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如何反应的.鲍尔和布朗把影响公司盈余的因素分离为系统因素和特定因素.系统因素影响所有的公司,这样某公司上一年的盈余和其他公司上一年的盈余,可以通过这种特定方式进行联系.如果这种联系是稳定的,可以将这种稳定的联系用固定的函数形式表现出来,此时可以根据其他公司的收益得到某一公司当年收益的条件期望.这样,未预期盈余变动可以通过计算实际收益的变动与条件期望变动的差异得到估计,他们将这个差值定义为当前收益所传递的信息含量.同时作者假定：由企业财务及其他政策改变所导致的盈余变化,在第一次估计前已经被收益的平均变化所反应,即宏观经济和政策改变同时影响企业收益,可以将其进行联合估计.
对未预期盈余的估计,作者首先采用最小二乘法(OLS)求出每个样本公司每年的盈余变化和其他所有公司盈余平均变化(市场盈余变化)的线型回归系数和截距项.再将市场盈余平均变化作为自变量代人上述过程得到的回归模型,计算出盈余变化的预期值.最后未预期盈余变化值(预测残差)即为盈余变化的实际值减去盈余变化的预期值.从未预期盈余变化的估计中可以发现作者是剔除了市场效应的,即不考虑系统因素仅考虑特定因素.
同样,影响公司股价或股票报酬的因素也有系统因素和特定因素.作者首先运用资本资产定价模型分离系统因素和非系统因素,使用与计算未预期盈余变动相同的方法计算出预期证券报酬率和实际报酬率的偏离程度.再计算出所有样本公司的股票收益率的残差(异常报酬率).由于市场是有效的,公司股票价格会对新信息迅速进行有效的调整,那么就可以用残差表明新信息对公司股票报酬率的影响.为了对统计有效性进行检验,鲍尔和布朗采用了一个替代模型――幼稚模型.在该模型中预期盈余的替代变量是上年的实际盈余,则未预期盈余变动就是当年盈余与上年盈余的差额(盈余变动).幼稚模型没有剔除市场效果,仅检验了每股盈余指标.
(三)方法的创新性列会计收益与股票价格之间关系的研究,作者采用的是事项法,事项为盈余公告.采用的事项窗是第t年和第t+1年的前半年,采用的估计窗截止到第t－1年,由于当时无法取得日数据,因而选择的事项日是第t年的盈余公告月.文章用于计算有关的系数以避免估计误差所选用的估计窗是1946年～1956年的11个财务年度.选择的事项窗是1957年～1966年的9个财务年度.事项法的应用选择事项目非常关键,考虑到《华尔街日报》登载年度盈利预测、初步报告和完整年度报告等三种类型的年度报告,另外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,而且初步报告中的这两个数据比预测盈利报告中的数据更准确,因此作者选择的事项日为公司将初步报告登载于《华尔街日报》的日期.
(四)样本的可比性和数据的可靠性 作者在选择样本时考虑了以下因素：1946年～1966年盈利数据在Compustat数据库中可以获取；财务年度结束于12月31日；可以在CRSP数据库获得至少100个月的股票价格数据；《华尔街日报》年报公告日可以获得.作者之所以按照上述标准选择样本主要目的是为了保证结论的普遍性.样本选择之后,接着就是数据的选择,根据研究模型的设计,该文献使用了收益报告的内容、报告的日期、报告期附近的证券价格变动等数据.
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收益数据来源于标准普尔Compustat数据库的1946年～1966年的数据.通过计算单个公司收益率变化和市场指数收益率变化之间相关系数,作者发现处于中位数的公司的收益率变化的25％可以被市场指数的变化所解释,而且最高的解释程度为52％.年度报告公告日来源于《华尔街日报》.作者发现财务年度结束日与年报报告日之间的间隔从1957年～1965年呈现一种稳定下降的趋势,这说明上市公司的信息披露越来越及时.股票价格比来源于芝加哥大学证券价格研究中心(CRSP)的数据库.该数据库中的数据采用纽约证券交易所1946年1月～1966年6月的月度收盘价,并进行了股利和资本的调整.
(五)结论的显著性 为了更好地检验异常报酬率与未预期会计盈余变动中所包含信息的关系,该文区分了会计盈余变动中的预期与未预期盈余变动.另外,该文将盈余预测误差为负值(即实际收益变动小于条件期望变动)定义为坏消息,反之则为好消息.该文提出的假设命题为：如果会计收益数据与股票价格之间有关系,会计收益数据信息的发布将导致该公司的股票报酬率变动.即如果盈余预测误差为负值,股票报酬率残差也为负值；反之亦然.在经验检验中,作者将年度报告宣布日所在月份定义为0,用APIM表示第M月的异常业绩指数,APIM衡量的是一美元(等额投资于n种证券)在年报公告日前一年(第－12月月末)投资于一个投资组合到第M月为止的平均累计非正常报酬率.在计算APIM的过程中,先根据未预期盈余变动的符号分成两组(未预期盈余变动的符号为正(好消息)的公司分为一组,未预期盈余变动的符号为负(坏消息)的公司分为一组)分别进行计算,然后再把所有样本合在一起进行计算.作者认为,如果会计收益数据与股票报酬相关,就可有以下的推断假设：未预期盈余变动的符号为正,则APIM大于l；未预期盈余变动的符号为负,则APIM小于1；对于合并样本,APIM趋近于1.
该文的这些假设全部得到了验证,并且统计检验结果都很显著.在分样本检验中,检验结论表明年报中的会计收益数据是好消息时,在公布收益数据的前11个月和后1个月的平均非正常报酬率显著为正,反之亦然.在整个样本检验中,检验结果也指明总体也呈现出这种趋势.另外,作者还用现金流(用营业收入估计)和非重复性项目前的净收入来替代年报中的会计收益数据进行了检验,发现最后的效果没有用年报中的会计收益数据显著.通过检验的结果,作者还观察到市场已在年度报告发布前预测到包含在会计收益数据中的大部分信息.事实上,预测之所以如此的精确,以至于在会计收益数据公布月的异常报酬指数没有太大的变动,主要是因为市场不仅早在年度报告发布前的12月就开始预测未预期收益,而且全年市场都在不断地预测.
本文来源 http://www.sxsky.net/guanli/00472402.html
该文作者认为年度收益报告虽然能提供新信息,但不能及时传递信息,因为其大部分内容(大约85％至90％)能够从更及时的信息来源(包括中期报告和非会计信息,年度会计报告仅仅是投资者所能得到的诸多信息资源中的一种)中获取.作者还发现APIM存在向年度报告公布月后持续漂移的趋向,其中收入预测误差信号和股票回报残差之间的关系可能在年度报告公布月后持续了2个月.经过分析,认为可能是交易成本的存在而造成的,剔除交易成本的影响,市场对数据的反应应当是趋向于无偏.
(六)研究的严谨性 考虑到在回归估计中违背了最小二乘法的假定条件,作者根据其他学者的研究结果估计行业效应可能仅仅影响某个公司收益率变化的10％,而且行业效应对回归系数的影响不显著.作者认为回归分析在技术上是可行的,这些不会影响最后的统计结果.另外,虽然作者选择的样本没有包含那些已经失败的公司、财务年度没有结束于12月31日的公司、在股票价格研究中心CRSP的资料库中没有记录
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