会计盈余披露的信息含量来自上海股市的经验证据精.docx
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会计盈余披露的信息含量来自上海股市的经验证据精
1998年第7期
3会计盈余披露的信息含量
———来自上海股市的经验证据
赵宇龙
(上海财经大学会计学院博士生 200083)
一、简 介
(一)研究的背景和目的
财务报告的目的是向信息使用者提供与决策相关的信息。
上市公司对外披露的财务会计信息是否为投资者等信息使用者的投资决策所用,是否有助于投资者对未来现金流量的数量、时点和不确定度进行评估,度讲,如果某会计数据集(accountingdataset)义的显著相关,
我们就说该会计数据集向(证券),量(
informationcontent)。
探讨我国上市公司年度会,角色。
当代会计学研究已经变成什么模样,,就是长期从事会计本专业研究的专家也不是十分清楚。
事实上,从本世纪60年代后期开始,在科学哲学思潮的感召下,伴随把经济学和管理学变为科学的呼声,一批年轻有为的会计学者在会计领域引入经济学尤其是金融经济学在60年代取得的最新成果,以证券市场会计问题的经验研究为突破口,吹响了“会计革命”的号角,拉开了会计学科学化的历史巨幕。
经过30年风雨跋涉和茁壮成长,科学主义的会计学术研究已经蔚为大观,它在为“决策有用”这一会计目标寻求可验证命题的过程中,形成了信息观(infor2mationperspective)、计量观(measurementperspective)和契约观(contractperspective)三大理论架构,成为当代会计学术研究的主流的和基本的范式。
可以这样说,会计学在数千年的历史进程中,从手艺发展为技术,再从技术发展成艺术,30年前,踏上了科学化的不归路。
笔者之所以选择会计盈余数据的信息含量作为研究题目,因为:
(1)在过去30年的西方主流会计研究中,大部分是在信息观的架构下展开的,会计数据的信息含量是基本的设问方式。
(2)会计盈余数据被认为是最重要的会计信息,也是使用者最关心的信息,会计盈余的信息含
3 本研究是在我的导师———中国证监会首席会计师张为国博士的指导和鼓励下完成的,同时美国Tulane大学教授李志文博士、香港科技大学副教授陈建文博士、黄德尊博士,香港理工大学教授仇林明英博士、台湾政治大学教授吴安妮博士、上海财经大学教授陈信元博士等也对本研究提出了修改意见,在此表示感谢。
文中存在的任何疏漏和可能的错误均由作者本人负责。
41
量是其他绝大多数会计学术研究的前提和基础。
以前国内曾有人试图考察会计盈余公布的市场效应,但由于对问题的误解和方法论的缺陷而没能实现研究的目的。
(3)我国证券市场在不到10年的时间里发展迅速,到1997年底沪深两个交易所已有上市公司745家,市值17529亿元。
证券市场的规范和发展等问题受到各界人士的关注,公司财务会计信息在证券市场中的作用已经成为会计学者和投资学家必须回答的基本问题之一。
(二)文献回顾①
11符号检验(signtest):
鲍尔和布朗(BallandBrown,1968)的论文被公认为会计学科学化的开山之作。
通过对纽约证券交易所(NYSE)上市的261家公司从1946~1965年年度会计盈余信息披露前12个月到后6个月的股价进行经验研究,他们发现盈余变动的符号与股票非正常报酬率的符号之间存在显著的统计相关性。
这是自有资本市场以来,人们第一次发现会计盈余信息具有信息含量的系统性证据。
21一阶矩检验(firstmomenttest):
如果会计盈余变动和股价变动之间真有一种内在联系的话,那么有理由相信,两者之间不应仅仅存在一种同符号的关系,②。
比文尔、克拉克和怀特(Beaver,Clarke,andWright,1979)2761965年到1974年的数据分成25个投资组合,,发现盈,0174,31二阶矩检验(:
从而导致股价的变动。
在信息披露当天的。
比文尔(Beaver,1968)发现,会计盈余公布当周8周的相应方差的平均值的1167倍。
这说明会计盈余的披露的确是向市场传递了有用的信息。
41成交量检验(tradingvolumetest):
如果会计盈余数据的披露能够向市场提供新的信息,那么它是否也同样可以影响股票交易量?
③比文尔(Beaver,1968)考察了506例会计盈余披露前后各8周的交易量的变化,结果在盈余信息公布当周的成交量高出其他时期成交量33%以上,这说明会计盈余的披露对投资者的投资决策产生了影响
。
(三)研究假设与检验设计
本研究检验考察上海股市123家样本公司在1994~1996年三个会计年度的会计盈余披露日前后各8个交易周内未预期盈余与股票非正常报酬率之间的关系。
如果年度会计盈余信息的披露能够向证券市场传递新的信息,上述两种符号之间应具有统计意义上的显著相关性。
根据我国证券市场的实际特征,分别采用幼稚模型(navemodel)和市场模型(marketmodel)来
①因篇幅所限,只对该标题下列的4个有选择的分标题所属的第一篇文献进行介绍,随后的发展可以参阅赵宇龙撰
(上海财经大学内部讨论稿)。
写的长篇综述《科学主义下的当代会计学研究:
理论框架和经验证据》
②未预期盈余与非正常报酬率之间显然也不应该是1∶1的关系,可参阅WattsandZimmerman(1986)第3章。
③交易量导向有效市场理论(volumeoftrading2orientedmarketefficiency)的提出者Rubinstein(1975)认为信息对市场参与者的影响不一定必然导致价格的变化,但投资组合的调整会导致交易量的变化,因此可以用交易量来定义市场的有效性。
我们可以认为,会计盈余与报酬率的关系反映的是市场的整体行为,与交易量的关系反映了投资者的个体行为。
42
衡量股票市场的预期会计盈余和股票正常报酬率。
研究中使用的数据全部来自上交所年鉴、月报和上市公司年度报告等权威的公开出版物,具体包括样本公司从1993年到1996年4个会计年度的盈余数据、各年年报公布日期,股价和股指数据的时间跨度为1994年8月到1997年7月,以及相应时段各样本公司的历次股利分配和配股及其除息日期和除权日期。
(四)研究结果
在对混合样本(pooling)进行研究时,作者找到了会计盈余数据具有信息含量的经验证据。
不过对1994和1995两个会计年度盈余披露的单独检验中,没有发现未预期盈余与股票非正常报酬率之间的统计相关性。
可见,从会计信息的作用看,1996年年度报告的披露(即1997年1—4月)是我国证券市场从“脱离业绩炒个股”的状态开始向注重公司经营业绩的投资理念转变的一个标志。
在本项研究中,我们还找到了不支持我国证券市场具有半强式效率的证据。
二、数据与检验
(一)样本选择:
(1)在1995~19973个会计年度的财务报告;
(2)在1994(包括每股收益EPS、净资产收益率,,1993年有完整的经营年度而不是在1993;)(即1995年1~4月某日)之前,该公司必须存在至少(个交易日)的价格记录。
同时满足以上三个条件的公司共123家。
从行业分布看,工业类68家,商业类23家,地产类9家,公用事业类8家,综合类15家
。
(二)模型建立与统计检验
11预期会计盈余EEαj的确定
在证券市场研究中,衡量市场对会计盈余的预期值的方法常用的有判断法和统计法两大类。
所谓判断法,是以财务分析师对外发布的盈余预测为市场预期值,有时也可以用公司管理当局公布的盈余预测代替。
统计法则是应用时间序列或其他统计模型来预测公司未来盈余。
由于我国的财务分析师预测还是空白,该研究难以使用第一种途径确定预期会计盈余。
在用时间序列分析法确定预期盈余时,因为我国证券市场只有7年的历史,而本研究的123家样本公司只涉及1993~1996年共4年的会计盈余数据,所以达不到必要的时序长度。
这里只能使
①用时间序列中随机游走的幼稚模型(naivemodel)来衡量公司的预期会计盈余。
该方法虽然
简单,但根据西方的经验,其有效性并不比其他的复杂模型差。
α=94,95,96 已知 Eαj=1,2,3,……123,j=Ejα,-1+ΔEαj,
ΔEα如果,,2) 则EEαj~(0σj=Ejα,-1
①由于时间序列的长度不够,这里无法检验ΔEα,2)。
不过在西方学术界,会计数据的随机特征已经作为会计研j~(0σ
究的常识而得到普遍认同。
43
ΔEα其中,Eαj=j公司α年度实际会计盈余;EEαj=j公司α年度预期会计盈余;j=j公司α年度
实际会计盈余与上年相比的变动值。
21未预期盈余(UE)的确定
α=94,95,96 UEαj=1,2,3,……123j=Eαj-EEαj,
31未预期会计盈余的符号
这里选择两个会计数据来衡量会计盈余:
每股收益EPS和净资产收益率ROE。
用EPS作为会计盈余的衡量指标是最常见的做法;选择ROE是考虑到中国的国情,因为ROE指标在我国得到投资者相当的关注,而且是证券监管机构一个常用的指标,如配股标准、发行债券的条件等,因此这里把ROE作为一个参照指标来考察市场对会计盈余的反应。
未预期每股收益和未预期净资产收益率的符号都各有3种情况,即UEPS(+,-,0),UROE(+,-,0)。
本研究只是将所有样本分为UE(+)和UE(-)两个投资组合,所以必须剔除掉UEPS(0)和UROE(0)的情况,分别为1个样本点和3个样本点。
值得注意的是,,因为在某会计年度中发生的配股、送红股、,所41正常报酬率ER的确定
用市场模型(marketmodel)w。
即:
εRjw=Cj+β,jRmw+j,这里的R(w-1Pw是考虑了公司分红送配因素经过复权处理后的第w周收盘价。
这里的Rmw=(Iw-Iw-1)/Iw-1,其中Iw是A股的在第w周收盘指数。
以公司年报公布日为0周(w=0)的最后一天,①对每一个样本公司j的每一年度α作者分两个时段分别计算前8周的ERjw和后8周的ERjw② :
A:
Rjw=C+βRmw+ε 其中w=-33,-32……,-9
B:
Rjw=C+βRmw+ε 其中w=-24,-23……,0
模型A和模型B会各自产生369个回归方程,用A模型估计的β预测年报公布日前8周的正常报酬率,用B模型估计的β预测年报公布日后8周的正常报酬率,用Rjw代表ERjw。
这里之所以采用了这种分段回归求β系数的研究设计,是因为作者怀疑在年报公布前后存在风险迁移(riskshift)问题。
为了验证这种假设,对A、B两阶段的β差值做单变量双侧t检验,发现只有1996年度盈余数据公布前后β,系数发生了统计意义上的显著变化(见表1)。
51非正常报酬率AR的确定:
ARjw=Rjw-ERjw, 其中脚标含义同上。
∧
①如果年报公布是在非交易日,那么以此后的第一个交易日为年报披露日进行计算。
②模型的测试期(testperiod)是年报公布日的前8个交易周和后8个交易周,模型估计期(estimationperiod)
是测试期前推25个交易周,所以对每个公司每次会计盈余披露所考察的时区长度为-33周到+8周共42周。
44
表1
β系数差
1994年度1995年度1996年度1994—1996年度
样本数
123123123369
均值
010538-010346-010267-010025
标准差
014636014093010972013627
修正均值
010*********
t值1129-0194-3105-0113
p值012001350100280189
61累计非正常报酬率CAR:
CARwCARw
+
=N+=N-
N
+w
n=1w=-7N
-
ARjw+∑∑
w
其中,N+表示UE为正号的样本点 其中,N-表示UE为负号的样本点
-
n=1w=-7
ARjw-∑∑
71统计检验
(1)图解
采用3年的混合样本(pooling)对1994到19968
:
图1 两种未预期每股收益(UEPS)投资组合的累计非正常报酬率(CAR)
图2 两种未预期净资产收益率(UROE)投资组合的累计非正常报酬率(CAR)
图1表示按照未预期每股收益(UEPS)的符号形成的两个投资组合与股票累计非正常报
酬率之间的关系,图2表示按照未预期净资产收益率(UROE)的符号划分的两个投资组合与股票累计非正常报酬率之间的关系。
从总体趋势来看,未预期盈余为正号的投资组合可以获得的非正常报酬率高于未预期盈余为负号的投资组合。
这说明市场能够区别对待不同性质的会计盈余数据,或者说,会计盈余数据可以向投资者传递与决策相关的有用信息。
如果投资者在公司年报公布前8周能够预期到会计盈余的变动方向,执行如下交易策略:
买空调整后每股收益(净资产收益率)比上年增加的股票,卖空调整后每股收益(净资产收益率)比上年下降的股票,到年报公布日平仓,除了获得由股票系统风险β决定的正常报酬外,还可以获得613%(214%)的超额报酬;如果持股到第8个交易周末,可以获得10
17%(416%)的超额报酬(从表2和表3可以算出)。
45
图1和图2都大致相同的一点是,正负两种投资组合的价格效应分别启动于年报公布的前3周和前1周,这说明两个问题:
(1)市场对公司盈余的预期能力并不强,难以从较早的时点(如半年甚至一年前)进行无偏预期,仅是在公司年报公布前1—3周的时点上开始对公司业绩
产生反应。
这一点与美国等成熟资本市场的价格反应不同;
(2)可以把正号投资组合称为“好消息”组,把负号投资组合成为“坏消息”组,可以猜测,市场之所以对好消息组提前3周做出反应而对坏消息组只能提前1周做出反应,其原因很可能是因为业绩下降的公司有保密倾向而业绩上升的公司有主动披露的倾向,这使得好消息比坏消息能更早地在市场中扩散。
两个图都可以发现,在0周之后,市场反应仍然继续,正负号两种投资组合在+1周都具有负的非正常报酬率。
对这一现象的可能解释是市场对好消息的预期存在反应过度(overre2action)而对坏消息的预期存在反应不足(underreaction)的情况,这和美国80年代以来的一些
经验证据是一致的。
从统计意义上讲,如果我们在上海证券市场上,在各公司年度报告公布当天买空调整后每股收益(净资产收益率)比上年增加的股票,卖空调整后每股收益(净资产收益率)比上年下降的股票,到第8个交易周末,除了获得由股票系统风险β,还可以获得414%(212%)的超额报酬(从表2和表3)理论是不相容的,公开的已发布的信息战胜市场(beatmarket),表2
周
-7-6-5-4-3-2-1012345678
(1994~1996年度)
-010*********
EPS-)-010065028-010096395-01009279801003546-010040191010037946010012642-01039275-010241824010008681010073252-
010008255-010195008-010031943-010107958-010112996
χ2
010*********
33333
-010*********
CAR(UEPS-)-01006503-01016142-01025422-01021876-01025895-01022101-01020837-01060112-01084294-01083426-01076101-01076926-01096427-01099621-01110417-01121717
表2—表4注:
333在0101水平上显著 33在0105水平上显著 3在011水平上显著
46
(2)χ2检验
在前面,未预期会计盈余已经被分为正负两个投资组合,研究者希望考察在-7到+8这16周的时窗(window)内,未预期盈余(UE)为正的投资组合是否在统计意义上同时具有正的非正常报酬率(AR)。
如果是,可以下结论说会计盈余数据具有信息含量。
为此,作者分别针对每一周构造一个2×2联列表,共有16个联列表,对它们进行χ2检验(chi2squaretest)的结果见表2和表3。
表3
周
-7-6-5-4-3-2-1012345678
未预期净资产收益率与各周非正常报酬率的χ2检验(1994~1996年度)
-010*********
-010*********
χ2
01126017050103012601331160110901084168630139111861011220113901322
3CAR(UROE+)-010043462-010051652-010096412-010104914-01-010011956-010137784-010174104-010128461-010036023-010012379-010069777-010074684-010157627
CAR(UROE-)-010045035-010108949-010192639-010144662-010190989-010086823-010068928-01023437-010392699-010370794-010353563-010350265-010392901-010509612-010548668-010617383
从表2和表3的χ2值可以看出,在会计盈余披露周(0周),未预期盈余和非正常报酬率之间存在非常显著的统计相关,它表明会计盈余信息的披露的确对投资者的投资决策产生了影响。
与美国不同的是,在0周以前χ,2一直不显著,这说明市场的投资理念还没有完全转变到公司的基本面上来,投机恶炒的成分还比较大。
三、进一步的检验:
分年度数据
证券市场由不成熟、不规范逐步走向比较成熟和比较规范,这也必然会反映到市场投资者对上市公司会计信息的使用程度上。
前面是将123家样本公司3个会计年度的盈余披露事件放在一起进行统计检验。
现在,研究者希望通过运用分年度数据来观察我国证券市场在使用会计信息方面的变化。
可以预料的是,3个会计年度的年报公布的价格效应会越来越明显。
结果正是如此。
为节约篇幅,没有将3年盈余披露前后各8周的CAR变化图纳入论文之
47
中。
但读者可以从表4的χ2值看出会计信息在我国证券市场中的作用日益得到显现。
表4 未预期每股收益和净资产收益率与非正常报酬率的χ2检验(分年度)
周
-7-6-5-4-3-2-1012345678
1994UEPS01104010381137601006010050147201087010301455014801482010301048101087
E010*********
3
S010*********
3
1995UROE0140101447010851167701988010920109201003012575134153412953na+0166301583
333
S010*********
33333
1996UROE01295110430100401111149101124010923167832186331167701172116770105101307341805301004
333
+此处之所以无数据,是因为联列表中的某个单元格的值小于5,此时不宜计算χ2值。
尽管从证券市场成立之初,就有了“年报风险”一说,似乎投资者对每次年度报告公布的意义都心领神会。
的确,从每年1~4月年报披露期的市场表现看,随着公司年报的出台,市场随之发生波动。
本研究的目的考察这种市场效应是否是“理性”的?
从表4可以看到,在1994年度的会计盈余公布时,股票市场基本上没有做出任何理性反应。
只是在1994年的UROE栏的-2周发现了χ2在0105水平上的统计显著性。
在1995年度公布会计年报时情况有所好转,在UESP栏的-6周、-2周和UROE栏的+2周、+3周、+5周都具有统计显著性。
到1996年度,UEPS栏0周的χ2值高达141706,在0101水平上具有统计显著性,UROE栏0周的χ2值为31678,在011水平上具有统计显著性。
其余各周,如UEPS的-6、-5、-3、+2、+5、+6、+8,UROE的+1、+6、+7,都通过了显著性检验。
这说明从1994年度的会计信息披露到1996年度的会计信息披露,越来越被市场所接受和理解,并逐渐发挥出引导资源流动和有效配置的作用。
分年度的检验结果也表明,前面第2部分的统计检验结果之所以支持会计盈余数据披露具有信息含量的假设,主要因素是1996年度会计盈余披露具有较强烈的市场效应。
如果没有1996年的数据,研究者很可能得到不同的结果。
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四、结 论
经验研究表明,在上海证券市场,未预期会计盈余的符号与股票非正常报酬率的符号之间存在统计意义的显著相关,这一发现支持会计盈余数据的披露具有信息含量的假设。
不过在分年度的检验中,1994年度、1995年度的会计盈余基本上不具有因信息含量而导致的价格效应,但有强烈的证据表明,1996年度会计盈余的披露具有明显的信息含量和市场效应。
这很可能说明我国证券市场正被注入一种基于资本本性的理性投资力量。
这种力量一方面会减少以前过多的投机成分,另一方面会对我国证券市场发展中由于各种历史和制度的原因形成的那些不符合市场经济客观规律的东西构成日益强大的改革力量,从而会加速暴露原有体制的弊病,对证券监管和其他领域的经济改革形成挑战。
证券市场对会计信息的反应越来越敏感的另一个可能原因是我国会计制度本身随着市场经济体制的建立和证券市场的发育而得到改进。
在1993年以前,我国的会计制度完全是计划经济导向的,会计提供的信息无法满足市场经济下企业经营和投资者投资决策的需要。
1993年7试点企业会计制度,,为投资、中国证监会等监管机构和社会各界的努力,,包括具体会计准则的制定实施和会计、及时性等都有了长足的进步。
这为会计系统发挥信息服。
此外,假设。
研究者发现的证据还说明上海股票市场对预期的好消息存在过度反应的现象,而对预期的坏消息存在反应不足的现象。
参考文献
Ball,R.J.andP.Brown.1968“,AnEmpiricalEvaluationofAccountingIncomeNumbers”,JournalofAccountingResearch(Autumn).159-178.
Beaver,W.H..1968“,TheInformationContentofAnnualEarningsAnnouncements,EmpiricalResearchinAccounting:
Se2lectedStudies1968”,supplementtoVol.6ofJournalofAccountingResearch,67-92.
Beaver,W.H.,R.Clarke
andW.Wright.1979“,TheAssociationbetweenUnsystematicSecurityReturnsandtheMagnitudeofEarningsForecastError”,JournalofAccountingResearch(Autumn):
316-340.
Rubinstein,M.1975“,SecuritiesMarketEfficiencyinanArrow2DebruEconomy”,AmericanEconomicReview(December).812-824.
Watts,R.andJ.Zimmerman.,1986,PositiveAccountingTheory.PrenticeHall.Inc..
(责任编辑:
晓 喻)(校对:
晓 鸥)
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