業績快報增強了會計信息的及時性嗎

（南京林業大學 江蘇南京 210037）

及時性是會計信息的一個重要質量特征，有助于減輕內部人交易、內幕信息泄露以及證券市場的“小道消息”。各國會計準則以及國際會計準則都規定了上市公司年度報告和中期報告披露時間的合理期限，且進入21世紀以來紛紛提高了這一標準。一種以縮短定期報告的披露期限為代表，如美國2002年7月頒布的《薩班斯——奧克斯利法案》409條規定，上市公司必須快速、及時地披露公司財務或經營狀況方面發生的重要變化；另一種以推行業績快報制度為代表，我國深交所和上交所也分別于2004年和2005年采取了這一措施。

一、文獻回顧

在國外學者的研究中，Dyer and McHugh（1975）對澳大利亞上市公司年度報告的及時性進行了經驗研究，結果發現公司規模、會計年度結賬時間與披露時滯有顯著相關關系，而與會計盈余沒有顯著相關關系。Courtis（1976）檢驗了公司上市時間、股東數量、年度報告長度、行業同報告時滯的關系，發現公司歷史、股東數量、年度報告長度同披露時滯顯著相關，此外能源和金融行業較早披露年報而服務業傾向于推遲披露。Kross（1981）發現公司披露時間同未預期盈余存在顯著關系，擁有“壞消息”的公司傾向于推遲披露，而擁有“好消息”的公司傾向于早披露。Givoly and Palmon（1982）的研究進一步證實該規律。Chambers and Penman（1984）從股價變化行為角度研究了年度報告的及時性，發現公司規模同披露時滯負相關，而且較早披露好消息的小規模企業在研究窗口內有顯著正的回報，推遲披露的企業股票回報顯著較低。 Zeghal（1984）則研究了自愿性披露和常規披露的及時性，發現自愿性披露的信息含量更高。Stephen Owusu-Ansah（2000）研究了在津巴布韋上市企業的披露及時性，發現在新興市場上，公司規模、會計盈余和上市時間影響年度報告的及時性。Bagnoli，Kross and Watts（2002）的研究發現盈余公告日的市場反應與未預期時滯相關。

在國內學者的研究中，程小可、王化成和劉雪輝（2004）研究發現上市公司年報披露時間逐漸縮短，公司規模大傾向于推遲披露，好消息早壞消息遲的規律在我國依然存在。In-Mu Haw、Daqing Qiand Woody Wu（2000）， 陳漢文、 鄧順水 （2004）以1994年至1997年上市公司為樣本所進行的研究同樣支持好消息早壞消息遲，但認為年報披露有推遲的趨勢。巫升柱、王建玲和喬旭東（2006）的實證研究也表明好消息早壞消息遲的問題，以及審計意見類型對披露時間有顯著影響。柳木華（2005）對業績快報的信息含量進行了研究，認為業績快報披露提高了會計信息的質量，且沒有減少年度報告的信息含量。

二、理論分析與假設的提出

（一）業績快報及時性影響因素與市場反應

1.業績快報及時性影響因素。會計信息及時性可以從核算和披露兩個方面定義。本文將業績快報的及時性定義為業績快報披露日與報告年度資產負債表日之間的交易天數。業績快報披露時間的影響因素主要包括消息類型和公司規模。目前有兩種理論可以解釋消息類型對披露時間的影響?；诮浝砣藛T機會主義假說，公司經理人員傾向于早披露好消息遲披露壞消息，以減少壞消息對股價的沖擊，或利用信息優勢獲利。內部報告假說則認為如果企業的業績評價與會計盈余有關，則公司經理人員傾向于推遲披露壞消息，以便采取措施補救。國內外學者的經驗研究證實了年度報告的好消息早壞消息遲披露規律，所以假設在業績快報的披露行為中也存在上述規律。考慮到業績快報的披露存在強制性披露和自愿性披露兩種情況，在自愿性披露中，由于擁有壞消息的公司不需要于2月底披露業績快報，可以將業績快報披露時間推遲到比較接近年度報告的時間，所以上述規律在自愿性披露中成立；但在強制性披露中，2月底之前必須披露業績快報的制度對公司的約束力較強，所以擁有壞消息的公司無法縮短業績快報披露與年度報告披露的時間間隔，所以該規律在強制性披露中可能不存在。故提出如下假設：

H1：在自愿性披露中，擁有壞消息的公司比擁有好消息的公司傾向于推遲披露業績快報；

H2：披露類型對業績快報披露時間的影響顯著。

2.業績快報及時性的市場反應。會計信息的決策有用性指會計信息能夠影響使用者的決策，自1966年以來已被廣泛接受。投資者作為會計信息主要的使用者之一，依據會計信息來調整對股票價格的預期，從而作出買入或賣出的決策。投資者所需要的會計信息必須具有及時性，否則投資者將根據其他信息來源進行決策。如果業績快報信息具有及時性，便能夠觀測到業績快報披露前后股票價格的調整。市場通常給予好消息正超常報酬，壞消息負超常報酬，在自愿性披露中，好消息早而壞消息遲，在強制性披露中則不存在該規律。故提出如下假設：

H3：在自愿性披露中，累計超常報酬率與業績快報披露時間負相關；

H4：在強制性披露中，累計超常報酬率與業績快報披露時間正相關。

此外，在我國證券市場中，業績快報披露形式有兩種，分別為主板市場的自愿性披露和中小板市場的強制性披露。投資者對主板市場的關注度通常高于中小板，在主板市場的公司披露業績快報前可能從其他渠道獲得公司信息，而在中小板中的可能性則較低，這可能與國外的經驗證據相反。故提出如下假設：

H5：業績快報披露盈余具有信息含量；

算了，多一事不如少一事，給他點錢吧。這樣想著，我掏出十元錢遞給了老男人。接過十元紙幣，他似乎還嫌太少，心有不甘，但又無可奈何。

H6：強制性業績快報披露盈余信息含量要高于自愿性披露。

（二）業績快報及時性與年度報告的關系

業績快報和年度報告都是有關公司經營業績的信息。假定市場只對會計信息作出反應，而且只在信息公開日作出反應，則可以觀測到價格在信息公開日發生較大的變動，而其他期間波動較為平緩。投資者將對這種突然的變動產生厭惡，從而去尋找更為及時的信息，這些信息包括了提前披露的業績快報。尋求更及時信息會導致股價在盈余披露前發生變動，而且這類信息會預先釋放盈余公布的信息含量。故提出如下假設：

H7：年度報告盈余不具有增量信息含量。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選擇的樣本包括2008年至2010年度正式發布業績快報的上市公司，但必須符合以下標準：（1）非證券業、金融業公司；（2）未發布業績快報修正公告的公司；（3）通過市場模型檢驗的公司；（4）各年度有可比較的上年度凈利潤數據。經過篩選，共得到206個樣本，包括2008年度68個，2009年度 76個，2010年度 62個，其中強制性披露樣本81個，自愿性披露樣本125個。本文數據均來自巨靈財經數據庫，本研究的數據分析采用STATA10。

（二）模型與變量說明

根據以上分析，在以往學者模型的基礎上，本文設計的模型如下：

其中：Timei，T表示公司業績快報披露時間，即上年度會計期間結束日至業績快報披露日的交易天數；Newi，T表示消息類型的虛擬變量，如果未預期盈余UE大于零，則取值為1，否則取值為 0；Di，T為表示披露類型的虛擬變量，如果是自愿性披露取值為1，否則取值為 0；lnSizei，T表示公司總資產的自然對數，是規模的替代變量；下標T取值為 1、2、3， 分別代表 2008年、2009年和 2010年；Year2008和Year2009為表示年度的虛擬變量，如果樣本為2008年度取值為1，否則為0；通過模型1的檢驗，可以考察好消息和壞消息以及公司規模對業績快報披露時間的影響。

根據事件研究法，設計了檢驗業績快報及時性市場反應的模型：

四、實證分析

（一）描述性統計

表1中Panel A列示了2008年至2010年全部206個樣本的均值為32.7，說明大部分公司在2月底前披露了業績快報。Panel B為分披露類型的均值，可以觀察到自愿性披露均值比強制性披露均值高8.36，可能是由于業績快報披露規則對兩類披露的約束力不同，但二者的差異并不顯著，顯著性水平為10.6%。Panel C報告了研究樣本按年度的觀測值，可以發現業績快報披露有提前的趨勢，這可能源于公司對信息披露制度的遵守或證監會加強了監管力度。Panel D列示了年度中按披露類型的描述性統計值，可以發現，無論是強制性披露還是自愿性披露都有提前的趨勢；此外，在2008和2009年度強制性披露和自愿性披露的均值均存在顯著差異，顯著性水平為1%，而在2010年該差異不再顯著，這說明兩類披露趨于一致。

（二）實證結果分析

表1 2008年至2010年度業績快報披露時間的描述性統計

1.對模型1的實證檢驗。下頁表2報告了運用2008年至2010年206個業績快報樣本的回歸結果。從回歸系數看，截距在5%水平上顯著，Di，T和Di，T×Newi，T在 0.00 和 0.002 水平上顯著，說明自愿性披露和強制性披露的披露時間有顯著差異。在全部樣本中好消息早壞消息遲的規律并未體現，New 的系數為 2.268，t值為 0.734，沒有通過檢驗；在自愿性披露樣本中好消息早壞消息遲的披露規律依然存在 ，Di，T×Newi，T的 系 數 為-12.233，t 值為-3.157，驗證了H1和H2。lnSize的系數為-1.306，t值為-1.206，說明企業規模對業績披露的影響并不顯著，即企業的業務復雜程度并不影響業績快報的披露。

表2 模型1回歸結果

2.對模型2的實證檢驗。從表3的回歸結果看，調整R2為0.413，說明總體來說業績快報未預期盈余和業績快報的披露時間具有一定的信息含量。Time和Time×D的系數分別為0.003和-0.004，且均顯著，說明業績快報披露時間具有一定信息含量，而且不同的披露類型對未預期報酬率的影響不同，就全部樣本而言披露時間越遲市場傾向于產生正的累計超常報酬，其系數為 0.003，t值為 2.617，原因可能是內幕交易，披露越遲內幕交易越嚴重；而自愿性披露時間越遲市場傾向于產生負的累計超常報酬，其系數為-0.004，t值為-2.968。這與模型1的結果相符，自愿性披露中好消息傾向于較早發布，因而市場會產生正的超常報酬；強制性披露中壞消息傾向于較早發布，所以市場產生負的超常報酬，驗證了H3和H4。UE系數分別為-0.288且統計顯著，UE×D的系數為0.248，顯著性水平為5.6%。說明無論強制性披露還是自愿性披露，業績快報披露盈余都具有信息含量，驗證了H5；自愿性披露的顯著性水平為5.6%，驗證了H6。

表3 模型2回歸結果

3.對模型3的實證檢驗。本文仍然以基本的盈余市場反應模型來檢驗未預期盈余的信息含量，因為樣本在披露年度報告前已經披露了業績快報，而且業績快報披露盈余經模型2的檢驗具有信息含量，所以投資者在決策時應該參考業績快報的信息來估計年度的盈余。因此假定投資者以業績快報披露盈余作為對年報的估計，模型3的未預期盈余用年度報告凈資產收益率減去業績快報凈資產收益率的差表示。從表4的結果可以發現，未預期盈余被排除在模型之外，而其他的解釋變量披露類型、規模統計上均不顯著，與H7一致。

表4 模型3回歸結果

五、結論、局限性及進一步研究展望

信息披露是資本市場運行的基石，提高信息披露水平是保護中小投資者利益的基本途徑，所以披露信息的真實、完整、及時非常重要，而現在的年度報告披露截止時間為4月30日，年度報告的及時性不能滿足投資者的信息需求，業績快報制度無疑是提高會計信息及時性的重要舉措。

本文通過實證研究發現：（1）披露類型對業績快報披露時間和市場反應均有顯著影響；（2）除強制性樣本外，自愿性披露存在好消息早、壞消息遲的規律；（3）強制性業績快報的披露時間與累計超常收益率正相關，而自愿性業績快報的披露時間與累計超常收益率負相關；（4）業績快報盈余具有信息含量，強制性業績快報披露盈余信息含量高于自愿性披露；（5）業績快報降低了年度報告信息含量。

本文的結論說明，業績快報具有信息含量，能夠提高會計信息及時性，但同時業績快報也削弱了年度報告的信息含量。因此，是否應普遍應用業績快報是一個亟待探索的新問題。也即業績快報雖然具有信息含量，但尚未經過審計且僅披露收入、成本、利潤和凈資產數據，但卻使年度報告幾乎沒有了信息含量，如果普遍應用有可能會降低會計在資本市場中的競爭力。因此，筆者認為業績快報作為年度報告預約披露時間較遲的公司提高其信息及時性的手段是可取的，但全面推廣可能并不合適，解決會計信息及時性的最根本方法就是縮短年度報告的披露時限。在未來的研究中，可以進一步從業績快報減少內幕交易、抑制股價過度波動方面，深入探討業績快報制度在資本市場所起的作用。