【摘 要】 文章基于信号传递理论、信息不对称理论和有效市场假说，以我国上证A股年上市公司的数据为样本" />
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会计信息质量与股价同步性实证分析
　　【摘 要】 文章基于信号传递理论、信息不对称理论和有效市场假说，以我国上证A股年上市公司的数据为样本，对会计信息质量和股价的同步性关系进行实证检测。结果发现：会计信息质量愈高，公司经理人员往往采用盈余管理的手段隐瞒其基本层面的信息，对应的股价同步性愈低。最后，针对上证A股上市公司对提高上市公司会计信息质量、引导资本市场资源的优化配置提出自己的看法。 中国论文网 http://www.xzbu.com/3/view-7226159.htm　　【关键词】 股价同步性； 会计信息质量； 盈余管理 　　中图分类号：F406.7 文献标识码：A 文章编号：（7-03 　　一、引言 　　会计信息作为上市公司的财务状况、经营成果和现金流等情况的综合写照，是各类投资者分析该公司是否值得投资的重要决策依据。同时，它对股价的波动产生显著影响，而后者又作用于证券市场效率（Healy M. and Palepu K G，2001）。我国证券市场从1990年建立至今，一方面，取得了有目共睹的成绩；另一方面像万福生科、风神股份等财务舞弊事件还是层出不穷。又加上信息的严重不对称，削弱了众多股票投资者对所关注公司会计信息质量的信任度。研究证明，会计信息促进股价的形成，并且影响其变动的幅度，那么会计信息质量的优劣与股价同步性的高低关系又是怎样被体现出来的呢？ 　　股价同步性（Stock Price Synchronicity）这个专业名词，2000年在Morck的研究证明中被首次提到并进行探讨；之后，众多学者把股价同步性作为公司特质信息的度量，进行了大量的实证研究，并认为我国的股价存在高度的涨跌一致现象。资本市场资源配置效率较高，股价所包含信息的传递速率就较快，这样可以缓减股价的同涨同跌现象，而加强公司的会计信息披露程度反作用于股价同步性（Dumev et al.，2003；Wurgler，2000）。 　　股价同步性的探究对于我国学者来说还处于发展阶段，迄今关于它与会计信息质量相互联系的研究也可谓是凤毛麟角。本文基于信号传递理论、信息不对称理论和有效市场假说，以我国上证A股年上市公司的数据为样本，检验会计信息质量对股价同步性的影响。 　　二、理论分析与研究假设 　　Ball and Brown率先实证考证了盈余信息与股票价格的相互作用机理，发现盈余管理对公司股票的额外收益率产生显著影响，并认为投资者在投资决策时常考虑盈余信息的含量。虽然会计信息包罗万象，但是盈余信息作为会计信息的核心板块，其质量高低能判定会计信息质量的优劣（Watts et al.，1986）。由于存在信息的不对称，信息传递到投资者的时间通常要滞后于公司内部人员，而管理层通常利用自己获取信息的优势，采用盈余管理手段隐瞒公司的基本面信息，致使公司层面传递效率显著降低，股票投资者获取信息严重滞后。我国证券市场作为新型的资本市场，相比于西方成熟的资本市场，存在普遍的盈余管理现象。正因如此，信息环境相对比较恶劣是我国上市公司的一大特点。公司管理层的盈余管理行为一定程度上干扰了信息的正常传递，降低了信息透明度，这样既有利于公司内部人员赚取高额回报，又为外部投资者捕捉公司特质信息制造了障碍。结果减少了资本市场上知情者交易的数量，从而降低外部投资者对有关现金流和企业价值的可观测度，最终提高了股价的同步性，使公司个股的波动程度与市场的平均波动程度表现出高度的涨跌一致性。 　　综上所述，会计信息质量与证券市场上的股价同步性紧密相连。Kelly（2005）、金智（2010）支持“噪声说”认为，公司恶劣的信息环境是R2下降的根本原因。然而，Fox et al.（2003）、陆瑶和沈小力（2011）等分析指出，会计信息质量越好，个股股价波动与市场总体平均波动的趋势一致性反而越低，主要原因就在于会计信息质量良好。梁权熙（2014）支持后者的观点。据此，提出检验假设1。 　　H1：其他条件一致，在严格控制会计信息质量为单一变量情况下，会计信息质量与股价同步性呈现负相关关系。 　　三、研究设计 　　（一）被解释变量 　　股价同步性。笔者参考Roll（1988）对股价同步性的度量做法，应用方程（1）计算个股的R2，为满足最小二乘法（OLS）回归要求，应用方程（2）对（1）所求的R2进行对数化单调函数处理。由方程（2）计算得到的SYN即为本文股价同步性的代理变量指标。 　　Ri，t=αi+βiRm，t+εi，t （1） 　　SYN=Ln[R2/（1-R2）] （2） 　　其中：Ri，t和Rm，t分别表示个股i在第t周的收益率和对应周期的市场指数收益率；ε为方程的残差项，反映市场无法捕捉的收益率；Rm，t的计算基础为上证综指（000001.SH）的周收益率。 　　（二）解释变量 　　会计信息质量。笔者参照Dechow（1995）和夏立军（2002）的研究方法，用进一步完善的Jones方程运算出可操纵性应计项（ACCi，t），不考虑盈余的方向性并以其绝对值作为会计信息质量的度量指标。应用模型（3）计算回归系数代入模型（4）（5）， 　　（三）模型设计 　　为了验证所提的假设，本文采用最小二乘法运行以下模型： 　　SYN=α+β1IQi，t+β2LEVi，t+β3ROEi，t+β4MBi，t+ 　　β5INSTi，t+β6SOEi，t+εi，t （6） 　　模型（6）的解释变量：IQ数值上等于ACC，用来衡量自变量――会计信息质量（金智，2010）；根据所提的假设，IQ的值愈大，公司的会计信息质量愈差，股价的同步性反而越高。因此，预测IQ的回归系数显著为正。 　　模型（6）的控制变量：LEV为杠杆比率，等于年末总负债除以年末总资产，杠杆比率越高公司盈余操纵越严重，股价包含的公司基本面信息较少（梁权熙，2014），本文预计LEV的回归系数为正；ROE为盈利能力，等于本会计期间经营利润除以年末总资产，盈利能力越强，运营风险越低（金智，2010），本文预计ROE的回归系数显著为负；MB为市值账面比，等于公司市场价值与账面价值之比，市值账面比越高股价同步性越低（王贤龙，2013），本文预计MB的回归系数显著为负；INST为机构投资者持股比，机构投资者参与程度有助于市场稳定和信息传递（游家兴，2012），预计INST的回归系数显著为负；此外，本文还采用控制变量SOE。SOE为产权性质，国有控股为1，否则为0。
　　四、实证研究 　　（一）样本选取和数据来源 　　本文以我国上证A股年的上市公司为研究样本，除去金融类、ST类、*ST类、资不抵债类以及数据不完整的样本后总共获得2 632个观测样本：2010年到2013年依次为657个、673个、670个和632个。另外，本文为剔除极端值对结果的影响，运用SAS软件对样本进行Winsorize（1%）处理。本文数据取自于CSMAR和WIND，对获得的2 632个观测样本采用SPSS19.0和Excel2010进行数据统计和分析。 　　（二）描述性统计分析 　　由表2可知，R2均值为0.325479，与Morck et al.（2000）、金智（2010）研究的中国股价同步性指标0.453、0.415相比有所下降，然而与相对成熟的西方证券市场（小于0.1）相比，仍然有比较大的差距，从而证明上证A股证券市场的股价同步性处于高位状态；R2的Max值为0.8386（南山铝业），Min值为0.0001（海南椰岛），SD值为0.1794，表明不同行业中上市公司的个股价格波动与总体市场股票价格波动趋势高度一致。IQ的均值和标准差分别为3..5049131，Max值和Min值分别为11.7，表明不同公司之间的会计信息质量存在显著差异，经理层也常利用自身的职位优势进行逆向选择影响市场上股价的波动，我国上证A股上市公司的会计信息质量有待进一步提高；INST持股的Mean值为0.095465，大大落后于西方成熟市场上INST持股比（0.37），表明我国上证A股市场上的投机现象较为明显，上市公司的机构投资者持股规模较小，并且Max值0.9984与Min值0.0017差异较大，说明不同公司间投资者参与度差异显著；SOE的Mean值为0.70，表明我国绝大部分上证A股上市公司的实际控制人为政府。 　　（三）多元回归分析 　　如表3所报告的，回归结果中解释变量IQ与被解释变量SYN显著为正，即会计信息质量和股价同步性之间存在显著的负相关关系，说明在控制会计信息质量为单一变量的有效市场条件下，股市信息效率负向反映了股价同步性，验证了本文的假设。控制变量LEV、ROE、MB、INST、SOE均与被解释变量SYN显著相关，且公司盈利能力（ROE）、市值账面比（MB）、机构投资者参与程度（INST）和产权性质（SOE）与股价同步性成反比，相关系数分别为-0.053、-0.189、-0.087、-0.036；杠杆比率（LEV）与股价的涨跌一致性成正比，回归系数为0.072。 　　五、研究结论与启示 　　（一）研究结论 　　本文采用年我国上证A股上市公司的样本数据，考察了会计信息质量和股价同步性之间的作用机理，得出结论如下：有效市场条件下，会计信息质量对股价同步性产生显著影响；并且上市公司会计信息质量越高，一方面会加大投资者对会计信息的关注度，另一方面也会增强市场自身调控的能力，进而信息的传递效率也得到提高，使得上市公司的个股价格波动与总体市场股票价格波动趋势相背离，最终降低股价同步性。 　　（二）启示 　　本文的研究显示，提高上市公司会计信息的质量可以有效降低股价的同步性。为了提高公司的会计信息质量，丰富股价涵盖的公司基本面信息，进而引导资本市场上资源的优化配置，可以从以下方面努力：其一，要制定和完善有效的适合不同类型企业的会计准则，比如区分不同行业大类、不同的资产负债属性等；其二，要严格控制信息披露程序，做到每个步骤有正确的章程、章法来遵循和依照；其三，完善公司财务做账系统，塑造财务人员良好的敬业精神并对其定期轮岗。 　　【主要参考文献】 　　[1] PATRICIA M D，RICHARD G S，AMY P S.Detecting Earnings Management[J].Accounting Review，）：193-225. 　　[2] RICHARD R. R2 [J].The Journal of Finance，）：541-566. 　　[3] 夏立军.国外盈余管理计量方法评述[J].外国经济与管理，2002（10）：35-39. 　　[4] 金智.新会计准则、会计信息质量与股价同步性[J].会计研究，2010（7）：19-26. 　　[5] 陆瑶，沈小力.股票价格的信息含量与盈余管理―基于中国股市的实证研究[J].金融研究，2011（12）：131-144. 　　[6] 梁权熙.盈余操纵、产权性质与股价同步性[J].广西大学学报（哲学社会科学版），2014（6）：13-20.
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改革与发展
2013年 第 20 期总第 672 期
财会月刊（下）
改革与发展
股利政策能影响股价同步性吗
【作　　者】程浩然【作者单位】（中南财经政法大学会计学院
430073）【摘　　要】【摘要】 本文以我国A股市场2003 ~ 2011年的所有股票数据为样本，将股利细分为现金股利和股票股利，从股价同步性角度研究股利政策的市场反应。研究结果表明：从2003年到2011年，股利政策对股价同步性的影响从正相关变为负相关，股票市场的有效性在增强，即股利发放对同涨同跌的现象有所抑制，股利信息能够迅速传递到市场从而被股价所包含；现金股利和股票股利均可以降低个股股价同步性，但相对于现金股利而言，股票股利的市场反应更为激烈。【关键词】 股利政策&& 股价同步性&& 市场反应
一、引言自1990年中国股票市场建立以来，上市公司的大股东利用其对公司的控制权，长期不分配利润，致使中小股东的利益受到损害，股利支付率过低且部分公司常年不分红是中国股市的“怪异”现象之一（李长青，1999）。近几年我国股票市场上现金股利的发放比例约50%，与许多发达资本市场相当；现金分红占净利润的比例维持在30%上下，接近欧洲上市公司约40%至50%的净利润分红比例。现金分红的增多有两方面可能原因：①随着我国股票市场的不断发展，其有效性的不断提高，迫使管理层和控股股东主动分配现金股利，回报投资者，实现资本增值与再流通；②政府政策干预的结果，即强制分红。La Porta等（）认为，对于那些拥有较少其他法律权利的股东而言，强制分红是一项重要的补充性保护措施。本文将从信号理论出发探究现金股利的市场反应，选取股价同步性作为衡量市场反应的指标。股票价格的同步性是指单个公司股票价格的变动与市场平均变动之间的关联性，根据有效市场假说，如果股票市场噪声较小，公司层面的特质信息会被充分且及时地反映到股价，即公司特质信息是股票价格的形成动因；如果市场噪声较大，相对而言公司个体层面信息难以进入股价，股价波动主要受噪声的推动（吴联生等，2009）。本文探讨的核心问题是：公司的股利政策能否传递出公司基本面的信息并被股价即时反映，从而降低股价同步性。二、研究假设股利政策的本质是上市公司利益在股东和内部留存之间分配的平衡问题（陈立泰等，2011），直观上讲，现金股利与企业的盈利能力和现金流量有密切关系。邓路等（2011）发现，现金流不确定性高的公司其股利变化公告的市场反应较为强烈，并且对于盈余水平低于行业中值的现金流不确定性高的公司来说，其股利增加公告将被市场视为不利信号。宋逢明等（2010）研究发现，现金分红能够显著降低股票收益率的波动，同时稳定的现金股利政策也能够提高公司股票收益率波动与基本面信息的相关性。但从另一个角度讲，由于中国股市现金股利发放的不连续性和随机性，导致代理理论和信号理论都不能完美地解释公司发放现金股利的行为。信号理论并不能解释其自身的高成本性；而代理理论不能解释为什么公司会频繁更改其股利政策（吕长江等，2010）。学者们甚至认为两大理论在中国市场上都不太成立，并用中国特有的“大股东套现”来解释现金股利的发放，即现金股利并不能包含和传递公司未来盈余的独特信息，并且模糊了公司的盈利信息，让投资者们“不知所措”。基于此，本文提出一对竞争性假说：H1：现金股利能够降低股价同步性。H2：现金股利会增加股价同步性。三、研究设计1. 研究样本。本文以2003 ~ 2011年间在我国沪深两市上市的A股公司为研究样本。为了更准确地反映国有控股比例的影响，控制股权分置改革、企业会计准则等制度变更以及证监会相关政策对结论的影响，本文将总样本分为两个区间（2003 ~ 2006年和2007 ~ 2011年）分别进行考察。为了保持样本的纯净，本文对所有连续变量进行了1%水平下的Winsorize处理。本文所研究的数据均来源于CSMAR数据库。
2. 股票价格同步性的衡量方法。根据有效市场假说，市场越有效，其股价“同涨同跌”的可能性就越小。“信息效率学派”的代表人物Morck（2000）首次提出“股价同步性”的概念，用个股收益与市场收益回归模型的拟合优度R2来度量股价的同步性。即R2越高，股价中包含的公司特质信息越少，股价同步性越高。借鉴Dumev等（2003）的做法，可以使用如下回归分析模型来估计个股的R2，以此度量股价的同步性：ri，t=αi+βi，1rm，t+εi，t （1）&& 其中：ri，t是个股i第t周的收益率；rm，t是市场指数第t周的收益率。本文借鉴Morck（2000）以及李增泉（2005）的做法对数据进行说明：①在计算年R2时，用个股和市场的周收益率进行回归，考虑到周一和周五的收盘价中噪音较大，本文采用每周三的收盘价进行计算。②将每个年度的研究期间定义为该年5月份第一个交易日到次年4月份最后一个交易日。另外，由于R2的取值区间为（0，1），不符合最小二乘法的回归要求，对R2进行如下变换：[RSQ=ln(R21-R2)] （2）&& 经此变换以后，RSQ的值域为（-∞，+∞），且是R2的单调增函数，故可以很好地满足模型需要。3. 研究模型。为了验证假设1，本文采用普通最小二乘法（OLS）运行如下模型：RSQ=β0+β1COMDIV+β2DIV+β3MGSZ+β4DROE+β5TVR+β6SIZE+β7LEV+β8SOE+β9CSRATE+β10BIGSHARE+∑βiYEAR+∑βjIND （3）&& 其中：COMDIV为企业发放股利情况，包含现金股利和股票股利，如果企业发放股利，COMDIV=1，反之COMDIV=0。所以（3）式中β1如果显著为负，则表明股利信息能够传导进入个股股价从而降低个股股价的同步性，如果显著为正，表明股利信息反而模糊了个股的特质信息，增加了股价同步性。DIV为企业发放现金股利的情况，如果企业发放现金股利，DIV=1，反之DIV=0。如果（3）中β2显著为负，则表明现金股利能够突出公司基本层面的信息，即个股股价中包含了股利所传递的盈余信息；如果β2显著为正，则表明现金股利反而促进了股票价格的一致性。MGSZ是企业发放股票股利的情况，如果企业发放股票股利，MGSZ=1，反之MGSZ=0。故β3的分析思路同β2。DROE为公司当年净资产收益率变动占所有公司平均利润率变动的比值。因为，股票价格同步性可能缘于公司基本面的同质性（李增泉，2005），于是本文用DROE来近似控制这种同质性，预期其符号为正。TVR是公司日换手率的年度均值，反映了股票交易的活跃程度。股票交易活跃与公司信息的曝光程度以及分析师的跟紧程度有着密切的关系（Kalok和Allaudeen，2006；王亚平等，2009），从而影响股价同步性。本文用TVR近似控制股票活跃程度对股价同步性的影响，预期该变量符号为负。SIZE为公司规模，是公司总资产的自然对数值。而公司规模与股票价格同步性的关系在理论上是模糊的：①公司规模越大，受关注的程度越高，更多的投资者和分析师会对其进行分析，从而导致同步性越弱；②公司规模越大，受国家宏观调控的影响也越大，因此股价同步性也应该越高。故本文不对SIZE回归符号进行预期。LEV为公司的财务杠杆，它等于年末负债总额除以资产总额。LEV越大表明企业的财务风险越高，意味着公司未来正常经营的不确定性可能越大，会引发股票的异常波动，从而降低股价同步性，因此本文预期LEV符号为负。此外，模型还加入了股权性质、流通股比例以及股权结构等方面的控制变量。杨汉明（2009）发现，国有上市公司的股利支付率与非国有上市公司之间存在明显差异，所以本文加入SOE变量来控制企业的股权性质，如果是国有企业，则SOE=1，反之SOE=0。受“大股东套现”理论的影响，公司的股权结构对现金分红与公司治理均有显著影响，故本文加入CSRATE和BIGSHARE两个变量。其中CSRATE为企业的流通股股数占总股本的比例；BIGSHARE为第一大股东的持股数占总股本的比例。除上述因素以外，模型分别用年度虚拟变量（YEAR）和行业虚拟变量（IND）对年度效应与行业效应进行控制。四、实证结果表2报告了主要变量的描述性统计结果。R2的均值在2003 ~ 2006年和2007 ~ 2011年分别为0.02和0.04，相比于吴联生（2009）的0.412要低，但还是高于Morck et al.（2000）报告的大部分国家的R2。R2最大值与最小值之间的巨大差异显示了不同公司的股价同步性程度有较大差别。PEDIV描述了公司的每股现金股利，2003 ~ 2006的统计结果显示其中位数为0，意味着超过半数以上的企业不发放现金股利，而2007 ~ 2011年的中位数提升到了0.04，说明发放现金股利的企业开始增多，情况有所好转。MGSZPE描述了每股股票股利的发放情况，与现金股利的均值对比可以看出，股票股利的发放公司要多于现金股利，但是方差值的增大显示了两级分化情况持续很严重。此外，从两个时间阶段的对比数据中可以看出，整体上讲，国有企业的比例在降低，流通股的比例在提升等，这符合我国实行国有企业改制和股权分置改革的结果。表3显示了回归结果，其中被解释变量为股价同步性（RSQ）。在2003 ~ 2006的回归结果中，COMDIV、DIV和MGSZ并没有显示出一致性的结论：①虽然COMDIV在1%的水平下显著与RSQ正相关，但是由于其衡量标准的笼统性，并不能完全说明股利政策能够促进股价同步性，只能作为参考指标；②现金股利（DIV）与RSQ的关系并不显著，反观股票股利（MGSZ）却能在1%的水平上显著增加股价同步性。在2007 ~ 2011年的回归结果中，结论趋向一致：①COMDIV、DIV和MGSZ均与RSQ显著负相关，这表明在这一时间段内，股利政策能够降低股价同步性，即无论现金股利还是股票股利均可以传递出公司特质信息并被及时地反应在个股股价的变化中；②在同时考虑DIV和MGSZ后发现，两者依然在10%水平下显著负相关与RSQ，并且MGSZ系数的绝对值略大于DIV系数的绝对值，即：相较于现金股利，股票股利更能传递出公司层面的信息，这也揭示了近年来热炒的“高送转”现象。五、研究结论与启示随着我国改革开放的深入发展，资本市场政策的日益完善，企业的现金分红产生的市场影响正在逐步体现出来。过去的10年，从现金红利信息模糊公司特质层面信息到凸显出公司层面的特质信息，说明了市场的有效性在增强，信息的传递在加速，市场区分信息的能力也在提升。简言之，公司个股股价中能够包含股利政策的信息，各个公司不同的股利政策能够影响到其个股股价的变化，上市公司应关注这一变化。近5年来，相对于现金股利而言，市场更偏爱股票股利。造成这种现象的可能原因有如下几个：①公司的股权结构较为集中，大股东更喜欢资本增值而不是“取现”；②股票股利不影响企业的留存收益，从而不会对企业产生较大的财务压力；③相对于现金股利，股票股利更具有激励效应，对股东而言，未来的市场是有风险的，促使股东进一步关注公司业绩。主要参考文献1. 胡元木，赵新建.西方股利政策理论的演进与评述.会计研究，2011；102. 李增泉.所有权结构与股票价格的同步性——来自中国股票市场的证据.中国会计与财务研究，2005；33. 宋逢明，姜琪，高峰.现金分红对股票收益率波动和基本面信息相关性的影响.金融研究，2010；104. 吕长江，许静静.基于股利变更公告的股利信号效应研究.南开管理评论，2010；25. 李映照，肖维娜.机构投资者异质性对公司股利政策的影响，财会月刊，2012；236. 赵澄，何建国.上市公司股利政策生成机理的实证研究——基于管理者过度自信视角.财会月刊，2012；57. 王毅辉，李晓光.基于行为视角的股利政策研究.财会月刊，2009；368. 陈燕，罗宏.我国上市公司现金股利政策的理论解释.财会月刊，2008；6公司治理与股价同步性关系研究前沿_张湄_百度文库
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很愤怒刚学习不久，没法学啊要考试了，急死我了这次就不告诉你们老板了，限你们赶紧弄好算了，麻木了