会计信息回归提升使用论文

摘要：本文构建了基于换手率的投资者情绪测量指标，随机抽取沪深两市300家上市公司2009年的年报数据作为样本，对会计信息与投资者情绪之间的关系进行了分析。结果显示：反映股东获利能力和公司盈利能力的会计信息能显著影响投资者情绪，除每股收益外其他会计信息与投资者情绪之间并非呈简单的线性关系。今天小编为大家推荐《会计信息回归提升使用论文(精选3篇)》的相关内容，希望能给你带来帮助!

会计信息回归提升使用论文 篇1：

会计信息质量、融资成本与再融资

【摘 要】 文章运用2012—2017年沪深两市全部A股上市公司的数据为样本，用修正的琼斯模型来计量会计信息质量，将股权融资成本和债权融资成本结合计量融资成本，采用多元回归以及中介效应法来实证检验会计信息质量通过影响上市公司的融资成本进而影响再融资的机制。研究发现，会计信息质量越高会使得融资成本越低，而融资成本又影响了上市公司再融资，并且融资成本在会计信息质量影响再融资的过程中发挥着部分中介作用。这说明了有效缓解上市公司和股东及债权人等之间的信息不对称程度对上市公司融资规模以及再次融资意义较为深远，为国家管理上市公司披露信息的质量提供借鉴，同时也为规范上市公司信息评级提供经验。

【关键词】 会计信息质量; 融资成本; 再融资; 中介效应

一、引言

会计信息随会计地位的提升越来越受到上市公司的关注，它是企业向外部利益相关者传递的重要信息，同时也是股东和债权人备受关注的信息工具。国家对上市公司的会计信息质量也愈加重视，财政部通过发布会计信息质量检查公告，有利于进一步完善市场机制和防范重大风险。

根据信息风险理论，资本市场中的不完全和不对称信息会使投资者面临不可分散的风险，为补偿该风险，投资者就会抬高提供资金的回报率，从而使公司面临较高的融资成本。而会计信息质量作为资本市场中投资者特别关注的信息之一，其质量的高低同样也会影响投资者的风险水平进而提高自己的回报率。由此可见，会计信息质量的高低对上市公司设立、发展以及未来前景尤其是资金方面意义重大。企业的发展壮大离不开资金，源源不断的资金支持作为发展的后备动力也显得极其重要。企业首次募集资金后该企业的生存环境在不断变化，会计信息质量也在不断变化，由于信息不对称和信息风险理论的存在，企业再次融集资金时不得不考虑自身的现实情况。如何在融资难融资贵的前提下选择最优的融资额度，获得最大化的资金支持似乎成为了上市公司急需重视的问题。

二、文献综述与研究假设

（一）会计信息质量和融资成本

任何投资者在投资决策时都是基于一定的市场，从而进行的理性权衡行为。市场是众多经营决策者十分看重并且可以辅助决策的场合。然而，市场上的每一个人获取信息的方式以及处理、接收、消化信息的能力也是有差異的。企业在融集资金时希望能将本公司的利好消息传达给外部人，然而由于信息不对称的存在以及债权人和股东获取、接收、使用、消化信息的能力存在差异，因此，投资者面对投出去的资金，持有的风险态度产生了差异，那么他们出于对投出去的资金的安全考虑和收益期望会要求上市公司对其资金进行保障，这份保障的金额大小就是公司融资时所要付出的成本。

投资者面对不同的投资策略，由于风险偏好的不同会提高自己的风险报酬率，想要解决信息不对称和降低投资者的风险担忧，其有效途径则是持续提高会计信息质量。会计信息质量影响着企业融资成本的大小，国内外学者均发现高质量的会计信息显著降低了上市公司的融资成本。Diamond et al.[1-2]从信息不对称角度和股票流动性角度发现提高会计信息披露质量能够降低公司融资成本;Bushman[3]从公司声誉度和投资者关注度提升的角度发现信息披露水平越高，融资成本越低;邱旭蓉[4]研究发现，会计信息质量与融资成本显著负相关，并且对股权融资成本的影响要明显大于对债务融资成本的影响;李敏等[5]以沪深A股上市公司的平衡面板数据实证发现，融资成本与会计信息质量负相关且会计信息质量对股权融资成本的影响程度大于对债务融资成本的影响。

对于债权人来说，上市公司发布的会计信息恰恰是债权人向上市公司借贷资金的重要依据。一方面会计信息降低了债权人和企业之间的信息不对称，另一方面债权人通过更多更高质量的会计信息判断是不是值得给该企业借贷资金。上市公司也通过会计信息向其债权人宣布利好消息（或更为真实的消息），更高的质量和更多的信息披露使得债权人降低了对企业难以偿还债务的顾虑，并且愿意借贷资金给企业，进而使得公司的债权融资成本降低;对于股东来说，由于经营权和所有权的分离使得股东对于投给上市公司的资金产生担忧，再加上经营者和所有者在经营管理理念上的差异，以及股东大多不参与企业的经营，股东不像经营者那样了解公司的更多情况，进而产生的信息不对称也使得股东提高了对企业的投资回报率。但是，上市公司发布的高质量会计信息能够让股东多了解其经营业绩以及未来前景的发展，可以进一步降低股东对于风险的担忧，降低对上市公司的投资预期，进而使股权融资成本降低。因此高质量的会计信息将会降低上市公司的融资成本（包括债权融资成本和股权融资成本），进而会影响上市公司再融资。基于以上分析，本文提出假设1。

H1：会计信息质量与融资成本之间存在负相关关系。

（二）会计信息质量、融资成本与再融资

随着会计地位的不断提高，会计信息的质量高低也越来越受关注，从最早的财务舞弊案件来看，影响公司资金来源的重大影响因素之一就是会计信息质量。越高质量的会计信息越有助于减少企业和投资者之间的信息摩擦，降低信息不对称程度，从而降低投资者的风险报酬率和搜寻信息产生的高额成本，加强投资者对公司发布的财务信息的依赖性，提高财务信息的决策作用，并进一步影响到投资者对会计信息的定价（如利率、期限等）和股票流动性。如Botosan[6]发现信息披露提供的重要业绩信息增加了投资者信息的获取，进一步降低了融资成本，提高了融资的资金额度;而Bloomfield[7]从股票市场流动性角度有效解释随着会计信息质量的提高，融资成本显著下降，从而使得公司的融资效率更高;王华等[8]研究发现，高质量的会计信息能有效地降低债务融资成本，审计师声誉越高，其债务融资成本越低;陶雄华等[9]发现较高的会计信息质量有利于降低公司债务融资成本。

对于高质量会计信息降低融资成本这一结论，学者们基本达成共识，那么对会计信息质量影响融资成本后产生了什么经济后果少有人提及。而上市公司对融资成本的重视无外乎是基于最优融资理论，投资者均想获得最大的风险报酬率，融资者也会想以最低的融资成本获取最大的资金支持，因此上市公司再融资时会考虑融资成本的影响：如Petauhi et al.[10]研究美国公司再融资方式选择时发现，非承销配股发行成本小于承销发行成本的5%，承销配股成本小于私募增发的发行成本的2%，从而再融资时会优先选择融资成本更小的非承销配股;Myers[11]得出债权融资可以使资本成本降低，使公司治理水平提高，在破产风险不存在的前提下，公司再次融资时债权融资好于股权融资;李凤[12]利用所有进行再融资的上市公司进行研究发现，融资成本与上市公司的再融资具有密切关系，在选择再融资时遵循低融资成本的原则。

根据前述分析，可以得出会计信息质量与融资成本之间存在关系，而融资成本会进一步影响上市公司再融资。在当前融资难融资贵以及党的十九大报告指出的防范金融风险的大背景下，上市公司再融资时必然会基于量本利分析的原则与最优理论来寻求融资成本最低的再融资资金量。林彬等[13]研究了上市公司再融资方式选择时融资成本在其中占据重要的地位。然而国内外学者对会计信息质量与融资成本的研究多是探究两者之间呈负相关关系的影响路径：直接研究较少，间接较多，没有进一步考察会计信息质量对融资成本产生影响以后对公司产生了什么后果，尤其是在融资难的情况下，会计信息质量通过对融资成本产生影响后是否对公司再融资产生影响，这類研究少之又少，值得考究。

综上所述，在会计信息公告于世并且上市公司发展需要源源不断资金支持的前提下，上市公司会考虑以最低的成本获得最富裕的资金，那么融资成本和再融资资金量之间或许存在负向联系。另外基于成本收益观的理念，上市公司再融资时资金量的高低必然和融资成本息息相关，会计信息质量作为企业融集资金时必不可少的因素，影响了融资成本的大小，而融资成本的高低又与再融资资金量之间密切相连。本文认为投资者在对企业进行信用评级并决定是否投资时，将考虑企业提供的会计信息的可靠性与真实性，而融资成本的高低会对企业再融资产生一定的影响。具体而言，会计信息质量越高，企业融资成本越低，融资成本的降低可能会使上市公司再融资的资金量增大，融资成本在两者的关系路径中可能发挥着中介作用。基于此，本文提出假设2—假设4。

H2：会计信息质量与再融资之间存在正相关;

H3：融资成本与再融资之间存在负相关关系;

H4：融资成本在会计信息质量影响再融资的过程中发挥着中介效应。

三、样本与研究设计

（一）研究样本

我国再融资起步比国外晚，本文选取沪深两市所有A股上市公司作为研究样本，样本期间为2012—2017年，为保证数据的可获取性、连续性、可靠性以及真实性，对数据进行如下筛选：（1）剔除样本期间被ST或*ST的上市公司;（2）将金融类和保险类的公司剔除;（3）剔除数据不全或者缺失的上市公司，通过严格筛选共获得1 123个样本，涉及105 736个研究数据，数据来源于Wind数据库、CSMAR数据库、上市公司财务报表以及通过公开资料手工整理。数据处理利用Excel、Stata15.0，本文中利息支出与资本化利息支出的数据均来自于锐思数据库中的利润表附注，同时为保障数据的稳健性并消除异常数据对该研究的影响，对所有变量进行了1%和99%的Winsorize处理。

（二）主要变量定义与模型设计

1.因变量

本文的因变量再融资为连续型变量，再融资选取配股、增发、可转债的资金额的和，并且对数据经过手工处理得到最终数据。

2.自变量

本文以修正的琼斯模型计算盈余管理程度来表示会计信息质量，用如下公式计算：

其中，TAt是企业第t期的总应计利润，TAt=第t期的净利润-第t期的经营活动现金净流量，ΔREVt=本期销售收入-上期销售收入，ΔRECt=t期的应收账款净额-（t-1）期的应收账款净额，At-1是上市公司第t-1期的资产总计，PPEt为t期的固定资产原值，进行回归求出残差εt，再对残差取绝对值即为所求的盈余管理指标数。

3.中介变量

股权融资成本和债权融资成本之和计量融资成本：由于PEG模型计算的股权融资成本效度较高，且PEG模型只要未来两期的每股收益预测值与当前的股价，因此数值计算简便，且无须预测股利情况，较符合我国现状。陈莉等[14-15]也应用PEG模型计算，其计算公式如下：Rs=■。其中，eps1是分析师预测公司随后第一年的每股收益，eps2是分析师预测公司随后第二年的每股收益，P0是企业当前期末收盘价。该方法计算简便，数据容易取得，且考虑的是企业未来的收益水平，因此本文对股权融资成本的衡量采用该模型。对债权融资成本的计量采用多数学者用的方法：C=（利息支出+资本化利息支出）/年初与年末平均负债总额。

4.主要变量定义（见表1）

5.设计计量模型

由于本文涉及一个中介变量，中介变量以及被解释变量都是连续型变量，自变量为连续型变量，所以借鉴温忠麟等[16]发现的中介效应检验模型来研究融资成本在会计信息质量与再融资两者之间的中介作用。本文拟设计如下模型来对上述相关假设进行验证，在分别验证H1—H3的情况下同时检验融资成本的中介效应，从而发现会计信息质量、融资成本以及再融资之间的关系。

其中，X1为AIQ，X2为RC，Xi为控制变量，RO为上市公司再融资（配股、增发、可转债）资金总额的对数大小，RC为融资成本，AIQ为会计信息质量，α0、β0、λ0及k0为各模型中的截距项，αi、βi、λi及ki为各模型中控制变量的系数，ε1、ε2、ε3及ε4为各模型的误差项。模型1中λ1衡量会计信息质量对融资成本的影响。模型2中α1度量在不考虑融资成本时，会计信息质量对上市公司再融资的影响。模型3中k1度量考虑融资成本之后会计信息质量对再融资的影响，η度量在考虑会计信息质量后融资成本对再融资的影响。融资成本的中介效应检验流程如图1所示，为了使一个中介效应检验的第一类错误率以及第二类错误率都较小，既可以检验部分中介效应，又可以检验完全中介效应，且实施起来较为简便，基于此本文采用检验部分中介效应的流程。

（1）检验回归系数α1，如果显著，继续第2步，否则停止分析。

（2）做Baron et al.[17]部分中介检验，即依次检验系数λ1、η，如果都显著，意味着AIQ对RO的影响至少有一部分是通过中介变量RC实现的。如果至少有一个不显著，由于该检验的功效较低，所以还不能下结论，转到第3步。

（3）做Judd et al.[18]完全中介检验中的第三个检验（因为前两个在上一步已经完成），即检验系数k1。如果不显著，说明是完全中介过程，即AIQ对RO的影响都是通过中介变量RC实现的。如果显著，说明只是部分中介过程，即AIQ对RO的影响只有一部分是通过中介变量RC实现的，检验结束。

四、实证结果分析

（一）描述性统计分析

从表2可以看出：融资成本（RC）的均值为0.1218，标准差为0.05947，中位数为0.11133，最大值为0.45257，最小值为0.00868，说明样本公司的融资成本存在很大的差异。在会计信息质量（AIQ）方面，均值为0.20816，标准差为0.54322，中位数0.0782，最大值和最小值相差也较为明显，说明各个公司的AIQ存在比较离散的情形，上市公司会计信息质量层次不齐。因变量再融资（RO），均值为18.89834，标准差为1.27623，说明样本公司再融资较为离散，差异较大。从控制变量来看，成长能力（GROWTH）总资产增长率的均值为1.03976，说明所选样本公司的成长性较高。总资产周转率（TAT）的均值为0.69625，最大值为5.11643，最小值为0.03381，说明所选公司的营运能力存在很大差异。盈利方面（ROE）最大值和最小值也存在明显差异。企业规模（SIZE）最大值为27.30741，最小值为20.21175，均值为22.66927，说明所选样本在规模方面差异并不大。BM（账面市值）最大值为1.15299，最小值为0.03260，标准差为0.22575，均值为0.49216，说明面对不同的企业发展情况，投资者会有不同的态度和选择。

（二）相关性分析

从表3能大体看出各变量之间的相关关系，初步验证H1，会计信息质量（AIQ）与融资成本（RC）之间呈现负相关关系，AIQ与RC之间的相关系数为-0.015，大致表明会计信息质量对融资成本的负向影响，同时多数变量之间的相关性系数不大于0.5，说明以上变量之间不存在严重的多重共线性问题，会计信息质量与再融资之间初步表现出正相关的关系，说明会计信息质量、融资成本以及再融资方式选择三者之间存在一定的关系。

（三）模型基本回归结果分析

1.会计信息质量对融资成本和再融资资金量的影响

表4第二、三列采用计量模型1，以修正的琼斯模型计算出的盈余质量作为会计信息质量的代理变量，考察了会计信息质量对融资成本的影响。第二列是单变量回归结果，其中AIQ的系数在5%的水平上显著为负，第三列考虑了控制变量后多变量的回归结果，同样AIQ的系数也在5%的水平上显著为负。这支持了本文提出的H1，即会计信息质量高，信息不对称程度低，进而融资成本低，说明会计信息质量能够降低上市公司的融资成本。

表4第四、第五列应用计量模型2考察了会计信息质量对再融资的影响。第四列单独考察了（AIQ）对再融资的影响，会计信息质量的代理变量AIQ的系数为正且在1%的水平上显著。第五列基于其他控制变量的影响，考察了会计信息质量对企业再融资的影响，AIQ的系数也在1%的水平上显著为正，这支持了H2，即会计信息质量与再融资呈正相关关系。同时结合前文得出的会计信息质量与融资成本之间的关系，可以合理预期会计信息质量通过影响融资成本进而作用于上市公司再融资。控制变量中，ROE的系数显著为正，表明公司盈利能力高，那么公司的再融資资金量大。LEV的系数显著为负，说明如果公司存在潜在的财务风险越大，会影响投资者对该公司的预期下降，从而不利于上市公司再融资。SIZE的系数显著为正，说明上市公司的规模越大越有利于上市公司再融资，其他控制变量的系数较为显著。

2.会计信息质量的中介效应

表4第六列应用模型3检验了融资成本在会计信息质量对公司再融资影响路径中的中介作用。回归结果中融资成本（RC）的系数在1%的水平上显著为负，表明融资成本越高，企业再融资资金越少。同时表中AIQ的系数依然显著为正，表明即使控制了融资成本，企业再融资仍然与会计信息质量呈正相关关系。至此，中介效应检验程序所设定的三个计量模型中的α、λ、η、k1四个系数都具有显著性，因此根据中介效应检验程序可以得知融资成本在会计信息质量对企业再融资的影响路径中发挥着部分中介作用。表4后两列运用模型4检验了融资成本与再融资资金量之间的关系，回归结果可以看出RC的系数在1%的水平上显著为负，说明上市公司的融资成本越高，再融资时融集的资金总量越小，模型4的回归结果也证实了H3。

通过上述回归模型和回归结果，先利用模型1—模型3验证了会计信息质量通过融资成本对再融资产生了部分中介效应，并验证了H1、H2和H4，最后利用模型4对H3进行了验证，得到了研究结论。

（四）稳健性检验

为了增加本研究的可信度，进行了如下稳定性检验：（1）为了避免自变量与因变量之间互为因果关系，用滞后一期的融资成本与再融资和当期的会计信息质量进行检验。（2）将其他控制变量的数量进行删减和增加再次进行上述回归过程。稳健性检验的结果均支持上述研究结论，并且也支持上述研究假设。

五、研究结论及现实意义

本文基于上市公司融资成本的视角，研究会计信息质量在上市公司再融资过程中的中介作用，并且实证检验了会计信息质量通过融资成本影响上市公司再融资资金量大小的路径。根据研究，得出了如下结论：一是上市公司的会计信息质量越高，则上市公司在进行再融资时能够获得更多的资金支持;二是相比会计信息质量低的上市公司，会计信息质量更高的公司其融资成本更低;三是会计信息质量高的公司将具有低融资成本的优势，并且会计信息质量越高，其优势越显著;四是会计信息质量能够通过融资成本进而影响上市公司再融资的资金量大小，而且融资成本在两者之间发挥着部分中介作用。

本文的研究结论有如下现实意义：一是会计信息质量会对再融资资金量的大小产生影响，因此上市公司应该重视会计信息质量这一重要因素，重视公司与投资者（债权人和股东）之间的信息不对称程度，重视信息质量带来的金融风险的防范，进而避免上市公司融资获取资金后对会计信息质量的忽视，发生不良后果影响再融资的情况;二是由于会计信息质量越高，融资成本越低，进而影响公司再融资的资金额度，在融资难融资贵的现状下，有助于财政部更进一步推进会计信息质量的规范管理，进一步完善信息公开透明的程度和保质保量地降低信息不对称程度，提高上市公司的会计信息质量，使得资本市场的信息披露质量得到改观，使中小投资者的权益得到更好保护，进而推动资本市场进一步成熟。

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[18] JUDD C M，KENNY D A.Process analysis：estimating mediation in treatment evaluations[J].Evaluation Review，1981，5（5）：602-619.

作者：李咏梅 白小娟

会计信息回归提升使用论文 篇2：

会计信息与投资者情绪相关性研究

摘要：本文构建了基于换手率的投资者情绪测量指标，随机抽取沪深两市300家上市公司2009年的年报数据作为样本，对会计信息与投资者情绪之间的关系进行了分析。结果显示：反映股东获利能力和公司盈利能力的会计信息能显著影响投资者情绪，除每股收益外其他会计信息与投资者情绪之间并非呈简单的线性关系。

关键词：投资者情绪 会计信息 相关分析 回归分析

一、引言

股票价格的变化与投资者的利益息息相关，投资者时刻关注着股价的变化以及与股票市场的相关信息。财务报告是上市公司向投资者传达公司信息的重要载体，投资者从财务报告中能获取公司的财务状况、经营成果、现金流量、营运能力等相关信息。在对上市公司的会计信息进行分析后，投资者能综合评价公司的盈利能力和经营风险，并对股票的内在价值作出评估，进而制订相应的投资决策。西方很多学者对会计信息与股价之间的关系做了研究，发现投资者高度重视会计信息，财务报告向股票市场传达了有用的信息，会计信息直接影响着股票定价。行为金融学研究表明，股价的波动幅度大大高于会计信息的解释能力。行为金融学认为现实中的人不可能做到完全理性，受制于认知能力、记忆力以及自身偏好的局限，投资者在判断市场上不同的信息时往往会有偏差，产生投资者情绪，因而投资者情绪是影响资产定价的重要因素。我国经济基本面对股价波动的解释能力有限。影响股票波动的另一个重要方面是投资者情绪。上市公司的财务信息是投资者判断股票内在价值的基础之一，研究会计信息与投资者情绪之间的关系对指导投资者进行正确的投资操作具有现实意义。

二、文献综述

（一）国外文献 Delong、Shleifer、Summers和Waldmann（1990）提出：市场中存在交易行为受自己主观认知偏差影响的投资者，他们在资产价格所反应的信息中融入了噪音，因而该类投资者被称为“噪音交易者”，其认知偏差则被称为“噪音交易者情绪”。由于投资者具有异质性且能够相互影响，因而面对同样的信息，不同的投资者会形成不同的认知从而做出差异性决策。在模仿和学习等社会互动机制作用下，投资者情绪和行为趋于一致，从而形成社会偏差，市场错误定价的现象也随之发生。基于此，DeLong（1990）等认为投资者情绪具有系统性和不可预测性，是影响资产定价的系统性风险。该研究引起了学术界的广泛关注，有关投资者情绪的相关研究成为行为金融理论的研究热点。到目前为止，对于投资者情绪的定义学术界尚无统一的标准。Zweig （1973）认为投资者情绪源于投资者对资产价值期望的偏差；Black （1986）则认为投资者情绪来源于资本市场中的噪声交易者。Lee等1991）将投资者情绪定义为投资者对资产未来收益的期望中那些无法被基本面所解释的部分。安德瑞·史莱佛（2003）认为，要利用行为模型进行相对准确的预测，就要给出投资者的非理性形式，即人们如何错误地应用贝叶斯法则或违反主观预期效用理论，而确定投资者的信念和价值的过程被称为投资者情绪。Baker和Stein （2004）指出投资者情绪是投资者对资产价值的错误判断，并采用投资者的价值判断与资产真实价值之差的形式定义投资者情绪。Baker，Wurgler（2006）认为投资者情绪是指投资者基于对资产未来现金流和投资风险的预期而形成的一种信念，但这一信念并不能完全反映当前已有的事实。通过以上分析可知大多数研究者认为投资者情绪是指投资者价值认知与真实价值的差异，该差异对资产价格有重大影响。投资者情绪研究的难点在于投资者情绪的测量问题。前人所构建的度量方法，主要有: Lee、Shleifer和Thaler（1991）封闭式基金折价法；Neal和Wheatley（1998）共同基金赎回法；Jones（2001）交易量法；Lowry和William（2002）IPO发行量及首日收益法；Qiu and Welch（2004）信心指数调查法；Brown和Cliff （2004 ）的消费者和投资者调查法、新股发行额法、技术指标法、基金资产中的现金比重法、基金持仓比例法；Baker和Stein（2004）市场流动性方法等。

（二）国内文献 在国内，目前应用最广泛的投资者情绪测量指标是央视看盘BSI指数。饶育蕾、刘达锋（2003）根据央视看盘的预测数据构造了BSI指标，并通过实证分析发现中证报机构看盘BSI以及央视看盘BSI与未来收益率之间的关系并不显著。王美今、孙建军（2004）同样根据央视看盘BSI进行实证分析指出：沪深两市投资者情绪变化能够显著影响收益，对收益具有显著的反向修正作用。韩泽县（2006）同样根据央视看盘BSI研究发现，个体投资者情绪变化不具备收益预测能力，而机构投资者情绪变化有一定收益预测能力。总结前人的研究成果，我们发现前人的研究侧重于投资者情绪对资产价格以及收益的影响，而对于是什么因素影响了投资者情绪则很少涉及。众所周知，会计信息与资产价格密切相关，会计信息的公布对资产价格有着巨大的影响，因而本文从会计信息的角度出发，旨在探讨会计信息与投资者情绪之间的相互关系。

三、研究设计

（一）研究假设 Ball和Brown（1968）对年度报告盈利数字与股票价格之间的关系进行了实证研究，一方面说明股票价格能够对公司的盈利信息做出反应，公司披露的盈利数字在股票定价中起了作用；另一方面也说明会计信息公布后，投资者会逐步调整股价使之接近股票的内在价值。Beaver（1968）发现在公司年报披露的当周，其股价的波动幅度和交易量均显著地高于其他交易周，说明投资者在交易时使用了公告的会计信息，但会计信息也使得股票价格在会计信息公布当周显著偏离股票价值，在其后数周股票价格才逐渐回归股票价值，这说明会计信息使得投资者产生了噪声交易，也就是说会计信息能触动投资者情绪使得股价偏离了其价值。Black（1986）研究认为股票价格不仅反映了会计信息，还反映了噪音交易者的噪音。Froot、Scharfstein和Stein（1992）等认为：证券市场中短期交易普遍存在，交易者可能聚集在某些信息甚至是与基础价值毫不相关的信息或谣言上进行交易。Ball（1995）研究发现由于噪音的存在，出现了许多诸如股票市场过度反应等异常现象，因而他认为股票市场可能没有像人们所假设的那么有效。前人的研究表明市场上非理性交易者大量存在，投资者能够对会计信息做出反应，但并不是每个人都能先验地判断哪些会计信息与价值有关、哪些信息与价值无关，且更难判断会计信息与价值的相关程度如何，从而会计信息能够使得投资者产生情绪。本文提出如下假设：

假设：会计信息（每股净资产、每股收益、总资产净利润率、营业收入净利润率等）能够显著影响投资者情绪

（二）变量定义 （1）被解释变量。投资者情绪研究的难点在于投资者情绪测量指标的构建。前人构建的投资者情绪的测量指标大多以整个市场为研究对象，能反映单一资产的投资者情绪测量指标，到目前为止只有流动性方法应用较为成熟。因而本文拟采用类似Watkins （2003）的设计，利用流动性指标换手率的增长率作为投资者情绪的测度，梁丽珍（2010）对这个指标与常见的基于高频买卖数据的投资者情绪测量指标进行过对比，发现两者之间具有显著相关性，这说明该指标的构建比较合理且具有稳定性。

SENTi，t=■

式中下标中i表示第i家上市公司，t表示会计信息公布的当周，这里的周是指会计信息公布后的连续5个交易日。换手率拟选取会计信息公布前一周（t-1）的换手率平均值与会计信息公布后一周的换手率的平均值。

（2）解释变量。上市公司披露的会计信息内容丰富，信息量巨大，而且并不是每个指标都与股票价值密切相关，因而需要选取具有代表性的指标作为自变量。综合前人的研究成果，本文选取了能综合反映上市公司盈利能力、营运能力、偿债能力、资本保值能力、和成长性等指标: 流动比率（LD）、每股收益（EPS）、市盈率（PE）、每股净资产（BV）、账面市值比（M/B）、每股留存收益（REP）、利息保障倍数（EBITI）、营业利润率（OPR）、资产报酬率（ROA）、总资产净利润率（TANIR）、净资产收益率（ROE）、应收账款周转率（ARR）、总资产周转率（TAR）。根据前人的研究成果，这些指标能在一定程度上影响资产的价格，进而影响资产的收益率，因而投资者非常关注这些会计信息，这些会计信息的变化能够显著影响投资者的决策。

（三）样本的选取 本文随机抽取了沪深两市300家上市公司作为研究对象，检验的样本区间为2009年度，其全部财务指标数据来自CSMAR数据库和上市公司的年报，投资者情绪等数据通过手工计算取得。个股收益率为经过除权分红，配股增发等调整后的收益率。对上述公司，做如下处理：为了避免新上市公司IPO效应的影响，剔除了2008年1月1日后上市的公司，另外，带ST或PT标志的股票较为特殊，故剔除。数据分析采用SPSS18.0统计软件。

四、实证结果分析

（一）描述性统计 表（1）是300家公司2009年会计信息描述性统计。从表（1）中可以看出，投资者情绪的极小值为-0.749，极大值为10.669，两者相差较大，这说明投资者不仅对会计信息有反应而且对不同的会计信息反应差别较大。大部分指标的标准差小于1，说明数据的离散程度不高，有利于分析的准确性。

（二）相关性分析 表（2）所进行的是会计信息相关指标与投资者情绪的相关分析。分析结果显示在置信度为95%的条件下通过双尾检验，具有统计意义的会计信息指标有每股收益（EPS）、每股净资产（BV）、每股留存收益（REP）、资产报酬率（ROA）、总资产净利润率（TANIR）、净资产收益率（ROE）。其中每股收益（EPS）与投资者情绪相关系数最高，其值达到了0.180，这说明投资者最关心的是股东获利能力，反映股东获利能力的会计指标最能触动投资者情绪。余下的通过统计检验的会计信息相关指标按照相关系数由大到小排序分别为每股留存收益（REP），其相关系数为0.154，净资产收益率（ROE），其相关系数为0.150，每股净资产（BV），其相关系数为0.148，总资产净利润率（TANIR），其相关系数为0.143，资产报酬率（ROA），其相关系数为0.135。这些通过统计检验的会计信息指标均是反映公司获利能力以及股东获利能力的指标且均与与投资者情绪呈正相关关系，这说明随着公司获利能力以及投股东获利能力的提升，投资者情绪倾向于乐观，投资者情绪的高涨，也就隐含了投资者对某一上市公司的看好。通过相关分析，也证实会计信息与投资者情绪之间具有显著的相关关系。

（三）回归分析 根据前面所做的会计信息与投资者情绪的相关性分析结果，本文选取与投资者情绪具有显著相关性的每股收益（EPS）、每股净资产（BV）、每股留存收益（REP）、资产报酬率（ROA）、总资产净利润率（TANIR）、净资产收益率（ROE）这几个会计指标与投资者情绪做多元线性回归分析。本文将采用如下模型来检验会计信息对投资者情绪的影响：

SENTi，t=?茁0+?茁1×BVi，t+?茁2×EPSi，t+?茁3×REPi，t+?茁4×ROAi，t+?茁5×TANIRi，t+?茁6×ROEi，t+?着

表（3）、表（4）、表（5）是根据上述模型所做的回归分析的结果，所采用的方法为逐步剔除法，这样避免了多重共线性。表（3）反映的是采用逐步剔除法时模型的拟合情况，相关系数R为0.180，可决系数为0.032，调整可决系数为0.029。从表（3）可以看出，采用逐步剔除法时只有每股收益（EPS）通过了显著性检验最终进入了方程。这说明虽然其他会计信息与投资者情绪之间具有显著的相关关系，但其具体关系可能不是线性关系，因而用线性模型不能够较好的拟合这些变量，也就是说投资者对这些会计指标的反应较为复杂。采用逐步剔除法时只有每股收益进入了方程，这也说明我国证券市场上一般投资者在进行投资决策时，往往单纯考虑每股收益的指标，但实际上每股收益指标并不能完全反映上市公司的财务状况、经营成果以及现金流量，仅仅依赖每股收益指标进行投资，片面、孤立地看待每股收益的变动，可能会对公司的盈利能力及成长性的判断产生偏差，从而做出错误的价值判断产生噪声交易。表（4）为该多元回归模型的方差分析，从该表中可以看出离差平方和为251.089，残差平方和为242.979，而回归平方和为8.110，回归方程的显著性检验中，统计量F=9.946，对应的置信水平为0. 002，远比常用的置信水平0. 05要小，因此可以认为方程是极显著的。表（5）是回归方程的系数以及对回归方程系数的检验结果，系数显著性检验采用t检验。回归方程的系数同时给出了标准化和未标准化结果。方程标准化以后，就没有常数项了。未标准化回归方程的常数项为0.239，自变量每股收益（EPS）系数为0.417。对回归方程系数的检验结果，常数项检验对应的置信水平为0.001，远比常用的0. 05小，因此可以认为常数项是显著的，不为0;自变量每股收益（EPS）系数检验对应的置信水平为0. 002，远比常用的置信水平0. 05小，因此该系数是显著的。

五、结论

本文随机抽取了沪深两市300家上市公司作为研究样本，采用2009年的年报数据对会计信息与投资者情绪关系进行了实证研究，得出以下结论:通过相关分析，本文证实了反映股东获利能力的每股收益（EPS）、每股净资产（BV）、每股留存收益（REP）以及反映公司盈利能力的资产报酬率（ROA）、总资产净利润率（TANIR）、净资产收益率（ROE）与投资者情绪之间存在显著的相关关系。其中每股收益（EPS）与投资者情绪相关系数最高，这说明投资者最关心的是股东的获利能力，反映股东获利能力的会计信息最能触动投资者情绪。在做线性回归分析时我们发现只有每股收益（EPS）通过了显著性检验，其他与投资者情绪存在相关性的会计指标均未通过显著性检验。这一方面说明了每股收益（EPS）对投资者情绪存在直接影响，与投资者情绪具有显著的线性关系；另一方面也说明了与投资者情绪存在显著相关关系的每股净资产（BV）、每股留存收益（REP）等会计指标与投资者情绪并非是简单的线性关系，投资者对这类会计信息的反应可能较为复杂，因而不能用简单的线性模型来描述它们之间的关系。其具体关系有待进一步研究。本文对会计信息与投资者情绪的相关性研究，仅从横截面进行了分析，未作纵向分析，纵向分析的缺失使得我们无法认识到会计信息与投资者情绪相关关系的长期趋势。如果能够变换时间窗口，同时考虑年报披露的信息影响区间，可能会得到更加贴切的结论。

参考文献：

［1］王美今、孙建军：《中国股市收益、收益波动与投资者情绪》，《经济研究》2004年第10期。

［2］易志高、茅宁、汪丽 ：《投资者情绪测量研究综述》，《金融评论》2010年第3期。

［3］梁丽珍：《投资者情绪影响因素的实证研究》，《统计与决策》2010年第4期。

［4］Baker， M. and J. Stein. Market Liquidity as a Sentiment Indicator. Journal of Financial Markets，2004

（编辑 梁恒）

作者：李秀恒 李炜

会计信息回归提升使用论文 篇3：

环境会计信息披露与企业价值的实证研究

摘要：环境会计信息披露对企业价值是否产生影响，有正反两方面的研究结果。本文以京津冀地区上市工业企业为研究样本，通过回归分析，验证了环境会计信息披露指数与企业价值存在负相关关系的假设不成立，并就此分析了原因，提出了改善环境会计信息披露的相关建议。

关键词：环境会计 信息披露 企业价值

一、 引言

近年来京津冀一体化的发展战略在加速推进，在促进区域经济协同发展的同时，面对突显的环境问题，如雾霾频繁出现，也需要跨区协作，改善环境质量。2014年7月颁布的《京津冀地区生态保护整体方案》，为京津冀环保一体化的实施提供了政策上的指导和保障。企业作为市场上活跃的主体，要落实相关政策，通过企业的财务报告和社会责任报告中披露相关的环境信息使利益相关者能对其进行监督评价，进而为实现企业价值做出相关决策。

环境会计研究始源于20世纪70年代的英国，以比蒙斯和马林为代表的学者开始了环境会计理论和实务研究，并且出现了环境报告制度，用以监督规范企业环境行为。Nola Buhr（2002）认为：环境报告制度的创立，在很大程度上提高公司环境业绩透明度。企业会计信息使用者也愿意通过环境报告，即环境信息的披露来树立企业良好的社会形象，进一步增强企业的竞争力。Al-Tuwaijri（2004）研究发现企业价值与环境信息披露之间存在着显著的正相关关系。由于各国的环境治理法规制度存在差异，各国的情况也有所差别，甚至存在一些相反的结果，Nilsson（2005）根据瑞典的企业在1998年至2000年当中的数据，研究发现企业环境会计信息披露与企业价值呈现负相关关系。Clarkson（2010）等以美国5个对二氧化硫排放量进行披露的重污染企业作为研究对象，并没有发现环境会计信息披露水平与企业价值之间具有显著的相关性。

我国学者对环境会计的研究起步较晚，但起点较高，在国外研究基础上从不同视角来研究环境会计信息披露水平与企业价值的关系，得到的结论也不相同，取得了丰硕的成果。林晓华、唐久芳（2011）采用 Logistic 模型从公司盈利能力、企业规模、发展能力和负债程度等四个方面研究上市公司环境会计信息披露的影响；杨璐璐、苏巧玲（2013）以深市A股上市公司为研究对象，运用回归模型，检验了环境会计信息披露与企业价值之间存在微弱的正相关关系；胡珍珍、高民芳（2014）则以陕西省上市公司为例分析二者之间的关系，认为短期来看，环境会计信息披露对企业价值没有显著影响，但长期来看，呈正相关关系；游春晖（2014）在二者关系上又引入了市场进程这个因素，利用实证证明了市场化进程越快，企业环境信息披露对企业价值的正面影响效果越显著。

二、 理论依据与研究假设

环境会计信息披露是包括政府、股东、债权人及社会公众在内的信息使用者了解企业环境处理情况和其影响的重要窗口。作为环境事项的直接参与者，企业应当履行其社会责任，对利益相关者提供环境会计方面的信息，接受社会各界的广泛监督，通过打造环境友好型企业，促进企业实现环境效益和社会效益的共赢，从而提升企业的整体价值。

社会责任理论表明，企业作为重要的社会经济生活中的一员，具有双重责任。一方面需要以盈利为目的，承担经济义务；另一方面，需要承担对利益相关者和环境方面的社会责任。社会责任的承担，必然导致企业付出额外的代价，承担生产成本以外的相关成本。在环境信息披露的机制下，承担的环境成本越多，披露的环境会计信息也越多，在取得环境效益的同时，也会降低企业的预期现金流，降低企业价值。

本文主要研究京津冀的工业企业，这些企业起步早，进入成熟期，且相比现在的环保、高科技等新兴产业，环境污染较为严重，披露环境会计信息对其在社会群众的印象没有特别大的影响，所以可能会较少的披露信息，以减少负面影响。

综上所述，得到假设：在其他条件不变情况下，环境会计信息披露与企业价值符合负相关关系。

三、 研究设计

（一）变量

本文是对环境会计信息披露与企业价值的研究，设环境会计信息披露指数（EDI）为自变量，用以衡量企业环境会计信息披露的程度，具体根据国家环保部门颁布的《环境信息公开办法（试行）》中列示的9类企业自愿披露的环境信息项目和社会责任报告中的环保责任，共制定出五类项目，分别是：环保意识、环境管理体系认证、环保投入金额、排污种类数、节约能源种类数。对企业年报中披露的这些项目进行打分，各项目满分为20分，最后将五项得分加总再除以100分，得到某个企业的环境信息披露指数。

設企业价值为被解释变量，用托宾Q值进行衡量，它表示企业市场价值与企业重置成本的比率，该比率大于1时，说明企业价值高于投入资产的成本，投资者更欣赏该企业。此因变量也受到以下因素的影响，并且据此设计本文模型的控制变量：（1）企业的规模，用总资产（T）作为控制变量；（2）盈利能力，借助净资产收益率（ROE）来表示；（3）营运能力，用流动资产周转率（CAT）表示；（4）偿债能力，选择资产负债率（DAR）对其进行反映；（5）发展能力，则选择净利润增长率（NPGR）作为控制变量。

（二）样本选取

本文选取京津冀三省市上市的工业企业作为研究对象，这是因为工业企业相比服务业、高新技术企业而言，对环境的污染更为严重，而且这些企业发展的时间较长，制度也较为完善，在环境治理中应该承担更多的责任，所以重点研究京津冀区域的工业企业。根据研究的需要和剔除相关数据的缺失，最终选取了2012年至2014年正常经营的32家上市企业作为样本。样本的财务数据来源于锐思数据库，而环境会计信息披露指数是通过各研究对象的年报和社会责任报告中披露的相关信息手工整理得到。

（三）建立回归模型

为证明上述的研究假设，根据设计的变量，构建以下回归模型：

TobinQi=α0+α1EDI+α2T+α3ROE+α4 CAT+α5 DAR+α6NPGR+ε

此公式中，α0是回归模型中的常数项，α1至α6是各解释变量的回归系数，ε为随机干扰项。

四、 实证检验结果及分析

（一）描述性统计

将32家企业三年的样本数据进行整理后，利用SPSS软件做描述性统计分析，如表1所示，样本企业环境会计信息披露指数均值为0.24，说明企业环境会计信息披露程度总体上不高，且指数为0的样本数占样本总量的61.46%，说明有很大一部分企业不选择披露环境会计信息；EDI最大值为1，最小值为0，标准差为0.3256；净资产收益率平均数为负数，且标准差较大，最小值达到-82.57%，说明有一些企业近年来的经营情况不是很乐观，盈利能力较差；资产负债率中平均值为0.59，标准差为0.24，说明样本整体的资本结构比较合理，差别不明显；而对于表示发展能力的凈利润增长率企业之间相差很大；而对于托宾Q值，平均数为2.29，最高值为11.08，标准差为1.82，说明整体来看企业价值大于重置成本，能为社会创造价值但企业间的价值差异显著。

（二）相关性分析

从表2中可以看出，环境会计信息披露指数与托宾Q值为负相关，相关系数为-0.138，显著性（双侧）为0.18，表明二者关系不显著，但存在负相关性。此外总资产T与企业价值也为负相关，显著性为0.005，比较显著；而流动资产周转率/资产负债率和净利润增长率与企业价值都为负相关但都不显著，只有净资产收益率与企业价值为正相关关系，但显著性为0.784不显著。

保持其他变量不变，只研究环境会计信息披露指数与托宾Q值的关系时，可以用偏相关来分析，把其他变量作为控制变量，如表3所示，EDI和TobinQ仍为负相关，显著性为0.179。与本文研究假设相符。

由下页表4对多重共线性诊断得知，解释变量的容差在0.9以上，与1接近，同时方差膨胀因子（VIF）在1.1以下，也与1比较接近，说明多重共线性比较弱，重叠性低，对回归分析不会产生影响。

（三）回归分析

首先对整体的回归方程进行检验（见表5），R2和调整的R2大于50%，说明方程能解释因变量的大部分变异，表明构建的模型的整体线性拟合较为显著，解释变量对被解释变量的解释能力较强。此外，sig为0，反映出线性回归方程在显著性水平为 0.05 的假设上通过检验。表6中，EDI系数为-0.749，经过标准化后的系数为-0.134，与托宾Q值为负相关，但其显著性概率为0.19，大于0.1，未通过T检验，原假设不成立，即环境会计信息披露对企业价值没有显著影响，但是总资产和托宾Q值为负相关，并通过了T检验，说明针对京津冀上市的32家工业企业来说，公司规模对企业价值的影响显著。

五、 研究结论及建议

（一）研究结论

本文以2012年至2014年京津冀地区32家上市工业企业作为研究样本，结果显示：环境会计信息披露指数作为自变量未通过检验，与因变量托宾Q值不成负相关，研究假设不成立。究其原因，首先内部原因可能是这些工业企业在传统业务盈利能力减弱的时候，会转变发展战略，实行转型，环境信息披露的意识得到增强，有利于加强自身的竞争优势，提高企业在社会公众中的形象；其次京津冀一体化的发展战略受到相关部门的重视，上升到国家战略层面，对环境会计信息披露制度不断完善，这些外部因素促使企业披露环境会计信息，并受到政府部门的支持，企业价值也在提高。

六、 建议

为规范企业环境会计信息披露和提升企业价值，可以考虑内外两个因素：从外部因素来看，政府部门应完善环境信息披露相关的法律法规和对应的奖惩机制，弥补会计准则在环境会计方面的不足，从环境会计信息披露的内容、方法和以货币计量的核算上做出更为统一细化的规定，同时还要考虑各行业各地区的差异性，恰当地对环境会计信息进行反映。从内部因素考虑，提高企业的环保意识，认识到绿色经济发展的必要性，坚持走可持续发展道路，不能因眼前的利益而放弃的长远利益，同时作为信息的披露方要讲诚信，实事求是反映企业状况，为利益相关者提供真实客观的环境会计信息，以利于其做出相关决策。J

参考文献：

[1]Nola Buhr.A Structuration View on the Initiation of Environment Reports[J].Critical Perpectives on Accounting，2002.

[2]Al-Tuwaijri S A，Christensen T E，Hughes K E. The relations among environmental disclosure， environmental performance，and economic performance：a simultaneous equations approach[J].Accounting，Organizations and Society，2004，29（5/6）：447-471.

[3]Nilsson H，Hassel L，Nyquist S. The value relevance of environme

ntal performance[J].European Accounting Review，1983，58（3）：521-538.

[4]Clarkson P，Elijidoten E，Kloot L. Extending the application of stak

eholder influence strategies to environmental disclosures[J].Accounting， Auditing & Accountability Journal，2010，23（8）：1032-1059.

[5]林晓华，唐久芳.企业财务状况对环境信息披露影响的实证[J].统计与决策，2011，（4）：147-149.

[6]杨璐璐，苏巧玲.环境会计信息披露对企业价值影响分析[J].财会通讯，2013，（21）：10-12.

[7]胡珍珍，高民芳.环境会计信息披露对企业价值的影响——以陕西省上市公司为例[J].西安工程大学学报，2014，28（6）：776-780.

[8]游春晖.环境信息披露、市场化进程与企业价值——来自中国化学制品行业上市公司的经验证据[J].中国注册会计师，2014，（2）：53-57.

[9]蒋邻凤.企业价值与企业环境会计信息披露相关性研究[J].会计之友，2010，（2）：79-82.

[10].田芳.中外环境会计信息披露比较研究及启示[J].商业会计，2011，（21）：20-22.

作者：谢瑞峰　张漫漫