量指標R2受公司所處的信息環境的影響，R2與我國資本市場中代表股價中包含的“噪音”程度顯著負相關，噪音越大，股價同步性越高。從具體因素而言，產權制度、機構投資者持股比例、境外投資者持股比例、公司信息透明度、會計信息質量、股票換手率以及政治、制度因素均會對股價同步性產生影響。Randall Morck，et al.(2000)發現不發達資本市場國家“同漲同跌”現象相比于發達國家突出，其中產權是造成差異的主要原因；有效的產權保護能使公司特質信息更多地反映到股票價格中。Pat?rick J. Kelly (2005)通過研究得出結論：機構投資者持股比例越高、追蹤分析師數量越多、流動性越強，R2越大；低R2的股票往往有更高的交易成本、更嚴格的短期交易限制、更少的透明交易、更大程度的信息不對稱性以及對過去的市場回報更敏感。饒育蕾等（2013）認為境外機構投資者的長期投資行為在無形中加大了企業的監督壓力，有助于提高股

價信息含量，但是這一結論會受到股市態勢的影響而有所不同。譚洪濤（2011）發現股價波動性與公允價值變動損益正相關；金融類上市公司的金融資產公允價值計量模式顯著增強了股市的泡沫效應。謝成博（2013）同樣對公允價值計量模式進行了研究，發現公允價值計量屬性的引入會影響股價同步性，但是在低市值組和高市值組作用相反：在低市值組，公允價值計量屬性的推行程度與股價同步性負相關，即對中小公司而言，有助于提高其股價中的特質信息含量；在高市值組，其推行程度與股價同步性正相關，即弱化了股價的信息含量?？傮w而言，并不利于實現市場的優化配置。金智（2010）發現股價同步性受到新會計準則和會計信息質量的影響。在負向盈余管理中，會計信息質量與股價同步性正相關；正向盈余管理中，無明顯的相關關系，主要原因是我國對股票賣空的限制。另外，2007年新企業會計準則的推行顯著減弱了會計信息質量與股價同步性之間的正相關關系，這也從側面印證了新會計準則國際化趨同的趨勢。梁權熙（2012）同樣研究了盈余管理對股價同步性的影響，得到結論盈余管理行為與股價同步性正相關；政府控股公司更傾向于進行盈余管理，遏制公司特質信息在股票市場中的反應；2007年新會計準則實施后，盈余管理程度降低，公司股價中的特質信息含量增加。Li Jin and Stewart C. Myers (2004)通過分析1990-2001年世界主要股票市場的股票回報的數據，發現R2與公司透明度成顯著正相關；王亞平、劉慧龍等(2009)設計量化指標衡量上市公司信息透明度，發現在不夠發達的中國資本市場中，由于“噪音”的存在，股價同步性與上市公司信息透明度正相關，其正向關系隨著機構投資者持股比例增加而減弱。辛清泉（2013）則得到了相反的結論，即公司透明度越高，股價波動性越低。具體而言，透明度的衡量指標包括盈余質量、信息披露水平、分析師數量、分析師盈余預測和是否為四大會計師事務所。兩種結論之所以不同主要原因是所涉及的樣本期間不同，許多影響因素發生變化。金鑫（2011）認為實行國際化經營的公司具有高的股價同步性；然而，在實行國際化經營公司樣本中，股價同步性程度與國際化經營成反比，且二者關系強弱程度與機構投資者持股比例成正比。夏芳（2012）發現盈余管理與股價同步性負相關，投資者情緒波動與股價同步性正相關。股價同步性不僅反映信息效率，還受到信息不對稱以及心理因素的影響。

三、研究設計

（一）研究假設

以Roll(1998)為代表提出的股價同步性的“信息效率觀”認為，股價中更多包含了公司的特質信息，公司信息質量越高，披露越充分，股價同步性越低。財務數據直接在會計準則的指導下、按照具體會計準則的要求編制。Daske等(2008)認為，IFRS減少了以往財務報告中模糊不清無法直接判定的特殊狀況，對于強制采用國際會計準則的大多數國家來講，IFRS會強迫公司提高財務報告質量來達到準則所要求的質量標準。因此，與舊準則相比，逐漸向國際會計準則趨同的新企業會計準則更加具有綜合性，更加富有資本市場導向性，上市公司增加其信息披露的透明性，并提高其對外財務報告的質量，質量提高的新企業會計準則會提高企業的信息披露水平與質量。金智（2010）則提出會計信息質量受2007年新會計準則實施的影響，與股價同步性之間的正相關關系得以增強。然而，在中國會計準則整體國際趨同的趨勢下，仍然還有部分交叉上市的公司凈利潤差異中，除了準則的影響外，由會計職業判斷造成（蔣義宏，蓋地，2002）。在準則規定空白、準則規定只提供框架，或者準則明確規定管理層和會計人員可以視具體情況而定的情形下，會計職業判斷即影響相應的會計信息。

會計職業判斷會影響公司會計信息含量，因此根據“信息效率觀”的觀點，預計產生的結果會影響股價同步性。兩套準則對同一會計事項有相同規定的部分，不管會計人員是否運用自由裁量權，都不會產生凈利潤差異；兩套準則對同一事項規定不

同，則形成了凈利潤差異中非職業判斷的部分；而兩套準則中任一方對一事項規定缺失，則不可避免地需要會計職業判斷。職業判斷部分相對大小會影響股價信息真實度、準確度和披露程度，因此本文做出如下假設。

表1　變量說明

假設：股價同步性與凈利潤差中的會計職業判斷運用程度正相關。

（二）模型與變量

根據研究假設，在中國會計準則國際化背景下，會計職業判斷程度與股價同步性正相關，因變量為股價同步性，自變量為會計職業判斷程度的相對水平，同時控制了代表盈余水平的加權平均凈資產收益率、代表公司融資狀況的資產負債率、代表公司規模的總資產對數值、代表公司成長性的市賬率、表示公司性質和控股狀況的實際控制人以及第一大股東持股比例等可能相關變量，另外還控制了年份和行業啞變量，變量說明如表1。模型設定如下：

陳夢跟等（2007）、王亞平等（2009）認為個股收益率的波動受市場層面的收益率和行業層面的收益率的影響。本文中股價同步性的衡量指標SYN的計算參考了Durnev etal.(2003)和王亞平(2009)的做法，具體公式如下：

其中，ri，t為第i只凈利潤存在差異的股票第t周的個股收益率，rp，t為第t周的股票市場收益率，rq，t為第t周該樣本所在的行業收益率；Ri2為模型(1)的擬合度。個股收益率和市場收益率均為來自國泰安CSMAR金融經濟數據庫的直接數據。行業收益率是利用來自國泰安CSMAR金融經濟數據庫的全部A股的周個股收益率的數據，使用SAS統計軟件計算得出。具體的計算方法為：1.將已導入的原始數據按行業歸類，行業以中國證監會行業分類標準分類為準，并其中將制造業大類具體化到二級分類；2.剔除數據缺失的樣本以后，以公司年末的流通市值為權重，對樣本所在周的A股個股收益率進行加權平均計算；3.將樣本的個股收益率與行業收益率相匹配；4.并入市場收益率；5.進行樣本篩選，參照了Morck et al.(2000)、Jinand Myers (2006)、王亞平（2009）和金智(2010)的做法，剔除每年周收益率數據小于30的樣本以及數據缺失的樣本。

本文將A股H股凈差異分為會計職業判斷項目和非會計職業判斷項目。為了消除規模差異，緩

解樣本分散程度，將凈利潤差中會計職業判斷部分數額除以A股凈利潤之后取絕對值得到Judge，使會計職業判斷以相對程度形式衡量。

另外，模型控制了公司盈利水平、財務杠桿度、公司規模、公司成長性、實際控股股東持股比例、所有權結構等相關可能影響因素，同時控制了年份啞變量和行業啞變量。

四、樣本選擇及結果分析

（一）樣本選擇

2007年，我國正式施行新《企業會計準則》，與之前的版本相較，發生了很多變化，真正實現了與國際會計準則的趨同。本文基于這個大背景，選擇了2007～2013年同時在A股市場和H股市場公開發行股票的公司凈利潤存在差異的公司作為研究對象，研究差異中會計職業判斷程度對其股價同步性的影響，并控制了其他可能產生影響的相關變量。原始數據來自于國泰安CSMAR金融經濟數據庫、Wind數據庫、巨潮資訊網以及樣本公司年報。

得到樣本數據具體步驟為：1.在Wind數據庫找到2007～2013年每一年份同時在A股和H股上市的公司A股年報和H股年報中利潤表的凈利潤數據，凈利潤存在差異的公司即為目標樣本公司；2.登陸樣本公司官網，查找相應存在差異年份的年報，根據“境內外會計準則下會計數據差”，將其中列示的各項差異做出統計，并歸類為會計職業判斷差異和非會計職業判斷差異；3.通過Wind數據庫找到樣本公司的控制變量數據；4.通過國泰安CSMAR金融經濟數據庫直接查找2007～2013年個股收益率、市場收益率的數據，并根據個股收益率，運用SAS統計軟件手工算出行業收益率，最后共得到214個樣本。

（二）描述性統計

本文運用SAS軟件對R2和股價同步性SYN，以及解釋變量Judge和控制變量進行描述性統計分析，具體結果如表2。

表2　描述性統計結果

李增泉（2005）研究了1995～2003年的數據，分析得出股價R2的平均數和中位數分別為0.443和0.440；金鑫等（2011）給出的2005～2007年R2的平均數和中位數分別為0.368和0.374；其樣本都是全部A股的數據。因此，可以就A股市場整體做出預計，R2可能會繼續下降。本文研究的樣本數據取自2007～2013年，R2的平均數和中位數分別為0.598和0.614，不但沒有下降，反而高于之前研究的歷年水平。其中一個可能的原因，是本文的研究對象是同時在A股和H股上市的公司，客觀上受境內境外兩套會計準則的同時監督，主觀上為了吸引更多的境內外投資者，股價包含了更多的公司特質信息，公司信息透明度較高，因此R2較高(Durnev et al，2003)。另外一個原因，是本文的樣本選擇是2007～ 2013年其中在兩套會計準則下凈利潤存在差異的部分數據，樣本量為214個，遠遠小于李增泉（2005）的3 790個數據和金鑫（2011）的3 260個觀測樣本，因此可能存在誤差。SYN來源于R2，最大值為2.542，最小值為-3.170，標準差為0.862，不同股票之間股價同步性差異較大，值域分布廣泛。Judge均值為0.116，中位數為0.002，說明其呈偏態分布，數據受到了一些較大的極端值的影響；從最小值0到最大值4.416之間的跨度，也說明其分布較分散，即各個公司凈利潤中的會計職業判斷水平差別較大。

（三）回歸結果分析

將通過SAS統計軟件處理過的股價同步性指標SYN和來自于數據庫的其他變量運用SAS統計

軟件進行多元回歸分析后，結果如表3。

表3　回歸結果

表3顯示了在會計準則國際化的背景下，同時根據境內境外兩套會計準則編制財務報表，其中凈利潤存在的差異中由會計職業判斷造成的部分，對其股價同步性的影響的回歸結果。解釋變量Judge以及控制變量ROE、LEV、LNA、MB均通過了顯著性檢驗，說明解釋變量和上述控制變量確實起到了解釋和控制的作用；F值為6.61，在置信度為1%的水平上顯著，說明解釋變量會計職業判斷程度Judge以及其他上述控制變量與股價同步性存在多元線性相關關系，模型設置較為合理。解釋變量Judge的回歸系數為0.336，與SYN正相關，在置信度為1%的水平上顯著，驗證了上文中的假設，說明會計職業判斷程度越高，股價同步性現象越嚴重。

五、結論

本文以2007～2013年同時在A股H股交叉上市公司凈利潤存在差異的公司為研究對象，通過多元回歸分析，發現A股H股交叉上市公司凈利潤差的會計職業判斷與股價同步性顯著正相關。根據“信息效率觀”的觀點，股價同步性高是由于股價中包含的公司特質信息較少。會計職業判斷是會計人員在面對不確定性的時候，利用自己的專業知識和操作經驗做出會計職業判斷，是主觀判斷的應用的結果，相比于不需要會計職業判斷的項目，信息透明度較低，反映到股價中的特質信息不充分，因而導致同步性較高。從另外一個角度考慮，雖然會計職業判斷不同于盈余管理（楊家親，2003），目的性較弱，但是二者的相同點是都會運用到當會計人員處于這種處境的時候，可能會根據以往的經驗與過去的處理方法一致；或者面對出現“選擇性遵循”（Street等，1999）的情況。以上兩點可能是造成中國會計準則國際化背景下，股價同步性與會計職業判斷的運用程度正相關的原因。這一結論也為股價同步性的“信息效率觀”提供了較為直接的支持證據。

參考文獻：主要

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責編:險峰