Investor protection and the information content of annual earnings announcements翻译.docx
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Investorprotectionandtheinformationcontentofannualearningsannouncements翻译
摘要：
我们依据（参考、吸收）投资者保护相关文献资料去识别财务报告环境中的结构性因素，这些因素有可能解释年度盈利报告的信息内涵在跨区域的差异。
通过使用分布于26个国家超过50000份的年度盈利报告数据，我们发现，在那些盈利质量更高或内幕交易法规得到更好执行的国家其年度盈利报告具有更佳的信息质量（内涵）（对投资者更有益），而在那些要求披露更频繁中期财务报告的国家其年度盈利报告具有较少的信息量（信息价值较低）。
我们还发现，平均而言在具备更强大有力的投资者保护机构的国家，其年度盈利报告信息质量更佳（具备更多信息量）。
P38
1.简介
大量的研究检验了不同国家之间股票收益和会计盈余两者之间长期联系的差异，发现不同国家收益价值的相关性差异很大。
但由于这篇研究报告检验了收益与盈余之间的长期相关性，所以没有向我们展示投资者是否实际使用了包含在定期进行的盈余公告中的信息，或者什么因素影响了该类信息的使用。
本文的研究目的有以下两点：
1）运用事件研究方法来，检验不同国家的投资者对于公告信息的反应差异；2）检验各国财务报告环境的差异，这些环境能够影响报告的信息含量。
我们利用了那些对投资者保护协会进行审查的文献，以了解那些在一国财务报告环境中很可能影响投资者对盈余公告反应的结构性因素。
具体来说，我们假设市场在下面两种情况中，对于年度盈余公告的反应会比较强烈：
1）收益是有高质量保障的，这能够给收益的以较大的真实性；2）内部交易法规被较好的执行，这使得盈余信息不太可能在报告前已经反应在股价中。
同时，我们假设市场对年度盈余公告的反应在下面情况中会比较弱：
3）期间财务报告的频率更加频繁，这主要由于盈余信息很可能已经被提前在股价中反应。
最后，在无法有效进行预测时，我们假设市场对年度盈余公告的反应会被更为完善的财务披露所影响，因为它能够通过增强或削弱市场对公告的反应来影响财务报告的环境。
为了检验本文假设，我们对年报信息含量从四个结构性因素进行了回归。
尽管从国家层面（每个国家代表一个单独观测点）和公司层面（每个年报代表一个单独观测点）进行了分析，但我们主要依赖对后者的回归来得出结论，因为他们包含了每个公司对数个潜在遗漏相关变量的控制。
我们对每年的回归进行估计，并且利用Fama–MacBeth模型来评价相关系数的重要性。
我们的样本包含了26个国家自1995到2002年间53,197家公司的年度盈余报告，这些数据都来自于I/B/E/S数据库。
对信息含量进行评估时，我们利用了在年报发布日两天左右的非正常收益变量，其中相对较高的变量代表年报信息含量相对丰富。
P39
（接上段）我们对四个财务报告的结构性因素进行如下衡量：
1）盈余质量使用盈余管理公制的变量衡量，较少的盈余管理代表盈余质量较高；2）对内部交易规则有力的执行被看作用BhattacharyaandDaouk的数据进行解释的变量的替代；3）期间财务报告频率被视为一国需要年度报告的次数（例如每季一报或每半年一报）；4）CIFAR会计信息披露指标能够解释企业财务披露的状况。
国家层面和公司层面的的假设检验结果全部支持我们我们之前标注的假设。
具体而言，高质量的盈余和内部交易规则的有力执行能够增强市场对年度盈余报告的反应力度，但频繁的财务报告披露这削弱了反应力度。
对于未标注的假设，我们没有找到证据来证明财务披露与年度盈余报告信息含量的相关性信息。
在其他的分析上，我们也发现一些证据支持假设的结构因素能够作为投资者保护机构影响报告信息内容的途径，同时我们发现那些投资者保护机构比较强势的国家其信息含量平局相对较高，盈余也能够被快速反应到市场价格中。
据我们了解，本文是在全部会计研究著作中首次使用I/B/E/S数据库中的国际盈余报告日期。
相应地，我们设置了检测模型来衡量该数据库的日期精准度。
正如在5.2部分中讨论的那样，I/B/E/S数据库中的盈余披露日期经常与财经媒体报道的披露日期不一致。
我们没有期待这个噪点能够支持假设，但不得不承认，这是我们研究的缺陷所在。
然而，重要的是，我们发现上述两者的差异从长期的报告迟滞（报告迟滞等于会计年度截止日到I/B/E/S披露的报告日期之间的时间差）来看要大很多。
因此我们重复了对于限制在较短迟滞的公司年度观察点样本的分析，结论依然成立，这说明了我们的结果没有受I/B/E/S披露期噪点的影响。
本文从多个角度为该会计领域做出了贡献。
首先，我们提供了检测盈余价值相关性在不同国家间差异的新思路。
大量研究检验了股票收益与会计盈余之间的长期相关性，发现不同国家其盈余价值相关性差别非常大。
然而，由于这些研究检测的是一年及以上的股价与盈余相关性，所以它们无法评价投资者是否实际使用了会计信息。
我们通过事件研究法，推测市场参与者是否使用了年报中的信息，并且找出了那些在国家财务报告环境中能够影响投资者对盈余报告反应的因素，从而将该领域研究大大拓宽。
p40
第二，我们的研究考虑了最近关于制度因素对资本市场发展影响的研究成果。
这些研究发现，在财报环境中，那些和很多结构因素联系在一起的保护投资者利益的法律制度很有可能会影响到价格发现过程和会计信息的有用性。
这是个很重要的结论，因为之前的研究认为，更有信息的股价会带来更好的资源配置，并对经济增长产生影响。
我们这篇论文的贡献就在于，我们发现了关于盈余公告的信息含量作为影响财报环境的因素，而在之前研究中财报环境是和一个国家投资者保护制度联系在一起的。
第三，我们文章的贡献在于，检验了市场对盈余公告的反应。
先前的研究发现，盈余公告作为一个重要的信息发布时间，对股价起到了一个重要影响。
然而，之前的研究主要是检验单一国家（比如美国）市场对盈余公告的反应。
本文将此项研究拓展到了多个国家间的比较。
跨国家的比较是潜在有用的，因为我们可以发现一些在单个国家内相关但在国家间有显著差异的会计盈余信息。
发现这些影响因素不仅有助于我们增加对美国资本市场的理解，对世界资本市场的发展也很重要。
我们的发现证明，这些财报环境的因素对世界资本市场盈余公告的有用性会产生影响。
下文研究的结构如下所示：
第二部分将提出我们的假设，第三部分将给出研究设计。
第四部分描述样本和报告经验性结果。
第五部分给出额外研究，第六部分描述鲁棒性检验的结果。
第七部分总结我们的研究成果。
2.假设的发展
最近关于保护投资者法律的研究有几个暗示，即国家财报环境的结构性因素很可能会影响到投资者对盈余报告的反应。
在我们的这篇论文中，我们主要是研究那些可能影响盈余公告信息含量的国家财报环境因素。
此外，我们做出了用于检验每个因素如何增加或建设盈余公告信息含量的假设。
P41
2.1盈余质量
Leuz等人在2003年检验了保护投资者法律和几个国家层面盈余管理指标之间的联系。
参考Healy和Wahlen，Leuz将盈余管理定义为，内部人员改变报告的经济表现，造成对部分股东误导或影响合同性收入。
他们指出，对于一些投资者保护好的国家，经理更少的进行盈余管理，因为他们被限制了从中获得私利的机会，使得他们粉饰公司业绩的动机较小。
就像假设的一样，他们发现那么盈余管理少的国家有跟好的保护投资者法律。
我们将这些盈余管理较少的国家的盈余定义为高质量，即盈余信息较少的歪曲了公司实际的经济表现。
当高盈余质量更好的发现了企业实际的经济表现，它们应该能更好的帮助投资者评估企业价值。
因此，我们希望高盈余质量能作为国家财报环境的结构因素，使得盈余公告更有信息含量。
我们将这个假设概括如下：
假设1:
那些高盈余质量的国家有更具有信息的年度盈余公告。
我们用Leuz的合计盈余管理分数乘以-1来衡量国家层面的盈余质量。
这个分数建立在1990-1999年的数据上，有两个平滑盈余指标和两个盈余判断指标。
我们对Leuz法结果乘以-1，表现高价值意味着高盈余质量。
2.2内部交易法的执行
Beny发现，普通法国家的内部交易法更有可能被执行。
既然普通法的起源和投资者保护法律有很大关联，Beny认为更内部交易法的范围和他们的执行是强投资者保护国家财报环境的结构性因素。
在最近的研究中，BhattacharyaandDaouk（2002）发现，内部交易法的执行和低平均权益成本有关，并且总结认为内部交易发的执行不仅体现在存在层面上，对经理参与内部交易也有个抑制作用。
当经理更少的参与内部交易，盈余报告信息将更好地反映在股价中，盈余公告在证券估值中将更有作用。
因此，我们希望执行内部交易法强的国家在财报环境中作为一个增加年盈余公告信息含量的结构性因素。
P42
假设2：
国家有更严格的内部交易法律，其年度盈余报告含有的信息价值更高。
根据Bhattacharya和Daouk（2002）,为了撷取的内幕交易法律执行的可能性，我们用在第一起被带上法庭的内幕交易案件后几年内，从0到1变化的指标变量。
2.3临时报告的频率
因为更及时的财务信息更有助于投资决策（财务会计准则委员会,1980年），我们预期投资者需求更多频繁的财务报告。
进而，在具有较强的投资者保护机构的国家，管理层有更强的动机以满足投资者披露有用的评估证券信息的要求（Hung，2000），频繁的临时财务报告很可能是与强投资者保护国家的财务报告环境有关的结构性因素。
因为当临时报告公告更频繁时，股票价格在更早的时间点及时地反映年度盈余信息，所以年度盈余报告很可能在临时财务报告更频繁的国家含有较少的信息价值（Butleretal.,2003）。
例如，McNichols和Manegold（1983）指出，美国证交所上市的公司在将年度财务报告转化为季度财务报告后，年度盈余报告的信息含量减少。
因此，我们预期临时财务报告的频率是与减少的年度盈余报告信息价值有关，在国家财务报告环境下的一种结构因素。
正式声明，我们的第三个假设就是：
假设3：
拥有更频繁临时盈余报告的国家，其年度盈余报告的信息价值更低。
2.4财务披露
CIFAR（国际财务分析与研究中心,1995）指数，衡量了公司年度报告代表性样本中85个财务披度，这个指标被常用于研究国家层面的财务报告特点。
例如，在有更高CIFAR指数的国家有更完善的（更透明、更集中、更高质量）财务披露的假设下，LaPortaetal.（1998）使用CIFAR指数来衡量财务报告质量，Bushmanetal.（2004）用它来捕捉在财务报告的强度。
此外，LaPortaetal.（1998）发现英美法系国家，通常会有强大的投资者保护机构，有显著高的CIFAR分数。
综合起来，这些论文表明，较完善的财务信息的披露状况，是一个与较强的投资者保护国家的报告环境相关的结构性因素。
我们预期财务披露在两个相反的方面影响盈余报告的信息价值。
一方面，在较完善财务披露的国家，由于管理层很可能在报告里披露更多的信息，盈余报告对投资者更有信息价值。
这个猜想与Francisetal.（2002）是一致的，Francis发现当美国盈余报告含有更多的信息披露，它们就含有更多地信息内容。
另一方面，有较多财务披露国家的盈余报告可能有较少的信息含量，这是由于管理层很可能在盈余报告日期间，公开地向股东披露更多的信息。
这一观点一致于，在这些国家有较多的财务透明度和管理层对投资者价值相关信息需求的回应。
P43
总而言之，财务披露是在国家财务报告环境下，很可能影响盈余报告信息价值的结构性因素。
然而，因为我们预期更完善的披露存在负面效应，我们不可能预测它是否会增加或减少，换而言之，我们不可能预测盈余报告信息含量的整体净效应。
因此，我们第四个假设是：
假设4：
一个具有较多财务披露的国家，影响其年度盈余报告的信息价值。
3.研究设计
我们测量的信息内容的为在盈余报告日周围两天的异常收益方差，更高的方意味着更多的信息内容（Beaver,1968;Warneretal.,1988;LandsmanandMaydew,2002）。
我分析时使用国家层面和公司层面的回归模型。
此外，我们每年运行该回归模型，并通过Fama-MacBeth统计（FamaandMacBeth,1973）分析系数均值的显著性。
该模型具体如下。
国家层面模型：
Averageabnormalreturnvariance（平均异常回报方差）
=β0+β1（Earningsquality盈余质量）
+β2（Insidertradingenforcement内幕交易法律执行度）
+β3（Interimreportingfrequency临时报告频率）
+β4（Financialdisclosure财务披露）+ε;
公司层面模型：
Abnormalreturnvariance（异常回报方差）
=β0+β1（Earningsquality盈余质量）
+β2（Insidertradingenforcement内幕交易法律执行度）
+β3（Interimreportingfrequency临时报告频率）
+β4（Financialdisclosure财务披露）+β5（Firmsize公司规模）
+β6（Largest20该国20强）+β7（Cross-listed交叉上市）
+β8（Earningsreportinglag盈余报告延期天数）+β9（[UE]意外的盈余程度）
+β10（Forecastdispersion预测的分散度）
+β11（Numberofforecasts预测数）+β12（Lossdummy损失虚变数）
+βn（DIndustry行业虚变数）+ε;
P44
变量解释如下：
超常回报方差：
由事件窗口得到的股票回报方差除以估计模型得到股票回报方差调整而得。
其中，在事件窗口得到的股票回报方差等于公司收益公告公布（0，1）时市场模型的平均预测误差平方值，0为公司在I/B/E/S收益公告公布日。
估计模型中得到的股票回报方差等于公司收益公告公布前120天到前21天的公司市价模型的平均残差平方值。
研究采用了为期两天的事件窗口（0，1），主要是因为公司年度收益报告一般在证券新闻专线当天发布，而隔一天通过其他信息传播途径如华尔街日报进行刊登等。
收益质量：
由Leuz综合盈余管理得分乘以-1得到（分数越高意味着盈余质量更高）。
（Leuz在2003年收集编译得到的，得分基于1990-1999数据，为两个收益平滑测量法和收益决策测量法得到的平均等级值。
而本文样本是1995-2002，所以要进行数据调整）
内部交易情况：
设置虚拟变量，1为公司发生内部交易法律案件，0为其他；
临时报告频率：
报告频率指数来源于国际财务分析与研究中心。
该指数测量的是一国财务报告公布频率，4为按季公布，2为半年公布财务报告。
财务信息披露状况：
会计（财务）信息披露指数公布于国际财务分析与研究中心（1995）。
该指数是通过与事先确定的85项会计科目对比（由1993年本国企业年度报告抽样计算而得），确定平均占比数。
（国际财务分析与研究中心，1995，p357-358）
公司规模：
In（年初市价*在外流通股数），单位为百万美元。
P45
最大20虚拟变量：
根据I/B/E/S数据库，如果公司年初市值进入全国前20则该控制变量为1，否则为0。
交叉上市虚拟变量：
若属于外资股在美国证券市场交叉上市，则该变量为1。
外资股和本地股交叉上市情况和有效交叉上市日期来源于摩根大通2004年的美国存托凭证列表。
收益报告公布间隙变量：
会计年度结束日至年度报告公布日之间的天数。
|UE|:
未预期收入比重。
未预期收入等于实际年度收益减去最近预测的年度收益，除以收益报告公布日或之前的收盘价。
所有数据均来源于I/B/E/S.
预测分散度：
以市场分析师对个股未来盈余预测的标准差除以收益报告公布日或之前的收盘价表示，所有数据均来源于I/B/E/S.
预测数量：
以年度收益报告公布前最近在I/B/E/S上公布的年度收益预测报告数表示。
亏损虚拟变量：
1=I/B/E/S公告显示公司本年度收益小于0，0则为其它。
行业虚拟变量：
根据I/B/E/S行业分类标准，设置虚拟变量，行业分类如下：
金融、卫生保健、快消、服务、耐用消费品、能源、交通、科技、基础工业、资本货物、和公用事业。
研究假设预测系数b1及b2符号为正，b3为负，而对系数b4符号不进行预测。
在基于公司视角的模型中，包含7个变量来控制公司特有因素与研究所关注变量的相关性影响。
如公司规模变量，因为信息背景或环境依赖于公司规模；引入“最大20虚拟变量”，因为这些大型公司一般对本国经济贡献较大，从而有更广泛的信息和更多的信息获取渠道；引入“交叉上市虚拟变量”，因为此类公司一般有更充分的信息环境；引入“收益报告公布间隙变量”，因为更长的报告公布间隙本身也增加了收益报告的信息含量；另外，研究加入了“未未预期收入比重变量”，因为市场对收益报告公布的反应也依赖于收益异常程度。
为进一步控制收益报告公布前信息和收益信号的精确程度，研究引入预测分散度作为会计制度的噪音变量；引入预测数量作为收益预测精确度的代理标量。
——下一页
P46
（2）我们选用预测的数量作为盈利预测精度的替代值（Kim和Verrecchia，1991）。
由于之前的研究发现盈余为负时包含较少信息（信息质量更低）（Hayn，1995），我们纳入一个虚拟变量以识别该公司是否报告了损失。
最后，由于不同国家和地区的行业集中度不同，而盈余信息含量很可能是一个行业的功能，因此我们还为每一家公司的行业会员分类纳入一个虚拟变量。
（这块翻译不太顺，大家看看就成）。
由于在我们8年调查期间的每一年我们都测量了公司级别的控制变量，而且数据受到限制，我们就没有重新测量国家级别的自变量。
我们注意到这是一个跨国研究常见的限制（Hung,2000;Leuzetal.,2003），国家一级的机构变迁也是一个缓慢的过程（North,1990）。
在我们调查期间自变量的变化范围内，我们将噪音引入到我们的测量措施中。
但是，我们并不希望这种噪声会偏袒支持我们的假说。
4.样本和实证结果
4.1样本选择和（数据）描述性统计
我们的样本期间涵盖了来源于I/B/E/S数据库（汤姆逊路透社旗下的数据库）从1995年至2002年内的报告盈利和盈利公告日期。
因为在I/B/E/S数据库中很少有国际公司的季度收益数据，我们就限定了对年度盈利报告的分析。
（Datastream为ThomsonFinancial公司所发展之线上资料库，提供全球逾60个市场、175国家之数据资料库，包括各国总体经济研究、利率、汇率、各国货币、股价、债券指数、证券资讯、企业财务报表数据、选择权及期货等内容）。
我们从Datastream数据库中获取股票日收益数据，并以I/B/E/S和Datastream数据库都覆盖的国内公司的平均加权指数报酬率作为衡量市场报酬率的指标。
为减轻误差的影响，（即为了实证结果的准确性）我们采用Winsorize方法对所有规模变量进行了极端值处理（剔除顶部和底部各1％的极端值）（包括超额收益方差，未预期盈余的幅度，和预测分散）。
我们的样本由26个国家的53197份年度盈余报告组成。
下表1分国家和年度列示了这些报告数目。
表1的最后一行显示了样本年度报告的总数量，从1995年的5184份（最小）到1999年的7608份（最大）。
同时表1的最右一列显示了不同国家从95~02年合计的报告数量，从巴基斯坦的153份（最小）到美国的21573份，与其他国家的报告总数相比，美国和日本则大得惊奇（异乎寻常）。
由于在美国和日本大量的盈利公告会潜在地影响我们企业级别测试（每次公告赋予相等权重），所以在分析中排除美国和日本后，我们进行敏感性测试。
表2的A组列示了我们样本中的每一个国家在国家级别的自变量值，底部3行则列示样本范围的均值、中位数和标准差。
表2第2列表明美国具有最高质量的盈余监管措施，相反奥地利最低。
第3列则显示每个国家内幕交易（监管法规）执法的起始年份（第一年），在我们的回归中这个起始年份编码为1，以后年份依次递推（这块只能意译，有些含糊，望校对）。
我们注意到，许多国家在20世纪90年代首次被检控内幕交易案件，而这五个国家（奥地利，巴基斯坦，菲律宾，葡萄牙和南非）没有检控内幕交易案。
脚注继续：
盈利更有可能反映一个公司的根本业绩，
（2）减少了分析师的预测分散度。
（e.g.,Changetal.,2000）.
P47
表格Table1
第4列列示期间的中期财务报告并且表明大多数国家都有半年度盈利公告，第五列显示我们观测到的财务状况披露（指数计量），是由CIFAR会计信息披露指数捕获的。
表2的B组为我们呈现了按国家分类的每一个公司级别变量的描述性统计，和2列反映超额收益方差的4个报告特征值。
B组表明，平均的超额收益方差大于每个国家样品的（这句不太明白）。
这就表明，平均来看，收益方差在盈利公告日左右2天更佳显著。
从小组中可以看出，平均超额收益方差在不同国家差异很大。
（这一指标）在意大利低至1.21，在英国却高至5.00。
有趣的是，我们的研究发现美国的平均超额收益为2.75，这是和LandsmanandMaydew（2002）报告的大小数量相接近的。
B组还发现在我们的样本国家中平均超额收益方差的中位数小于1，包含了几乎一半的美国公司，这表明对于我们大多数公司而言业绩公布日期并非一个不同寻常的事件。
这一发现与Bamberetal.（2000）是一致的。
（文字部分续接50页）下接P50
P48表格Table2
P49表格Table2
P50表格
Table2
他们的研究发现在盈余宣告周内的处于中位的平均超额收益方差均小于当年Beaver’s（1968）在经典研究中重复使用的样本所得到结果，而这样本是由美国最大的财富200强公司组成。
P49
P50
变量定义：
盈利质量：
按照Leuzetal.（2003）得到的盈余管理总分乘以1.的得分，基于1990-1999年得数据，等于两种平滑收益的衡量值和两种盈余自主裁定的衡量值的平均水平；
内幕交易首次强制年：
第一个针对内幕交易的立法
期间报告频率：
报告频率指数是来自国际财务分析研究中心的，用来衡量一国财报的频率，得分为4代表每季度发布一次报告，2代表每半年一次，以此类推；
财务披露：
该指数是国际财务分析研究中心发布的。
用来判断各项目所占百分比的均值，由提前列明的85项会计项目组成，包括在1993年的一个年报样板中。
异常回归方差：
代表每个事件窗口下的股票收益率方差，由估计窗口来衡量；每个事件窗口下的股票收益率方差等于在盈利公告窗口期间内市场模型预测误差平方的均值；【这里没大看明白？
？
】
企业规模：
年初以百万美元计算的股权市场价值的自然对数，按照数据库I/B/E/S得到的每股价格乘以发行在外股数；
跨境上市：
当这个虚拟变量等于1时代表该证券属于在美国跨境上市的外国企业；外国企业，本国企业及跨境上市有效期都可以在JP摩根鉴定过的2004ADR表单中查到；
盈余报告滞后：
会计年度结束到报告发布一共要多少天；
预测离差：
代表分析师对盈余预测的标准差，由距离盈余报告发布期最近一天的收盘价来衡量；
预测数：
早于盈余报告发布之前的对年度盈利的预测数；
虚拟损失：
如果实际盈利为负，该虚拟变量便为1；
重复的样本来自Beaver的经典研究，样本由美国最富有的200家公司组成；实际上，Bamber在2000年发现在Beaver的样本中只有30%的样本观测公司具有大于1的异常回归方差，总结下来就是：
大多数单独的盈利报告与异常的价格反映没有什么关系。
Bamber检验
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