强制采用IFRS的市场效应来自于质量效应还是趋同效应

强制采用IFRS的市场效应来自于质量效应还是趋同效应？姚立杰(北京交通大学经济管理学院，北京100044)摘要:本文主要研究的是国际财务报告准那么(IFRS)强制采用的资本市场流动性效应的成因。是由于IFRS与其它外乡会计准那么的质量差异？还是由于各国外乡会计准那么向单一会计准那么：IFRS的趋同？本文通过将IFRS强制采用的总资本市场流动性效应分解为如下两局部以试图答复上述问题。一局部是由于IFRS和其它外乡会计准那么质量的差异而带来的资本市场流动性效应，本文将其命名为“质量效应〞；另一局部是由于各国外乡会计准那么向单一会计准那么：IFRS的趋同而带来的资本市场流动性效应，本文将其命名为“趋同效应〞。而前人的研究(诸如，Barthetal.,2006;Daskeetal.,2021)均将IFRS强制采用的会计信息质量的变化或者资本市场流动性、资本本钱和市场权益价值的变化归因于IFRS与其它外乡会计准那么质量的差异，即“质量效应〞，而忽略了IFRS强制采用的“趋同效应〞的存在。这所带来的后果是：如果“趋同效应〞显著为正，那么前人研究应该是高估了“质量效应〞；如果“趋同效应〞显著为负，那么前人研究那么应该是低估了“质量效应〞。为此，本文采用了回归分析法和双重差分法，试图将IFRS强制采用的总资本市场流动性效应分解为“质量效应〞和“趋同效应〞两局部，以期得到真实的“趋同效应〞和“质量效应〞的大小。与Daskeetal.(2021)发现一致的是，本文也发现公司在强制采用IFRS之后的平均资本市场流动性显著增强了。但与前人发现(例如,Barthetal.2006;Armstrongetal.2021;Daskeetal.2021)不同的是，本文发现IFRS强制采用的总资本市场流动性的正向效应并非来自于正向的“质量效应〞，而仅来自于正向的“趋同效应〞。本文还发现IFRS强制采用的总资本市场流动性效应中的“质量效应〞显著为负，这说明投资者预期IFRS的质量并非高于其它外乡会计准那么的平均质量。关键词:国际财务报告准那么；资本市场流动性；质量效应；趋同效应中图分类号：F23文献标识码：A引言随着IFRS在世界范围内的普遍认可和广泛应用，对IFRS采用的市场效果研究成为了一个非常热门的话题。但是，虽然一些研究探讨了IFRS强制采用的市场效应，诸如价值相关性、分析师的盈余预测、资本市场流动性，资本本钱，企业市场价值等，但是这些研究均将IFRS强制采用的市场效应，无论是正向还是负向，归因为IFRS的质量相对于其它外乡会计准那么质量的上下。例如，Daske,Hail,LeuzandVerdi(2021)研究发现IFRS的强制使用带来了企业资本市场流动性的增强，融资本钱的降低和权益价值的增加，他们将这些正向市场效应归因于IFRS的高质量。但是IFRS强制采用的市场效应并不只是由于IFRS相对于其它外乡会计准那么的质量上下造成的〔称之为“质量效应〞〕，其还可能是来自于各国外乡会计准那么向单一会计准那么的趋同〔称之为“趋同效应〞〕。本文认为，无论是““质量效应〞还是“趋同效应〞都是IFRS强制采用的总市场效应的必要组成局部。但是所有的前人研究，包括Armstrong,etal.(2021)，Barthetal.(2006)和Daskeetal.(2021)均没有考虑“趋同效应〞在IFRS采用的总市场效应中的作用。人为地忽略了“趋同效应〞，而将IFRS强制采用的总效应直接等同于“质量效应〞所带来的后果是：如果“趋同效应〞显著为正，那么“质量效应〞就会被高估；如果“趋同效应〞显著为负，那么“质量效应〞那么会被低估。鉴于此，本文试图将IFRS强制采用的总资本市场效应分解为“趋同效应〞和“质量效应〞，并进一步检验IFRS强制采用的总资本市场效应主要是由于“趋同效应〞呢？还是“质量效应〞？“趋同效应〞和“质量效应〞分别是正向还是负向？具体来讲，本文研究的是IFRS强制采用的资本市场流动性效应。之所以研究资本市场的流动性效应，本文的考虑如下：首先，资本市场的流动性是市场微观结构研究的核心(GlostenandMilgrom,1985；GrossmanandMiller,1988)。其次，资本市场的流动性在资本市场中扮演着重要的角色，其不仅影响资本市场的效率(Chordia,Roll,andSubrahmanyam,2021)，还会影响资本市场的稳定性。资本市场缺乏流动性经常被指责加速了1987年股票市场的金融危机，以及1998年长期资本管理的崩盘。此外，促进资本市场流动性增强的财务政策会增加企业的价值，进而降低企业的时机资本本钱(AmihudandMendelson,1986)。最后，对资本市场流动性的检验并不受限于企业的财务指标〔例如会计盈余指标〕，资本市场流动性还可以捕捉到更广泛的财务报告信息，诸如市场对IFRS下企业信息披露等的反响(Leuz,2003)。本文接下来的布局是：第二局部是文献回忆，第三局部提出了本文的研究假设，第四局部就本文的研究设计做具体说明，第五局部介绍了本文的数据收集和变量定义，第六局部阐述了本文的主要实证结果，最后的第七局部是本文的结论。文献回忆IFRS的准那么制定者预期IFRS的应用将使企业的财务报表能够更好地反映企业的经济实质详见IAS1的第13段。。但是，IFRS是否真正到达了其预期的效果呢？为此，学者们进行了大量的研究。由于绝大局部国家或地区在2005年才开始强制采用IFRS，因此2006年之前的绝大局部研究几乎都是针对自愿采用IFRS的研究。2006年及2006年之后，随着强制采用IFRS的公司数目的不断增加和与此相关的研究数据的丰富详见IAS1的第13段。2.1自愿采用IFRS的研究自愿采用IFRS的研究主要集中在对自愿采用IFRS前后的会计质量、资本本钱、分析师预测误差、信息不对称性、成为并购目标可能性、市场价值和外乡投资偏差(HomeBias)等指标的变化的研究上。Barth,LandsmanandLang(2006)发现相对于外乡会计准那么，公司采用IAS之后的盈余管理程度显著降低了，损失确认更加及时了，并且盈余的价值相关性也显著增强了。这说明公司采用IAS之后的会计信息质量提高了。Daskeetal.(2006)发现采用IFRS或者USGAAP公司的预期权益资本不但没有下降反而增加了。AshbaughandPincus(2001)发现自愿采用IAS之后，分析师的预测误差显著降低了，并且公司的市场价值也增加了。CujipersandBuijink(2005)发现公司在自愿采用IAS或者USGAAP之后，跟踪这些公司的分析师数目增多了，但是他们还发现IAS或者USGAAP下的信息不确定性增强了，表达在较大的分析师预测误差波动性和较大的股票收益率波动性上。GassenandSellhorn(2006)发现由采用德国公认会计原那么转而采用IFRS之后，公司股票的买卖价差降低了，但是股价的波动性却增强了。AshbaughandDavis-Friday(2002)发现IAS或者USGAAP的自愿采用增加了企业成为并购目标的可能性。Covrigetal.(2006)以来自于世界各地的25,000个互助基金为研究样本，研究发现IAS的自愿采用带来了投资者外乡投资偏差(HomeBias)的减弱。2.2强制采用IFRS之相关研究2002年6月4日，欧盟财政委员会(theCouncilofMinistersoftheEU)发布官方声明，此声明要求欧盟的所有上市公司必须按照IFRS编制其2005年1月1日及其之后日期为财务年度开始日的合并财务报表。一些研究检验了这项声明的市场反响和与该项声明有关的其它事件的市场反响。Comprixetal.(2003)发现，增强IFRS被采用可能性的消息与股票收益率显著正相关。Armstrong,etal.(2021)研究了与欧洲强制采用IFRS有关的16个事件的股票市场反响，研究发现强制采用IFRS之前信息环境质量不高的公司和信息不对称性比拟严重的公司，其股票收益率的增幅比拟大，研究还发现强制采用IFRS之前信息环境质量比拟高的公司的股票收益率也增加了，这说明市场预期IFRS的采用会带来正向的趋同效应。对IFRS强制采用的经济效果的研究表达在如下方面。首先，一些学者研究了由采用外乡会计准那么转而采用IFRS的转型效应，及这种转型效应对会计指标的影响〔DemariaandDufour,2007;Capkunetal.,2021)。2007年11月，美国SEC声明：在美国上市的并且采用IFRS的外国公司可以不必按照USGAAP对其财务报表进行调整了。但是在2007年以前，外国公司在美国上市需要编制20-F表以调整IFRS或者外乡会计准那么与USGAAP之间的差异。HughesandSander(2021)在这一背景下研究了在美国上市的欧盟公司的IFRS净利润和USGAAP净利润的差异是否比外乡会计准那么净利润和USGAAP净利润的差异小，研究并未发现IFRS净利润和USGAAP净利润之间的差异明显减少。Stenkaetal.(2021)检验了英国上市公司强制采用IFRS之后的净利润和所有者权益的变化及其原因，他们发现对商誉的处理差异是导致IFRS和英国公认会计原那么下的净利润和所有者权益差异的最主要原因。其次，一些研究发现投资者从IFRS的强制采用中受益了，表达在IFRS强制采用之后较高的价值相关性，较强的资本市场流动性，较低的资本本钱，较高的市场权益价值，和信息环境质量的改善等。Capkunetal.(2021)发现由采用外乡会计准那么转而采用IFRS的盈余调整金额与企业的市场价值和股票收益率具有价值相关性。Daskeetal.(2021)研究发现IFRS的强制采用带来了企业资本市场流动性的增强，企业权益价值的增加，和企业资本本钱的降低，他们把这些正向市场效应归因于IFRS的高质量。Li(2021)以欧盟的1084家上市公司1996至2005年间的数据为研究样本，发现IFRS的强制采用显著降低了企业的权益资本本钱。Palea(2021)也发现强制采用IFRS之后，欧盟银行的权益资本本钱显著降低了。Prather-Kinseyetal.(2021)发现IFRS的强制采用增加了会计信息的价值相关性，降低了企业的资本本钱，并且成文法国家所受的影响要大于案例法国家所受的影响。Byard,etal.(2021)发现欧盟企业在强制采用IFRS之后，分析师的盈余预测误差显著减小了，并且外乡会计准那么与IFRS的差异越大，法律实施力度越强，分析师盈余预测误差减少得更多。Alvesetal.(2021)研究了欧洲15国上市公司强制采用IFRS的资本市场流动性和信息不对称性的变化，他们收集了11000个采用IFRS前后的盈余公告，计算了观察期的异常买卖价差、异常交易量和异常收益率的波动性。研究结果显示，实施IFRS后的盈余公告前一日的异常买卖价差比实施IFRS之前的盈余公告前一日的异常买卖价差要高，这说明市场相信IFRS的盈余比欧洲各国外乡会计准那么的盈余更具有信息含量。但是也有一些研究并没有发现投资者从IFRS的强制采用中受益。随着IFRS的采用，英国上市公司的股东对股东权益价值的关注在增强，但是对盈余信息的关注却在降低，但是研究并没有发现IFRS的强制采用增强了企业会计信息对未来权益价值的预测能力(PaananenandParmar,2021)。Beuselincketal.(2007)发现IFRS在欧洲的强制采用并没有立即带来会计信息可比性的增强。Platikanova(2007)发现强制采用IFRS之后，英国和瑞典公司的交易本钱增加了。ShiandKim(2021)发现IFRS下的信息披露的增多促进了知情交易者收集和交易私有信息，进而导致了股价同步性的下降和公司特有收益率波动性的增强。BeneishandYohn(2021)发现IFRS的采用本身并没有显著降低投资的外乡偏差(HomeBias)。总之，对强制采用IFRS的市场效应的研究并未得出一致性的结论。即使强制采用IFRS的市场效应的结论是一致的，那么IFRS强制采用的正向或负向当市场效应难道仅仅是由于IFRS的质量不同于其它外乡会计准那么的质量吗？如前所述，IFRS强制采用的市场效应不单单是由于IFRS的质量不同于其它外乡会计准那么的质量所造成的，来自于各国外乡会计准那么向单一会计准那么的趋同而产生的“趋同效应〞不容被无视。因此，在没有考虑IFRS强制采用的“趋同效应〞的前提下，任何研究不能对IFRS的质量上下作草率结论。研究假设IASB及其前身IASC一直以来都以制定一套以公众利益为中心，高质量、易于理解、和可执行的可供全球通用的会计准那么为目标，进而促进会计信息透明度和可比性的增强。因此，制定IFRS的初衷就是要使IFRS的质量高于其它外乡会计准那么的质量，进而增强财务信息的可比性和透明度，降低会计信息的不对称性。准那么制定者们预期IFRS的采用会增强各国公司财务报表的可比性，改善公司信息的透明度，提高企业财务报告的质量，最终使广阔投资者受益〔例如，ECRegulationNo.1606/2002〕。具体地，IFRS有着如下优点。首先，IFRS要求企业呈报更广多的信息。例如，IFRS要求企业必须提供现金流量表，但是某些外乡会计准那么，诸如意大利和西班牙的外乡会计准那么，并不要求公司提供现金流量表。其次，IFRS能够更好地反映企业的经济实质。例如，采用IFRS之前，有些国家的公司会直接采用由税务机关所设定的过高的折旧率，这所导致的结果是：虽然某项资产的折旧已经计提完毕，但是该项资产仍在使用之中，最终导致在该项资产折旧计提完毕之后且该项资产的存续期间内企业的利润被高估。而IFRS要求企业要根据其自身的实际经济情况采用适宜的折旧率水平。由上可见，IFRS所提供的信息内容更加丰富了，企业的财务报告也能够更好地反映企业的经济实质，但是我们却不能因此而忽略了IFRS所存在的问题。首先，IFRS中公允价值的广泛采用使得企业财务信息的波动性增强，这所带来的结果是企业当期财务信息对其未来财务信息的预测能力因此而降低。其次，IFRS对同一业务的处理允许采用不同的会计处理方法，即IFRS缺乏标准化。例如，在IFRS下有些企业选用按比例合并财务报表，而有的企业选用权益法合并财务报表；有的公司资本化利息支出，而有的公司费用化利息支出。再次，不同公司对IFRS的理解可能并不一致。例如，IAS27(?合并财务报表?)所依据的一条重要的原那么是“实质性控制〞原那么，但是到底母公司拥有子公司多大的股权比例才算是实质性控制，不同公司的理解却截然不同。再有，虽然很多国家或地区声称强制采用了IFRS，但是他们采用IFRS的方式是不同的：有的国家或地区几乎是一字不差地完全照搬IFRS，诸如澳大利亚和香港；但是有的国家或地区采用的却是经过修订之后的IFRS，其中最具代表性的就是欧盟。欧盟采用的是经过修订的IAS39，此外，中国、新加坡、马来西亚和菲律宾采用的也都是经过修订之后的IFRS。这所造成的结果是，虽然各国都声称采用了IFRS，但是各国所采用的IFRS却存在着差异。最后，IASB并不具有法律权限保证IFRS的有效贯彻和实施，因此IFRS的执行需要依赖于各个采用国家，但是各国的法律执行情况却存在着很大的差异。鉴于IFRS的优缺点，上市公司能否从IFRS的强制采用中受益就变成了一个需要实证检验才能答复的问题，因此本文将以资本市场流动性为维度检验投资者是否从IFRS的强制采用中获益。信息不对称性的存在使得IFRS的采用与资本市场流动性之间建立了必然的联系。理论研究说明，信息不对称性的降低会带来资本市场流动性的增强(Kyle，1985；GlostenandMillgrom，1985)。如果知情交易人和不知情交易人之间的信息不对称性越大，那么其资本市场的买卖价差越大，并且市场深度越窄(GlostenandMilgrom,1985；Kyle,1985；EasleyandO’Hara,1987；FosterandViswanathan,1990)。买卖公司股票者之间信息的不对称性引入了由于信息不对称所带来的逆向选择的本钱。在实际的制度环境中，逆向选择的问题在资本市场流动性不高的公司中尤其明显(CopelandandGalai,1983；Kyle,1985；GlostenandMillgrom,1985)。目前也有一些研究信息不对称性与资本市场流动性的关系，例如信息披露的增多所带来的资本市场流动性的增强(LeuzandVerrecchia,2000)。因此，如果IFRS的强制采用确实降低了信息的不对称性，那么预期资本市场的流动性会增强；但是如果IFRS的强制采用没有降低信息的不对称性，那么预期资本市场的流动性会降低。因此本文的第一个假设是：H1：在其它因素保持不变的前提下，强制采用国际财务报告准那么的公司在强制采用前后，其资本市场流动性会发生变化。接下来，本文试图将强制采用IFRS的总资本市场流动性效应分解为两局部。一局部是由于各国外乡会计准那么向单一会计准那么的趋同而带来的“趋同效应〞。无论这个单一会计准那么是IFRS还是其它国家的会计准那么，无论这一单一会计准那么的实际内容如何，也无论这一单一会计准那么的质量是否高于其它外乡会计准那么的质量，许多国家要求上市公司按照这一单一会计准那么编制合并报表本身，可能会带来这些国家上市公司在会计信息的记量和披露方面发生重大的变化。这种各国之间会计计量方式和披露方式的报告框架的差异的减少，势必会带来会计信息在国际间的可比性发生变化。举例来说，如果此单一会计准那么是USGAAP，那么会有趋同效应的存在；相似地，如果此单一会计准那么是其它国家的会计准那么，比方说巴西公认会计原那么或者是墨西哥公认会计原那么，同样也会有“趋同效应〞的存在。另一局部是“质量效应〞，即由于IFRS质量与其它外乡会计准那么质量的差异而带来的IFRS强制采用的资本市场流动性效应。高质量的会计准那么能够如实反映企业的经营状况和经营结果。高质量的会计准那么就像一台好的照相机，能够拍出清晰且反映事物真实情况的相片；而质量不好的会计准那么就像一台不好的照相机，在某种程度上人们无法预知这台照相机拍出的相片是否能够反映事物的真实面貌，而有时用它拍出的相片要么模糊不清，要么偏色或者变形。准那么制定者们认为高质量的会计准那么可以增强投资者的信心，进而降低信息不对称性和增强资本市场的流动性(Leuz，2003)。此外，Levitt(1998，第81页)也指出，“高质量的会计准那么会使得投资者信心增强，进而改善资本市场流动性，并降低资本本钱〞〔另见FASB1999，第3页〕。如果IFRS的质量高于其它外乡会计准那么的质量，那么预期会有正向的“质量效应〞；反之，如果IFRS的质量低于其它外乡会计准那么的质量，那么预期“质量效应〞为负。因此，下面两个假设将就IFRS强制采用的“趋同效应〞和“质量效应〞分别做检验。H2：在其它因素保持不变的前提下，强制采用国际财务报告准那么的公司在强制采用前后，其由于趋同效应的原因会使其资本市场流动性会发生变化。H3：在其它因素保持不变的前提下，强制采用国际财务报告准那么的公司在强制采用前后，其由于质量效应的原因会使其资本市场流动性会发生变化。研究设计4.1总资本市场流动性效应为了检验公司强制采用IFRS的总资本市场流动性效应，本文对所有研究样本和配比样本的公司月份数据做如下方程回归：式4—1其中是资本市场流动性的3个度量指标之一，即股票周转率和两个版本的市场深度度量指标。代表的是早期自愿采用者，如果公司在其所在国强制要求采用IFRS的正式对外公布日之前就已经自愿采用了IFRS，并且处于公司自愿采用IFRS之后的期间，那么赋值为1，否那么为0。代表的是晚期自愿采用者，如果公司在其所在国强制要求采用IFRS的正式对外公布日之后，但是在其所在国的强制采用IFRS的正式开始日之前自愿采用了IFRS，并且如果处在公司自愿采用IFRS之后的期间，那么赋值为1，否那么为0。代表强制采用IFRS之后的期间，如果时间处在公司所在国家强制要求其上市公司采用IFRS的日期之后，那么其值为1，否那么为0。两个交叉项，和的系数说明的是当IFRS的采用变成强制性的之后早期自愿采用者和晚期自愿采用者的资本市场流动性的增量效应。代表的是首次强制采用者，如果公司在其所在国家强制要求采用IFRS之前从未自愿采用过IFRS，并且时间处在该公司强制采用IFRS的日期之后，那么的值为1，否那么为0。如果公司在时间采用了USGAAP，那么的值为1，否那么为0。为了与前人对资本市场流动性的研究保持一致(例如，Leeetal.,1993；Welker1995；Chordiaetal.,2000；Ertimur2004；LaFondetal.,2007)，本文也控制了可能对资本市场流动性产生影响的一些因素，这些因素包括企业规模、股票价格、企业成长率、是否发生过损失、企业盈利能力、股利支付情况和股票收益率的波动率。4.2总资本市场流动性效应的分解为了将强制采用IFRS的总资本市场流动性效应分解为“趋同效应〞和“质量效应〞，本文采用了两种方法。第一种是回归方程的方法，即在控制了公司特征、国家和行业固定效应的前提下，以资本市场流动性为因变量，对公司在强制采用IFRS之前的信息环境质量做多元回归；第二种是双重差分法，以期更加直观地得出“趋同效应〞和“质量效应〞的相对大小。方程回归法本文对样本公司的公司月份数据做如下方程回归：式4—2其中，代表着公司在强制采用IFRS之前的信息环境质量的上下。如果公司在强制采用IFRS之前的信息环境质量比拟高，那么的值为1，否那么为0。这里本文主要关注的是交互项的系数，此系数传达的信息是相对于强制采用IFRS之前信息环境质量比拟低的公司的强制采用IFRS的总资本市场流动性效应来说，强制采用IFRS之前信息环境质量比拟高的公司的强制采用IFRS的总资本市场流动性效应的增量效应。如前所述，强制采用IFRS之前信息环境质量比拟低的公司的强制采用IFRS的总资本市场流动性效应既包括“趋同效应〞也包括“质量效应〞，而强制采用IFRS之前信息环境质量比拟高的公司的强制采用IFRS的总资本市场流动性效应仅包括“趋同效应〞，因此如果假设强制采用IFRS之前信息环境质量比拟高的公司的“趋同效应〞类似于强制采用IFRS之前信息环境质量比拟低的公司的“趋同效应〞，那么的系数向我们传达的是〔趋同效应〕减〔趋同效应+质量效应〕，即负向的质量效应。因此，如果显著为正，那么说明强制采用IFRS的平均“质量效应〞显著为负；如果显著为负，那么说明强制采用IFRS的平均“质量效应〞显著为正。双重差分法尽管通过上述多元回归方程的方法可以得出“质量效应〞的正负，但是却并不能明确地说明“质量效应〞和“趋同效应〞的相对大小。此外，为了使本文的研究结果更加稳健，本文接下来采用双重差分的方法来分解强制采用IFRS的总资本市场流动性效应。首先，本文通过对如下方程的回归以计算出公司在时间的资本市场流动性的异常值，。式4—3然后，本文比照了强制采用IFRS前后的平均资本市场流动性异常值。具体是将强制采用IFRS之后的平均资本市场流动性异常值减去强制采用IFRS之前的平均资本市场流动性异常值，并将此差异命名为。因此对于在强制采用IFRS之前信息环境质量比拟低的公司来说，既包括“趋同效应〞又包括“质量效应〞；而对于在强制采用IFRS之前信息环境质量比拟高的公司来说，仅代表“趋同效应〞。最后，本文将具有低质量信息环境公司的平均值减去具有高质量信息环境公司的平均值，以得到“质量效应〞的大小，即。这里所基于对假设是强制采用IFRS之前信息环境质量比拟高的公司的“趋同效应〞类似于强制采用IFRS之前信息环境质量比拟低的公司的“趋同效应〞。数据收集和变量定义5.1数据收集本文的主要研究数据来自于CompustatGlobal&EmergingMarkets数据库。样本期间是1990年1月1日至2007年12月31日。本文研究样本选取的是2005年及2005年之前会计年度已被强制要求采用IFRS的公司，并且可以获得与该公司相关的所需数据和一个国家符合标准的公司数目不少于10家。本文的研究样本最终来自于23个国家或地区，5579家上市公司，30,701个公司年度观测值和348,487个公司月份观测值。总体上来讲，随着时间的推移，各国的资本市场流动性呈现出上升的趋势。举例来说，当今中国深沪两市的资本市场流动性要远远高于90年代初深沪两市刚成立之时的资本市场流动性。此外，资本市场的繁荣和低靡也会给各国的资本市场流动性带来很大的冲击。为了控制这些因素对研究样本资本市场流动性的影响，本文选取了配比样本。配比样本选取的标准是是2005年之前会计年度没有被强制要求采用IFRS的公司，并且可以获得与该公司有关的所需数据。本文的配比样本来自于20个国家，11,064家上市公司，90,676个公司年度观测值和1,060,969个公司月份观测值。变量定义资本市场流动性本文采用三个指标度量资本市场流动性。第一个指标是股票周转率(turnoverratio)，即股票成交金额与其市场价值之比。由于Hasbrouk(2003)发现在众多的非当日的资本市场流动性度量指标中，Amihud(2002)的市场深度是度量资本市场流动性的最好指标，因此与Daouketal.(2006)一样，本文也采用了两个版本的市场深度指标度量资本市场流动性，它们是L2和L3。其中，L2为股票周转率与股票月收益率绝对值之比的自然对数；L3为股票周转率与过去12个月股票月收益率标准差之比的自然对数。5.2.2强制采用IFRS之前的公司信息环境质量依照Armstrongetal.(2007)，本文采用三种方法度量公司强制采用IFRS之前的信息环境质量。首先是ADR，即该公司是否通过使用美国存储凭证在美国市场上交易－。如果一个公司是ADR公司，那么其强制采用IFRS之前的信息环境质量比拟高，否那么比拟低。其次是USGAAP，如果公司在强制采用IFRS之前采用了USGAAP，那么其强制采用IFRS之前的信息环境质量比拟高，否那么比拟低。最后是RMV，如果该公司强制采用IFRS前一年年末的市场权益价值位于该公司所属国家中所有上市公司权益市场价值比拟高的1/3组，那么该公司在强制采用IFRS之前的信息环境质量比拟高，否那么比拟低。5.2.3控制变量为了与前人对资本市场流动性的研究保持一致(例如，Lee,MucklowandReady1993；Welker1995；Chordia,Roll,andSubrahmanyam2000；andErtimur2004；LaFond,LangandSkaife2007)，本文也控制了可能对资本市场流动性产生影响的一些因素，它们是企业规模，股票价格，企业成长率，是否发生过亏损，企业盈利能力，股利支付情况和股票收益率的波动率。本文所有变量的描述详见表1。表1变量定义变量名称变量符号变量含义资本市场流动性L1公司股票的月成交金额与该公司月末权益市场价值之比率的自然对数L2股票周转率与股票月收益率绝对值的比率的自然对数L3股票周转率与过去12个月股票月收益率的标准差的比率的自然对数信息环境质量INFO_ENVIADR:如果该公司是ADR公司,那么其信息环境质量比拟高，其值为1，否那么为0USGAAP:如果该公司采用USGAAP,那么其信息环境质量比拟高，其值为1，否那么为0RMV:如果该公司强制采用IFRS前一年年末的市场权益价值位于该公司所属国家中所有上市公司权益市场价值比拟高的1/3组，那么该公司在强制采用IFRS之前的信息环境质量比拟高，其值为1，否那么为0早期自愿采用者EV如果公司在其所在国强制要求采用IFRS的正式对外公布日之前就已经自愿采用了IFRS，并且处于该公司自愿采用IFRS之后的期间，那么EV赋值为1，否那么为0晚期自愿采用者LV如果公司在其所在国强制要求采用IFRS的正式对外公布日之后，但是在其所在国的强制采用IFRS的正式开始日之前自愿采用了IFRS，并且处在该公司自愿采用IFRS之后的期间，那么LV赋值为1，否那么为0首次强制采用者FT如果公司在其所在国家强制要求采用IFRS之前从未自愿采用过IFRS，并且处在该公司强制采用IFRS的日期之后，那么FT的值为1，否那么为0强制采用IFRS之后期间POST如果处于强制采用IFRS的日期之后，那么POST的值为1，否那么为0企业规模LNMVE月末公司权益的市场价值〔以美元计价〕的自然对数股票价格LNPRC月末公司股票价格的自然对数〔以美元计价〕企业成长率MB月末公司普通股的权益市场价值与权益账面价值的比率是否发生过亏损LOSS如果企业当年的线上工程为负值，那么LOSS等于1，否那么为0盈利能力ROA企业当年的线上工程与平均总资产的比值股利支付情况DIVIDEND现金股利与平均总资产的比值股票收益率的波动性STD_RET公司在过去12个月的股票月收益率的标准差实证结果6.1总资本市场流动性效应总资本市场流动性效应的方程回归结果详见表2。对于首次强制采用者(FT)来讲，其总资本市场流动性在IFRS强制采用后明显地增加了，表达在FT的系数在1%水平下显著为正，其值分别为0.1657，0.3295和0.2083。对于自愿采用者来说，无论是早期自愿采用者(EV)还是晚期自愿采用者(LV)，其系数均在1%水平下显著为正，这说明自愿采用IFRS的公司在自愿采用IFRS之后的资本市场流动性也明显地增加了。这一发现与Daskeetal.(2021)是一致的，即平均来说，以资本市场流动性为维度，无论是自愿采用还是强制采用，投资者从IFRS的采用中受益了。但是与Daskeetal.(2021)的发现不一致的是，本文发现当IFRS的采用变成强制性的之后，自愿采用IFRS的公司，无论是早期自愿采用者还是晚期自愿采用者的资本市场流动性显著降低了。除了当L1作为资本市场流动性的度量指标时，EV*POST系数为负但是不显著之外，表2中所有其它的EV*POST和LV*POST的系数都显著为负。这说明自愿采用IFRS的公司，无论是早期自愿采用者还是晚期自愿采用者，一旦当IFRS的采用变为强制性的以后，这些自愿采用者们在资本市场流动性方面遭受了一定程度的损失。本文的解释是，在强制采用IFRS以前，投资者很可能简单地将公司是否自愿采用了IFRS作为区分其会计质量的一个重要标准：如果公司自愿采用了IFRS，那么投资者很可能预期该公司的会计质量是比拟高的；如果一个公司并没有自愿采用IFRS，那么投资者便很可能预期该公司的会计质量是比拟低的。因此，当一个公司自愿采用了IFRS之后，由于投资者预期该公司的会计质量比拟高，投资者便倾向于交易此公司，因此该公司的资本市场流动性便在其自愿采用了IFRS之后显著增加了。但是当IFRS的采用变成强制性的之后，这时采用国家的所有公司都被强制要求采用了IFRS，因此投资者再也无法依据公司是否采用了IFRS而判别该公司的会计质量，那么自愿采用IFRS公司的原有信息优势〔自愿采用IFRS其会计质量就高，否那么就低〕已经不复存在了。这种原有优势的降低或消失表达在资本市场流动性上就是当IFRS变成强制性采用以后，自愿采用IFRS公司的资本市场流动性出现了一定程度的降低。此外，本文还发现自愿采用IFRS的公司，无论是早期自愿采用者还是晚期自愿采用者，它们在自愿采用IFRS之后的资本市场流动性的增量均大于首次强制采用者强制采用IFRS之后的资本市场流动性的增量。当以L1作为资本市场流动性的度量指标时，EV和LV的系数分别为0.406和0.603，均大于FT的系数0.166；当以L2作为资本市场流动性的度量指标时，EV和LV的系数分别为0.379和0.475，均大于FT的系数0.330；当以L3作为资本市场流动性的度量指标时，EV和LV的系数分别为0.448和0.535，均大于FT的系数0.208。虽然自愿采用者的总资本市场流动性效应高于首次强制采用者的总资本市场流动性效应的原因可能有很多，诸如自愿采用IFRS公司的某些固有特征，例如较大规模，较强的盈利能力等。但是，此研究结果在一定程度上说明了自愿采用IFRS的模式要优于强制采用IFRS的模式。表2总资本市场流动性效应L1L2L3参数估计值Pr

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|t|参数估计值Pr

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|t|参数估计值Pr

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|t|截距项1.737***<.00014.190***<.00013.589***<.0001EV0.406***<.00010.379***<.00010.448***<.0001LV0.603***<.00010.475***<.00010.535***<.0001EV*POST-0.0190.5190-0.281***<.0001-0.439***<.0001LV*POST-0.417***<.0001-0.313***<.0001-0.317***<.0001FT0.166***<.00010.330***<.00010.208***<.0001USGAAP0.630***<.00010.292***<.00010.229***<.0001LNMVE0.136***<.00010.092***<.00010.106***<.0001LNPRC-0.092***<.0001-0.014***0.0004-0.010***0.004MB-0.001***<.0001-0.001***<.0001-0.001***<.0001LOSS0.092***<.0001-0.247***<.0001-0.183***<.0001ROA-0.028***<.0001-0.0070.391-0.017***0.0074DIVIDEND-0.007***0.0003-0.007***0.0039-0.006***0.0052STDRET-0.000***<.0001-0.001***<.0001-0.001***<.0001国家和行业固定效应控制控制控制控制控制控制

R-Square0.10.050.106FValue1031.63470.731039.6Pr

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F<.0001<.0001<.0001样本数目378,415364,147378,405说明：如为早期自愿采用IFRS的公司且处于自愿采用IFRS之后的期间，那么EV的值为1，否那么为0；如为晚期自愿采用IFRS的公司且处于自愿采用IFRS之后的期间，那么LV的值为1，否那么为0；如处于强制采用IFRS之后的期间，那么Post的值为1，否那么为0；如为首次强制采用IFRS的公司，那么FT的值为1，否那么为0；如公司采用了USGAAP,那么USGAAP值为1，否那么为0；LNMVE为股票权益市场价值的自然对数；LNPRC为股价的自然对数；MB为普通股权益市场价值与账面价值之比；如果企业当年的线上工程为负，那么LOSS为1，否那么为0；ROA为当年线上工程与平均总资产的比值；DIVIDEND为现金股利与平均总资产的比值；STDRET为过去12个月股票月收益率的标准差。***，**和*分别代表在1%，5%和10%水平下显著(双尾检验)。6.2总资本市场流动性效应的分解回归方程法总资本市场流动性效应分解的方程回归结果详见表3。如前所述，本文主要关心的是交互项POST*INFO_ENVI的系数方向，此系数向我们传达的是相对于具有低质量信息环境公司的强制采用IFRS的总资本市场流动性效应来说，具有高质量信息环境公司的强制采用IFRS的总资本市场流动性效应的增量效应，即“质量效应〞减“质量效应〞与“趋同效应〞之和，即负向的“质量效应〞。如果POST*INFO_ENVI的系数显著为正，意味着“质量效应〞显著为负；如果POST*INFO_ENVI的系数显著为负，意味着“质量效应〞显著为正。从表3可见，除了当L2作为资本市场流动性的度量指标并且信息环境质量的度量指标是RMV时，POST*INFO_ENVI的系数为负〔-0.020〕但是不显著以外，其它所有POST*INFO_ENVI系数均显著为正，这说明IFRS强制采用的总资本市场流动性效应中的“质量效应〞显著为负。这意味着投资者预期IFRS的质量并非高于其它外乡会计准那么的平均质量。表3回归方程之总资本市场流动性效应分解ADRUSGAAPRMVL1L2L3L1L2L3L1L2L3截距项1.729***4.009***3.467***1.779***4.036***3.499***2.029***4.251***3.740***POST0.266***0.521***0.491***0.275***0.510***0.485***0.285***0.586***0.506***INFO_ENVI0.277***0.0000.204***0.405***0.232***0.120***0.428***0.414***0.428***POST*INFO_ENVI0.720***0.186**0.463***0.743***1.109***1.216***0.092***-0.0200.059**LNMVE0.156***0.097***0.110***0.156***0.094***0.111***0.087***0.025***0.040***LNPRC-0.102***-0.018***-0.014***-0.098***-0.015***-0.012***-0.099***-0.014***-0.010***MB-0.001***-0.001***-0.001***-0.001***-0.001***-0.001***0.000***-0.001***-0.001***LOSS0.104***-0.241***-0.177***0.102***-0.243***-0.176***0.126***-0.218***-0.157***ROA-0.030***-0.008-0.018***-0.030***-0.008-0.018***-0.030***-0.005-0.019***DIVEND-0.008***-0.008***-0.007***-0.008***-0.008***-0.007***-0.008***-0.008***-0.007***STDRET-0.000***-0.001***-0.001***0.000***-0.001***-0.001***0.000***-0.001***-0.001***国家/行业固定效应控制控制控制控制控制控制控制控制控制FValue1098.41516.801147.061100.16522.721150.181155.88545.681199.74Pr

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F<.0001<.0001<.0001<.0001<.0001<.0001<.0001<.0001<.0001R-Square0.100.060.11样本数目385632371364385622385632371364385622376343362620376333说明：如处于强制采用IFRS之后的期间，那么Post的值为1，否那么为0；INFO_ENVI为公司强制采用IFRS之前的信息环境质量，如果其信息环境质量比拟高，那么INFO_ENVI的值为1，否那么为0；LNMVE为股票权益市场价值的自然对数；LNPRC为股价的自然对数；MB为普通股权益市场价值与账面价值之比；如果企业当年的线上工程为负，那么LOSS为1，否那么为0；ROA为当年线上工程与平均总资产的比值；DIVIDEND为现金股利与平均总资产的比值；STDRET为过去12个月股票月收益率的标准差。***，**和*分别代表在1%，5%和10%水平下显著(双尾检验)。双重差分法通过双重差分法将IFRS强制采用的总资本市场流动性效应分解为“趋同效应〞和“质量效应〞的结果详见表4。其中，PanelA，PanelB和PanelC分别列示的是当ADR,USGAAP和RMV作为公司信息环境质量的度量指标时，总资本市场流动性效应的分解结果。当ADR作为公司信息环境质量的度量指标时，且L1，L2和L3分别作为资本市场流动性的度量指标时，“趋同效应〞的大小分别为0.949，0.676和0.914，并且均在1%水平下显著异于0；当USGAAP作为公司信息环境质量的度量指标时，且L1，L2和L3分别作为资本市场流动性的度量指标时，“趋同效应〞的大小分别为0.989，1.575和1.659，并且均在1%水平下显著异于0；当RMV作为公司信息环境质量的度量指标时，且L1，L2和L3分别作为资本市场流动性的度量指标时，“趋同效应〞的大小分别为0.258，0.463和0.460，并且均在1%水平下显著异于0。以上说明，强制采用IFRS的总资本市场流动性效应中的“趋同效应〞显著为正，其意味着IFRS的强制采用减少了各国之间会计计量和信息披露方面的差异，进而促进了各国之前会计信息可比性的增强。此外，本文还发现强制采用IFRS的总资本市场流动性效应中的“质量效应〞在绝大多数情况下显著为负。例如，从表4的PanelB和PanelC可见，当信息质量的度量指标是USGAAP和RMV时，Lower-Higher的值均显著为负。例如，PanelB中当USGAAP作为信息环境质量的度量指标时，L1,L2和L3分别作为资本市场流动性的度量指标时，Lower-Higher的大小分别为-0.741，-1.111和-1.220，并且均在1%水平下显著异于0。PanelC中当RMV作为信息环境质量的度量指标时，L1，L2和L3分别作为衡量资本市场流动性的变量时，Lower-Higher的值大小分别为-0.084，-0.023和-0.057，并且分别在1%，5%和1%水平下显著异于0。但在PanelA中当ADR作为信息环境质量的度量指标时，L1，L2和L3分别作为衡量资本市场流动性的变量时，Lower-Higher的值虽然为负，但是在统计意义上却并不显著异于0。这说明，IFRS强制采用的总资本市场流动性效应中的“质量效应〞在绝大多数情况下均显著为负。总之，双重差分法的结果说明，IFRS强制采用的总资本市场流动性效应中的“趋同效应〞均显著为正，并且“质量效应〞在绝大多数情况下显著为负。这意味着，虽然IFRS强制采用的总资本市场流动性效应显著为正，但是这一正向的总资本市场流动性效应仅来自于各国外乡会计准那么向单一会计准那么的趋同，即正向的“趋同效应〞。与前人发现相反的是，本文发现IFRS强制采用的“质量效应〞在绝大多数情况下显著为负，这说明投资者预期IFRS的质量并非高于其它外乡会计准那么的平均质量，再一次证实了方程回归法中的结果。表4双重差分法之总资本市场流动性效应的分解PanelA：信息环境质量的度量指标是ADR

Pre-AdoptionPost-AdoptionPost-PreLower-HigherADR=0L1-0.0360.2030.239***-0.710L2-0.0580.4190.477***-0.199L3-0.0590.3860.445***-0.468ADR=1L10.2151.1640.949***L2-0.080.5960.676***L30.1151.0290.914***

PanelB：信息环境质量的度量指标是USGAAP

Pre-AdoptionPost-AdoptionPost-PreLower-HigherUSGAAP=0L1-0.0380.2100.248***-0.741***L2-0.0620.4030.464***-1.111***L3-0.0570.3820.439***-1.220***USGAAP=1L10.3201.3100.989***

L20.1251.6991.575***

L30.0271.6861.659***

PanelC：信息环境质量的度量指标RMVPre-AdoptionPost-AdoptionPost-PreLower–HigherRMV=0L1-0.1230.0790.201***-0.084***L2-0.1420.3440.486***-0.023**L3-0.1440.2590.403***-0.057***RMV=1L10.0710.3550.285***L20.0280.4910.463***L30.0360.4960.460***说明：Pre-Adoption为强制采用IFRS之前的样本公司的平均资本市场流动性；Post-Adoption为强制采用IFRS的样本公司的平均资本市场流动性；Post-Pre为Post-Adoption值与Pre-Adoption值之差；Lower-Higher为具有低质量信息环境公司的平均Post-Pre值与具有高质量信息环境公司的平均Post-Pre值之差。***，**和*分别代表在1%，5%和10%水平下显著(双尾检验)。结论本文以来自于23个国家的5500多家被强制要求采用IFRS的公司为研究样本，检验了这些公司强制采用IFRS之后的总资本市场流动性的变化及其变化的成因。与前人研究〔例如，Daskeetal.,2021〕发现一致的是，本文也发现强制采用IFRS之后，首次强制采用IFRS公司(FT)的资本市场流动性显著增强了。此外，对于早期自愿采用IFRS的公司(EV)和晚期自愿采用IFRS的公司(LV)来说，它们的资本市场流动性也均在自愿采用IFRS之后显著增强了。此外，与前人发现(Daskeetal.,2021;Armstrongetal.,2007；Barthetal.,2006)不同的是，本文发现IFRS强制采用的正向的总资本市场流动性效应仅来自于各国会计准那么向单一会计准那么的趋同，即正向的“趋同效应〞，而并非来自于IFRS的质量高于其它外乡会计准那么的质量，即正向的“质量效应〞。本文还发现IFRS强制采用的总资本市场流动性效应中的“质量效应〞显著为负，这说明投资者预期IFRS的质量并非高于其它外乡会计准那么的平均质量。但是本文也存在如下缺乏。第一，由于数据获取的原因，本文仅采用了三个指标度量资本市场的流动性，而未能采用其它一些比拟常用的资本市场流动性的度量指标，诸如买卖价差，逆向选择局部的买卖价差等。因此虽然在一定程度上，本文与Daskeetal.(2021)的资本市场流动性的度量指标有一定的重叠，但是为了能够更好地与Daskeetal.(2021)的结果作比照，还需要对Daskeetal.(2021)中所采用的其它市场效应指标作检验。同样地，本文希望今后的学者能够予以补足。第二，由于绝大局部国家2005年才开始强制采用IFRS，而本文的研究样本由于受数据所限截止于2007年。这样，强制采用IFRS之后的样本期间仅为3年。而对强制采用IFRS三年之内的资本市场流动性变化的分析仅代表了IFRS强制采用的“短期〞的资本市场流动性效应，而并不能有效传递有关IFRS强制采用的“长期〞资本市场流动性效应的讯息。因此，读者对本文研究结果的解释应该慎重，本文的研究结果仅说明在短期内〔3年〕，IFRS强制采用的正向总资本市场流动性效应仅来自于正向的“趋同效应〞，而非正向的“质量效应〞。负向的“质量效应〞说明投资者预期IFRS的质量并非高于其它外乡会计准那么的质量。这可能是由于IFRS的质量不如其它外乡会计准那么的平均质量，也可能是由于虽然实际上IFRS的质量高于其它外乡会计准那么的平均质量，但是由于投资者需要时间认识、学习和了解IFRS，因此在短期内投资者并没有意识到IFRS的高质量。随着强制采用IFRS的时间的推移，今后的研究可以开展有关IFRS强制采用的长期资本市场效应的研究，并且检验IFRS强制采用的长期与短期的资本市场效应的差异。主要参考文献:[1]Alves,P.Brüggemann,U.,Pope,P.F.MandatoryIFRSadoption，informationandmarketliquidityaroundearningsannouncements.2021.:///AM2021.[2]AmihudandMendelson,.Assetpricingandthebid-askspread.JournalofFinancialEconomics,1986,17,223～249[3]Amihud,Y.Illiquidityandstockreturns:cross-sectionandtime-serieseffects.JournalofFinancialMarkets,2002,5,31～56[4]Armstrong,ChrisS.,Barth,MaryE.,Jagolinzer,AlanD.andRiedl,EdwardJ.MarketreactiontotheadoptionofIFRSinEurope.Harvard[5]Ashbaugh,H.andDavis-Friday,P.Theroleofnon-U.S.firms’financialreportingininternationalmergersandacquisitions.Workingpaper,Universityof[6]Ashbaugh,H.,andM.Pincus.Domesticaccountingstandards,internationalaccountingstandards,andthepredictabilityofearnings.JournalofAccountingResearch,2001,12,417～434[7]Barth,M.,W.LandsmanandM.Lang.InternationalAccountingStandardsandaccountingquality.Workingpaper,StanfordUniversityandUniversityof[8]Beneish,MessodDanielandYohn,TeriLombardi.Informationfrictionsandinvestorhomebias:AperspectiveontheeffectofglobalIFRSadoptionontheextentofequityhomebias.2021.AvailableatSSRN:://ssrn/abstract=1139827[9]Beuselinck,Christof,Joos,PhilipandVanderMeulen,Sofie.Internationalearningscomparability.2007.AvailableatSSRN:://ssrn/abstract=1014086[10]Byard,D.,Li,Y.,andYu,Y.TheEffectofMandatedIFRSAdoptiononAnalysts’ForecastErrors.2021.:///AM2021.[11]Capkun,V.;A.Cazavan-Jeny;T.Jeanjean;AndL.Weiss.EarningsManagementandValueRelevanceduringtheMandatoryTransitionfromLocalGAAPstoIFRSinEurope.2021.WorkingPaper.[12]ChordiaTarun,Roll,R.,andSubrahmanyam,A.Co-Movementsinbid-askspreadsandmarketdepth.FinancialAnalystJournal,2000,56,23～27[13]ChordiaTarun,RichardRoll,andAvanidharSubrahmanyam.liquidityandmarketefficiency.JournalofFinancialEconomics,2021,87,249～268[14]Comprix,J.,Muller,K.andStanford,M.EconomicconsequencesfrommandatoryadoptionofIASBstandardsintheEuropeanUnion,Workingpaper.2003.ArizonaStateUniversity,PennsylvaniaStateUniversity,andTexas[15]Copeland,T.,andD.Galai.InformationEffectsontheBid-AskSpreads.JournalofFinance.1983,38,1457～69[16]Covrig,V.M.,M.L.DeFond,andM.Huang.Homebias,foreignmutualfundholdings,andthevoluntaryadoptionofInternationalAccountingStandards.Workingpaper.2006.Universityof[17]Cuijpers,R.andBuijink,W.Voluntaryadoptionofnon-localGAAPintheEuropeanUnion:astudyofdeterminantsandconsequences.EuropeanAccountingReview,2005,14(3),487～524[18]Daouk,H.,CharlesM.C.Lee,andDavidNg,2006.Capitalmarketgovernance:howdosecuritylawsaffectmarketperformance?JournalofCorporateFinance,12,560～593[19]Daske,H.2006.EconomicbenefitsofadoptingIFRSorUS-GAAP—havetheexpectedcostofequitycapitalreallydecreased?JournalofBusinessFinanceandAccounting,33(3/4),329～73[20]Daske,H.,L.Hail,C.Leuz,andR.Verdi.MandatoryIFRSreportingaroundtheworld:earlyevidenceontheeconomicconsequences,JournalofAccountingResearch,2021,46,1085～1142[21]Demaria,S.,andD.Dufour.FirsttimeadoptionofIFRS,fairvalueoption,conservatism:evidencefromfrenchlistedcompanies.WorkingPaper.2007.NiceSophiaAntipolisUniversity.[22]Easley,D.,andM.O’Hara.Price,tradesize,andinformationinsecuritiesmarkets.JournalofFinancialEconomics,1987,19,69～90[23]Ertimur,Yonca,AccountingNumbersandInformationAsymmetry:EvidencefromLossFirms,2004.AvailableatSSRN:://ssrn/abstract=572284[24]Foster,F.Douglas,andS.Viswanathan.Atheoryoftheinterdayvariationsinvolume,variance,andtradingcostsinsecuritiesmarkets.ReviewofFinancialStudies,1990,3,593～624[25]Gass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