会计信息含量

会计信息含量（精选10篇）

会计信息含量 篇1

一、引言

会计信息披露的目的是向信息使用者提供与决策相关的信息。上市公司披露的会计信息是否被资本市场的投资者进行投资决策所使用,是会计研究者一直关注并且必须回答的基本问题。1968年实证会计的出现拉开了会计学领域对会计信息含量研究的序幕,最具代表性的观点是以Ball和Brown、Beaver等学者为代表的信息观。信息观的基础是市场是半强有效的,在这样的市场中,那些通过财务报告首次披露的、能够改变投资者预期进而影响投资者决策的会计信息便是具有“信息含量”的。随着有效市场理论的发展,对会计信息含量进行实证研究逐渐成为衡量会计信息对资本市场影响的一个关键切入点,越来越多的学者以此来研究会计信息是否具有决策有用性,资本市场会对会计信息作何反应,哪些因素能够影响资本市场对会计信息的反应。其研究成果,一方面有助于会计界人士明了资本市场对会计信息的反应规律,识别资本市场投资者所重视的信息,从而更有效地提高信息的决策有用性;另一方面, 会计信息决策有用性的提高,降低信息不对称程度,有助于投资者对未来现金流量进行评估,从而提高资本市场的资源配置效率。当下,企业会计和资本市场均发生着重要变化:首先,企业面对的是后金融危机时代日益复杂多变的资本市场;其次,受信息技术发展的影响,会计信息从生成到披露的过程发生重大变化;再次,资本市场投资者面对的是大数据时代的信息爆炸和激增的信息需求。在已经变化的经济形势下,对会计信息含量进行研究更能体现出其深刻的现实意义。从这一角度出发,本文对以往国外研究成果进行综述,以期对后续相关研究有所帮助。

二、会计信息含量的测度方法

会计信息含量实证研究的主流方法是利用事件研究法通过统计分析会计信息披露的短窗口期内资本市场中股票价格或股票交易量的变化来检验各类会计信息是否具有信息含量, 包括累计非正常报酬率(cumulative abnormal return,CAR)分析、交易量的异常变化分析、方差分析、盈余反应系数(earning reaction coefficient,ERC)分析等方法。

(一)累计非正常报酬率分析利用事件研究法,通过分析股票价格波动测量会计信息含量,这一方法起源于Ball, Brown (1968) 关于会计盈余数据的决策相关性的研究。其原理在于:在给定的有效市场假说成立的条件下,如果某类特定会计信息向资本市场的投资者传递了增量信息(即会计数据具有信息含量),那么该信息将导致投资者决策发生改变,而决策的改变将会影响投资者的行为,进而导致股票价格的变化,继而投资者就可能在交易中获得超常收益(abnormal return,AR),那么在会计信息披露时间附近的累计非正常报酬率就会出现明显的增加或减少。反之,若会计数据不具有信息含量,信息披露时间附近的累计非正常报酬率将基本保持在一个水平上,不发生显著变化。累计非正常报酬率计算方法如下:

式(1)和式(2)中,ARt表示第i家公司t期的超常收益率; Rit表示第i家公司t期的(实际)收益率;Ret表示第i家公司t期的预期(正常)收益率。计算Ret通常有市场模型、均值调整模型、市场调整模型和不变收益模型等方法,大多数情况下其计算结果近似。

(二)交易量的异常变化分析本市场对信息的反应不仅体现为股价的波动,还表现为股票交易量的变化。 Beaver(1968)首次提出了通过股票交易量变动来检验会计数据的信息含量。他认为“信息是对事件结果期望的变化”, “而且这个变化必须是大到足以引起决策者行为的变化”。 根据这个定义,如果会计数据具有增量信息,受此影响,投资者会调整其投资组合,增加或减少股票的持有量。因此, 通过将会计数据披露期间的交易量与非会计数据披露期间的交易量进行对比分析,如果前者明显大于后者,则表明会计数据具有信息含量。分析模型如下:

其中,表示第i家公司t日股票交易量百分比,Vit表示第i家公司t日的实际交易量,Nit表示第i家公司t日发行在外的股票数量。若会计数据具有信息含量,那么信息披露时间附近的将显著增加;反之,不会发生显著变化。虽然交易量变化指标简单、直观,但其片面性也不容忽视。一方面, 成交量的变化受多重因素的影响,如投资者会出于协调收支、降低税收等考虑而进行股票交易。另一方面,从理论上说,即使没有发生交易,增量信息仍然可以传递到资本市场上,证券价格可能会发生较大变化。因此,交易量的异常变化分析方法通常会与其他股价波动性相关的分析方法结合使用,以更为全面、准确地检验会计数据的信息含量。

(三)方差分析Beaver(1968)也考虑到了交易量异常变化分析方法的片面性,因此在其研究中同时提出“方差分析”的方法以进一步考察资本市场对会计数据的反应。 方差分析法的基本原理是:增量信息可以改变投资者对公司未来现金流量概率分布的估计,从而改变他们对公司股票价格的估计。如果会计数据具有信息含量,那么与非信息披露期相比,信息披露期内股价的变化将更剧烈。在市场有效的前提下,这些价格变化必将在会计数据披露期内产生较大的超常收益率方差。分析模型如下:

首先,根据资本资产定价模型式(4),并利用非披露期的数据回归计算出ai,bi的估计值。其中,Rit表示第i家公司t期的(实际) 收益率;Rmt表示第t期的市场指数收益率。其次,利用式(5)计算出非披露期间的μit和披露期间(相对时间为t=0) 的μio,μit表示单个股票价格变化中不能由市场因素的系统性影响(以Rmt表示)解释的部分。最后,利用式(6) 计算比率Uit,其中S2i表示由非披露期间的数据计算得到的残差平方μ2it的均值。如果会计数据具有信息含量,那么披露期间(相对时间为t=0)的μio预计将大于1;反之,比率μio应接近于1。

(四)盈余反应系数分析20世纪80年代后期,盈余反应系数成为检验会计盈余数据信息含量时最重要的一种方法,其实质为回归分析,通过“盈余-报酬模型”将研究窗口期间的股票累计非正常报酬率对未预期盈余进行回归, 来考察会计盈余对股价变动的影响力度。模型如下:

其中:UEit———第i家公司t期的未预期盈余。回归分析得到的系数b即为盈余反应系数,通过b的显著性可判断会计盈余是否具有信息含量。

这四种方法均为研究会计信息含量的主要方法。累计非正常报酬率分析和成交量异常变化分析都能够简单、直观地反映会计信息的披露对资本市场产生的影响,但前者的测度结果受预期收益预测模型选择的干扰,而后者则如前文所述存在着片面性。方差分析的方法无需使用预期收益指标,使信息含量的检验更为简便,而且可用U统计值度量信息含量。然而,方差分析方法同前两种方法存在一个共同缺陷:不能检测会计数据信息含量的影响因素。盈余反应系数分析的方法则弥补了这一缺陷。由此可知,在实际研究时,根据情况可以对这些方法组合使用,以对会计信息含量进行深入、全面、准确的检测。

三、会计信息含量的研究内容

关于会计信息含量,会计科学研究在这一领域的研究内容主要包括以下三个方面:首先是会计盈余的信息含量问题;其次是非盈利公告的会计信息含量的检验,如:股利分配、审计意见、社会责任报告等的信息含量;此外,还包括对会计信息含量影响因素的探究。

(一)会计盈余的信息含量对于会计盈余数据信息含量的研究,研究者们将精力集中在盈余变化和股票价格变化的关系上。最初的研究由Ball和Brown(1968)发起,他们首次运用实证研究的方法科学地验证了会计盈余具有信息含量。通过对样本进行分组检验,他们发现:未预期盈余的符号为正时,公司股票的平均非正常报酬率也显著为正,未预期盈余的符号为负时,公司股票的平均非正常报酬率也显著为负。紧接着Beaver(1968)则利用股票成交量和股票价格方差的变化情况来研究资本市场对会计盈余的反应,发现在盈余公告周内股票交易量显著增长,股价变化幅度比非公告期间的平均变化幅度要大得多。可见, 无论是以股票价格波动方向还是以股票交易量的波动幅度来度量资本市场反应,均能够说明会计盈余信息的公布向资本市场传递了新信息即具有决策有用性,但是此类研究并未揭示资本市场对会计信息的反应程度。Beaver, Clarke和Wright(1979)则通过对276家公司年度盈利资料进行研究,发现会计盈余的变动幅度与非正常报酬率具有显著相关性,未预期盈余越大,非正常报酬率就越高,直接从数量上检验了资本市场对会计盈余信息的反应程度。既然会计年报具有信息含量,那么比年报更为及时中期报告、 季度报告披露的会计盈余是否也具有信息含量?Shores (1990)从中期盈余数据着手进行研究,研究发现中期信息的披露显著降低了年度盈余信息含量,这也就说明中期会计盈余具有信息含量。Foster(1977)的研究结果表明季度盈余公布日及其之前的60个交易日内企业季度未预期盈余与非正常报酬率之间存在显著相关关系,由此证明了季度会计盈余的信息含量。

(二)非盈利公告的会计信息含量随着投资者信息需求的不断增加、财务报告披露内容的不断丰富,研究者们对信息含量的研究也逐渐涵盖各种类型的会计信息,如业绩预告(management earning forecast)、审计意见、股份回购公告、社会责任报告的信息含量等。业绩预告披露的预测信息在一定程度上反映了企业的经营业绩,能够从及时性方面改善会计信息质量,降低股票市场的信息不对称状况。Foster(1973)通过成交量异常变化分析和累计非正常报酬率分析结合的方法,研究发现会计盈余预测数据具有信息含量。 此后,Penman (1980),Waymire(1984),Pownall、 Wasley和Waymire(1993)也都通过研究业绩预告披露的市场反应得出与之一致的结论。审计意见代表了注册会计师对企业财务报告的权威性评价,能够影响投资者对企业业绩的评判,从而影响投资者的投资决策。对于审计意见的信息含量,Dopuch,Holthausen和Leftwich(1986)利用累计非正常报酬率分析方法对研究样本按照“首次收到鉴于型保留意见”和“非首次收到鉴于型保留意见”进行分组检验, 结果显示“鉴于型”保留意见具有信息含量。但Elliott(1982) 和Dodd等(1984)则得出了保留意见没有引起显著的市场反应这一研究结论。另外,许多研究结论还验证了股份回购公告具有信息含量,能够引起积极的市场反应。股份回购作为企业实现相应战略目的比如修正股价、合理避税、 管理层激励、调整基本结构等的有效手段,会从股利发放等多方面影响投资者对企业未来现金流量的评估,从而影响其投资决策。Vermaelen(1981)以1962-1977年间宣告股份回购的公司为样本进行检验,发现在股份回购宣告之后,企业股票获得明显正向的非正常报酬率。之后, Ikenberry,Lakonishok和Vermaelen(1995)进一步研究发现回购公告的短期市场效应并不明显,但是在回购事件发生后的第1-3年间股票累计非正常报酬率均为正值。然而, Stephens和Michael(1998)的研究结果则显示企业股份回购公告日前一日至后一日三天内股票产生正向累计非正常报酬率。进入21世纪,可持续发展问题受到关注,社会责任报告随之进入研究者的视野。社会责任报告的充分披露能为企业赢得良好的声誉,改善投资者对企业的印象。关于社会责任报告的信息含量,Alan等(2006)利用英国资本市场的数据进行研究,发现企业年报中对于社会、环境信息披露得越充分,公司的股票收益就越高。然而,Guidry和Patten(2010)采用美国资本市场数据得出的研究结果则显示,在平均水平上,资本市场对于公司发布可持续发展报告的反应虽然不显著但却表现为消极。

(三)会计信息含量影响因素会计信息含量受公司自身特征、所处经营环境以及制度背景等多重因素的影响。根据对以往研究文献的回顾,公司自身特征方面的相关研究最多,包括企业规模(Bamber,1987; Freeman,1987), 管理层持股比例(Warfield et al.,1995),盈利持续性(Barth etl,1999)、股权结构(Fan和Wong,2002)等因素。也有研究表明会计信息披露的及时性、机构投资者持股比例和会计准则同样会影响会计信息含量。Gilvoly和Palmon(1982)、 Chambers和Penman(1984)、Kross和Schroeder(1984)等学者的研究结果均验证了会计信息含量受财务报告披露及时性的影响,并得出一致结论:信息披露越及时,资本市场反应越强烈,会计信息含量越高。会计信息含量也受机构投资者的影响。El-Gazzar(1968)研究发现季度财报公布窗口期(-1,0)区间内的累计非正常报酬率与机构投资者持股比例呈现负相关关系。然而,Potter(1992)和Ali等(2004)的研究结果则显示盈余公告前的超常收益率与机构投资者持股比例存在显著正相关关系。学者Haw、Qi和Wu(1998)则研究发现B股公司按照国际财务报告准则报告的盈余信息含量低于按照中国会计准则报告的盈余信息含量,验证了会计准则对会计信息含量的影响。

四、研究总结与展望

会计学和资本市场研究领域对会计信息含量的实证研究已取得了丰富的成果,研究方法不断完善,研究内容不断深入。然而,面对信息时代全新的经济环境,以往研究的缺陷也越来越凸显。一是在后危机时代复杂多变的资本市场环境下,研究方法的单一性不利于探索会计信息的市场反应规律。事件研究法是目前研究信息含量的主要方法,但其只能用来探究会计信息引发的短期市场反应,对与长期的市场反应的考察结果则往往受到经济环境中其他噪音的干扰。然而企业却希望能够从资本市场中识别能够引起长期市场反应的会计信息,从而有助于企业应对不断变化的市场环境。二是信息技术影响着现代经济的方方面面,在会计领域的运用也不断深入。在会计实务方面,会计信息生成依靠ERP、会计信息的披露依靠XBRL;在会计学术方面,事件窗口期和股票收益率的估计均要依靠信息技术克服其主观性。信息技术是否是会计信息含量的影响因素之一还有待学者们的研究,而这一问题的研究对通过会计信息化降低信息不对称、提高资本市场效率具有重要现实意义。三是以往的研究对象局限于财务报告披露的会计信息,此类会计信息具有滞后性。相对更具有前瞻性的管理会计信息(如EVA指标、公司战略等)对投资者决策发挥着越来越重要的作用,学术界却没有出现管理会计信息与资本市场关系的相关研究。因此,研究者们在进一步的研究中,一方面应着力探求更为科学、创新的研究方法,另一方面要注意结合相关信息技术和管理会计信息的前瞻性进行研究,以最大限度地发挥会计信息的决策有用性。

会计信息含量 篇2

一、我国上市公司会计信息披露法律监管制度的现状及问题

我国上市公司会计信息披露法律监管制度的存在以下几个问题：

（1）监管主体的 性减弱

首先从证监会的监管 性来说。证监会是我国主管证券发行和交易的政府单位，但证监会作为 所属正部级事业单位的地位，使其不可避免地承受 的部分职能，体现在监管政策上为监管还要为其他政府目标的妥协；而且证券会在各地派驻的监管部门，受地方行政力量的干涉，导致自身的监管职能受到很大的制约。其次从上市公司的 董事制度来说。上市公司的 董事制度一个重要的作用制约上市公司的行为，监管公司的不法和违规行为。

董事 履行职责，不受上市公司主要股东、实际控制人或者其他与上市公司存在利害关系的单位或个人的影响。但是近年来 董事这种 监管作用逐渐减弱，在监管公司行为中起不到显著作用。

（2）监管主体的职业道德缺失

注册会计师事务所的注册会计师对上市公司向公众披露的财务信息进行审计。然而有部分人员，为了追求个人利益或是迫于上级的压力，而放弃甚至沦丧了职业道德，由于其具有专业技能使其作假账具有高超的处理能力，操作极具隐蔽性，一般检查较难发现，易于逃避外部监督。如红光实业管理舞弊案中的成都蜀都会计师事务，张家界管理舞弊案中的湖南会计师事务所等，这些事务所帮助上市公司一同造假，共同虚构不存在的利润，导致了所披露的会计信息严重不真实，起不到其应有的监督和管理作用。

（3）监管进程的滞后

对会计信息的监管中存在着法律普通存在的监管滞后的问题。监管部门本来应该在审核公司上市材料的时候应该及时发现问题，但是实际会计信息披露造假 中，证监部门面对上市招股说明书均存在着严重的弄虚作假的行为却形同虚设，而是在 曝光后才进行严厉的查处，明显存在监管进程的滞后性。

（4）监管形式的单一

政府对于会计信息披露方面的监管主要包括派驻工作组进行审计、不定期抽查等方式，这种监管方式有其积极的作用，然而也存在一些弊端：一方面，会计信息的产生是个动态的流程，这就要求法律需要全方位、全过程的监督，单一的检查只能找到一个点上的信息是否符合法律的规定。另一方面，有限的检查难以完整、精确地找到一个会计期间中作假的地方。

二、完善我国上市公司会计信息披露法律监管体系的措施

（1）完善公司的治理结构

会计信息披露制度的不规范，其主要原因还在于公司内部体制的不健全和治理结构的不完善。这就需要上市公司要先完善公司的治理结构：一方面，要增强董事会的职能。建立董事会的 的领导权，使董事会成为一个 的强有力的决策机构，还要增加 董事的比例，吸收一部分小股东的代表，真正保护小股东的合法利益；董事会内部设立专门委员会，建立 董事和内部董事的制约关系；还要建立一套全面有效的董事会自我评估机制，这样可以及时发现董事会运行存在的问题，使董事会更好地创造股东长远利益。另一方面，要优化经理人激励制度。不能以公司利润的单一指标对经理人进行考评，因为这样容易助长经理人为了追逐利益而披露虚假财务信息，而是应当建立一套长期有效、多方位的经理人的评估、激励机制。

（2）加强对中介机构的管理

会计信息含量 篇3

本文以近千名财务分析师发布的“买入”评级作为研究对象，采用事件研究法和多元回归对财务分析师“买入”评级信息含量进行了实证检验，为证明财务分析师“买入”投资评级在短期窗口内具有信息含量提供了一定的经验证据.

【关键词】财务分折师;投资评级;事件研究法;信息含量

中国证券市场中的投资者人数虽然众多，但多为个人投资者，缺乏一定的专业知识与投资技巧，是信息弱势群体，投资者在缺乏其他信息或无法做出有效决策时，往往会选择依据分析师投资评级的结果进行投资组合，以期获得更多的回报。分析师投资评级，特别是“买入”评级是否真正具有信息含量，能够带来超额回报呢？这个是当前应该重视的一个课题。

分析师是资本市场发展到一定高度的产物，随着现代证券市场的壮大而不断的发展。在西方由于证券市场相对我国要成熟，分析师到底会对市场或投资者具有多大的作用，做出了大量的研究，在我国由于证券市场相对发展较晚，对这方面的研究还比较滞后，这几年随着证券市场的不断发展，分析师所扮演的角色或来或受到重视，这个行业也逐步进入黄金时期。不过我国从总体而言研究略显不够，本文围绕这些问题通过以近下名财务分析师发布的“买入”评级作为研究对象，采用相关方法对财务分析师“买入”评级信息含量进行了实证检验，为证明财务分析师“买入”投资评级在短期窗口内具有信息含量提供了一定的经验证据。

一、研究假设的提出

一份完整的投资报告一般包括盈利预测、投资评级与日标价位，但在实际工作中，无论是分析师还是投资者都更倾向于对外报告该上市公司日前是否具有投资价值（即“买入”、“增持”、“中性”、“卖出”等投资评级），而非该上市公司实际的投资价值（即实际股价应为多少）。对于投资者而言，分析师发布的投资评级是离散型变量而非连续型变量，其所包含的信息更容易被识别，并帮助他们做出投资决策。如果市场是有效的，那么证券价格仅反映所有过去的市场信息，而公司财务数据和一些与公司基本面相关的重大事件（如财务分析师发布的“买入”评级）等消息的公布在市场投资者之间的传递是不对称的，投资者可被利用其获取超额收益。上述分析可以归纳为研究假设：财务分析师“买入”投资评级具有信息含量。

二、研究设计

事件研究是指在特殊的事件窗口中，研究投资者对同样时间段内信息的异常价格反应。本文共有两个事件，分别是：分析师发布“买人”评级和上市公司披露会计盈余报告。因此，本文中的事件日包括：分析师发布“买人”评级的当日。以及上市公司披露会计盈余报告当日。进一步，本文为了能够更好地捕捉特定事件所导致的超额收益率，将事件窗口期定义为事件日前一天至事件日后二天，即[t-l，t+2]，共4个交易日。 其次，在超额收益计算上，本文选用了市场收益法计算超额回报率，并将沪深300指数作为正常收益的替代变量。计算过程中使用到的相关指标包括：超额收益率（AR）、平均超额收益率（AAR）、累计超额收益率（CAR）、累计平均超额收益率（CAAR）。

本文选取CSMAR数据库中2013年年间由财务分析师发布的“买入”评级数据作为样本，样本涵盖了我国主要券商在1年中南分析师发布的共l万多条“买人”投资评级数据，具有一定的代表性。本文对样本进行了整理，剔除范围选择（t-3，t+3），即事件日t前后共6日，剔除了评级推荐对应股票在（t-3，t+3）日内不存在日回报率的样本、在（t-3，t+3）日内存在停牌或复牌的评级样本、剔除了（t-3，t+3）日内存在评级推荐对应股票上年年报会计盈余报告披露日的样本。

三、多元回归模型

本文以某一股票i在[f1，t2]窗口期内的累计超额回报率CAR.（t1，t2）作为回归分析的被解释变量。四、分析师“买入”评级有效性实证结果

（2）工统计量为工检验结果，Z统计量为Wilcoxon符号秩检验结果

由表2分析师AAR与CAAR独立样本检验结果可以得出下述结论：

1.在（t-3，t+3）的事件窗口期内，样本股票平均超额收益率在六天的窗口期内均显著为正。平均超额收益率从评级发布日前3日整体呈上升趋势，t-l日有较大上升，并在“买人”评级发布t日达到最高点0.8195%，随后AAR开始逐日降低，事件日后第3日降为0.1012%，下降速率较快。

2.股票平均超额收益率在t-1日有显著变化，是t-2与t-3日平均超额收益率的二倍，这说明分析师“买入”评级信息可能在发布日前已经泄露，获取该内部信息的投资者已经买人该股票，并获得了0.6708%的超额收益。

3.在分析师评级发布日前一日和后二日，即（-1，+2）的事件窗口期内，获得“买人”推荐的股票平均具有2.4665%的平均累计超额收益率，并通过1%水平统计显著性检验。这一结果支持了本文的研究假设，即我国财务分析师“买人”投资评级具有信息含量。同时，这一结论证明了分析师能够通过信息的搜集与二次加工，挖掘出上市公司更多的内在价值，为证券市场提供具有投资价值的增量信息，提高了市场的信息效率。

4.由于分析师评级发布日存在超额收益，根据市场有效性理论的分析，我国证券市场可能尚未达到半强势有效，获取那些与公司基本面相关的公开信息仍然可以获得超额收益。

五、小结

从本文的研究来看，虽然财务分析师“买人“评级具有信息含量这一假设得到了数据的支持，但可能仍然存在发布前信息泄露以及我国证券市场投机氛围较浓、市场有效性较低等情况。因此，如何进一步规范我国财务分析师行业，对于提高我国财务分析师信息供给效率，促进我国证券市场有效性有着重要的意义。

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会计信息含量 篇4

在现代企业中, 现代企业的主要特点在于通过产权权能的社会分工, 实现剩余索取权与剩余控制权的优化组合, 这是现代企业提高资源配置效率的核心要素。会计数据信息功能的扩大, 其本质也正在于为企业剩余索取权与剩余控制权的合理配置提供基本的信息保障。没有会计数据信息结构的重新调整, 现代企业制度的剩余分配也将面临扭曲的风险。因此, 本文就现代企业中的会计数据信息问题做出讨论, 以对现代企业起到借鉴作用。

一、现代企业赋予会计数据信息的功能

随着企业制度的创新与完善, 企业成为市场竞争的主体, 投资者实行自主经营、自负盈亏的经营体制, 从而由投资者自身承担保值增值的资产责任。因此, 会计的数据信息化职能的扩大, 就成为市场经济体制的客观要求。在市场经济体制下, 会计数据信息主要功能表现为:一是为企业加强内部经营管理提供财务信息, 以便企业管理者及时做出经营决策, 提出改进措施, 以提高经济效益。二是市场体系的发育, 必然包括要素市场的形成。因此, 企业必然要通过资本市场向社会筹集资金, 这就需要会计数据对社会投资群体“决策有用”, 向社会各界提供财务状况和经营成果, 并客观反映企业财务变动趋势。三是市场的正常运作离不开国家的宏观调控, 因而会计数据所包含的信息量, 还必需满足国家宏观经济调节的需要。

此外, 会计数据信息的含量存在很大差别。这种差别大体上来自以下方面:一是会计数据集的大小。会计数据集的容量不同, 标志着会计活动对生产经营过程的信息收集、整理和加工的程度存在差异。较大容量的会计数据集, 是对已发生的生产经营过程较为全面的反映。因而, 其信息含量是较大的。二是会计数据的披露, 包括披露的程度及披露的方式。会计数据集的披露程度直接决定着会计信息传递的规模;而会计数据集的传递方式, 关系到会计数据的传递方向, 并影响着会计数据对决策者的有效性。三是会计信息使用者的理解程度。解读会计数据的能力是信息接受者信息接受量的决定性因素。但事实上, 人们对会计数据的解读能力, 同会计语言的通用性存在密切的关系。不同的会计制度和会计方法, 制约了人们对会计数据集的理解力。由此可见, 会计制度是决定会计数据集信息含量的基本条件之一。

因此, 提高会计数据信息含量的含义, 就是要提高对会计数据的使用能力。这一含义包含着两个具体要求:一是不断提高决策管理层人员的会计数据知识, 使他们熟练地掌握和运用会计语言和会计表达式。二是推动更多的会计人员参与经营活动决策和管理活动, 直接推动会计数据在决策活动中的使用, 以提高决策的科学性。

二、现代企业中造成会计数据信息失真的原因

会计数据信息失真通常可界定为:企业的财务报告所披露的数据信息没能客观的反映真实的财务情况, 从而对使用者的决策产生误导的现象。现代企业中会计数据信息失真产生的原因主要有三个方面:

(一) 利益驱动

企业以自身利益最大化为目标, 在利益驱动下就可能产生会计造假行为以达到预期目的。在我国企业只需能够获得上市资格, 就能够募集资金。差的企业可能摆脱经营困境, 好的企业也可能获得超额收益。在此利益驱动下, 企业就进行上市包装, 从而使得会计数据信息失真。另外, 一般企业为了获得投资、贷款或偷税、漏税甚至骗税等经济利益, 采取提供虚假会计信息来骗取投资者、债权人及国家税务部门的信任, 以达到目的。此外, 上市公司在利益的驱动下, 虚构和披露对自己有利的会计信息。它具有信息的相对优势, 并利用此优势转移风险, 而享有知悉权的投资者和其他利益相关人处于信息的相对劣势, 从而做出有违自己真实意愿的逆向选择。所以, 处于信息提供者地位的上市公司可以凭借自身的信息优势, 在利益的驱动下, 制造虚假会计数据信息, 虚构公司财务状况和经营成果, 同时以利益诱惑对其会计信息进行社会监督的会计师事务所参与到造假行列。另外很多企业所有权和经营权相分离, 这就存在经营者是否以企业利益最大化为目的的诚信问题, 也就有部分经营者为扩大自身利益, 通过粉饰当期财务报表数据, 优化当期财务状况, 以提高自身薪酬, 从而导致会计数据信息失真。

(二) 会计诚信缺失

会计诚信缺失属于道德范围, 是指会计诚信的主体在会计信息的生产、提供消费的过程中缺少和扭曲了诚实守信和相互信任的基本行为准则, 从而引起了会计信息失真。从社会的角度来理解, 会计诚信缺失就是存在缺少会计诚信的外部环境, 在这种环境中, 会计行为主体由于各种原因不能诚实守信地履行社会赋予的受托责任, 提供客观的会计信息;会计信息的相关利益主体没有诚实地履行个体责任, 诱导会计行为主体的会计行为和主观扭曲会计信息, 对会计行为主体表示不信任。

(三) 执法、监督力度不够

追求不正当的经济利益是导致会计信息失真的根源。只有当这种行为所获取的不正当利益被强制剥夺并对经济主体进行从重处罚后, 才会对其他经济主体起到警示作用, 并在较大范围内产生一定的遏制效应。惩处措施不到位也是产生会计信息失真的重要原因。实际工作中对检查出来的会计造假往往是“重经济处罚, 轻行政、法律处罚;重对单位处罚, 轻对个人处罚;重内部处理, 轻外部公开处理”, 削减了法律的效力。因为经济处罚是由造假公司的权益来承担, 即由投资者来为公司的造假行为承担责任, 从而转嫁上市公司及主要负责人应负的责任, 极少影响单位负责人自身的利益。同时, 我国证监会的监管处罚也存在这样一些突出问题:事后监管;证监会处罚的时效性太差;证监会的处罚对象存在一定偏差。对虚假财务报告进行操纵的是上市公司的管理当局, 处罚应主要针对管理当局进行, 但现实中主要是对公司进行处罚。另外, 中国证监会对上市公司的处罚主要为罚款和要求撤换公司主要管理人员, 宣布其为资本市场禁入者, 但这些并未使它们受到实质性的惩罚。对于中介机构来说, 主要处罚为罚款、暂停执业、吊销资格, 甚至刑事处罚, 但由于现在还没有严格的民事赔偿制度, 这在相当程度上助长了中介机构冒险参与造假的积极性。

三、现代企业提高会计数据信息含量的主要对策

会计数据信息化既是一项技术工程, 更是一项社会工程。提高会计数据信息含量, 其根源在于社会经济活动对经济信息量的需求在不断上升。经济活动越是趋向于复杂化、大型化和快速化, 则对会计数据信息的需求量也越高。会计数据集的信息含量, 既同会计数据的收集、整理、加工有关, 也同会计数据的使用有关, 是由会计数据的传递者、传递过程及使用者共同决定的。从我国现代企业现状来看, 提高会计数据信息含量的主要对策应当包括以下方面:

(一) 从会计数据信息的形成来看, 防止“内部人控制”是一个基本条件

在委托-代理的治理结构中, “内部人控制”是一个常见的现象。一般认为, 内部人控制具有双重效应, 一方面, 由于内部人掌握较高的经营管理技术, 并拥有企业经营信息优势, 内部人控制对企业成长具有一定的促进作用。但另一方面, 由于代理人的行为动机与所有者投资动机存在错位和矛盾, 代理人则往往从自身利益出发, 导致在会计信息收集、整理、加工和传递过程中的行为扭曲。在这种情况下, 会计信息的形成必须防止内部人控制的负面效应。这实际上是要求企业会计信息机构及其流程应当具有相对的独立性, 以保障会计信息形成具有中性特点。中性的会计信息形成机制, 能够有效地防止会计信息的扭曲, 并按照投资者、经营者及政府部门对会计数据的要求, 形成会计信息流。

(二) 严格会计核算, 以保障会计数据收集、整理和加工的规范性

会计数据是会计核算的产物, 要保证会计核算的科学性, “会计假设”的客观性是最基本的前提。因此, 会计数据的科学性, 是以会计主体、持续经营、会计分期和货币计价等四项基本假定的客观性为基础的, 同时, 会计数据的有效性, 与会计核算方法的统一规范密不可分, 运用复式记账方法, 能够有效地扩大会计数据集的效用。会计规范化管理是一项系统工程, 而且随着经济发展阶段的不同, 社会经济活动对会计数据的要求也存在很大的差异, 因而会计规范的形成也将是一个动态的过程, 以新的会计规范替代旧的会计规范, 是保障会计数据客观性的重要条件之一。

(三) 提高会计数据集的质量, 是保障会计数据“决策有用”的必要条件

为了正确地反映企业生产经营活动的成果, 反映投入-产出的对比关系, 必须把某一会计期间的收入同其有关的成本费用相配比, 否则, 所形成的会计数据就不具有真实性, 难以实现“决策有用”的会计信息原则。从根本上说, 会计数据质量的不断提高, 有利于企业完善投资决策和经营管理措施, 也有利于国家对整个宏观经济的调控。而虚假或失真的会计数据, 包括滞后的会计数据, 对于投资者、经营者以及政府都会造成难以弥补的损失。从总体上来看, 我国社会主义市场经济体制的建立, 客观上要求会计制度的改革, 既要便于厂商统一调度资金, 真实地反映投资动态, 同时, 也要按照市场经济的规律, 反映和保护投资者的权益。会计数据的收集、整理和加工, 不仅要正确地反映经营成果, 为正确地评价企业未来财务状况提供客观的依据, 而且还必须合理地反映企业投资损益状况, 反映企业的技术进步以及社会经济发展可能趋势。例如, 在计划经济条件下, 国有工业企业不设负债科目, 而随着市场经济体制的建立, 负债科目包括流动负债和长期负债, 就成为企业财会制度不可缺少的组成部分。为了保护投资者的权益, 就需要建立资本金制度, 运用资本金保全原则。特别是在改革开放以前, 我国企业各类会计报表是不规范的, 为此就需要按照国际惯例, 将企业的各类财务报告分解为会计报表和附注两个基本组成部分。其中, 会计报表包括资产负债表、损益表、现金流量表以及其他附表。随着我国市场经济逐步在更深的层次上与国际经济循环流程相耦合, 就必须在会计政策、会计方法以及会计报表体系等方面, 向国际惯例靠拢, 以便为会计调和化提供制度上的保障。

参考文献

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[5]、顾晓安, 陶田.如何界定会计信息失真[J].财会通讯, 2001 (12) .

会计信息含量 篇5

1.会计信息商品化

1.1 会计信息内涵

会计信息是会计所提供的各种资料的总称，是企业通过财务报表、财务报告或附注的形式向信息使用者揭示经济活动情况。具体来说，任何一项经济信息是否作为会计信息要经过初次确认和再次确认两个环节。初次确认是判别原始经济信息是否能够输入会计核算系统，能用货币进行计量是重要依据，如果可以则通过初次确认进入会计信息系统。会计信息的再次确认是根据相关使用者对会计信息的需求，确认账簿资料中哪些内容可以进入财务报表，从而对会计信息进行整合、提炼、加工等，保证信息真实性和正确性。会计信息的确认过程就是数据输入、数据转换和数据输出的结合。

1.2 会计信息商品化趋势

会计信息具备商品的两大基本属性，即价值和使用价值。价值是凝结

在商品中的无差别人类劳动。会计信息的生产过程就是会计人员运用一系列会计方法生产的产品，是无差别人类劳动的凝结，能够用社会必要劳动时间来衡量。另一方面，会计信息的使用价值显而易见。会计信息以财务报告为物质载体向相关使用者披露，满足不同使用者的需求。随着科技的高速发展，会计信息必将以商品的形式进行交易，不同的信息消费者即信息使用者可以根据自身需求来消费不同的信息，如此会计信息将不再是公共物品，会计信息失真以及市场失灵问题都能得到很好的解决。

2.会计信息商品的供给与需求

2.1 会计信息商品的供给

会计信息的供给方是企业管理层，企业管理层符合“经济人”的基本特征，即从事经济活动以自身利益最大化为目的。企业管理层提供会计信息商品，不论是价格还是数量都为寻求企业利益最大化。会计信息商品的供给以财务报告为物质载体呈现，然而财务报告记载的会计信息由于各种原因并不完整，归纳如下：第一，企业对商业机密和经营状况不佳等信息进行保密；第二，财务报告自身局限性，并不能满足会计信息使用者的全部需要；第三，企业寻求利益最大化，当信息的效益大于成本时企业才会披露，如果付出的成本即代价无法得到弥补，企业则不会选择提供该会计信息。企业管理层要比其他会计信息使用

者更了解企业情况，因而会计信息商品就出现了“信息不对称”情况，在供求平衡中就离不开相关措施的调整。

2.2 会计信息商品的需求

会计信息商品的需求方即会计信息的利益相关者，包括政府、企业投资者和借贷者、供应商和客户、企业内部员工。政府对会计信息的需求体现在宏观决策，比如税务局通过会计信息了解企业纳税情况等；企业投资人和借贷者需要利用会计信息进行投资决策和借款决策，判断企业经营状况和偿债能力等；供应商和客户分处企业价值链的两端，利用会计信息判断企业是否持续经营，并决策是否扩大生产规模或经营方向等；企业内部员工利用会计信息，特别是成本管理信息，参与到管理中来。

3.会计信息的供求平衡

3.1 会计信息商品的供求曲线

对于供给方，要提供会计信息必然要获取一定收益；对于需求方，要获取会计信息必然要支付一定成本。会计信息作为商品，其数量和价格是在供求两种力量下相互作用形成的。在图 1 中，横轴 OQ 表示会计信息商品的数量，纵轴 OP 表示供给方提供会计信息获取的收益，OC 表示需求方获取会计信息付出的成本，S 曲线表示企业管理层的供给曲线，D 曲线表示利益相关者的需求曲线，E 点表示供求平衡时会计信息应达到的数量 Q*和供求双方各自实现的收益 P*或付出的成本C*。从图 1 中可以看出，对于企业管理层而言，如果提供会计信息能带来的收益越高，则企业管理层趋向于提供更多的会计信息商品，因而供给曲线 S 是随收益的提高而呈现递增趋势；对于利益相关者而言，如果获取某项会计信息需要付出较高的成本，那么其对会计信息商品的需求量就会减少，因此需求曲线 D 是随成本的提高而呈现递减趋势。在供给与需求的两种力量共同作用下，供给曲线 S 和需求曲线 D 会相交并达到一个平衡状态，即 E 点，在此状态下，企业管理层提供会计信息商品实现利益最大化，而需求方也愿意并能够支付相应的成本，此时会计信息商品的数量达到最优状态。此平衡状态并非固定不变，随着供求双方因素的影响，供求曲线也会发生相应的移动。在供求曲线图中，E 点是理想的状态，而在实际中，由于信息的不对称性，供求双方可以使会计信息商品的数量和成本一次次接近最优，而无法达到最优状态。有时传统的会计信息生产和披露模式的种种弊端使得信息的市场供求不但达不到最优状态，而且偏离了最优状态。所以供求双方采取相应的措施来推动会计信息商品达到平衡状态，实现供求双方共赢还是至关重要的。

3.2 实现供求平衡的措施

3.2.1 增加企业管理层会计信息的供给企业管理层应正确界定商业机密和财务状况优劣界限，实事求是地披露企业获利能力和经营状况；增设季报，缩短披露时间，同时应改革现行的财务报告体系，增加信息容量，比如增加经济业务回顾、经营计划、人力状况、企业资信、社会责任等方面的披露。在网络信息时代，企业管理层在 Web 站点向外披露动态的会计信息，信息需求者则利用自己的计算机终端访问、按需生成和使用会计信息。供求双方在人机交互界面上，就产权的让渡即时达成契约。随着网络电子支付系统的发展与成熟，使得作为商品的会计信息的供求得以真正在市场中进行，价格和产量由供需决定，会计信息理论上处于最优均衡点上。

3.2.2 调整利益相关者对会计信息的需求会计信息的需求方对于会计信息的供给方而言是一个复杂的群体，要实现会计信息供求平衡，就要提高会计信息使用者的素质，使其能够提炼出所需的会计信息。使用者对会计信息理解越透彻，利用会计信息做决策的主体越多，则市场越趋向于公平效率，从而影响到企业管理层供给会计信息的目的。企业可以成立专门的组织，对企业内部人员进行财会知识培训，也对外会计信息解释和咨询等，利于会计信息使用者素质的提高。

3.2.3 政府对会计信息商品的宏观调控在商品供求关系中，由于市场的不完善，信息的不对称，容易导致商品数量和价格偏离均衡状态，有损供求双方利益，此时就需要政府宏观调控政策的介入。国家应完

善相关法律法规，对会计信息的供给进行监管，保证其质量，预防各类问题的产生，使会计信息真实、可靠、及时。同时，对注册会计师的执业行为应严格规范，对于歪曲隐瞒伪造重大会计信息者应处以严惩。

结语

会计信息含量 篇6

2007年开始正式实施的新会计准则要求上市公司年报中不再披露加权平均每股收益和全面摊薄每股收益, 代之以基本每股收益和稀释每股收益指标。其中要求披露稀释每股收益是与国际会计准则趋同的重要表现之一。本文运用实证方法检验沪深两市A股上市公司年报中的稀释每股收益指标是否具有信息含量, 验证披露稀释每股收益指标对信息使用者是否具有决策有用性, 并针对结论进行分析, 给会计准则制定机构提供制定决策的一定依据, 也可以为投资者提供投资理财的理论依据。

二、理论假设

根据Gonedes (1975) 的定义, 信息含量指证券价格报酬率的概率分布的一种变化。如果上市公司某个会计盈余指标的发布能够引起股票价格相应的变化, 或者该指标与股票价格显著相关则认为该指标向市场传递了新信息, 该指标具有信息含量或具有价值相关性在此基础上, 提出本文的理论假设:

H1:我国上市公司2007年年报中披露的稀释每股收益指标具有与股票价格相关的信息含量, 稀释每股收益指标对投资者具有决策有用性。

三、数据与模型

本文采用事件研究法对我国沪深两市A股上市公司2007年披露的稀释每股收益指标的信息含量进行研究。剔除年报中基本每股收益与稀释每股收益相等的公司, 两市A股公司只有50家公司的稀释每股收益不同于基本每股收益, 从中剔除稀释每股收益大于基本每股收益的8家公司以及年报公布时正处于停牌阶段的1家公司, 最后得到的有效数量为41家公司。

本文选择[-15, 15]作为时间窗口, 对2007年年报公告日前后15个交易日的股价对稀释每股收益指标的反应进行研究。数据主要来源于wind资讯数据库和巨潮资讯网。

本文主要采用E R C模型研究年度稀释每股收益与超常股票收益的关系, 建立模型一:CARi=α+β·UDEPSit+εi

其中, CARi表示t天股票i的累计超额报酬率, UDEPSit表示股票i第t年的未预期稀释每股收益, εi是误差项, β为E R C系数。

四、实证过程

把采用市场模型的方法计算的公司累计超额报酬率CAR作为因变量, 将基于随机游走模型计算的未预期稀释每股收益UEDPS作为模型一的自变量, 对模型一进行回归, 表一显示了回归结果。

对样本公司而言, 2007年样本公司披露稀释每股收益指标这一指标在窗口时间内并没有向市场传递会计信息, 从回归结果看, 没有通过显著性检验, 表明按新会计准则要求披露的稀释每股收益指标在短期内没有存在预期的信息含量。虽然经调整后的R2在窗口[5, 9]内高于2%, 最高时达到3.1%, 表现出了较好的拟合优度, 但是从整体研究窗口看, 通过模型一对累计超额收益率 (C A R 1 5) 与未预期稀释每股收益 (UDEPS) 回归, UDEPS的系数β经检验不显著, t=0.893, 方程总体也不显著, F=0.798, 说明样本公司2007年披露的稀释每股收益在研究窗口内没有传递出预期的会计信息, H1不成立。

五、研究结论

在研究窗口内, 稀释每股收益指标对股票价格的预测能力不强, 新会计准则要求在年报中披露稀释每股收益指标不具有与股票价格相关的信息含量。导致这种研究结果的原因可能有:

(1) 研究方法存在局限性, 样本量较小。

我国现有的关于会计盈余的理论研究多是利用西方国家的研究方法, 而我国在市场有效性、公司治理结构等方面与西方都存在较大的差异, 直接引用西方的研究模型, 可能会存在一定的偏误。在样本量方面, 我国2007年度绝大多数上市公司并不存在稀释性普通股, 或者存在性普通股但并没有产生稀释作用, 年报披露的稀释每股收益指标与基本每股收益不存在差别, 所以对研究样本量选择造成了限制。

(2) 大多数公司按新会计准则计算的稀释每股收益与基本每股收益一致, 投资者没有过多关注。

我国2006年颁布的新会计准则是与国际趋同进程中重要的一次变革, 新准则要求披露稀释每股收益指标也是与国际趋同的重要表现。在美国, 1997年之前披露的主要每股收益和全面稀释每股收益已经考虑稀释每股收益的影响, 并对稀释性普通股的种类进行了详细的规定, 而我国新准则实施以后才要求公布基本每股收益和稀释每股收益, 对稀释性普通股的规定很笼统, 也就是说, 改革过程中只是直接借鉴西方的披露方式, 细节方面并没有按照我国金融市场的实际情况对稀释性普通股进行详细地规定, 导致绝大多数企业并不存在稀释性普通股, 披露的稀释性每股收益指标与基本每股收益一致, 不能引起投资者的关注, 稀释性每股收益也就失去了其应有的警示作用。

摘要：2007年开始实施的新企业会计准则要求上市公司考虑稀释性潜在普通股的影响, 计算并披露稀释每股收益指标。本文以2007年沪深两市A股上市公司为例对稀释每股收益指标的信息含量进行实证研究, 主要采用事件研究方法, 通过样本选取、模型设计和回归分析, 得出实证结论。窗口的研究结果表明, 上市公司年报中披露的2007年稀释每股收益指标没有传递预期的会计信息, 从短期看不具有信息含量。

关键词：信息含量,稀释每股收益

参考文献

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会计信息含量 篇7

自1980年我国注册会计师制度恢复重建以来,发生过多次规模较大的事务所合并。第一次合并源于1998年的脱钩改制政策,以此为契机,我国注册会计师行业正式揭开了合并、重组的序幕。脱钩改制为我国会计师事务所合并从制度环境上奠定了基础。第二次合并开始于2000年。2000年财政部先后发布了《会计师事务所扩大规模若干问题的指导意见》、《会计师事务所合并审批管理办法》等相关文件。由此,政策主导下的本土事务所“上规模、上水平”的第二次合并浪潮被掀起。2005年中国加入WTO后,国外会计师事务所的直接进入使我国审计市场的竞争加剧,为了满足国内大型、特大型企业集团服务需求,以及行业应对日益激烈的国际竞争的需要,增强国内事务所的竞争力,树立本土事务所的品牌,中注协于2006年下发了《中国注册会计师协会关于推动会计师事务所做大做强的意见(征求意见稿)》的通知,确定了事务所做大做强的总体目标,由此,国内本土事务所又掀起了第三次合并大潮。2009年,财政部制定了《关于加快发展我国注册会计师行业的若干意见》(国办发[2009]56号)文件,又涌现出事务所合并联合的新浪潮,特别是强强合并的氛围空前浓厚。2010年,中国注册会计师协会印发了《会计师事务所合并程序指引(征求意见稿)》(会协[2010]14号)。经历了多次合并浪潮之后,我国审计市场竞争格局发生了极大的变化。但是近年来国内的多项研究表明,由于合并事务所素质、内部管理、风险控制等因素再加上政府政策主导下合并的形势化和盲目性,本土事务所的合并成效与预期还存在一定的差距。随着市场经济的不断深入发展,鉴于国内会计师事务所合并浪潮的此起彼伏,事务所合并的经济效果成为关注的焦点:事务所合并后其审计质量是否有显著提高?从利益相关的投资者角度该如何衡量审计质量是否提高?另外,事务所在全国范围内的合并也会带来事务所地域分布上的较大变化,从而使地方政府对合并后事务所的行政干预减弱,这种改变会不会使事务所独立性增强?投资者是否会对这种信号作出反应呢?本文全面关注我国审计市场竞争格局的变化,综合考虑了2000年至2010年的本土事务所的合并情况,从事务所合并和投资者的视角研究审计质量,将会计师事务所合并与审计意见信息含量两方面的研究相结合,检验了事务所合并前后审计质量变化的市场反应,争取在研究视角、研究对象和研究领域上有所创新。

二、研究设计

(一)研究假设

本文提出如下假设:

(1)事务所规模、声誉及合并与审计质量关系。国外学者关于会计师事务所规模与审计质量关系方面的研究开始的比较早,其中比较有代表性的是De Angelo(1981)提出的准租理论。准租理论认为,规模较大、品牌良好的事务所的审计质量要高于规模较小、品牌知名度不高的事务所。规模较大、品牌优良的事务所会通过规模和品牌来标识身份,向信息使用者传递其提供的审计服务质量高的信号,来满足资本市场对高质量审计服务的需求。事务所会通过投入更多的资源和保持独立性等方法来壮大其品牌和规模,不断向信息使用者传递其审计服务高质量的信号;客户出于有效降低公司内部代理成本和向投资者传递其财务信息可靠性强的信号以降低资本成本的动机,也乐于接受事务所发出的这种信号。在这个过程中,审计意见是连接事务所、客户及其他信息使用者的桥梁。审计意见作为审计活动的最终结果,是审计制度的概要表征,传递着公司会计信息质量是否公允的信号。高度概括反应了企业的财务状况、经营成果以及现金流量状况,是对企业能力从专业方面提供的鉴证与说明,为投资者和债权人的经济决策提供了依据,资本市场的互相信任与良好运行提供了动力。非标准审计意见可以看作是不利于被审计单位的信息,企业一旦被出具非标准审计意见,说明企业未能满足年度财务报告合法性、公允性、一致性的要求,企业可能在盈余、现金流等方面存在一些问题,投资者将会承担更高的风险。由于这些信息是注册会计师经过一系列严格的审计程序得出的结论,这种浓缩的信息必然会引起相应的市场反应。也即是说,被审计单位被出具非标准无保留意见对于投资者来说是一个“坏消息”,理性的投资者会相应调低对该企业的市场预期。与非标准审计意见不同的是,标准无保留意见表明被审计单位财务报告在所有重大方面均真实公允的反映了财务状况,经营成果与现金流量,这将向投资者传递积极的市场信号,反应到证券市场上将表现为上市公司股价的正向波动。综上,本文预测相比合并前的事务所,合并后事务所出具的审计意见应该向投资者传递出更强的市场信号,投资者信心增强,上市公司的CAR也会出现更为强烈的反应。基于以上分析,本文提出研究假设H1:

H1:在审计意见公开披露后的较短时窗内,证券市场对合并前后同一事务所出具的审计意见的市场反应有差异

(2)上市公司实际控制人与事务所独立性。夏立军(2005)研究发现,政府干预使得上市公司选择低质量事务所的动机增强,而地方政府控股的企业更有动机与本地小所进行“合谋”。Chan et al.(2006)发现与外地会计师事务所相比,当地事务所对于当地客户具有很强的经济依赖性,同时也深受地方政府的政治影响,因此更倾向于出具对于地方国企有利的审计意见。Wang et al.(2008)发现与非国有企业相比,地方政府控制的企业更倾向于选择当地的小事务所。但是随着市场化程度的逐渐提高,这种倾向会逐渐减弱。作者认为这种现象是由共谋理论,信息优势理论和需求理论三者共同作用的结果。共谋理论是指地方政府利用其对于当地小事务所的行政影响力、地方政府和地方事务所之间的高层关联等与当地小事务所进行合谋,于是地方国企倾向于选择当地的事务所,当地事务所也倾向于出具有利于地方国企的审计意见。在共谋理论下,当地事务所的独立性受到地方政府的较大影响。虽然民营企业和国企都有动机与事务所共谋,但国企的共谋成本相对较小,因为政府拥有政治权力进而对事务所的经营产生影响。政府也可以通过财政部门,审计部门,当地注册会计师协会影响到当地事务所的营业执照的获取和日常的经营管理。各级政府尤其是地方政府对本地小所具有政治和经济影响,并且监管力量和法律约束难以对其发挥作用,因此政府控股尤其是地方政府控股的公司具有更强的动机与本地小所“合谋”。基于以上分析,将上市公司的实际控制人划分为3类:中央政府控股(central),地方政府控股(local)和非政府控股(private)。会计师事务所的地域性会影响审计意见的出具(Chan et al.,2006),预期事务所合并后其地域性可能发生改变,地方政府对事务所的行政干预可以相对减少,从而事务所的独立性相应提高。实际控制人为地方政府的上市公司在合并后收到的审计意见更为可靠,从而也能收到投资者更为积极的反应。因此本文提出研究假设H2:

H2:在审计意见公开披露后的较短时窗内,证券市场对合并前后的事务所的不同审计意见的市场反应因上市公司的实际控制人而异。具体来说,实际控制人为local的市场反应会较实际控制人为其他两类更强烈

(二)样本选取和数据来源

本文选取2000年至2010年之间发生合并的本土会计师事务所及其审计的A股上市公司作为研究样本。根据研究需要,要求对应的上市公司在合并前后由同一家事务所审计,同时上市公司在合并前后均具有观测值。同时,满足以下条件的事务所和匹配的上市公司将被剔除:事务所合并时间不详;合并的成员所均不具有审计上市公司的资格,即不具有从事证券、期货相关业务审计的资格;年度审计报告中审计意见类型缺失的上市公司。特别地,由于所使用的数据库中不包含2000年以前和2011年的最新审计报告,合并发生在2000年及以前或者是2010年的事务所也将被剔除;加入或被并入国际所或者与国际四大合并的事务所;实证研究中需要用到累计超额收益率(CAR),因此存在以下问题的上市公司要剔除:审计报告出具的日期缺失(影响事件日的选取);年报公布日前后交易数据不完整的上市公司,且要求年报公布日在1月1日到4月30日之间(控制年报延迟披露对审计意见信息含量的影响);金融行业的上市公司。在经过以上研究样本的剔除之后,本研究最终选取事务所合并样本63个,匹配的上市公司样本486个。事务所基本信息资料及合并信息来源于中国注册会计师协会(CICPA)网站及由上海国家会计学院主办的中国会计视野网。上市公司的相关数据来源于中国股票市场研究数据库(CSMAR)。上市公司实际控制人性质的数据来自于网易财经和搜狐财经。

(三)模型建立和变量定义

本文建立如下回归模型:

说明:i表示上市公司,Control表示控制变量,包括每股盈余变化率ΔEPS,股利分配预案DIV,资产规模SIZE,总资产报酬率ROA,资产负债率LEV,企业市场价值与期末总资产的比值Tobin Q,上市公司亏损与否LOSS,行业IND和年份YEAR。ε为误差项并服从期望值为0、方差为σ的正态分布,即:ε~(0,σ)。其中:

(1)因变量。累积超额收益率(cumulative abnormal return,简称CAR)是超额收益率的累积值,某支股票的非正常回报(abnormal return,简称AR)等于该股票的实际回报减去该股票的预期回报。本文采用市场调整模型来计算超额收益率,具体计算步骤如下:

(1)股实际(日)收益率:

Pi,t,Pi,t|1分别为第i家样本公司在t,t-1个交易日的收盘价。

(2)个股期望(行业指数)收益率:

Pm,t,Pm,t|1分别为各行业指数在第t,t-1各交易日的收盘价。

(3)个股(日)超额收益率:

(4)样本组平均(日)超额收益率:

(5)事件期样本组累计平均超额收益率:

(t1,t2)为预测窗口期。在预测超额收益率AR时,将年报公布日定义为第0日,即事件日。以(-180,-30)共150天的时间作为预测窗口期,计算出在(-3,3),(-5,5)和(-10,10)三个研究窗口期的CAR,用以揭示年报公布前后的较短时窗内证券市场对不同类型审计意见的反应。日市场回报率采用考虑现金红利的流通市场加权平均市场回报率,日个股回报率采用考虑现金红利的日个股回报率。

(2)测试变量。审计意见(OP)是累计超额收益率的重要解释变量。通过审计意见系数的符号,大小及显著性,表示审计意见对超额收益的影响。该变量为哑变量,如果上市公司当年收到的是标准审计意见则OP=1,非标准审计意见则OP=0。为区分审计意见是出具在合并前还是合并后,加入另一个哑变量POST,当审计意见为合并后事务所发表时POST=1,合并前事务所发表时POST=0。同时,本文还加入了OP和POST的交叉项OP*POST,此交叉项的设置可以直接衡量事务所合并后标准审计意见对CAR的影响,其系数的经济意义也比较明显。另外,还设置了(1-OP)*POST项,以直接衡量事务所合并后非标准审计意见对CAR的影响。

(3)控制变量。控制变量包括:第一,每股盈余变化率ΔEPS。以往实证研究得出我国股票市场中会计盈余对超额收益能产生显著影响,具有信息含量的结论。本文参照陈梅花(2002)的文献,选取每股盈余变化率ΔEPS作为控制变量。EPSt和EPSt-1分别为第t年和第t-1年年报中披露的每股收益数据。第二,股利分配预案DIV。上市公司的股利分配政策具有很强的信号传递作用,向投资者传递着企业的经营业绩及未来的前景预期,从而引导投资者以增加企业价值。理论上讲,如果企业宣告分配股利,则预示着企业良好的发展前景,会增加投资者信心,从而增加股票价格;反之则亦然。考虑到股利分配政策的重大影响,本文也参照陈梅花(2002)引入虚拟变量DIV作为控制变量,若企业宣告股利分配则取1,反之取0。第三,资产规模SIZE。企业资产规模能在一定程度上反映企业的经营能力和获利能力,一般情况下,投资者对资产规模大的企业有更大的信心。因此,本文选用期末资产总账面价值反映企业的资产规模,为消除量纲的影响,将总资产账面价值取自然对数。第四,总资产报酬率ROA。总资产报酬率反映企业总体资产的获利能力,是评价企业资产运营效益的重要指标。第五,资产负债率LEV。负债具有税盾效应,同时债权人作为公司的外部人也有动机提高公司的治理水平,从而提高公司价值。第六,Tobin Q。市值考核是公司绩效判断的标准之一。第七,上市公司亏损与否LOSS。上市公司亏损与否向市场和投资者传递出不同的信息,从而导致上市公司股价的不同波动。本文引入虚拟变量LOSS,来控制上市公司经营成果对股票价格的影响。当上市公司净利润为负时LOSS取1,否则取0。第八,行业IND。李增泉(1999),宋常和恽碧琰(2005)实证研究表明,行业性质也是具有一定信息含量的。不同的行业中投资者给予的关注度和市场反应是不同的,因此本文加入了行业类型作为控制变量。第九,年份YEAR。变量定义表(1)。

(说明:CAR[-3,3]、CAR[-5,5]和CAR[-10,10]分别表示上市公司在(-3,3)和(-5,5)和(-10,10)窗口期内的累计超额收益率。)

三、实证结果分析

(一)描述性统计

(表2)中Panel A和Panel B是各主要变量的描述性统计,合并前、后的研究样本均为243个。合并前后上市公司CAR[-3,3]的平均值分别是-0.025和0.002,CAR[-5,5]的平均值分别是-0.038和0.004,CAR[-10,10]的平均值分别是-0.058和0.017,合并后的CAR高于合并前;但CAR[-5,5]合并后的中值-0.013略小于合并前的-0.011。合并前上市公司OP的平均值是0.942,合并后是0.922,合并后有所下降,说明事务所合并后上市公司收到的标准审计意见有所下降,非标准审计意见增多,这在一定程度上反应了合并后事务所独立性的增强。

(二)回归分析

(表3)的回归结果可以看出:首先,在(-3,3)、(-5,5)和(-10,10)三个窗口期内,回归方程均在不同的统计显著性水平上通过了F检验,回归方程有效。其次,在上述三个窗口期内,OP*POST的系数均是显著为正的,且在三个窗口期内显著性水平均为1%;而(1-OP)*POST的系数不论正负,均不显著。这验证了前文提出的假设H1:在审计意见公开披露后的较短时窗内,证券市场对合并前后同一事务所出具的审计意见的市场反应有差异。具体来说,投资者对合并前后事务所出具的标准审计意见反应出显著为正的差异,当同一家上市公司继续收到合并后的事务所的标准审计意见时,相比合并前收到的标准审计意见,市场会出现更加积极的反应;同时,回归结果显示:(1-OP)*POST的系数在统计上不显著,无法验证投资者对合并后继续出具的非标准审计意见有更加负向的反应。但是,这也说明投资者对合并前后事务所出具的不同类型的审计意见反应不同。结合之前的理论分析,会计师事务所合并后,其规模、品牌、审计师的能力和审计师独立性都会发生较大变化,相应的合并后的事务所在发表审计意见方面有更为坚定的立场,事务所会根据被审计单位的财务状况如实出具相应的审计意见,并且合并后的事务所不管是出具标准审计意见还是非标准审计意见,其传递的信号都会更加强烈。标准审计意见向投资者等信息使用者传递出积极信号,合并后的事务所出具的标准审计意见传达的信息可靠性增强,投资者会提升对相关上市公司的预期。这种对上市公司预期的提升反应到股价上去,就会出现CAR的更为正向的变动。这就为OP*POST的系数显著为正提供了解释。另外,从行为经济学角度来看,大多数人在面临获利的时候是风险规避的,在面临损失的时候是风险喜好的,投资者也不例外。当合并前的事务所出具标准审计意见时,虽然对投资者来说是“好消息”,投资者出于规避风险的考虑,对这个“好消息”做出的是较为保守的反应;当合并后的事务所再次出具标准审计意见时,这种“好消息”的信号就更为强烈,投资者此时也更愿意接受这种积极信号,这也可以为本文的实证结果提供解释。另外,从回归结果来看,OP的系数符号在三个窗口期内不一致,尽管在(-10,10)的窗口期内为正,与预期相符,但是在统计上是不显著的。部分控制变量的系数在不同窗口期内存在不一致情况,但是均不显著,对总体结果影响不大。上述主回归采用的是事务所合并前后严格匹配的上市公司样本,这里本文将未严格匹配的上市公司,即保留那些只具有合并前或合并后数据的上市公司共1069个样本按照上市公司实际控制人性质分为三组分别进行回归。(表4)的回归结果显示,在三个窗口期内,OP*POST的系数均是显著为正的,其中,在(-3,3)和(-10,10)三个窗口期内显著性水平均为10%,在(-5,5)窗口期内显著性水平为5%。这验证了本文的假设H2:在审计意见公开披露后的较短时窗内,证券市场对合并前后的事务所的不同审计意见类型的市场反应因上市公司的实际控制人而异。实际控制人为local的市场反应确实较实际控制人为其他两类的强烈。基于之前共谋理论的分析,地方政府控股的公司具有更强的动机与本地小所“合谋”,事务所的独立性受到影响,投资者对合并前事务所出具的标准审计意见可能持怀疑态度。但是,事务所合并后其地域性发生改变,地方政府对事务所的行政干预可以相对减少,从而事务所的独立性相应提高。实际控制人为地方政府的事务所在合并后出具的标准审计意见更为可靠,投资者收到这种积极信号后自然会作出更为积极的反应。

注:(1)*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平上显著;(2)本文在回归模型中设置了IND和YEAR两个虚拟变量分别对行业和年份的影响加以控制,这里未列示具体的回归结果;(3)表格中每个变量对应两行数据,其中第一行是变量的系数,第二行括号中的数字是对应的t值,下同。)

(说明:CEN,LOC和PRI代表的是上市公司的实际控制人类型,分别为中央政府、地方政府和非政府。三组的样本数依次为172、478和419个。其余同表3。)

(三)稳健性检验

本文研究的是合并前后审计意见类型对CAR的影响,理论上要求对应的上市公司在合并前后由同一家事务所审计,同时上市公司在合并前后均具有观测值。本文按此要求得出了上述主回归结果,为保证回归结果有足够的说服力,本文现在采用的数据未严格要求所有的样本必须符合此规定,即保留那些只具有合并前或合并后数据的上市公司共1069个样本重新进行回归以进行稳健性测试。进一步回归结果(未详细列出)显示,在上述三个窗口期内,OP*POST的系数都是正的,虽然在统计上显著性有所降低,但是还是与本文之前回归结果预期是相符合的。另外,国外有关会计信息和资本市场的实证研究结果表明,在市场达到一定效率的前提下,股票市场会对会计信息的公布作出迅速、无偏的反应,这主要体现在股票超额回报率的增加和股票交易量的增加——超常交易量上。本文参考Beaver(1968)在对盈余信息公告效应检验中用到的股票超常交易量计算方法算出了样本公司的股票超常交易量,并替换原来的因变量CAR进行了回归,OP*POST的系数在三个窗口期内也都是正的,虽然在统计上不显著,但也反应了与主回归结果相同的趋势。

四、结论与建议

本文分析显示,证券市场对会计师事务所合并前后出具的标准审计意见有不同的反应,而且这种差异是显著为正的;证券市场对事务所合并前后出具的非标准审计意见也有不同的反应,但差异在统计上不显著。虽然最后的回归结果没有完全支持本文的假设H1,但是相比事务所合并前出具的标准审计意见,证券市场对于合并后事务所出具的标准审计意见的反应更加强烈,说明事务所通过合并其规模和品牌有所提升,向信息使用者传递其提供的审计服务质量更高的信号,且这种审计质量的提高能被市场所感知。证券市场对会计师事务所合并前后出具的标准审计意见因实际控制人不同而有不同的反应。实际控制人为地方政府的上市公司在合并后收到的标准审计意见更为可靠,投资者收到这种积极信号后会作出更为积极的反应。做大做强本土会计师事务所仍将是我国会计师行业未来发展的一项重要任务。事务所之间的合并是做大做强的一个主要手段,对提高我国本土会计师事务所的独立性、专业技能都具有积极意义。会计师事务所的做大做强将为我国资本市场健康发展提供更高质量的审计服务。政府应该在事务所做大做强这方面继续投入力度,争取早日建立起完善的审计市场格局,提高本土事务所的竞争力,为我国资本市场的进一步发展贡献力量。

澄清公告信息含量的实证研究 篇8

一、文献回顾

“信息含量”这一概念首先由Beaver (1968) 提出, 会计信息要有信息含量, 必须是相关和及时的, 能改变投资者的投资信念。因此, 信息含量实证研究主要检验会计信息是否提供了增量内容且改变了投资者对股票价值的判断。现有的信息含量研究成果较多, 可分为两个类别:一是某一类会计信息信息含量的截面研究;二是趋势研究。

1. 信息含量的截面研究

Ball和Brow (1968) 首先以1957-1965年间261家NYSE上市公司为研究对象, 发现盈余数字对投资者决策是有用的。Beaver (1968) 也发现在盈余公告的一周内, 超常交易量 (AVOL) 和超常股价回报波动 (AVAR) 都有了显著增加。Beaver, Clarke和Wright (1979) 也得出了相同结论。2006年, De Fonda, Hung和Trezevanta进一步以1995-2002年间26个国家的53 197个年度盈余公告为样本, 发现市场管制水平越高, 盈余披露的信息含量越高;短期财务报告披露密度越高, 盈余公告的信息含量越少;对投资者保护制度越完善, 盈余公告的信息含量越高。我国学者也进行了类似的研究, 赵宇龙等 (1997, 2000) 发现我国会计盈余同样具有相当的信息含量, 但市场存在“功能锁定”现象, 即市场对股票定价并不是以永久盈余为基础, 而是锁定于名义会计收益。陈晓、陈小悦和刘钊 (1999) 通过交易量分析也验证了会计盈余的有用性。吴世农等则检验了现金流量信息, 结果没有充分证据可证实其具有信息含量。

2. 信息含量的趋势研究

理论上, 由于会计信息系统外部的技术进步创新和非会计信息供给及时性越来越好, 披露信息的信息含量将会逐步下降, 但实证结果并不支持这一论断。Kross和Kim (1999) 发现20世纪90年代初期盈余披露的信息含量要高于60年代初期, Landsman和Maydew (2001) 以1972-1998年间的季度盈余信息含量为例, 得出了同样结果。然而, Lo和Lys (2000) 却认为盈余信息含量虽没有减少, 但也没有增加的趋势。Francis等 (1999) 则检验了1986-1995年间分析师报告和盈余披露信息含量的变化趋势, 发现二者的信息含量是增加的。我国类似的研究较少, 孙爱军、陈晓悦研究了1992-1998年间会计盈余信息, 发现信息含量逐年增强。

与以往研究相比, 本文研究了澄清公告的信息含量, 扩展了研究范围, 而且检验结果也将有利于市场中各方对上市公司的澄清行为进行重新认识, 以采取有利行动。

二、研究设计

1. 信息含量的衡量

采用披露窗口期的股价累计超常回报 (CAR) 来衡量信息含量, 因为它代表了披露信息所引发的投资者反应。

(1) 采用市场模型法估算单个股票预期报酬率。估算模型:Rit=αi+βiRmt+εit, 窗口期 (-130, -10) , 澄清公告日 (=0) 前130交易日到前10交易日。得到估计值后, 公告期单个股票第t日的预期报酬率为:

(2) 估算单个股票 (i) 在第t日异常报酬率。异常报酬率 (AR) =实际报酬率 (Rit) -预期报酬率

(3) 单个股票 (i) 窗口期 (t1, t2) 累积超常报酬率 (CAR) 定义为:

2. 信息含量判断方法

目前, 信息含量研究方法主要有3种: (1) 符号检验法, 通过比较盈余变动符号与股价变动符号是否显著相关来判断信息含量; (2) 均值检验法, 通过比较盈余变动百分比与股价变动百分比之间是否具有正相关关系来判断信息含量; (3) 方差检验法, 通过比较盈余公布当周与公布前后的非正常报酬率的方差进行判断。

本文采用符号检验法。根据有效市场假说, 股票价格反映了所有相关信息, 新信息应迅速或极少延误地反映在价格上。如果澄清公告内容与市场预期一样, 将不会引起股票价格的特别变化, 澄清公告没有信息含量。如果股价变化方向并不随机, 而与澄清信息的性质显著同向变化, 则表明澄清公告是有信息含量的。

3. 基本模型

本文还进一步检验了澄清公告信息含量的影响因素, 回归模型为:

以上公式中, Sign (CAR) 表示CAR的符号, Sign (information) 代表澄清公告的性质, Att代表澄清公告答复的方式, Bad代表外部流传消息的性质, μ代表各控制变量。有关变量定义见表1。

变量的理论解释:

澄清公告的性质Sign (information) :有效市场里, 公司价值就是未来净现金流的风险折现值, 影响股价变化有经营稳定性、风险、成长性和利率等4个方面。据此考虑澄清公告的性质, 首先将外部流传信息分为好消息和坏消息, 表明公司经营稳定、成长性好、企业风险下降等的信息划分为好消息, 反之则为坏消息。随后, 外部流传好消息, 澄清公告予以肯定时, 则澄清公告性质属于“好”, 否定, 则为“坏”;当外部流传坏消息, 澄清公告予以否定, 则澄清公告属于“好”, 肯定, 则为“坏”。

外部流传信息的性质 (Bad) :投资者对坏消息的反应总是比好消息的反应强烈, 澄清之前的不同性质的流传信息可能带给投资者不同的风险收益预期, 进而影响澄清公告的市场反应。

公司规模 (Size) :一般来讲, 公司规模与股价波动呈负相关关系, 这是因为规模大的公司往往治理水平较高, 澄清信息披露质量更让人信赖。

公司市场价值 (Market) :公司市值越小, 股票越容易操作, 股价波动性可能越大。

会计政策保守或激进 (B/M) :采取激进会计政策的公司的自愿性披露及时性较好, 保守企业的及时性较差。激进型企业可能更及时地进行披露决策, 发布澄清公告。

信息披露质量 (Level) :披露水平高的公司股票价格更公平, 投资者更愿意交易该公司的股票。以往披露水平高的公司澄清公告更值得依赖, 投资人行动的一致性更高, 市场反应更大。

行业因素:本文仿照Landsman和Maydew (2001) 的行业划分办法, 将行业分为5类:一是传统资金密集型行业, 包括采掘、建筑、食品、化工、冶炼、交通、耐用品生产等;二是技术密集型行业, 如医药、计算机;三是公用企业;四是金融服务业;五是其他服务业。

三、样本选择和描述性统计

1. 样本和数据

澄清公告样本来自WIND数据库, 数据库对公司公告分类标注, 其中有“澄清公告”类别。样本选择期为2007年1月1日至2008年12月31日。

个别公司在消息披露后没有立即复牌, 仍继续停牌较长时间 (10天以上) , 复牌后的股价影响因素可能包括停牌期发生的其他事件, 因此排除了这部分样本;如果公司在短时间内进行了连续澄清, 后面各次披露的信息含量可能受到首次影响, 因此仅保留第一次;如果澄清公告还同时披露了其他方面的内容, 这导致了混合信息反应, 将其剔除;因为需要估计股票报酬率, 还剔除了回归系数不显著的样本。最终确定的样本为327个。

所需的每日股价、公司财务数据和股本数据等资料也来自WIND数据库。

2. 描述性统计

327个样本中, 澄清公告信息性质为好的有171个, 坏的156个, 当信息性质为好时, CAR符号为正的比例为52.63%;信息性质为坏时, CAR符号为负的比例为53.21%, 信息性质与CAR符号的同向性表现并不突出。数据进一步显示, 如果澄清公告是肯定态度时, 二者符号同向性则非常明显, 肯定好消息, CAR为正的比例82%, 肯定坏消息, CAR为负占70%。但二者相关性有待于随后的统计回归检验。

四、实证结果报告

1. 符号检验结果

表3报告了Sign (CAR) 对澄清公告性质的LPM回归结果。结果显示, 公告窗口期CAR的符号与澄清公告性质存在显著的正相关关系, 这表明澄清公告是有一定信息含量的, 是有用和及时的。其中, 在窗口期 (-1, +1) 、 (-1, 0) 、 (-1, +2) , 回归系数均在1%的水平上高度显著, 在窗口期 (-1, +3) , 系数在5%的水平上显著, 这表明结论是稳健的。

说明: (1) test (a) 、 (b) 、 (c) 、 (d) 分别代表 (-1, +1) 、 (-1, 0) 、 (-1, +2) 、 (-1, +3) 窗口期CAR符号对澄清信息性质的回归; (2) ***、**、*分别代表在1%、5%、10%的统计水平上显著, 括号内数字代表p值。

2. 信息含量影响因素检验

表4报告了公告窗口期CAR影响因素的回归结果。影响CAR大小的主要因素是澄清公告的答复方式以及外部流传消息的性质。当澄清公告对外部的利好消息肯定时, 会显著增加CAR, 对外部利空消息肯定时, 则会显著减少CAR。

在窗口期 (-1, +1) 、 (-1, 0) 、 (-1, +2) 、 (-1, +3) , 澄清公告对外部的利好消息肯定, CAR分别增加6.99、9.00、7.85、10.25个百分点。在窗口期 (-1, +1) 、 (-1, 0) 、 (-1, +3) , 这一结论在1%的水平上高度显著;在窗口期 (-1, +2) , 这一结论的显著水平为5%。澄清公告对利空消息肯定, 会分别减少0.26、1.68、0.58、1.31个百分点的CAR, 结论也是高度显著的。

实证结果还显示, 如果澄清公告进行否定或模糊答复, 相关系数并不显著, 这表明否定答复或模糊答复的澄清公告可能并没有向市场提供增量信息。

说明:同表4。

五、结论

本文以深沪证券交易所2007-2008年间327个澄清公告为样本, 运用符号检验法研究了澄清公告是否具有信息含量这一问题。实证检验显示: (1) 澄清公告具有一定的信息含量, 尤其是澄清公告进行肯定性披露时, 为市场提供的增量信息更明显; (2) 影响澄清公告信息含量的因素主要有澄清公告答复方式以及外部流传消息的性质, 澄清公告对好消息的肯定答复将显著增加CAR, 对坏消息的肯定将使CAR减少; (3) 如果澄清公告进行否定答复或模糊答复, 则可能没有向市场提供增量信息。

必须指出的是, 本文尚存在很多不足之处, 如研究期限过短、事件研究中的主观判断无法避免、研究设计方法的局限等, 这些都可能影响了研究结论的效果, 有待在以后研究中予以完善。

摘要：本文以深沪证券交易所2007-2008年间327个澄清公告为样本, 分析了资本市场澄清公告的信息含量问题。研究发现澄清公告具有一定的信息含量, 这表明澄清公告是有用和及时的, 尤其是澄清公告清晰地进行肯定答复时, 增量信息更加明显。实证分析还显示, 影响澄清公告信息含量的因素主要有外部流传消息的性质以及澄清公告答复的方式。

关键词：信息披露,澄清公告,信息含量

参考文献

[1]R Ball, P Brown.An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers[J].Journal of Accounting Research, 1968, 6 (2) :159-178.

[2]W H Beaver, R Clarke, and W Wright.The Association between Unsys-tematic Security Returns and the Magnitude of the Earnings Forecast Error[J].Journal of Accounting Research, 1979, 17 (2) :316-340.

[3]W Kross, and M Kim.Differences between Market Responses to Earn-ings Announcements in the1990s Versus1960s[C].American Ac-counting Association Annual Meeting, New Orleans, 1998.

[4]赵宇龙.会计盈余披露的信息含量——来自上海股市的经验证据[J].经济研究, 1998 (7) :41-49.

定单流信息含量相关研究综述 篇9

关键词：市场微观结构,定单流,信息含量,收益率

一、引言

定单流 (Order flow) 是金融市场微观结构理论中的一个核心变量, 传递出投资者的信念、风险偏好和禀赋等信息反映了不同投资者对同一宏观信息或公共信息的不同理解。根据Underwood (2009) 、谭地军和田益祥 (2009) 、李成刚等 (2011) 的研究, 定单流是买方主动发起的交易金额与卖方主动发起的交易金额之差。定单流是带有符号的交易金额。定单流越大, 并且为正, 表示资金流入越多;定单流越小并且为负, 表示资金流出越多。定单流具有明确、直观的涵义, 计能够刻画资金的流向, 具有丰富的信息含量。而且定单流与收益率之间的紧密相关, 反映了投资者的投资组合再平衡行为 (Underwood, 2009) 。不管是在股票市场和债券市场还是在外汇市场, 研究学者都发现定单流具有丰富的信息含量。

二、股票市场定单流信息含量

股票市场定单流信息含量研究主要探讨了股票市场定单流与收益率的关系, 或定单流对收益率的影响。Griffiths等 (2000) 检验了主动性定单的成本和决定因素, 认为主动性定单比被动型定单对价格具有更大的影响, 但是具有更小的机会成本;主动性买单比主动性卖单更容易受到信息的驱动。Hasbrouck和Seppi (2001) 以道琼斯工业平均指数中的30只股票为研究对象, 使用主成分分析与典型相关分析方法, 检验了股票市场上价格发现效率与流动性供给过程中的共同因素发现定单流和收益率具有共同的影响因素, 定单流共性解释了大约三分之二的收益率共性。Chordia等 (2002) 从定单不平衡的角度研究了纽约证券市场的交易活动, 发现市场收益率受到同期和滞后定单流的显著影响, 尽管控制了加总的交易量和流动性之后, 市场收益率仍然会受到定单不平衡的影响。Harford和Kaul (2005) 对美国股票市场的研究结论发现, 个股的定单流对其收益率有很高的解释能力, 同时, 市场指数股票的定单流, 如S&P500指数股票的定单流, 对于整个市场收益率的影响比非指数股票更重要。Bailey等 (2009) 实证检验了上海股票市场收益率与定单不平衡的关系, 以及个人、机构和产权投资者定单不平衡的共性, 结果表明机构投资者 (产权投资者) 定单不平衡对收益率影响更大, 个人投资者的定单不平衡共性更强。国内学者也对股票市场定单流的信息含量进行了一些有益探讨。靳飞等 (2009) 在研究股票市场风险传染和投资转移时发现, 市场定单流上升、流动性变好时, 由于共同因素的影响, 高市值股票和低市值股票收益率同时大涨的概率显著增加。罗明华等 (2011) 分析了我国股票市场上市值不同的股票之间定单流、流动性和收益率的相互影响关系发现低市值股票定单流上升时, 未来高市值股票收益率显著下降。

三、债券市场定单流信息含量

对于债券市场定单流的信息含量研究, Brandt和Kavajecz (2004) 通过研究定单流、流动性和收益率曲线的关系, 运用主成分分析和向量自回归 (VAR) 方法检验了美国国债市场上价格发现效率。结果发现定单不平衡对收益率的变动解释能力达到了26%, 当流动性较低时, 定单流对收益率的影响效应非常强烈。Pasquariello和Vega (2007) 研究了美国2、5和10年期国债收益率对定单流和宏观信息的反应, 发现国债市场上具有很强的信息效应:未预期的定单流对国债收益率具有显著的影响, 在市场参与者的看法不一致程度高时, 定单流和收益率变化的同期相关性更大。在国内学者的研究中, 谭地军和田益祥 (2009) 实证分析了我国国债和企业债定单流的信息含量及其与流动性的关系, 发现流动性越好的债券, 定单流的信息含量越高, 7年期和10年期的国债定单流对国债市场收益率和企业债市场收益率都有影响。

四、外汇市场定单流信息含量

来自外汇市场上的研究结果表明, 定单流也具有丰富的信息含量, 与收益率紧密相关。Evans和Lyons (2002) 发现定单流可以解释超过60%的汇率变化, 远超过利率等传统变量的解释能力。Evans和Lyons (2007) 建立了一个反映定单流与外汇收益率动态关系的模型, 通过实证检验发现定单流刻画资金的流入流出, 对外汇收益率具有显著的预测能力, 定单流包含着宏观经济变量、汇率收益率和投资组合再平衡等相关信息。Breedon和Vitale (2010) 提出了一个汇率决定的结构模型, 分解汇率影响的投资组合平衡效应和信息效应, 实证结果表明定单流与收益率具有显著的同期相关性, 主要原因是投资组合平衡的影响。Rime等 (2010) 在提出如果定单流反映了宏观经济基本面, 那么定单流对汇率具有解释和预测能力的假设基础上, 使用USD/EUR、USD/GBP和USD/JPY数据, 检验了汇率预测、定单流和宏观经济信息的关系, 发现定单流与货币对、预期的宏观经济基本面紧密相关, 定单流是汇率变动的一个预测指标。国内学者丁晖和谢赤 (2008) 讨论了外汇市场定单流的理论模型, 认为定单流在市场中扮演着两个重要作用:清算市场和传递信息。王雅杰等 (2009) 使用美元/马克与美元/人民币的实际数据, 采用协整、误差修正模型和最小二乘回归进行检验, 发现美元/人民币汇率波动与定单流之间存在长期均衡关系, 人民币定单流在信息传递和对汇率的影响都要小于马克定单流。

五、定单流的跨市场信息含量

以上的研究主要集中于单个市场的定单流对收益率的影响, 即主要研究市场内的定单流信息含量。Subrahmanyam (2 0 0 7) , G o y e n k o和U k h o v (2 0 0 9) , U n d e r w o o d (2009) , Girardin等 (2010) 等研究了定单流的跨市场信息含量。定单流的跨市场信息含量是指一个市场的定单流能揭示与之相关市场的资金流动、投资者的跨市场投资组合再平衡行为, 对其它市场收益率的影响与预测作用。Subrahmanyam (2007) 首次研究了纽约股票市场与房地产投资信托基金 (Real Estate Investment Trusts, 简称REIT) 的流动性和定单流溢出效应, 发现股票市场定单流和收益率对REIT定单流具有负向预测作用。Goyenko和Ukhov (2009) 的研究发现, 国债市场流动性显著影响股票市场收益率, 其主要原因在于国债市场的传递作用 (Channel Effect) 使得宏观经济变量等影响股票和国债市场的共同因素将首先反应在国债市场上, 然后通过国债市场传递到股票市场。Underwood (2009) 对美国股票和国债市场进行了实证研究, 结果发现国债市场的定单流与股票市场的收益率负相关国债市场定单流的增加往往预示着股票市场收益率下降。Underwood (2009) 从定单流信息含量的角度分析了股票与国债市场存在显著的投资转移行为。Girardin等 (2010) 检验了中国股票、国债和企业债市场定单流的市场内和跨市场信息含量, 采用分笔交易数据, 发现在股票与债券市场、国债和企业债市场上, 定单流对收益率具有跨市场的负效应, 为跨市场投资组合再平衡提供了实证依据。

六、结束语

会计信息含量 篇10

始于20世纪90年代的新中国会计改革,经历了与国际会计准则接轨、协调、趋同等不同阶段,使得我国会计准则提供的财务会计信息具有了国际可比性,也使得我国会计、财务、资产价值信息更具相关性、可靠性。2007年1月1日开始实施的《企业会计准则第34号———每股收益》和2007年证监会修订的《公开发行证券公司信息披露编报规则第9号:净资产收益率和每股收益的计算及披露》则是这一改革进程中的重要组成部分。该规范要求存在可转换债券、认股权证、购股权等潜在普通股上市公司应计算并在定期报告中同时披露基本每股盈余和稀释每股盈余。这为会计研究提出了稀释每股收益是否能够向资本市场传递有效信息并作用于投资者的决策行为等问题,因此,本文拟通过研究《企业会计准则第34号———每股收益》实施对证券市场价格的影响,找出每股收益计量变化提高股票价格解释能力的证据。可以预期,如果每股收益会计信息的披露与可转换债券上市公司的股票价格变动符号之间存在统计意义上的相关性,那么该会计信息集向资本市场传递了有效的信息,即该会计信息集可向企业投资人提供未来现金流回报、可转换债券资产和债务的价值评估等足以引起资本市场参与者调整资产价值的判断的有效信息;反之,每股收益信息的变化对于投资者没有信息含量。另外,由于在可转换债券、认股权证、购股权等潜在普通股中,可转换债券是潜在普通股的最大组成部分,所以本文选择了发行可转换债券的上市公司为研究样本。这一研究可能会为我国会计准则的国际趋同提供一些决策参考,使政策制定者对相关准则可能造成的影响有更完善的评估,并希望有助于投资人日后解读类似有效资讯、预测市场反应等等。

二、文献综述

(一)盈余公告的信息含量文献回顾决策行为的改变意味着投资者会买入更多股票或减持已有股票,这会造成交易量的变化,从而导致股价波动。当盈余公告信息足以改变投资者对未来股价的判断及其决策行为时它就具有了信息含量。过去几十年,人们研究也发现了公司盈余公告影响股 价波动 , 即盈余公 告具有信 息含量的 证据(Beaver,1968;Ball and Brown,1968;Lev,1989等)。(1) 国外盈余公告的信息含量研究。鲍尔和布朗 (Ball & Brown,1968)发现盈余变动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,亦即“如果实际收益与预期收益有差额,年度收益信息是有用的,而且市场会在同一方向产生反应”。这是从资本市场产生以来人们第一次发现的会计盈余数据具有信息含量的系统性证据。比弗(Beaver)发现了“股价变动规律证明了盈余公告具有信息含量”的证据,说明会计盈余的披露对投资者的投资决策产生了影响。Morse(1981)利用日股价数据验证了市场对于季度盈余公告的反应,并发现大多数股价变化发生在公告前一天和公告日产生。Rendleman、Jones、Latane(1982)提出标准化的未预期盈余概念,并发现在公告日盈余影响股价。Lev(1989)的研究表明《华尔街日报》等媒体上的财务公告影响股价。(2)国内盈余公告的信息含量研究。赵宇龙(1998)发现未预期盈余为正号的投资组合比未预期盈余为负号的投资组合可以获得更高超额报酬率。这是第一次证明中国资本市场能够区别对待不同性质的会计盈余资讯,也就是说在中国证券市场上会计盈余数据可以向投资者传递与决策相关的有用信息。赵宇龙(2000)运用盈余反应系数分析法,对中国会计盈余披露的信息含量做了进一步研究,发现了加入控制变量后会计盈余的披露仍然具有信息含量的经验证据。Bao和Chow(1999)研究发现A、B股的会计盈余均具有信息含量、会计盈余信息含量的解释能力呈逐年提高的趋势、以中国会计准则为基础的A股的会计盈余的信息含量要低于使用国际会计标准的B股的信息含量等实证证据。陈晓、陈小悦和刘钊(1999)发现,在公司盈余公告日前后,日交易量有明显增加现象,而且日交易量达到年均水平的1.5倍至1.7倍。因此,中国A股市场上的盈余数据同样具有较强的信息含量。潘琰、陈凌云和林丽花(2003)研究表明,基于中国会计准则的会计盈余数据比国际会计准则提供的会计盈余数据更具信息含量。孙爱军和陈小悦(2002)发现,中国股市不但具有信息含量,而且信息含量十分显著并呈逐年增强的趋势。总之,国外20世纪80年代以前,盈余公告信息含量集中在盈余对于股票价格、交易量等影响上,80年代以后则进一步集中在盈余公告对股价影响的程度以及盈余的预测能力方面。在我国,大部分研究结果显示中国A股和B股资本市场中的会计盈余均包含一定的信息含量。

(二)每股收益信息含量研究文献回顾 (1)国外每股收益信息含量研究。国外每股收益信息含量实证研究集中于盈余的横截面差异分析。Jennings,Le Clere and Thompson(1997)研究发现,证券价格反映所有公开的与股票价值相关的信息;会计盈余的有用性取决于它体现公司价值的能力。Goldsticker and Agrrawal(1999)支持了他们的发现,即完全稀释每股盈余FDEPS对股价的解释能力优于基本每股盈余BEPS和主要每股盈余BEPS。1998年,Balsam and Lipka发现,盈余可以解释股票价格,每股盈余与股价之间显著相关。FDEPS更具信息含量,因此,披露稀释效果对于投资者是相关的。Lynn H. Clements(2002)利用1997年美国实施财务会计准则(SFAS)128号每股收益准则实施前后三年可转换债券转换市场效应来检验128号准则是否提供了更具信息含量的稀释每股收益(DEPS)指标。尽管由于缺少样本该文所提出的零假说等无法证实,但这一假说为这方面的后续研究提供了思路。(2)国内每股盈余信息含量研究。国内学者对每股盈余研究多半是从理论层面进行,而对每股盈余指标尤其是稀释每股盈余指标的决策有用性进行实证研究的成果不多。王旦娉(2009)发现上市公司年报中披露的2007年稀释每股收益指标没有传递预期的会计信息,从短期看不具有信息含量。王海英(2009)以我国实施《企业会计准则第34号———每股收益》后的2007年A股上市公司年报中披露的基本每股收益和稀释每股收益指标的差异为基础,发现样本公司在年报中披露的基本每股盈余和稀释每股盈余指标具有与股价相关的信息含量,而且稀释每股收益数据更含有基本每股收益数据之外的增量信息。即证明了稀释每股盈余数据更能为投资者提供有用的信息。可见,国外由于1997年已开始披露基本每股盈余BEPS和稀释每股盈余DEPS,所以也带动了稀释每股盈余信息含量的研究。尽管实证检验结果有相同,也有相异,但大多数结果表明基本每股盈余和稀释每股盈余组合的信息含量要高于SFAS No.128实施之前的每股收益披露组合,也就是说美国SFAS No.128准则既简化了每股收益的计量,又提高了会计盈余的信息含量。但在国内,在2007年1月1日实施《企业会计准则第34号———每股收益》之后,为数不多的几篇研究稀释每股盈余信息含量的实证论文却得出了完全不同的两种结论:稀释每股收益具有信息含量和稀释每股收益没有信息含量。这也是诱导本文进一步研究的原因之一。

三、研究设计

(一)研究假设前期研究表明,国内外从鲍尔和布朗(Ball & Brown,1968)和赵宇龙(1998)开始,对于盈余信息含量实证研究多半运用事件研究法和回归分析法,以探讨未预期盈余符号与事件窗口市场非正常回报符号之间统计相关性,从而验证每股收益的信息含量及解释能力等等。据此,可以预期,《企业会计准则第34号———每股收益》在可转换债券公司实施后,如果基本每股盈余和稀释每股盈余指标具有信息含量,那么在年度盈余报告披露前后,上市公司的股票价格将会发生变动。通过个股日报酬率与市场日平均报酬率差异即非正常报酬率(Abnormal Return,简称AR),可以测定在年度会计盈余公告披露前后会计盈余信息含量及其变动。如果股价发生变动,说明第34号每股收益准则实施使资本市场以有效方式接受了这一新的信息的传递,即准则披露的每股收益具有信息含量;反之,则说明第34号每股收益准则披露的每股收益没有信息含量。另一方面,如果基本每股收益或稀释每股收益变化,市场应能分辨出“好消息”,从而获得比“坏消息”出现时更高的非正常回报。为此,本文提出两个研究假设:

假设1:在第34号每股收益准则实施之前的2006年,未预期每股盈余符号与累积超额回报之间显著正向相关。未预期每股收益符号为正一组应有正的市场反应,为负一组应有负的市场反应

假设2:在第34号每股收益准则实施之后的2008年,稀释每股收益的未预期盈余符号与累积超额回报之间显著正向相关,且盈余反应系数比2006年更大。未预期每股收益符号为正一组应有正的市场反应,为负一组应有负的市场反应

(二)变量选取和模型建立本文以公司累计超额回报率为被解释变量,以为预期盈余和年度为解释变量,用以检验本文的假设1与假设2,变量定义如表(1)所示。

在此基础上,根据鲍尔和布朗(1968)和赵宇龙(1998)研究思路观察拥有可转换债券的上市公司未预期每股收益符号与超额回报符号之间的关系,以检验2007年《企业会计准则第34号———每股收益》实施前后每股收益的信息含量的变化。为检验假设1和假设2,本文构建了以下四个模型:模型1:CAR=α+β1UEPSRit+ε。

模型1通过未预期盈余与时间窗口累积超额回报之间是否存在显著的统计相关性,考察样本整体的每股收益信息含量。即模型1将自变量未预期每股盈余带入回归方程,仅分析在不考虑控制变量的情况下,未预期每股盈余与超额累计回报率的关系。通过模型1中这一盈余反应系数(ERC)表示样本总体的未预期每股收益对累积超额报酬的影响和信息含量。如果每股盈余具有信息含量,则β1应该显著大于0。模型2:

模型2是对2008年可转换债券公司和2006年每股盈余信息含量的比较。对于2008年可转换债券公司,其稀释每股收益信息含量可以用β1+β3这一盈余反应系数来表示,如果2008年稀释每股盈余具有信息含量,即假说2成立,则β1+β3应该显著大于0;对于2006年样本公司,其全面摊薄每股收益信息含量可以用β1这一盈余反应系数表示,如果2006年全面摊薄每股盈余具有信息含量,即假说1成立,则β1应该显著大于0。如果2008年稀释每股收益具有比2006年全面摊薄每股收益具有增量盈余信息含量,则盈余反应系数β3应该显著大于0。模型3:CAR=α+β1UEPSRit+β2YEAR2008+β3YEAR2008*UEPSRit+β4SIZE+β5Tobin Q+β6LEV+β7BVRit+β8DIVit+ε。

模型3是在模型2基础上控制了公司规模、公司成长性、公司财务杠杆、每股净资产、股利等可能会影响研究结果的其他变量,以分析每股收益信息含量以及每股收益与累积超额回报之间的关系。模型4:CAR=α+β1UEPSRit+β2YEAR2008+β3UEPSRit*YEAR2008+β4UEPSRit*SIZE+β5UEPSRit*Tobin Q+β6UEPSRit*LEV+β7UEPSRit*BVRit+β8UEPSRit*DIVit+ε。

模型4是在模型3的基础上增加了每股收益符号与各控制变量的交叉项,以反映各控制变量对于盈余反应系数(ERC)的影响。即模型4是在保留原自变量、控制变量的同时,又引入自变量与控制变量交叉项后带入回归方程的结果。

(三)样本选择和数据来源2007年1月1日我国实施《企业会计准则第34号———每股收益》是一个基本事件,但由于基本每股收益和稀释每股收益是在上市公司年度报告中进行披露的,即在年报披露日前后资本市场才能够接收到每股收益准则实施事件产生的信息信号。因此,为了对比2007年1月1日前后每股收益变化所引起的信息含量变动,本文分别选取了2006年和2008年可转换债券公司在中国证券监督委员会指定的权威披露媒体上公告年报的日期作为事件窗口的标准日,并选择(-20,20)、(-10,10)、(-5,5)、(-1,1)等四个事件窗口的累计超额回报来观察各样本在窗口的市场反应情况。本文的样本期间涵盖了深沪两市上市的2007年1月1日前发行可转换债券、2008年报中可转换债券仍然存续的上市公司。样本公司之所以选择可转换债券上市公司,是因为可转换债券是目前我国上市公司存在的最主要的稀释性潜在普通股。所有样本公司都没有股份期权,有认股权证的公司仅4家,规模亦不大,这剔除了股份期权和认股权证对于每股收益稀释作用的影响。由于2007年是新旧会计体系转换年度,样本选择了2005年、2006年、2007年、2008年四年年报计算未预期盈余,所以样本总量为31个家公司。整个研究过程采用的样本资料主要来自CCER股票价格收益数据库、一般企业财务数据库、上市公司可转债数据库、证券市场指数数据库,年报资料主要来自上海证券交易所网站www.sse.com.cn和深圳证券交易所网站www.szse.cn等发布的公司年报。选择了深沪两市上市的2007年1月1日前发行可转换债券、2008年报中仍存续可转换债券的上市公司。本文所使用的数据处理和分析软件为SPSS13.0等。

(四)研究方法从前期国内外的研究成果中可以发现,国内外从鲍尔和布朗 (Ball & Brown,1968) 和赵宇龙(1998) 开始,对于盈余信息含量实证研究主要有两个角度:一是观察时间窗口中未预期盈余等符号导致的市场反应;二是观察未预期盈余符号对累积超额回报CAR影响的盈余反应因子β。如果每股盈余具有信息含量,则β值显著大于0,即两者之间显著正相关。这已被前期研究所证实。结合本文意欲探讨2007年1月1日第34号每股收益准则实施这一事件对资本市场所产生的影响程度的研究目的,本文重点进行两个实证检验:首先是市场反应检验。市场反应检验主要验证股票市场能否有效反应新的稀释每股收益信息,即观察未预期稀释每股盈余符号为正(好消息)和为负(坏消息)一组产生的超额回报趋势。如果未预期稀释每股收益大于零,将会导致股价上升;反之,股价下降。此时,稀释每股收益会提供投资者有用信息,使投资者获得超额回报,因而具有盈余信息含量。其次是盈余反应系数检验。盈余反应系数检验主要验证未预期稀释每股收益符号对于累积超额报酬的反应程度。如果未预期盈余与累积超额回报之间呈显著正相关,则表明稀释每股收益具有信息含量,反之则没有信息含量。

四、实证检验分析

(一)市场反应检验 (1)2006年市场反应检验。图(1)和表(2)汇总了2006年样本公司市场反应结果。显而易见,未预期每股盈余为正号的投资组合在开始阶段的累计平均超额收益率要小于未预期盈余为负号的投资组合,但随着盈余信息发布日期的临近,未预期盈余为正号的投资组合的累计平均超额收益率超过了负号组合,而且在其后的一段时间内保持了这种差异。这说明在2006年一些时段,市场能够区别对待不同性质的会计盈余数据信息,但并不很显著。因此,2006年的每股盈余具有信息含量的假说不能得以证实,即假设1不能获得统计支持。

(2)2008年市场反应检验。图(2)和表(3)汇总了2008年样本公司市场反应结果。结果表明,在四个时间窗口内,未预期盈余为负的公司累积平均超额回报率的均值要大于未预期盈余为正的公司,而且这一差异在四个区间内均显著地异于0。从均值之差可以发现,在(-20,20),(-10,10),(-5,5),(-1,1)四个事件窗口,如果买进未预期每股收益为负的公司股票,同时卖出未预期每股收益为正的公司股票,分别能获得24.70%、19.40%、14.9%和4.10%的报酬率。这否定了假设2。

注:P 值表示 T 检验的伴随概率。*,**,*** 分别表示在 10%,5%和 1%的水平下显著。

注:P 值表示 T 检验的伴随概率。*,**,*** 分别表示在 10%,5%和 1%的水平下显著。

(二)盈余反应系数检验表(4)和表(5)汇总了样本公司四个事件窗口的回归分析结果。从回归结果可以发现:(1) 关于未预期盈余对于累计超额回报的盈余反应系数β1方面。未考虑控制变量,在四个时间窗口内,模型1中β1<0,在前三个时间窗口内显著,这说明2006年和2008年总体样本来看,未预期盈余与累计超额回报率之间是一种负相关关系。在模型2、模型3和模型4中,由于β1的结果时而为正、时而为负,且均不显著,所以研究假说1即2006年全面摊薄的每股收益信息具有信息含量的假设无法证实。这一结论与上述2006年市场反应中的检验结果一致。(2)关于2008年度哑变量对于累计超额回报的盈余反应系数β2方面。当考虑到年度差异时,本文发现除了模型2和模型3的 [-1,1] 事件窗口,其余三个事件窗口的各模型的YEAR2008变量的系数β2均显著为正,这表明2008年稀释每股收益对于累计超额回报的影响比2006年全面摊薄的每股收益对于累计超额回报的年度影响要大。(3) 关于未预期盈余与年度的交叉项系数β3方面。根据假设2,β3表明2008年与2006年盈余反应系数的差异。在各时间窗的模型2、模型3和模型4中,β3小于0,且模型2在[-20,20]窗口、模型4在[-20,20]和[-5,5]窗口显著,这表明2008年与2006年相比,未预期盈余对累计超额回报率出现了负的增量效应,这证明了2008年与2006年相比市场反应更大,但反应方向与假说相反,因此本文的假设2不能得到支持。(4)关于2008年的未预期稀释每股盈余符号与累计超额回报符号之间关系β1+β3。模型2、模型3和模型4中β1+β3值在各时间窗口均小于0,表明2008年的未预期稀释每股盈余符号与累计超额回报符号之间存在负相关关系。所以,2008年股票市场不能很好识别好坏消息,即2008年稀释每股收益不具有盈余信息含量,因而也否定了假设2。(5)关于控制变量方面。控制变量Tobin Q、LEV、SIZE在不同的时间窗口内表现出了不同的显著性。具体来说,在 (-20,20) 窗口,Tobin Q的系数显著为负,这说明公司成长性与超额累计回报率呈负相关关系,与预期一致;LEV的系数在10%和5%的水平下显著为负,说明资产负债率与超额累计回报率也呈现出负相关关系,与预期一致。在(-10,10)和(-1,1)窗口,公司规模的系数在10%的水平下显著为正,这说明公司规模越大,累计超额回报率越高,与预期一致;该窗口资产负债率的回归系数与(-20,20)窗口中的回归系数显著性相似,分别在10%和5%的水平下显著为负,说明资产负债率与累计超额回报率负相关,与预期一致。在(-5,5)时间窗,控制变量均不显著。在模型4中,各控制变量与未预期盈余符号交叉项的系数均不显著,说明这些控制变量对于盈余反应系数(ERC)的影响并不大。

注:*,**,*** 分别表示在 10%,5%和 1%的水平下显著。

注:*,**,*** 分别表示在 10%,5%和 1%的水平下显著。

五、结论