整合性報告趨勢下準則持續趨同與資本成本的再審視
——基于信息不對稱視角的研究

張肖飛（副教授）

一、引言

隨著“中國制造2025”戰略的實施，以物聯網為主體的商業模式創新日趨發展成熟。盡管報告格式在不斷調整優化，但現有財務報表所提供的信息滯后，且無法反映關于企業未來的展望以及與利益相關者之間的互動，發展整合性報告（Integrated Report，IR）已成當務之急。IR是由國際整合報告委員會（IIRC）于2011年提出的，其認為IR旨在說明一個企業如何創造價值。眾所周知，價值并非由某一個企業單獨創造或在組織內創造，而是基于利益相關者的關系而創造的，不僅受到各種外部環境的影響，還取決于各種資源。因此，IR可以讓使用者了解影響組織的外部環境、被組織所使用或受組織所影響的資源和關系、組織如何與外部環境和資本互動，進而在短、中、長期內創造價值。探討我國企業會計準則（CAS）與國際財務報告準則（IFRS）的持續趨同，及其對信息不對稱的影響，能夠更好地幫助企業充分利用資源和關系創造價值，為未來IR的實施奠定基礎。

資本市場建設“三公”原則能確保市場有效運行和健康發展，其核心是保護投資者特別是中小投資者的利益。但信息不對稱問題是全球資本市場發展普遍面臨的首要問題。因此，如何通過制度設計，如信息披露制度的調整與完善，來緩解信息不對稱問題，也一直是制度設計的核心內容之一，而作為減緩信息不對稱問題的措施之一——會計準則持續趨同就是這樣一種制度安排，且會計準則廣泛的適用范圍以及較低的邊際實施成本使其具有規模經濟效應。由于我國企業會計準則具有強制性，會計準則的實施可以降低交易成本，在一定程度上達到降低信息不對稱的目的。此外，隨著資本市場發展日漸成熟，公司治理機制日趨完善，公司中存在的委托代理關系呈現出多元化和復雜化的趨向，委托人對真實、公允的會計信息的需求日趨強烈，會計準則的強制實施性及民間審計的獨立性等，都有助于確保會計與財務信息的客觀真實與準確。這在一定程度上減少了逆向選擇行為和道德風險的發生，從而進一步保護了會計信息使用者的利益，提高了交易效率及資源配置效率。

會計準則持續趨同的最終目標是為會計信息使用者提供高質量的會計信息，這不僅是適應經濟全球化和經濟日益發展的必然選擇，更是降低或緩解信息不對稱的必然舉措，有助于提升我國企業的國際競爭力，便于集團企業，尤其是跨國集團企業的會計信息使用者做出正確的經濟決策，進而達到提高企業經濟效益的目的，優化全球資源配置[1]。2010年財政部發布了《中國企業會計準則與國際財務報告準則持續趨同路線圖》，旨在實現CAS與IFRS的持續趨同。后金融危機時代，為提升會計信息透明度并降低信息不對稱程度，世界經濟組織如二十國集團（G20）、金融穩定理事會（FSB）等均倡議建立全球統一的高質量會計準則，將會計準則的重要性提升到了前所未有的高度。在此背景下，國際會計準則理事會（IASB）也積極采取措施提高會計準則質量。隨著國際財務報告準則新一輪變革的興起，為保證我國會計準則的持續趨同，財政部也對相關企業會計準則不斷進行調整與完善，在2014年和2017年對多項具體準則做出了修訂，這本身就是會計準則持續趨同的現實表現，更是適應經濟全球化的不二之選。隨著CAS與IFRS的持續趨同，財務報表信息質量越來越高，使得會計在經濟全球化中承擔起越來越重要的責任，在資本市場穩健、有序發展中發揮著不可替代的作用。

會計準則持續趨同包括形式上的趨同（主要表現為會計準則制定的趨同）以及實質上的趨同（表現為會計準則執行的趨同），即會計實務的趨同和財務報告的趨同。由此引發了一些思考：我國會計改革成效如何？會計改革如何影響會計信息質量，經濟后果如何？CAS持續趨同是否真正達到了降低或緩解信息不對稱的目的？對于不同規模的公司，CAS持續趨同與信息不對稱有何關系，對公司的資本成本有何影響？財務報表是上市公司進行信息披露的主要方式，是解決信息不對稱問題的重要途徑。理論而言，CAS持續趨同能夠增強財務報告的真實性與可靠性，改善信息披露質量，降低信息不對稱程度，更好地幫助財務報告使用者進行決策[2]。因此，研究會計準則持續趨同是否能夠降低或緩解信息不對稱，可以檢驗與評價會計準則持續趨同的效果。

香港財務報告準則（HKFRS）已于2005年與IFRS全面接軌，實現了從體系到條文與IFRS的全面趨同[3]。與內地資本市場相比，香港聯交所作為國際資本市場更有效率，本文擬選擇2005～2010年同時發行A股與H股的上市公司（簡稱“AH公司”），基于會計準則持續趨同角度，利用TAQ數據獲取信息不對稱指標值：一是對比CAS實施前后的信息不對稱差異，并進一步分組比較；二是構建模型檢驗CAS持續趨同與信息不對稱的關系，并進一步研究其對資本成本的影響。本研究為評價我國會計改革實施效果與推進CAS和IFRS的持續趨同提供了經驗證據。

二、文獻回顧與理論分析

經濟學理論指出，信息不對稱會帶來逆向選擇和道德風險問題。為解決信息不對稱問題，一般通過信息披露的形式向信息弱勢一方提供有關公司內部信息。一般而言，向信息弱勢一方提供的信息數量越多、質量越高，信息不對稱程度越低。會計準則持續趨同的目的之一就是通過采用高質量的會計準則，使財務報告所披露信息的數量增加、質量提高，進而減少信息不對稱，維護投資者利益。

現有文獻關于會計準則持續趨同經濟后果的研究集中在三個方面：一是對會計信息質量的影響，如崔學剛和張宏亮[4]、劉曉華和王華[5]、毛新述和余德慧[6]、鄧永勤和陸燕芳[7]；二是對價值相關性的影響，如薛爽等[8]、余波[9]、呂曉燕和張滕滕[10]；三是對信息不對稱的影響，目前這方面的研究較少，雖然劉曉華[11]嘗試對此進行了分析，但囿于數據局限，研究尚存提升空間。還有一些文獻從信息披露角度進行了分析，如張程睿[12]、朱愛萍[13]、劉少波和汪濤[14]，這些從宏觀角度來看都可歸結為會計準則持續趨同經濟后果的研究。

通覽現有文獻，會計準則持續趨同對信息不對稱的影響方面，實證研究中通常采用微觀結構視角的變量（如買賣價差、市場流動性、分析師數目、預測標準差等）作為信息不對稱的代理變量，但未達成共識。一方面，有研究認為會計準則持續趨同可減少信息不對稱。如Daske等[15]以26個國家和地區強制采用國際會計準則的公司為樣本，研究發現會計準則趨同能夠減少信息不對稱。Leuz和Verrecchia[16]以德國公司為樣本分析也發現，采用IFRS的公司具有較低的買賣價差和較高的交易量，即采用IFRS的公司流動性較強。還有研究發現，無論采用IFRS與否，公司在股票買賣價差、交易量等方面無顯著差異。如Cuijpers和Buijink[17]發現，公司采用國際會計準則或美國會計準則不能顯著降低信息不對稱。以在德國新市場上市的公司為樣本的研究發現，采用國際會計準則（IAS）和FASB的公司在股票買賣價差、交易量等方面無顯著差異[18]。Dumontier和Maghraoui[19]以1999～2002年間轉向采用IAS的德國公司為樣本，研究發現公司采用IAS后買賣價差會降低，但只有規模較大的公司在減少信息不對稱方面顯著，小公司則不顯著。Daske等[20]發現公司在IAS執行方面有相當大的自由裁量權，比如有的公司僅僅把采用IAS當作“標簽”，并不認真執行，這更多的是形式上的趨同；而有的公司把采用IAS作為提高公司透明度責任的一部分，并會認真執行。這兩類公司采用IAS的經濟后果存在較大差異，采用IAS并能夠認真執行的公司在市場流動性方面顯著優于將采用IAS當作“標簽”的公司。但是，將這兩類公司放在一起進行分析時，他們發現這兩類公司在市場流動性方面與沒有采用IAS的公司相比不存在顯著差異。

總體而言，上述研究由于樣本、模型或代理變量不同，使得研究結論不一致。盡管現有文獻從多個角度分析了會計準則持續趨同對信息不對稱的影響，但尚存不足。例如，當前研究缺乏在新興市場環境下的證據。制度環境會影響會計準則的執行以及會計信息質量，不同的國家或地區即使采用完全相同的會計準則，但由于制度環境不同，會計信息質量也會存在顯著差異[21][22][23]。為提高資源配置效率和實現會計準則持續趨同，許多新興市場經濟國家都相繼采用了IFRS，而新興市場在經濟、法律以及政治制度等方面與成熟市場有很大差距。從會計提供的信息來看，會計的目的就在于為財務報表的利益相關者提供具有相關性、可靠性和可比性的會計信息，以減少資本市場上的道德風險和逆向選擇行為。從經濟學角度來看，會計信息作為一種通用的商業語言，有助于提高市場資源配置效率，降低交易成本。這也是全球會計準則持續趨同的一個基本出發點。我國堅持CAS與IFRS持續趨同，CAS的實施為研究信息不對稱問題提供了一個方向。在此背景下，研究會計準則持續趨同與信息不對稱的關系顯得尤為迫切和必要。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

我國香港聯交所《證券上市規則》要求所有在香港聯交所上市的公司均須遵守香港會計準則，但如果公司注冊地在香港以外，也可以選擇按照國際財務報告準則編制會計報表。因此，香港上市公司在編制財務報告時有兩種選擇：一是采用香港財務報告準則，二是采用國際財務報告準則。香港財務報告準則自2005年起就已經實現了從體系到條文與國際財務報告準則的全面趨同，而內地從2007年才開始實行與國際財務報告準則較為趨同的企業會計準則，兩套準則在編制依據、具體會計處理方法等方面存在差異，導致AH公司雙重披露的年度報告所包含的會計信息不完全一致，這為本研究創造了條件。

本文選擇2005～2010年同時發行A股和H股的公司作為研究樣本，剔除金融類行業以及數據缺失的公司，最終研究樣本為50家公司。對涉及所有連續變量的數據均進行了1%和99%分位數的截尾處理（Winsorize）。所用高頻數據來源于CSMAR數據庫，其他數據來源于RESSET數據庫。

（二）模型設定及變量說明

為分析會計準則趨同與信息不對稱的關系，構建如下回歸模型：

被解釋變量InfoAsy表示信息不對稱，市場微觀結構理論為該指標的度量提供了一種思路。市場微觀結構測度的是資本市場上知情交易者與流動性交易者之間的信息不對稱，而財務學研究更多的是關注內部人與外部人之間的信息不對稱，這種信息不對稱是知情交易者與流動性交易者之間更高程度的信息不對稱[24]，并且這兩類信息不對稱還存在一定的交叉融合[25]。基于此，采用CSMAR數據庫中的TAQ數據，利用市場微觀結構理論將買賣價差分離出信息不對稱的代理變量的數據，能夠較好地測度我國公司內外部人之間的信息不對稱程度。本文采用市場微觀結構理論中的買賣價差法，將買賣價差分解為逆向選擇成本（Adverse Selection Cost，ASC）和百分比有效價差（Percentage Effective Spread，PES）兩個指標來衡量信息不對稱，逆向選擇成本和百分比有效價差越大，則說明市場中的信息不對稱程度越高[26]。

逆向選擇成本定義如下：

其中：D表示買賣驅動方向，若為買方驅動，則D=1；若為賣方驅動，則D=0。Mid表示最優買賣價差的中點值，即Mid=（B1+S1）/2，B1和S1分別表示最高買價和最低賣價。Midi,t+n表示t時刻之后n分鐘的最優買賣價差的中點值（Mid）替代股票的真實價值，參考已有文獻，本文選擇n等于5分鐘。

百分比有效價差定義如下：

解釋變量CVG表示會計準則持續趨同，王治安和萬繼峰[27]、曲曉輝和高芳[28]、張國華和曲曉輝[29]等都對此進行了研究。參照已有研究，本文采用得到廣泛應用并被學術界認可的Gray[30]的趨同性指數（Convergence Index，簡稱“CVG指數”），定義了兩個指標：

其中，NICAS、NIIFRS分別表示我國企業會計準則和國際財務報告準則下的凈利潤，NetAssetIFRS表示國際財務報告準則下的凈資產，Return on EquityCAS和Return on EquityIFRS分別表示我國企業會計準則和國際財務報告準則下的凈資產收益率。CVG1、CVG2值越大，表明會計準則趨同度越低。

此外，參考Welker[31]的研究，選擇股價（PRICE）、交易金額（TRDSUM）、收益波動性（VOLATY）、市場價值（MV）、年度（YEAR）和行業（IND）作為控制變量。其中，股價（PRICE）、交易金額（TRDSUM）、市場價值（MV）分別選擇財務報告截止日的收盤價、交易金額和總市場價值，為保證變量的正態分布，這幾個變量均取自然對數，收益波動性（VOLATY）采用日總市值加權的市場收益月度標準差的平均值。

四、實證結果及分析

（一）描述性統計與相關性分析

表1 描述性統計分析

由表1可知，會計準則趨同指標CVG1、CVG2的均值分別為0.0157、0.0215，中位數分別為0.0096、0.0107，說明CAS與IFRS趨同度還是較高的。這與財政部會計司課題組[32]的研究結果類似。信息不對稱指標PES、ASC的均值分別為0.1655×10-3、0.2891×10-3，中位數分別為0.1195×10-3、0.2542×10-3。表1還列示了這些變量的25%和75%分位數（Q1和Q3）以及標準差，可以發現，這些變量的標準差均不是太大，說明這些變量的變動幅度均不大。

為考察變量之間的相關關系，表2報告了各個變量之間的相關系數，其中上三角部分為Pearson相關系數，下三角部分為Spearsman相關系數。由表2可知，會計準則趨同的兩個指標（CVG1、CVG2）之間的Spearsman、Pearson相關系數分別為0.935、0.598，均在1%的水平上顯著；信息不對稱的兩個指標（PES、ASC）之間的Spearsman、Pearson相關系數分別為0.469、0.476，均在1%的水平上顯著，這說明本文選擇的被解釋變量與主要解釋變量之間的相關性很高，指標選取是合適的。會計準則趨同指數（CVG1）與信息不對稱的兩個指標百分比有效價差（PES）、逆向選擇成本（ASC）之間的Spearsman相關系數分別為0.034、0.196，Pearson相關系數分別為0.079、0.065，CVG2與PES、ASC的Spearsman相關系數分別為0.056、0.187，Pearson相關系數分別為0.181、0.096，說明會計準則趨同與信息不對稱之間是正相關關系。其他控制變量與信息不對稱之間的相關系數與預期基本一致。

表2 相關系數表

（二）單變量檢驗與分析

本文首先進行了單變量檢驗，一是比較CAS實施（2007年）前后信息不對稱的差異，二是比較準則趨同程度不同的情況下信息不對稱的差異。

以財政部要求所有上市公司實施CAS作為事件，選擇2005～2006年和2007～2010年兩個對比期間，用均值和中位數T檢驗分析兩個期間信息不對稱的差異，結果如表3所示。

表3 CAS實施前后均值和中位數檢驗結果

由表3可知，Panel A和Panel B分別報告了PES和ASC指標的比較結果。Panel A中，2005～2006年和2007～2010年PES的均值分別為0.1643、0.0874，差異在1%的水平上顯著為-0.0769；中位數差異檢驗結果也在1%的水平上顯著為-0.0706，這說明實施CAS后，信息不對稱程度降低。Panel B中采用ASC的中位數檢驗結果也證明了這一點。ASC的均值差異在10%的水平上顯著為-1.7296，這充分說明與IFRS趨同的CAS實施后，顯著降低了信息不對稱程度。

在2007年CAS實施后，分別以CVG1、CVG2的中位數為劃分標準，若CVG1、CVG2的值小于其中位數，則劃分為高準則趨同程度組，否則劃分為低準則趨同程度組。分組檢驗結果如表4所示。

表4 CAS實施后按照準則趨同程度分組后的差異檢驗結果

由表4可知，與低準則趨同度組相比，高準則趨同度組信息不對稱指標（PES、ASC）的均值、中位數均降低，并且ASC的均值、中位數以及PES的中位數檢驗結果表明，高準則趨同度組信息不對稱程度均顯著降低。高準則趨同度組PES的均值都小于低準則趨同度組，這進一步檢驗了準則趨同的效果。高準則趨同度組的信息不對稱程度顯著降低，說明會計準則趨同在降低或緩解信息不對稱方面是卓有成效的。

（三）多變量分析

根據構建的模型，分別采用PES和ASC作為信息不對稱的替代指標，同時又分別采用會計準則趨同指數（CVG1、CVG2）進行分析，表5展示了會計準則趨同與信息不對稱的回歸結果。

由表5可知，當采用PES作為被解釋變量時，無論采用會計準則趨同指數CVG1還是CVG2，系數都在1%的水平上顯著為正，分別為0.593和0.560，這表明CVG1和CVG2越小，會計準則趨同度越高，相應的，百分比有效價差（PES）和逆向選擇成本（ASC）越低，信息不對稱程度也越低。PES與收益波動性（VOLATY）在1%的水平上顯著正相關，也與預期結果一致。當采用ASC作為被解釋變量時，結果顯示其與會計準則趨同指數（CVG1、CVG2）的系數分別為0.543和0.205，且均在10%的水平上顯著。與PES作為被解釋變量的回歸結果類似，除交易金額（TRDSUM）外，其他指標變化不大。這說明會計準則趨同確實能夠有效降低信息不對稱程度。

表5 會計準則趨同與信息不對稱的回歸結果

表6 基于Tobit模型的回歸結果

為保證回歸結果的穩健性，PES、ASC呈現左截尾分布，根據數據分布特征，又采用受限因變量的Tobit模型進行回歸分析，結果如表6所示。由表6可知，CVG1、CVG2對PES、ASC影響的符號及顯著性與表5類似，證明了上述研究結果的穩健性。

高質量會計準則是生產高質量會計信息的前提條件，如果高質量的會計準則能夠得到有效執行，那么會計準則持續趨同必然會帶來高質量會計信息，這是準則持續趨同的直接經濟后果，表現為主要通過兩種渠道緩解信息不對稱：一是向信息弱勢一方提供高質量會計信息，二是準則持續趨同帶來的財務報表中所披露信息的數量增加、質量提高，有助于減少信息不對稱。

（四）對資本成本影響的分析

由上述分析可知，會計準則趨同程度越高，信息不對稱程度越低，由此引發另一個思考：準則持續趨同的經濟后果如何？信息不對稱發揮著怎樣的作用？為此，參考溫忠麟等[33]、溫忠麟和葉寶娟[34]的研究，構建如下模型：

中介效應具體的檢驗步驟為：

第一步，檢驗模型（2）的回歸系數c，如果顯著，則繼續第二步；否則結束中介效應分析。

第二步，進行部分中介效應檢驗，即依次檢驗模型（3）的系數a和模型（4）的系數b，如果都顯著，則意味著自變量（CVG）對因變量（Coe）的影響至少有一部分是通過中介變量——信息不對稱實現的，可繼續第三步；如果至少有一個系數不顯著，此時不能下結論，轉到第四步。

第三步，進行完全中介檢驗，即檢驗模型（4）的系數c'，如果不顯著，說明是完全中介效應，自變量（CVG）對因變量（Coe）的影響都是通過中介變量（InfoAsy）來實現的；如果c'顯著，說明只是部分中介效應，即CVG對Coe的影響有一部分是通過InfoAsy實現的，結束檢驗。

第四步，進行Sobel檢驗，如果顯著，意味著InfoAsy的中介效應顯著；否則中介效應不顯著，結束檢驗。

資本成本有多種計算方法，Botosan、Plumlee[35]發現使用PEG模型估計權益資本成本的效度最高，PEG模型的基本公式如下:

其中：Coe是權益資本成本；eps1、eps2分別表示第一年和第二年每股收益預測值；P0為當年年末股票價格。同時，為分析信息不對稱水平變化對資本成本的影響，參考鄭偉光等[36]、閆華紅和張明[37]、汪祥耀和葉正虹[38]、易陽等[39]的做法，控制如下因素：操控性盈余（DACC，采用修正Jones模型計算）、Beta（根據CAPM模型計算得出）、資產規模（Size，取總資產自然對數值）、BM（賬面市值比）、營業收入增長率（Growth）、盈利水平（ROA）等。其他指標不變，準則趨同對資本成本影響及信息不對稱發揮中介效應的檢驗結果如表7所示。

表7 中介效應檢驗結果準則趨同對資本成本影響及信息不對稱的

根據中介效應檢驗程序可知，模型（2）的檢驗結果如表7中（1）、（4）列所示，而模型（3）與前文分析模型（1）等價。由表7中（1）、（4）列可知，模型（2）中CVG1和CVG2的系數分別為3.196和8.433，均在1%的水平上顯著，說明CVG值越大，會計準則趨同度越低，資本成本越高，即會計準則趨同顯著降低了資本成本。再做部分中介效應檢驗，由表5和表6可知，模型（3）中系數a也是顯著的，模型（4）中系數b如表7中（2）、（3）、（5）和（6）列所示?？梢园l現，（2）、（5）列中的系數b分別為0.713和0.878，至少在10%的水平上顯著，說明會計準則趨同（CVG）對資本成本（Coe）的影響至少有一部分是通過中介變量——信息不對稱實現的。模型（4）中系數c'在（2）、（5）列均不顯著，說明存在完全中介效應。當信息不對稱采用指標ASC時，由（3）、（6）列可知，系數b分別為0.024和0.017，均不顯著，再進行Sobel檢驗，Z值分別為0.151和0.157，均不顯著，說明信息不對稱對準則趨同與資本成本關系的中介效應不顯著。具體而言，信息不對稱對準則趨同與資本成本關系的中介效用受到信息不對稱指標衡量方法的影響，具體影響結果有待進一步檢驗。

（五）穩健性檢驗

為保證上述結論嚴謹與穩健，筆者還進行了如下穩健性檢驗：一是鑒于會計準則趨同指數衡量指標很多，為避免指標選擇的不同造成結果的差異，從凈資產差異角度構建了趨同指標進行分析。二是依據市場微觀結構領域Easley等[40]采用的知情交易概率（PIN）作為信息不對稱性的替代指標，采用相同的方法進行分析，回歸結果顯示結論不變。

由此可知，本文研究結論是穩健的，即會計準則趨同確實降低或緩解了信息不對稱。

五、結論與啟示

隨著會計準則持續趨同的進程加快，財政部會計司發布了《中國企業會計準則與國際財務報告準則趨同路線圖》，并且在2014年和2017年對相關具體準則進行了修訂與完善，這充分表明CAS與IFRS已基本實現趨同。隨著整合性報告的推進與實施進程的加快，對準則持續趨同經濟后果的再審視尤為迫切。因此，本文以2005～2010年同時發行A股和H股的上市公司作為樣本，研究準則持續趨同的經濟后果，其主要表現為對信息不對稱及融資成本的影響。結果顯示：會計準則持續趨同的經濟后果表現為信息不對稱程度降低，以及資本成本降低，的確達到了提高會計信息質量的目的，并將有助于資本市場價格發現與資源配置效率的提升。進一步按照準則趨同程度分組檢驗后發現，高準則趨同度組的信息不對稱指標PES、ASC的均值、中位數均顯著降低，即準則的持續趨同顯著降低了信息不對稱程度；Tobit回歸進一步驗證了該研究結論。經濟后果的進一步分析表明，會計準則趨同確實能夠有效降低或緩解信息不對稱，會計準則趨同也確實能夠降低資本成本，但信息不對稱對準則趨同與資本成本關系的中介效應不明朗。

本文的研究充分說明我國會計準則趨同的實施效果是明顯的，達到了降低或緩解會計信息不對稱的目的，企業會計準則的改革是富有成效的。隨著我國證券交易機制的日趨完善，以信息披露為核心的證券市場基礎制度體系也逐步建立和完善。但與此同時，由于在發行制度、上市交易、信息披露和退市機制等方面存在的不足，上市公司會計信息質量參差不齊，部分上市公司的會計信息質量差、信息不對稱程度高、財務欺詐現象也屢見不鮮。與國際財務報告準則趨同是建立全球統一高質量會計準則的切實途徑，也是提高我國上市公司會計信息質量的重要舉措，因此要保證準則的實質趨同。同時，以我國為代表的新興經濟體在發展過程中與發達國家面臨的制度環境和市場環境存在顯著差異，會計問題也有其特殊性，將這種特殊性反映在國際財務報告準則的制定和修訂過程中，是維護各國國家利益和加快推進全球統一高質量會計準則建設進程的必然選擇。盡管本文進行了各種穩健性檢驗，但囿于計算方法可能存在的局限性，還存在進一步改進和拓展的空間。

[1]王華，劉曉華.中國會計準則國際協調效果的實證研究［J］.中央財經大學學報，2007（12）：90～96.

[2]葛家澍，劉峰.論企業財務報告的性質及其信息的基本特征［J］.會計研究，2011（12）：3～8.

[3]劉玉廷.中國企業會計準則體系：架構、趨同與等效［J］.會計研究，2007（3）：2～8.

[4]崔學剛，張宏亮.A股、H股報告盈余穩健性趨同研究——中國會計準則國際趨同效果的初步證據［J］.當代財經，2010（9）：106～114.

[5]劉曉華，王華.會計準則的國際趨同與會計信息質量［J］.國際經貿探索，2011（1）：75～80.

[6]毛新述，余德慧.會計準則趨同、海外并購與投資效率［J］.財貿經濟，2013（12）：68～76.

[7]鄧永勤，陸燕芳.海峽兩岸會計準則國際化比較研究［J］.會計研究，2013（2）：15～21.

[8]薛爽，趙立新，肖澤忠，程緒蘭.會計準則國際趨同是否提高了會計信息的價值相關性？——基于新老會計準則的比較研究［J］.財貿經濟，2008（9）：62～67.

[9]余波.企業規模、股權性質與新會計準則執行效果——基于會計信息價值相關性視角［J］.中南財經政法大學學報，2009（5）：127～131.

[10]呂曉燕，張滕滕.中國新會計準則國際趨同效果研究——基于會計信息可比性的視角［J］.山東大學學報（哲學社會科學版），2010（4）：1～9.

[11]劉曉華.中國會計準則的國際趨同與信息不對稱——來自A股公司交易量的經驗證據［A］.中國會計學會2011學術年會論文集，2011.

[12]張程睿.中國上市公司信息透明度研究——基于信息不對稱的理論與實證［D］.廣州：暨南大學，2008.

[13]朱愛萍.公平披露對市場信息不對稱的影響——基于市場流動性變化的實證研究［J］.財貿研究，2010（6）：105～111.

[14]劉少波，汪濤.公平披露規則對證券市場信息不對稱的影響［J］.財貿經濟，2012（4）：41～49.

[15]Daske H.，L.Hail，C.Leuz，R.Verdi.Mandatory IFRS reporting around the world：Early evidence on the economic consequences［J］ .Journal of Accounting Research，2008（5）：1085～ 1142.

[16]Leuz C.，R.E.Verrecchia.The economic consequences of increased disclosure［J］ .Journal of Accounting Research，2000（38）：91～124.

[17]Cuijpers R.，W.Buijink.Voluntary adoption of non-local GAAP in the European Union：A study of determinants and consequence［J］.European Accounting Review，2004（3）：487～524.

[18]Leuz C.IAS versus U.S.GAAP：Information asymmetry-based evidence from Germany's new market［J］.Journal of Accounting Research，2003（3）：445 ～ 472.

[19]Dumontier P.，R.Maghraoui.Does the adoption ofIAS-IFRS reduce information asymmetry systematically？［A］.European Accounting Associa-tion Annual Congress，2006.

[20]Daske H.，Hail L.，Leuz C.，Verdi R..Adopting a label：Heterogeneity in the economic consequences around IAS/IFRS adoptions［J］.Journal of Accounting Research，2013（3）：495～547.

[21]Ball R.，Kothari S.P.，Robin A..The effect of international institutional factors on properties of accounting earnings［J］.Journal of Accounting and Economics，2000（1）：1 ～ 51.

[22]Ball R.，Robin A.，Wu J.S..Incentives versus standards：Properties of accounting income in four east Asian countries［ J］.Journal of Accounting and Economics，2003（1）：235 ～ 270.

[23]Soderstrom N.S.，K.J.Sun.IFRS adoption and accountingquality：A review［J］.European Accounting Review，2007（4）：675～702.

[24]Diamond D.W..Optimal release of information by firms［J］.Journal of Finance，1985（4）：1071 ～1094.

[25]陳輝，顧乃康.信息不對稱視角下的現金持有量問題研究［J］.山西財經大學學報，2012（7）：105～115.

[26]Stoll H.R.Inferring the components of the bid-ask spread：Theory and empirical tests［J］.Journal of Finance，1989（1）：115～134.

[27]王治安，萬繼峰.會計國際協調的衡量［J］.財經科學，2004（6）：104～107.

[28]曲曉輝，高芳.我國會計準則國際協調效果量化研究述評［J］.會計研究，2006（2）：14～19.

[29]張國華，曲曉輝.會計準則國際趨同度量方法拓展——模糊聚類分析法初探［J］.南開管理評論，2009（1）：102 ～ 109.

[30]Gray S.J..The impact on international accounting differences from a security-analysis perspective：Some European evidence［J］ .Journalof Accounting Research，1980（1）：64～ 76.

[31]Welker M..Disclosure policy，information asymmetry，and liquidity in equity markets［J］.Contemporary Accounting Research，1995（2）：801～827.

[32]財政部會計司課題組.會計準則實現連續四年平穩有效實施［J］.會計研究，2011（10）：16～29.

[33]溫忠麟，侯杰泰，張雷.調節效應與中介效應的比較和應用［J］.心理學報，2005（2）：268～274.

[34]溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析:方法和模型發展［J］.心理科學進展，2014（5）：731～745.

[35]Botosan C.A.，M.A.Plumlee.Assessing alternative proxies for the expected risk premium［J］.The Accounting Review，2005（1）：21～53.

[36]鄭偉光，高潔，陸強.新會計準則、盈余透明度與資本成本［J］.經濟與管理研究，2014（5）：118～128.

[37]閆華紅，張明.準則變更、盈余質量與資本成本關系研究［J］.財政研究，2012（9）：78～81.

[38]汪祥耀，葉正虹.執行新會計準則是否降低了股權資本成本——基于我國資本市場的經驗證據［J］.中國工業經濟，2011（3）：119～128.

[39]易陽，戴丹苗，彭維瀚.會計準則趨同、制度環境與財務報告可比性——基于A股與H股、港股比較的經驗證據［J］.會計研究，2017（7）：26～33.

[40]Easley，David，Nicholas M.Kiefer，Maureen O'Hara，Joseph B..Paperman，Liquidity，information，and infrequently traded stocks［J］.Journal of Finance，1996（4）：1405 ～ 1436.