運(yùn)用修正的Jones模型將總的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量分解為可操控和不可_第1頁
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1、運(yùn)用修正的Jones模型將總的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量分解為可操控和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量,但這兩種會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性并沒有顯著的區(qū)別,它們共同導(dǎo)致了會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性低于現(xiàn)金流量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性的結(jié)果。對(duì)可操控和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量信息反映的檢驗(yàn)華夏基金管理公司博士后工作站劉云中雖然會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量和現(xiàn)金流量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性具有顯著的差異,但是中國(guó)的股票價(jià)格并沒有能夠有效地區(qū)分這種差異。本文將討論導(dǎo)致這種持久性差異的原因以及這種差異是否反映了會(huì)計(jì)盈余管理的行為。為此,將利用橫截面數(shù)據(jù),采用修正的Jones模型將會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量分解為可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量

2、,然后根據(jù)Mishkin理性預(yù)期檢驗(yàn)方法,討論中國(guó)股票市場(chǎng)是否充分反應(yīng)了可操控和不可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的差異。此外本文還將討論不同的估計(jì)方法和預(yù)期收益率均衡模型是否會(huì)對(duì)估算可操控和不可操控會(huì)計(jì)應(yīng) 計(jì)量產(chǎn)生顯著的影響。假設(shè)的提出由于權(quán)責(zé)發(fā)生制和配比原則的要求,致使會(huì)計(jì)盈余和現(xiàn)金流量(在本文而言就是營(yíng)業(yè)利潤(rùn)和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流量)之間產(chǎn)生了差異,也就是存在會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量。 但影響會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的因素很多,如固定資產(chǎn)的折舊、無形資產(chǎn)的攤銷、銷售形成的應(yīng)收賬款、待攤費(fèi)用、 采購(gòu)形成的應(yīng)付賬款、 預(yù)提費(fèi)用等等。有些賬目如固定資產(chǎn)的折舊和無形資產(chǎn)的攤銷以及符 合公司信用政策的應(yīng)收賬款等是公司持續(xù)經(jīng)營(yíng)的條件,這些會(huì)

3、計(jì)應(yīng)計(jì)量的持續(xù)性比較強(qiáng),與公司的營(yíng)業(yè)利潤(rùn)的關(guān)系也比較密切,不大容易被公司管理層操縱,而有些項(xiàng)目如資產(chǎn)和債務(wù)重組發(fā)生的費(fèi)用和收益、改變會(huì)計(jì)政策、特殊補(bǔ)貼和帶處理的損益等則比較容易受到公司管 理層的操縱,持續(xù)性也比較弱。會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)項(xiàng)目所具有的不同性質(zhì)也正是應(yīng)用各種識(shí)別可操控 和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的方法和模型的前提條件。據(jù)此所要檢驗(yàn)的第一個(gè)假設(shè)(Hi)是:根據(jù)識(shí)別和區(qū)分會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的模型所獲得的可操控和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所產(chǎn)生的會(huì)計(jì) 盈余的持久性具有顯著的不同,不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量產(chǎn)生的會(huì)計(jì)盈余比可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量產(chǎn)生的會(huì)計(jì)盈余的持久性要強(qiáng)。若該假設(shè)成立,會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量與現(xiàn)金流量之間的持久性的差異可能主

4、要?dú)w之于可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量。無論可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的持久性是否具有顯著的差異,上市公司的股票價(jià)格是否理性或者說有效地反映了這兩者對(duì)會(huì)計(jì)盈余的持久性都是一個(gè)需要再 討論的問題。因?yàn)榭刹倏睾筒豢刹倏氐臅?huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的持久性反映的是會(huì)計(jì)賬目的性質(zhì)的不 同,而股票價(jià)格對(duì)持久性的預(yù)期反映的則是市場(chǎng)的有效性或理性,市場(chǎng)是否有效也不能說明會(huì)計(jì)賬目的性質(zhì)是否相同。根據(jù)Mishkin理性預(yù)期檢驗(yàn)方法,所要檢驗(yàn)的第二個(gè)假設(shè)(H為:上市公司的股票價(jià)格沒有能夠有效地反映可操控和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量持久性。由于檢驗(yàn)的性質(zhì)的不同, 對(duì)H2的檢驗(yàn)不能代替對(duì) Hi的檢驗(yàn)。我們知道,如果市場(chǎng)沒有能夠有效 地或

5、理性地反映這兩種會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的持久性,不能正確估計(jì)這兩種會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的價(jià)格,就可以根據(jù)這兩種會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量來構(gòu)造投資組合,以觀察能否獲得超額收益率,因此,本文所要檢驗(yàn)的第三假設(shè)(H3)也就是組合對(duì)沖交易假設(shè)為:根據(jù)可操控或不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的 大小所構(gòu)造的投資組合之間的對(duì)沖交易能夠獲得超額收益率,持有可操控或不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量較低的投資組合,而賣出可操控或不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量較高的投資組合將可能獲得 超額收益率。由于估計(jì)可操控和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量有多種方法,本文也將討論上述三個(gè)假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果相對(duì)于不同估計(jì)方法的敏感性。本文選擇1998、1999和2000年末僅在中國(guó) A股市場(chǎng)上市,并扣除金融類和受

6、到退市影響的公司后的上市公司作為研究的樣本。所使用的會(huì)計(jì)盈余、現(xiàn)金流量和會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量也都是按照平均資產(chǎn)規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)化處理后的數(shù)據(jù)。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果一、可操控和不可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的估計(jì)將總的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量分解為可操控和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的方法很多,本文根據(jù)橫截面數(shù)據(jù),采用修正的 Jo nes模型作為分解總的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的方法,修正的Jo nes模型的關(guān)鍵點(diǎn)是該模型修正了 Jones模型認(rèn)為管理層對(duì)于所有記錄的銷售收入都沒有實(shí)施盈余管理的假 定,而是認(rèn)為由于應(yīng)收賬款凈值的變化所帶來的那部分銷售收入受到了管理層盈余管理行為 的影響。具體而言估計(jì)的程序?yàn)?,首先在每個(gè)年度內(nèi)按行業(yè)根據(jù)下式估計(jì)各個(gè)行業(yè)的模型參 數(shù):AC

7、t =耳 a2(二REV) a3(PPEt)亠鼻(1)其中,.REV;表示當(dāng)年的產(chǎn)品銷售主營(yíng)業(yè)務(wù)收入相對(duì)于上一年的變化額按照公司當(dāng)年的平均資產(chǎn)規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)化后的值,PPEt表示當(dāng)年固定資產(chǎn)總值的平均值(年初固定資產(chǎn)總值與年末固定資產(chǎn)總值的平均數(shù))按公司當(dāng)年的平均資產(chǎn)規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)化后的值。在估計(jì)出參數(shù)之后,再按照(2)式計(jì)算出不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量( NDA):NDA, f(1/A)a2( REV; :REC) a3(PPEJ (2)其中,?RECt表示公司當(dāng)年的應(yīng)收賬款凈額相對(duì)于上一年的變化額按公司平均的資產(chǎn)規(guī) 模標(biāo)準(zhǔn)化后的值。最后按照(3)式可以計(jì)算出公司的可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量(DA):DAt 二 AC

8、t-NDAt( 3)按照上述過程估計(jì)出的可操控和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的描述性統(tǒng)計(jì)量如表1所示。表1主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)量均值標(biāo)準(zhǔn)差中位數(shù)最大值最小值會(huì)計(jì)盈余0.0420.1160.0370.189-0.253現(xiàn)金流量0.0180.1530.0220.204-0.238會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量0.0240.1920.0410.297-0.287不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量0.0290.1610.0310.259-0.219可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量0.0150.1070.0110.261-0.193會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的均值為正數(shù),說明平均看來會(huì)計(jì)盈余量的數(shù)目大于現(xiàn)金流量,這一點(diǎn)與國(guó)外的類似研究的結(jié)果并不相同,如Subramanyam

9、( 1996)和Xie (2002)的研究都表明美國(guó)上市公司的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量為負(fù)值,也就是說會(huì)計(jì)盈余小于現(xiàn)金流量,他們認(rèn)為這是因?yàn)樵跁?huì)計(jì)盈余中扣除了折舊費(fèi)用, 從而導(dǎo)致會(huì)計(jì)盈余小于現(xiàn)金流量。平均為正的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量很有可能是由于銷售收入(或者主營(yíng)業(yè)務(wù)收入) 確認(rèn)方法所導(dǎo)致的,即中國(guó)的上市公司可能廣泛存在通過銷售收入(或主營(yíng)業(yè)務(wù)收入)的確認(rèn)而對(duì)會(huì)計(jì)盈余進(jìn)行管理,其中應(yīng)收賬款又最有可能用來對(duì)盈余進(jìn)行管理的賬目, 這也是采用修正的Jones模型估計(jì)可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的原因, 在修正的Jones模型中,應(yīng)收賬款凈值的變化所導(dǎo)致的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量被作為可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì) 量來處理。因此在上表中也看到可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的

10、均值比較大,與不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量較為接近,這是由于估計(jì)的方法所導(dǎo)致的。二、對(duì)第一個(gè)假設(shè)(HJ的檢驗(yàn)第一個(gè)假設(shè)(H1)討論的是由可操控和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性具有顯著的差異,由不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性要強(qiáng)于由可操控的會(huì) 計(jì)應(yīng)計(jì)量帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性。顯然,要檢驗(yàn)這個(gè)假設(shè)需要將會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量分解為可操控和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量?jī)蓚€(gè)部分,即應(yīng)該檢驗(yàn)下式:EA 1 二 b0 b|DA pNDA dCS t i(4)如果bib2,也就是說可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量前的系數(shù)小于不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量前的系 數(shù),則說明可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性要小于不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)

11、量帶來 的會(huì)計(jì)盈余。所使用的樣本有兩個(gè), 第一個(gè)樣本是將全部的樣本混合在一起進(jìn)行估計(jì),第二個(gè)數(shù)據(jù)是將每年會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量最大和最小各10個(gè)樣本從全部樣本剔除后再進(jìn)行估計(jì),這樣做的原因是希望能夠消除極端值或異常值對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響,通過對(duì)這兩組結(jié)果的比較可以使估計(jì)的結(jié)更為令人信服。其回歸分析的結(jié)果如表2所示。表2可操控和不可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量對(duì)會(huì)計(jì)盈余的影響差異的估計(jì)b0bib 2b 3全部樣本估計(jì)值0.0110.4580.5170.754t-值14.58*59.27*65.17*83.51*bi=b 2約束的F-檢驗(yàn)F=6.92bi=b3約束的F-檢驗(yàn)F=72.39*b2=b3約束的F-檢驗(yàn)F=52.18

12、*剔除極端值后的樣本估計(jì)值0.0160.4670.5250.803t-值19.79*54.38*57.19*89.27*bi=b 2約束的F-檢驗(yàn)F=5.89bi=b 3約束的F-檢驗(yàn)F=69.72*b2=b 3約束的F-檢驗(yàn)F=54.68*注:*表示在0.01的水平上顯著。從表2可以看出,剔除會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量極端值后的樣本與全體樣本的回歸分析結(jié)果基本一 致,并沒有顯著影響估計(jì)結(jié)果,變量前系數(shù)的估計(jì)值的符號(hào)和顯著性都沒有發(fā)生變化。上述回歸分析的一個(gè)重要結(jié)果是沒有能夠找到支持第一個(gè)假設(shè)也就是不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所 產(chǎn)生的會(huì)計(jì)盈余的持久性要高于可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所產(chǎn)生的會(huì)計(jì)盈余的持久性的證據(jù),兩個(gè)樣本的

13、回歸結(jié)果都不能拒絕bi=b2的約束條件,也就是說只能接受兩種會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量產(chǎn)生的會(huì)計(jì)盈余的持久性沒有顯著差異的說法。但是,兩種會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量前的系數(shù)都與現(xiàn)金流量前的系數(shù)存在顯著的差異,兩種會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所產(chǎn)生的會(huì)計(jì)盈余的持久性都與現(xiàn)金流量所產(chǎn)生的會(huì) 計(jì)盈余的持久性存在差異??梢哉J(rèn)為可操控和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量共同導(dǎo)致了總的會(huì)計(jì)應(yīng) 計(jì)量所產(chǎn)生的會(huì)計(jì)盈余的持久性要低于現(xiàn)金流量所產(chǎn)生的會(huì)計(jì)盈余的持久性的結(jié)果。三、對(duì)第二個(gè)假設(shè)(h2)的檢驗(yàn)關(guān)于股票市場(chǎng)對(duì)可操控和不可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的理性預(yù)期反映的檢驗(yàn)仍然是借鑒 Mishkin的方法,對(duì)(4)式的理性預(yù)期檢驗(yàn)將是針對(duì)(5)式所描述的系統(tǒng)做估計(jì):EAt i 弋 bDA

14、 b2NDAt dCS ;t i . - * * *(5)I -EmdlUi (EAi-bofDAPNDA-bsCSi)估計(jì)出的參數(shù) bi可稱之為盈余預(yù)測(cè)系數(shù),bi*可稱之為價(jià)格反映系數(shù)(Xie,2002 )。根據(jù)Mishkin( 1983),如果這兩組系數(shù)沒有顯著的差異,就可以接受市場(chǎng)對(duì)于會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量和現(xiàn)金流量所產(chǎn)生的會(huì)計(jì)盈余的持久性的預(yù)期是理性的說法。分兩個(gè)階段對(duì)(5)式進(jìn)行估計(jì),首先是在不施加盈余預(yù)測(cè)系數(shù)與價(jià)格反映系數(shù)相等的約束條件下,聯(lián)合估計(jì)(5)式得到bi和bi*的值,然后在施加 bi=bi*的約束條件下再估計(jì)(5 )式,有:LR =2nln(SSR/SRR)L 人2(q)其中,q表示

15、有效市場(chǎng)約束條件的個(gè)數(shù);n表示觀察值的數(shù)目;SSRC表示受約束條件下估計(jì)的殘差平方和;SSRu表示不受約束條件下估計(jì)的殘差平方和。估計(jì)所使用的樣本仍然是兩個(gè),一個(gè)是全體的樣本,一個(gè)是剔除極端值(會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量最 大和最小的10個(gè)樣本)后的樣本,估計(jì)的結(jié)果見表3。表3市場(chǎng)對(duì)可操控和不可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量以及現(xiàn)金流量持久性預(yù)期的檢驗(yàn)b1b1*b2b2*b3b3*?全部樣本估計(jì)值0.4580.4630.5170.6230.7540.6391.328t-值59.27*58.95*65.17*74.16*83.51*81.09*10.26*理性預(yù)期條件b1= b1*LR=2.53理性預(yù)期條件b2=b2*LR=3

16、4.17*理性預(yù)期條件b3=b3*LR=11.59*理性預(yù)期條件 b1=b1*,b2=b2*,b3=b3*LR=27.02*剔除極端值后的樣本估計(jì)值0.4670.4790.5250.6670.8030.6911.175t-值54.38*55.27*57.19*75.82*89.27*86.51*8.94*理性預(yù)期條件b1=b1*LR=1.92理性預(yù)期條件b2=b2*LR=29.81*理性預(yù)期條件b3=b3*LR=10.94*理性預(yù)期條件 b1=b1*,b2=b2*,b 3=b3*LR=24.96*注:*表示在0.01的水平上顯著。從表3的結(jié)果可以看到,全部樣本和剔除極端值之后的樣本的分析結(jié)果也

17、仍然是相似 的,雖然系數(shù)的估計(jì)值的大小發(fā)生了變化,但其符號(hào)和顯著性都沒有改變?;貧w分析的結(jié)果只是部分地支持了第二假設(shè), 其中,理性預(yù)期條件b2=b2*、3=b3*以及bi=bi* A b2=b2* A b3=b3* 都在0.01的水平上被拒絕,也就是說中國(guó)股票市場(chǎng)的價(jià)格沒有能夠有效地反映現(xiàn)金流量、 不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性,股票價(jià)格高估了不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性,而低估了現(xiàn)金流量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性,股票價(jià)格未能對(duì)現(xiàn)金流量和會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所產(chǎn)生的會(huì)計(jì)盈余的持久性的差異作出有效地反映可能是由于對(duì) 不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性沒有給予有效地反

18、映而致。但是,檢驗(yàn)的結(jié)果并沒有拒絕理性預(yù)期條件bi=bi*,也就是說市場(chǎng)對(duì)于可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性給予了有效地反映。四、對(duì)第三個(gè)假設(shè)(HJ的檢驗(yàn)在上述對(duì)第二個(gè)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)的過程中,已經(jīng)看到市場(chǎng)沒有能夠有效地反映不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性,現(xiàn)在通過構(gòu)造證券組合觀察其超額收益率的方法來檢驗(yàn)第三個(gè)假設(shè)。分別按照不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量和可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量由小到大的順序?qū)?樣本分為10個(gè)投資組合,按照前述的方法計(jì)算出每組的超額收益率(1999、2000和2001年3個(gè)年份分別計(jì)算),計(jì)算結(jié)果見表4。表4按會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量構(gòu)造的投資組合的超額收益率可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量不可操控會(huì)計(jì)

19、應(yīng)計(jì)量1999 年2000 年2001 年1999 年2000 年2001 年最低0.0040.0050.0020.0090.0110.008(0.96)(1.13)(0.95)(2.01*)(2.31*)(1.97*)20.0050.0050.0010.0050.0090.004(1.03)(1.21)(0.48)(1.43)(2.14*)(1.59)30.0020.0030.0030.0050.0060.003(0.83)(1.01)(1.29)(1.28)(1.52)(1.04)40.002-0.0020.0020.0030.0040.003(0.79)(-0.85)(1.04)(0.8

20、4)(1.26)(0.99)5-0.0010.000-0.0020.0010.0020.001(-0.62)(0.15)(-1.15)(0.26)(0.94)(0.26)60.001-0.0010.0010.0010.0010.001(0.68)(-0.54)(0.69)(0.19)(0.21)(0.18)7-0.0010.002-0.001-0.0010.001-0.001(-0.51)(0.83)(-0.64)(-0.21)(0.17)(-0.25)8-0.003-0.002-0.002-0.001-0.002-0.003(-0.92)(-0.95)(-0.85)(-0.29)(-0.51

21、)(-0.95)90.0030.0020.002-0.006-0.005-0.010(1.08)(0.79)(0.96)(-1.97*)(-1.48)(-2.21*)最高-0.002-0.001-0.001-0.007-0.008-0.012(-0.94)(-0.41)(-0.75)(-2.02*)(-2.17*)(-2.97*)注:1.括號(hào)內(nèi)為t-統(tǒng)計(jì)量;2.*表示在0.05的水平上顯著,*表示在0.01的水平上顯著。根據(jù)可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量構(gòu)造的投資組合并沒有能夠獲得顯著的超額收益率,這一點(diǎn)與股票價(jià)格有效地反映了可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性的結(jié)論一致。而根據(jù)不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量構(gòu)造

22、的投資組合中幾個(gè)會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量極端值的投資組合能夠獲得顯著的超 額收益率,而且不可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量比例低的組合能夠獲得正的超額收益率,不可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量比例高的組合呈負(fù)的超額收益率,這也與股票價(jià)格高估了不可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性的結(jié)論一致。同樣如果能夠作對(duì)沖交易的話,也就是買進(jìn)不可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量最低的組合,同時(shí)不可操控賣出會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量最高的組合,在上述三個(gè)年份分別可以獲得1.6%、1.9%和2.1%的超額收益率。根據(jù)Fama&French的方法,將公司的超額收益率(相對(duì)于公司規(guī)模)與影響收益率的 因素按(6)式進(jìn)行回歸分析:yt 4 =a0 aQA a2NDA a3Size a4BM t

23、 a5ERt 計(jì)(6)式中各個(gè)變量的定義與前同,yt彳是公司股票的超額收益率,DAf是可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量,NDA是不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量,Size是公司規(guī)模,BMt為每流通股的賬面凈資產(chǎn)與每流通股的市場(chǎng)價(jià)格的比,ER為每股會(huì)計(jì)盈余與每流通股價(jià)格的比例,回歸分析的結(jié)果見表5。表5影響股票超額收益率的各因素分析a0a1a2a3a4a5估計(jì)值0.004-0.03-0.09-0.180.050.08t-值(1.43)(-1.28)(-2.01*)(-2.46*)(2.13*)(2.27*)注:*表示在5%的水平上顯著。從表5的結(jié)果可以看出,公司規(guī)模、每股賬面凈資產(chǎn)與市場(chǎng)價(jià)格的比例、每股盈余與市場(chǎng)價(jià)格的比

24、例都是影響股票超額收益率的重要因素。此外,不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量也是影響股票超額收益率的一個(gè)重要因素,不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量與公司股票的超額收益率成負(fù)相關(guān) 關(guān)系,而可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量與超額收益率之間的關(guān)系并不顯著,這也與上面的檢驗(yàn)過程相符合。敏感性分析為了討論上述分析結(jié)果是否受到所選擇的估計(jì)模型的影響,本節(jié)將采用Jones模型而不是修正的Jones模型來重新估計(jì)可操控和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量,并由此重復(fù)進(jìn)行Mishkin的理性預(yù)期檢驗(yàn)方法,觀察股票市場(chǎng)價(jià)格對(duì)會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的反映行為。Jones模型與修正的Jones模型的不同就在于,Jones模型在計(jì)算不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量時(shí),并不將應(yīng)收賬款凈值的變化從銷

25、售收入的變化中扣除,即Jones模型按照(7)式計(jì)算不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量:NDA =d(1/A)a2( REV) a3(PPEt)(7)式中的變量定義同(1)式。Jones模型暗含公司所有的銷售收入都是不可以操縱的,如 果公司通過確認(rèn)虛假的銷售收入而增大利潤(rùn),Jones模型則可能將這種行為排斥在會(huì)計(jì)盈余管理之外,也就是說 Jo nes模型傾向于縮小盈余管理的行為,而修正的Jo nes模型則傾向于擴(kuò)大盈余管理的行為。根據(jù)Jones模型估計(jì)的可操控和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的描述性統(tǒng)計(jì) 如表6所示。表6主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)量(Jones模型)均值標(biāo)準(zhǔn)差中位數(shù)取大值最小值會(huì)計(jì)盈余0.0420.1160.

26、0370.189-0.253現(xiàn)金流量0.0180.1530.0220.204-0.238會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量0.0240.1920.0410.297-0.287不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量0.0200.1610.0160.259-0.219可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量0.0040.0110.0040.161-0.176可見,當(dāng)采用Jones模型估計(jì)可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量之后,可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的均值變 得很小,這是由Jo nes模型的特性決定的。根據(jù)Jo nes模型估計(jì)出的可操控和不可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量進(jìn)行的理性預(yù)期檢驗(yàn)的結(jié)果如表7所示。表7市場(chǎng)對(duì)可操控和不可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量以及現(xiàn)金流量持久性預(yù)期的檢驗(yàn)(Jones模型)b1b1*

27、b2b2*b3b3*?全部樣本估計(jì)值0.3170.3590.3840.5450.7850.6270.961t-值9.82*10.65*16.44*14.33*9.71*15.62*11.57*理性預(yù)期條件b1= b1*LR=1.74理性預(yù)期條件b2=b2*LR=5.22*理性預(yù)期條件b3=b3*LR=7.65*理性預(yù)期條件 b1=b1*,b2=b2*,b 3=b3*LR=12.58*剔除極端值后的樣本估計(jì)值0.3290.3710.3950.5650.8160.7111.096t-值10.95*12.53*18.21*17.19*12.59*18.51*12.83*理性預(yù)期條件b1=b1*LR=

28、1.62理性預(yù)期條件b2=b2*LR=6.01*理性預(yù)期條件b3=b3*LR=8.48*理性預(yù)期條件 b1=b1*,b2=b2*,b 3=b3*LR=14.52*注:*表示在0.05的水平上顯著;*表示在0.01的水平上顯著。根據(jù)Jones模型估計(jì)的可操控和不可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所進(jìn)行的理性預(yù)期檢驗(yàn)并沒有改變 修正的Jones模型的主要結(jié)論,雖然總體上,證券市場(chǎng)沒有有效地反映可操控和不可操控的 會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量以及現(xiàn)金流量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性差異,但股票價(jià)格對(duì)可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的反映與可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量對(duì)會(huì)計(jì)盈余的預(yù)測(cè)能力并沒有顯著的差 異,似乎可以接受市場(chǎng)對(duì)于會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量具有部分理性

29、的結(jié)論。Jones模型和修正的Jo nes模型的檢驗(yàn)結(jié)果有一個(gè)差異,那就是Jones模型所估計(jì)的系數(shù)變得小了。主要結(jié)論本文運(yùn)用修正的Jones模型將總的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量分解為可操控和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量, 但這兩種會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性并沒有顯著的區(qū)別,它們共同導(dǎo)致了會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性低于現(xiàn)金流量所帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性的結(jié)果。在理性預(yù)期檢驗(yàn)中,拒絕了股票市場(chǎng)價(jià)格能夠有效反映可操控和不可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量以及現(xiàn)金流量所 帶來的會(huì)計(jì)盈余的持久性的差異,但是可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的盈余預(yù)測(cè)系數(shù)和價(jià)格反應(yīng)系數(shù) 并沒有顯著的差別,市場(chǎng)對(duì)于可操控會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的短暫性質(zhì)還是有所反映。在投資組合超額收益率檢驗(yàn)中,根據(jù)不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量分組的投資組合可以獲得超額收益率,而按可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量分組的投資組合則不能獲得超額收益率。運(yùn)用Jones模型分離出的可操控和不可操控的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量所進(jìn)行的檢驗(yàn)也與上述結(jié)論相近,說明這些結(jié)論對(duì)于分解會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)量的模型的選擇并不敏感。參考文獻(xiàn)1. Bernard,V and

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