年度盈余披露的及时性与市场反应——来自沪市的证据，本文主要内容关键词为：盈余论文,沪市论文,及时性论文,证据论文,年度论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1.引言
及时性是衡量会计信息质量的一般原则之一，也是会计理论研究的重要范畴之一。国际会计准则委员会（IASC）在其1989年7月公布的《关于编制和提供财务报表的框架》规定及时性为相关性与可靠性的制约因素之一；根据及时性会计原则，IASC在1997年修订的《国际会计准则第1号——财务报表的列报》中规定了会计报表披露的合理期限；美国财务会计准则委员会（FASB）于1980年颁布了第二辑财务会计概念公告——《会计信息质量》，该公告概括了会计信息的质量主要为可靠性与相关性。其中相关性包含了三个构成成分：预测价值、反馈价值和及时性。FASB与IASC对及时性的规定有一定差别，FASB将及时性列为相关性的组成部分之一，而IASC则将及时性列为制约因素之一，尽管存在上述处理差异，但他们都肯定了及时性是影响会计信息质量的重要因素之一。
及时性包括两个层次：核算及时性与披露及时性。盈余作为会计报告所披露的一项重要信息，是资本市场上重要的会计信息之一。本文将基于中国资本市场环境，采用实证的研究方法从以下角度研究年度盈余披露的及时性：（1）中国上市公司（沪市样本）年报披露的时间规律；（2）盈余消息类型与披露及时性；（3）年度盈余披露及时性的市场反应。
2.文献回顾及研究设计
2.1 相关文献回顾
美国学者Gilvoly和Palmon（1982）认为年报披露的及时性是影响其有用性的重要决定因素，他们从如下几个方面研究了盈余宣布及时性问题：年报披露时间趋势以及行业模式；及时性与年报消息类型；公司属性；及时性与年报信息含量等。他们的实证研究结果显示：1960—1974年在纽约证券交易所上市的公司的年报披露时间呈现逐年缩短的趋势；包含坏消息的年报容易推迟披露；公司规模和年报签署时间呈反比；股价对较早披露盈余的反应比较晚披露盈余的市场反应更加显著，由此表明盈余披露越及时其信息含量越大。Chambers和Penman（1984）也研究了中期与年度盈余披露及时性同披露日附近的股价行为之间的关系。他们随机选取了在纽约证券交易所上市的100家公司作为研究样本，时期涉及1970—1976年，他们的混合数据分析证明了如下结论：样本公司的年报滞后时间十分具有规则性与可预测性；与盈余披露相关的证券报酬波动一般与公司准备年报所花费的时间无关；公司规模与年报滞后之间有负相关性。Kross和Schroeder（1984）以纽约证券交易所和美国证券交易所上市的公司为样本，研究了季度盈余宣布及时性（早或晚）与所披露消息类型（好或坏）之间的相关性，以及股票回报与盈余宣布及时性的关系。他们发现：盈余宣布的及时性与盈余宣告日附近的非正常股票回报相关，且早宣布盈余公司的非正常回报比晚宣布盈余公司的非正常回报显著更高。自1995年，美国大量公司自愿向汤姆逊财务服务公司（Thomson Financial Services）披露下一季度盈余宣告预计日期，Bagnoli,Kross和Watts（2002）研究证实了盈余公告时的市场反应与公司实际披露日相对盈余宣告预计日期而言是否早、及时或晚有关。Annaert et al.（2002）运用了比利时资本市场的数据，研究了中报盈余披露及时性的时间趋势以及信息含量等问题。他们的研究结果显示：比利时公司的盈余披露时间逐年提前；盈余消息好坏与披露及时性不相关。
根据上述国外文献，基于中国资本市场环境，我们拟定了如下三项研究议题：（1）盈余披露的时间规律；（2）盈余消息类型与及时性之间的关系；（3）盈余披露及时性的市场反应。中国学者做了大量关于盈余信息方面的研究（如赵宇龙，1998；陈晓、陈小悦、刘钊，1999等），但是在他们的价值相关性模型中大都忽略了盈余披露时间这一重要因素。本文将在中国年度盈余披露及时性研究方面做些开拓性的工作。
2.2及时性的定义
盈余披露的及时性的定义是一个颇具争议的问题，从已有文献来看，分歧主要体现为两方面：（1）计量公司年度盈余披露时间存在日历天数与交易天数两种标准，若按照前（后）一种标准，盈余披露时间为上一会计期间结束日（一般为12月31日）至盈余披露日之间的日历（交易）天数。两种标准的争论焦点就在于将节假日包括在时滞期内是否合理。大量文献证实了证券交易市场对信息吸收的基础性效应，因此，本研究将采用交易日标准来计算公司年度盈余公告的时滞期。（2）确定了公司盈余公告的时间，衡量其及时性的依据也就是将其与预期数相对比，若小（大）于预期数，我们便定义为盈余披露（不）及时。但是确定盈余公告的预期日至少存在着三种标准：公司上一年度盈余披露时间（随机游走模型）；行业平均披露时间；管理部门或证券分析机构的预期数。考虑到中国新兴股市的弱有效市场环境特点，我们选择了基于随机游走模型的及时性定义标准。因此，可以设计出度量年报披露及时性的代理变量为披露时间的滞后天数：年度盈余公告滞后天数（L[,y]）＝本年度盈余公告时间（T[,y]）－上年度盈余公告时间（T[,y－1]），其中，盈余公告时间＝盈余公告日与上一会计期间结束日之间的交易天数（包含公告日当天），y表示年份。
2.3研究设计与模型
决定公司盈余宣告时间的最重要的因素为外部审计时间的长短，而外部审计进程受公司规模、内部控制质量、行业复杂性等公司属性影响（Gilvoly和Palmon，1982）。此外，由于利好（坏）消息的盈余公告倾向于更早（晚）披露，盈余消息类型也会影响盈余公告的时间。据此，我们设计出了如下探讨中国上市公司盈余披露时间历史趋势的模型。
其中：T[,i，y]表示公司年度盈余披露时间，即上一年度会计期间结束日至盈余披露日之间的交易天数（注：若年报披露日为节假日，T[,i，y]以节假日结束后的第一个交易日为准。）；i和y分别表示公司与年份，最早样本年份以y＝1表示，第二年样本以y＝2表示，依此递推；InS[,i，y]表示销售收入的自然对数，为控制规模属性的代理变量；D[good][,i，y]表示控制盈余消息类型的虚拟变量，当未预期盈余（注：本文基于随机游走时间序列模型来定义未预期盈余，即以上一年度的盈余作为本期盈余的预期数，本期实际盈余减预期盈余即为未预期数。）（以UE表示）大于或等于零时该变量等于1，否则为0；α[,0]，α[,1]，α[,2]，α[,3]为回归系数；ε[,i，y]表示回归残差项。
通过模型（1）的检验不仅能发现上市公司盈余披露时间的历史趋势，而且也能够考察盈余消息好坏对盈余披露时间的系统性影响。此外，也可以采取列联表这一非参数统计方法来研究盈余消息类型与披露及时性的相关性。同前，我们将盈余消息类型分为两类：好消息（UE≥0）和坏消息（UE＜0）；我们根据滞后天数L[,i，y]这一变量，将及时性划分为三类：早披露（L[,i，y]≤－6），准时披露（－5≤L[,i，y]≤5），迟披露（L[,i，y]≥6）。此外，为了考察极端滞后天数情形的影响，我们还将采用如下及时性分类标准特早披露（L[,i，y]≤－21），准时披露（－20≤L[,i，y]≤20），特迟披露（L[,i，y]≥21）。因此，上述分类将得到2×3列联表，通过对该表的独立性检验就能够分析盈余信息类型与及时性之间的相关关系。
根据事件研究法，我们设计了检验盈余披露及时性的市场反应的模型（注：Bagnoli,Kross和Watts（2002）在设计盈余公告的市场反应模型时不仅考虑了及时性虚拟变量，而且考虑消息类型（好消息与坏消息）虚拟变量，并考虑了它们的交互影响。本文在最初统计调试时也使用了这种复杂的模型，但是实证结果表明消息类型对盈余公告信息含量的非对称影响并不显著，因此，下述模型没有纳入消息类型这一虚拟变量。），如下：
其中：假定盈余公告日时刻为0，CAR[,i，y]表示y年份公司i年度盈余公告前t[,1]日至年度盈余公告日后t[,2]日共（t[,1]＋t[,2]＋1）个交易日的累计市场调整回报率，本研究选取了（－4，0，5）作为事件研究观察窗口，因此对应的累计调整回报率表示为CARi[-4,5][,i，y]；D[late][,i，y]为代表盈余披露及时性的虚拟变量，当L[,i，y]≥0时该值赋为1，否则赋为0；lnd[,i，y]表示控制行业属性的虚拟变量，当公司i为制造业企业时，赋值为1，否则赋为0；D[y][,i，y]为控制样本年份的虚拟变量，m为总年份数，共涉及m-1个年份虚拟变量；β[,0]，β[,1]，β[,2]…等为回归系数；ε[,i，y]表示回归残差项。对模型（2）进行参数估计，可据以判断年报披露及时性对盈余公告事件信息含量的影响效应。
2.4样本与数据
本研究将对沪市A股上市公司1997年至2002年年度盈余的及时性与市场反应进行分析，我们选取了同时符合下列条件的沪市A股非金融类上市公司为初选样本：（1）1996年至2002年年度盈余披露日均可通过查阅《中国证券报》、《上海证券报》和《证券时报》获得（注：若一家公司同时在数家报纸上同时披露年报摘要，以最早披露日为准。）；（2）1996年至2002年未预期盈余（UE）均可计算获得。其中：y年未预期盈余（UE[y]）＝［y年净利润－（y－1）年净利润］／（y年年初总股本*y年年初股价）（注：使用该公式在一定程度上避免了股票股利、配股等情形对计算未预期盈余带来的不利影响，保证了基准的一致性。），故剔除y年净利润、（y－1）年净利润、y年年初总股本和y年年初股价任一数据不可获得的样本；（3）1997年至2002年年度盈余公告前4日至年度盈余公告日后5日共10个交易日的累计市场调整回报率数据均可以获得。经过上述样本筛选过程，最终得到的初选样本为154家。
我们在154家初选样本基础上，随机抽选了其中的100家公司作为本文的实证研究对象。因此，模型（1）的样本量为700个（1996年至2002年），列联表检验的样本量为600个（1997年至2002年），模型（2）的样本量为400个（1997年至2000年）。
本研究获取数据的途径有如下几种：《中国证券报》、《上海证券报》、《证券时报》（本文年度盈余披露日数据来源）；巨灵证券信息系统（本文财务数据来源）；CSMAR财务数据库系统（本文期初股价数据来源）；色诺芬证券数据系统（本文市场调整回报率数据来源）；中国财经报刊数据库等。
本研究所使用的统计以及数据处理软件包括SPSS，EViews，Excel等。其中，基本数据处理使用了Excel软件，非参数检验以及描述性分析使用了SPSS统计软件，模型参数估计中的调整异方差（White，1980）法使用了EViews统计软件。
3.实证结果
3.1年度盈余披露的时间规律
表1报告了运用1996—2002年共700个混合样本对模型（1）的回归拟合结果。回归系数的推断是建立在White（1980）的调整异方差参数估计基础上。从模型（1）的整体拟合优度来看，报告的调整R[2]为10.04％，各自变量能在很大程度上解释沪市上市公司盈余披露时间的差异。从回归系数来看，包括截距在内的各基本自变量的回归系数均在0.05水平上显著；尤其是截距、年份变量和盈余消息类型变量的回归系数均在0，000水平上显著。模型中自变量y反映了上市公司盈余披露时间的历史增长（或减少）趋势，从回归结果来看，其对应的系数为－1.52，表明从1996年至2002期间，沪市上市公司年报披露时间平均每年缩短1个半交易日。这在一定程度上反映了上市公司年报披露时间逐年缩短的趋势，这与资本市场投资者对更及时信息的需求是一致的。反映公司规模属性的销售收入对数自变量的回归系数为0.88，说明了规模越大的上市公司年报披露时间越晚。对这种现象的可能解释是，规模越大的公司业务越复杂，编制和审计会计报告所耗费的时间也越多。控制盈余消息类型的虚拟变量D[late][,i，y]的回归系数为－8.18，说明盈余消息的好坏与年报披露时间负相关。好消息偏向于更早披露，坏消息偏向于更晚披露，从模型回归结果来看，好消息平均比坏消息早披露8个交易日。这说明年报披露时间（绝对时间）与盈余消息类型负相关，后文将从盈余披露滞后变量L（相对时间）分析年报及时性与盈余消息类型的关系。
表1 年度盈余披露的时间规律：混合数据回归结果
样本时间
样本量 调整R[2] 统计值截距
y InS[,i，y]
D[good][,i，y]
混合样本700
10.04%
系数(α) 56.72-1.52 0.88
-8.18
1996-2002 t值（双尾显著性） 12.64-5.70 2.21
-8.01
(0.000) (0.000)(0.027) (0.000)
注：回归模型为，
T[,i，y]＝α[,0]＋α[,1]y＋α[,2]lnS[,i，y]＋α[,3]D[good][,i，y]＋ε[,i，y]
其中，T[,i，y]表示公司年度盈余披露时间，即上一年度会计期间结束日至盈余披露日之间的交易天数；y＝1，2，…，7分别代表1996-2002年；i＝1，2，…，100分别代表100个随机抽选的样本公司；InS[,i，y]代表销售收入（单位为万元）的自然对数，为公司规模属性代理变量；当UE[,i，y]≥0时，D[good][,i，y]＝1，否则为0。表中报告的t值建立在White（1980）的调整异方差参数估计上。
3.2盈余消息类型与披露及时性的列联表分析
由于公司行业特点和经营复杂性等方面的差异，对年报及时性的定义必须要建立在相对数基础上，即考虑披露时间的预期数。本文对年报披露及时性的定义是建立在随机游走时间序列模型基础之上的，即以上年度年报披露时间作为本年度的预期数。我们设计了年度盈余公告滞后天数（L[,i，y]）作为度量上市公司年报披露及时性的替代变量。此外，我们对滞后天数（L[,i，y]）使用了两种分类标准：（1）正常分类标准下，及时性划分为早披露（L[,i，y]≤－6）、准时披露（－5≤L[,i，y]≤5）、迟披露（L[,i，y]≥6）；（2）极端分类标准下，及时性划分为特早披露（L[,i，y]≤－21）、准时披露（－20≤L[,i，y]≤20）、特迟披露（L[,i，y]≥21）。在上述基础上，为了分析年度盈余及时性同盈余消息类型之间的关系，我们设计了2×3列联独立分析表，如表2。板块A报告了及时性正常定义情形下盈余及时性与消息类型之间的关系，板块B报告了及时性极端定义情形下盈余及时性与消息类型之间的关系。表2板块A部分的列联分析表报告的×2值为28.58，并在0.000的显著水平上拒绝了及时性与消息类型相互独立的原假设；板块A所报告的Kendall系数（注：Kendall系数反映了列联表行变量和列变量之间的顺序相关性，系数符号与变量的顺序设置有关。本文中，我们对行变量的顺序设置为：坏消息、好消息；对列变量的顺序设置为：（特）早、准时、（特）迟。）为－0.18，显著性为0.000，说明盈余的消息类型同盈余披露及时性之间显著负相关。表2板块B部分报告的×2值为9.83，显著水平为0.007；Kendall系数为－0.12，显著性为0.002。上述结果说明无论是在对盈余及时性的正常定义情形下还是极端定义情形下，年度盈余的消息类型同盈余披露及时性之间呈现显著负相关的关系（注：直接对未预期盈余UE[,i，y]与披露滞后天数L[,i，y]这两个变量进行相关性检验，Spearman秩相关系数为－0.260，显著水平为0.000，与上述结论一致。）。3.1部分中的参数检验结果以及本部分的非参数检验结果同时印证了：在沪市上市公司中，利好的盈余消息显著地比利差的盈余消息更及时披露。
表2 消息类型与盈余披露及时性：列联表分析
A及时性的正常定义
盈余披露及时性
样本数(预期数) 早
准时
迟
总数
坏消息
62
11288
(93.01)
(96.07)(72.92) 262
消息类型 好消息
151 10879
(119.99) (123.93)
(94.08) 338
总数 213 220167
600
χ[2][(2-1)×(3-1)]=28.58(0.000); Kendall系数=-0.18(0.000)
B 及时性的极端定义
盈余披露及时性
样本数(预期数) 特早
准时特迟 总数
坏消息18 217 27
(29.26)(210.47)(22.27)262
消息类型 好消息49 265 24
(37.74)(271.53)(28.73)338
总数 67 482 51
600
X[2][(2-1)×(3-1)]=9.83(0.007); Kendall系数=-0.12(0.002)
注：当未预期盈余UE≥0（UE＜0）时为好消息（坏消息）；在A板中，根据滞后天数L[,i，y]这一变量，及时性分类标准为：早披露（L[,i，y]≤－6），准时披露（－5≤L[,i，y]≤5），迟披露（L[,i，y]≥6）；在B板中，及时性分类标准为：特早披露（L[,i，y]≤－21），准时披露（－20≤L[,i，y]≤20），特迟披露（L[,i，y]≥21）。χ[2]值（Pearson chi-square test）指当原假定为“行变量和列变量相互独立”时的统计量，故括号内的数为显著性水平；Kendall系数反应了行变量和列变量秩相关系数。此外，列联表分析中的样本时间涉及1997—2002年（因计算盈余披露滞后天数，比上节减少了一个年份的样本量）。
3.3年度盈余披露及时性的市场反应
为了研究年度盈余披露及时性的市场反应，我们基于事件研究方法，使用了基本盈余市场反应模型（因变量为CAR自变量为UE的初始模型）。具体方法是在基本反应模型的基础上增加了变截距影响与变斜率影响因素变量（Dlateiy和Dlateiy*UEi，y）。其中，我们采用二分类的方法来定义盈余披露及时性的虚拟变量Dlateiy，即当L[,i，y]≥0时＝1，否则为0。此外为了控制混合样本给回归带来的潜在问题，我们在模型中使用了反映时间序列特性和横截面特性的年份和行业虚拟变量，由于这些虚拟变量在本文仅仅起控制作用，故表3没有报告这些虚拟变量的系数拟合结果。从表3的回归结果来看，反应模型拟合优度的调整R[2]为4.16％，说明总体而言盈余和盈余披露及时性等有一定的信息含量。从各自变量的回归系数的结果来看：（1）未预期盈余系数为0.969，双尾显著性为0.002。回归符号与大量关于盈余信息研究的文献结论一致，说明正的未预期盈余能带来正的市场回报。回归结果显示如下有趣的结论：在10天的事件窗口期内，在及时披露样本组情形下，未预期盈余的变化能带来大致相等的未预期投资回报率变化（0.969近似于1）；（2）反应盈余披露及时性的两个变量（D[late][,i，y]和D[late][,i，y]*UE[,i，y]）的回归系数分别是0.009和－0.705，双尾显著性分别为0.292，0.080。说明盈余披露及时性仅在斜率方向较显著地影响盈余的信息含量。由于UE前的系数度量了盈余质量，且称之为盈余反应系数（ERC），披露及时和不及时的ERC分别为0.969和0.264（0.969—0.705）。说明了盈余披露及时性影响了盈余的质量，这种影响是显著的，即盈余披露越及时（不及时）市场反应越大（越小）。
表3 盈余披露及时性的市场反应：混合样本回归结果
样本时间 样本量 调R[2]统计值截距
UE[,i，y] D[late][,iy] D[late][,iy]*UE[,i，y]
混合样本 系数(β)
0.012 0.969
0.009 -0.705
1997-2000 4004.16% t值 1.53
3.091.06
-1.76
(双尾显著性) (0.127)
(0.002) (0.292) (0.080)
注：回归模型为：
其中，CAR[,i，y]表示y年公司i年度盈余公告前4日至年度盈余公告日后5日共10个交易日的累计市场调整回报率；y＝1，2，…，4分别代表1997—2000年；i＝1，2，…，100分别代表100个随机抽选的样本公司；当UE[,i，y]表示y年公司i的未预期盈余，且消除了规模影响，即UE[,i，y]＝（公司i的y年净利润－公司i的y－1年净利润）／（y年年初总股本*y年年初股价）；D[late][,iy]为控制盈余披露及时性的虚拟变量，当L[,i，y]≥0时该值赋为1，否则赋为0；Ind[,i，y]表示控制行业属性的虚拟变量，当公司i为制造业企业时，赋值为1，否则赋为0；D[y][,iy]为控制样本年份的虚拟变量，共涉及3（4—1）个控制样本年份的虚拟变量。此外，表中报告的t值建立在White（1980）的调整异方差参数估计上。
4.结论与建议
4.1研究结论
如本文引言所述，及时性是衡量会计信息质量的一般原则之一。中国学者虽然做了大量关于盈余信息方面的研究，但是在他们的价值相关性模型中都忽略了盈余披露时间这一重要因素，因此我们基于中国资本市场环境，采用了实证研究方法探讨沪市上市公司年度盈余披露的及时性问题。
根据上述研究目的，我们拟定了如下三项研究议题：（1）中国上市公司（沪市样本）年报披露的时间规律；（2）盈余消息类型与披露及时性；（3）年度盈余披露及时性的市场反应。针对议题（1），我们设计出了探讨中国上市公司盈余披露时间历史趋势规律的模型（模型（1）），以发现上市公司盈余披露时间的历史趋势，并考察盈余消息好坏对盈余披露时间的系统性影响。针对议题（2），我们将盈余消息类型划分为好消息和坏消息，将及时性划分为早披露、准时披露和迟披露，采用列联表这一非参数统计方法研究盈余消息类型与披露及时性的相关性。我们根据事件研究方法设计了检验盈余披露及时性的市场反应模型（模型2），以实现对议题（3）的研究。
我们对所选取的100家沪市A股上市公司1997年至2002年年度盈余的及时性与市场反应进行了实证检验，实证结果表明：（1）上市公司年报披露时间呈逐年缩短的趋势，从1996年至2002期间，沪市上市公司年报披露时间平均每年缩短1个半交易日，这与资本市场投资者对更及时信息的需要是一致的。（2）规模越大的上市公司年报披露时间越晚。对这种现象的可能解释是，规模越大的公司业务越复杂，编制和审计会计报告所耗费的时间也越多。（3）年报披露时间（绝对时间）与盈余消息类型负相关，好消息偏向于更早披露，坏消息偏向于更晚披露。无论是在对盈余及时性的正常定义情形下还是极端定义情形下，年度盈余的消息类型同盈余披露及时性之间呈现显著负相关的关系。参数检验结果以及非参数检验结果同时证明：在沪市上市公司中，利好的盈余消息显著地比利差的盈余消息更及时性披露。（4）盈余披露及时性影响盈余的质量，这种影响是显著的，即盈余披露越及时（不及时）市场反应越大（越小）。
4.2研究建议
从中国上市公司盈余披露时间的历史趋势来看，随着监管机构信息披露工作的不断完善，上市公司年报披露的时间有逐年缩短的趋势。我国现行规定年报披露的限定期为120天，为了逐渐适应投资者更及时了解公司信息的发展趋势，信息监管部门可以在适当的时机考虑进一步缩短年度报告的披露限定期。
本研究的参数检验结果和非参数检验结果均表明年度盈余的消息类型同盈余披露及时性之间呈现显著负相关的关系，利好的盈余消息显著地比利差的盈余消息更及时性披露。这从一定意义上说明，广大投资者可以通过年度盈余披露的及时性来分析上市公司的真实业绩，这为投资者对上市公司进行业绩评价提供了依据。
对于盈余披露市场反应方面的研究结果表明，盈余披露及时性影响盈余的质量，盈余披露越及时市场反应越大。因此，上市公司应该重视盈余披露的时间安排对公司股价稳定和投资者行为的影响，合理安排盈余信息披露，以塑造企业形象，提高盈余的质量。
本研究表明，年度盈余披露的及时性是重要的会计信息质量特征之一，具有一定的信息含量。因此在盈余信息含量的学术研究中，应当将盈余披露时间这一重要因素考虑在盈余的价值相关性模型中。
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