邵君利

（南京大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210093）

一、研究背景

自我國財(cái)政部2006年推行的新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則引入公允價(jià)值計(jì)量屬性以來，學(xué)者們對(duì)公允價(jià)值在我國制度背景下的適用性就存在著爭(zhēng)議。從決策有用性這一會(huì)計(jì)學(xué)術(shù)研究的角度，通過理論層面上分析和實(shí)證層面上檢驗(yàn)公允價(jià)值所計(jì)量會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性，以判斷公允價(jià)值所計(jì)量會(huì)計(jì)信息是否達(dá)到較高程度的可靠性和相關(guān)性，以及其價(jià)值相關(guān)性的制度決定因素，則可以正面地回應(yīng)這一爭(zhēng)議。盡管我國不少學(xué)者對(duì)上市公司所披露的公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性進(jìn)行了研究，但尚無文獻(xiàn)基于區(qū)域制度環(huán)境的視角，研究區(qū)域制度環(huán)境對(duì)公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性的影響。本文主要是通過對(duì)公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性的理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)，為公允價(jià)值在我國制度環(huán)境下的適用性判斷提供客觀的學(xué)術(shù)證據(jù)。

制度環(huán)境的改變驅(qū)動(dòng)了經(jīng)濟(jì)規(guī)則和經(jīng)濟(jì)行為的調(diào)整，對(duì)于會(huì)計(jì)行為具有深刻的影響，是影響公允價(jià)值會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的重要因素。相對(duì)于西方國家成熟的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，我國的制度環(huán)境具有許多顯著的不同，這使得公允價(jià)值計(jì)量是否適用于我國成為一個(gè)有爭(zhēng)議的話題，也使得我國的公允價(jià)值會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性研究與西方國家比起來更具有復(fù)雜性和挑戰(zhàn)性。1998年我國首次引入公允價(jià)值計(jì)量，幾經(jīng)更迭，在2006年新的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中我國又重新引入了公允價(jià)值計(jì)量，這其中有我國制度環(huán)境十多年來巨大變化的影響。我國在市場(chǎng)化進(jìn)程中市場(chǎng)的深度化和廣度化、法制的健全、政府角色的轉(zhuǎn)變等等變化，不僅體現(xiàn)在宏觀經(jīng)濟(jì)，而且落實(shí)在區(qū)域經(jīng)濟(jì)的層面上，以及在微觀層面上，最終對(duì)企業(yè)的會(huì)計(jì)規(guī)則和會(huì)計(jì)行為產(chǎn)生深刻的影響。從市場(chǎng)化的角度來看，企業(yè)運(yùn)用公允價(jià)值計(jì)量的制度和會(huì)計(jì)行為實(shí)際上是金融市場(chǎng)深化下金融工具的普遍運(yùn)用和投資者對(duì)決策有用的會(huì)計(jì)信息需求等制度環(huán)境使然。因此，本文以區(qū)域制度環(huán)境為視角，基于我國制度處于不斷改革和變遷的特征，深入地分析我國的區(qū)域?qū)用娴闹贫拳h(huán)境對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)行為的影響，具體研究了區(qū)域制度環(huán)境改善對(duì)企業(yè)公允價(jià)值計(jì)量的會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性的影響。本文的研究貢獻(xiàn)在于，一方面通過引入制度環(huán)境因素深化了現(xiàn)有的公允價(jià)值研究，豐富了學(xué)術(shù)文獻(xiàn)，可以深化我們對(duì)制度環(huán)境與公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性關(guān)系的理解；另一方面，也為支持公允價(jià)值在我國的適用性提供積極的學(xué)術(shù)證據(jù)，具有一定的政策含義。

二、文獻(xiàn)回顧

Holthauson，Watts（2001）認(rèn)為，公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性是指股票價(jià)值（價(jià)格）及其變化與特定的公允價(jià)值會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)之間的聯(lián)系。作為一種新興的、被認(rèn)為是21世紀(jì)最有前途的計(jì)量屬性，公允價(jià)值的研究范圍相當(dāng)廣泛。我國于2007年開始實(shí)施的新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系，在堅(jiān)持歷史成本計(jì)量的基礎(chǔ)上，適度且謹(jǐn)慎的引入了公允價(jià)值計(jì)量屬性。

但是從國外和國內(nèi)應(yīng)用公允價(jià)值計(jì)量屬性的實(shí)踐來看，公允價(jià)值計(jì)量是否適用于當(dāng)前的市場(chǎng)環(huán)境，是否能夠提高會(huì)計(jì)信息的相關(guān)性進(jìn)而提高決策有用性依然是個(gè)值得探討的問題。由美國次貸危機(jī)導(dǎo)致的世界金融危機(jī)，引發(fā)了一場(chǎng)世界范圍內(nèi)對(duì)以公允價(jià)值計(jì)量金融資產(chǎn)（負(fù)債）這種計(jì)量模式的激烈爭(zhēng)辯。支持者（FASB，2008；CFAInstitute，2008等）與反對(duì)者（ECB，2004；Hodder，2006等）各執(zhí)一詞，莫衷一是。在國內(nèi)，盡管公允價(jià)值已在我國運(yùn)用了多年，學(xué)術(shù)界對(duì)公允價(jià)值計(jì)量屬性的適用性同樣充滿爭(zhēng)議。支持者認(rèn)為在知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代公允價(jià)值這種會(huì)計(jì)計(jì)量模式能夠提供更為合理和相關(guān)的信息，相較于歷史成本計(jì)量更加決策相關(guān)，因此適應(yīng)我國經(jīng)濟(jì)形勢(shì)發(fā)展的需要（石本仁、賴紅寧，2001；于永生，2009；等等）。但也有學(xué)者表達(dá)了對(duì)公允價(jià)值運(yùn)用的擔(dān)憂，主要認(rèn)為：在非活躍市場(chǎng)環(huán)境下難以確保以公允價(jià)值計(jì)量的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的可靠性，財(cái)務(wù)報(bào)表項(xiàng)目會(huì)因采用公允價(jià)值計(jì)量而有可能增加其波動(dòng)性，公允價(jià)值計(jì)量的實(shí)務(wù)操作存在著較大難度（潘秀麗，2009；等）。葛家澍（2009）認(rèn)為公允價(jià)值信息由財(cái)務(wù)報(bào)表附注以及其他財(cái)務(wù)報(bào)告提供較為妥當(dāng)，而歷史成本信息最好由財(cái)務(wù)報(bào)表提供。張敏等（2011）發(fā)現(xiàn)被調(diào)查者雖對(duì)公允價(jià)值相關(guān)知識(shí)有一定了解，但是了解程度不深；公允價(jià)值在企業(yè)中有一定的應(yīng)用且經(jīng)濟(jì)后果較好，但是應(yīng)用程度較低；被調(diào)查者中大部分對(duì)公允價(jià)值的應(yīng)用前景充滿信心，且不少企業(yè)為大規(guī)模運(yùn)用公允價(jià)值采取了積極措施。

無論規(guī)范研究的結(jié)論如何，公允價(jià)值計(jì)量是否適用于我國必須要經(jīng)過實(shí)證檢驗(yàn)。徐虹（2008）實(shí)證研究的結(jié)果表明，公允價(jià)值作為表內(nèi)計(jì)量的信息含量明顯高于表外披露。路曉燕（2008）發(fā)現(xiàn)股票收益與交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)的公允價(jià)值調(diào)整額以及凈資產(chǎn)之間不存在增量的價(jià)值相關(guān)性。劉永澤、孫翯（2011）研究發(fā)現(xiàn)公允價(jià)值的引入在一定程度上提升了財(cái)務(wù)報(bào)告信息的信息含量，公允價(jià)值信息的價(jià)值相關(guān)性未明顯受到金融危機(jī)的影響。

總結(jié)以上實(shí)證研究和結(jié)論，可以發(fā)現(xiàn)上述研究均是基于西方的實(shí)證模型考察公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性，缺乏對(duì)我國制度背景的刻畫，沒有基于我國的制度環(huán)境理解會(huì)計(jì)現(xiàn)象，因此得出的結(jié)論缺乏解釋力和說服力。本文基于我國的制度背景，認(rèn)為我國既具有新興經(jīng)濟(jì)體的市場(chǎng)受到管制、市場(chǎng)體系不健全、部分市場(chǎng)活躍程度不高以及市場(chǎng)參與者成熟度不高等若干特征（楊敏等，2012），同時(shí)具有轉(zhuǎn)軌時(shí)期所出現(xiàn)的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，制度處于不斷改革和變遷中等獨(dú)特的特征，忽略這些本土特征將會(huì)影響我們研究結(jié)論的可信性和實(shí)用性。根據(jù)我國新興加轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)體的特征，基于我國各地區(qū)政治經(jīng)濟(jì)發(fā)展極不平衡以及制度環(huán)境變遷的現(xiàn)實(shí)情況，本文試圖考察各區(qū)域制度環(huán)境的差異和改善是否影響公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性以及影響程度，對(duì)這一問題的研究不僅能為公允價(jià)值在我國的適用性提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，同時(shí)也能深化我們對(duì)于制度環(huán)境導(dǎo)致的公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性差異的理解。

三、理論分析與研究假說

盡管就整體來說，我國具有相同的基本制度環(huán)境，但漸進(jìn)式和分權(quán)式的改革以及行政區(qū)劃之間的分割性使得我國各個(gè)省域的市場(chǎng)化進(jìn)程具有差異性。具體而言，各個(gè)省域在政府與市場(chǎng)的關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)的發(fā)育、市場(chǎng)中介組織和法律制度環(huán)境等方面都存在著或大或小的差異，從而在截面上體現(xiàn)出不同的市場(chǎng)化程度以及區(qū)域治理質(zhì)量水平，且隨著時(shí)間的推移，市場(chǎng)化程度的改善也應(yīng)因區(qū)域性經(jīng)濟(jì)社會(huì)條件不同而表現(xiàn)為非同步性。那么，在轉(zhuǎn)軌過程中，各省域在市場(chǎng)化發(fā)展過程中所體現(xiàn)出來的改善的非同步性將對(duì)所在地企業(yè)會(huì)計(jì)信息的決策有用性會(huì)產(chǎn)生何種影響，尤其是對(duì)公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)的價(jià)值相關(guān)性有何影響呢？樊綱、王小魯和朱恒鵬（2011）發(fā)布的各省域2007—2009年間各區(qū)域市場(chǎng)化指數(shù)為我們較為準(zhǔn)確地刻畫我國區(qū)域市場(chǎng)化這一制度環(huán)境，這為區(qū)域市場(chǎng)化改善對(duì)公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)的價(jià)值相關(guān)性影響的實(shí)證研究提供了很好的契機(jī)。

市場(chǎng)化進(jìn)程在一定程度上反映了各地金融發(fā)展水平和資本自由流動(dòng)程度（吳曉暉等，2009）。當(dāng)一個(gè)地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程越快時(shí)，包括資源在內(nèi)的各種要素就交易得越頻繁，交易價(jià)格所反映的價(jià)值信息就越接近于價(jià)值本身。那么，隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的加速發(fā)展，上市公司股票價(jià)格在二級(jí)市場(chǎng)上就越發(fā)接近其真實(shí)價(jià)值。那么，企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值與會(huì)計(jì)上財(cái)務(wù)報(bào)表表征的企業(yè)資產(chǎn)到底具有怎樣的關(guān)系呢？20世紀(jì) 90年代，Ohlson（1995）及 Feltham，Ohlson（1995）在發(fā)表的一系列論文中將公允價(jià)值計(jì)量屬性引入，由此提出的會(huì)計(jì)信息“計(jì)量觀”無疑可以回答這個(gè)問題。根據(jù)Ohlson等人的觀點(diǎn)，以公允價(jià)值計(jì)量的會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)不僅會(huì)起到信號(hào)傳遞的作用，而且可直接用作企業(yè)估值的變量，從而建立起企業(yè)價(jià)值與會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)的直接聯(lián)系。若會(huì)計(jì)系統(tǒng)所產(chǎn)生的會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)反映企業(yè)價(jià)值的速度越快，則利用 Feltham-Ohlson（1996）模型進(jìn)行估值的準(zhǔn)確度高。顯然，市場(chǎng)化程度越深，相應(yīng)的交易條件就越加完備，交易會(huì)發(fā)生得更加頻繁，交易雙方就越容易實(shí)現(xiàn)平等自愿地進(jìn)行交易，在這種情況下，就會(huì)提高交易信息的透明度，提高信息對(duì)交易雙方的對(duì)稱性；此時(shí)的交易價(jià)格就更加接近資產(chǎn)（負(fù)債）的真實(shí)價(jià)值，這樣就越加容易確定合理的公允價(jià)值，事實(shí)上，這也是Feltham-Ohlson的一個(gè)使用條件。由此，提出如下假說：

H1：區(qū)域市場(chǎng)化的改善有助于提升公允價(jià)值計(jì)量的凈金融資產(chǎn)的價(jià)值相關(guān)性。

眾所周知，法制和經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，是上層建筑和經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的關(guān)系。經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)決定法制水平及其改進(jìn)，法制反過來又促進(jìn)和保障經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。但是這種基于政治經(jīng)濟(jì)學(xué)的認(rèn)識(shí)長(zhǎng)期以來并沒有得到經(jīng)驗(yàn)支持。直至90年代末，以LLSV等人（1997；1998；2000；2002）為代表的法經(jīng)濟(jì)學(xué)學(xué)派，才開始從實(shí)證角度研究法律體系與投資者保護(hù)、金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。他們的研究表明，普通法系的法律制度有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。在我國，樊綱等（2011）的研究顯示，受制于區(qū)域經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等特殊狀況的制約，我國各省域的法制化進(jìn)步差異很大，其對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差別具有很大的解釋潛力。因此，基于現(xiàn)有的研究展示的法制與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系，可以預(yù)期法制化水平的改善會(huì)影響到經(jīng)濟(jì)行為。法律制度作為金融生態(tài)環(huán)境的重要組成部分，能夠保障股東和債權(quán)人權(quán)利，法律體系及其所形成的外部契約環(huán)境直接影響一國之金融結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展水平（LLSV，1998）。法律制度對(duì)會(huì)計(jì)信息需求行為的影響是多方面的，良好的法律制度，能促進(jìn)公司會(huì)計(jì)行為的規(guī)范性，保證會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的良好執(zhí)行；能促進(jìn)投資者對(duì)決策有用會(huì)計(jì)信息的需求，這將強(qiáng)化價(jià)值相關(guān)性會(huì)計(jì)信息對(duì)市場(chǎng)投資行為的影響。從更一般的意義來看，法律制度影響到投資者對(duì)高質(zhì)量的信息的需求，并通過投資者的理性行為選擇得到解釋。一個(gè)完善的金融生態(tài)環(huán)境可以給與投資者較好的產(chǎn)權(quán)保護(hù)，使得套利者更愿意參與套利活動(dòng)（Morck等，2000）。而套利活動(dòng)是基于私人信息的交易活動(dòng)，會(huì)推動(dòng)價(jià)格趨近實(shí)際價(jià)值，這將增加股票價(jià)格活動(dòng)所反映的有關(guān)公司特質(zhì)信息的含量（Roll，1988）。依據(jù)李延凱和韓廷春（2011）的研究結(jié)果，在金融生態(tài)演進(jìn)過程中，法律制度能夠起到保護(hù)產(chǎn)權(quán)、促進(jìn)契約履行、削弱信息不對(duì)稱、降低代理成本等作用。完善的法律制度是投資者利益的“保護(hù)傘”，可以有效遏制欺詐和逃廢金融債務(wù)等惡意行為的發(fā)生。這就意味著，法制因素改善有助于改進(jìn)交易質(zhì)量，促進(jìn)交易雙方在信息透明的基礎(chǔ)上平等自愿的進(jìn)行公平交易，即有助于改善公允價(jià)值的質(zhì)量。事實(shí)上，以Ball，Kothari，Robin（2000）為首的諸多學(xué)者的研究顯示，法制環(huán)境較好的國家或者地區(qū)其會(huì)計(jì)系統(tǒng)運(yùn)行效率更為有效，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較高。另一方面，法制的完善，可以提高投資者保護(hù)水平，并促進(jìn)投資者對(duì)高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息的需求。而以公允價(jià)值信息計(jì)量的會(huì)計(jì)信息比歷史成本信息更易于受到投資者的偏好和決策依賴，并體現(xiàn)出更高的價(jià)值相關(guān)性，因此，法制化水平的提高會(huì)增強(qiáng)公允價(jià)值會(huì)計(jì)信息價(jià)值相關(guān)性。由此，提出假說：

H2：區(qū)域法制化進(jìn)步通過改進(jìn)公允價(jià)值的質(zhì)量而提升用其計(jì)量的凈金融資產(chǎn)的價(jià)值相關(guān)性。

長(zhǎng)期而言，由于參與者的重復(fù)博弈，資本市場(chǎng)對(duì)資產(chǎn)的定價(jià)是合理的，即最終的股價(jià)將吸收所有的信息，從而回歸合理定價(jià)，但回歸的時(shí)間卻受制于法律法規(guī)、政府干預(yù)等（陸淵，2008）。市場(chǎng)和政府都不是完美的，政府進(jìn)行戰(zhàn)略性的政策干預(yù)和理性規(guī)制就是要把市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)處理成一場(chǎng)競(jìng)賽或博弈（劉凌波，2003）。在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的過程中存在大量的政府干預(yù)行為。在轉(zhuǎn)型早期，依據(jù)洪銀興（1997）的分析，地方政府在經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型過程中充當(dāng)了“市場(chǎng)行動(dòng)者”的角色，即由政府代替市場(chǎng)行使一部分資源配置的職能以滿足經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要。隨著分權(quán)制的落實(shí)，維持地方社會(huì)穩(wěn)定成為各級(jí)地方政府的第一要?jiǎng)?wù)，而實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)的最佳手段就是地方政府通過干預(yù)信貸市場(chǎng)為地方謀取更多的信貸資源，通過加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方式來擴(kuò)大就業(yè)，從而兼顧社會(huì)維穩(wěn)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)政績(jī)雙重目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)（馮濤等，2010）；因此政府官員有著干預(yù)金融活動(dòng)的動(dòng)機(jī)（俞喬、趙昌文，2009）。張璟、劉曉輝（2006）認(rèn)為，政府干預(yù)能力的增強(qiáng)，意味著政府對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的影響擴(kuò)大。盡管他們沒有明確指出，但無疑的是，政府干預(yù)下獲得利益的企業(yè)將不得不接受政府的要求，將獲得的資源更多的用于擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模、提高就業(yè)水平、增加GDP上。因此，當(dāng)政府干預(yù)減弱了，對(duì)于眾多擁有國有企業(yè)身份的上市公司而言，也意味著它們從政府那里得到的關(guān)注少了。因此，對(duì)股市而言，政府干預(yù)能力的下降是個(gè)壞消息。此外，隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的深入發(fā)展，服務(wù)型政府建設(shè)的加速推進(jìn)，我國各區(qū)域的地方政府都在逐步放松管制，弱化對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)。依據(jù)上述的理論分析，在這樣的背景下，市場(chǎng)機(jī)制的作用增強(qiáng)了，由于政府干預(yù)帶來的資源配置扭曲將得到緩解，資源配置更多地按照市場(chǎng)規(guī)則進(jìn)行配置，資產(chǎn)的定價(jià)將趨向于合理，那么，企業(yè)公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)將得到更多的配置，公允價(jià)值會(huì)計(jì)信息將得到企業(yè)和投資者更大程度的需求，以保持更為有效的決策。由于市場(chǎng)化程度的提高也就意味著政府干預(yù)的弱化，這種弱化反映的是政府角色的轉(zhuǎn)變，即淡出直接的經(jīng)濟(jì)干預(yù)，讓位于市場(chǎng)來配置資源，這是我國新興加轉(zhuǎn)軌市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)背景下的制度環(huán)境特征，是對(duì)市場(chǎng)化反映的補(bǔ)充，因此，這里提出如下假說：

H3：區(qū)域政府干預(yù)的弱化將通過影響公允價(jià)值計(jì)量的凈金融資產(chǎn)的配置而提升其價(jià)值相關(guān)性。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)計(jì)與變量定義

1.區(qū)域制度環(huán)境的度量。受地理位置、資源稟賦及國家政策傾向等多種因素的影響，我國各區(qū)域在從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的過程中，必然在轉(zhuǎn)軌速度以及實(shí)際效果上表現(xiàn)出明顯的不同，這種不同客觀上為我國學(xué)者考察一國內(nèi)各區(qū)域制度環(huán)境差異的經(jīng)濟(jì)后果提供了理想的研究環(huán)境。但是長(zhǎng)期以來，一直缺乏一個(gè)有效并可靠的計(jì)量方法去刻畫各區(qū)域制度環(huán)境的差異，只是根據(jù)各區(qū)域的地理位置進(jìn)行劃分難以準(zhǔn)確地傳遞出各區(qū)域的轉(zhuǎn)型進(jìn)度差異，樊綱等（2001）的開拓性研究恰好彌補(bǔ)了這個(gè)缺憾，他們使用了相對(duì)可靠且客觀的各區(qū)域市場(chǎng)化進(jìn)程相對(duì)指數(shù)來刻畫各區(qū)域制度環(huán)境的差異程度。“市場(chǎng)化進(jìn)程”是指從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型的過程中，一系列經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、法律以至政治體制的變革（樊綱，2001）。該指數(shù)的問世使得基于我國各區(qū)域制度環(huán)境差異的財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)實(shí)證研究成為可能，因而大量被會(huì)計(jì)學(xué)者們用于實(shí)證研究中，如夏立軍、方軼強(qiáng)（2005）；孫錚等（2005）；羅黨論、唐清泉（2007）；夏立軍、陳信元（2007）；陳冬華等（2010，2011），得到了很多有意義的結(jié)論。因此，本文以該指數(shù)作為區(qū)域制度環(huán)境的替代變量，在對(duì)各區(qū)域制度環(huán)境差異程度的刻畫上，采用了市場(chǎng)化指數(shù)（MI）、政府與市場(chǎng)的關(guān)系（GI）、市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境（LI）用以計(jì)量區(qū)域市場(chǎng)化進(jìn)程、區(qū)域政府干預(yù)程度以及區(qū)域法制化水平，研究這三個(gè)制度環(huán)境因素的差異對(duì)公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性的影響。

2.檢驗(yàn)?zāi)Ｐ团c變量定義。為了驗(yàn)證以上提出的三個(gè)假說，同時(shí)參照相關(guān)研究者（王躍堂等，2001；鄧傳洲，2005；陳冬華等，2010；王立夏，2012；等）的做法，這里以 Feltham 和 Ohlson（1995）的靜態(tài)模型為基礎(chǔ)，構(gòu)建出如下計(jì)量模型：

各主要變量的解釋見表1。

表1 模型主要變量解釋

（二）數(shù)據(jù)來源與樣本選取

依據(jù)上述的假說及模型設(shè)計(jì)，并考慮到市場(chǎng)化及公允價(jià)值影響的一般化，除去數(shù)據(jù)短缺或中途退市的公司外，包括ST公司等在內(nèi)，這里選擇了滬深股市各類行業(yè)在內(nèi)的所有的A股上市公司作為研究樣本。為了與樊綱等（2011）提供的市場(chǎng)化等指數(shù)相匹配，這里選擇了與各指數(shù)相對(duì)應(yīng)的三年即2007—2009年3年12個(gè)季度共計(jì)18 817觀察值的非平行面板數(shù)據(jù)作為分析對(duì)象，其中，2007—2009年的觀察數(shù)據(jù)分別為5 944、6 341和6 532。數(shù)據(jù)處理利用STATA12.0來進(jìn)行。

股價(jià)及會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)均來自國泰安（GTA）開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫；市場(chǎng)化改善比率、法制化改善比率及政府干預(yù)弱化比率指標(biāo)均依據(jù)樊綱，王小魯和朱恒鵬著《中國市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2011年報(bào)告》（2011）相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算而得。

五、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2是主要變量的描述性分析結(jié)果。由表2可知，股價(jià)P的均值為13.11元，但無論從組間、組內(nèi)還是綜合分析，股價(jià)的變異性非常大。這一方面反映了市場(chǎng)的變化，但另一方面也反映出各公司的實(shí)力差異巨大，畢竟股價(jià)最終是由公司的價(jià)值來決定的。每股凈金融資產(chǎn)FAS平均而言只有0.28元，即平均而言，我國A股上市公司在金融運(yùn)作上還是很薄弱的，這也可能是許多公司盈利能力差，無法進(jìn)行金融交易，事實(shí)上，從相關(guān)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中可以看出，許多公司的金融資產(chǎn)基本為零。從其標(biāo)準(zhǔn)差和極值來看，各公司的凈金融資產(chǎn)之間的變異程度表現(xiàn)巨大。每股剩余收益RIS均值為0.11元，這個(gè)數(shù)據(jù)還是顯示作為我國優(yōu)秀企業(yè)代表的上市公司盡管平均而言，還可以獲得剩余收益，但這個(gè)剩余收益從每股投入成本角度分析顯得很微薄，而且從標(biāo)準(zhǔn)差和極值看，RIS的變動(dòng)極其巨大，不同公司間不同年度間不同行業(yè)間，公司獲取剩余收益的能力或者實(shí)力相差很懸殊。在2007—2009年之間，31個(gè)省域的市場(chǎng)化改善比率MI平均而言為0.046，改善幅度相對(duì)均值基數(shù)而言，顯得很微??；從標(biāo)準(zhǔn)差及極值來看，各區(qū)域的改善幅度有高有低，值得注意的是，有些區(qū)域甚至還出現(xiàn)了退步。法制化改善程度LI平均為0.183，這個(gè)數(shù)據(jù)比市場(chǎng)化改善比率顯然要高很多，這說明平均而言，該期間我國各區(qū)域的法制化建設(shè)有了相對(duì)較大的進(jìn)步；從總體觀察數(shù)18817角度而言，法制化改善比率的區(qū)域間及季度間變動(dòng)幅度似乎不大；但從極小值和極大值來看，法制化改善的區(qū)域差異還是顯著的，值得注意的是，有的區(qū)域法制化水平相對(duì)退步了。政府干預(yù)比率GI平均則下降了1.30個(gè)百分點(diǎn)，從標(biāo)準(zhǔn)差和極值來看，顯然，各省域的政府干預(yù)能力在這三年中弱化的程度差異很大，這一點(diǎn)也得到了樊綱等（2011）調(diào)查報(bào)告的證實(shí)。從凈資產(chǎn)收益率ROE看，各個(gè)公司間各個(gè)年度間差異還是巨大的，既有賺大錢的，也有虧損嚴(yán)重的。從資本結(jié)構(gòu)CS來看，平均而言，竟然達(dá)到90%多，這意味著，滬深股市A股上市公司的負(fù)債率平均而言都高得異常，這要么是由于過度投資引起的，要么是收益能力奇差造成的。從股市設(shè)立后的這段時(shí)期來觀察，我國企業(yè)一旦上市籌資后，其收益率就逐年遞減，圈錢或者說利益輸送的現(xiàn)象很嚴(yán)重。

（二）相關(guān)分析

表3列示了主要變量的相關(guān)系數(shù)?？梢钥闯?，股價(jià)P除了與資本結(jié)構(gòu)CS呈現(xiàn)出顯著負(fù)相關(guān)，與FAS，MI，LI，GI，RIS 均呈現(xiàn)出顯著正相關(guān)。市場(chǎng)化改善比率MI與法制化改善比率LI，政府干預(yù)弱化比率GI之間均在1%的重要性水平下顯著正相關(guān)，這與樊綱等（2011）的研究發(fā)現(xiàn)保持了一致。

表3 主要變量的相關(guān)系數(shù)①相關(guān)系數(shù)矩陣的上三角部分為Pearson相關(guān)系數(shù)，下三角部分則為Spearman系數(shù)。**，*分別表示在1%，5%水平以下顯著（two-tailed）。

（三）回歸結(jié)果分析

1.初步檢驗(yàn)結(jié)果分析。本文使用的是非平行面板數(shù)據(jù)，主要采用了三種回歸方法進(jìn)行模型估計(jì)。②針對(duì)非平衡面板數(shù)據(jù)，可以選擇使用的回歸方式有隨機(jī)效應(yīng)、固定效應(yīng)、組間效應(yīng)、總體均值等，每種方式在使用前應(yīng)先進(jìn)行有關(guān)的檢驗(yàn)，通過檢驗(yàn)確定使用哪一種方式。但有個(gè)問題是：確定某個(gè)回歸方式的檢驗(yàn)往往有多種，這些檢驗(yàn)間經(jīng)常會(huì)出現(xiàn)矛盾的結(jié)果，比如，針對(duì)隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)，有的檢驗(yàn)比如Hausman檢驗(yàn)贊同使用隨機(jī)效應(yīng)，有的檢驗(yàn)如BP檢驗(yàn)傾向使用固定效應(yīng)；此外，即使是同一檢驗(yàn)，模型的內(nèi)容稍微變化一點(diǎn)，則給出的結(jié)論也很可能有差異，比如Hausman對(duì)模型A的檢驗(yàn)結(jié)論是，應(yīng)該使用隨機(jī)效應(yīng)，對(duì)模型A稍加修改變成模型B，再次檢驗(yàn)?zāi)Ｐ虰的結(jié)果卻贊成使用固定效應(yīng)；這樣就會(huì)導(dǎo)致模型A和模型B的回歸結(jié)果不太好比較。有鑒于此，這里將三種回歸模式：隨機(jī)效應(yīng)、固定效應(yīng)和總體均值均列出來，一方面出于前后比較的原因；另一方面也算作是一種穩(wěn)定性測(cè)試。后面的做法類似。表4提供了區(qū)域制度環(huán)境改善對(duì)公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性的檢驗(yàn)結(jié)果。就市場(chǎng)化改善而言，隨機(jī)效應(yīng)及總體均值回歸模式的卡方（Chi2）檢驗(yàn)以及固定效應(yīng)的F檢驗(yàn)都在0.01水平上顯著，這說明模型的整體是顯著的，③隨機(jī)效應(yīng)、固定效應(yīng)兩種回歸方式R平方值都不大，總體均值沒有報(bào)告這個(gè)結(jié)果，估計(jì)也大，但R平方的本身意義在于它是評(píng)價(jià)模型擬合程度的，如果模型用于預(yù)測(cè)，R平方的大小就值得關(guān)注，但現(xiàn)在我們不是用來預(yù)測(cè)的，所以R平方在這里的意義不大。這里意義大的是卡方檢驗(yàn)。進(jìn)一步分析是有意義的。公允價(jià)值計(jì)量的凈金融資產(chǎn)FAS的符號(hào)為正，符合預(yù)期，且在0.01水平下也是顯著的，這意味著，公允價(jià)值計(jì)量的凈金融資產(chǎn)對(duì)股價(jià)有非常顯著的正面影響。這說明公允價(jià)值的信息在股價(jià)中得到了充分的反映，即公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性是非常高的。H1得到證明，也為研究的進(jìn)一步進(jìn)行提供了基礎(chǔ)，本研究將在凈金融資產(chǎn)具有公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性的基礎(chǔ)上，發(fā)掘該價(jià)值相關(guān)性所受到的制度環(huán)境影響。每股剩余收益RIS對(duì)股價(jià)也有著非常顯著的正面影響，這說明未來的現(xiàn)金收益對(duì)股價(jià)的影響是不容忽視的。三種回歸形式都顯示，從系數(shù)看，RIS較FAS的影響更大?？刂谱兞恐校N回歸方式都顯示，凈資產(chǎn)收益率ROE對(duì)股價(jià)有正面但不顯著的影響，這可能源于現(xiàn)實(shí)中的上市公司盈利能力較差所致，再加上屢見不鮮的盈余管理，ROE的信息含量在投資者心中的可信度已經(jīng)大打折扣，所以，其對(duì)股價(jià)的影響力變得不再顯著了。資本結(jié)構(gòu)CS如預(yù)期所示，對(duì)股價(jià)有負(fù)面不顯著的影響。就法制化改善而言，隨機(jī)效應(yīng)、總體均值回歸模式的卡方檢驗(yàn)以及固定效應(yīng)的F檢驗(yàn)結(jié)果均在0.01水平下高度顯著，模型整體通過了檢驗(yàn)。三種方式回歸結(jié)果均顯示，公允價(jià)值計(jì)量的每股凈金融資產(chǎn)FAS對(duì)股價(jià)有高度顯著的正面影響，其中隨機(jī)效應(yīng)、固定效應(yīng)和總體均值的系數(shù)分別為：0.658、0.594、0.669，從系數(shù)看，每股凈金融資產(chǎn)每增加1單位，對(duì)股價(jià)的影響平均而言只有 0.640（（0.658+0.594+0.669）/3），也就是說，盡管每股凈金融資產(chǎn)FAS的影響很顯著，但其對(duì)股價(jià)的影響力度并不大。三種回歸結(jié)果顯示，每股凈金融資產(chǎn)FAS與區(qū)域法制化改善比率LI的交乘項(xiàng)FAS_LI對(duì)股價(jià)的影響方向均為負(fù)數(shù)，這與本文的假設(shè)并不吻合，不過只有隨機(jī)效應(yīng)模型的交乘項(xiàng)FAS_LI在0.1的水平顯著，其系數(shù)只有-0.34，說明否定原假設(shè)的證據(jù)很弱。因此，仍然不能輕易地否定原假設(shè)，需要做進(jìn)一步的檢驗(yàn)。就政府干預(yù)弱化而言，由表中結(jié)果可知，三種方式回歸的模型整體檢驗(yàn)都是高度顯著的，每股凈金融資產(chǎn)FAS在0.001的水平下高度顯著，且符號(hào)為正，符合預(yù)期。政府干預(yù)弱化比率GI與每股凈金融資產(chǎn)FAS的交乘項(xiàng)FAS_GI對(duì)股價(jià)則呈現(xiàn)出非常顯著的正面影響，其系數(shù)超過了13，已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了每股凈金融資產(chǎn)FAS本身對(duì)股價(jià)的影響，這意味著政府干預(yù)能力的下降這一制度環(huán)境的改善很大程度地提高了公允價(jià)值信息的價(jià)值相關(guān)性，這已經(jīng)超過市場(chǎng)化改善和法制水平的改善所帶來的影響。這就意味著FAS的綜合影響力，以隨機(jī)效應(yīng)結(jié)果為例，在聯(lián)合檢驗(yàn)（FAS+FAS_GI）通過的條件 下 ，0.530FAS+18.444FAS_GI=（0.530+18.444GI）FAS，即隨著政府干預(yù)能力的下降，F(xiàn)AS對(duì)股價(jià)呈現(xiàn)出較大程度的正面影響，事實(shí)上，政府干預(yù)弱化比率GI每弱化下降1單位，GI使FAS對(duì)股價(jià)的正面影響力就增加18個(gè)單位，這個(gè)數(shù)據(jù)遠(yuǎn)大于FAS自身對(duì)股價(jià)的影響，因此，F(xiàn)AS的綜合影響方向是積極的正面影響，且綜合影響力已經(jīng)遠(yuǎn)超RIS的影響力。這說明，政府干預(yù)能力弱化的程度越高，市場(chǎng)機(jī)制作用越大，公司的公允價(jià)值計(jì)量的凈金融資產(chǎn)配置受到的正面影響也會(huì)加大，本文的原假說得到驗(yàn)證。政府干預(yù)弱化比率GI也對(duì)股價(jià)有高度顯著的正向影響，這意味著政府干預(yù)能力弱化的程度越高，股價(jià)就上升得越高，這是積極的制度背景信號(hào)帶來的作用。每股剩余收益RIS也呈現(xiàn)出顯著正向的影響?？刂谱兞?jī)糍Y產(chǎn)收益率ROE和資本結(jié)構(gòu)CS對(duì)股價(jià)的影響繼續(xù)保持不變。

表4 區(qū)域制度環(huán)境改善對(duì)公允價(jià)值觀的價(jià)值相關(guān)性的影響

2.進(jìn)一步檢驗(yàn)。在上述的初步檢驗(yàn)結(jié)果中，法制化的改善影響與預(yù)期不符。需要進(jìn)一步考慮計(jì)量上可能存在的局限，尋找優(yōu)化的方法?？紤]到區(qū)域法制化改善指標(biāo)的取值受到一定的限制，因此，可以通過賦值啞變量的方式將該指標(biāo)由有限取值的連續(xù)變量轉(zhuǎn)換成啞變量。設(shè)定區(qū)域法制化顯著改善組LI_DUM變量，當(dāng)該年度的區(qū)域法制化改善值大于年度區(qū)域法制化改善值中位數(shù)，則賦值為1，否則賦值為0，表示為區(qū)域法制化無顯著改善。表5是改進(jìn)計(jì)量技術(shù)后的三種方式回歸結(jié)果，所謂的改進(jìn)就是將區(qū)域法制化顯著改善LI_DUM變量替代區(qū)域法制化改善比率LI變量，交乘項(xiàng)FAS_LI也改成了區(qū)域法制化顯著改善LI_DUM變量和每股凈金融資產(chǎn)FAS形成的新交乘項(xiàng)FAS_LI_DUM。隨機(jī)效應(yīng)、總體均值回歸模式的卡方檢驗(yàn)以及固定效應(yīng)的F檢驗(yàn)結(jié)果均在0.01水平下高度顯著，模型整體通過了檢驗(yàn)。三種方式回歸結(jié)果均顯示，新交乘項(xiàng)FAS_LI_DUM均在0.05水平下顯著為正，與區(qū)域法制化未顯著改善一組相比，區(qū)域法制化顯著改善組顯著地提高了公允價(jià)值計(jì)量的每股凈金融資產(chǎn)FAS對(duì)股價(jià)的正面影響，且系數(shù)上提高幅度較大，這與基本假設(shè)相吻合。具體來看，每股凈金融資產(chǎn)FAS對(duì)股價(jià)有顯著正面影響。從系數(shù)看，每股凈金融資產(chǎn)FAS每增加1單位，對(duì)股價(jià)的影響平均是0.445（（0.452+0.420+0.462）/3），也就是說，盡管FAS的影響很顯著，但其對(duì)股價(jià)的影響力度還不算大。通過交乘項(xiàng)FAS_LI_DUM來看，以隨機(jī)效應(yīng)模型為例，F(xiàn)AS的綜合影響為：0.452FAS+0.180 FAS_LI_DUM=（0.452+0.180LI_DUM）FAS，這意味著LI_DUM每改善1單位，F(xiàn)AS對(duì)股價(jià)的正面影響能增加0.180，這個(gè)影響力度不大。在三個(gè)回歸中（FAS+FAS_LI_DUM）均通過了聯(lián)合檢驗(yàn)。此外，LI_DUM本身并不顯著，這不影響區(qū)域法制化具有調(diào)節(jié)每股凈金融資產(chǎn)與股價(jià)關(guān)系的判斷。RIS依然顯著并對(duì)股價(jià)具有最強(qiáng)的影響?？刂谱兞?jī)糍Y產(chǎn)收益率ROE對(duì)股價(jià)的影響一直保持正向但不顯著，而資本結(jié)構(gòu)CS對(duì)股價(jià)的影響始終都是負(fù)向顯著。

最后，比較兩個(gè)模型，其差異主要體現(xiàn)在關(guān)鍵變量的刻畫上，由于受到取值的影響，初步的回歸結(jié)果有些異常，出現(xiàn)了微弱的與原有預(yù)期相反的結(jié)果，而將改進(jìn)的變量作為啞變量，不存在明顯的限制，因此在計(jì)量上缺陷更少一些，這一定程度上可以回避異常的結(jié)論。此外，還表明，微弱的法制化水平的改變并不足以顯著提高每股凈金融資產(chǎn)對(duì)股價(jià)的影響力度。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保持研究結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行了如下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）使用原有樣本，將用以刻畫制度環(huán)境的三個(gè)替代變量的改善比率的分母，由基期的得分均值替換為基期各區(qū)域的得分；（2）拆分樣本，分別以2007年、2008年、2009年年內(nèi)的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。雖然樣本縮小了，但每個(gè)子樣本的觀察數(shù)據(jù)仍在接近6 000或6 000以上，仍不失為大樣本。上述檢驗(yàn)表明，本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論與建議

制度環(huán)境對(duì)制度的運(yùn)行效率有重要影響（Williamson，1975；1985）。十多年來我國制度環(huán)境發(fā)生的強(qiáng)烈變化使得公允價(jià)值在我國的運(yùn)用具備了現(xiàn)實(shí)條件。本文深入分析我國的區(qū)域?qū)用娴闹贫拳h(huán)境對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)行為的影響，探討了區(qū)域制度環(huán)境改善對(duì)企業(yè)運(yùn)用公允價(jià)值計(jì)量提高價(jià)值相關(guān)性的影響。實(shí)證研究借鑒 Ohlson（1995）模型及Feltham-Ohlson（1995）模型的研究思路，利用樊綱等（2011）研究報(bào)告提供的數(shù)據(jù)，使用2007—2009年的上市公司3年12個(gè)季度的數(shù)據(jù)作為研究樣本。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

首先，區(qū)域市場(chǎng)化的改善有助于提升公允價(jià)值計(jì)量的凈金融資產(chǎn)的價(jià)值相關(guān)性。要想更好地運(yùn)用公允價(jià)值計(jì)量，提高以公允價(jià)值計(jì)量的會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量，那么推進(jìn)各地市場(chǎng)化改善是從制度層面驅(qū)動(dòng)企業(yè)生產(chǎn)和投資者需求高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息。通過活躍交易市場(chǎng)的培育，并完善相應(yīng)的制度建設(shè)，有利于企業(yè)充分地從市場(chǎng)上獲取大部分資產(chǎn)和負(fù)債的公允價(jià)值信息，增進(jìn)公允價(jià)值的可靠性，推進(jìn)公允價(jià)值在我國的運(yùn)用。

其次，本文的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)在一定程度上支持：區(qū)域法制化進(jìn)步有助于提升公允價(jià)值計(jì)量的凈金融資產(chǎn)的價(jià)值相關(guān)性。雖然并未發(fā)現(xiàn)法制化環(huán)境改進(jìn)量對(duì)公允價(jià)值計(jì)量的凈金融資產(chǎn)的價(jià)值相關(guān)性有直接的影響，但是進(jìn)一步的測(cè)試表明，相對(duì)于法制化環(huán)境改進(jìn)不明顯區(qū)域的企業(yè)，法制化環(huán)境明顯改進(jìn)區(qū)域的企業(yè)，其公允價(jià)值計(jì)量的凈金融資產(chǎn)的價(jià)值相關(guān)性具有顯著的提升。這里有兩層的政策含義。其一是，從總體上我國的法制化水平亟待提高，總體法制化水平的顯著提高作為制度環(huán)境的改善能促進(jìn)公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性，其通過提供決策相關(guān)的高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息而內(nèi)在地保護(hù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)以及投資者利益保護(hù)；其二是，從區(qū)域?qū)用?，各地在立法和?zhí)法意義上的法制化水平的差異，以及顯著的改進(jìn)，會(huì)提高決策相關(guān)的會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量，達(dá)到保護(hù)區(qū)域內(nèi)企業(yè)產(chǎn)權(quán)以及投資者利益保護(hù)。因此，從這個(gè)意義上來說，我國提高法制化程度的改革進(jìn)程應(yīng)該處在一個(gè)持續(xù)推進(jìn)的軌道上。

最后，區(qū)域政府干預(yù)的弱化有助于提升企業(yè)公允價(jià)值計(jì)量的凈金融資產(chǎn)的價(jià)值相關(guān)性。本文認(rèn)為，區(qū)域政府干預(yù)的弱化通過影響公允價(jià)值計(jì)量的凈金融資產(chǎn)的配置而提高了其價(jià)值相關(guān)性。這暗示著我國社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的進(jìn)程中，政府在經(jīng)濟(jì)中的角色定位的變化對(duì)企業(yè)和投資者的影響，尤其是在區(qū)域制度環(huán)境層面上政府干預(yù)的弱化對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)行為的積極影響，并促進(jìn)了投資者對(duì)會(huì)計(jì)決策相關(guān)的高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息的需求。因此從這一意義上來看，政府需要淡化其經(jīng)濟(jì)管理職能，回歸其社會(huì)管理職能，而政府干預(yù)行為的弱化對(duì)企業(yè)行為包括會(huì)計(jì)行為具有正面的、積極的影響。從資源的優(yōu)化配置角度來說，政府減少對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)，意味著市場(chǎng)完全主導(dǎo)資源的優(yōu)化配置，公允價(jià)值才能大行其道。

公允價(jià)值的運(yùn)用需要具備現(xiàn)實(shí)的制度基礎(chǔ)，才能為企業(yè)和投資者提供其所需要的決策相關(guān)的高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息。我國作為一個(gè)發(fā)展中、轉(zhuǎn)型中的大國，各省域的制度變遷的速度、進(jìn)程、水平差異很大，區(qū)域制度轉(zhuǎn)型的差異必然會(huì)對(duì)所在地的上市公司造成不同的影響，對(duì)公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)產(chǎn)生不同的影響，進(jìn)而影響到公司的股價(jià)。要實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的長(zhǎng)遠(yuǎn)目標(biāo)，當(dāng)務(wù)之急是逐步縮小各省域制度環(huán)境的差異，從而提高其所產(chǎn)生的會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)會(huì)計(jì)信息在生產(chǎn)者與需求者之間的良性循環(huán)。

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