后薩班斯時代財務重述長期市場反應實證分析

張　震

（南京大學金陵學院，江蘇　南京　210089）

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后薩班斯時代財務重述長期市場反應實證分析

張震

（南京大學金陵學院，江蘇南京210089）

摘要：2002年美國薩班斯法案的頒布引發企業財務信息披露和公司治理等方面重大變革，上市公司財務重述數量急劇上升，對企業價值產生持續且深遠的影響，因此對薩班斯法案后財務重述長期市場反應的研究具有重要意義。采用日歷時間投資組合法，對2002至2005年50家美國上市公司財務重述公告的長期市場反應進行實證分析。顯示為財務重述后樣本企業股市異常收益顯著為負，且在重述公告后兩年內持續，印證了重述降低投資者預期的信息理論假設和投資者反應不足理論；但市場反應弱于法案前數據，顯示嚴格的公司治理和信息披露制度可降低信息風險和投資者不確定性，更有利于證券市場資源有效配置。

關鍵詞：長期市場反應；財務重述；薩班斯法案；日歷時間投資組合法

一、引言

2002年美國頒布薩班斯法案（下文簡稱SOX），引發公司治理、上市公司財務信息披露等多方面重大變革。美國審計總署（GAO）數據顯示，在2002至2005年間財務重述公告數量激增67％，公告日前后重述企業的市值蒸發約630億美元。研究SOX后財務重述的市場反應，對于更深入理解公司治理與上市公司信息披露、證券市場資源配置有效性等問題具有重大意義。然而現有研究多集中在財務重述后短期市場反應，長期反應鮮有研究。本文擬采用日歷時間投資組合法，探析SOX頒布后上市企業財務重述后的長期市場反應。

二、文獻回顧、理論分析與研究假設

（一）文獻回顧

財務重述指由于各種原因（例如前期差錯更正或者會計政策變更等），企業對已公布年度財務報表的修改和調整。一般而言，財務重述降低了企業財務報告的可信度，迫使分析師和投資者重新審視企業的發展前景，增加了企業籌集外部資金的難度，甚至引發后續對經營管理者的懲罰（高離職率）等。

現有財務重述市場反應的實證分析多采用事件研究法，對于重述公告日前后兩天（0，+1）或三天（-1，+1）內股價變化進行檢驗。文獻顯示重述企業短期異常收益顯著為負，這與財務重述降低企業財務信息可信度、降低投資者信心的理論假設相吻合。其中，Palmrose，Richardson和Scholz[1]研究重述后兩日內市場反應，并得出高達-9％的顯著異常收益；Plumlee和Yohn[2]研究顯示重述前后上市企業股票收益率與交易量有明顯波動；Shough 和Tao[3]研究顯示財務重述后上市企業股票收益率與賬面盈余關聯度下降，而股票收益率與企業現金流關聯度上升，印證了投資者對重述企業賬面盈余等會計信息的不信任。關于市場反應的影響因素，Salavei和Golec[4]研究顯示市場反應與重述方向無關，無論重述中財務數據是上調還是下調，市場反應均為負；Gordon，Henry，Peytcheva和Sun[5]提出管理層可信度以及具體財務重述特征對于重述后顯著為負的異常收益具有解釋力；Hennes，Leone 和Miller[6]研究顯示市場反應受重述原因影響，其中財務信息異常引發的財務重述比一般差錯更正的市場反應更為顯著（-14％VS-2％）；Callen，Livnat和Segal[7]指出市場反應與重述內容有關，盡管所有重述的短期市場反應均為負，其中尤以與收入確認有關的重述市場反應最為顯著。

相較于財務重述短期市場反應研究，對重述公告后長期市場反應的研究非常少。Wilson[8]研究財務重述后投資者對財務報告的信任度，并提出重述后四個季度內投資者信心的U型變化曲線。Hirschey，Palmrose，Scholz[9]分析美國1995至1999年間約259家上市企業在重述日前后兩年內（-255，-2）（-1，+1）（+2，+255）的累計收益率。研究顯示重述公告后一年內企業累計收益率顯著為負，呈現顯著的盈余公告后價格漂移現象，印證了市場對于財務重述公告反應不足的觀點。Frieder和Shanthikumar[10]選取1993—2002年美國財務重述數據，分析重述公告后一年內企業的股價波動，并提出在公告后6個月特別是第2個季度（3～6個月）顯著為正的異常收益。可以看出由于數據追蹤、計量方法等原因，重述公告后長期市場反應的研究較少，且研究結果不一致，數據較為陳舊。特別是伴隨2002年SOX頒布，公司治理和財務信息披露等方面發生重大變化，這將促使新時期財務重述市場反應研究勢在必行。

目前SOX后財務重述市場反應的研究尚處于起步階段。Wang和Yu[11]提出SOX后的財務重述增多，但多針對2002年前公布的財務信息；對于SOX頒布后披露的財務公告，重述明顯減少；Hranaiova 和Byers[12]關注公告后兩日內股票收益率，指出SOX后，市場對于財務重述報告的負面反應明顯減弱，重述企業價值下降幅度明顯縮小。Burks[13]同樣提出SOX后顯著弱化的短期市場反應，但是采用市場匹配法計算的長期市場反應差異卻并不顯著。

（二）理論分析與研究假設

有關財務重述后市場反應的理論主要包括信息經濟學中的委托代理理論以及行為經濟學中的市場反應不足和市場反應過度理論。

1.信息經濟學與委托代理關系。信息經濟學提出，企業所有者（投資者）與企業經營者構成委托代理關系，兩者之間存在信息不對稱。經營者通過財務報告披露，降低信息不對稱，避免逆向選擇等委托代理問題。而財務重述是對已披露財務報告的更正，無論更正內容、方向如何，都會使投資者對于財務信息質量和可靠性提出質疑，降低投資者對企業前景的信心和期望，繼而影響投資者決策；而投資者也會通過買賣股票行為將信息傳遞給市場，引發股價波動。因此理論預測財務重述后短期市場反應為負，一些實證研究結果也驗證了這一推斷。然而，SOX規范了上市公司財務信息披露和公司治理機制，降低信息不對稱程度，減少財務報告信息風險和投資者的不確定性。因此，本文預測SOX后財務重述市場反應弱于SOX前數據。為方便檢驗，提出以下假設：

H1：財務重述公告后，短期市場反應不顯著。

2.行為經濟學和金融市場異象。行為經濟學提出，投資者不能充分地理解披露的財務報告對于企業未來盈利的預測含義，因此對于企業事件公告的反應可能偏離企業的內在價值。其中具體分為兩種觀點：

（1）市場反應不足理論（Market Underreaction）。市場反應不足理論認為投資者由于非理性，對于企業事件公告反應不足，對于有關事件公告的反應不僅局限于公告日當天，還會在公告后一段時間持續，因此形成盈余慣性（Earnings Momentum）和盈余公告后漂移（Post-Earnings Announcement Drift）等現象。基于財務重述市場短期反應為負的假設，預測財務重述后一段時間內的某些時刻市場反應仍為負。

（2）市場反應過度理論（Market Overreaction）。市場反應過度理論認為投資者由于非理性，對于企業事件反應過度（在市場價格高于內在價值時仍繼續買入；在市場價格低于內在價值時仍繼續賣出），使得股票價格偏離企業內在價值，從而投資回報下降。而較長一段時間，投資者會意識到市場過度反應，進行反轉投資操作，引發股價反向變化，趨近企業內在價值，從而最終形成企業股價圍繞企業內在價值波動的動態均衡。基于市場反應過度理論及財務重述市場短期反應為負的假設，企業股票波動會呈現反向變化的態勢，預測財務重述后一段時間內的某些時刻市場反應為正。

綜上所述，市場反應不足和市場反應過度兩種理論對于財務重述后企業股價波動給出兩種截然相反的預測。由于預測較為多變，為方便檢驗，提出如下假設：

H2：財務重述公告后，長期市場反應不顯著。

三、研究數據與方法

（一）樣本數據

基于美國審計總署（GAO）官網數據，本文選取2002年7月1日至2005年9月30日宣告財務重述的美國上市公司為研究對象。由于重述內容參差不齊，市場反應千差萬別，特別選擇主要重述類別，即與收入確認有關的公告為研究對象。此外由于論文著重研究公告后兩年間市場波動情況，為避免多次財務重述，市場反應重疊抵消的情況，本文刪除樣本期多次重述的企業。所有股價和交易量數據來自美國證券價格研究中心數據庫（Center for Research in Securities Prices Database，簡稱CRSP）。通過進一步刪除股價和交易量數據不完整的樣本，最終選取50家企業為研究樣本。所有研究期內基準影響因素，例如無風險收益率、Fama三因素（股權風險溢價Mkt-Rf、市值因子SMB、賬面市值比因子HML）以及Carhart四因素模型中的動量因子MOM均來自于Ken French網上數據圖書館。

（二）研究方法

本文采用日歷時間投資組合法，即將樣本企業日歷時間每日股價按照相對于公告日的相對日期重新標記并按照一定時間間隔劃分事件窗口；在每個窗口第一個交易日購入樣本企業股票，持有并在該窗口最后一個交易日出售，建立投資組合，并計算投資組合的日均原始收益率以及原始收益率與無風險報酬率之差（風險溢價）。將投資組合的等權平均收益或加權平均收益利用Fama三因素定價模型和Cahart四因素模型的影響因子進行回歸，回歸結果的截距常數項即投資組合的平均異常收益[14]。

關于事件窗口的設計，本文分析收入重述公告后兩年內的股價波動情況，因此首先建立樣本企業在公告日前后三年的日歷時間投資組合（-252，+504），計算每日組合原始報酬率、每日累計原始收益率的均值和中值、樣本企業每日市值增長額、樣本企業每日累計市值增長額均值和中值。基于樣本前期檢測的規律，選取季度為基本單位，構建（-21，-2）（-1，+1）（+2，+21）（+ 22，+63）（+64，+126）（+127，+189）（+190，+252）（+253，+315）（+316，+378）（+479，+504）共計10個日歷時間投資組合事件窗口。因此研究假設又可以進一步細化為：

H1a：財務重述前后三天內（-1，+1），市場反應不顯著。

H2a：財務重述后一個月內（+2，+21），市場反應不顯著。

H2b：財務重述后一個月內（+22，+63），市場反應不顯著。

H2c：財務重述后一個月內（+64，+126），市場反應不顯著。

H2d：財務重述后一個月內（+127，+189），市場反應不顯著。

H2e：財務重述后一個月內（+190，+252），市場反應不顯著。

H2f：財務重述后一個月內（+253，+315），市場反應不顯著。

H2g：財務重述后一個月內（+316，+378），市場反應不顯著。

H2h：財務重述后一個月內（+379，+504），市場反應不顯著。

四、實證檢驗結果

（一）樣本數據前期分析

在開展假設檢驗和資產定價模型最小二乘回歸前，首先分析重述公告前后三年間（-252，+ 504）樣本企業累計原始收益率的均值與中位數。由圖1所示，在公告前一個月（-18，0）樣本企業日均累計原始收益率出現急速下降，這可能與重述公告前信息泄露以及投資者預期密切相關。此外經過公告后約三個月的波動，樣本企業日均原始收益率在公告后第90個交易日起一直到第198個交易日（即第4到9個月間）持續上升并到達觀察期最高點；之后陸續回落，并在公告后第18個月起進入小幅波動的動態均衡狀態直至第二年末。

其次分析重述公告前后三年間（-252，+504）樣本企業市值變化情況。由圖2所示，樣本企業累計市值在公告后兩日內（0，+2）大幅跌落，與此前文獻提出的顯著為負的短期市場反應相一致。此外樣本企業市值也在重述公告后第91個、130個、204個、246個、374個以及496個交易日（即重述公告后第4個月，第6個月，第9個月，第12個月，第18個月以及第24個月）出現大幅震蕩；每個關鍵點之前的間隔幾乎相同，均為3個月。這些可為下文以季度為單位構造日歷時間組合窗口提供基礎。

圖1　財務重述前后樣本企業累計原始收益率

圖2　財務重述前后樣本企業市值變化情況

（二）日歷時間投資組合原始收益檢驗

由表1所示，重述公告前后三日內（-1，+1）重述企業投資組合原始收益率為-0.05％，但并不顯著。

而對于長期市場反應，大部分投資組合原始收益也不顯著，但有兩個例外，即第5個（+64，+ 126）和第7個日歷時間投資組合（+190，+252）的日均原始收益顯著不為零，收益率分別為0.17％和 0.22％①基于計量經濟學理論，本文主要采用價值加權平均組合收益進行檢驗；等值加權組合收益的對應檢驗在穩健性分析中開展。數據顯示，兩種組合收益的檢驗結果基本一致。，顯著性水平分別為0.10和0.05。換言之，收入重述公告后4到6個月間、9到12個月間，樣本企業呈現出股價顯著上揚趨勢。為使研究結果完整而清晰，進一步將觀察期由一年擴展為兩年。由圖3可示②圖3描繪了日歷投資組合的市值加權日均原始收益數據。穩健性分析顯示，日歷投資組合的等值加權日均原始收益數據呈現出的M型波動規律與圖3類似。，重述企業的組合收益的確呈現出顯著的M型波動規律，兩個波峰值恰是日均原始收益顯著為正的兩個日歷時間投資組合（+64，+126）（+190，+252），即重述公告后第2季度和第4季度。

（三）日歷時間投資組合風險溢價檢驗

在計算日均原始收益之后，進一步檢驗日歷時間投資組合的日均風險溢價，即日均原始收益與無風險收益率的差額。由表2所示，樣本企業在公告前后呈現負的風險溢價-0.064％，顯著水平為0.01。這說明財務重述報告降低了投資者對財務信息的信心和對企業前景的預期，與信息經濟學理論的預測一致。但是與SOX頒布前實證研究結果比較，法案頒布后風險溢價下降明顯，印證了SOX通過加強公司治理和信息披露機制，降低了信息風險和投資者不確定性的預測。

關于長期市場反應，樣本企業收益重述公告后約兩年間構建的10個日歷時間投資組合無一例外地呈現出顯著為負的風險溢價，顯著性水平高達0.01。由此可見，盡管樣本企業的股價在公告后呈現出波動中緩慢回升趨勢，且在兩個事件窗口呈現出正的日均原始收益，但整體而言，樣本企業的收益率遠低于無風險收益率，這也充分體現出市場對于收入重述企業的負面反應，且反應持久，這也與信息經濟學理論和市場反應不足理論的預測相吻合。

表1　財務重述后兩年間樣本企業日歷時間投資組合日均原始收益率

圖3　重述公告后兩年間樣本企業日歷時間投資組合原始收益率

表2　財務重述公告后兩年間樣本企業日歷時間投資組合風險溢價

圖4顯示日歷時間投資組合日均風險溢價的波動情況，可以看出各日歷時間投資組合風險溢價顯著小于零，且在波動中進一步下滑。但與之前日均原始收益的M型波動相一致，在公告后第2季度和第4季度，投資組合的風險溢價盡管仍小于零，但略高于其他事件窗口，顯示出市場負面反應在這兩個區間有相對緩和跡象。

（四）日歷時間投資組合異常收益最小二乘回歸檢驗

在對日歷時間投資組合日均風險溢價進行一般顯著性水平檢驗之后，進一步根據Fama三因素模型和Carhart四因素模型對重述公告后的市場風險因素進行控制，利用最小二乘法回歸計算日歷時間投資組合的異常收益并進行假設檢驗。回歸結果中的常數項α即代表日歷時間投資組合在控制所有風險因素后的異常收益。由表3可知③表3顯示利用Carhart四因素模型對日歷時間投資組合市值等權日均收益率進行最小二乘回歸的假設檢驗結果。在穩健性檢查中，分別利用Fama三因素模型和Carhart四因素模型對日歷時間投資組合市值加權日均收益率和等權日均收益率進行最小二乘回歸的假設檢驗，檢驗結果與表3一致。，重述公告后兩年內的共10個日歷時間投資組合均呈現出顯著為負的異常收益（-0.73％，-0.65％，-0.64％，-0.72％，-0.70％，-0.87％，-0.86％，-1.10％，-1.18％，-1.37％），顯著性水平為0.01。原始假設H1成立。

圖4　重述公告后兩年間樣本企業日歷時間投資組合風險溢價

表3　財務重述公告后兩年間樣本企業日歷時間投資組合異常收益

對模型各因變量系數進行t檢驗，發現市場風險因素Mkt-Rf，規模因素SMB，動量因素MOM的回歸系數在0.01的顯著性水平下統計顯著，其中市場風險因素Mkt-Rf的系數均大于0，說明重述企業投資組合的收益與市場整體收益呈顯著正相關；規模因素SMB的系數均大于0，說明重述企業投資組合的收益主要受規模較小企業股票波動影響；動量因素MOM系數在一年內的事件窗口投資組合收益回歸中均小于0，而在1～2年的事件窗口投資組合收益回歸中均大于0，說明在重述后1年內，重述企業投資組合收益與高收益率股票的走勢呈顯著正相關關系，而在重述后1～2年間，重述企業投資組合收益與高收益率股票的走勢呈顯著負相關關系。價值因素HML僅在（+22，+63）（+ 64，+126）（+127，+189）組合收益回歸系數統計顯著，顯著性水平分別為0.05、0.01和0.10，且這三個回歸系數均大于0，說明重述公告后一個月內，第2～3個月，第6～12個月均受到高成長型股票走勢的影響，并且正相關關系顯著。

對模型進行R檢驗，由表3可知，重述公告后各個事件窗口投資組合回歸模型調整后R2分別為11.35％、27.97％、28.03％、29.73％、32.30％、23.36％、30.29％、41.94％，擬合程度較好；對模型進行F檢驗，計算重述公告后各個事件窗口投資組合回歸模型F值分別為25.60、79.80、82.08、87.96、100.54、64.24、91.57、163.61、均大于F0.01（k，n-k-1），p值均為0.0000。由此可見，Carhart四因素變量與事件窗口投資組合異常收益高度顯著，顯著性水平為0.01。綜上所述，原始假設H2不成立。重述公告后，事件企業市場反應顯著為負，并且這一反應在公告后兩年內持續。這一結果一方面印證了信息經濟學理論對財務重述降低信息可信度和投資者信心的預測；另一方面，重述公告后持續兩年的負收益率也與市場反應不足理論相吻合。

圖5顯示各日歷時間投資組合最小二乘回歸中常數項α的趨勢變化情況。可以看出，與日歷時間投資組合風險溢價波動情況非常接近，各日歷時間投資組合異常收益顯著小于零，且在波動中進一步下滑。此外，與之前提出的M型波動模型相一致，在公告后第2季度和第4季度，投資組合的α盡管仍小于零，但略高于其他區間投資組合結果，顯示出在這兩個區間市場相對弱化的負面反應。

圖5　重述公告后兩年間樣本企業日歷時間投資組合異常收益

五、討論

（一）結論

實證數據顯示，在收益重述公告后兩年內，樣本企業投資組合呈現出高度顯著的負風險溢價和負異常收益，印證了財務重述降低財務信息可信度和投資者預期，引發負面市場反應的信息理論預期。此外，在重述公告后長達兩年的10個事件窗口，重述企業組合異常收益均顯著為負。持續的市場負面反應也與行為經濟學理論提出的投資者反應不足現象一致。對10個日歷時間投資組合收益橫向比較發現，在重述公告后第2季度和第4季度（+64，+126）（+190，+252），投資組合收益取得兩個峰值，顯示出市場在這兩個期間內對重述企業相對緩和的負面反應，并形成重述公告后兩年內M型的市場反應波動規律。

2002年頒布的SOX對財務信息的披露和公司治理給出了更為嚴格的要求和規范。與法案前實證研究結果相比④在SOX法案前后市場反應差異的對比分析中，為保證方法統一，筆者參照Frieder和Shanthikumar重新構建樣本企業公告后一年間6個日歷時間投資組合，并計算日歷時間投資組合原始報酬率、風險溢價以及基于Fama三因素模型、Carhart四因素模型OLS回歸計算投資組合異常收益率，并將實證結果與Frieder和Shanthikumar結果進行比較。，重述公告日前后三天（-1，+1），事件企業均遭遇負面的市場反應，但是法案頒布后市場對重述公告的反應明顯減弱，由-1.2458（Frieder 和Shanthikumar[10]）下降至-0.0065。印證了委托代理理論中，嚴格的公司治理和市場監管機制有效降低信息風險的理論假設。

長期市場反應方面，Frieder和Shanthikumar[10]提出在重述公告前后的約一年間（-21，+252），重述企業的組合收益呈現出類似于M型的波動規律，即在公告前日歷組合收益跌落為負值，之后的幾個事件窗口投資組合收益逐步上升，并在公告后第1個月（+2，+21）和公告后第2季度（+64，+126）取得兩個相對極大值。本文將觀察期由一年擴展為兩年，重述企業的組合收益的確呈現出M型波動趨勢，但兩個研究的數據結論有兩點不同：

1.波峰窗口推遲。與Frieder和Shanthikumar[10]提出的（+2，+21）（+64，+126）不同，本文提出重述公告后兩年內的股價波動峰值分別位于事件窗口（+64，+126）（+190，+252），即重述公告后第2季度和第4季度，兩個窗口組合日均原始收益均顯著為正。M型波動趨勢的兩個波峰延后，也可以由市場反應不足理論加以解釋。

2.波動振幅減小。Frieder和Shanthikumar[10]提出重述公告后（+2，+21）（+64，+126）兩個事件窗口組合異常收益均為正，分別為+0.0002和+ 0.1075，其中（+64，+126）事件窗口組合異常收益高度顯著，各窗口投資組合異常收益正負交替，從而構成了一個M型波動趨勢。但本文研究顯示，SOX后，重述企業公告后兩年內異常收益持續為負，即使在M型波動趨勢的波峰（+64，+126）（+190，+252）均顯示負的異常收益，-0.0070和-0.0086；數據較為平緩持續，各時間窗口投資組合異常收益雖然也有波動，但是波動振幅（方差）明顯縮小。換言之，SOX前后實證結果比較顯示SOX后市場反應震蕩減弱，這一現象與信息理論中嚴格的信息披露和市場監管制度降低了信息風險和投資者不確定性的理論預測一致。

（二）研究不足及未來研究重點

由于時間和數據等原因，本文僅選擇2002年至2005年共計50家公告收入重述的美國上市公司為樣本企業，對SOX頒布后企業財務重述長期市場反應進行分析。隨著我國上市企業財務重述信息披露平臺的完善，在未來研究中可以將同時期美國與中國上市企業財務重述后長期市場反應進行比較，從而為進一步研究不同公司治理環境下企業財務信息披露與資本市場反應關系提供豐富的素材。

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作者簡介：張震（1984-），女，南京大學金陵學院商學院講師，研究方向為財務會計與資本市場、企業戰略與財務業績。

中圖分類號：F230

文獻標識碼：A

文章編號：1672-3805(2016)01-0024-08

收稿日期：2015-12-15