| 首先，我们从计量观的角度出发，运用关联研究法对会计盈余和净资产的账面价值与股价水平的关系进行研究。计价观将重点放在会计信息对股票价格的形成上, 将公司价值研究中会计信息与股票价格的形成有机的结合起来,我们从选取了2006年度与2008年度的相关样本指标数据进行对比分析，检验会计信息的价值相关性是否有显著改进。为此我们提出以下假设:
Ｈ1：2008年度会计信息的价值相关性比2006年有显著性提高，即新会计准则比旧会计准则具有更高的价值相关性。
对于以上假设，我们采用价格模型（Ohlson,1995），将每股收益、每股净资产作为会计信息解释股价的变量，考察它们对股价的解释力度的增加能力，检验会计改革是否提高了上市公司会计信息的价值相关性。
我们根据需要对模型进行修改如下：
其中： 为j上市公司第t会计年度结束后第4个月月末的股票收盘价，  和 分别为j上市公司第t会计年度的每股收益和每股净资产， 为随机扰动项。 为年度虚拟变量，未执行新会计准则取0、执行新会计准则取1。
其次，我们从信息观的角度，运用事件研究法，就新会计准则下的会计盈余是否具有信息含量进行调查。由于新会计准则更加体现了相关性原则，执行新会计准则应该能提高会计盈余的质量，因此我们预期投资者对执行新会计准则后的会计盈余可能会更加重视。为此我们提出假设:
Ｈ2：2008年度会计盈余的反应系数统计上应显著大于2006年，即执行新会计准则后公司的会计盈余质量更高。
对以上假设我们运用事件研究法的剩余收益模型进行检验。剩余收益模型最早由Easton和Harris（1991）提出的R-E模型形式，以股票市场年度平均回报率为因变量，年度间会计损益数额的变化值为自变量。
对于非正常报酬率有三种计算方法：风险调整后的非正常报酬率、均值调整后的非正常报酬率和市场调整后的非正常报酬率。从国外的文献看，早期由于资本资产定价模型的流行及其占据的主导地位，那时的事件研究中主要使用风险调整后的非正常报酬率。近年来发现了越来越多的经验异象，这对系统风险系数β提出了质疑，所以在事件研究中运用资本资产定价模型的模式几乎停止了，越来越多的文献中出现的是市场调整后的非正常报酬率。此外，我国证券市场作为新兴市场，从短期来看其股价行为极不稳定，由此α和β也极不稳定，且得出的回归方程的拟合度较低。综合这些因素，本文采用比较简便的市场调整模型来计算非正常报酬率及相应的累积非正常报酬率。
我们采用市场调整模型来计算非正常报酬率和累计非正常报酬率，模型如下：
其中： 为上市公司j在整个事件窗口[-20，20]内的累计非正常收益率。
 
 为j公司第i日的股票收益率，
 为第i日的市场收益率，这里我们选择Lm为中小板综合指数
 为每股收益变化数， 表示t - 1年报公告日次日的收盘价。
为年度虚拟变量，未执行新会计准则取0、执行新会计准则取1。
五、研究样本选取、时间窗口及数据来源
本文为了能全面评价会计改革的效果，本文选择了新会计准则2007年在上市公司率先执行前的2006年和执行后的2008年的中小板上市公司为研究样本，这样选择是因为2007年执行新会计准则的公司年度财务报告有很多调整项目，其反映的会计信息往往涉及以前年度，所以我们选择了会计准则执行后的第二年。
本文的研究中时间窗口的选择原则是：如果上市公司是在交易日发布年报业绩预告，则将公告当天设为0时刻；如果公告的当天为非交易日财务论文，则将公告日后的第一个交易日视为0时刻中国论文网。选择[-20，20]作为年报公告的时间窗口。
所选样本满足的条件如下：（1）公司需于2005年及以前上市，并截止2009年4月30日未被退市；（2）所选企业2006、2008两年所需数据全面，符合文章所需研究指标值的需要。根据要求，本文共选取在我国上市的中小板上市公司49家为样本。数据主要来源于和讯财经网站与新浪财经网站，数据的处理与分析使用的是SPSS17软件。
六、研究结果及分析
（一）描述性统计
在进行统计检验之前，我们先对研究中所用的样本数据作一描述性统计，以便对各样本特征的信息有所比较和了解。我们根据上文两个研究模型涉及的变量，计算各个样本的描述性统计量，见下表1。
表1描述性统计分析结果
|
变量
|
年份
|
均值
|
标准差
|
最小值
|
最大值
|
|
|
2006
|
9.48102
|
6.08301
|
2.94
|
34.44
|
|
2008
|
12.45306
|
7.10304
|
5.03
|
43.51
|
|
|
2006
|
0.38586
|
0.22856
|
0.06
|
1.19
|
|
2008
|
0.38883
|
0.64462
|
-0.71
|
4.02
|
|
|
2006
|
3.90491
|
1.08758
|
1.78
|
7.55
|
|
2008
|
3.27359
|
1.25022
|
1.63
|
7.82
|
|
|
2006
|
0.06138518
|
0.264928798
|
-.729879
|
0.947997
|
|
2008
|
-0.01394235
|
0.178898842
|
-0.574437
|
0.360837
|
|
△Et/Pt-1
|
2006
|
-0.00259111
|
0.021413221
|
-0.076683
|
0.070336
|
|
2008
|
0.00208558
|
0.069928105
|
-0.091837
|
0.439675
|
从表1 中可以看出，08年度结束后第4个月月末的股票收盘价均值大于06年度，08年的每股收益均值略大于06年，而每股净资产均值小于06年，08年度的各指标值的标准差均大于06年度，表示企业内部差异有所增加；08年度每股收益变化率远大于06年度，但是其累计非正常收益率却小于06年度。
由于描述性统计量只是对样本特征的一种粗略描述，并不能据此得出结论，因此还必须进行严格的统计检验。
（二）实证检验结果及分析
1、价格模型的实证检验
首先，我们对第一个假设的价格模型进行回归分析，运用SPSS软件对06年与08年的每股收益和每股净资产对股价的回归检验的结果如下表2。
表2价格模型实证检验结果
|
调整后R2
|
F检验
|
t检验
|
|
F值
|
P值
|
α0
|
α1
|
α2
|
α3
|
α4
|
|
t值
|
P值
|
t值
|
P值
|
t值
|
P值
|
t值
|
P值
|
t值
|
P值
|
|
0.495
|
24.755
|
0.000
|
2.049
(3.282)
|
0.043
|
6.609
(20.883)
|
0.000
|
2.263
(1.161)
|
0.026
|
-4.902
(-16.756)
|
0.000
|
5.941
(2.654)
|
0.000
|
* 括号内数据为价格模型的系数值。
根据上表2，股价模型调整后R2为0.495，说明模型的拟合程度相对较好，表明每股收益和每股净资产可以解释股价变动的能力将近50%；F检验的P值为0，小于0.05的显著性检验水平，通过了显著性检验，表示自变量与因变量之间具有显著的相关关系；T检验中，各系数的P值均小于显著性水平0.05，表示每股收益和每股净资产是影响股价变动的主要因素，α3虽然通过了显著性检验，但是其系数为负数，意味着执行新会计准则后，每股收益对股价的解释能力降低，说明新会计准则实施后，投资者不再把每股收益作为其投资的主要参考因素，从系数α4我们可以看出，执行新会计准则后每股净资产具有增量解释能力，表示每股净资产越来越成为投资者关注的重要因素。
为此，我们对06年与08年分别进行统计回归检验，见下表3
表3分年度价格模型实证检验结果
|
年份
|
调整后R2
|
F检验
|
t检验
|
|
α0
|
α1
|
α2
|
|
F值
|
P值
|
t值
|
P值
|
t值
|
P值
|
t值
|
P值
|
|
2006
|
0.677
|
51.237
|
0.000
|
-0.086
(-0.163)
|
0.932
|
9.381
(21.555)
|
0.000
|
0.704
(0.340)
|
0.485
|
|
2008
|
0.344
|
13.561
|
0.000
|
2.202
(5.363)
|
0.033
|
2.998
(4.509)
|
0.004
|
2.102
(1.630)
|
0.041
|
*括号内数据为价格模型的系数值。
由表3可知，06年模型调整后R2为0.677，每股收益通过了显著性检验，而每股净资产没有通过，表示新会计准则执行前，投资者对企业盈利能力即利润表非常关注，而忽视了资产负债表。08年的每股收益和每股净资产均通过了显著性检验，表示每股净资产成为影响股价的重要因素之一，但从调整后R2为0.344来看，执行新会计准则后投资者不再只是关注企业的财务报告，而是结合各种信息进行多方面的分析判断，投资更加趋于理性。
根据以上结果及其分析，我们通过了2008年度会计信息的价值相关性比2006年有显著性提高的假设检验，即新会计准则比旧会计准则具有更高的价值相关性。
2、剩余收益模型的实证检验
其次, 我们对第二个假设的剩余收益模型进行检验，得到的结果如下表4。
表4收益模型实证分析结果
|
调整后R2
|
F检验
|
T检验
|
|
F值
|
P值
|
β0
|
β1
|
β2
|
|
t值
|
P值
|
t值
|
P值
|
t值
|
P值
|
|
0.040
|
5.088
|
0.000
|
2.070
(0.058)
|
0.040
|
2.239
(0.770)
|
0.027
|
1.658
(0.036)
|
0.100
|
*括号内数据为收益模型的系数值。
根据表4数据，收益模型调整后R2为0.040，说明模型的拟合程度较差财务论文，自变量对因变量的解释能力较弱；F检验的P值为0，通过了显著性检验；T检验中，截距项和每股收益变化率系数的P值均小于显著性水平0.05，表示每股收益变动率对累计非正常报酬率有一定解释能力，β2的P值为0.1，大于显著性水平0.05，没有通过显著性检验，表示执行新会计准则后，每股收益变动率对累计非正常报酬率并没有增量解释能力。
根据以上情况，我们得出2008年度会计盈余的反应系数统计上并不显著大于2006年，即执行新会计准则后公司的会计盈余质量没有得到显著性提高。
七、结论
通过对我国中小板上市公司的实证分析，我们可以得出以下结论：
1、2008年度会计信息的价值相关性比2006年有显著性提高，即新会计准则比旧会计准则具有更高的价值相关性。但是投资者已经从关注利润表转向资产负债表，这与我们会计改革的思路是一致的。
2、2008年度会计盈余的反应系数统计上没有显著大于2006年，即执行新会计准则后公司的会计盈余质量没有得到显著性提高。这应该和我国资本市场的弱有效性有关，再就是我国上市公司股价的波动往往更多地受到外界因素如政策面的影响，这点我们在搜集数据时也发现，年报公布亏损公司如果有重组等政策方面的消息，股价短期内会急速上市，另外牛市过后行业的轮动效应及不利消息造成的市场过度恐慌，也是造成执行新会计准则后会计盈余质量没有得到显著性提高的主要原因。
总之，新会计准则的实施提高了会计信息的价值相关性，更加增加了投资者的理性选择，这对于资本市场的健康发展将起到积极的推动作用。
本文的不足之处是仅仅是新会计准则执行前后2006年和2008年两年之间的比较，并且由于是要求样本是2005年及以前上市并于2009年4月底仍然在市的上市公司，故得到的样本数据较少。经营业绩的变化趋势是上市公司的重要信息，而导致业绩变化往往会有很多原因，比如外部环境的变化、自身管理水平的提高、受非经常性损益的影响等等，不同的原因对上市公司中长期业绩的影响是不同的，因此笔者建议监管层在年度报告中应要求上市公司加强对业绩大幅波动的原因的分析，以进一步降低投资者和上市公司管理层的信息不对称，从而进一步降低业绩公告前后的股价波动。
参考文献：
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[6]刘峰,吴风,钟瑞庆.会计准则能提高会计信息质量吗—来自中国股市的初步证据[J]. 会计研究,2004,(7):8-19
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