投资者保护与财务会计信息质量.doc

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1、 投资者保护与财务会计信息质量 陈胜蓝 魏明海 (中山大学管理学院 510275) 摘要 根据投资者保护的分析框架 , 不同地区对投资者的保护 程度会对公司会计政策和行为产生影响 , 对于投资 者保护较弱的地区 , 财务会计系统可能成为补偿弱投资者 保护负面影响的一 种替代机制 。 本文使用来自 我国内地 31 个地区 911 家 A 股上市公司 2001! 2004 年的数据为样本进行考察 , 利用各地区市场化进程数据构建各地区的投 资者保护程度 变量 , 使用会计盈余反映经济收益的非对称 及时性衡量财务会 计信息的质量 , 证据一定程 度上表明 来自投资者保护较弱地区的上市公司更愿意提供较

2、高质量的财务会计信息 , 关键词 投资者保护 财务会计信息质量 市场化指数 以补偿弱投资者保护带来的负面效应 。 一 、 引言 近期的研究表明在许多国家 , 中小股东和债权人权利被 剥夺、利益被侵占的现象普遍存在 , 因此 , 对 投资者利益的保护是至关重要的。 L a P orta 等 ( 1998, 1999, 2000a) 使用法律的方法建立了投资者保护 的分析框架。他们从投资者保护法律及其执行的角度考察对公司特征和政策的影响 , 保护法律及其执行的地区 , 公司拥有更加分散的股权结构 , 内部人更愿 意发行股票 , 结果发现在强投资者 并分配公司股利。他 们认为考察投资者保护的不同程度

3、 , 能够提供更好的解释。同时 , 研究者发现另一个更加有吸引力的问 题 : 在投资者保护较弱的地区 , 是否存在一些替代机制 , 以弥补弱投资者保护带来的负面效应 ? L a Porta 等 ( 1998) 注意到会计系统可能是一种替代机制 , F ranc is 等 ( 2003) 深化了这一观点 , 他们使用投资者 保护的框架 , 分析了财务会计信息在证券市场中的作用。 相对于证券市场的发展 , 我国法律规定和法律执行的发展却较为缓慢 ( P isto r X u, 2005b)。这种特 定的背景为考察财务会计系统是否可以作为补偿弱投资者保护负面效应的一种替代机制提供了机会。本文 使用来

4、自我国内地 31 个地区 911 家 A 股上市公司 2001! 2004 年的数据为样本进行考察 , 利用樊纲和王小 鲁 ( 2004) 编制的中国各地区市场化进程数据构建各地区的投资者保护程度变量 , 使用会计盈余反映经 济利润的非对称及时性 , 衡量财务会计信息的质量 , 证据一定程度上表明来自投资者保护较弱地 区的上市 公司更愿意提供较高质量的财务会计信息 , 以补偿弱投资者保护带来的负面效应。 本文以下部分结构安排如下 : 第二部分在理论基础之上建立了研究假设 ; 第三部分是研究设计部分 , 介绍了样本选取过程、数据来源和检验模型 ; 第四部分提供了检验结果和分析 ; 第五部分是本文

5、的结论。 二 、 理论分析与假设建立 (一 ) 投资者保护与财务会计系统 L a Po rta 等 ( 1998) 使用法律方法构建了投资者保护的分析框架。其中 , 财务会计系统在投资者保 * 本文的研究得到了国家自然科学基金重点项目 产权保护导向的会计控制研究 # (批准号 : 70532005 ) 的资助。 28 * 护的分析框架中具有重要作用。 La Porta 等 ( 2000b) 分析指出财务会计系 统和披露规定向投资者提供 了行使权利所必需的信息。当不同国家或地区投资者保 护程度具有显著差异时 , 对投资者保护与财务 会计系统关系的分析存在两种不同的逻辑。第一种逻辑是关注在投资者保

6、 护程度高的国家或地区财务 会计系统所发 挥的作用。 F ranc is 等 ( 2003) 认为 , 根 据已有的 相关研 究 , 投资者 保护程 度更 高的地 区 , 金融市场往往更加发达 , 更加发达的金融市场 会导致更多 的融资机会和更加分散的股权结构 , 这 就可能产生更加严重的代理问题。及时和透明的财务会计信息能够解决由 于公司内部人和外部投资者 信息不对称而产生的代理问题 ( Ba ll 等 , 2000) 。因此 , 在这种安排下 , 投资者保护程度更高的地区更 加需要以应计制为基础的财务会计系 统 , 以满足对及时 和透明的财务会计信息的需求。在投资者保护 较强的地区 , 外

7、部投资者很可能对公司管理层施加更大的压力 ( L a Porta 等 , 2000a) , 为了减轻公司内 部人与外部投资者由于 信息不对称而产生的代理问题 , 公司管理层很可能 提供更加及时和透明的反映 真实经济交易或事项的财务会计信息。 Bushm an 等 ( 2006) 从契约理论的 角度进行分析 , 根据契约理 论 , 最优契约的设计和执行都需要可证实的信息 , 而财务会计系统为最优 契约的设计和执行提供了丰 富的可证实的信息。在法律或司法系统更强 的地区 , 契约的 设计和执行的效率更高 , 因此 , 对高质量 财务会计信息的需求就越大。 第二种逻辑则认为在投资者保护程度较低的国

8、家或地区 , 财 务会计系统可以作为一种 替代机制补 偿投资者保护较弱带来的负面效应。 L a P orta 等 ( 1998) 在分析不同地区法律保护差异时 , 提出一个自 然而又有趣的问题 : 投资者保护较弱的国家是否具有其 它替代机制来解决这一问题 ? 他们注意到国家 的财务会计系统可能是这样的一 种替代机制。财务会计 系统可以为投 资者提供 公司经营 运作的信 息 , 为签订契约提供可证实的信息 , 特别是 , 当投资者保护较弱时 , 会计准则的发展 对于财务契约的设计 和执行更加重要。他们使用国际财务分析与研究中心提 供的会计披露指数作 为替代变量进行 考察 , 检 验结果并不完全支

9、持这一假设 , 斯堪的纳维亚成文法系 国家的会计质量最高 , 普通法系国家的会计质 量居次 , 但显著高于德国成文法 系国 家的 会计质 量 , 法国 成文 法系 国家的 会计 质量 最低。 F ranc is 等 ( 2003) 深化了这一思想 , 提出可能存在倒转的因果关系 , 即财务会计系统对证券市场发展的影响独立 于投资者法律保护。在这种情况下 , 较高质量的财务会计系统 能够替代投资者法律保护 , 促进证券市 场的发展。但遗憾的是 , 检验结果没有支持 这一假设。以上研究虽然推测财务会 计系统可能补偿投资 者保护较弱带来负面效应的一种替代 机制 , 但是并没有 为这一观点提供支持的证

10、据。其主要原因可能 在于 : 第一 , 对财务会计系统的测量主要基于对国家层面会计 准则的考察 , 而忽 略了公司层面提供不 同质量财务会计信息的动机 ; 第二 , 在跨国研究中 , 难以对不同国 家政府管制、税收体系、证券市场 有效程度等因素进行很好的控制。 (二 ) 建立研究假设 我国证券市场具有新兴和转型的双重特征 , 值得注意的是 , 在我国正式法律体系并不完善的情况 下 , 证券市场仍然得到了迅速的发展。 P istor 和 Xu ( 2005a) 分析指出 , 对于中国证券市场的发展 , 法律及其 执行对投资者的保护在短期内可能无法发挥明显的功效。有两个主要因素影响了法律及其执行对

11、投资者保 护的效果 : 法律不完善程度和可靠信息缺失程度。转型经济的法律改革很大程度上是通过对发达经济的法 律体系进行移植而完成的。由于语言、文化和制度的差异 , 导致了移植后的法律体系具有很大程度上的不 完善性。在法律执行中 , 由于难于解释法律的起源 , 也难于有效处理新的法律问题 , 从而加大了法律执行 的不完善性。另一方面 , 法律的有效执行依赖于可靠的公司层面信息 , 转型经济中公司层面信息存在着较 大的噪音 , 也降低了法律执行的效果。在这种背景下 , 更可能存在其他替代机制弥补法律及其执行对投资 29 者保护较弱带来的负面效应 , 促进证券市场的发展。 我们关注财务会计系统作为一

12、种替代机制 , 补偿法律及其执行对投资者保护较弱带 来的负面效应。 一方面 , 我国政府一直致力于推动会计制度的改革与建设 , 先后制订并发布了一系列相关法规和制度。 2000 年 7 月 1 日正 式施 行了第 二次修 订的 会计 法 %, 与 之相 适应 , 财 政部 于 2000 年 12 月发 布了 企业会计制度 %。 2006 年 2 月 15 日 , 财政部正式发布了包括 1 项基本准则和 38 项具体准则的企业会 计准则体系 , 其宗旨在于提高会计信息质量、维护社会经济秩序 ( 金人庆 , 2006) 。另一方面 , 来自上 市公司的经验证据表明 , 虽然我国证券市场的发展时间

13、还比较短 , 无论是 投资者还是上市公司仍然存 在众多的不规范行为 , 市场的情况基本一致。 上市公司的年度会计盈余与股票 收益的关系仍存在明显的规律性 , 与西方成熟 公司提供的财务会计信息质量不仅受到会计准则的影 响 , 而且与公司提供财务会计信息的动机密切相 关。由于我国不同地区对投资者保护法律制度环境及执行质量存在差异 , 处于投资者保护程度较低地区的 公司 , 更有动机提供高质量的财务会计信息 , 以补偿法律及其执行对投资者保护较弱带来的负面效应。一 般认为 , 在投资者法律保护较弱的国家或地区 , 市场对公司的 定价会更低 ( C laessens 等 , 2002)。处于投 资者

14、保护程度较低地区的公司更需要通过提供高质量的财务会计信息 , 降低公司内部人与外部投资者之间 的信息不对称程度 , 从而减少市场对公司的折价。其次 , 在投资者保护程度较低的地区 , 由于缺乏其它可 以依赖的机制 , 公司可能更需要通过某种替代方式 , 如提供高质量财务会计信息 , 建立声誉机制 , 增强投 资者的信心 ( La Porta 等 , 2000a)。最后 , 由于高质量的 财务会计信息有助于契约的设计和实施 ( H ay 等 , 1996) , 投资者保护程度较低地区的公司更可能通过提供高质量的财务会 计信息来降低契约设计和实 施中的交易成本。因此 , 我们提出如下假设 : 其它

15、条件不变 , 投资者保护程度较低地区的公司比投资者保 护程度较高地区的公司更愿意提供高质量的财务会计信息。 三 、 研究设计 (一 ) 样本选择 我们选取了 2001! 2004 年 4 年间在上海证券交易所和深圳证券交易所进行交易的所有公司作为初始 样本。为了达到研究 目的 , 我们执行了以下筛选程序 : ( 1) 剔除了含 B 股或 H 股的上市公司 , 这些公司 面临境内外双重监管环境 , 与其他上市公司不同 ; ( 2) 剔除了金融行业上市公司 , 因为这些公司存在行 业特殊性 ; ( 3) 剔除了 4 年间数据不全的公司 ; ( 4) 为了控制异常值对回归结果的影响 , 剔除了 1%

16、 分位 数和 99% 分位数以外的数据 。最后 , 我们获得了来自我国内地 31 个地区的 911 家公司 4 年的面板数据 (样本数合计为 3644 个 ) 。 (二 ) 数据来 源 我们使用的上市公司数据全部取自香港理工大学与深圳国泰安信息技术有限公司联合开发的 CSMAR 数据库查询系统。根据色诺芬公司提供的公司治理数据库 , 获得了公司最终股东的相关数据。我们使用的 投资者保护指数建立在樊纲和王小鲁 ( 2004) 编制的地区市场化进程数据及其子数据的基础上。他们根 据大量的统计和调查资料 , 采用 主因素分析法 #, 编制出中国各地区 2001 年和 2002 年市场化相对进程 指标

17、。这一指标包括 政府和市场的关系 #、 非国有经济的发展 #、 产品市场 的发育 #、 要素市场的发 育 # 和 市场中介组织和法律制度环境 # 五个方面指数 , 每个方面指数又包括几个分项指数。考虑到本 文的研究目的 , 我们选择了 市场中介组织和法律制度环境 # 方面指数 , 以及其中的 律师人数 /地区人 & 在稳健性测试中 , 我们重新纳入了 1% 分位数和 99% 分位数以外的数据 , 检验结果并不影响主要的结论。 30 & 口 # 和 2001! 知识产 权保护 # 两项 分项指数 考察不同 地区的投 资者保 护程度。由 于研究数 据时间 跨度 为 2004 年 , 考虑到各地区市

18、场化进程在研究时间范围内相对稳定 , 我们使用 2001 年的市场化进程数 据进行衡量 。 (三 ) 检验模型 财务会计信息质量是一个涵义广泛的概念。我们在对这个概念进行操作化处理中 , 主要考虑了会计盈 余反映经济收益的非对称及时性。 Basu ( 1997) 首次考察了会计盈余反映经济损失和经济利润的非对称 及时性 , 他的检 验结果表明会计盈余对经济损失的反映要快于经济利润。他分析认为这种现象是由于会计 稳健性而引起的 , 因而把这种会计盈余反映经济损失和经济收益的非对称及时性作为会计稳健性的测量方 式。 Ba ll 等 ( 2003) 分析认为会计盈余反映经济收益的程度 , 特别是会计

19、盈余对经济损失更加及时的反 映 , 可以用来测量财务会计信息质量。 Ba ll 和 Sh ivakum ar ( 2005) 认为会计盈余反映经济收益的非对称及 时性主要来源于会计盈余对经济损失的及时确认 , 使用这种方式测量财务会计信息质量 , 模型如下 : P i t 并指出这是财务会计信息质量最重要的一个特征。我们 其中 , EPS i, t表示公司 i 第 t 年的每股税后净收益 ; 12 P i, t 表示公司 i 第 t 年年初的股票价格 ; RET i, t 表示 公司 i 第 t 年的年股票收益率 , RET i t = 1 ( 1 + RET i t ) - 1 ( RET

20、i, j表示第 j 月的月股票收益率 , RET 1至 RET 12 表示第 t 年各月的月股票收益率 ); D 是虚拟变量 , 当 RET i t 0 时 , 取值为 1, 否则为 0。 为了考察不同地区投资者保护程度与公司财务会计信息质量之间的关系 , 型进行了扩展 , 模型如下 : EPSi t 我们对 Basu ( 1997) 的模 P it = 0 + 1 D i t + 2 RET i, t + 3 D i t* RET i t + 4D i, t* RET i t* IPD i t + j j i t* RET i, t* Yj + k k k + 其中 , EPS i, t表示

21、公司 i 第 t 年的每股税后净收益 ; 12 P i, t 表示公司 i 第 t 年年初的股票价格 ; RET i, t 表示 公司 i 第 t 年的年股票收益率 , RET i, j = 1 1 + RET i j - 1 ( RET i j表示第 j 月的月股票收益率 , RET 1至 RET 12 表示第 t 年各月的月股票收益率 ); D 是虚拟变量 , 当 RET i j 0, 取值为 1, 否则为 0; IPD i t是衡量 不同地区投资者保护程度的虚拟变量 , 当 IPD i t 中位数时 , 取值为 0, 否则为 1。 而且 , 我们考虑对公司财务会计信息质量产生影响的公司层

22、面因素 Yj, 这些控制变量包括 : ( 1) 公 司规模 ( S ize) , 用公司当年总资产的自然对数值表示 ; ( 2) 债务约束 ( D ebt) , 用公司当年资产负债率值 表示 , 孙铮等 ( 2005) 发现上市公司的债务约束对财务会计信息质量具有显著的影响 , 我们在模型中加 入这一变量进行控制 ; ( 3) 公司风险 ( R isk), 用公司当年月股票收益率的标准差表示 ; ( 4) 最终控股股 东 ( CO ) , 虚拟变量 , 当最终控股股东为国有控股时 , 取值为 1, 否则为 0; ( 5) 样本年度 ( Y ear) , 虚 拟变量 , 控制宏观经济的影响。 四

23、 、 检验结果和分析 (一 ) 描述性统计结果 表 1 给出了相关变量 的描述性统计结果。 EPS /P 的均值为 0 006, 中位数为 0 012。 RET 均值为 - 0 178, 中位数为 - 0 217, 75% 分位数为 - 0 089, 这说明对于全部样本 , 有 75% 以上样本年股票收益率 在稳健性测试中 , 我们使用 2002 年的市场化进程数据进行了检验 , 主要检验结果保持一致。 31 EPS = + D + RET + D * RET + ( ) D ) YEAR ( a b c 为负。表1 中 IPD 、 IPD 和 IPD 分别表示使用 市场中介组织和法律制度环境

24、 # 方面指数、 律师人数 / 地区人口 # 和 知识产权保护 # 两项分项指数衡量地区投资者保护程度的虚拟变量 , 我们使用了地区指 数的中位数作为划分强投资者保护地区和弱投资者保护地区的标准。 S ize 表示公司当年年末总资产的自然 对数值 , 该变量的均值和中位数分别为 21 046 和 21 009。公司当年的资产负债率均值和中位数分别为 0 513 和 0 481, 而最小值和最大值分别为 0 008 和 19 867, 说明公司间资产负债率差异较大。公司风险 的均值和中位数分别为 0 093 和 0 087。公司最终控股股东的均值和中位数分别为 0 757 和 1 000, 而且

25、 25% 分位数为 1 000, 说明全部样本中 75% 以上公司最终控股股东为国有控股。 表 1 相关变量的描述性统计 变量 N 均值 标准差 最小值 25% 分位数 中位数 75% 分位数 最大值 EPS /P 3644 0 006 0 058 - 0 922 0 004 0 012 0 024 0 246 RET 3644 - 0 178 0 226 - 0 909 - 0 310 - 0 217 - 0 089 1 313 D 3644 0 839 0 368 0 000 1 000 1 000 1 000 1 000 IPD IPD IPD c 3644 0 494 0 500 0

26、000 0 000 0 000 1 000 1 000 S ize 3644 21 046 0 880 17 061 20 507 21 009 21 602 24 886 D ebt 3644 0 513 0 532 0 008 0 350 0 481 0 616 19 867 R isk 3644 0 093 0 033 0 013 0 072 0 087 0 106 0 405 CO 3644 0 757 0 429 0 000 1 000 1 000 1 000 1 000 (二 ) 财务会计信息质量检验结果 我们使用会计盈余反映经济收益的非 对称及时性来衡量财务会计信息质量。 Bal

27、l 等 ( 2001) 使用这种 测量方式对中国证券市场上市公司 1992! 1998 年的数据进行了检验 , 结果发现与普通法国家的情况正好 相反 , 中国上市公司会计盈余对经济收益的反映强于对经济损失的反映。孙铮等 ( 2005) 使用同样的测 量方式考察了中国证券市场上市公司 1999! 2002 年的数据 , 结果发现与普通法国家相似的证据。考虑到 中国证券市场随着时间变化而产生一定的波动 , 我们首先分年度进行了检验。根据 B asu ( 1997) 的模型 , 系数 2 测量了会计盈余对同期经济利 润的敏感性 , 系数 3测量了会计盈余对同期经济损失的增量敏感性 , 2 ( 2 +

28、 3 ) 测量了会计盈余对经济损失的敏感性。模型的 R 测量了会计盈余反映经济利润和经济损失及时 性的总体差异。 表 2 提供了 2001! 2004 年各年横截面检验和面板数据检验的结果。可以发现 , 各年横截面检验结果 和面板数据检验结果基本上表现出与普通法国家证券市场相同的特征。在 Pane l A 中 , 使用面板数据检验 结果表明 , 会计盈余反映经济利润的敏 感性为 2 0 064 ( 2 ), 会计盈 余反映经济损 失的敏感性为 0 148 ( 2 + 3 ) , 整个模型的 R 为 14 1% 。这说明会计盈余反映经济损失比反映经济利润的速度更快。在 Panel 2 2 B 中

29、 , 平均而言 , 会计盈余反 映经 济损失模 型的 R 为 11 2% , 高于会 计盈余反 映经济利 润模型的 R ( 10 1% ) 。这个结果表明 , 计信息质量。 对于全部样本公司的数据而言 , Basu 模型能够在一定程度上衡量公司财务会 32 a b 表 2 PanelA: 公司财务会计信息 质量的检验结果 EPS /P = + D + RET + D * RET + 2 t ( 2) i t i, t 3 0 1 i t 2 t ( i t 3 ) 3 i, t i t Adj R 2 F N 2001 年 2002 年 2003 年 2004 年 面板数据 0 008 0 0

30、41* 0 075* * * 0 050 0 064* * * 0 484 1 898 6 198 1 533 6 208 0 041* * 0 067* * * 0 063* * * 0 190* * * 0 084* * * 2 253 2 629 3 742 5 032 6 709 5 7% 7 8% 23 8% 17 8% 14 1% 19 334 26 570 95 705 66 499 200 636 911 911 911 911 3644 Pan elB: EPS i t /P i, t = 0 + 1 RET i t + ( RET , t+ 0 ) EP S i, t /P

31、 i t = 0 + 1 RET i t + ( RET,i t 0) 2001 年 2002 年 2003 年 2004 年 面板数据 1 0 008 0 041* * 0 075* * * 0 050* * * 0 064* * * Ad j R2 - 0 1% 3 9% 18 8% 2 9% 10 1% F 0 497 5 232 49 624 6 581 66 655 N 79 106 211 191 1587 1 0 049* * * 0 107* * * 0 138* * * 0 240* * * 0 148* * * Ad j R2 5 2% 7 0% 15 6% 15 7% 1

32、1 2% F 46 411 61 105 130 230 135 290 386 955 N 832 805 700 720 3057 的 , * 、 * * 、 * * * 、分别表示在 10% 、 5% 、 1% 的显著性水平。 (三 ) 地区投资者保护程度与公司财务会计信息质量的回归结果 表 3 给出了使用面板 数据的地区投资者保护程度与公司财务会计信息质量的回归结果。由于研究目 在模型中增加了衡量地区投资者保护程度的虚拟变量 , 以考察不同投资者保护地区公司提供财务会 计信息质量的差异 , 并且 , 加入了影响公司政策选择的控制变量 , 以控制公司层面其它主要因素的影响。 考虑到对经济

33、损失和经济利润进行划分的准确性 , 益率是否小于零两种方法进行划分。 分别使用了 公司的年股票收益率和市场调整的年股票收 表 3 EPS i t /P i t = 0 + 1 D i, t 地区投资者保护程度与公司财 务会计信息质量的回归结果 j i, t* Yj + k ) YEAR k k + 变量 经济损失 : RET,i t 0 经济损失 : MARAD J_ RET,i t 0 截距 D RET D* RET 模型 1 0 019* * * ( 5 726) 0 010* * * ( 2 729) 0 063* * * ( 6 615) 0 472* * * ( 5 756) 模型

34、2 0 019* * * ( 5 696 ) 0 009* * * ( 2 697 ) 0 063* * * ( 6 631 ) 0 463* * * ( 5 660 ) 模型 3 0 019* * * ( 5 729) 0 009* * * ( 2 700) 0 063* * * ( 6 617) 0 469* * * ( 5 723) 模型 1 0 004* * ( 1 999) 0 001 ( 0 355) 0 047* * * ( 7 367) 0 682* * * ( 4 524) 模型 2 0 004* ( 1 931 ) 0 001 ( 0 294 ) 0 047* * * (

35、7 383 ) 0 668* * * ( 4 446 ) 模型 3 0 004* * ( 2 015 ) 0 001 ( 0 278 ) 0 047* * * ( 7 373 ) 0 692* * * ( 4 592 ) , 我们使用了地区市场化指数的中位数划分强投资者保护地区和弱投资 者保护地区 , 并设置 投资者保护程 度的虚拟变量 , 考 虑到这 种操作对回归结果可能造成的影响 , 我们在稳健性测试中使用地区市场化指数构建连续变量 进行回归 , 结果保 持一致 , 这说明我 们 的结论 并不会受到投资者保护变量设置形式的影响。 33 , + RET + D * RET + D * RET

36、 * IPD + ) D * RET EPS i t /P i t = 0 + 1 D i, t + 2RET i, t + 3D i t* RET i t + 4D i t* RET i t* IPD i t + j j i t* RET i, t* Yj + k k k + 续表 变量 经济损失 : RET,i t 0 经济损失 : MARAD J_ RET,i t 0 D* RET* IPD 模型 1 - 0 014* * ( - 2 187) - 0 025* * * 模型 2 - 0 028* * * ( - 4 455 ) - 0 024* * * 模型 3 - 0 020* *

37、* ( - 3 169) - 0 025* * * 模型 1 - 0 030* * ( - 2 394) - 0 032* * * 模型 2 - 0 067* * * ( - 5 286 ) - 0 031* * * 模型 3 - 0 044* * * ( - 3 519) - 0 033* * * D* RET* S ize D* RET* Debt D* RET* R isk D* RET* CO Year Adj R 2 F ( - 6 506) 0 067* * * ( 17 455) 0 727* * * ( 7 780) - 0 015* * ( - 2 084) 控制 26 7%

38、 121 889 ( - 6 354 ) 0 068* * * ( 17 671 ) 0 740* * * ( 7 961 ) - 0 016* * ( - 2 253 ) 控制 27 0% 123 762 ( - 6 440) 0 067* * * ( 17 515) 0 725* * * ( 7 784) - 0 015* * ( - 2 111) 控制 26 8% 122 542 ( - 4 481) 0 104* * * ( 16 748) 0 663* * * ( 4 234) - 0 038* * * ( - 2 765) 控制 25 4% 113 768 ( - 4 306 )

39、0 106* * * ( 17017 ) 0 693* * * ( 4 456 ) - 0 043* * * ( - 3 165 ) 控制 25 9% 116 480 ( - 4 531) 0 104* * * ( 16 790) 0 676* * * ( 4 335 ) - 0 038* * ( - 2 759) 控制 25 5% 114 581 * 、 * * 、 * * * 、分别表示在 10% 、 5% 、 1% 的显著性水平。 在模型 1 中 , 我们使用 市场中介组织和法律制度 环境 # 方面指数 衡量投资者保护程度。当使 用 RET , t 0 划分经 济损失时 , 交互项 D*

40、 IPD* RET 的系数为 - 0 014, t 值为 - 2 187, 在 5% 的显著性水平 下显著 ; 当使用 MARAD J_ RET , t 0 划分经济损失时 , 交互项 D* RET* IPD 的系数为 - 0 030, t 值为 - 2 394, 在 5% 的显著性水平下显著。结果表明 , 地区投资者保护程度与公司会计盈余反映经济收益的非 对称及时性存在显著负相关关系。如前所述 , 本文使用公司会计盈余反映经济收益的非对称及时性衡量公 司提供财务会计信息 的质量 , 因此 , 这个结果表明在投资者保护程度较低的地区 , 公司更愿意提供高质量 的财务会计信息 , 与本文提出的研

41、究假设相一致。 此外 , 我们还发现公司规模、最终控制股东与公司会计盈余反映经济收益的非对称及时性存在显著的负 相关关系 ; 公司资产负债率、风险与公司会计盈余反映经济收益的非对称及时性存在显著的正相关关系。 为了进一步深化研究 , 我们在模型 2 和模型 3 中分别使用了 律师人数 /地区人口 # 和 知识产权保 护 # 两项分项指数衡量地区投资者保护程度。在使用 RET i t 0 划分经济损失的模型 2 中 , 交互项 D * RET* IPD 的系数为 - 0 028, t 值为 - 4 455, 在 1% 的显著性水平下显著 ; 如果使用 MARAD J _ RET i t 0 划分

42、经济损失 , 交互项 D* RET* IPD 的系数为 - 0 067, t 值为 - 5 286, 在 1% 的显著性水平下显著。在 使用 RET i t 0 划分经济损失的模型 3 中 , 交互项 D* RET* IPD 的系数为 - 0 020, t 值为 - 3 169, 在 1% 的显著性水平下显著 ; 如果使用 MARAD J _ RET i, t 0 划分经济损失 , 交互项 D* RET* IPD 的系数为 - 0 044, t 值为 - 3 519, 在 1% 的显著性水平下显著。检验结果表明 , 使用 律师人数 /地区人口 # 和 知 识产权保护 # 两项分析指数代替 市场

43、中介组织和法律制度环境 # 方面指数后 , 地区投资者保护程度与 公司会计盈余反映经济收益非对称及时性的负相关关系更加明显。 五 、 研究结论 根据投资者保护的分析 框架 , 不同地区对投资者的保护程度会对公司会计政策和行为产生影响 , 对于 34 ) D ) YEAR 投资者保护较弱的地区 , 来自我国内地 31 个地区 财务会计系统有可能成为补偿弱投资者保护负面影响的一种替代机制。我们使用 911 家 A 股上市公司 2001! 2004 年的数据为样本进行考察 , 利用樊纲和王小鲁 ( 2004) 编制的中国各地区市场化进程数据构建各地 区的投资者保护程度变量 , 使用会计盈余反映经济利

44、润 的非对称及时性衡量财务会计信息的质量 , 证据一定程度上表明来自投资者保护较弱地区的上市公司更愿意 提供较高质量的财务会计信息 , 以补偿弱投资者保护带来的负面效应。尽管 La Porta 等 ( 1998) 推测会计系 统是弱投资者 保护的一种替代机制 , F ranc is 等 ( 2003) 也沿用了这一观点 , 然而他们基于国家层面的研究并 没有提供支持的证据。本文使用中国证券市场上市公司层面的数据 , 为替代效应的观点提供了支持的证据。 主要参考文献 樊纲 , 王小鲁 . 2004. 中国市场化指数 ! ! ! 各地区市场 化相对进程 2004 年度报告 . 北京 : 经济科学出

45、版社 金人庆 . 2006. 深入宣传贯彻会计审计准则 完善社会主义市场经济体制 . 会计研究 , 2: 3 4 孙铮 , 研究 , 5: 刘凤委 , 52 63 李增泉 . 2005. 市场化程度、政府干预与企业债务期 限结构 ! ! ! 来自 我国上市 公司的 经验证 据 . 经济 孙铮 , 刘凤委 , 汪辉 . 2005. 债务、公 司治理与会计稳健性 . 中国会计与财务研究 , 6: 112 142 夏立军 , 方轶强 . 2005. 政府控制、治理环境与公司价值 ! ! ! 来自我国上市 公司的经验证据 . 经济研究 , 5: 40 51 BallR, A R ob in, JW u. 2003. Incen tives versus standards: P roperties o f accounting i