1、PDF外文：http:/ 2：外文文献译文 会计收益数据的实证评价 摘要： 我们假定，在确定能获取到某特定上市公司有用信息的某一时期内，它的回报率会反映只适用于涉及到所有企业的市场信息。对市场效应 方程 (3)提取分析，我们认为这是由个别企业的有关信息所致。然后，我们对收入变化的可预期因素和不可预测因素分开进行分析，来确定其中部分的影响是否与该企业的会计收益信息相关。 表 1 根据相关系数平方分布的十分位数， 预测企业收益与市场收益的不同 * 变量 十分位数 .1 .2 .3 .4 .5
2、 .6 .7 .8 .9 (1) 净资产 .03 .07 .10 .15 .23 .30 .35 .43 .52 (2) 每股收益 .02 .05 .11 .16 .23 .28 .35 .42 .52 *估计过去 21 年（ 1946-1966） 。 如果盈余的预测误差是负数（即，如果实际收益的变化比条件期望收益少），则我们定义其为坏消息，并假设会计收益数据和股票价格相关联，则发行的收益数将导致公司证券的报酬率低于本来所预期的。这个结果 0u 证明公司年度报告公布期间股票收益残差 0v 也是负数的。反之，则盈余的预测误差为正数。 定义两个基本的
3、收益期望模型，回归模型和简单模型。我们将详细报告两个关于收益的方案：回归模型 的 净资产和每股收益，变量 (1)和变量 (2)，以及简单模型的 每股收益，变量 (3)。 数 据： 三个关于利益的数据类是：收益报告的内容，报告公布的日期，以及公布期间股票价格的变动。 数据来源： 从 1946 年到 1966 年的收益数据均来源于标准和普尔公司会计资料库。个别企业的收益变化和市场收益指数变化的相关系数平方分布如表 1 所示。根据目前样本的观测，在企业中位数的收益变化中约有 1/4 的差 异性与市场指数变化有关。 表
4、;2 收益回归残差法中关于一阶自相关系数分布的十分位数 * 变量 十分位数 .1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9 (1) 净资产（ Net income） -.35 -.28 -.20 -.12 -.05 .02 .12 .20 .33 (2) 每股收益（ EPS） -.39 -.29 -.21 -.15 -.08 -.03 .07 .17 .35 *估计过去 21 年（ 1946-1966） 。 我们已经在先前的文章 Ball 和 Brown (1967)中对企业盈利水平之间的相关性进行了研究。在那时，
5、对 净资产和每股收益水平的相关指标进行回归时，我们提到了自相关作用的干扰。由于一阶差分水平的关系，在本文中会有所不同，因为我们研究股市对收益数的反应，并推测在信息公布前至少 12 个月内盈余的预测误差是不可预知的。如果这个误差具有自相关性，则这个假设不成立。 如表 2 所示：当变量变成一阶差分后，我们根据收益回归模型分析残差的自相关程度。结果表明，这个推测不是没有根据的。 年度报告公布日期： 华尔街日报 出版的三种年度报告： 预测年收入， 例如，公司经理在年底前尽快地预测今年的收入；一份简要的报告；以及一份完整的年度报告。虽然有些预测往往是不准确的，不过简
6、要报告是一份典型的对年度报告的概要预览。通常，简要报告中所包含的净资产和每股收益的数据与之后完整报告中所示的相同，假设公布的日期（或年收入普遍存在的有效日期）就是简要报告刊登在 华尔街日报 上的日期。如表 3 所示，在整个样本期 内，从会计年度年末到年度报告公布期间的时间滞后性正在逐步的下降。 表 3 报告公布日期的时间分布表 * 公司百分比 会计年度 1957 1958 1959 I960 1961 1962 1963 1964 1965 25 2/07a 2/04 2/04 2/03 2/02 2/05 2/03 2/01 1/3
7、1 50 2/25 2/20 2/18 2/17 2/15 2/15 2/13 2/09 2/08 75 3/10 3/06 3/04 3/03 3/05 3/04 2/28 2/25 2/21 a： 指截至会计年度年末 1957 年 12 月 31 日 ， 25%的收入报告是在 1958 年 2 月 7 日宣布的。 股票价格： 股票价格的相关数据均来源于美国芝加哥大学构造的证券价格研究中心 (CRSP)。所采用的数据是从 1946 年 1 月到 1966 年 6 月在纽约证券交易所上市企业每月的收盘价，调整股息和资本变化。如表 4 所示，它列出了股票收益回归系数平方分
8、布的十分位数 方程 (3)，以及股票残差系数的一阶自相关分布的十分位数。 表 4 股票收益回归系数平方分布的十分位数， 以及股票残差系数的一阶自相关分布的十分位数 * 系数 十分位数 .1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9 回归值 r2 .18 .22 .25 .28 .31 .34 .37 .40 .46 残差自相关 -.17 -.14 -.11 -.10 -.08 -.05 -.03 -.01 .03 .* 估计过去 246 个月，（ 1946 年 1 月 1966 年
9、 6 月） 选择标准： 所研究的企业应符合下列条件： 1、从 1946 年至 1966 年，每年的收益数据均可在会计资料库中查得； 2、会计年度统一截至 12 月 31 日； 3、在 CRSP 资料库中的股票价格数据至少有 100 个月； 4、 华尔街日报 公布的日期真实有效。 我们的分析 仅限于 1957 年至 1965 年这 9 个会计年度。从 1957 年开始进行分析，当估计收益的回归方程时，我们保证至少有 10 个的观测值。时间的上限为（ 1965 年的会计年度，其结果公布于 1966 年），因 为 C
10、RSP 资料库在 1966 年 6 月终 止。 我们的选择标准可 能会降低结果的普遍性。该样本不包括一些小公司，比如：那些没上市的，那些会计年度报告不在 12 月 31 日，还有一些 在会计资料库、 CRSP 资料库或在 华尔街日报 上查找不到 数据 的 。因此，它不可能代表所有的企业。但是，请注意：（ 1）余下的有 261 家公司符合条件，（ 2）而且我们对样本进行了抽样调查，结果与我们的研究结果密切符合，研究结果报告如下。 结 果： 定义：以 0 月作为公布年度报告的起始月， APIM 作为在第 M 月的 异常绩效指标 ， 111 ( 1 )MNM n mn mA P I vN 然后， API 指表 示在第 -12 月月末（即，年度报告公布前第 12 个月的月份）投资 1 美元有价证券 n（ n = 1, 2, ,N），并持有它到任意一个持有期结束，经过市场的影响提取，估计它的价
