影响，流行的做法是将二者结合使用。
对于报酬模型，Easton and Harris（1991）形式颇受学者青睐。在此基础上，我们还引入了控制规模因素和时间因素的自变量。模型的形式如下：
RET[，J，i，i]=α+β[，1]（E[，K，i，t]/P[，J，i，t-1]）+β[，2]（△E[，K，i，t]/P[，J，i，t-1]）+β[，3]SIZE[，i，t]+β[，4]Dl[，t]+β[，5]D2[，i]+ε[，J，K，i，t] （1）
式中，RET[，J，i，i]=i公司t时期在J市场（J代表A股市场或B股市场）上的报酬率；E[，K，i，t]=i公司t时期采用K准则（K代表CAS或IAS）的每股盈余；△E[，K，i，t]=i公司t时期相对于t-1时期的每股盈余变动额；P[，J，i，t-1]=i公司t时期期初在J市场上的每股股价；SIZE[，i，t]=i公司t时期期末股本总数（以千万股为单位）的
自然对数；D1、D2为控制2001—2003年度变化的虚拟变量。
在模型中，我们分别取当年4月末和次年4月末的收盘价作为t时期的期初股价和期末股价。由于B股以外币计价，须根据每年4月末汇率分别折算为人民币价格。在
计算RET时，应考虑当期公司派发现金股利、股票股利、公积金转股、配股等事项的影响。每股盈余Et和每股盈余变动额△Et，是考虑了当期的股本变动后调整到期初股本数基础上的金额。
对于价格模型，我们还增加了规模变量，以控制规模因素及其引起的异方差，增加了两个时间虚拟变量，以控制时间因素的影响。此外，陈信元等（2002）的研究表明我国公司的股权结构也具有增量价值相关性，因而还增加了反映流通股比例的变量。模型的形式如下：
P[，J，i，t]=α+β[，1]E[，K，i，t]+β[，2]BV[，K，i，t]+β[，3]SIZE[，i，t]+β[，4]STRU[，J，i，t]+β[，5]Dl[，t]+β[，6]D2[，i]+ε[，J，K，i，t] （2）
式中，P[，J，i，t]=i公司t时期期末在J市场（J代表A股市场或B股市场）上的每股股价；E[，K，i，t]=i公司t时期采用K准则（K代表CAS或IAS）的每股盈余；BV[，K，i，t]=i公司t时期采用K准则的每股净资产；STRU[，J，i，t]=J为A股市场时，代表i公司t时期的A股流通股数占股份总数的比例，J为B股市场时，代表B股流通股数占股份总数的比例。
对于会计数据、规模、股权结构和时间变量，t时期是指各公历年度，t时期期末的股价数据是次年4月末的收盘价。应当注意，与报酬模型不同，E和BV都是期末的全面摊薄数据，无需调整。需要调整的是股价数据，对于当年度资产负债表日至次年4月30日期间发生的派发现金股利、股票股利、公积金转股、配股等事项应予调整。
（二）调节数据的增量价值相关性检验
在（1）式的基础上增加调节数据变量，报酬模型如下：
RET[，J，i，i]=α+β[，1]（E[，K，i，t]/P[，J，i，t-1]）+β[，2]（△E[，K，i，t]/P[，J，i，t-1]）+β[，3]（DE[，i，t]/P[，J，i，t-1]）+β[，4]（△DE[，i，t]/P[，J，i，t-1]）+β[，5]SIZE[，i，t]+β[，6]Dl[，t]+β[，7]D2[，i]+ε[，J，K，i，t] （3）
式中，DE[，i，t]=i公司t时期每股盈余调节数据，即E[，IAS，i，t]—E[，CAS，i，t]；△DE[，i，t]=i公司t时期相对于t-1时期每股盈余调节数据的变动，即△E[，IAS，i，t]—△E[，CAS，i，t]；调整情况同（1）式。
在（3）式中，当K为CAS时，若β[，3]或β[，4]显著地异于零，表明国际会计准则对中国会计准则有增量价值相关性，若β[，1]≠β[，3]或β[，2]≠β[，4]，表明中国会计准则对国际会计准则有增量价值相关性。当K为IAS时，若β[，3]或β[，4]显著地异于零，表明中国会计准则对国际会计准则有增量价值相关性，若β[，1]≠—β[，3]或β[，2]≠—β[，4]，表明国际会计准则对中国会计准则有增量价值相关性。本文采用的是Wald系数约束检验。
在（2）式的基础上增加调节数据变量，得到价格模型如下：
P[，J，i，t]=α+β[，1]E[，K，i，t]+β[，2]BV[，K，i，t]+β[，3]DE[，i，t]+β[，3]DE[，i，t]+β[，4]DVE[，i，t]+β[，5]SIZE[，i，t]+β[，6]STRU[，J，i，t]+β[，7]Dl[，t]+β[，8]D2[，t] （4）
式中，DE[，i，t]=i公司t时期的每股盈余调节数据，即E[，IAS，i，t]—E[，CAS，i，t]；DBV[，i，t]=i公司t时期每股净资产调节数据，即BV[，IAS，i，t]—BV[，CAS，i，t]；增量价值相关性检验
方法同（3）式。
四、实证结果
（一）相对价值相关性检验的结果
表1中的Panel A是报酬模型的回归结果。从系数检验来看，无论深市还是沪市，两种会计准则下会计盈余水平的估计系数都显著，且为正值，说明投资者重视会计盈余并能做出理性的反应，IAS和CAS的会计盈余都有用。就相对价值相关性而言，在深市的A、B股市场，IAS下盈余信息的解释能力与CAS下盈余信息的解释能力无显著差别，甚至IAS会计信息的价值相关性还略低（Vuong—Z值分别为—1.0483和—0.6650）。但在沪市，无论A股市场还是B股市场，IAS下盈余信息的价值相关性都显著高于CAS下盈余信息的价值相关性（Vuong—Z值分别为1.4916和1.8272），说明IAS的会计信息更有用。
表1（附后）中的Panel B是价格模型的回归结果。从系数检验来看，与李晓强（2004）的结果类似，除沪市B股以外，其他市场上无论CAS还是IAS的会计盈余系数均不显著。（注：我们将每股净资产变量从模型中剔除后重新进行回归，发现每股盈余系数均显著，说明会计盈余也具有信息含量，但相对于每股净资产不具有增量信息含量，投资者更关注股东权益信息。）而对于每股净资产，CAS和IAS下的变量估计系数在各个市场上都显著地大于零，说明两种会计准则下的股东权益会计信息都具有价值相关性，但市场反应的敏感程度并没有明显差别。在深市，无论A股市场还是B股市场，IAS下会计信息的价值相关性都显著高于CAS下会计信息的价值相关性（Vuong—Z值分别为2.0627和2.5120），说明IAS的每股净资产信息更有用。在沪市的A、B股市场，IAS下会计信息的价值相关性略高于CAS下会计信息的价值相关性，但差异并不显著（Vuong—Z值分别为0.5955和0.3147）。
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