盈余公告效应（共5篇）
盈余公告效应 篇1
信息传递是指在资本市场上某个公司发布的信息会向其他未发布公告的公司传递价值相关的信息。这里所指的公司往往是相关公司或者是处于同一行业的公司。研究信息传递的文献从20世纪七十年代中期开始出现, 属于公司发布会计信息对股价影响的研究, 即会计信息含量研究的延伸。研究发现, 虽然盈余信息能够反映某一公司财务年度价值方面的信息, 但年度财务报告并没有发挥应有的作用。造成这一结果的原因之一可能就是资本市场已经从其他较早发布盈余公告公司的年度报告中获得了有关信息。笔者研究此问题的目的就是为了探究投资者在投资决策时是不是考虑行业因素, 尤其是同行业已公告公司的盈余数据是否被未公告公司的投资者利用和参考, 以及其在投资决策中占有的比重有多大?
一、研究思路
纵览前人的研究, 我们可以发现在研究盈余信息传递时采用的主要思路有:选择长短不一的时间窗口, 将盈余公告分为“好消息”和“坏消息”, 变量的选择上也不局限于非预期会计盈余和股票累积非正常报酬率。本文的研究思路借鉴了国外盈余信息传递的研究成果, 通过建立盈余信息传递的理论基础, 并在其指引下提出了本项研究的三项假设, 即不同性质的会计盈余信息可能导致不同的信息传递效应、会计盈余信息传递效应具有时间差异、首家发布盈余公告的公司盈余信息传递效应最强。进而对某行业上市公司某某年的年度会计盈余和该年度的年度财务报告前后一段时间窗口内股票价格作了相关处理后得到的非预期会计盈余和股票累积非正常报酬率进行了相关性的回归分析, 并根据分析结果, 结合证券市场上市公司年报公布时行情的特点合理解释了结果出现的原因。进而通过分析实证揭示的问题, 提出了有关证券市场建设尤其是关于金融类上市公司内部控制建设、会计信息披露制度的完善以及市场监督方面的建议。
在对盈余信息传递的已有研究中, 几乎所有的专家和学者都继承了Ball和Brown用非预期会计盈余与股票累积非正常报酬率之间的关系来说明盈余信息是否具有传递效应的做法。而这一方法就是事项研究法的一种具体运用。事项研究法是用来检验某一事项 (如盈余公告) 是否引起股价和交易量的变化。本文研究的是盈余信息传递, 因此本文也就很自然的选择了非预期会计盈余与股票累积非正常报酬率之间的关系研究。
二、时间窗口的确定
时间窗口选择在实证研究中是一个十分重要, 也十分复杂的问题。假设在进行盈余预测时, 我们对代表盈余期望指标的计量误差是独立的, 窗口选择过窄, 数据计算就会相对的过于简单, 而且会忽视时间窗口之外相同数据的影响;相反, 窗口选择过宽, 盈余变化的信号对股价变化的干扰越大, 就不免会引入较多的信息噪声, 从而可能使得更多的事项对非正常报酬产生影响, 影响对盈余—股价关系的解释能力。所以, 时间窗口选择的过窄、过宽都会对实证研究的结果产生影响、偏差, 甚至会得出与事实严重背离的结论。因此, 我们在进行实证研究时间窗口选择时, 一定要仔细分析、科学界定, 从而选定一个较为科学并且有助于研究的相对理想的区间。
会计信息传递研究的开山鼻祖弗思所做的研究主要将注意力集中在盈余公告发布前后十天这段时间。而且根据时间窗口这样的选择和界定, 最早得出了会计盈余信息具有传递效应的结论。因此, 我们在不能有效地确定时间窗口的时候, 可以参考相关的研究思路及成果, 不失为一种理想、恰当的选择。因此, 本文也就沿袭前人的研究思路, 最终选择年度盈余公告前后各十天, 即W= (-10, 10) 。
三、研究假设的提出
盈余公告中会计盈余信息传递效应是否存在, 必然涉及到的两个关键变量——非预期会计盈余和股票累积非正常报酬率。当然, 针对上述两个变量之间相关性的研究自然就会引出此文的研究假设。
已有国外研究成果几乎普遍认可了会计盈余信息传递在一个行业中的效应是最强的, 而且传递效应在时间窗口内有不同的表现, 因此本文也就在前人既有的研究结论的指引下提出了三个有关会计盈余信息传递的假设:
H1:不同性质的会计盈余信息可能导致不同的信息传递效应。也就是说, 非预期会计盈余符号的不同可能导致非预期会计盈余与股票累积非正常报酬率两个变量之间呈现不同的相关程度。
H2:会计盈余信息传递效应具有时间差异。也就是说在将非预期会计盈余分类研究的基础上, 应该更细化地研究在本研究时间窗口不同的研究区段内会计盈余信息传递的效应会有不同。
H3:首家发布盈余公告的公司盈余信息传递效应最强。即在所有的未公告公司股票累积非正常报酬率与已发布公告公司非预期会计盈余的比值中, 首家发布盈余公告的公司的这一比值的绝对值是最大的。
四、模型设计
(一) 非预期会计盈余的计量模型
1、预期会计盈余的计量模型。
在证券市场相关问题的实证研究中, 估计预期会计盈余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。所以包括的模型有时序模型、指数模型、随机游走模型和专家预测模型。
考虑到我国证券市场的实际情况, 本研究决定采取随机游走的幼稚模型来估计预期会计盈余。原因在于: (1) 我国证券市场产生发展的历史较短, 上市公司相关数据的时间序列受到很大限制和影响, 故而在研究中采取时序模型是不现实的; (2) 目前我国的财务分析师预测领域还是一片空白, 这一现实限制了专家预测模型的使用; (3) 随机游走模型相对于指数模型来说要更简单些, 而且, 国外学者的研究表明, 在对非预期会计盈余加以估计时, 随机游走模型的效果并不比指数模型差, 特别是对坏消息 (即非预期会计盈余为负值) 的估计, 随机游走模型的估计结果甚至要更好一些。
所谓用随机游走的幼稚模型估计预期会计盈余, 即是以上年的实际盈余作为本年度盈余的预测值。用公式表达就是:
式中:Yit表示i公司在第t年的盈余水平;Yit-1表示i公司在上年 (第t-1年) 的盈余水平;E表示期望值;t表示会计年度。
2、非预期会计盈余的计量模型。
根据随机游走模型的基本原理, i公司在第t年的非预期会计盈余可表示为:
3、会计盈余的计量指标。
在国外类似的研究中, 计量会计盈余的指标通常包括每股收益 (EPS) 、净利润等, 其中用每股收益 (EPS) 作为会计盈余的衡量指标是最常见的做法。因此, 本研究将选择每股收益 (EPS) 作为会计盈余的计量指标。
(二) 股票累积非正常报酬率计量模型
1、实际报酬率
式中:Rit表示股票i在交易日t的实际报酬率;Pit和Pit-1分别为股票i在交易日t和t-1的收盘价。
2、市场报酬率
式中:Rmt表示市场在第t日的实际报酬率;Indexmt和Indexmt-1分别为上证交易所A股在t和t-1日的综合指数。
3、预期正常的报酬率
利用E (Rit) =a+bRmt这一市场模型方程, 结合收集和计算得出的每日Rit的平均值R*it和Rmt值, 回归出一元线性方程, 再将Rmt的数据代入方程, 即可计算出预期正常的报酬率。E (Rit) 表示未公告公司综合的在第t日的正常报酬率;Rmt表示市场在第t日的实际报酬率;b为股票的系统风险。
4、非正常报酬率
5、累积非正常报酬率
(三) 盈余信息传递模型。
依据资本资产计价模型, 对企业进行计价要求对企业的预期未来现金流量及其风险进行评估。如果会计数据能传递企业预期未来现金流量及其风险的信息, 它们就能够传递企业价值的信息。资本资产计价模型和会计盈余是现金流量的替代的假设, 促使众多研究者去探讨未预期会计盈余和股票累积非正常报酬率之间的相互关系。基于以上计量模型的建立, 同时结合会计盈余信息传递的核心思想, 我们应用事项研究法对样本公司的盈余是否具有信息传递的效应进行测试, 为此特设计以下研究模型:
其中, α是方程的截距、β是盈余反应系数项、ζit是方程的残差。
参考文献
[1]赵宇龙.会计盈余与股价行为[M].上海三联书店, 2000.
[2]Bal l R.and Br own P.An empirical evaluation of accounting income numbers[J].Journal of Accounting Research, 1968.6.
盈余公告效应 篇2
盈余公告效应是指上市公司公布财务数据之后股票价格在公告前后出现漂移的现象。更广义的盈余公告效应, 还包括当财务报告连续几次公布好 (坏) 消息之后, 股价就会随着盈余出现反转和调整。股票市场的盈余公告效应和回报溢酬关系一直是具有很强争议的话题, 早期研究结果表明, 股票市场波动应该具极强的敏感性, 与回报溢酬和盈余公告反应的关系应当是理性而又规律的。各种迹象表明, 心理波动和投资意愿因素不会影响市场对消息的种种反应, 这是最早的有效市场假说的理论基础。股票价格和股票交易量并不具有特定的规律。但是股票价格上涨时, 交易量也会上涨, 因此当有重要的信息公布时, 股票价格与股票交易量间存在正相关关系, 即使在股票价格不变, 股票交易量也会发生变化, 但是所占比例是相当小的, 那是因为股票价格并不是影响交易量变化的唯一原因。通过高交易量回报溢酬与成交量之间的关系, 来考虑盈余公告效应对价格波动的影响。技术分析上, 交易量是分析股票未来价格变化的一个重要指标。但交易量是否包含股价未来变动信息, 以及交易量如何影响未来股票价格变化还是不确定的。高成交量由于流动性冲击而带来价格变化, 并且伴随的价格变化往往在随后的周期出现反转。高成交量交易日的股票收益率比起低成交量交易日更倾向于在随后的表现出惯性。
二、文献综述
(一) 高交易量回报溢酬研究现状
1998年, Simon Gervais等曾经对美国纽约的证券交易所部分股票进行分析, 发现在某一周或者一天之内出现异常的高交易量, 该股票在未来的一段时间内会有较高的收益率:如果出现异常的低交易量的股票, 该股票在未来的一段时间内收益率会走低, 利用盈余公告、收益自相关、流动性和市场风险都不能对这种现象做出合理的解释。学者们认为高交易量回报溢酬现象的产生是由于股票交易量的异常上升增加了股票的可视性, 吸引市场上更多投资者的注意, 投资者基础扩大, 从而导致股票价格上升。国内也有很多学者对回报溢酬现象进行研究和分析, 发现回报溢酬在国内市场往往有一定的局限性。王燕辉和王凯涛 (2005) 在深圳成分股中选择了40支股票做为研究对象, 发现国内股市存在高交易量回报溢酬现象, 但规律与国外表现不尽相同, 只在短期内存在, 长时间内则会出现反转, 即高交易量在未来的20天左右收益率会降低, 而低交易量股票的收益会升高, 这可能是机构投资者与散户间的博弈所致。说明国内的高成交量回报溢酬还没有进入良性的运转轨道, 对于其运行规律很难判断。可能是我国资本市场发展不够完善, 影响因素较多的原因造成的。比如虚假信息带来的异常交易量, 短期内会使交易量走高, 而一旦造成影响, 便会急剧走低, 抵消了很多正面的消息。
(二) 高交易量盈余公告效应理论研究现状
盈余公告是向投资者以及其他信息使用者传递信息的会计报告, 主要用于传递盈利信息, 常常被理解为能够在资本市场反映资源配置的展示板。盈余公告效应 (PEAD) 也被称为盈余漂移, 指的是意外盈余相对来说较高的公司在市场回报上会非常明显的高于意外盈余较低的公司, 是市场异常现象之一。Ball and Brown (1968) 通过研究最早发现这一现象, 之后大量学者和专家试图解释这种现象的存在, 但在排除各种风险因素之后, 这种现象依然存在, 至今也难以被否定。国内学者陈国进等在借鉴了Carfinkel and Sokobin的研究模型后, 以沪深两市的部分公司年报为实证对象, 把成交量中的“异象”做为影响投资者分歧的变量, 对意见分歧与盈余公告效应的关联度进行了检验, 在盈余公告之后的较长时间里, 股票的额外收益与分歧呈现负相关。这些结果与国外研究呈现不同结论, 主要原因在于国内的A股市场在实证对象选择区间实行了严格的卖空限制。李凤羽 (2011) 针对A股市场部分上市公司年报对国内盈余公告效应的流动性与意见分歧进行了验证。以投资者意见分歧、意外盈余、流动性和盈余公告后股价变化为变量。
三、研究设计
(一) 研究假设
主要包括: (1) 回报溢酬与盈余公告效应的互补论。股票市场的波动对信息的反应应当是敏感而又理性的, 把“赢利”作为重要的财务指标, 既是上市公司的关注点, 也是市场投资者的关注点, 正是基于这种情况, 大量的研究结果都是针对回报溢酬和盈余公告效应的。在Ball等人发现股票价格具有一定的盈余惯性后, 大量的学者都针对股票市场各个波动期的现象及原因, 进行检验和理论分析, 结果表明回报溢酬与盈余公告效应普遍存在。过去研究发现盈余公告时期的交易量与后期收益正相关 (高交易量回报溢酬) , 盈利预测误差与后期收益正相关 (盈余公告后漂移) 。盈余公告时期的交易量, 盈利预测误差, 后期收益三者之间的关系, 能够做到互响影响, 互有促进。本文在研究中先假设这两种效应是互补的, 每一种效应都对预测盈余公告后的收益发挥不同的作用, 代入相关数据进行理论研究。 (2) 高交易量回报溢酬的可视性。很多研究学者通过研究认为:高交易量回报溢酬产生的原因, 大致有两类, 一是可视性;二是风险补偿。很多学者认为, 证券市场的波动现象对投资者有一定的补偿性, 当大量投入时, 市场会产生定量的补偿, 很多投资者基于这种补偿心理, 会产生投资心理上的预测和影响。笔者认为高交易量回报溢酬产生的原因是公司的可视性而不是风险补偿, 影响投资者情绪变化的因素多种多样, 但中国证券的交易异常波动现象以及不规律变化较多, 投资者往往采取更加稳健的投资策略, 对已经成熟或者大量赢利的股票等具备一定可视性或者可以准确预测的内容参与较多。 (3) 意外盈余信号影响交易量。笔者认为在国内证券市场, 股票的交易量与同期收益的关系呈现出复杂性与多样性, 但这种关系往往取决于意外盈利信号。当高交易量出现时, 即时价格对信息反映较为灵敏, 对坏信息表现出消极的反应, 价格会产生较弱的漂移;好信息会产生积极的影响, 产生较强烈的漂移。只要考虑到这种意外信号给投资者的心理及情绪造成的影响, 就会对股票市场有积极的期待值, 从而影响交易量。要看到盈余公告除了能够提高投资者的信心外, 更重要的意义是要体现公司的经营状况和资本运作情况, 为投资者做出正确而又理性的决策提供依据。只有高交易量和低高易量产生正常的高低回报溢酬, 这种现象才能成为经济市场化的标志。总之, 我国的股票市场仍然处在发展阶段, 市场化处正在逐步放开, 不能够急于套用国外成形的经验, 更多的是要研究国内的股票市场的变化规律, 根据市场周期波动, 摸索符合自己发展特点的措施及办法。高交易量回报溢酬和盈余公告效应结合的研究仍然处在初级阶段, 希望能够为相关理论研究提供点滴建议。
(二) 变量定义
主要变量的设定包括:
(1) 累计超额收益的计算。本文采取市场调整超额收益法, 主要是针对盈余公告后出现的累计超额收益 (CAR) 进行计算, 盈余公告日设定为年报公告日, 即t=0。该设计的特点是更加简单快捷, 易于操作, 与“市场模型法 (Market Model) ”和“CAPM回归方法”比较, 可以从操作上避免贝塔系数存在的影响因素。
模型中的N=30, 60, 90分别表示的是交易量采样时间, 而CARNi代表市场调整累计超额收益数值。
(2) 基于投资者意见分歧的盈余公告效应分析。股票市场中信息的不对称 (如投资者拥有的信息不同, 对股票收益的期望不同) 造成投资者意见分歧, 从而导致投资者对盈余公告产生不同类型和不同程度的认知偏差。对于投资者情绪的计算, 常规可以分为直接 (主观) 或者间接 (客观) 两种, 主要原因在两者指标数据得到的条件不同, 前者是通过问卷调研等感性手段去了解投资者对市场的情绪, 把被调查者的综合反应统计出来做为基本数据, 后者是以实际交易数据为相关指标, 基本上避免了感性因素而导致的数据失真。能够表明投资者意见分歧度的指标有:收益波动性 (Volatility) 、分析师预测偏差度和交易量 (Volume) , 本文主要采用交易量来代表投资者的分歧度。主要原因在于:一是分析师职业掌握的资料相对有限, 做出的预测及分析带有一定的个人感性认识, 会影响数据的真实度;二是不用收益波动性做为代表数据的主要原因在于, 影响收益波动的因素过于复杂, 难以区分;三是盈余公告公布之后, 投资者之间对于相同股票的估价不同导致决策的差异, 最终影响股票交易量的变化。影响交易量的因素还可能包括流动性需求, 因此本文将两者有意分离出来, 用未预期成交量 (Unexpected Volume) 代表投资者的异质信念。
(3) 意外换手率ΔTO的计算。由于每只股票的交易量 (VOLi, t) 同时要受到自身因素和共同因素 (恐慌心理扩散、经济政策调整) 的影响。所以, 利用MKTVOl来表示t日的换手率, 净换手率TOi, t表示盈余公告前后股票变化所带来的净影响。
一般情况下影响盈余公告交易量的流动性需求不会随着时间的变化而变化, 所以用来表示盈余公告前50个交易日的平均换手率, 意外换手率可以用来显示投资者的异质信念。
(4) 标准化未预期交易量 (SUV) 的计算。股票的收益与交易量存在必然联系, 而且交易量对正、负收益的敏感性都不尽相同。研究设定影响预期交易量 (E|VOLi, t|) 计算模型为 (4) 。
以上模型当中, |Ri, t-1|+用以表示某股票 (i) 在交易日 (t-1) 内的绝对收益值, 按照上面公式显示, 如果Ri, t-1>0, 那么按照模型|Ri, t-1|+等于其本身, 否则结果为0;如果Ri, t-1≤0, 代入模型后|Ri, t-1|-等于-Ri, t-1, 否则结果为0。所以, 从整个公式来看β1和β2主要代表交易量对股票收益的影响;αi表示某股票 (i) 的流动性需求。在实际运算中, 用事件期[0, 1]的交易量数据 (VOLi, t) 与预期交易量 (E|VOLi, t|) 相减, 就得到了标准的未预期成交量。而该数据表示排除了其他无关因素后的投资者异质信念, 见模型 (5) 。
(5) 对意外盈余 (UE) 的计算模型。对UE的衡量方法可以分为两类:一是市场衡量法。主要用盈余公告区间的平均收益来表示;二是会计衡量法。主要是用公司实际的财务指标做为基础数据, 代入各种预测模型, 得到的预测数据代表着意外盈余。相比较而言, 人们一般会采取市场衡量法来进行计算。主要原因在于会计衡量法用于计算的各类模型, 都很难从客观角度来反应投资者的思维过程。加之, 财务指标各类过多, 必须综合使用, 单一的指标虽然简单, 但很难反映真实的情况。采用市场衡量法, 就是以盈余公告当天及之后一天的累计超额收益来显示意外盈余, 见模型 (6) 。
模型当中, Ri, t用以表示第 (i) 只股票的实际市场收益率, 用Rm, t表示数据样本股市在交易日 (t) 的流通市值加权平均的收益率。
(6) 变量的控制计算。通过大量的研究发现, 影响回报溢酬的因素还有市净值 (M/B) 、流动性 (Liquidity) 、收益波动率 (Volatility) 、规模 (size) 以及价格动量 (Price-Momemtum) 等, 其代表意义分别为:市净值用年终流动数值与净资产比来表示;流动性用t-5开始前的120天平均换手率表示;收益波动率可以用t-5开始前的120天收益率标准差表示;规模可以用年终流通市值和净资产比来表示;价格动量可以用t-5开始前的120天累计的超额收益来表示。引入这五个控制变量, 可以更全面的计算控制变量, 弥补指标选择和人为因素所带来的计算误差。
(三) 模型建立
以往的研究对高交易量回报溢酬的产生原因有两种解释:公司可视性与风险补偿。本文证明了高交易量回报溢酬的产生原因是公司可视性理论而不是风险补偿。本文对交易量与同期收益的复杂关系进行了研究, 发现主要取决于意外盈利信号, 当出现高交易量时, 即时价格对坏信息表现出消极的反应, 产生较弱的漂移, 而即时价格对好信息表现出积极的反应, 产生较强烈的漂移。所以本文通过建立以下模型, 用以高交易量和盈余公告效应的结合情况。
从上述数据模型显示来看, (7) (8) (9) 中的CAR分别代表30、60、90的交易量采样时间, year03和year04分别代表着模型对年度变量的控制, 观测不同年度时, 分别为1或者为0。模型 (7) 主要用于检测高交易量回报溢酬的变化特质, 如果存在, 则β1应当为正值;模型 (8) 和 (9) 分别用ΔTO和SUV做为代理指标, 用以检验盈余公告的影响情况。
四、实证检验分析
(一) 描述性统计
本文验证数据来自于2007年至2009年沪深两市上市公司的相关统计数据, 消除交易量数据缺失的股票及年报统计区域之外的股票收益等影响因素, 采集数据如表 (1) 。
(二) 回归分析
通过表 (2) 相关数据来看, 在 (1) (4) (7) 回归中, 没有加入代理指标ΔTO和SUV, 表中内容为正, 从 (2) (5) (8) 来看, 代理指标均为负值, 解释力度为Adj.R-Sq, 相对于 (1) (4) (7) 而言分别增加了0.0032、0.0020、0.0019。表明异质信念是影响回报溢酬的重要因素;投资者的意见分歧越明显, 盈余公告后续累计超额收益就越小。在我国的股票市场上, 投资者异质信念与股票未来收益之间存在着显著负相关关系, 这一结论在控制了市场风险这一因素后依然成立, 本文的发现支持了基于异质信念理论, 中国市场上异质信念对股票预期收益的影响程度更大, 且持续时间更长, 这一现象是市场投机氛围较重, 或是因为投资者理念不成熟所导致。因为盈余信息公布之后, 立刻会对投资者的信念产生影响, 从而产生分歧。由于我国股票市场是禁止卖空的, 信念消极的投资者会被阻于门外, 出现股份高于基本价值的现象, 随着信息的逐步透明, 投资掌握了足够的信息, 意见会趋于一致, 造成股份的回落, 后续收益走低。因为我国禁止卖空, 常常会产生制度性缺陷, 使市场产生大量的投机性泡沫, 股份变化习惯从高估到走低。而国外在相关研究上, 结果有很大的不同。其主要原因在于:西方国家经过长期的发展, 证券市场逐步完善, 而且在交易上是允许卖空的。从适应性上看, 这种卖空的机制可以提高整个交易市场的活力, 增加流动性和规律性;同时, 从根本上压缩经济泡沫, 确保股份的合理性与科学性, 更有助于形成规律性发展格局。
五、结论
本文调查了盈余公告时期的交易量, 盈利预测误差, 后期收益三者之间的关系。过去研究发现盈余公告时期的交易量与后期收益正相关 (高交易量回报溢酬) , 盈利预测误差与后期收益正相关 (盈余公告后漂移) 。本文发现这两种效应是互补的, 每一种效应都对预测盈余公告后的收益发挥不同的作用。高交易量回报溢酬和盈余公告效应的集合是十分必要的, 行为金融的应用更能实际地反应投资者对盈余公告效应的影响。通过对盈余公告效应的深入研究, 能够正确的引导投资, 有利于投资者加强对投资策略的研究。这一研究结果表明, 高交易量回报溢酬与盈余公告效应可以实现有机结合, 并对股市产生更加积极的影响。
摘要：股票市场受到大量外在因素的影响, 导致股市发生波动, 进而影响成交量, 如公司规模、市场信息、投资信心和风险指数等指标。本文拟从回报溢酬和盈余公告效应两者对高成交量的影响入手, 重点分析两者结合所产生的波动情况, 力求为其规律性的变化找到佐证。
关键词：高交易量,回报溢酬,盈余公告效应
参考文献
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盈余公告效应 篇3
在资产定价方面的文献中, 常见的一种异常情况就是PEAD现象。PEAD是指在盈余公告后, 如果未预期盈余是正的, 则存在正的超常收益, 股价将持续上漂;如果未预期盈余是负的, 则存在负的超常收益, 股价将持续下漂, 而且这种漂移的持续性较强。
我国证券市场目前尚处在弱势有效和半强有效之间, 投资者对基本面的分析仍然能够带来超额利润。投资者在解读信息以后做出的投资决策会直接影响股价走势, 产生漂移现象。会计信息是投资者做出投资决策的依据, 其质量的好坏会影响到投资者估计或预测的准确性, 影响未预期盈余偏差程度的大小, 进而影响PEAD现象。
新会计准则实施以后, 盈余管理空间发生变化, 会计信息中可操控应计的大小是否仍然会影响到投资者对未来盈余的预期是本文研究的重点。
1 文献回顾
自从Ball和Brown1968年发现PEAD现象, 国内外有很多学者围绕此现象做了不同角度的描述和分析。
Bernard和Thomas (1989) 实证研究了PEAD产生的原因是幼稚的投资者不能够识别出盈余信息中所包含的对未来盈余有影响的信息。Ball等 (1992) 发现PEAD是由被忽略的风险因素造成的, 而不是异常收益, 而且存在即便是专业投资者也不能理解盈余的时间序列性这种可能。Bernard (1993) 揭示了在不考虑交易成本的情况下PEAD的超常收益显著并且持续时间长。Bartov、Radharkrishman和Krinsky (2000) 研究了季报盈余公告后的股票回报和机构投资者持有股票比例的关系, 提出PEAD是投资者经验的函数。Hirshleifer (2002) 运用大样本研究发现并没有证据可以表明是非专业的投资者驱动了PEAD现象。
国内也有不少专家学者利用国内市场的数据对PEAD现象进行了检验和研究。赵宇龙[1]采用事项法研究了我国上市公司年度会计盈余数据的披露与股票非正常报酬率的关系, 结果支持了会计盈余数据的披露具有信息含量的假设。陈晓、陈小悦和刘钊[2]对沪深A股盈余报告的有用性作了研究, 证实在中国新兴资本市场上盈余数字具有很强的信息含量。于李胜和王艳艳[3]选取1999—2004年的上市公司数据, 从信息不确定的角度出发对PEAD现象的存在性和持续性作了研究, 发现信息质量既可以通过影响未预期盈余的大小间接影响PEAD现象, 也可以直接对PEAD产生影响。随后于李胜 (2006) 又进一步研究了投资者特征与PEAD现象之间的关系, 研究发现对于好消息, 盈余公告后基金重仓持有股票的漂移小于非基金重仓持有的股票, 但对于坏消息, 则正好相反。谭伟强 (2008) 实证检验了流动性与盈余惯性现象之间的关系, 研究表明坏消息有更差的流动性和不确定性, 而且发现投资者并没有对盈余公告信息做出及时和准确的反应。
国内目前已有研究多数是基于2007年以前的数据。我国从2007年开始实施了新的会计准则制度, 所有财务报表都是按照新的准则进行制定, 会计信息含量 (或者说被解读情况) 因此也发生了一定程度的变化。本文采用2007年—2009年的数据对会计信息质量和PEAD现象做了新的检验和分析, 希望能够通过此研究为我国市场的有效发展提供更多更及时可靠的实证依据。
2 研究假设及模型
2.1 研究假设
2.1.1 会计信息质量与未预期盈余
投资者对企业盈余进行预测除了少数能够对上市公司进行实地调研了解及时的经营信息之外, 多数都依赖于财务信息的分析, 因而会计信息在投资者预测过程中起到非常重要的作用。会计信息质量是指会计信息能否真实、全面、及时地反映会计主体的经营活动成果及财务状况。真实性作为会计信息的本质属性, 它是会计信息质量的核心内容, 也是衡量信息质量好坏最重要的因素之一。因此本文采用的替代变量考虑的也是真实性的特点。在可操控应计项目越小的情况下, 会计信息反映的情况越真实, 也意味着会计信息质量越高。
会计信息质量的好坏会很大程度上决定预测的准确性。未预期盈余是投资者预期盈余与企业实际公告盈余之间的差额。因此预测的准确性反映在未预期盈余上就是其偏差程度的大小。
基于以上分析, 我们提出假设一是信息质量越差的企业, 未预期盈余的绝对值越大。
2.1.2 会计信息质量与超常收益
根据PEAD现象可知, 在盈余公告后, 如果未预期盈余为正, 那么将获得正的超常收益;如果未预期盈余为负, 那么将获得负的超常收益。这说明未预期盈余的偏差程度越大, 所获得超常收益的绝对数额就越大。从前面分析我们知道, 信息质量的好坏能够反映未预期盈余偏差程度的大小。信息质量越好, 未预期盈余偏差越小;反之, 信息质量越差, 未预期盈余偏差也就越大。
基于以上分析, 我们提出假设二是信息质量越差的企业, 盈余公告后累计超常收益的绝对值越大。
2.2 模型设定
根据假设1, 我们提出模型1。
根据假设二, 我们提出模型2。
模型2采用倍差法回归, 重点关注未预期盈余与会计信息质量的共同作用对超常收益的影响。
变量解释:
(3) ROE—净资产收益率, 本文认为盈利能力高的企业操纵盈余的动机小;
(4) PEARN—上年度主营业务利润占本年度利润总额比重, 本文认为由于我国绝大多数企业处在快速发展阶段, 公司每年都在不断地进步和更新改造, 并非完全成熟和稳定。因而当年主营业务利润中可能有相当一部分比例源于改进后的永久性盈余项目, 而这部分应该属于未预期盈余的范围之中, 因此, 本文选用上年主营业务利润占本年度利润总额的比重作为永久性盈余的替代变量;
(5) BTOM—当年的资产账面价值与市值比, 表示成长性好的企业, 操控盈余的动机小;
(6) RAL—资产负债率, 本文认为企业由于受债权人的约束, 会计信息质量较好;
(8) QUALITY—哑变量, 1代表会计信息质量高, 0代表会计信息质量低, 根据ABSDa与其中位数比较而定, 大于中位数为1, 反之为0;
(10) BETA—系统风险, 本文认为系统风险高的企业超常收益高;
(11) LN (ASSET) —总资产的对数, 用于控制资产规模所带来的影响;
(12) INS—机构投资者持股比例, 有文献研究表明不同投资者类型对PEAD现象具有影响作用[5]。
3 样本选取与实证分析
3.1 数据来源与样本选取
本文选取2007年—2009年间全部上市A股公司的数据作为研究对象, 剔除了数据不完备的公司以及ST公司, 得到上市公司样本1 343家。所有基本数据全部来源于Wind金融数据库。
3.1.1 会计信息质量
本文采用修正后的Jones模型计算可操控应计项目的绝对值大小, 之后通过资产规模调整后作为会计信息质量的替代变量。因为企业可操控应计项目绝对值越大, 不论正向操控还是负向操控, 信息的不确定性就越高, 信息质量也就越差。
3.1.2 未预期盈余
本文选用公司每股收益EPS来度量“盈余”指标用字母表示为Epcg。由于预测的EPS数据不好采集, 故使用幼稚模型来定义未预期盈余UE, 表示为UE。
已知Ej, a=Ej, a-1+ΔEj, a (a=2007, 2008, 2009)
如果ΔEj, a— (0, σ2) , 则E (Ej, a) =Ej, a-1。
其中, Ej, a=j公司a年度实际会计盈余;
E (Ej, a) =j公司a年度预期会计盈余。
所以, 未预期盈余 (UE) 为:
UE= Ej, a-E (Ej, a) (a=2007, 2008, 2009) 。
3.2 实证结果分析
本文采用SPSS软件对模型1进行统计分析, 回归结果如表1所示。
注:括号内数字为T值, *、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上显著 (双尾检验) 。
从回归结果来看, 模型中的多数指标在1%水平下显著。这说明对于主营业务集中, 成长性好, 以及盈利能力强的企业, 盈余操纵的动机较小, 会计信息质量较好, 未预期盈余的预测偏差程度也较低;而对于主营业务分散, 净资产收益率不高的企业来说, 盈余操控动机较大, 会计信息质量较差, 未预期盈余的偏差程度较高。本文提出的假设1基本得到验证。
在假设1得到验证的情况下, 为了进一步证明信息质量和超常收益之间的关系, 本文对模型2进行了回归分析, 结果如表2所示。
注:括号内数字为T值, *、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上显著 (双尾检验) 。
从回归结果中可以看出, 未预期盈余绝对值在1%水平下显著, 未预期盈余的偏差程度与累计超常收益的绝对大小呈正相关关系, 这进一步验证了PEAD现象的存在。未预期盈余与信息质量的交乘项在10%水平下显著, 这说明会计信息质量能够通过对未预期盈余的作用对超常收益产生影响。而且会计信息质量越好的企业, 累计超常收益绝对值越小;会计信息质量越差的企业, 盈余公告后累计超常收益绝对值越大。假设2也基本得到验证。
4 结论
本文通过对新准则实施后的财务数据进行分析, 研究会计信息质量与未预期盈余之间的关系, 以及会计信息质量对盈余公告后超常收益的影响。研究发现, 会计信息质量的好坏对盈余预测偏差程度的大小有显著的影响。会计质量越差的企业, 其盈利的不确定性越大, 投资者盈余预测的偏离程度越大。由于PEAD现象的存在, 会计信息质量的好坏可以通过影响未预期盈余的大小间接影响盈余公告后超常收益的大小。会计信息质量越差的企业, 未预期盈余绝对值越大, 超常收益的绝对值也越大。综上所述, 在新准则下, 会计信息质量依旧是影响盈余预测的一个重要因素, 而且会计信息质量的好坏会增强或减弱盈余公告后未预期盈余大小对超常收益的影响作用, 会计信息质量的改善能够提高市场的有效性。
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盈余公告效应 篇4
FASB和IASB认为,公允价值不仅是金融工具最相关的计量属性,而且是衍生金融工具唯一相关的计量属性,并由此提出金融工具计量准则改革的最终目标是全面公允价值计量。但公允价值计量的可靠性却饱受诟病。一方面公允价值的应用导致更高的盈余波动,而越高的盈余波动导致越低的股票市场价值;另一方面在缺乏市场报价的非活跃市场中,公允价值只能依靠主观判断,可能导致利润操纵、平滑盈余波动,降低信息披露质量,误导投资者决策。实现金融工具全面公允价值计量目标的道路尤为漫长。
2003年12月,IAS39《金融工具:确认和计量》首次提出公允价值选择权(Fair Value Option)的概念,即允许企业在初始确认时指定任何金融工具以公允价值计量且其变动计入损益,且这一指定不可撤销。其目的是减少由于会计错配带来的虚假盈余波动,进一步扩大公允价值在金融工具确认和计量中的应用范围。但实务界特别是银行监管部门表示强烈反对,认为公允价值选择权会因为主观目的而被滥用,无法实现会计准则制定者的初衷(IASB2003,para.BC11C)。迫于各方压力,IASB规定了公允价值选择权的三个运用标准,并在IFRS7《金融工具:披露》中明确规定公允价值选择权运用的披露要求,防止企业用于操纵利润。2010年5月IASB发布《运用公允价值选择权的金融负债》征求意见稿,解决金融工具公允价值计量引发的自身信用风险问题。2013年12月,IASB决定扩大IFRS9中的公允价值选择权,允许所有以公允价值计量且变动计入其他综合收益的金融资产在初始确认时,选择是否以公允价值计量、且将其公允价值变动计入损益,以减少计量及确认的不一致性,并规定这一选择不可撤销。2014年7月IASB发布了IFRS9最终稿则进一步扩大了公允价值选择权的运用。
2006年2月,我国财政部发布的《企业会计准则第22号———金融工具确认与计量》,对金融工具公允价值选择权的概念界定及运用标准与IAS39趋于一致。2011年12月,财政部发布修订的CAS37《金融工具列报》,规定了对于指定为以公允价值计量且其变动计入当期损益的金融资产或金融负债应当披露的信息,与IFRS7趋于一致。该准则在2014及以后年度执行。
IAS39和CAS22规定运用公允价值选择权需满足下列三个标准之一:第一,消除或明显减少由于该金融资产或金融负债的计量基础不同所导致的相关利得或损失在确认或计量方面不一致(会计错配);第二,企业风险管理或投资策略的正式书面文件已载明,该金融资产组合、该金融负债组合、或该金融资产和金融负债组合,以公允价值为基础进行管理、评价并向关键管理人员报告;第三,包含一种或多种嵌入式衍生工具,从而使整体现金流量发生显著改变,并且在初次考虑时即允许拆分其包含的衍生工具的金融资产或金融负债。
IFRS7和CAS37规定,对于指定为以公允价值计量且其变动计入当期损益的金融资产或金融负债,应当披露:第一,指定的金融资产或金融负债的性质;第二,初始确认时对上述金融资产或金融负债做出指定的标准;第三,如何满足运用指定的标准。
公允价值选择权是以全面公允价值计量为目标的金融工具计量准则改革的重要创新,在扩大公允价值计量范围的同时,通过界定运用标准和披露要求,防止企业利润操纵,为利益相关者提供更及时、相关的信息。本文研究CAS22下中国银行业公允价值选择权的运用及其在不同信息环境下的盈余波动效应,检验引入公允价值选择权是否能实现会计准则制定者的初衷,为修订的CAS37以及CAS22与IFRS9持续趋同提供经验证据。
二、文献回顾
对公允价值选择权的运用与盈余波动的关系研究大致可分为两类。
一类是从整体上研究公允价值选择权的运用与盈余波动的关系。Song(2008)检验SFAS159规范的公允价值选择权是否减少了盈余波动性,发现在实施公允价值选择权前后,季度利润的标准差并无明显变动。Peter Fiechter(2011)从整体上研究IAS39下公允价值选择权的运用与盈余波动的关系,发现两者负相关,但并不显著。黄静如(2012)发现,中国2006年版企业会计准则下金融工具计量中公允价值选择权的运用,不是降低而是扩大了盈余波动,违背了准则制定者的初衷。值得注意的是,对于整体上公允价值选择权的运用与盈余波动的关系,中国相关研究极少,仅检索到上述黄静如(2012)《应用公允价值选择权与盈余波动———基于中国上市银行面板数据的研究》这一篇文献,且样本数量有限,研究结论的可靠性值得怀疑。
另一类是单独研究基于减少会计错配的公允价值选择权运用与盈余波动的关系。Chang et al.(2009)通过实证研究发现,SFAS159中公允价值选择权的运用能用与会计错配相关的变量来解释,采用公允价值选择权之前的盈余波动与会计错配正相关。Peter Fiechter(2011)研究发现,IAS39下运用公允价值选择权来减少会计错配的银行表现出更小的盈余波动性。由于中国直到2014年财政部才发布修订版CAS37,明确规定企业主体自2014年起须披露运用公允价值选择权标准,目前因数据缺乏还没有对基于减少会计错配的公允价值选择权运用与盈余波动的关系研究。
公允价值选择权的运用是企业公允价值计量的一次主观抉择。特定环境下的主观抉择是否会对企业盈余带来影响,在不同信息披露质量环境下是否存在运用公允价值选择权进行盈余平滑来减少盈余波动性的行为值得探讨。
Dye(1988)提出,信息不对称是公司进行盈余管理的必要条件。Glosten和Milgrom(1985)通过建立信息披露质量和信息不对称关系模型发现,公司信息披露质量提高,信息不对称程度下降。夏立军、鹿小楠(2005)研究发现,上市公司信息披露质量与盈余管理程度呈显著的负相关关系。Song(2008)通过实证研究发现,SFAS159下运用公允价值选择权的银行大多为投机主义者,即利用公允价值选择权平滑盈余波动和资产负债表重建。但这一研究结果受到质疑,一些学者认为这是因为没有区分过渡期间的公允价值选择权使用者和正式规定实施期间的使用者。Katherine Guthrie,James H.Irving,anddJan Sokolowsky通过对公允价值选择权运用者的实证研究发现,他们并没有明显的投机主义行为,利用公允价值选择权平滑盈余波动的行为并不明显。可见,公允价值选择权的运用为企业平滑盈余提供了途径,而信息不对称则为企业平滑盈余提供了操作空间。
本文的贡献在于,增加样本量、拓宽样本时间跨度,从盈余波动来源角度构建分析模型,在控制了企业内外经济因素引起的固有波动后,分析CAS22下中国银行业公允价值选择权的整体运用与盈余波动的关系;同时对公允价值选择权自变量进行解构,分别探讨单独对金融资产或金融负债运用公允价值选择权和同时对金融资产和负债运用公允价值选择权的盈余波动差异,并进一步研究不同信息环境下公允价值选择权运用的盈余波动效应。本文结论支持修订的CAS37,并认为应对CAS22与IFRS9持续趋同持相当谨慎的态度。
三、理论分析与研究假设
据Barth(2004)分析,盈余波动源于公允价值计量的估计误差波动、企业内外经济状况变化引起的固有波动及资产和负债计量基础不一致引起的混合计量波动。三个来源的波动相互作用、相互影响。
如图1所示,固有波动源于经济因素,反应企业内外经济状况变化,不应消除或掩盖,应当被财务报表所反应和揭示。因而在按Barth这一理论建立的盈余波动计量分析模型中,如果控制了固有波动,将其从盈余的总波动中分离出来,剩下的就大致是混合计量波动和估计误差波动。
公允价值选择权引入的目的是减少会计错配引起的混合计量波动,但同时也会增加估计误差波动。尽管如此,会计准则制定者的初衷仍然希望两种波动抵消的结果是降低盈余波动,也即假设
H1:其他条件一致,运用公允价值选择权能降低盈余波动
企业对金融工具运用公允价值选择权,最终会形成指定以公允价值计量且其变动计入当期损益的金融资产或指定以公允价值计量且其变动计入当期损益金融负债两类项目。与单独对金融资产或金融负债运用公允价值选择权相比,同时对金融资产或金融负债运用公允价值选择权,由于公允价值变动损益相互抵消,会表现为更低的盈余波动。以往企业倾向于对结构性产品或金融负债运用套期会计来减少会计错配,然而,由于运用公允价值选择权比运用套期会计来减少会计错配的会计处理简单,因此,也有一些企业会更多地对金融负债运用公允价值选择权来减少虚假盈余波动。故提出
H2:对金融资产和金融负债同时运用公允价值选择权产生的盈余波动,小于仅对金融资产或仅对金融负债运用公允价值选择权产生的盈余波动
盈余平滑是管理层在会计准则允许的范围内进行会计选择的主要目的。公允价值选择权运用的相关会计准则给予企业在确认和计量金融工具时较大的自主选择空间,而管理层和投资者之间存在的信息不对称,是利用这个空间平滑盈余的外部条件。信息披露质量越高,可利用的盈余平滑空间越小。故提出
H3:运用公允价值选择权产生的盈余波动,信息披露质量低的企业小于信息披露质量高的企业
虽然会计准则规定了运用公允价值选择权的三个运用标准,但如果信息披露质量不高,尤其是在没有明确规定披露公允价值选择权运用标准之前,企业按何种标准运用公允价值选择权具有极大的自主性,难以观察。为减少会计错配而运用公允价值选择权主要是针对金融负债的,如果运用得当,更有利于企业进行盈余平滑。因此,与信息披露质量高的企业相比,信息披露质量低的企业同时对金融资产资产和负债运用公允价值选择权进行盈余平滑的效果更明显,也比仅对金融资产或金融负债运用公允价值选择权进行盈余平滑的效果更明显。故提出
H4:信息披露质量低,且同时对金融资产和金融负债运用公允价值选择权的企业表现出最低的盈余波动。
四、研究设计
(一)样本选择与数据来源
样本容量的大小影响统计结论。本文首先观察了金融业上市公司公允价值选择权运用情况。相对于其他行业,金融业企业持有的金融工具比重较大,运用公允价值选择权的可能性较大。但如表1所示,从2008年起我国就有不少上市商业银行运用公允价值选择权,而其他金融业相对落后,2009年才开始有上市证券公司运用公允价值选择权,保险和信托上市公司直到2013年才开始运用公允价值选择权,且样本太少,不具统计意义。
注:根据沪深两市A股金融业上市公司2008-2014年报资料整理所得。
注:根据沪深两市A股上市商业银行2008-2014年报资料整理所得。
因而,本文只能进一步观察上市商业银行公允价值选择权运用情况。如表2所示,本文观察了我国沪、深两市2008-2014年A股上市商业银行共106个样本,其中运用公允价值选择权的样本44个,没有运用公允价值选择权的样本62个,运用公允价值选择权的样本比没有运用公允价值选择权的样本少。仅对金融资产运用公允价值选择权的样本为11个,仅对金融负债运用公允价值选择权的样本只有1个,同时对金融资产和金融负债运用公允价值选择权的样本为32个,即大部分样本选择对金融资产和负债同时运用公允价值选择权,单独对金融资产运用公允价值选择权的较少,而几乎没有样本单独对金融负债运用公允价值选择权。
因此,本文以表2所示我国沪、深两市2008-2014年A股上市商业银行的数据为样本,研究公允价值选择权运用的盈余波动效应。利率数据为上海银行间同业拆借利率,以上公允价值选择权运用信息在上市商业银行披露的年度报告中手工搜集,其他数据来自CSMAR系列研究数据库。
本文数据处理采用Stata12.0统计软件和Excel电子表格软件。
(二)变量定义
1、被解释变量
定义被解释变量商业银行盈余波动为δ(EBT)i,t,即样本i在t年度第一季度至第四季度的息税前利润(EBT)与总资产之比的年化标准差。
2、解释变量
记集合
A={i样本|指定为以公允价值计量且其变动计入损益的金融资产项目在t年度有余额
L={i样本|指定为以公允价值计量且其变动计入损益的金融负债项目在t年度有余额
由于
定义
即i样本在t年度对金融资产或金融负债运用了公允价值选择权时,FVOi,t取值为1,否则取值为0。
即即i样本在t年度仅对金融资产运用了公允价值选择权时,FVOAi,t取值为1,否则取值为0。
即i样本在t年度仅对金融负债运用了公允价值选择权时,FVOLi,t取值为1,否则取值为0。
即i样本在t年度同时对金融资产和金融负债运用了公允价值选择权时,FVOALi,t取值为1,否则取值为0。
3、控制变量
套期会计是金融工具计量准则处理衍生工具计量问题的重要组成部分。在会计准则提出公允价值选择权之前,企业主要运用套期会计减少会计错配问题,但处理过程过于复杂,而公允价值选择权的运用则简化了这一过程。运用套期会计的前提是对套期工具和被套期项目运用公允价值计量。因此,套期会计的运用与公允选择权的运用一起,解释了财务报告盈余波动中的混合计量波动和估计误差波动,故应选取套期会计的运用作为控制变量,以便从盈余的总波动中分离出运用公允价值选择权产生的部分。
除此之外,根据如前所述Barth(2004)的盈余波动来源理论,为了更准确地计量公允价值选择权引起的盈余波动,还应从盈余的总波动中分离出因企业内外经济状况变化引起的固有波动。
对于企业内部经济状况的变化,可观察平均资产负债率以及交易性金融资产与交易性金融负债的差额。
平均资产负债率表示一个企业的资本结构,也可以表示企业的行业特征。如商业银行业是典型的负债经营型的企业,资产负债率大大高于其他行业。高财务杠杆带来高风险,从而引起更高的盈余波动。不同的银行资产负债率对盈余波动产生不同的影响,故应选作控制变量,分离出这一因素引起的固有波动,记为LEVi,t
交易性金融资产和交易性金融负债都以公允价值计量,其公允价值变动都对利润有影响,但二者分居于资产负债表的左右两边,影响会有所抵消。但交易性金融资产与交易性金融负债的差额仍然会引起盈余波动,故应作为控制变量,分离出这一因素引起的固有波动,记为TRAi,t
金融工具的公允价值变动也直接受股票价格、汇率、利率等企业外部宏观经济波动的影响,并进而影响盈余波动。这也是为什么金融工具必须采用公允价值计量,而FASB和IASB又认为公允价值不仅是金融工具最相关的计量属性,而且是衍生金融工具唯一相关的计量属性的根本原因。在成熟的市场经济条件下,宏观经济状况可用股票市场日指数变化的年化标准差(δSTi,t)表示;对于特定经济体,还要考虑本币对美元汇率的年化标准差(δFCi,t)、本币利率的年化标准差(δIRi,t)作为控制变量,分离出这些因素引起的固有波动。
4、分组变量
借鉴Edward(2011)采用证券分析师预测误差率作为信息披露质量的替代变量对样本分组,分析公允价值选择权在不同信息环境下的盈余波动效应。预测误差率的计算如(8)式所示
分组变量定义如下:
本文变量的定义汇总如后面表3所示。
(三)研究模型
借鉴Peter Fiechter(2011)盈余波动影响研究模型,构造式(11)用于检验公允价值选择权的运用对盈余波动的影响
控制变量分离出套期会计引起的混合计量波动、估计误差波动和内外经济波动引起的固有波动后,FVOi,t的系数β1就反映了对金融资产或金融负债运用公允价值选择权引起的混合计量波动、估计误差波动的综合波动效应。
由于A=(A-A∩L)+A∩L
因而本文构造式(12)用于检验对金融资产运用公允价值选择权的盈余波动效应。
虽然可以类似于(12)式构造用于检验对金融负债运用公允价值选择权的盈余波动效应模型,然而如表2所示,仅对金融负债运用公允价值选择权的中国商业银行在2008-2014年间只有一个样本,检验结果没有统计意义。
构造式(13)、(14)分组检验不同信息环境下公允价值选择权运用的盈余波动效应差异
构造式(15)、(16)分组检验不同信息环境下对金融资产运用公允价值选择权的盈余波动效应的差异
同样由于样本太少,本文没有构造类似式(15)、(16)的模型检验不同信息环境下对金融负债运用公允价值选择权的盈余波动效应差异。
五、实证结果及分析
(一)多元回归分析
1. 运用公允价值选择权引起的盈余波动检验
本文的研究样本为面板数据,且横截面个数大于时间序列个数,故采用个体固定效应模型进行回归分析。
注:*、**、***,分别表示在0.10、0.05和0.01的统计水平上显著(双尾检验)。
表4列示了按式(11)分析的结果。控制变量TRAi,t在0.05水平上显著,系数为正,说明交易性金融资产大于交易性金融负债的样本具有更强的盈余波动。市场利率波动性(δIRi,t)在0.01水平上显著,系数为正,说明当年市场利率的波动能够显著增大样本的盈余波动。而其他控制变量对样本的盈余波动的影响则不显著。分离出控制变量引起的盈余波动后,FVOi,t在0.1水平上显著,且系数为正,表明公允价值选择权的运用显著增加了盈余波动,假设1不成立。
表5列示了对金融资产运用公允价值选择权的盈余波动固定效应分析结果。FVOAi,t在0.1水平上显著,且系数为正;FVOALi,t对银行盈余波动的影响则并不显著。为验证仅对金融资产运用公允价值选择权(FVOAi,t)与对金融资产和金融负债同时运用公允价值选择权(FVOALi,t)的银行盈余波动效应是否相同,进一步比较两者系数的大小。
注:*、**、***,分别表示在0.10、0.05和0.01的统计水平上显著(双尾检验)。
表6中FVOAi,t、FVOALi,t回归系数分别为.0005692和.0003007,比较结果p值为0.2607,表明两者系数无明显差异,即仅对金融资产运用公允价值选择权并不比对金融资产和金融负债同时运用公允价值选择权对盈余波动的增加作用大,假设2不成立。
注:*、**、***,分别表示在0.10、0.05和0.01的统计水平上显著(双尾检验)。
2、分组检验
表7列示了按分析师盈利预测误差率分组,根据式(13)、(14)计算的信息披露质量对公允价值选择权运用的盈余波动影响的固定效应回归结果。在信息披露质量较高的样本中,FVOi,t在0.01的水平上显著,而信息披露质量低的银行盈余波动并不显著,支持假设3。
表8列示了按分析师盈利预测误差率分组,根据公式(15)、(16)计算的信息披露质量对FVOAi,t和FVOALi,t的盈余波动效应的影响固定效应回归结果。信息披露质量较高的样本FVOAi,t和FVOALi,t的系数在0.01的水平上显著;而信息披露质量低样本FVOAi,t的系数在0.05的水平上显著,FVOALi,t对盈余波动无显著影响。
表9进一步进行系数比较,发现信息披露质量高的样本,FVOAi,t、FVOALi,t的运用均有显著的盈余波动效应,但无明显差异;信息披露质量低的样本,FVOAi,t有显著的盈余波动效应,FVOALi,t无显著的盈余波动效应,回归系数比较则进一步验证了对于信息披露质量低的样本,FVOAi,t与FVOALi,t具有不同的盈余波动效应。即当且仅当信息披露质量低的情况下FVOALi,t的盈余波动增加效应并不显著,其他组均表现为显著的盈余波动增加效应,结论支持假设4。
六、研究结论与建议
本文分析公允价值选择权的运用对盈余波动的影响,以及不同的信息环境下,公允价值选择权对盈余的波动的影响是否不同,得出如下结论:
注:*、**、***,分别表示在0.10、0.05和0.01的统计水平上显著(双尾检验)。
注:*、**、***,分别表示在0.10、0.05和0.01的统计水平上显著(双尾检验)。
注:*、**、***,分别表示在0.10、0.05和0.01的统计水平上显著(双尾检验)。
1.商业银行持有金融工具的比重较高,公允价值选择权的运用较多,但运用程度仍然低于50%。其中,单独对金融资产运用公允价值选择权的较少,单独对金融负债运用公允价值选择权的几乎没有,大部分是同时对金融资产和金融负债运用公允价值选择权。
2.公允价值选择权运用增加了上市商业银行的盈余波动,违背了会计准则制定者的初衷。尽管大部分银行同时对金融资产和金融负债运用公允价值选择权,但仅对金融资产运用公允价选择权与对金融资产和负债同时运用公允价值选择权的盈余波动增加效应并无显著差异。
3.较高的信息披露质量,公允价值选择权运用具有显著的盈余波动增加效应,而较低的信息披露质量,公允价值选择权运用的盈余波动增加效应并不显著;信息披露质量低且同时对金融资产资产和负债运用公允价值选择权时表现为最低的盈余波动,信息披露质量低的商业银行更多地对金融资产和负债同时运用公允价值选择权来减少盈余波动,实现盈余平滑。
公允价值选择权运用的可靠性是限制其广泛运用的重要原因,明确披露运用标准、提高可信度尤为必要。2014年发布的IFRS9最终稿进一步扩大了公允价值选择权的运用。在CAS22公允价值选择权运用显著增加盈余波动的情况下,是否应该及如何与IFRS9持续趋同,中国需要十分谨慎。为使公允价值选择权得到更加规范和广泛的运用,促进修订版的CAS37的有效实施,本文建议,应严格监管公允价值选择权运用标准,监督公允价值选择权运用标准的披露,从信息披露上遏制通过滥用公允价值选择权进行盈余平滑行为,以提供更为可靠、相关的会计信息。
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盈余公告效应 篇5
营运资金是指现金、存货、应收账款等, 公司的会计盈余包括经营现金流量和应计利润项目两部分。因此, 从理论上讲, 公司的盈余管理可通过控制经营现金流量和应计利润项目两条途径来实现。应收款项、存货等营运资金项目的增减变动直接影晌到会计盈余的多寡, 尤其在规模较大的公司, 与营运有关的交易发生得最为频繁, 且数额巨大。因此, 营运资金项目通常被视为是一种便捷而且正当的盈余管理工具。
(一) 存货项目的分析
1. 变更存货的计价方法
存货计价对公司损益的计算有直接影响。表现在: (1) 期末存货计价 (估价) 如果过低, 当期的收益可能因此而相应减少; (2) 期末存货计价 (估价) 如果过高, 当期的收益可能因此而相应增加; (3) 期初存货计价如果过低, 当期的收益可能因此而相应增加; (4) 期初存货计价如果过高, 当期的收益可能因此而相应减少。
2. 常见存货采购成本的盈余管理处理方法
采购成本不实主要问题是乱列采购成本, 将运杂费、合理损耗费用、入库前的挑选整理费用、应担负的税金等部分项目不记入采购成本, 而将其直接计入当期损益;将一些不属于采购成本的项目, 如采购人员的差旅费、有关人员的会务费、通讯器材和通讯费用等计入采购成本;对购货的折扣作虚假处理, 折扣费用未抵扣有关物资的采购成本, 而是作为“小金库”或作为个人的隐性收入。以上都可以直接或是间接地影响公司的损益, 实现自身盈余调整的需要。
3. 常见存货数量的盈余管理方法
虚列盘盈盘亏, 隐藏盘盈, 多报盘亏;或将盘盈盘亏长期挂账不作处理;或者按违法乱纪行为人需要, 随意做账, 如计入营业外收入、其他业务收入等;或者将盘盈盘亏与物资储备中发生的非常损失或溢出金额相互冲销, 不转出其相应的“进项税额”, 以增加增值税的抵扣数。由此, 虚报多报也可以被用来进行公司的盈余管理。
(二) 应收应付项目的分析
1. 应收账款项目的分析
把应收账款作为调节营业收入的工具早被广泛滥用。利用应收账款项目操纵利润有两种途径:第一, 利用权责发生制的特点, 在年底搞虚假出售, 对方并不需要支付产品的款项, 公司将这些“售出”产品的收入计作当年收入, 同时将其挂在应收账款名下。利用应收和应付款调节利润的基本方法是通过增加应收账款来增加销售收入, 如在本年底虚开发票, 同时增加应收账款和营业收入, 到次年又以诸如质量不符合要求等名义将其冲回, 使本年营业收入虚增。第二, 通过坏账准备的计提, 间接调控当年管理费用, 从而调节当年的净利润。如何判断上市公司的合理计提方法和计提比例, 是比较困难的。目前, 在应收款项坏账准备的计提方法和比例仍由会计主体自己确定的条件下, 会计主体有较为充分的选择权, 单纯依靠注册会计师的事后把关不足以左右会计主体的利益取向。
2. 应付账款项目的分析
应付账款指因购买材料、商品或接受劳务供应等而发生的债务。它是买卖双方在购销活动中由于取得物资与支付货款在时间上不一致而产生的负债。应付账款被会计主体用来操纵利润的途径有下面几种情况:一是应付账款长期挂账:主要表现在公司的若干“应付账款”明细款项长期未付而挂账, 有的属于合同纠纷或无力偿还, 有的属于销货单位消亡而无从支付的情况, 这样易导致虚列债务。二是虚列应付账款, 调节成本费用:有些会计主体为了调控利润的实现数额, 达到盈余管理的目的, 就采用虚列应付账款的方式, 虚增制造费用, 相应减少利润数额。三是利用应付账款, 隐匿收入:有些公司为了隐藏一些非法收入或不正常收入, 以达到偷逃税款或是调控利润的目的, 就会在收到现金 (或银行存款) 时, 同时贷记“应付账款”项目;用商品抵顶应付账款, 隐瞒收入。另外, 有些公司会利用商品抵顶债务, 不通过商品销售核算, 隐瞒商品销售收入, 偷漏增值税。
3. 预收/预付账款项目的分析
会计主体可以利用预收账款, 虚增商品销售收入。有些公司利用预收账款来调节商品销售收入, 将尚未实现的销售收入提前作收入处理, 虚增商品销售收入, 调节利润。这些公司为平衡利润, 在未发出商品时就虚作商品销售收入, 虚增当期利润, 在下一个会计期间再冲回原账务处理, 利用预收账款偷逃收入、税金。有些公司将预收账款长期挂账, 不作销售处理。如收到客户交来货款时, 作相关业务处理, 待客户取走货物时, 继续将预收账款挂账, 不转作收入, 也不结转成本, 以达到偷逃收入和税金的目的。
同样, 预付账款项目也可以被会计主体用来进行利润操纵。利用预付账款业务往来搭桥。按规定, 公司的预付款业务必须以有效合法的供应合同为基础, 而实际工作中有的公司的预付款业务根本无对应的合同, 而是利用预付款往来搭桥, 为他人进行非法结算, 将所得回扣或佣金据为已有;或利用该项业务转移资金, 隐匿收入。在许多公司中, 预付账款项目发挥着中间桥梁的作用, 公司销售商品不确认收入, 而是暂时存放在“预付账款”账户中作为预付款, 日后, 再作相反会计分录, 视同退款。这样做就可以使公司偷逃收入、偷逃税金、隐匿收入, 达到利润操控的目的。
二、基于营运资金项目盈余管理发挥正效用的途径
(一) 进一步完善会计准则和制度, 减少会计选择的余地
在灵活的准则下, 企业的会计选择可能与管制者的意图相违背, 准则制定者可能无法控制企业的会计实务。我国目前的会计准则偏重于规则基础模式, 不仅缺乏系统理论的指导, 而且为了便于操作又出台了《企业会计制度》。新会计准则通过提高披露要求、缩减会计处理选项等措施进一步压缩了企业利用会计标准漏洞操纵利润进而误导投资者的空间和余地, 提高了财务报告的使用价值。但是, 新准则全面引入了公允价值计量属性以及对固定资产折旧等准则进行了修订, 并且给予了公司更大的自主权来调整其会计政策。这样, 一些公司仍然可能依据新准则运用新的手段进行盈余管理。从这点看来, 新的准则也有扩大企业盈余管理空间的可能, 因此会计准则的制定仍是治理和防范盈余管理的一个重要的切入点。
所以, 应加紧完善相应的具体会计准则, 尽可能地由会计统一处理, 以减少可控性应计项目, 同时尽量减少会计选择 (进而操控损益) 的余地。对于收入、费用的确认、计量尽可能明确规范, 减少会计主体盈余管理的选择操纵空间。比如, 涉及到存货的就是发出存货的计价问题, 以及期末价值的确定问题等;涉及应收账款的就是坏账准备的计提比例问题等。
(二) 严格注册会计师审计执业规范和标准, 强化注册会计师监督
注册会计师的风险意识和执业水平应进一步提高, 加强道德规范, 对上市公司发生异常波动的营运资金项目, 注册会计师应予以特别的关注。比如, 加强对应收款项真实性的审计, 通过对应收款项逐笔核对, 采用函证等方法, 确定其可信程度, 以监督公司加强核算和管理, 防止发生弄虚作假, 虚构债权、虚盈实亏等潜亏和资产流失等现象发生;加强对存货审计, 注册会计师在审计中应重视分析性程序的应用, 从整体的角度对个别公司提供的各种具有内在勾稽关系的数据进行对比分析, 有助于发现重大误差。由于存货的操纵会使有些项目出现异常, 因而对存货与销售收入、总资产、运输成本等项目进行比例和趋势分析, 并对那些异常的项目进行追查, 就很可能揭示出重大的舞弊。另外, 还可以将财务报表与报表附注、财务状况说明书、税务报告以及其他类似的文件相互核对以发现问题。
(三) 完善非财务信息的披露制度
盈余管理的结果导致了财务信息可靠性和明晰性程度的下降, 容易误导投资者做出不恰当的决策选择。但是, 适度的盈余管理又是合理合法的, 或者是符合会计准则要求的。为了弥补盈余管理对财务信息质量的影响, 需要进一步完善非财务信息的披露制度。除了披露会计政策变更原因及其对利润的影响结果等非财务信息之外, 对于缺乏具体会计准则规范的会计业务的处理, 还应当披露其会计处理或职业判断的会计原则基础与理论依据信息。
(四) 提高市场参与者的素质, 增强识别盈余管理的能力
加强对投资者的教育, 提高投资者理性, 防止投资者盲目投机行为。对于投资者来说, 在资本市场中进行投资活动时, 不仅要关注上市公司的净利润信息, 还需对公司财务报表的其他信息进行分析, 要特别注意上市公司主营业务收入、经营活动现金流量、非经常性损益、营运资金变动、资产减值准备等项目的异常状况, 并将其联系起来分析, 从整体上更好地识别上市公司真正的经营状况, 而不被表面的净利润所蒙蔽。
防止盈余管理的泛滥是极其复杂艰巨的系统工程, 完善的防范体系涉及到方方面面, 上述几点仅是急待改进和加强的。更为重要的是进一步深化产权制度改革, 不但要“政企分开”, 而且要“政资分开”, 解决“一股独大”和“国有股虚置”问题;完善公司治理结构和内部人激励机制;加速市场化进程、健全市场机制:加强法制建设, 切实保护中小投资者的利益;加强证券监管部门的监管力度, 对于严重违反有关犯规操纵损益的行为, 应予以严肃查处, 以确保上市公司的质量和整个证券市场的健康发展;在全社会开展诚信教育等。从一定意义上说, 盈余管理也不是个坏事, 正是在各方的多重博弈中, 制度不断改善、市场趋向成熟、投资者素质逐步提高。
摘要：营运资金周转时间短, 来源具有多样性, 对企业应付临时性的资金需求有重要意义。公司的盈余管理可通过控制经营现金流量和应计利润项目两条途径来实现。应收款项、存货等营运资金项目的增减变动直接影响到会计盈余的多寡, 尤其在规模较大的公司, 与营运有关的交易发生得最为频繁, 且数额巨大。因此, 营运资金项目通常被视为是一种便捷而且正当的盈余管理工具。从营运资金各主要项目的盈余管理方法分析入手, 提出当前管理方法存在的利润操控问题, 进而提出规避不恰当盈余管理的有效途径。
关键词：营运资金,盈余管理,途径分析
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