会计信息在中国公司债交易市场中的有用性，本文主要内容关键词为：交易市场论文,中国论文,会计信息论文,有用论文,公司论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
会计信息和资本市场的有效性之间存在密切的关系。首先，会计信息是有效资本市场对信息需求的直接来源，这种需求促使企业的信息披露成为一种制度；其次，会计信息作为一种非常关键的信息来源，对资本市场上金融产品价格的形成和变动有着深刻的影响。详细、准确的高质量会计信息，对于金融产品的合理价格的形成和诸如资金等稀缺资源的合理配置具有重大意义。披露的越充分、越相关、越可靠、越易读的会计信息，越能迅速并且无偏地对资产价格产生影响，并使价格在最大程度上反映真正价值；相反，低质量的会计信息不仅使资本市场的有效性受到影响，而且还会通过影响会计信息在纷繁的信息来源中的地位，加大资本市场的交易成本。会计作为一种信息传导机制，它通过信息传递来引导资本流动，从而对资本进行优化配置，进而对社会资源进行合理分配。只有会计信息具有较高的信息含量，能够真实反映企业的经营状况及存在的风险，才能有利于投资者和其他利益相关者做出正确的决策，进而促进资本市场的良性循环。
列弗(Lev，1989)[1]指出，应该在更广泛的环境背景中去评价会计盈余及其组成部分的有用性，而不能像以往的众多研究一样，仅仅局限于权益市场，比如债券市场作为资本市场不可分割的重要组成部分，就是拓展会计信息有用性研究的一个重要环境。债券已成为美国等发达国家政府和企业最重要的融资工具之一，公司债的发行量一般是股票发行量的3倍～10倍。美国的债券市场也成为汇聚全球资金的重要资本市场。2011年末美国债券市场余额已达42.15万亿美元，是全世界最大的债券市场。债券市场余额与GDP的比重也能反映出一国债券市场的容量和整体的偿债能力。美国债券市场余额是其国内生产总值的2.44倍，相当于美国股票市场市值的1.89倍①。中国的公司债市场始于1984年，期间经历了一波三折的艰难发展历程，公司债市场的迅速发展始于2000年，当年公司债的发行规模仅为93.8亿元人民币，2011年末达到了16975.4亿元人民币。2007年8月14日，《公司债券发行试点办法》由中国证监会颁布实施。该办法规定，公司债券发行审核制度采用核准制，不强制要求提供担保，募集资金用途不再与固定资产项目挂钩，公司债券发行价格由发行人与保荐人通过市场询价确定，且允许上市公司一次核准、分次发行等。在十六届三中全会和国务院“九点意见”②关于建立多层次资本体系、积极稳妥发展债券市场的精神的指导下，中国公司债券市场必将取得长远而深入的发展。
本章节利用中国银行间债券市场和交易所市场中公司债交易的相关面板数据，估计了一个横截面回归模型，从公司债交易的动态视角对以下三个问题进行了探讨和检验：(1)发债主体当年的会计信息与所发行公司债当年度持有收益率之间的相关性；(2)发债主体当年会计盈余的组成部分——经营活动现金流和应计利润总额，与所发行公司债当年度持有收益率之间的相关性(绝对有用性)；(3)会计盈余的两个组成部分对公司债估值权重的差异性(相对有用性)。研究发现：发债主体的会计信息会影响债券当年的年度持有收益率，尤其是发债主体的盈利能力和现金流量与公司债的收益率显著正相关，盈利能力越强、现金流量越充裕的企业其所发行的公司债的收益率越高；会计盈余的两个组成部分均与债券的年度持有收益率显著正相关；虽然两部分对收益率都存在显著的影响，但会计盈余中的现金流量部分同应计利润项目相比，与债券收益率的相关性在10%的水平上显著更强，这说明在市场或投资者对公司债进行估价时，赋予了现金流量更大的权重。
二、文献回顾与问题的提出
价值相关性研究是通过考察会计数字是否与股票价格相关来判断该会计数字对于公司估值是否有用。波尔与布朗(Ball & Brown)[2]和比弗(Beaver，1968)[3]开了会计数据价值相关性研究的先河。波尔与布朗证明了年度收入宣告月内的股票异常收益同当期公司盈利收入是正相关的，这说明，在盈利公布前后一个窗口期内股票市场的确对利好消息和利空消息做出了明显反应；随后[3]则通过验证盈余宣告前后股票收益波动率和股票交易量的波动情况，证明了公司年度财务报告披露前后的一周之内，公司股票价格的波动幅度显著比其他交易周大，交易量显著比其他交易周要多，从而验证了财务会计信息的披露对股票价格产生了影响。其后国外大量的研究也都检验证明了盈余及其组成部分的信息含量[1，4～7]。
由于中国的资本市场起步发展比较晚，因此关于会计信息价值相关性的研究也落后于国外。国内不少会计学者也利用中国资本市场的数据，基于发展中国家特殊的经济制度背景以及制度改革，对会计信息价值相关性进行了实证检验，也得出了一些不同于国外的研究结论。赵宇龙(1998)[8]首次检验了中国资本市场中会计盈余信息的有用性，研究发现，会计盈余信息的披露与股票非正常收益率的方向和性质变动一致，从而说明会计盈余信息及其披露实质性地影响了投资者的投资决策和交易行为，这个结果证实了中国制度环境和会计准则下的会计盈余信息的价值相关性。陈晓和陈小悦等(1999)[9]的实证检验也发现盈余数字具有信息含量。徐经长等(2003)[10]得出了与以上研究略有不同的结论：总体上中国上市公司所披露的盈利预测价值相关性并不显著，但表现出逐年改善的趋势。于鹏(2007)[11]利用中国IPO的数据构造了价格模型验证了预测盈利的信息含量，该研究结果表明：中国IPO公司的预测盈利具有价值相关性，并且预测盈利的准确程度、披露方式、公司规模以及股权流动性会影响价值相关性的强弱。孟焰和袁淳(2005)[12]研究了亏损公司的价值相关性。他们发现盈利公司会计盈余价值相关性要明显强于盈利公司，并且净资产变量的价值相关性同其他变量相比也较弱。
在权益市场中，会计盈余和现金流量具有价值相关性。这是国内外学者研究权益市场背景下盈余及其组成部分信息含量时得出的基本结论。
FASB在SFAC No.1中指出：财务报告应该为现有的潜在投资者、债权人和其他使用者做出合理的投资、信贷等类似决策提供有用的信息。财务报告所主要关注的是盈余及其组成部分的有关信息。瑞特(Reiter，1990)[13]指出会计盈余及其组成部分的信息对公司债市场中资源的合理有效分配发挥了重要作用。齐伯特与瑞特(Ziebart & Reiter，1992)[14]检验了会计信息与债券评级和债券收益之间的关系。他们的研究模型和检验结果表明：会计信息直接影响债券评级，债券评级直接影响债券收益，会计信息通过影响评级间接地影响债券收益。国内的理论界和实务界的普遍观点是，在信息使用者做出以投资和信贷为主的经济决策时，财务报告所提供的信息对预测企业未来现金流量和经营风险起到了重要的作用。
但到目前为止，学术界鲜见有从会计信息的角度探讨公司债券持有者对盈余及其组成部分的估价，特别是缺乏将会计研究应用于债券市场的实证检验。金(Jin，1992)[15]利用纽约证券交易所1982～1985年期间205只公司债的数据，检验了年度盈余公布的信息含量。结果表明：会计盈余大小与债券收益率之间存在正相关关系，符号也与收益率一致。在最近的一篇研究成果中，伊斯顿、莫纳翰和瓦斯瓦瑞(Easton、Monahan & Vasvari，2009)[16]不仅证明了公司债价格对盈余公告的反应，同时他们还发现，在会计盈余公布的前后几天，公司债的交易量会显著增加，而且公司债的年收益率与盈余的年度变化和分析师的盈余预测误差显著正相关。更为重要的是，他们发现当盈余传递的是坏消息的时候，以上所有的相关关系会变得更强更显著。
会计盈余、股利分配、股票回购是管理层向投资者传递企业未来现金流信息的主要途径。因此除了会计盈余信息，国外的学者对股利分配和股票回购对公司债市场的影响也进行了相关的研究。翰金尼克郎欧和卡雷(Handjinicolaou & Kalay，1984)[17]、贾亚拉曼和沙斯塔里(Jayaraman & Shastri，1988)[18]的研究均证明了在公司债市场中的“股利信号传递理论”，即未预期股利(unexpected dividends)的多少与公司债的价格正向相关。韦尔马伦(Vermaelen，1981)[19]和巴托夫(Bartov，1991)[20]发现股票回购支持了信号理论，股票市场和公司债市场的投资者会对股票回购做出价格调整的反应。
应计制基础下，FASB概念框架隐含了一个重要的假定：会计盈余对信贷决策者的有用性。财务会计概念公告第1号(SFAC No.1)指出，财务报告信息的主要使用者是投资人和信贷人，并且他们关注的重点是财务报告中会计盈余及其组成部分的相关信息。SFAC No.1表明，会计盈余及其两个组成部分对公司债券投资者都是有用的。
伯纳德与斯德伯(Bernard & Stober，1989)[21]、科夫纳特与查诺文(Livnat & Zarowin，1990)[22]研究了权益市场中的盈余信息有用性。他们研究了投资者对现金流量和应计利润这两个盈余的组成部分的定价是否存在差异。伯纳德与斯德伯(Bernard & Stober，1989)[21]的假定是，应计利润更容易受到操纵，因此相对于1个单位的应计利润，投资者更看重的是1个单位的现金流量。由此可以推测，相同数量的未预期应计利润与未预期经营现金流量相比，证券价格或收益率对未预期经营现金流量的反应会更强烈。但该推测在权益市场的研究中并没有得到普遍证实[21～23]。
那么，权益市场的研究结论是否可以外推到公司债市场中呢？博卡勒与斯瓦米纳坦(Bhojraj & Swaminathan，2009)[24]将股票市场中对应计利润的研究扩展到了公司债券市场。他们的研究发现高应计利润的公司发行的公司债收益显著低于低应计利润的公司。因为定期的利息需要用当期的现金流量支付而不是应计利润。由此推测，公司债券的持有者或潜在投资者可能会对发债主体的现金流量信息给予更多的关注，从而对盈余中现金流量部分的估价比应计利润更高。股票分析师在进行投资决策时一般都更看重盈余的信息含量，奥布莱恩等(O'Bryan et al.，1999)[25]的调查认为，债券分析师同股票分析师一样更看重现金流量，因为公司债券的投资者更关心每期的利息支付。
国内外已有文献已经对会计信息，特别是盈余信息对债券价格变化和债券收益率的影响进行了研究，实证也已证明盈余信息在债券交易市场中的有用性，投资者会对会计信息作出正确的估价。而国内文献几乎未见此类的相关研究，无论是理论研究还是实证研究。这与中国债券市场特别是公司债市场的发展滞后有很大关系。因而本章节在检验会计信息有用性的同时也将进一步深入探讨发债主体会计盈余中的现金流量部分是否比应计利润部分得到了债券持有者更高的估价。
三、研究设计与研究样本
(一)研究样本与数据
本文的研究对象为银行间债券市场和沪深证交所债券市场上2001～2011年的公司债。文中银行间债券市场和证交所公司债的交易数据来源于WIND中国金融数据库，发债主体的财务数据一部分从中央结算公司的中国债券信息网(http://www.chinabond.com.cn)手工收集，一部分取自CSMAR的中国债券市场研究数据库③。文中使用的国债数据来源于WIND中国金融数据库。数据处理使用SAS 9.2和Stata 10统计软件。
本文的样本需满足以下条件：(1)至少有完整的一个公司债年度持有收益率的计算窗口；(2)实证检验所需的发债主体财务数据能够完整获得；(3)公司债发行时的票面利率为固定利率；(4)如果一个债券发行主体有多只不同债券上市，并且符合前两个条件，则算作多个样本。最终得到854个发债主体的917只公司债的1830个年度交易观测值(见表l Panel A)。论文采用winsorization的方法对所有连续变量(公司债券的发行利率除外)的异常值进行处理，所有小于1%分位数(99%分位数)的变量，令其值等于1%分位数(99%分位数)。本章节的样本选择过程和年度分布见表1。
从表1Panel B样本观测的年度分布可以看出，从2007年8月14日，《公司债券发行试点办法》由中国证监会颁布实施后，中国的公司债发行进入高速发展阶段，2008～2010年的样本观测数量占到了整个样本的80%还要多。因为上市公司可以通过发行权益工具融资，因此公司债的发债主体中非上市公司占到了多数，这一点可从表1 Panel C的统计中得到证明。
(二)会计信息的定义
本章节选取了资产负债率(LEV)、流动比率(CUR)、速动比率(QUI)、已获利息倍数(TIE)、流动资产比重(CA/TA)、流动负债比重(CD/TD)、经营活动产生的现金流/负债总额(C/D)、经营活动净收益/利润总额(ONI/TP)、总资产增长率(TA)、营业收入增长率(ORG)、流动资产周转率(CAT)、总资产周转率(TAT)、每股经营活动产生的现金流量净额(COPS)、每股自由现金流(FCPS)、净资产收益率(ROE)、总资产收益率(ROA)、总资产净利率(JROA)17个具有代表性的会计指标来代表发债主体的会计信息。具体的指标选取过程参见文献[26]。为了在尽可能不损失信息含量的基础上解决由于指标过多可能产生的共线性问题，对这17个指标的简化本文采取因子分析的方法。
表2为发债主体17个财务指标的主因分解结果。可以看出，前六个因子的特征值分别为4.273、3.185、0.788、1.201、1.008和0.998，根据因子特征值大于1的因子选取标准，本章节选取前6个公因子(用F1～F6表示，下文同)。6个公因子累计的解释程度接近75%，从共性方差结果来看，主因子分析后大部分指标的共性方差也几乎都超过70%，说明6个因子能够很好地反映各指标所包含的大部分信息。
根据表2中各财务指标的旋转载荷，本文将公因子F1～F6分别命名为盈利能力因子、现金流量因子、偿债能力因子、营运能力因子、成长能力因子和流动能力因子并计算出6个因子的得分，用于下文的实证检验和分析。
(三)研究模型
本章节采用以下模型检验会计信息在公司债交易市场(二级市场)上的有用性：
本文借鉴权益市场背景下伊斯顿和哈里斯(Easton & Harris，1991)[27]提出的水平与变化模型(level and change model)提出研究盈余两个组成部分信息含量的研究模型，如下所示：
模型1用来检验发债主体当年的会计信息与公司债当年年度持有收益率之间的相关性；发债主体的会计盈余的两个组成部分——现金流量和应计利润对公司债估价的有用性和信息含量差异通过模型2来检验。
R的计量窗口与会计信息的计量期间保持一致，从每年的1月至当年的12月。但上交所有类似对股票发行主体的规定：公司债的发债主体应在每个会计年度结束之日起四个月内公布年度报告。因此考虑到财务报告的延迟公告可能给研究带来的影响和偏差，我们在之后的稳健性检验中对R的计量选择了当年的5月1日到次年的4月30日。
2.自变量。F1、F2、F3、F4、F5和F6是利用因子分析法得到的计量发债主体会计信息的因子。根据前文因子分析的结果，在模型1中，F1、F2、F3、F4、F5和F6分别是衡量公司盈利能力、现金流量、偿债能力、营运能力、成长能力和流动性的公因子。
模型2中，我们将会计信息中最重要的盈余信息作为因变量，考察其两个组成部分—一现金流量和应计利润的绝对有用性和相对有用性。
是发债主体经营活动现金流量，计算公式为：公司债i的发债主体在第t年度的经营活动现金流量除以第t年末的负债账面价值。在股权市场的研究中，一般使用权益市场价值或者资产总额的账面价值作为某些会计变量计算时的分母。但在公司债市场中，大部分发债主体为非上市公司，无法获得权益市场价值。鲍曼(Bowman，1980)[28]认为，企业的市场价值可以用负债的账面价值来替代。因此在本章节的研究中均使用负债总额作为分母来计算相关会计变量。
为公司债i的发债主体在第t年度的应计利润总额，其计算公式为：=
-，其中为相应年度的净利润。
Δ和Δ分别表示公司债i的发债主体在第t年度的经营活动现金流量和应计利润总额的变化量。Δ的计算公式为发债主体在第t年度的经营活动现金流量减去第t-1年度的经营活动现金流量，Δ的计算公式同Δ类似，为发债主体在第t年度的应计利润总额减去第t-1年度的应计利润总额，为了减轻异方差所导致的估计误差，对这两个变化量都除以了负债的账面价值。阿里与查诺文(Ali & Zarowin，1992)[29]的研究证明，在做盈余与超额收益率的回归分析时，解释变量同时包括水平量和变化量能增加模型的解释力。同时使用水平和变化模型在中国资本市场背景的会计研究中也很常见[21，30]。另外，很多研究使用幼稚模型(Naive Model)计算未预期的现金流量，计算方法为：本期未预期的现金流量=本期的实际现金流量-本期预期的现金流量，在幼稚模型中，通常用上期实际的现金流量代替本期的预现金流量，因此本期的未预期现金流量=本期实际的现金流量-上期实际的现金流量。综上所述，对于模型2中ΔCFO和ΔACC的经济含义可以这样理解：每单位负债账面价值经营活动现金流量和应计利润总额的未预期值。
3.控制变量。我们参考温斯坦(Weinstein，1983)[32]的模型。该模型加入了债券β⑤以及市场指数外的因素，债券β与存续债券年限及其违约风险溢价是正相关关系，与无风险利率和公司债票面利率是负相关的关系。本文参考温斯坦(Weinstein，1983)[32]的研究，在模型中加入了以下控制变量：
四、实证结果与分析
(一)描述性统计
表3是本章检验模型1和模型2中相关变量的描述性统计结果。表3中加入了前文用于因子分析的17个财务指标的原始数据，以便更好地描述企业样本期间发债主体的财务信息和经营状况。
从本表中可以看出，因变量公司债年度持有收益率R的均值为5.8%，样本的R值范围为-8.7%～23.5%，同中国股市的收益率相比，中国公司债的收益率偏低⑧；样本的公司债票面利率IR均值为5.29%；上证企债指数MR的年平均收益率为5.5%，略低于单只公司债计算出的年度持有收益率均值；无风险利率RF 2001～2010年的均值为2.8%；公司债样本的违约溢价风险DRP均值为2%，变动范围在-13.7%～16.3%之间。
(二)会计信息在公司债交易市场中有用性的回归结果
表4是模型1的回归结果。模型1主要检验了发债主体在公司债上市交易后其会计信息的有用性，即其会计信息与债券年持有收益率之间的相关性。从回归结果来看，F1、F2、F3、F4、F5和F6的回归系数分别为0.0038、0.0013、0.0004、0.0001、0.0001和0.0004，与因变量正向相关，说明发债主体在公司债上市交易后的财务信息和经营成果会影响债券的收益率，盈利能力越强、现金流量越充裕、偿债能力越强、营运能力越高、成长性越好、流动性越强的企业其所发行的公司债收益率越高，特别地，F1和F2的回归系数分别在10%和5%的水平上显著大于0，说明债券市场和债券投资者格外关注发债企业的盈利能力和现金流量。盈利能力是企业资金或资本增值能力，是企业长期稳定发展成长的关键，研究结果在公司债市场上盈利能力也是投资者非常关注的会计信息，同时，由于公司债还本付息的刚性规定，公司债持有者对各期间的利息支付也很敏感，因此更加关注企业的现金流量水平，这与本文的预期结果一致。
MATUR和DRP的回归系数分别为0.0006和0.7395，均在1%的水平下显著大于0，这个结果表明公司债的到期年限与违约风险溢价水平与债券持有收益显著正相关，即债券的到期年限越长、违约风险溢价水平越高，其年度收益率越大，说明了目前中国公司债的投资者是风险偏好型的。IR、MR和RF的回归系数分别为0.0044、0.3603和1.4054，均在1%的水平上显著大于0，表明票面利率、市场收益和无风险利率均与公司债的年度持有收益显著正相关。而代表企业规模和流动性的负债总额DEBT与公司债收益负相关，虽与预期一致，但并不显著。另外，代表模型显著性的F值为414.02，在1%的水平下显著，反映模型解释能力的调整R[2]值为0.76，表明本文构建的模型拟合程度较高，能够恰当地描述债券年度持有收益的过程。
通过实证分析，本文研究了发债主体的会计信息与公司债年度持有收益的相关性，从动态的角度证明了会计信息的公司债契约有用性。从本部分的研究结果中可以看出，公司债的投资者对企业的盈利能力和现金流量格外关注，根据权益市场背景下盈余及其组成部分的信息含量，学者们得出的基本结论是：盈余和现金流具有价值相关性。因此本章节在验证会计信息与收益率相关的基础上，将进一步探讨会计盈余组成部分在公司债契约中的价值相关性。
(三)会计盈余在在公司债交易市场中有用性的回归结果
1.变量之间的相关分析
表5列示了模型2中主要变量的Pearson相关系数矩阵。在显著性水平为0.01、0.05和0.1的双尾检验下，该结果说明了以下几个问题：
(1)公司债的年度持有收益率R与债券的到期年限MATURE和违约风险溢价DPR显著正相关，说明目前中国的公司债投资者是风险偏好型。
(2)公司债的年度收益率R与债券的票面利率IR、上证企债指数收益率MR和无风险利率RF显著正相关，表明回归模型中引入这些模型与理论预期是一致的，这些变量能有效地控制外在因素对公司债收益率的影响。
(3)公司债的票面利率IR与无风险利率RF显著正相关，表明了宏观因素对利率的影响。
(4)应计利润总额ACC与经营活动现金流量OCF显著负相关，这同陆静等(2002)[34]和鲍恩、博格斯塔勒与戴利(Bowen、Burgstahler & Daley，1987)[7]的研究结论相一致。
(5)经营活动的现金流量OCF与变化量ΔOCF、应计利润总额ACC与变化量ΔACC的系数均显著大于0，说明水平量与变化量之间高度正相关。
2.回归结果与分析
以每年的1月1日至12月30日为公司债年度持有收益率计量窗口，本文用所选择的1830个样本观测对模型2进行了OLS回归，回归结果如表6所示。
F值为446.01，代表着模型的显著性较高，对应的P值小于0.0001，说明被解释变量和解释变量存在显著的线性关系；调整的R[2]值为0.709表示模型的拟合程度很高。
首先，我们分析会计盈余的两个组成部分——现金流量和应计利润总额的绝对有用性，即这两部分与公司债年度持有收益率的相关性。表6中，OCF和,ΔOCF的回归系数为0.0330和0.0634，分别在5%和l%的水平下显著大于0，说明发债主体的现金流量与公司债的年度持有收益率存在显著的正相关关系，验证了债券市场和公司债投资者在对公司债估价时利用了发债主体现金流量的信息，这与公司债投资者所要求定期付息、到期还本的契约条款相符，也与之前我们的理论分析和预期相一致。ACC和ΔACC的回归系数为0.0130和0.0593，分别在10%和5%的水平下显著大于0，这个结果表明在给定现金流量信息的前提下，应计利润总额仍然对投资者具有正向的信息含量；同样的，在给定应计利润总额的基础上，投资者对发债主体的现金流量也做出了正面的估价。至此，本文用大样本的实证检验结果将权益市场中的结论外推到了中国的公司债市场。
其次，我们探讨会计盈余的两个组成部分信息含量的相对有用性。伯纳德与斯德伯(Bernard & Stober，1989)[21]认为盈余两个组成部分的信息含量不存在显著的系统差异，而斯隆(Sloan，1996)[5]关于权益市场的研究表明这两者存在系统差异，但这种差异并未显著地反映在股票价格中，直到信息含量能够影响未来盈余。表7为现金流量项目和应计利润项目对公司债年度持有收益率影响差异的检验结果。模型2中OCF和ACC的回归系数差异值为0.020，ΔOCF的回归系数同样大于ΔACC的系数，差异为0.041，尤其是OCF和ACC的回归系数差异在10%的水平下显著大于0，这个结果表明由于公司债契约中对发债主体定期付息的刚性要求，盈余中的现金流量项目在公司债背景下的信息含量更丰富，对投资者的信息价值更大。我们的结论表明发债主体在披露会计盈余同时，再披露会计盈余组成部分的信息会给债券持有者带来增量信息。
(四)稳健性检验
本章节主要进行了以下三方面的稳健性检验：第一，2007年8月14日证监会发布了《公司债券发行试点办法》，详细规定了公司债券的审核与发行程序、市场化的债券定价机制以及债券持有人的权益保障，公司债的发行和交易有了完善的制度保障。为了消除制度变化对研究结果的影响，在稳健性检验中仅选取2008～2010年三年的样本观测进行了以上检验；第二，上交所规定公司债在每个会计年度结束之日起四个月内披露年度报告，本章节中对债券年度持有收益率R的计量窗口为1月1日到12月31日，为了考虑财务报告推迟公布可能对研究结果造成的影响和偏误，在稳健性检验中将R的计量窗口调整为当年5月1日到次年4月30日，其他变量MR、RF和DRP的计量窗口期也做了相应的调整；第三，将模型中经营活动现金流量用现金流量表中现金及现金等价物余额代替。上述三种稳健性检验的结果与表4、表6和表7结果类似，表明本文得到的研究结果是稳定的。⑨
五、主要研究结论
在第四章中，通过实证检验，证明了企业在发行公司债时，会计信息在公司债契约中的有用性，即会计信息与公司债发行利率的相关性。通过实证检验，本章节从动态的角度验证了公司债在二级市场的交易过程中发债主体当年的会计信息对债券年度持有收益率的影响。
首先，利用因子分析得到6个综合了大部分会计信息的公因子，研究了公司债在上市交易后发债主体当年的会计信息与债券年度持有收益率之间的相关性。我们收集了2001～2011年上市交易公司债的1830个年度观测，根据面板数据估计了一个横截面回归模型，验证动态交易过程中会计信息的公司债契约的有用性；其次，将会计信息中最重要、信息含量最丰富的会计盈余信息单独提取出来，运用水平和变化的OLS的回归模型，探讨了现金流量和应计利润在公司债交易过程与债券年度持有收益率的相关性，并且比较了这两个组成部分的相对信息含量，即现金流量和应计利润对公司债估价的相对有用性；最后还比较了上市和非上市的发债主体信息有用性的差异。
研究证据表明，公司债在上市进行交易后，发债主体当年的会计信息会影响债券当年的年度持有收益率，尤其是发债主体的盈利能力和现金流量与公司债的收益率显著正相关，盈利能力越强、现金流量越充裕的企业其所发行的公司债的收益率越高；会计盈余的两部分——现金流量部分和应计利润，均与债券的年度持有收益率显著正相关；虽然两部分对收益率都存在显著的影响，但会计盈余中的现金流量部分同应计利润项目相比，与债券收益率的相关性在10%的水平上显著更强，这说明在市场或投资者对公司债进行估价时，赋予了现金流量更大的权重，这与理论和我们的预期相一致，使得权益市场背景下并未被普遍支持的观点在中国的公司债市场中得到了验证。
我们将权益市场中会计信息的有用性拓展到了公司债市场，为会计信息在公司债契约中的有用性提供了动态交易角度的证据。财务报告所提供的会计信息有利于使用者做出以投资和信贷为主的经济决策，这是理论界和实务界普遍认同的观点。研究证明了会计数字在中国的债券市场中是有用的，研究结论对于促使发债主体持续而完整地披露财务和会计信息，以便债券投资者做出正确的决策具有重要的理论和实践指导意义。
注释：
①为截至2011年底数据。
②2004年2月《国务院关于推进资本市场改革开放和稳定发展的若干意见》简称“九点意见”。
③本章节要使用发债主体公司债交易当年的财务报告信息，根据上交所的规定，公司债券上市期间，企业在每个会计年度结束之日起4个月内公布年度报告，信息披露内容与发行股票的上市公司所披露的内容相似。
④本文对R的计量未考虑利息的再投资收入；因为每只债券的利息支付日期不一致，所以R的计量会有误差；由于缺乏有效数据，无法像权益市场计算债券的超额累计收益(CAR)，所以本文使用债券的原始收益率。
⑤同权益市场上股票的β值类似，债券β衡量债券收益率对市场指数收益率的敏感程度。
⑥上证企债指数为上海证券交易所2003年6月9日发布的企业债指数。该指数是上交所从国内交易所上市企业债中挑选了满足一定条件的具有代表性的债券组成样本，按照债券发行量加权计算的指数。指数基日为2002年12月31日，基点为100点。
⑦中信标普债券指数是中国国内最早的体系完备的债券系列指数。中信标普企业债指数是其指数体系中追踪企业债表现的指数。基期是1999年12月30日，基值为1000点。
⑧2008年，北京岳华德威资产评估公司赵强运用截至2008年底中国股市交易数据，测算1999～2007年中国股市股权投资超额收益率均值为7.36%。
⑨限于篇幅，没有报告研究结果。
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