会计收益数据的经验评价中文.docx

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会计收益数据的经验评价中文

会计收益数据的经验评价

雷·鲍尔菲利普·布朗

会计理论家们大体上通过会计实务与特定分析模型的相符程度来评价其有用性。

这种会计分析模式可能仅仅由一些主张或断言组成，或者，它可能是一种经过严格推理的理论。

无论哪种情况，会计研究方法一直是将现行惯例和由模型推出的更为可取的操作或由模型推出的所有会计实践都应拥有的标准进行对比。

这种方法的缺点是它忽视了世界上知识的一个重要来源，就是模型预测符合观测行为的程度。

在某个探析的假设均能被经验验证这样的基础上为该探析辩护是不够的。

因为，如何能得知一个理论包含了所有相关的有证据支持的假设？

同时，如何解释基于无法证实的前提，如效用函数最大化，得出的结论的预测能力？

此外，如何分析在考虑了世界不同方面后产生的结论之间的差异？

对会计实务的有用性进行完全分析方法的局限由会计数据本质上不能被定义的争论来说明。

会计数据本质上不能被定义是因为它们缺乏“意义”，从而它们的作用令人质疑。

争论中心在一定程度上源自为适应新经济环境，相应出现会计实务的发展。

仅举一些出现问题的领域。

随着实务的发展，会计人员需要处理合并、租赁、并购、研发费用、物价波动和税项支出等实务。

因为会计缺少一个统一的理论框架，所以在这些会计实务中出现了不一致的现象。

其结果是，净收益是不同质部分的累计。

因而，净收益被认为是一个“无意义”的数字，跟27张桌子和8把椅子之间的差别没什么不同。

在这种观点下，净盈余只能被定义为一系列程序

运用到一系列事件

后得到的结果，没有什么实质内涵。

Canning观察到：

净盈余的计量结果在任何意义上都不能认为是真实的，除了它是一个数字，是会计人员中止他所采用的程序的应用后得出的结果。

尝试提高计量方式解释能力的分析方法的价值是无争议的。

有争议的是这样一个事实：

一个分析模型本身没有评估脱离它所隐含计量方式的意义。

因此，在没有进行经验检验的基础上，根据会计分析模式得出由于会计收益数据缺乏实质内涵导致它缺乏有用性的结论是不妥的。

会计收益数据的经验验证需要关于现实世界成果构成的效用实验的协议。

因为净收益是一个投资者感兴趣的数字，所以我们用来作为预测标准的结果的是反映在证券价格里的投资决策。

净收益数据的内容以及发布时间两项会被用来共同验证会计收益数据的有用性，因为这两项的缺失均会破坏会计收益数据的有用性。

经验检验

资本理论的最新发展为将证券价格的表现视作会计收益数据有用性的运行测试提供了合理理由。

大量令人印象深刻的理论证实，如下的资本市场是有效和无偏的，原因在于如果信息对形成资本资产的价格是有用的，资本市场就会根据这种信息迅速地调整资产的价格，使投资者不能获得更多的非正常报酬。

证据显示，如果证券价格确实根据新信息进行迅速地调整，那么证券价格的变化就会反映信息向资本市场的流动。

可观测的股票价格波动与收益表发布之间的联系可以证明会计收益数据所反映的信息是有用的。

我们采用的将会计收益同股票价格相联系的研究方法就建立在上述理论和通过仅关注影响特定公司股票价格的特定信息得到证据的基础上。

具体来说，我们构建了市场预期收益的两个选择模型来考察当市场预期不准确时市场是如何反应的。

预期盈余变动和未预期盈余变动

根据过去的事实，所有公司的盈余变动具有一致性。

一项研究发现，公司平均每股盈余（EPS）变动水平的一半左右与宏观经济效应有关。

根据这个证据，公司收益从某年到次年的变动中至少有部分可以被预测。

在上一年，如果某公司的盈余通过某种特定方式与其他公司的盈余相联系，那么了解了过去的这种特定联系，再加上其他企业当年盈余信息，就可以得到该企业当年盈余的条件期望。

因而，除去确定的影响，当前收益所传递的新信息含量通过实际收益变动与条件期望变动的差异得到估计。

但不是所有的这种差异都是新信息。

盈余的一些变化源自公司财务和其他政策的改变。

我们假定，在第一次估计前，这些变化已经随时间被收益的平均变化所反映。

因为，上述变动的两个组成部分——宏观经济和政策——的影响是同时的，它们的联系可以被联合估计。

我们采用的统计流程是：

首先采用最小二乘法（OLS）和到上年为止的数据（

），求出

公司每年的盈余变化（

）关于市场上其他所有公司（除了

公司）的盈余平均变化（

）的线性回归系数和截距项（

）：

（1）

其中，“

”表示估计。

然后，将第

年的市场盈余平均变化代入回归模型，计算出

公司在第

年的预期盈余变化：

未预期盈余变化，或者说，预测残差（

），是盈余变化实际值减去预期盈余变化：

（2）

我们假定的当前收益所传递的新信息就是这个预测残差。

市场反应

同样被证明的是，股票价格（由此也有持有股票的报酬率）的变动具有一致性。

一项研究估计，在1944年三月到1960年十月期间，股票月报酬率变化的30%-40%左右与市场效应有关。

股票报酬中的市场性变化由与所有公司相关的信息的发布所引起。

既然我们在评估与个体公司相关的收益表，它的内容和发布时间就应该与剔除了市场效应的公司股票报酬率变化联系起来估计。

市场性信息在投资一美元到

公司股票中获得的月回报率上的影响可以由

公司普通股月股票价格比关于市场报酬率的线性回归中得出的预测价值来估计：

（3）

其中，

是

公司在第

月的月股票价格比，

是Fisher的“复合投资业绩指数”的环比[Fisher（1966）]，

是

公司在第

月的股票报酬率的残差。

的值是对市场的月报酬率的估计。

我们样本中下标m呈现了自1946年1月开始的所有能获取数据的月份数。

等式（3）呈现的普通最小二乘法回归模型（OLS）中的残差计量了基于估计回归参数（

）和市场指数

的实际报酬率与预期报酬率之间差异的程度。

因此，既然发现市场会根据新信息迅速有效地调整，那么这个残差一定代表了

公司单独的新信息对持有

公司普通股的报酬率的影响。

一些计量问题

盈余的普通最小二乘法（OLS）回归模型的一个假设是

和

是不相关的。

这两者之间的相关性至少体现在两方面，即盈余的市场指数（

）中包含了

公司以及产业效应的存在。

第一个已经通过构造来估计（指给

加下标

），但是产业效应的存在却没有进行任何的调整。

可以估计产业效应大概仅能解释某个公司收益率变化的10%。

因为这个原因，等式

（1）可以被用作适合的分析方法，这种方法相信估计值

和

的偏差是不显著的。

不过，作为模型统计有效性的一个检验，我们同样提供了一个选择模型即幼稚模型的结果。

幼稚模型预测去年的盈余和今年的盈余是一样的。

它的预测误差仅仅是上年度至今的盈余变动。

如下所示，与盈余回归模型的情况一样，股票报酬率模型明显违背了普通最小二乘法（OLS）回归模型的一些假设。

首先，市场报酬率与残差有关，因为市场报酬率包含了

公司的报酬率，同时也因为产业效应。

但是这些违背都是不严重的，因为费式指数（Fisher’sindex）是由在纽约证券交易所上上市的所有公司股票（因此

公司证券报酬率仅仅是这个指数的一小部分）计算出来的，同时，产业效应最多能解释股票平均报酬率变化的10%。

第二个违背源自我们的预测，即，在报告日附近的某几个月中，残差

的期望值不等于零。

再一次说明，任何偏差对结果都没有什么影响，因为可观察的

的自相关性很低，并且用于股票报酬模型的观测值无论如何不会少于100个。

总结

我们假定，在一段时期中的某个公司的有用信息几乎不可能缺失的情况下，这个公司在那段时期的报酬率会仅仅只反映与所有公司相关的市场信息的存在。

通过剔除市场效应[等式（3）],我们识别出个体公司的特殊信息的影响。

然后，为了判断其部分影响是否与公司的会计收益数据包含的信息有关，我们将会计盈余变动分成预期和非预期盈余变动两部分。

如果盈余预测误差是负值（即实际收益变动比条件期望变动小），我们将其定义为坏消息并预测，如果会计收益数据与股票价格之间存在某些联系，那么会计收益数据信息的发布将导致该公司的股票报酬率比预期的少。

这样一个结果（

）可以由股票报酬残差（

）围绕年度报告宣布日的消极表现得到正式。

反之亦然。

两个基本的盈余预测模型已经被定义了，一个是回归模型，一个是幼稚模型。

在回归模型中，我们用盈余的两种计量方式[净收益和每股盈余（EPS）,分别记为变量

（1）和变量

（2）]来详细报告；在幼稚模型中，我们用盈余的一种计量方式[每股盈余（EPS）,变量（3）]来详细报告。

数据

感兴趣的数据有三类：

收益报告的内容、报告宣布日和报告期前后的证券价格变动。

盈余数据

1946年到1966年的收益数据在标准普尔公司会计数据库（Compustat）中可以获取。

表1对个体公司的盈余变动与市场盈余指数变动之间的相关系数平方的分布进行了总结。

在当前这个样本中，位于中部的公司的盈余变化水平的25%左右与市场指数变化有关。

公司的盈余水平间的联系在先前的一篇文章中检验过[Ball和Brown（1967）]。

那时，在遭遇的困扰中，我们提及，当净收益和每股盈余的数量以适当的指数形式进行回归时，有自相关的存在。

在本文中，操作方案由净收益和每股盈余的数量变成了一阶差分。

因为我们采用的关于证券市场对会计收益数据的反应的分析方法以至少在报告宣布日前的十二个月内盈余预测误差不能被预测为先决条件。

这个假定在误差存在自相关时是不成立的。

当变量从数量变成一阶差分后，我们对盈余回归模型的残差进行了自相关性程度的检测。

其结果在表2中给出。

它们表明，现在假定不再是没有保证的了。

年度报告宣布日

《华尔街日报》登载三类年度报告：

年度盈利预测，由公司经理阶层等在一年结束后迅速编制的；初步报告；完整年度报告。

初步报告是完整年报的典型概述，而预测常常是不准确的。

由于初步报告中的净利润和每股盈余与随后发布的正式报告中的数据相同，假定它的发布时间（或者，更有效地，年度收益数据能被广泛获得的日子）为初步报告在《华尔街日报》上出现的日子。

表3揭露了，在整个样本期间，财政年度结束与年度报告发布之间的时间间隔在稳定下降。

股价

股票价格比可以在芝加哥大学证券价格研究中心（CRSP）构建的数据库中获取。

该数据库中的数据采用纽约证券交易所1946年1月至1966年6月期间的的月收盘价，并进行了股利和资本的调整。

表4呈现了股票报酬回归[等式（3）]的相关系数平方的十分位数，以及股票残差的一阶自相关系数。

选择标准

本研究中选择的公司符合下列标准：

1.1946年至1966年间，每年的盈余数据都能在Compustat数据库中获得；

2.财政年度在12月31日结束；

3.至少100个月的股票价格数据能在CRSP数据库中获取；以及

4.《华尔街日报》年报公告日可以获得。

我们的分析限制在1957-1965的9个财政年度。

从1957年开始分析，我们能确保当估计盈余回归模型时至少有10个观测值。

其上限（财政年度1965年，其结果在1966年公布）的确定则是因为CRSP的档案在1966年结束。

我们的选择标准可能会降低结果的一般性。

子样本不包括那些年轻公司；已经失败的公司；财务年度没有结束于12月31日的公司；以及在Compustat数据库、CRSP数据库和《华尔街日报》中没有记录的公司。

因此，它可能代表不了全部公司。

但是，注意：

（1）选择的261家公司都有重要的权利；

（2）我们用不同的样本对这项研究进行了一次重复实验，其结果与下面报道的结果相一致。

结果

作者将年度报告的宣布日所在的月份定义为0，第M月份的非正常业绩指数为：

因此API就衡量的是一美元等额投资于n种证券在年公报日前（在第-12个月末）投资于一个投资组合到第M月为止消除市场影响外的累计非正常的报酬率。

下面是一个等价的解释。

假定两个个体A和B达成了一下的假定。

B签订了一份投资组合协议包括将一美元等额投资于n种证券。

这些证券在第-12月时被购入并且会持有至第T月。

对于某一价格，B和A达成协议，B可