浙江大学经济学院
硕士学位论文
新会计准则对基于会计数据估值的影响
姓名：余帆帆
申请学位级别：硕士
专业：金融学
指导教师：钱彦敏
20090603
摘要
基于会计数据的估值模型因为它完善的理论基础和操作性强的特点在学术
界流行着，并且还在不断地向前发展。该估值模型在国外已经有了相当成熟的应
用。而在国内，该估值模型还处于起步阶段。鉴于我国存在股权分置、会计制度
不完善、股价操纵现象突出等特殊情况，该模型的解释力还有待检验。本文设计
了多个对比组进行探索研究，并使用创新的处理方法，提高了该模型在我国的解
释为。
2006年2月15日，财政部发布新的会计准则，于2007年1月1日起在上
市公司中执行。新会计准则对存货、减值准备、债务重组等多方面作了改动。对
于新会计准则的评价褒贬不一。笔者发现所有的争议都是从定性角度展开的，国
内尚没有定量的分析。因此，本文利用前面探索得到的估值模型，对新会计准则
作了定量研究，着重分析比较新旧会计准则下会计信息的价值相关性和新旧会计
准则的谨慎性。结果表明新旧会计准则下收益的价值相关性变化很小，而新准则
下每股净资产的价值相关性相比旧准则，不但没有提高反而降低。新会计准则比
旧会计准则更谨慎。本文对结论进行了深入的分析，并提出了自己的看法。
关键词：会计数据估值新会计准则价值相关性谨慎性
Abstract
Accounting-based valuation model is very popular in the world because of its sound
theoretical basis and convenience for application．And the rdated theory continues to
be developing．The valuation model has very mature application in developed
counties．However,the valuation model is still in its early stages in our country
because of non-tradable shares，imperfect accounting system and SO on．This article is
designed to set up a number of comparison group to explore the model’S explanatory
power in our country and Bsenew methods to improve it．
The Ministry of Finance issued New Accounting Standards on February 1 5，2006 and
listed corporations had to implement them on January 1，2007．Compared with Old
Accounting Standards，New Accounting Standards made a lot of change and caused
disputes．I found that all disputes are qualitative analysis，there has not been
quantitative analysis ever since．Therefore，this paper is designed to do a quantitative
study on New Accounting Standards and make a comparison of Old and New
Accounting Standards from the point of view of value relevance and prudence．The
results show that the value relevance of income changes little between Old and New
Accounting Standards，and the value relevance of net assets per share under New
Accounting Standards is lower than it under Old Accounting Standards． New
Accounting Standards are more prudential than Old Accounting Standards．
Key words：accounting data valuation model new accounting standards
value relevance prudence
II
浙江大学研究生学位论文独创性声明
本人声明所呈交的学位论文是本人在导师指导下进行的研究工作及取得的
研究成果。除了文中特别加以标注和致谢的地方外，论文中不包含其他人已经发
表或撰写过的研究成果，也不包含为获得逝鎏盘堂或其他教育机构的学位或
证书而使用过的材料。与我一同工作的同志对本研究所做的任何贡献均已在论文
中作了明确的说明并表示谢意。
学位论文作者签名： 余巾R中R 签字日期： 峭年‘月1日
学位论文版权使用授权书
本学位论文作者完全了解逝姿盘堂有权保留并向国家有关部门或机
构送交本论文的复印件和磁盘，允许论文被查阅和借阅。本人授权逝姿盘茔
可以将学位论文的全部或部分内容编入有关数据库进行检索和传播，可以采用影
印、缩印或扫描等复制手段保存、汇编学位论文。
(保密的学位论文在解密后适用本授权书)
学位论文作者签名： 食峙R帽导师签名：
签字日期： 砷年6月，日
蝴扶
签字日期：么扣01年易月} 日
致谢
本论文的工作是在我的导师钱彦敏副教授的悉心指导下完成的，钱彦敏副教
授严谨的治学态度和科学的工作方法给了我极大的帮助和影响。钱老师在学业上
对我们要求严格。我们除按时完成课程任务外，还要求参与钱老师的重要课题项
目。这些项目的参与让我们积累了丰富的理论知识和项目经验，为我们毕业论文
的撰写打下了良好的基础。在此衷心感谢两年来钱老师对我的关心和指导。
论文撰写期间，钱老师对我非常关注，定期与我们讨论论文进展。在遇到问
题时，钱老师总能给我许多意见。正是在钱老师的教导与帮助下，我的论文才得
以顺利完成。在此对钱老师表示衷心的感谢。另外，我还要感谢杨柳勇教授、何
嗣江副教授及林伟副教授。他们在答辩时给我提出了很多宝贵的意见。最后，我
要感谢我的同门李小波和方美弟在我写作期间给予我的帮助和鼓励。
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1绪论
我国的资本市场经过了近20年的发展，规模逐渐扩大，体系不断完善，大
家对资本市场的关注热情也是与日俱增。而要进行证券投资，关键就是进行证券
分析。基础分析是证券分析最重要的方法，而公司估值又是基础分析方法的理论
核心。于是，公司估值成为证券分析最为重要的部分。关键的问题是，我们如何
对公司进行估值呢?到目前为止，西方理论界和实务界已提出了几种公司估值模
型。
首先提出的是股利贴现模型。该模型是将股价表达为未来各期股利的现值
和，反映了现行股票内在价值与将来股利收入间的关系，直观意义很强。股利贴
现模型因首次引入“贴现技术"而得到人们的肯定。但随后的研究也对此模型提
出了批判：一方面，该模型在计算内在价值时只考虑了股利而忽略了税后利润中
未分配的留存收益，从该模型角度理解，留存收益并不能增加股票价值，而这点
与事实并不相符，对于股票投资者来说，虽然未能在本期获得这部分收益，但是
却很可能在未来获得更多的收益，故留存收益显然也是有价值的；另一方面，“企
业持续经营的假设”要求该模型在应用时应对股利进行无限期的预测，而这显然
是不可能做到的。在实际应用过程中，我们只好假设股利在一段时间后将稳定增
长或保持稳定，而这与实际仍不符合，而且我国上市公司很少发股利。对于不发
放股利的公司，该模型就不适用。综上所述，该模型的这些弊端严重影响了它在
我国的实际应用。
对股利贴现模型的批判催生了自由现金流贴现模型。该模型是由自由现金流
代替股利贴现模型中的股利得到的。自由现金流可以是公司自由现金流，也可以
是股权自由现金流。该模型在一定程度上克服了股利贴现模型的一些弊端，比如
对于不发放股利的公司，该模型仍然适用。从理论上讲，该模型是比较理想的估
值模型，但问题也依然存在。定义不同的自由现金流，就可能导致不同的估值结
果。另外，该模型同股利贴现模型一样，需要对现金流作无限期的预测，操作性
比较差。
较之上面两种相对比较复杂的贴现模型，我们还有一种相对简单的估值方
法，即相对价值法。它是运用一些基本的财务比率评估一家企业相对于另一家企
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业的价值。以市盈率为例，目标企业每股价值等于可比市盈率与目标企业每股收
益的乘积。该种方法简单易用，受到很多投资者的青睐，但其准确性较差，只是
一种粗略的估计。
综上所述，这些传统的估值模型都是从价值的分配角度来考虑的，而近年来
出现并逐渐流行的基于会计数据的估值模型则是从价值的创造角度来考虑，以会
计数据为基础来评估企业的内在价值。它是一种既有完善的理论基础又有很强操
作性的估值模型。经过多位学者的比较研究，学界普遍认为基于会计数据的估值
模型是一种较好的模型。
该估值模型在国外已经有了相当成熟的应用。而在国内，该估值模型还处于
起步阶段。鉴于我国存在股权分置、会计制度不完善、股价操纵现象突出等特殊
情况，模型的解释力还有待检验。因此，本文试图寻找一种比较创新的处理方法
以提高该模型在我国的解释力。鉴于国内目前出现的估值技术落后、估值不准确
等尴尬现状，笔者相信对基于会计数据的估值模型的探索研究对改善我国公司估
值具有重要的意义。
2 006年2月15日，财政部发布新的会计准则，于2007年1月1日起在上
市公司中执行，并鼓励其他企业执行。对比新旧会计准则，主要有以下几个变化：
(1)增加了公允价值的会计计量；(2)对发出存货的计价方法进行了修订，取
消了现行准则中所允许的发出存货计价采用“后进先出法”和“移动加权平均法”
的规定；(3)取消了资产减值损失转回，资产减值损失一经确认，在以后会计期
间不得转回；(4)新债务重组准则改变了“一刀切”的规定，将原先因债权人让
步而导致债务人豁免或者减少偿还的负债计入资本公积的做法，改为将债务重组
收益计入营业外收入；(5)所得税会计核算采用资产负债表债务法；(6)变革合
并会计处理方法；(7)对金融工具的计量与披露进行了规范；(8)扩大了借款费
用资本化的资产范围。
国际人士对新会计准则作出了积极评价。国际会计准则理事会主席戴维·泰
迪就认为，中国会计改革后，新会计准则采用了海外投资者所熟悉的国际准则，
将增强投资者对中国资本市场和财务报告的信任度并扩大投资；此外，对于在海
外上市的中国公司而言，新会计准则也有助于减少这些公司在不同财务报告准则
2
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之间进行转换的成本1。而在国内，对于新会计准则的评价褒贬不一。争论的焦
点主要围绕会计信息的质量。我们发现所有的争议都是从定性角度展开的，国内
尚没有定量的分析。因此，本文拟从基于会计数据的估值模型出发，从定量上研
究新旧会计准则下会计数据的价值相关性，判断新会计准则是否可以提高会计信
息质量、改善公司估值。
本论文主要分为六个部分。第一部分即绪论。第二部分是国内外文献综述，
包括理论文献和实证文献。我们把其中关于模型的详细介绍单列一章，作为第三
部分，即基于会计数据估值模型的产生和演变。第四部分介绍新会计准则，包括
新旧会计准则的变化、新准则中谨慎性原则的体现及会计信息的价值相关性等。
第五部分是实证研究，包括具体的研究过程和结果分析。第六部分是结论。
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2国内外文献综述
2．1理论研究文献
Ohlsonl995对剩余收益模型进行了详细的解释和推导。剩余收益模型简称
为RIV模型，即公司价值等于本期账面价值加上未来各期剩余收益的贴现和。剩
余收益模型自从出现以来一直没有引起学者的关注。笔者认为这主要是因为剩余
收益模型有它致命的局限性。它需要对未来无限期的剩余收益进行预测，而这实
际上根本无法做到，直接制约了它的应用。而Ohlsonl995的出现让情况得到彻
底改观。Ohl sonl995在剩余收益模型基础上引入了信息动力学，将未来的剩余
收益同当前的剩余收益联系起来，最终得股价为关于账面价值、剩余收益及其它
价值相关信息的线性函数。信息动力学免去了预测未来剩余收益的麻烦，大大简
化了剩余收益模型，使其操作性大大增强，受到学者广泛的欢迎。鉴于Ohl son
作出的重大贡献，学术界也把改进后的剩余收益模型命名为Ohl SOIl模型。
Ohl son and xiaojun zhang 1999提出了预测期T的概念，从另一个角度解
决了剩余收益模型中需要对剩余收益作无限期预测的难题。他们把市场价值与账
面价值的差额定义为＆(goodwi 11)，将其分为预测期内的价值和预测期后的价
值两部分。我们可以使用所有可用的信息对预测期内的价值进行可靠有效的预
测，而预测期后的价值只能根据预测期内的结果进行简单的外推。由于没有使用
预测期后的特殊异质信息，所以会造成误差。这种处理方法虽然存在一定误差，
但它在一定程度上解决了剩余收益模型在应用中碰到的问题，不失为一种可取的
方法。
Feltham-Ohl sonl995在Ohl sonl995的基础上又发展了Ohlson模型。该文
指出，估计公司价值要区分经营活动和金融活动。金融活动涉及的资产、负债有
完全竞争的市场，鉴于会计处理的无偏性，金融净资产的账面价值和市场价值是
相等的。而经营活动则不同，经营资产、负债不是在完全竞争市场中交易，会计
处理的谨慎性导致经营净资产的账面价值不等于市场价值。因此要从会计谨慎角
度出发，对Ohlson模型作修正。Feltham-Ohlsonl995修改了信息动力学，最终
得股价为关于净资产、剩余收益、净经营资产及其它信息的线性函数，简称为F-O
模型。
4
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鉴于会计谨慎性的调整得到了大多数学者的肯定。不少学者就会计谨慎性对
公司估值的影响进行了专门的研究。Zhang xiaojun主要从谨慎会计角度展开分
析。他提出了无偏会计和谨慎会计的学术定义。在无偏会计下，资产负债表方法
(使用账面价值作为市场价值的指示)和利润表方法(使用资本化收益作为市场
价值的指示)都是无偏的，因此，它们可完全代替，两者的任何凸组合都是市场
价值的无偏估计。而在谨慎会计下，两者都有偏误。但我们仍可以构造一个关于
账面价值和资本化收益的能无偏地表达价值的凸组合。Penman and xiaojun
zhang指出，一直使用谨慎的会计政策会影响收益的质量。谨慎的会计政策包括：
在价格上涨时，后进先出法(LIFO)比先进先出法(FIFO)更保守；R and D
(research and development)研究费用化而不是资本化；折旧方法等。由此提出
了两个指数：谨慎指数和收益质量指数。Zhang 2000也研究了谨慎性会计政策
对估值的影响，对会计数据作了一定的修正。另外，Zhan92000还指出了公司的
成长因子在用资本化收益和账面价值估计股权价值时的作用。由于投资决策的内
生性，股权价值函数不再是会计变量的线性函数。他在Ohlson95的估值公式基
础上又作了修正，即加上关于投资决策的“看涨期权”和“看跌期权’’。
Ohlson模型和F-O模型都是建立在信息动力学的基础上的。信息动力学是
从剩余收益模型过渡到Ohl son模型和F-O模型的一个桥梁。信息动力学的准确
与否实际上直接影响Ohl son模型和F-O模型的准确性。因此有不少学者也专门
就信息动力学进行了研究。Koji Ota对Ohl sonl995模型中的LIM(信息动力学)
进行了实证。作者指出，实证LIM比较难，因为存在未知的其它价值相关变量Ⅵ。
如果直接把v去掉，回归方程时将引起回归误差项的序列相关，使回归结果出现
偏差。之前的很多文献都试图用各种会计变量来代替v，但这种效果并不好。作
者通过对序列相关的校正来改善LIM。作者通过设计6种LIM作为对比，证明通
过校正序列相关可较好地改善LIM。Myersl999也指出，最近的文献对LIM(信
息动力学)的修正都导致了内部的不一致。作者欲构造全新的修正LIM的方法使
内部趋于一致。作者发现模型总是低估股价，剩余收益时间序列模型总是低估未
来的剩余收益，故认为当前的模型是不完善的，剩余收益并不是稳定的时间序列。
另外，通过回归F-O模型中的LIM，作者发现谨慎系数为负，与理论不符，于是
浙江大学硕士学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
提出了两个分别基于账面价值和收益的谨慎系数，修正了LIM。John 0．Hanlon
等也发现应用oM和F-O模型估计得到的内在价值总是低于市场价值。作者分析
后认为没有充分地考虑会计谨慎性是估值出现偏差的主要原因。作者拓展了F—O
模型，加入了一个更完善的谨慎校正项。该校正项涵盖了RI(剩余收益)和OI
(其它信息)的非零均值效应。具体操作是修正OI的信息动力学，在式子中再
加入账面价值变量。这样可避免以前文献中回93得到负的谨慎系数的情况。
前面的文献都是建立在风险中性的假设上的，即模型公式中用的贴现率均是
无风险利率。但是这跟实际很不吻合。绝大多数投资者都是风险厌恶者。风险越
高的投资项目，投资者索要的回报自然更高。故Feltham—Ohl sonl999提出了风
险调整问题，并详细阐述了在利率期限结构不平坦的情况下的风险调整。风险调
整弥补了模型的不足之处，并赋予实际应用以很强的指导意义。
2．2实证研究文献综述
Kin Lo and Thomas Lys讨论了RIM模型(剩余收益模型)的可检验性。该文
指出，检验的困难之处主要在于如何寻找代理变量来代替预测期后的价值。
hnwers s．hhmed等对F-O(1996)模型作了检验。结果证明了F-O的正确性。
Bernard 1995取了四期会计数据(T=4)，运行股价对账面价值和四期剩余
收益的回归，对RIV模型作了实证检验。这里直接忽略了T期后的剩余收益。结
果显示会计数据可以解释股价的68*／,，而作为对比，股息贴现模型只能解释股价
的29％。后考虑用P／B(市净率)作为预测期后的价值的代理变量，解释力提高
到80％。作者认为模型的解释力已很高，无需再延长T。
但Kin Lo and Thomas Lys对Bernardl995的结论提出了质疑，他们认为
RIV方法之所以比股息贴现方法的解释力度高出许多是因为存在“规模效应”。
所谓“规模效应”是指回归数据差异较大引起回归R2较大的现象。因为账面价
值和收益与股利相比，数据差异更大，所以剩余收益模型的R2比股利贴现模型
的R2大。这并不能说明剩余收益模型的解释力就较大。“规模效应”可能使结果
造成一定扭曲。
Frankel and Lee 1998也对剩余收益模型作了实证。该文假设预测期T后
的剩余收益保持恒定，等于t期的剩余收益。首先让T分别等于1、2、3，根据
剩余收益模型计算公司的内在价值y，然后计算市价P和内在价值y的相关系
6
浙江大学硕士学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
数。结果发现多加一期对相关系数无实质影响，可能是因为超过一年的预测变得
很不准确以至于贡献很小；V／P(内在价值与市价比值)具有很高的解释力，
高的y／P有更高的回报率。另外作者还发现尸和y的相关系数对数据中存在的
“规模效应”很敏感。除去12个股价最大的公司，相关系数从0．97降为0．64。
Frankel and Lee 1998的结果一定程度上证明了“规模效应”的存在。
陆宇峰1 999以我国的上市公司数据，对Fel tham-Ohl son模型进行实证研究，
分析了净资产倍率和市盈率的投资决策有用性。该文将拟合优度尺2拆成三个部
分：每股收益能增加的解释力度、每股净资产能增加的解释力度和二者一起运用
能增加的解释力度。结果发现每股净资产、每股收益二者联合对股价的解释力度
逐年增强，我国资本市场不存在账面净资产(BV)对股价的解释力度逐年增强的
现象，而会计盈余(Earnings)对股价的解释力度逐年增强且是主要解释力量n们。
张人骥2002把剩余收益模型和杜邦财务分析体系结合起来构建了全新的剩
余收益比率估价模型RIR。该文还指出，预测期T的取值一定要谨慎，要一直到
剩余收益(RI)稳定为止。RI稳定有三种情况：1)预测期后的RI为零；2)保
持不变；3)以恒定增长率增长。比较适当的做法是利用回归方法从历史数据中
得到T。
宋剑峰2000以剩余收益模型为基础，推导了净资产倍率P／B和市盈率P／E与公
司成长性之间的关系。P／B决定于预期的超额报酬。P／E是预期超额报酬和当前超
额报酬之差的函数。P／B是一个更好的预测公司成长性的指标。P／B与P／E存在各
种不同的组合，不同的组合暗示了公司所处的不同发展阶段。要确定P／B与P／E，
关键是预测未来的净资产回报率ROE。该文通过对ROE时间序列的分析发现，ROE
有向必要报酬率回归的趋势。这说明在竞争市场中，企业并不能永久地获得超额
报酬。获得正的超额报酬的公司会由于技术进步、专利实效、新的竞争者加入等
原因逐渐失去优势，只能获得正常报酬。表现较差的公司通过调整投资结构或者
与优势企业兼并，将逐渐恢复正常盈利能力n¨。
陈信元2002用Ohl son模型对我国的股票市场作了实证研究。他在回归方程
中除了剩余收益、账面价值和规模外，又结合我国资本市场的特殊性加入了流通
股比例。规模用销售收入的自然对数表示，并利用CAPM模型估计资金成本，然
后比较各年度的解释能力。研究结果表明：①收益、净资产、剩余收益、流通股
浙江大学硕士学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
比例和规模都具有价值相关性，并且它们相互之间具有增量价值相关性；②与
Ohl SOIl的模型预测一致，股票价格与收益(净资产和剩余收益)呈正相关；③市
场对剩余收益的定价乘数低于对收益的定价乘数，表明市场可能认识到剩余收益
作为非正常收益，持续性较差；④与只考虑净资产和收益的模型相比，当模型中
同时考虑剩余收益、规模与流通股比例时，市场对净资产的定价乘数会有所提高；
⑤流通股比例越高，规模越大，市场定价越低，并且流通股比例对股票价格的影
响程度逐年降低；⑥对会计信息的解释能力分年度进行了检验，发现1996年度
的解释能力为最强，1997年最低，并猜测这可能与中国证券市场的阶段性特征
有关，还可能与1997年发生的亚洲金融危机有关[201。
叶长勤在其硕士论文中对F-O模型作了实证检验。模型设计上，该文选取剩
余收益、账面价值和净经营资产作为自变量，股价作为应变量；在数据上，该文
选取了99年度在上海证券交易所上市的属于商业行业的45个公司作为回归样
本。结果R2达到了72％，证明模型的解释力很高。
8
浙江大学硕上学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
3基于会计数据估值模型的产生和演变
3．1剩余收益模型(RIV模型)
股利贴现法、现金流贴现法、相对价值法等估值方法各有其优缺点，而理论
界和实务界也在不断探索新的估值方法。八十年代后期，有人开始从价值创造的
角度而不是以往的价值分配角度来考虑问题，并以净资产和收益等会计数据为基
础，逐步发展产生了剩余收益模型。
剩余收益模型简称为RIV模型。RIV模型是建立在以下三个假设基础上的：
1)股利贴现模型成立。股价为未来各期股利的贴现。
Pt=Σ巧7E,Ed,+，】(3．1)
r=l
这里Pt为股价，4为股利，巧为1加上无风险利率。
2)风险中性假设。鉴于风险中性的假设，模型中全部用无风险利率贴现。
3)清洁盈余关系，即账面价值的变动等于收益减去股利。
bvt=bvt—l+‘一4 (3．2)
6V是f期的账面价值，五是≠期的收益，《是f期分配的股利。
本期剩余收益定义为本期收益减去上期净资产占用的资金成本。
．《=薯一(RI-1)bv,一l (3．3)
于是我们有
4=#一bv,+母bvt—l (3．4)
将公式3．4代入股利贴现模型，就得到剩余收益模型，即公司价值等于本期
账面价值加上未来各期剩余收益的贴现和。
e=bvt+Σ巧7互[《，】(3．5)
『-】
这是一个由严密逻辑推理得到的估值模型。不过可惜的是，剩余收益模型提
出来之后，并没有引起广泛的关注，应用也很少。笔者认为最主要的障碍在于它
要求对剩余收益进行无限期的预测，操作起来仍然很难，直接制约了它的应用。
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浙江大学硕士学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
3．2 Ohl son模型
最初的剩余收益模型自从提出后一直没有引起关注，直到90年代后期
Ohl son等人的出现。Ohl sonl 995详细推导了剩余收益模型，并引入了信息动力
学重要假设，大大简化了剩余收益模型，使其操作性大大增强，剩余收益模型开
始受到广泛的欢迎，风靡一时。鉴于Ohl son作出的重大贡献，学术界也把改进
后的剩余收益模型命名为Ohl SOn模型。
Ohlsonl995最大的贡献是将信息动力学引入到RIV模型(剩余收益模型)
中。他假设剩余收益遵循以下过程：
《-=蛘+M+‰
(3．6)
V+I 2q+乞Ⅲ
其中：W，，已知，非零，并且小于1；
#表示t期的剩余收益；
v表示除会计信息外的其它价值相关信息；
s表示干扰项
信息动力学将未来的剩余收益同当前剩余收益联系起来，通过当前剩余收益
即可计算未来剩余收益，这样我们就不用再去估计未来的剩余收益，大大简化了
应用。将信息动力学代入到RIV模型中，最终就得到了下面的Ohl son模型，即
只=by,+％《+％V， (3．7)
其中：
q 2国／(Ri一动≥O
。
a2=R厂／(R，一砌(R厂一”>0
股价是关于账面价值、剩余收益及其它信息的线性函数。
3．3 F-O模型一一鉴于会计谨慎性的修正
3．3．1会计谨慎性
(一)会计谨慎性的定义
美国财务会计概念公告(SFAC)第2号中，它将谨慎性表述为：“谨慎性是
对于不确定性的一个审慎反应，以确保商业中固有的风险和不确定性被充分考
虑。因此，在未来收到或支付的两个估计金额之间有同等的可能性时，谨慎性要
求使用比较不乐观的估计数。”H91
10
浙江人学硕士学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
Basul 997提出新的定义，该定义对谨慎性原则的解释是：会计人员对好消
息(利得)的确认比对坏消息(损失)的确认有更加严格的要求。坏消息出现时
收益会立刻下降，而好消息出现时收益可能并不增加。这反映的是谨慎性对利得
和损失的不对称性处理特征，即损失被立即确认，而利得只有在实现以后才能被
确认。
Zhang xiaojun也提出对于谨慎性的定义，该定义指出：如果企业股权在t+
丌期的市场价值的期望值与企业股权在t+丌期的账面价值的期望值之比在丌趋
于无穷大的情况下大于1，则认为企业会计是谨慎的。
(二)谨慎性原则的经济影响
谨慎性是传统会计中一项历史久远、影响深远但又颇具争议的计量原则。我
国自1993年颁布的《企业会计准则》中首次引入了谨慎性原则，在2001年新的
《企业会计制度》中这一原则得到进一步的发展，许多体现谨慎性原则的会计处
理方法被引进，它对会计实务的影响也日渐凸现。
体现谨慎性原则的会计实务方法有很多，主要包括：计提应收账款的坏账准
备、存货的成本与市价孰低计价法、存货的跌价损失准备、固定资产的加速折旧
法、长期资产的减值准备、研发支出的费用化处理方法等。这些谨慎性方法的运
用首先影响企业财务报表数字，使企业净资产被低估、正的经济盈余被递延反映，
而有关这种谨慎性原则对股票价格的影响，还存在较多的争议。下面具体阐述。
(1)谨慎性对企业财务报表数字的影响
①净资产账面价值持续低于其市场价值。在市场经济条件下，企业资产的市
场价值时刻在发生变化，但是所有的这些变化并不会立即反映在企业会计账目和
财务报表中。在谨慎性原则下，资产价值减少通常被立即确认，而资产价值的上
升通常被递延到它被出售时才被确认。例如，在谨慎性原则下，固定资产的价值
贬值，直接通过计提减值准备减少资产账面价值，而固定资产的价值增值，是不
允许反映在当期的资产计价上的，只能等到固定资产被出售时才能反映这部分增
值。因此我们可以得出结论，谨慎性原则运用会导致企业净资产账面价值持续低
于其市场价值。企业会计越谨慎，净资产账面价值被低估的程度就越大。
②正的经济盈余被递延反应。谨慎性要求企业在面临不确定性时应保持应有
的谨慎，既不高估资产和收益，也不低估负债和费用。因此，企业在实际操作过
浙江大学硕士学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
程中倾向于多计提资产准备、研发广告支出费用化等。我们以研发支出费用化为
例，研发支出的费用化直接导致本期费用的增加和本期收益的减少，而研发支出
给企业带来的收益要在将来才得以体现，这就导致了正的经济盈余被递延反应。
③应计项目的净累计额持续为负。会计中的应计项目是由于权责发生制而产
生的会计盈余与现金流量之间的暂时性差异。从长期来看，如果会计方法是中立
的，正的应计与负的应计项目会相互抵消，应计项目的净累计额会趋向于零。但
是在谨慎性原则下，损失一旦存在就要求被立即确认，即使与损失有关的现金流
出可能还没有实际发生；而剩得只有在现金流入实际发生时才能被确认。因此，
在谨慎性原则下，损失趋向于被全部应计而利得不能应计，随着时间的推移，应
计项目的净累计额趋向于被低估并且持续为负H91。
(2)谨慎性对股票市场价格的影响
从上面的分析我们知道，谨慎性原则会低估企业净资产、递延反映正的经济
盈余，那么这种低估的净资产和会计盈余是否会导致投资者对企业股票市场价格
的低估呢?在这个问题上还在存在较大的争议。
有效市场假设认为，投资者不会系统地被各种可选择会计方法所误导，投资
者在分析证券价格时能够判断区分不同会计方法下财务报表的内在谨慎性差异，
从而对会计报告盈余进行调整，故不会由于低估的账面资产和盈余数额而低估企
业股票市价。但是另一方面，也有不少观点认为，现实的资本市场并不是完全有
效的，投资者通常不会区分盈余计量所采用的各种会计方法的谨慎性差异，因此，
谨慎性原则对净资产的低估和对正的经济盈余的滞后反映，可能会导致市场对该
股票价格的低估。
总之，谨慎性是否引起市场对股票价格低估的争论可以直接回归到证券市场
是否完全有效的问题上。而关于市场有效性的争论从来没有间断过，不同学者的
研究得到不同的结论，莫衷一是，学术界也尚无定论。不过笔者认为，就我们国
家的新兴资本市场而言，由于尚处于发展初期，体系制度不够完善，投资者也不
够成熟， 市场不可能完全有效。赵字龙1999通过实证检验，就曾证实我国证券
市场存在“功能锁定”的现象。所谓证券市场的功能锁定，指的是市场定价的功
能性障碍。它与市场有效理论是相悖的。比如市场无法区分净利润中的主营业务
利润和营业外收入的不同性质，股价只对净利润有反应，而不对主营业务利润反
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应。不同的会计方法有不同的价格效应。
3．3．2 F-O模型一一鉴于会计谨慎性的修正
Feltham-Ohlsonl995在Ohl sonl995的基础上又发展了Ohl son模型。该文
指出，估计公司价值要区分经营活动和金融活动。金融活动涉及的资产、负债有
完全竞争的市场，鉴于会计处理的无偏性，金融净资产的账面价值和市场价值是
相等的。而经营活动则不同，经营资产、负债不是在完全竞争市场中交易，会计
处理的谨慎性导致经营净资产的账面价值不等于市场价值。因此要从会计谨慎角
度出发，对Ohl son模型作修正。
由此提出一系列会计关系：
1)净资产账面价值等于净金融资产加上净经营资产。
bv,=fa,+D口f (3．8)
6V为净资产，fa,为净金融资产，D口f为净经营资产
2)净利息关系
‘=(R，-1)fa,一。(3．9)
‘为净利息， (尺，一1)为无风险利率
3)金融资产关系
t-1期金融性资产为厄-l，在f期获得经营活动现金流量q和净利息‘，公司
又支付股利4，最终得f期金融性资产厄。
fa,=fa,一l+‘一【4-c,】(3．10)
4)经营资产关系
t-1期经营性资产D口，一。，经过企业的经营活动，产生了经营性收益％和现
金流量cf，最终得f期净经营资产Dq。
oat=oat—l+n一一q (3．11)
5)净利润等于经营性收益和净利息收入的和
薯=％+‘ (3．1 2)
由上面的会计关系可推出
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d|=c|+Rf如t。一如I
将公式3．13代入到股利贴现模型，得
(3．1 3)
Σ巧7巨[4+，]-厄+Σ巧7E[c，+，】(3．14)
2'--1 f=l
又因为经营性剩余收益等于经营性收益减去上期经营资产占用的资金成本
畔=oxt一(髟一1)oa,一l
所以有
cf=ox,+吩Dq—l～Dq
最终可得
(3．15)
(3．16)
Σ巧7巨【q+，】-Dq+Σ巧7E[o#】(3．17)
r--I r=l
将公式3．17代入公式3．14，得
Σ巧7E[丸，]-札+Σ巧7e,[oxt]· (3．18)
r=l f=l
上式和Ohlson模型中的RIV是完全等价的，因为金融活动没有剩余收益，
所有的剩余收益来自经营活动，经营剩余收益即剩余收益。
因为会计的谨慎性，往往会低估公司的账面价值(净经营资产价值)，因此
修正了Ohl sonl995中的信息动力学。
n磋l=Hln#+嵋2Dq+Mf+‘，+I
D口，+l。％2Dq+屹，+乞州
(3．19)
Mf+l 2巧Hf+岛r+l
v2f+1。r2v2f+幺f+1
0≤M J<1
她鬟≥一，无偏会抓w12=0；谨慎会抓w。2>0
I兀I<1，h=1，2
将修正后的信息动力学代入到剩余收益模型，最终得到F一0模型
只=bv,+q D_#+ot20a,+∥Vf (3．20)
14
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“：上舯：二：一。(吩一魁：)(髟一q，)
会计下，a2=O；谨慎会计下，a2>0。
浙江大学硕十学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
4新会计准则
4．1新会计准则概述
2006年2月15日，财政部发布新的会计准则，于2007年1月1日起在上市公司
中执行，并鼓励其他企业执行。新的会计准则体系包括1项基本会计准则、38项
具体会计准则以及相关应用指南，它强化了为投资者和社会公众提供决策有用会
计信息的新理念，实现了与国际惯例的趋同，首次构建了比较完整的有机统一体
系，实现了我国企业会计准则建设新的跨越和突破b町。
16
表4．1新会计准则中的38项具体准则
序号具体准则名称序号具体准则名称
1 存货20 企业合并
2 长期股权投资21 租赁
3 投资性房地产22， 金融工具确认和计量
4 固定资产23 金融资产转移
5 生物资产24 套期保值
6 无形资产25 原保险合同
7 非货币性资产交换26 再保险合同
8 资产减值27 石油天然气开采
9 职工薪酬28 会计政策、会计估计变更和差错更正
1 O 企业年金基金29 资产负债表日后事项
11 股份支付30 财务报表列报
12 债务重组31 现金流量表
1 3 或有事项32 中期财务报告
14 收入33 合并财务报表
15 建造合同34 每股收益
16 政府补助35 分布报告
17 借款费用36 关联方披露
18 所得税37 金融工具列报
19 外币折算38 首次执行企业会计准则
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4．2新旧会计准则的主要变化
(1)增加了公允价值的会计计量
在基本准则第九章对会计计量问题进行了系统的规定，除了历史成本、重置
成本、可变现净值和现值等已有计量属性外，特别增加了“公允价值”计量属性。
在公允价值计量下，资产和负债按照在公平交易中，熟悉情况的交易双方自愿进
行资产交换或者债务清偿的金额计量。公允价值的应用、计量成为此次准则的一
大亮点。
值得一提的是，我国引入公允价值是适度、谨慎和有条件的。考虑到我国尚
属新兴的市场经济国家，如果不加限制地引入公允价值，有可能出现公允价值计
量不可靠，甚至借此人为操纵利润的现象。因此，一些具体准则中规定，只有在
公允价值能够取得并可靠计量的情况下，才能采用公允价值计量。
(2)对发出存货的计价方法进行了修订
新的《企业会计准则第1号一存货》第14条明确规定：“企业应当采用先进先
出法、加权平均法或者个别计价法确定发出存货的实际成本”，取消了现行准则
中所允许的发出存货计价采用“后进先出法”和“移动加权平均法”的规定。在
原材料价格一路下跌时，采用“后进先出法”，显然扩大了公司的利润率，而用
“先进先出法”，则缩小了公司的利润率，原材料价格上升时则相反。取消若干
个存货计价方法，无疑减少了企业通过变换存货计价方法操纵利润的可能性。
(3)取消了资产减值损失转回
新的《企业会计准则第8号一资产减值》第17条明确规定：“资产减值损失一
经确认，在以后会计期间不得转回。"这条新规定截断了上市公司调增利润的一
大途径。目前，有不少上市公司都在利用减值准备调节利润，特别是一些sT公司，
往往在前一年大幅计提减值准备，又在第二年以种种理由进行转回，造成盈利假
象。新准则实施后，转回的准备无法体现为利润，这种手段无疑将失效。
(4)将债务重组收益计入营业外收入
新债务重组准则改变了“一刀切”的规定，将原先因债权人让步而导致债务
人豁免或者减少偿还的负债计入资本公积的做法，改为将债务重组收益计入营业
外收入。按新规定，一些无力清偿债务的公司，一旦获得债务全部或者部分豁免，
其收益将直接反映在当期利润表中，可极大地提升其每股收益水平。不得不说，
17
浙江大学硕士学位论文薪会计准则对基于会计数据估值的影响
这条改动是有争议的，因为它有可能降低企业的收益质量，一旦获得债务减免，
减免的数额直接计入当期收益，可能使企业利润暴增，造成虚假的繁荣，而实际
上企业的经营可能并没有起色。
(5)所得税会计核算采用资产负债表债务法
《所得税》准则是本次企业会计准则体系中修订的一项重要内容，新会计准
则彻底改变了原先的所得税会计处理方法。此前，企业可以采用应付税款法和纳
税影响会计法(包括递延法或债务法)核算所得税，这里的债务法为损益表债务
法。而新准则明确废止了以前的会计核算方法，要求企业一律采用资产负债表债
务法核算所得税。
(6)变革合并会计处理方法
①合并范围的变化
新会计准则下，合并报表范围的确定更多地强调“实质重于形式”原则的运
用，要求对所有母公司能够控制的子公司均需纳入合并范围，而不一定考虑股权
比例，所有者权益为负数的子公司，只要是持续经营的，也应纳入合并范围。．
②企业合并会计处理方法的变化
新准则规定，属于同一控制下的合并采用权益法，即以账面价值作为会计处
理的基础，以避免利润操纵；非同一控制下的合并采用购买法。购买法下，作为
支付对价的资产的公允价值与其账面价值的差额可进入当期损益。另外，以往对
合并价差是逐年摊销的，而新准则下商誉不进行摊销，而是予以减值测试，是否
发生减值及减值幅度大小将依靠主观判断。
(7)对金融工具的计量与披露进行了规范
原投资准则规定，短期投资按成本与市价孰低计量；新准则规定，对于交易
性金融资产，期末按公允价值计量，公允价值的变动计人当期损益。此外，新准
则规定，符合条件的衍生金融工具不再仅在表外列示，而是进入表内计量。这两
条规定都会对公司利润形成一定影响。
(8)扩大了借款费用资本化的资产范围
新准则扩大了可用资本化的借款费用的范围，由专门借款扩大为一般借款；
此外新准则还扩大了符合资本化条件的资产的范围，由固定资产扩展到存货、投
资性房地产等，这对房地产公司、生产周期长的先进制造业公司等的业绩会产
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生较大的正面影响。
(9)长期股权投资
新准则规定，当初始投资成本大于被投资单位可辨认净资产公允价值的，不
调整初始投资成本，小于该公允价值时，其差额计入当期损益，同时调整投资成
本。这样，当出现长期股权投资小于被投资单位净资产相应份额时，原规定是按
不低于1 o年的期限摊销，逐年计入公司利润，新规定下可将其一次计入当期损益。
(1 0)投资性房地产
所谓投资性房地产，是指为赚取租金或资本增值，或者两者兼有而持有的房
地产。新准则规定，对于投资性房地产，应以成本模式为基准计量模式，在满足
一定条件下，也可采用公允价值进行计量。采用公允价值计量时，不需计提折旧
或摊销，而是以期末的公允价值为基础调整其账面价值。公允价值与原账面价值
之间的差额计入当期损益，这条规定在房地产市场呈繁荣景象时对公司业绩较为
有利[501。
一4．3新会计准则中的谨慎性原则
新会计准则中的谨慎性原则主要体现在以下几个方面：
(1)计提资产减值准备
新制度要求企业应当定期对资产计提减值准备，这是谨慎性原则的体现。新
制度中资产减值准备的计提基本上包括了资产负债表上的所有非现金类资产，不
仅规定计提存货跌价准备、固定资产、无形资产、商誉、金融资产减值准备等，
还把资产组计提减值准备。而且，明确规定长期资产减值准备一经计提不得冲回，
避免了企业用此准则调节利润。
(2)固定资产折旧方法的选择
我国不少企业过去一般选择了直线法。折旧率水平还是比较低的，不能适应
企业技术更新、发展生产的内在要求。新企业会计准则允许企业从实际情况出发，
根据自身的需要，缩短固定资产折旧年限，选择加速折旧法，加快固定资产折旧
速度，让企业早日收回投资，有利于企业的技术进步，体现了谨慎性原则。
(3)无形资产
无形资产的成本，应自取得的当月起在预计使用年限内平均摊销。如果预计
使用年限超过了合同规定的受益年限或法律规定的有效年限，摊销期不应超过10
19
浙江大学硕十学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
年。该规定实际上是要求企业在较短的期限内摊销无形资产，这一规定显然是出
于谨慎考虑。
(4)或有事项的处理
新或有事项准则规定，与或有事项相关的义务只有同时满足三个同时条件
的，应当确认为预计负债，并将预计负债表上单独列项反映。另外，企业应当在
报表附注中披露或有负债形成的原因，而对于或有资产企业不予以确认，一般也
不在报表附注中披露。这种对或有资产和或有负债的不对称处理方法正是谨慎性
原则的体现。
(5)借款费用
企业购建固定资产的借款费用，属于固定资产达到预定可使用状态之前发生
的，应将其资本化处理，计人该项资产的成本。但是，如果在购建活动中发生非
正常中断，并且中断时间超过3个月，准则规定“应当暂停借款费用的资本化，
将其确认为当期费用，直至资产的购建活动重新开始。”这一规定显然也是出于
谨慎的考虑H41。
4．4会计准则变更对会计信息价值相关性的影响
4．4．1会计准则变更对股东权益和净利润的影响
本文的重点是利用基于会计数据的估值模型来分析新旧准则下会计信息的
价值相关性。而估值模型中用到的最重要的两个会计变量就是股东权益和净利
润。会计准则的变更对年度财务报表中股东权益和净利润两项数值产生的影响将
直接关系到它们的价值相关性及模型的解释力，具有非常重要的意义。因此我们
在下面较为详细地阐述会计准则变更可能对股东权益和净利润产生的影响。
(一)会计准则变更对股东权益的影响
新会计准则对于财务报表中股东权益(合计)这一项的具体内涵作了一些改
动。旧准则下的股东权益(合计)不包含少数股东权益，而新准则下的股东权益
(合计)则包括了少数股东权益。这个改动带来的最直接的影响就是对于同一年
度同一家上市公司，新准则下的股东权益要大于旧准则下的股东权益。相应地，
新准则下的每股净资产要大于旧准则下的每股净资产，而新准则下的市净率则要
小于旧准则下的市净率。
(二)会计准则变更对净利润的影响
20
浙江大学硕士学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
新会计准则对净利润的影响比较复杂，可能使净利润变大，也可能使净利润
变小，需要具体公司具体问题具体分析。下面简单列举几项变更对净利润的影响。
(1)一家上市公司这年进行了债务重组，该公司这年的债务减免部分在旧
准则下是计入资本公积，而在新准则下则可全部计入当期损益，使净利润大大增
加。
(2)持有投资性房地产的上市公司，新准则下投资性房地产可以不再计提
折旧，将减少公司的费用，增加公司的利润。
(3)对于以公允价值计量的投资性房地产及交易性金融资产等，市场繁荣
即市价上身时将使公司利润增加，而市场不景气即市价下跌时将使公司利润下
降。
(4)某个公司之前一直是以后进先出法核算存货，而新准则下必须改变存
货的计价方式，而这也将对净利润产生一定的影响。
(5)某家公司在旧准则下转回了很多之前计提的资产减值准备以粉饰报表，
而新准则下这个操作失效，净利润将得不到粉饰而回归低值。
4．4．2会计准则变更对会计信息价值相关性的影响
会计改革的目的是希望通过实施一系列改革政策，改进上市公司会计信息
的质量，提高会计信息的决策有用性，增强证券市场优化资源配置的功能。从90
年代到本世纪初，我国先后进行了几次会计准则的变更。那么我们的会计改革到
底有没有提高会计信息的价值相关性呢?有学者对此进行了研究。如熊剑、罗晓
林2005就利用F-O模型，对1996-2001年的会计准则变更引起的价值相关性交化进
行了检验研究。结果发现1996-2001年我国会计信息的价值相关性没有随各项具
体会计准则的变更逐年提高，反而逐年降低。
那么07年实施的新会计准则有没有提高会计信息的价值相关性呢?本文下
面将利用基于会计数据的估值模型对其作具体的定量分析。
21
浙江大学硕士学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
5实证研究
5．1模型的构建
我们采用Ohl sorl模型作为基础的回归模型。回归模型如下：
／7,=％+q钯+呸# (5．1)
其中：Pt为t期股价；
6E为t期净资产；
r为t期剩余收益
重要变量的确定方法如下：
(1)净资产的确定
净资产可直接取自年度公司财务报表中的资产负债表。
(2)剩余收益的确定
#=‘一(R，一1)6v—l
其中：五是f期的收益；
R，=1+无风险利率；
6U一。是t-1期的账面价值
(3)无风险和率的确定
因为我国的国债市场还不发达，其利率还不足以成为市场的基准利率。故我
们取一年期的银行定期存款利率作为无风险利率．查中国人民银行网站，可得
05年的一年期银行定期存款利率为2．25％。06年8月份央行对定期存款利率进
行了一次调整，调整为2．52％。故我们计算加权平均值，以持续时间作为权数，
得06年一年期定期存款利率=(2，25％*8+2．52％*4)／12--2．34％。同理可得07年
的一年期定期存款利率为3．15％。
(4)股价的确定
考虑到股权分置情况，尚有部分股权未流通，直接使用流通股市价不够合理，
故我们采用国内常见的一种处理方法：
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公司总价值Pt=每股净资产牛未流通股股数+每股市价宰流通股股数
每股平均股价Pt=公司总价值／总股数
5．2样本选择与数据描述
5．2．1样本的选取
本文的重点是比较新旧会计准则下会计信息的价值相关性，因此我们需分别
取新旧会计准则下的样本公司数据。2006年2月15日，财政部发布新的会计准
则，并于2007年1月1日起在上市公司中执行。因此我们取05、06和07年三
年的公司数据，05年的公司数据是旧会计准则下的数据，而06，07年的公司数
据是新会计准则下的数据，分别涵盖了新旧会计准则，已满足本文研究要求。故
本文只取三年而没有取更多年份的数据。另外，需要说明的是，在理论上，将不
同年度的样本合起来回归会降低模型的解释力。因为不同年度的会计数据，其谨
慎性程度不同，收益、剩余收益的持续性也不相同，把它们合起来一起回归就忽
略了不同年度数据的系统差异。因此，本文研究均采用单年度数据。全部数据均
来自锐思数据库或国泰安(csmar)数据库。
具体的05年度公司样本选取方法如下：
1)选取04年12月31日之前在沪深证券交易所上市的公司，04年度要有
完整的财务报表；
2)排除金融行业的公司；
3)因为基于会计数据的估值模型对净资产为负的公司不适用，故剔除净资
产为负的上市公司；
4)考虑到有B股、H股或其他海外上市股的公司，各市股价可能会彼此影
响，所以把有B股、H股或其他海外上市股的公司也排除在外；
5)重要数据不全的公司予以剔除。
重要的数据包括净利润、股东权益(合计)、上期股东权益、年末股价、总
股数、流通股数等。净利润和股东权益(合计)直接来自年度财务报表。由于没
有直接的年末总股数和流通股数据，但有年末的股价、流通股市值和总市值，故
我们根据年末的股价、流通股市值和总市值来计算总股数和流通股数。关于年末
数据，国泰安数据库中有两种取法，一种是在年数据板块直接取年度数据，它是
某年各个公司的最后一个交易日数据，各个公司的最后交易日是不尽相同的，虽
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然大部分正常经营的上市公司会持续交易到年末，但也不乏一些上市公司因为被
停牌而提前中止交易。所以这些公司的最后交易日可能在任何时候。另一种是在
日数据板块取各年最后一个交易日的数据。比如2005年的最后一个交易日是
2005年12月30日，那就只取在这日有交易的公司。本文决定采用后者。虽然
按照后者的做法，可能牺牲少许样本，但这并不影响计量研究。更重要的是，这
样做保证了样本公司在该年度正常经营，没有任何影响公司股票正常交易的事件
发生，排除干扰，所有数据均是同一时间的数据，更有益于研究的准确性。
根据上述选择条件，最后得符合条件的05年度样本公司821个。为了提高
可比性，我们尽量使用相同的公司样本。故06、07年度的公司样本可在05年度
公司样本的基础上得到。我们直接在前面已经选出来的05年度公司样本的基础
上，去掉06及07年度净资产为负的公司，去掉在06，07年最后一个交易日没
有交易的公司。06年的最后一个交易日为2 006年12月29日，07年的最后一个
交易日为2007年12月28日。最后得到06年度公司样本数目总计730个，07
年度公司样本数目总计731个。三个年度样本还是基本保持一致。
5．2．2描述性统计
表5．1 05年度数据描述统计
bv, ‘ 《S C P|B
样本数821 821 821 821 821 821
缺省O 0 O O O 0
均值2．9165 ．1 31 3 ．0677 5．0654 3．7316 2．1088
中位数2．7778 ．1335 ．0805 4．1200 3．3619 1．6215
方差1．923 ．191 ．185 12．756 3．707 12．229
最小值．02 —3．37 -3．48 1．39 ．86 ．57
最大值11．1 3 2．37 2．17 45．62 20．75 91．17
注：1)by,，薯，#，墨，P／B分别表示每股净资产，每股收益，每股剩余收益，年末
股价和市净率；2)每股平均股价￡=(每股净资产宰非流通股数+年末股价·流通股数)／总
股数
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表5．2 06年度数据描述统计
byt ‘ 《st 平均只P f B
样本数730 730 730 730 730 730
缺省0 0 0 O O O
均值3．3168 ．2621 ．1934 7．6471 5．3537 3．2803
中位数3．0441 ．1894 ．1263 5．3800 4．2934 1．9629
方差3．060 ．222 ．214 50．534 1 3．463 279．198
最小值．00 -1．65 一1．72 1．64 ．91 ．49
最大值1 6．74 5．91 5．85 87．83 40．69 420．94
注：所有变量定义同上。
表5．3 07年度数据描述统计
∽ 薯《St 平均￡P|B
样本数731 731 731 731 731 731
缺省0 O 0 O O O
均值3．6024 ．3615 ．2723 19．3016 12．1602 6．2364
中位数3．1 655 ．2667 ．1839 14．6400 9．6759 4．8762
方差5．125 ．286 ．271 321．1 36 78．448 37．478
最小值．13 -1．91 —2．02 5．72 3．40 1．40
最大值24．08 5．33 5．27 249．74 1 04．45 1 00．44
注：所有变量定义同上。
通过比较，我们发现：
1)每股净资产、每股收益、每股价值及市净率等变量的数值差异很大，说
明各个上市公司在股权规模、盈利能力等方面均存在较大差异。
2)每股净资产、每股收益、每股剩余收益、市净率等变量均偏离正态分布，
其均值普遍大于中位数，说明数据中存在极大值从而抬高均值。
3)比较三年数据，我们发现不管从均值还是中位数角度看，平均每股净资
产、平均每股收益、平均市净率每年都在提高。平均每股收益的提高从一定程度
上说明上市公司的盈利能力在提高，上市公司的质量在提高。而平均市净率的不
断提高可以从股市的走向上找到原因。05年的股市正处于黎明前的黑暗期，已
经经历了长达5年的下跌过程，股价普遍处于低谷，而随后的06，07年，股市
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展开了猛烈的反弹，大盘指数也不断上攻。06，07年可以说是我国股市的黄金
期。因此，06，07年的股价普遍处于较高的位置，市净率较高也就不足为奇。
表5．4盈利公司数和亏损公司数
年份样本总数盈利样本数亏损样本数盈利与亏损比
2005 821 701 120 5．84：1
2006 730 658 72 9．14：1
2007 731 681 50 13．62：1
从上图中我们可以看到，在05年度的全部821个公司样本中，有701家盈
利，有120家亏损，盈利公司与亏损公司的比例为5．84：1。06年度的全部730
个公司样本中，有658家盈利，有72家亏损，盈利公司与亏损公司的比例为9。14：
1。而07年度的全部731个公司样本中，有681家盈利，只有50家亏损，盈利
公司与亏损公司的比例达到13．62：1，是05年的两倍多。这充分证明上市公司
的质量在逐年提高，公司的盈利能力在逐步提高，这是一个值得欣慰的发现。
5．3具体的研究步骤和结果分析
5．3．1设计对比组：总量数据和每股数据
之所以设计这样一个对比组，是因为通过阅读一些相关的实证文献，笔者发
现当使用总量数据时，回归模型解释力都较高，而使用每股数据时，模型解释力
都较低。我们猜测可能是总量数据系统地错误提高了模型的R2。这种现象被学者
称为“规模效应”，即当使用样本数据差异较大时，R2会较大，而这根本不是模
型解释力的真实表达。为证实我们的猜想，我们设计了以下的两个回归作为对比。
我们使用05年度的公司样本数据。笔者相信只需用一个年度数据回归即可得出
结论。本文所有的回归均使用SPSS应用统计软件。回归模型为
pt=ao+tzlbv,+仅2x；
其中： 霉为t期股价， 6vf为t期净资产；#为t期剩余收益。
回归结果如下：
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表5．5总量数据回归结果
使用变量调整R2 常数项札五《
1．979E8 1．049
只，地0．971
(2．336E7"**) (．006¨·)
9．350E8 6．175
只，薯O．81
(5．658E7"**) (。104¨·)
1．074E9 6．527
C，芹O．756
(6．375E7"**) (．129···)
1．973E8 1．050 一．007
C，％，彩0．971
(2．490E7···) (．014·¨) (．096)
注：1)公司总价值只=每股净资产·未流通股股数+每股市价·流通股股数；2)6v，薯，#
分别代表总量净资产、总量净利润和总量剩余收益；3)使用变量这一栏中，只，by,表示
运行总价值对净资产的回归，C，薯表示运行总价值对净利润的回归，依次类推， 4)···
表示在1％水平上显著，··表示在5％水平显著，·表示在10％水平上显著。
表5．6每股数据回归结果
使用变量调整R2 常数项札‘ 《
．41 3 1．138
C，6vf O．671
(．090幸··) (．028¨津)
3．388 2．618
只，薯0．35
(．057···) (．124·¨)
3．563 2．495
只，《0．309
(．057···) (．130*··)
．754 1．000 ．895
只，bvt，《0．701
(．093幸搴·) (．031¨·) (．099·¨)
注：以上变量均是上表中总量数据除以总股数后得到的每股数据，其余含义与上表一致。
从总量数据的回归结果，我们可以看到，在做单变量回归时，净资产对股价
的解释力非常高，几乎达到1 00％，而净利润、剩余收益对股价的解释力也很不
错，分别达到了81％和75．6％。但是在做联合回归时，剩余收益前的系数竟然变
为负，与理论逻辑相反，且完全不显著，丧失了对股价的解释力，模型的解释力
全部来自所有者权益。
再对比每股数据的回归结果。在其他条件均相同的情况下，使用总量数据时，
净资产对股价的解释力达到0．97，而使用每股数据后，净资产对股价的解释力
降低到了0．671，净利润和剩余收益在使用每股数据后对股价的解释力也有较大
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幅度降低。这说明在其他条件均不变的情况下，使用总量数据将错误地提高R2。
这也证明了前文提及的“规模效应”的存在，即当使用的样本数据差异较大时，
R2会较大，而这根本不是模型解释力的真实表达。不少文章使用总量数据回归，
得到的R2均很大，就以为模型的解释力很强，这实际上是一种误导。我们还看
到使用总量数据还有可能导致回归系数的扭曲，而在每股数据回归中，结果均符
合常理。因此本文认为使用每股数据回归是较为准确的。
另外，我们还发现一个现象，就是在两套样本回归结果中，净收益的解释力
均大于剩余收益。这说明市场对净收益的认可大于剩余收益，这可能是因为意识
到剩余收益可能是非正常收益，持续性差。
5．3．2尝试使用基于风险调整的剩余收益
在上面的回归模型中，我们使用的均是基于无风险收益率的剩余收益，这样
隐含了一个重要假设，即风险是中性的。可这与事实并不相符。绝大多数投资者
均是风险厌恶者。因此我们考虑使用CAPM模型计算风险收益率，进而计算基于
风险调整的剩余收益。理论上来说，基于风险调整的剩余收益更贴近本质，对股
价的解释力也应更大。
我们从中国人民银行网站取得1991年至2005年各年的一年期定期存款利率
作为无风险收益率。若某年度有发生利率调整，我们则以时间为权重计算加权平
均数。然后从csmar数据库中取得1991年至2005年的综合市场收益率2，以此
计算平均的市场风险溢价。具体数据如下：
表5．7平均市场风险溢价
年份流通股加权市场回报率无风险利率风险溢价
1991 1．127055 O．0792 1．047855
1992 1．143115 O．0756 1．067515
1993 0．087647 0．093975 一O．00633
1994 一O．332871 O．1098 -0．44267
1995 一O．12354 0．1 098 -0．23334
1996 1-172736 0．0921 1．080636
1997 0．315992 O．0732 0．242792
2使用全部上市公司的加权平均，以流通股市值作为权重。
28
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表5．7平均市场风险溢价(续)
年份流通股加权市场回报率无风险利率风险溢价
1998 —0．052564 O．05025 —0．10281
1999 O．174398 O．028875 O．145523
2000 O．543592 O．0225 O．521092
2001 一O．240751 O．0225 —0．26325
2002 一O．185412 O．02025 一O．20566
2003 -0．036653 O．0198 一O．05645
2004 一O．158207 O．020025 —0．17823
2005 -0．098422 0．0225 —0．12092
平均值O．2224077 0．056025 O．1663835
经计算得平均风险溢价为0．166。这个数值非常高，已超出常理范围。我们
看到在91年到05年间，股市经历了剧烈的震荡，91，92，96年股市回报率均
超过1 00％，而随后01到05年间股市回报率又持续为负。这样巨大的差异导致
计算得出的平均市场回报率很不可靠，进而计算出的平均风险溢价也不可靠。由
于算得的风险溢价过高，根据CAPM公式计算得的风险调整收益率也过高，最终
导致计算得的剩余收益普遍为负，对股价的解释力也大幅降低，结果非常不理想。
可以说这种计算方法是失败的。反思这个结果，计算方法固然可以改进，但是极
端的市场回报率让我们有理由质疑CAPM模型在我国的适用性。我们都知道在使
用CAPM模型时，普遍的做法就是取股指回报率来代替市场回报率。而纵观我国
股市，短短十多年，由于处于起步阶段，各种体制还不完善，投机气氛浓厚，而
且很大程度上是一种政策市，因此才出现了1991年和1 992年的市场回报率超过
100％，而从2001年起连续5年市场回报率为负值的极端情况。而这种极端情况
影响了CAPM模型结果的有效性，因此本文放弃使用风险调整收益率。
5．3．3将公司样本分为盈利公司和亏损公司
虽然在理论上基于会计数据的估值模型对于亏损公司仍然适用，但是从直观
上理解，正的收益对股价起支持作用，而负的收益会引起股价的降低，我们猜测
收益正负混杂的公司样本有可能会降低净收益及剩余收益对股价的解释力。为证
明这个猜测，我们选择05年度和07年度两套公司样本，将它们分别分为盈利组
浙江大学硕士学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
和亏损组，再加上原来的全部样本组，总共三组。我们将它们各自做回归，然后
比较回归结果。之所以取两套样本数据，原因有两个。第一，为保证结论的可靠
性。如果两套样本回归得到一致结论，那么这个结论的可靠性无疑将大大增加；
第二，这两套样本分别是基于旧准则和新准则的样本，如果结论不一致，我们也
可以研究一下是否是因为不同准则下有不同结论。
表5．8 05年度分组数据回归结果
组别使用变量调整R2 常数项札‘ 《
全部样本组．413 1．138
(821)
只，bvt 0．671
(．090·¨) (．028···)
盈利组．330 1．169
(701)
只，bvt 0．642
(．112¨·) (．033··事)
亏损组1．009 O．727
(120)
只，bvt O．636
(．099···) (．050···)
全部样本组3．388 2．618
(821)
e，薯O．352
(．057·¨：) (．124¨·)
盈利组2．607． 5．433
(701)
C，t O．538
(．069···) (．190···)
亏损组2．192 一O．056
(120)
e，‘ -0．007
(．129···) (．1 61)
全部样本组3．563 2．495
(821)
￡，r 0．309
(．057-··) (．130¨·)
盈利组2．992 5．281
(701) 只，《0．469
(．067···) (．212¨·)
亏损组2．150 一O．117
(120) E，《-0．004
(．1 34···) (．158)
全部样本组．754 1．000 0．895
(821)
只，bvt，《O．701
(．093¨·) (．031···) (．099·¨)
盈利组．621 0．895 3．004
(701)
只，bvt，《O．758
(．093奉··) (．031$··) (．1 63···)
亏损组．830 O．739 一．248
(120)
C，钯，# 0．654
(．11 8¨·) (．049···) (．093···)
表5．9 07年度分组数据回归结果
组别使用变量调整R2 常熟项bvt ‘ 《
全部样本组4．373 2．162
(731)
C，帆O．304
(．514···) (．12l···)
盈利组4．470 2．143
(681)
只，by, O．289
(．562*··) (．129···)
30
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表5．9 07年度分组数据回归结果(续)
组别使用变量调整R2 常熟项bvt 五《
亏损组2．991 2．752
(50)
e，扯0．462
(．852¨·) (．419···)
全部样本组8．074 11．301
(731)
C，‘ 0．464
(．290···) (．449·”)
盈利组6．832 13．398
(681)
C，‘ O．52
(．317···) (．493·¨：)
亏损组8．221 O．894
(50)
C，五一O．Ol
(．815¨·) (1．222)
全部样本组9．065 11．369
(731) Pl，《0．446
(．275···) (．468幸··)
盈利组7．998 13．556
(681) ￡，# O．503
(．298···) (．516}··)
亏损组8．149 O．660
(50) C，《一．014
(．867掌··) (1．202)
全部样本组6．199 O．981 8．915
(731)
e，bvt，# 0．488
(．455¨·) (．127·书·) (．551···)
盈利组5．706 0．807 11．367
(681)
e，by,，芹O．53
(．462···) (．127¨·) (．608···)
亏损组2．727 2．786 -0．392
(50)
e，bvt，# 0．453
(1．051··) (．430·¨) (．897)
通过比较两大组数据，05年度数据和07年度数据均表达了相同的结论：1)
每股净资产对股价的解释力基本保持不变；2)在去掉净利润为负的样本后，每
股收益、每股剩余收益对股价的解释力有显著提高，每股净资产和每股剩余收益
的联合解释力也有所提高，这充分证实了我们之前的猜测。3)亏损组中每股收
益和每股剩余收益对股价完全没有解释力，每股净资产和每股剩余收益的联合解
释力仅来自每股净资产。这也说明了基于会计数据的估值模型对于我国的亏损公
司基本是不适用的。而且这个结论不管是在旧会计准则还是新会计准则下均成
立。究其原因，笔者认为这可能是我国资本市场特有的一种现象。对我国的亏损
上市公司即一些S T公司来说，为避免退市或者获取暴利，盈余管理和股价操纵
现象非常普遍。不管出于何种原因，这样做的直接结果就是导致股价严重偏离公
司的内在价值。笔者相信这是基于会计数据的估值模型对亏损公司不适用的一个
重要原因。
浙江大学硕二}=学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
5．3．4加入其他价值相关信患
我们回忆前文述及的Ohlson模型公式3．7
Pt=by,+％衫+azv,
应变量中除净资产和剩余收益外，还有一个其它价值相关变量M。而我们上
面所做的模型均只采用每股净资产和每股剩余收益两个变量，而直接忽略v，这
也是很多相关实证研究所用的通法。之所以这样做，是因为v很难用合适的变量
来表征，于是干脆直接忽略。但是这样做的后果就是去掉了一个重要的价值相关
信息，从而减弱了模型的解释力。于是有一些文章开始研究探索K的代理变量，
结果也各不相同。本文尝试使用市净率和市盈率作为V的代理变量，试图提高模
型的解释力。
我们采用05、06和07年的公司样本。鉴于市盈率对于收益为负的公司是不
适用的，因此本文采用各年度的盈利组样本。
我们设计了一个基组和2个对比组。回归模型分别如下：
基组：
pt=go+ct,bv,+a2《
对比组1：
Pt=tro+q6哆+呸#+％咫(5．2)
对比组2：
B=ao+trlbv,+％#+％咫(5．3)
朋表示市净率，饱表示市盈率
表5．10 05年度加入其它价值相关变量前后的回归结果比较
组别调整R2 紫数项bvt 《P8 PE
．621 0．895 3．004
基组O．758
(．093·¨：) (．031···) (．163¨·)
-1．223 1．1 73 1．501 0．684
对比组1 0．876
(，098*··) (．025·¨) (．1 31·¨) (．027···)
．411 0．903 3．288 O．002
对比组2 O．767
(．100···) (．030幸··) (．169*¨) (．000,··)
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表5．11 06年度加入其它价值相关变量前后的回归结果比较
组别调整R2 常数项bvt 《P8 PE
1．607 0．859 3．788
基组O．52
(．237*··) (．073···) (．317¨·)
—2．984 1．470 ．807 1．345
对比组1 O．817
(．098幸··) (．049幸搴·) (．216搴事·) (．041···)
1．526 ．865 3．834 0．001
对比组2 0．52
(．247¨：·) (．074幸··) (．319¨·) (．001)
表5．12 07年度加入其它价值相关变量前后的回归结果比较
组别调整R2 常数项札《PB PE
5．706 0．807 11．367
基组0．53
(．462¨·) (．127·¨) (．608¨·)
．256 1．472 8．446 ．654
对比组1 0．641
(．552) (．120···) (．569¨·) (．045·¨)
5．315 O．823 11．605 ．002
对比组2 O．536
(．475···) (．126·¨) (．609,··) (．001·¨t)
比较上述回归结果，我们可以看到三大对比组均表达了类似的结论：1)比
较基组和对比组1，我们可得市净率是其他价值相关变量的良好的替代变量，它
使模型解释力显著提高，05年度样本的解释力从75．8％提高到87．6％，提高了将
近10％，而06年更是提高了将近30％，从52％提高到81．7％，并且前面的系数不
管从经济上还是统计上均显著；2)由对比组2可知，市盈率相比市净率，效果
就比较差，基本没有提高模型解释力，05年度和07年度样本市盈率前的系数统
计上虽然仍显著，但经济上已不显著，而06年度样本市盈率前的系数则是经济
上和统计上均不显著。到这里，我们可以得出结论，市净率是较好的价值相关替
代变量。而这个结论不管是在旧会计准则还是新会计准则下均成立。
5．3．5 F-O模型的应用一一加入净经营资产
Feltham—Ohl sonl995在Ohl sonl995的基础上又发展了Ohl SOIl模型。该文
指出，估计公司价值要区分经营活动和金融活动。金融活动涉及的资产、负债有
完全竞争的市场，鉴于会计处理的无偏性，金融净资产的账面价值和市场价值是
相等的。而经营活动则不同，经营资产、负债不是在完全竞争市场中交易，会计
处理的谨慎性导致经营净资产的账面价值不等于市场价值。因此要从会计谨慎角
度出发，对Ohlson模型作修正。修正的模型如下：
浙江人学硕士学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
Pt=by,七o‘p《+ct20a,’阶t
即股价为净资产账面价值、剩余收益、净经营资产及其它信息的线性函数，简称
F—O模型。无偏会计下，a2=0；谨慎会计下，a2>0。实际上，我们的会计准
则均遵循谨慎性原则，故％理论上应大于零。
下面考虑加入净经营资产变量。关于经营资产和金融资产的划分，我们参照
Ni SSim，Penman(1999)中的定义，主要有三个方面：
④货币资金中有一部分是为日常的生产经营而持有的，理应属于经营资产，而其
余的货币资金属于金融资产。但是我们外部人无法区分这两个部分。为了简化，
我们将全部货币资金计入金融资产。
②债券投资属于金融资产，股权投资属于经营资产。
③金融负债包括短期负债和长期负债
根据上述定义，并结合新旧准则下具体会计科目的设置，我们定义如下：
旧准则下有：
金融负债=短期借款+短期应付债券+长期借款+应付债券
金融资产=货币资金+短期投资净额+一年内到期的长期债券投资+长期债券
投资
新准则下有：
金融负债=短期借款+短期应付债券+交易性金融负债+长期借款+应付债券
金融资产=货币资金+交易性金融资产+可供出售金融资产
新旧准则下均有：
净金融负债=金融负债一金融资产(注：若为负，则表示净金融资产)
净经营资产=净金融负债+股东权益
我们同样选择05、06和07年度的盈利组样本。使用的模型如下：
基组：
Pt=ao十cr,bv,+％D_彳+％户口
对比组：
仍=ao+tzlbv,+呸吖+ct3PB+tr40at (5．4)
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表5．13加入净经营资产前后的回归结果比较
年份组别调整R2 fro 瞄呸％ 瓯
2005
0．876
—1．223 1．173 1．501 ．684
基组(．098···) (．025·¨) (．1 31—·) (．027···)
2005 -1．120 1．216 1．454 ．666 一．053
0．879
对比组(．100幸··) (．027·¨) (．1 30幸··) (．027···) (．01 3···)
2006 —2．984 1．470 ．807 1．345
0．817
基组(．203···) (．049¨：·) (．216···) (．041·¨)
2006 —2．918 1．517 ．716 1．338 一．044
O．818
对比组(．205···) (．056”·) (．221···) (．041···) (．025··)
2007
0．641
．256 1．472 8．446 ．654
基组(．552¨·) (．120¨·) (．569幸··) (．045·¨)
2007
0．64
．267 1．473 8．453 ．654 ．000
对比组(．592) (．126···) (．570···) (．046·奉·) (．077)
从上表中我们可以看到，结果与理论相差较远。首先，在加入净经营资产后，
模型的解释力没有得到任何提高；其次，05和06年度样本回归结果中，净经营
资产的系数竟然变为负值，而且是在5％的水平上显著，与理论完全相反，而07
年度样本回归结果中净经营资产的系数完全不显著。笔者对这个反常结论进行了
深入的思考。总的来说，可能有以下几方面原因：
1)从模型本身的理论基础考虑。回顾我们看过的文献。Myersl999曾通过
回归F-O模型中的信息动力学(LIM)，发现谨慎系数为负，与理论不符。作者分
析认为剩余收益并不是稳定的时间序列，故F-O模型中的信息动力学是不准确
的，当前的模型并不完善，所以才会出现违反理论的结果。John 0．Hanlon等也
发现了这个问题，他支持F-O模型中关于会计谨慎性的校正。但他认为校正项不
够完善。故他加入了一个更完善的谨慎校正项。该校正项涵盖了剩余收益(RI)
和其他信息(0I)的非零均值效应。这样避免了以前文献中回归得到负的谨慎系
数的情况。这两篇文献提及的问题跟本文出现的问题是非常类似的。模型本身并
不是完美的，它建立在一系列假设的基础上。而实际情况中这些假设条件可能并
不成立，所以可能出现违背理论的结果。从这个角度理解，本文回归结果中出现
的净经营资产为负的结果也就不用太意外。
2)从我国的特殊情况考虑。我国是新兴的市场经济国家。相关法律还不健
全，各种制度不够完善。各家上市公司治理结构不合理，往往一股独大，而董事
会、监事会则形同虚设，没能做到应有的监督。上市公司普遍存在关联交易和盈
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余管理的现象，而监管当局却做不到有效的监管，听之任之。各家上市公司会计
的独立性值得怀疑，而会计师事务所同样面临正确审核报表和承担客户流失风险
两者之间的艰难抉择。这些漏洞给上市公司提供了很多作为的空间。我们都知道，
我国上市公司热衷于“圈钱”，或增发或配股，而这些均需要公司在一段时间内
的盈利支持。在这种特殊情况下，我们的上市公司可能放弃谨慎的原则，反其道
采取激进的方法以粉饰报表达到自己的目的。
总之，加入净经营资产并没有得到我们预想的理想结果。因此，本文放弃使
用净经营资产这个变量。到此，本文已经进行了多项针对基于会计数据估值模型
本身的探索研究，并幸运地得出了各项研究的结论，最终获得了一个解释力较高
的估值模型，即使用每股变量数据，采用盈利的公司样本，回归变量设计上除净
资产和剩余收益外，再加入市净率作为其他价值相关变量。下面本文就利用上面
得到的估值模型来分析新旧会计准则下会计信息的价值相关性。
5．3．6比较新旧会计准则下会计信息的价值相关性
这是本文的重点研究内容。我们通过基于会计数据的估值模型来比较新旧会
计准则下会计信息的价值相关性。05年度的盈利样本数据是旧准则下的会计数
据，而06，07年度的盈利样本数据全部是新准则下的会计数据，我们对三个年
度样本分别做回归，如果新准则样本回归结果的调整R2大就说明新准则下的会
计信息更具有价值相关性，反之则相反。回归结果如下：
表5．14新旧会计准则下回归结果的比较
生调整
份R2
常数项by, ‘ 《PB
．330 1．169
05 0．642
(．112···) (．033事··)
．769 1-393
06 0．416
(．250}搴·) (．064¨·)
4．470 2．143
07 O．289
(．562¨宰) (．129宰¨)
2．607 5．433
05 0．538
(．069奎·奉) (．1 90·¨)
3．538 6．116
06 O．45
(．140·}·) (．262···)
6．832 1 3．398
07 O．520
(．317幸¨) (．493·¨)
浙江大学硕士学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
表5．14新旧会计准则下回归结果的比较(续)
年调整
份R2
常数项bvt 五《PB
2．992 5．281
05 0．469
(．067*¨c) (．212·宰·)
3．987 6．039
06 O．‘|20
(．1 34··}) (．276宰·幸)
7．998 13．556
07 0．503
(．298···) (．516···)
．621 0．895 3．004
05 O．758
(．093¨·) (．031宰幸·) (．163···)
1l 607 O．859 3．788
06 O．52
(．237··幸) (．073宰¨) (．317···)
5．706 O．807 11．367
07 O．530
(．462·事搴) (．127·事宰) (．608辜幸搴)
-1．223 1．173 1．50l ．684
05 O．876
(。098唪事幸) (．025¨·) (．1 31·¨) (．027¨·)
-2．984 1．470 ．807 1．345
06 0．817
(．203··宰) (．049·奉奉) (．216宰··) (．041}¨)
．256 1．472 8．446 ．654
07 O．641
(．552) (．120¨·) (．569···) (．045事事幸)
注：第一组05一07年度数据是每股平均股价对每股净资产的回归结果；第二组05-07年度数
据是每股平均股价对每股收益的回归结果；第三组05-07年度数据是每股平均股价对每股剩
余收益的回归结果；第四组05-07年度数据是每股平均股价对每股净资产、每股剩余收益的
回93结果；第五组05-07年度数据是每股平均股价对每股净资产、每股剩余收益和市净率的
回归结果。
比较上面的回归结果，我们发现：
1)每股净资产对每股价值的解释力逐年下降，且下降幅度较大。05年度旧
准则下每股净资产对每股价值的解释力较大，达到64．2％，而06，07年度新准
则下每股净资产对每股价值的解释力分别只有41。6％和28．9％。
2)05年度旧准则下每股收益和每股剩余收益对每股价值的解释力分别达到
53．8％和46．9％，06年度新准则下略有降低，分别达到45％和42％。到了07年，
每股收益、每股剩余收益对每股价值的解释力又重新提高，分别达到52％和
50．3％。每股收益、每股剩余收益对每股价值的解释力的变化幅度均很小，不显
著。
3)05年度旧准则下的每股净资产、每股剩余收益的联合解释力较高，达到
75．8％。而06、07年度新准则下两者的联合解释力分别只有52％和53％。
37
浙江大学硕士学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
根据上述回归结果，我们认为新旧会计准则下收益的价值相关性变化很小，
故可以认为处于相当的水平。而新准则下净资产的价值相关性相比旧准则不但没
有提高，反而降低。净资产价值相关性的降低还直接导致了各变量联合解释力的
降低。
新旧会计准则下每股收益、每股剩余收益的价值相关性并无显著变化。笔者
认为这可能有以下几方面原因：
1)模型本身就不是一个精确的模型，新旧会计准则下每股收益、每股剩余
收益的价值相关性可能存在少许差异，但粗略的模型无法将其精确表达出来。
2)可能是样本数据不够有代表性。新旧会计准则的变化并没有很好地在这
三年公司样本中凸显出来，以致没有区分度。
3)虽然会计准则的变更对净利润这一项产生较大变动，但也仍然存在收益
的价值相关性几乎没有变化的可能。
那么，每股净资产的价值相关性为什么会降低呢?究其原因，笔者认为其中
的原因可能有两个。首先，这可能与流通股比例的变化有关。在本文中，平均股
价是净资产和市价的一种加权平均，分别以非流通股股数和流通股股数为权重，
即等于每股净资产与非流通股股数的乘积加上年末每股市价与流通股股数的乘
积再除以总股数。因此，流通股比例的变化可能会对净资产与本文定义的平均股
价的相关关系造成影响。05年度各股的流通股比例处于一个相对较低的位置，
导致平均股价与净资产的相关性较大。而随着股改的深入，各股流通股比例均不
断提高，06、07年度的公司流通股比例明显高于05年度，故造成净资产对平均
股价的解释力有所下降的现象。其次，这可能与06、07年的牛市行情有关。06、
07年我国市场经历了大幅的上涨过程。股市、楼市的价格都不断上涨，监管当
局连续出台加息、提高存款准备金等紧缩的货币政策，可是依然无法遏制股市上
升的趋势。06、07年的牛市行情使多个上市公司的股价处于高位，市净率很高，
因此导致06、07年净资产对股价的解释力有所减弱。
5．3．7比较新旧会计准则的谨慎性
根据基于会计数据的估值理论，会计谨慎性将低估净资产，递廷反应收益，
故谨慎性的差异将通过回归模型中净资产、剩余收益等变量前的系数差异表现出
来。因此，我们考虑加入虚拟变量，设计了下面几个模型：
浙江大学硕上学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
基组：
pe=仅o+tr，bv,+仪z《+％PB
对比组1：
Pt=go+喁6v，+呸芹+a3PB+tz4Dbvt (5．5)
对比组2：
Pt=ao+otlbv,+％彩+a3PB+a4Dx'； (5．6)
对比组组3：
B=go+％6vf+a2x,+tz3PB+tz4Dbv,+asDx, (5．7)
我们合并三个年度的合并样本。若为05年度的旧准则数据，则D=0；若为06、
07年度的新准则数据，则D=l。根据相关理论，若虚拟变量与会计变量的交互项
前面的系数％、呸显著不为零，那么我们可认定新旧会计准则下会计信息的谨
慎性存在差异。更具体地，若系数显著大于零，说明新会计准则相比旧准则更加
谨慎；反之若系数显著小于零，说明新会计准则相比旧准则更加激进。
首先我们给出合并样本的回归结果
表5．1 5 合并样本的回93结果
使用变量调整R2 常数项沁《PB
．582 1．964
￡，6Vf O．277
(．274宰搴) (．070···)
4．522 1 0．791
Pt，《O．379
(．144}}宰) (．306··幸)
1-872 O．968 8．186
C，钆，# 0．424
(．25l事··) (．076¨宰) (．359宰宰·)
-2．869 1．638 4．381 1．003
pl，bvt，《，PB O．674
(．224幸·奎) (．060搴··) (．287¨奉) (．025幸宰·)
理论上，将不同年度的样本合起来回归会降低模型的解释力。因为不同年度
的会计数据，其谨慎性程度不同，收益、剩余收益的持续性也不相同，把它们合
起来一起回归就忽略了不同年度数据的系统差异。这也是为什么本文均采用单年
度数据的重要原因。从上述合并样本的回归结果来看，不管是单变量模型解释力
还是联合变量模型解释力均有降低，基本上低于单年度的回归数据。它有利证明
了理论的准确性，即将不同年度的样本合起来回93会降低模型的解释力。也证明
39
浙江大学硕．i：学位论文新会计准则对幕于会计数据估值的影响
本文采用单年度数据是比较合理的。
表5．16 加入虚拟变量前后的回归结果比较
组调整
别R2
常数项bvt 《PB Dbv, D《
-2．869 1．638 4．381 1．003
O O．674
(．224宰¨) (．060···) (．287¨·) (．025奉宰·)
—2．121 1．116 4．362 O．929 ．553
1 O．69
(．229宰··) (．077搴宰·) (．280···) (．026宰宰幸) (．053宰宰·)
-2．294 1-569 一．573 ．943 5．916
2 0．693
(．223枣¨) (．058·枣·) (．51 3) (．025·¨) (．515···)
—2．1 06 1．338 ．903 O．925 ．266 4．143
3 O．695
(．227···) (．085··t) (．646) (．026幸幸木) (．071¨：宰) (．699¨·)
注：组别0，1，2，3分别表示基组，对比组1，对比组2和对比组3。
比较上述回归结果，我们可以看到：
1)比较基组和对比组1。在加入虚拟变量与每股净资产的交互项后，模型
的解释力几乎没有变化，每股净资产、每股剩余收益和市净率前的系数也基本保
持稳定，交互项前的系数统计上显著为正，结果比较理想。
2)比较基组和对比组2。加入虚拟变量和每股剩余收益的交互项后，模型
的解释力仍无变化，每股净资产和市净率前的系数基本保持稳定，但每股剩余收
益前的系数变得很不显著，而交互项前的系数统计上显著为正，且系数的值很大。
3)比较基组和对比组3。在加入两个交互项后，模型的解释力几乎没有变
化，每股净资产和市净率前的系数保持稳定，每股剩余收益前的系数也变得很不
显著，两个交互项前的系数统计上均显著为正。
在加入虚拟变量与每股净资产的交互项后，所有变量保持显著，交互项显著
为正。在加入虚拟变量与每股剩余收益的交互项后，交互项的系数也显著为正，
只是原来的每股剩余收益变量系数变得不显著。回顾前面比较新旧会计准则下剩
余收益的价值相关性时，结果是新旧会计准则下剩余收益的价值相关性并无显著
区别。因此，加入虚拟变量与每股剩余收益的交互项以区分新旧会计准则可能没
有必要。笔者认为这可能是导致每股剩余收益变量系数出现异常的原因之一。故
本文不考虑新旧会计准则下每股剩余收益变量前系数的差异。虚拟变量与每股净
资产的交互项显著为正足以说明新旧会计准则的谨慎性差异。新会计准则相比旧
会计准则变得更谨慎。
浙江人学硕士学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
6结论
6．1本文主要结论
经过上面的研究分析，本文得出了几个重要结论。我们可以把结论分为两大
块，一块是关于基于会计数据估值模型本身的结论，另一块是关于新会计准则的
结论。下面具体列出：
(一)关于基于会计数据估值模型本身的结论
(1)由于“规模效应”的存在，使用总量数据回归将系统性地错误地提高
R2，使研究者误以为模型的解释力很高，引起误导。因此，为了表征模型的真实
解释力，我们应采用每股数据。我们还看到使用总量数据还有可能导致回93系数
的扭曲，而在每股数据回归中，结果均符合常理。
(2)净利润对股价的解释力大于剩余收益。这说明市场对净利润的认可大
于剩余收益，这可能是因为意识到剩余收益有可能是非正常收益，持续性差。
(3)由于我国股市尚处于起步阶段，各种体制还不完善，投机气氛浓厚，
而且很大程度上是一种政策市，因此才出现了1991年和1 992年的市场回报率超
过100'A，而从2001年起连续5年市场回报率为负值的极端情况。而这种极端情
况影响了CAPM模型结果的有效性，使我们无法得出合理的风险溢价和基于风险
调整的收益率。因此本文无法采用基于风险调整的剩余收益，而只采用基于无风
险收益率的剩余收益。
(4)将全部样本分为盈利组和亏损组之后，盈利组中每股收益、每股剩余
收益对股价的解释力有显著提高，每股净资产和每股剩余收益的联合解释力也有
所提高。而亏损组中，每股收益和每股剩余收益对股价完全没有解释力，每股净
资产和每股剩余收益的联合解释力基本来自每股净资产。这说明了基于会计数据
的估值模型对于我国的亏损公司基本是不适用的。我国亏损上市公司的盈余管理
和股价操纵现象非常普遍，导致股价严重偏离公司的内在价值，从而使基于会计
数据的估值模型对我国亏损公司失效。
(5)市净率是较好的除净资产、剩余收益外的其它价值相关变量。引入市
净率之后，模型的解释力得到了显著提高。而市盈率则没有这样的效果。
(6)在加入净经营资产的尝试中，我们得到的回93结果是净经营资产要么
41
浙江大学硕上学位论文新会计准则对基于会计数据估值的影响
不显著，要么显著为负，与理论不符。这可能是模型的不完善，也可能是由我国
资本市场的特殊背景造成的。鉴于此，本文认为OhlSOIl模型比F-O模型更适合
我国的上市公司。
(二)关于新会计准则的结论
(1)旧准则下每股净资产对每股价值的解释力较大，而新准则下每股净资
产对每股价值的解释力有所减弱。这可能与流通股比例的变化及06、07年的股
市牛市行情有关。新旧会计准则下每股收益、每股剩余收益对每股价值的解释力
相当，没有明显变化。
(2)新会计准则比旧会计准则更谨慎。
6．2本文的不足之处
本文虽然通过研究获得了几个重要结论，但仍存在几点不足之处：
(1)样本数据的选取过于狭窄，仅限于05、06和07年的公司数据。如果
做多个年度数据，可能会使结论更加可靠，也可能发现更多结论。
(2)本文使用的是整个市场全部行业的公司数据，由于时间有限，本文并
没有做分行业的研究。如果有可能，笔者想进一步地研究新会计准则可能存在的
对各个行业的不同影响。
6．3政策与建议
在我国，上市公司盈余管理和粉饰报表的现象比较普遍。而其中的原因可能
是多方面的，比如公司内部治理结构不够合理，很多公司一股独大，同股不同权，
董事、监事的职位形同虚设等等。不过笔者认为最最重要的原因还是会计准则体
系的不完善。由于我们的会计准则体系不完善，还留有不少制度空白，一些上市
公司便“乘虚而入”，钻制度、法律的空子，而监管当局也是毫无办法。盈余管
理严重扭曲了公司经营业绩，蒙蔽了投资者，造成信息的不对称，阻碍了资本市
场的发展。因此，会计制度的建设对于规范上市公司操作、引导我国资本市场良
性发展有着至关重要的作用。我们应引起高度重视。
会计改革的目的是提高会计信息的质量，包括会计信息的可靠性、及时性等，
价值相关性也是高会计信息质量的一个必然要求。希望我们对会计信息价值相关
性的关注能够推进股价的理性回归，宣扬价值投资理念，关注会计制度建设，努
力促进资本市场的稳定与繁荣。
42
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作者简介
余帆帆，生于1986年3月1 3日，女，汉族，中共党员，浙江温州(瑞安)
人，本科毕业于南京理工大学材料科学与工程系，07年9月以优异的成绩考入
浙江大学经济学院金融系，主修金融学专业，研究方向为资本市场和公司金融。
对金融创新、PE投资、公司估值及新会计准则等内容有较深了解，先后参与的
重要课题包括《会计准则课题》、《盈余质量课题》等。