关键词： 系数
反应系数（精选五篇）
反应系数 篇1
误区三 一个氧化还原反应一定只有一组配平系数吗?
事实上, 多数化学方程式都只有一种配平系数, 但也有出现多组配平系数的氧化还原反应方程式。如:
1. 氯酸的分解反应:
undefined
2. 氯酸盐和氯化物在酸性溶液中的反应:
undefined
3. 高锰酸钾和硫化氢在酸性溶液中的反应:
undefined
我认为这种说法不符合化学反应的基本规律, 对于任何一个化学反应, 只要反应物和生成物确定, 则化学反应方程式中的系数就应该是一定的。文中所列化学反应方程式出现几组不同的系数, 实际上是人为地将不同的化学反应方程式进行了组合造成的, 或者说它们所表示的并不是同一个化学反应。
1.在酸性溶液中 氯的含氧酸分别有下列反应:
undefined (a)
undefined
4HClO4 (浓) undefined
只要将方程式 (a) 、 (b) 、 (c) 、 (d) 、 (e) 进行适当组合并化简即可得方程式 (1) 、 (2) 、 (3) :
方程式 (a) ×4+ (c) + (d) ×2+ (e) 化简的结果就是方程式 (1) ;方程式 (1) ×5+ (b) 化简既为方程式 (3) ;而方程式 (3) 与 (1) 的两边相减的结果就是方程式 (2) 。
2.从氯元素的E0A值分析, 在酸性溶液中只要有足够的Cl-存在则ClO3- 与Cl- 反应的还原产物应以单质Cl2 为主, 即主要发生如下反应:
undefined造成方程式 (4) 、 (5) 、 (6) 中出现不同系数的原因是在这些反应中, Cl-的量不同且不足量, 没有达到1:5, ClO3-与Cl-个数之比在方程式 (4) 中是1:1, 2个ClO3-均被还原成ClO2, 在方程式 (5) 中是1:2, 8个ClO3-有6个被还原成ClO2, 2个被还原成Cl2, 而在方程式 (6) 中是1:3, 4个ClO3-中2个被还原成ClO2, 2个被还原成Cl2, 实际上它们所表示的并不是同一个反应。从另一个角度分析, 也可将方程式 (5) 、 (6) 看成是方程式 (4) 和 (f) 的不同组合:方程式 (4) ×3+ (f) ×2即为方程式 (5) , 方程式 (4) + (f) ×2既为方程式 (6) 。并且, 反应 (4) 、 (5) 、 (6) 中生成的ClO2是不稳定的, 它又会歧化成HClO3和Cl2, 因此, 方程式 (4) 、 (5) 、 (6) 所表示的仅仅是反应的中间过程。
3.在酸性高锰酸钾溶液与硫化氢的反应中, 根据反应物的相对量不同, H2S中的硫元素既可以被氧化成S, 也可被氧化成SO2或, SO42- , 即发生反应 (7) 和下列反应:
undefined
文中反应 (8) 和 (9) 中的氧化产物部分为S, 还有一部分是SOl42- , 可以看成是反应 (7) 和反应 (g) 的组合:方程式 (7) 加方程式 (g) 化简即为方程式 (8) ;方程式 (7) 加上方式 (g) ×2就是方程式 (9) 。
我们可以这样认为, 在KMnO4溶液中通入H2S时, H2S先变成单质S, 如果溶液中还有KMnO4, 则生成的S再和KMnO4继续反应生成SO2, 若S全部变成后SO2溶液中还有KMnO4, 则SO2再继续反应变成SO42-, 直至其中的一种物质全部反应完为止。根据氧化还原反应的基本规律, 反应 (8) 和 (9) 中的H2S一部分氧化成S而另一部分氧化成SO42-是不合理的, 只能是一部分氧化成S另一部分氧化成SO2, 即只能是方程式 (7) 和方程式 (h) 的适当组合。
反应系数 篇2
关键词：配平；反应；分解；化合价
中图分类号：G632 文献标识码：A 文章编号：1002-7661（2011）12-274-01
一、引入
化学反应方程式的配平是师范类化学专业教法课程和无机化学课程的重要内容，是师范类化学专业大学生从教前必须熟练掌握的基础知识之一。对于非氧化还原反应，一般常见的配平方法有最小公倍数法，观察法，奇偶配平法，待定系数法等[1-2]，这几类方法一般用于处理较为简单的化学反应方程式的配平，对于复杂化学反应却很难达到预期的效果。上世纪九十年代发现了配平化学反应方程式的矩阵法[3-6]，但此方法要求掌握矩阵求逆，所以难以推广。
对于氧化还原反应的配平，一种比较通用的方法是电子转移法[7-9]。电子转移法要求预先知道每个化合物中任意元素的化合价，且每个元素的化合价必须是整数。但学了大学化学以后，就知道除了典型的离子合物以外，元素的化合价并不都是整数，比如Fe3O4就是这种情况。也就是说，电子转移法并不能体现化学反应的电荷得失本质，反而会给学生建立一种“整数化合价”的错误思想，长远来看，是不利于人才培养的。
本文在思考一例具有多套配平系数化学反应方程式配平方法的过程中，发现了通过寻找化学反应的“基本反应”配平反应方程式的方法。本方法不会带来整数化合价的错误观念，对氧化还原反应和非氧化还原反应都能适用。
二、具有多套配平系数的反应举例
在大学阶段和中学阶段，接触到的绝大多数化学反应都是单一配平系数的化学反应。但有时候一个化学反应有两套甚至多套配平系数，如例1和例2所示，其中例1的部分配平系数见表1，例2的部分配平系数见表2。
例1：FeS＋KMnO4＋H2SO4 → K2SO4＋MnSO4＋Fe2(SO4)3＋H2O＋S↓
表1，例1中方程式的配平系数
FeSKMnO4H2SO4K2SO4MnSO4Fe2(SO4)3H2OS↓
4612362121
6616363164
1018359185320
例2：FeS＋KMnO4＋H2SO4＋S → K2SO4＋MnSO4＋Fe2(SO4)3＋H2O
表2，例2中方程式的配平系数
FeSKMnO4H2SO4SK2SO4MnSO4Fe2(SO4)3H2O
26823618
212127612112
612201612320
三、分析与讨论
仔细观察以上两例方程式发现，以上两反应方程式均可由如下两个基本反应(1)和(2)组合得到。这两个基本反应(1)和(2)之间的联系主要体现在三个方面，其一是反应物中都有H2SO4；其二是生成物中都有H2O；其三是都涉及到单质S(S在反应(1)中是反应物，在反应(2)中是生成物)。
6KMnO4＋4H2SO4＋5S↓=3K2SO4＋6MnSO4＋4H2O(1)
2FeS＋4H2SO4=Fe2(SO4)3＋4H2O＋3S↓(2)
这两个基本反应乘以常系数后进行简单加和，即可以得到如表(1)和表(2)所示的系数组合。例如，表1的第一行系数，可由(1)＋(2)组合得到；表2的最后一行系数，可由(1)×2＋(2)×3组合得到。推而广之，任意两个基本反应的线性组合，均可能得到一个多套配平系数的化学反应方程式。
反过来，在配平化学反应方程式的时候，我们可以考虑把一个化学反应方程式看成为两个或多个基本反应的组合，这样，就可以简化方程式的配平过程。如以下例3所示的反应，把C2H6看成“C2＋H6”两个化合物的加和，则此反应可简化为(3)和(4)两个基本反应，然后通过[(3)＋(4)]×2就可以得到配平后的(5)式。
例3：C2H6＋O2 → CO2＋H2O
C2＋2O2 = 2CO2(3)
H6＋3/2O2 = 3H2O (4)
2C2H6＋7O2 = 4CO2 ＋6H2O(5)
四、结论
投资者情绪对盈余反应系数影响 篇3
二、文献回顾
(一) 投资者情绪研究
Black (1986) 将“噪音交易者”引入股票市场, 所谓噪音交易者, 是指不拥有内部信息却非理性地把噪音当做有用信息进行交易的人。噪音交易者的存在不仅提高了股票市场的流动性, 同时也降低了市场的有效性。Delong等 (1990) 噪音交易的基本理论模型 (DSSW模型) , 指出在有限套利的市场中, 投资者情绪是影响股票均衡价格的系统因子。投资者情绪相互影响, 使得套利者无法消除非理性行为导致的错误定价。Barberis等 (1998) 、Daniel等 (1998) 、Hong和Stein (1999) 则进一步从投资者心理认知偏差的角度解释了投资者情绪的形成及其对股票价格的影响。Brown (1999) 运用美国“个人投资者协会”提供的投资者情绪指数, 证实投资者情绪与封闭式基金价格的波动紧密相关。Otoo (1999) 、Das&Chen (2007) 发现股价与消费者情绪指数有很强的同期相关性。Fisher&Statman (2000) 发现投资者的情绪与市场指数的未来收益负相关。Charoenrook (2003) 以消费者情绪指数ICS测度投资者情绪, 发现其可以预测超额股票收益。Brown&Cliff (2005) 用投资者智能指数II表示代理情绪, 构造的资产定价模型说明了定价错误与投资者情绪正相关。Lee等 (2002) 认为情绪漂移与市场波动性负相关, 当投资者风悲观时, 波动性增加。Hirshleifer (2006) 、Verma (2007) 将情绪分为理性因子和非理性因子, 不理性的情绪与交易行为会影响市场价格, 对股票波动具有显著影响。国内刘煜辉等 (2003) 、施东晖与孙培源 (2002) 、宋军等 (2003) 和李心丹等 (2002) 分别从不同的侧面, 揭示我国股票市场上投资者心理与行为的影响作用, 为研究投资者情绪与我国股票市场的关系提供了投资者情绪相互关联的客观依据。许承明、陈百助 (2003) 的实证检验发现我国封闭式基金的折价及其变动主要是受投资者情绪的影响。王美今、孙建军 (2004) 构造的理论模型证明了投资者情绪的变化显著的影响沪深两市收益, 且显著反向修正收益波动。陈彦斌 (2004) 、张强等 (2007, 2009) 、谭政勋、沈阳 (2011) 研究发现情绪波动对股票价格有着显著的影响。李燕妮和杨贵宾 (2005) 、周孝华等 (2008) 从投资者情绪及情绪波动角度分析了中国的IPOs抑价现象, 发现IPOs抑价与投资者情绪及后市情绪波动正相关, 投资者情绪是导致我国高抑价的重要因素。伍燕燃、韩立岩 (2007) 检验发现投资者情绪对市场收益具有长期的反向影响和短期的正向影响。池丽旭、庄新田 (2009, 2010, 2011) 分别应用向量GARCH模型和面板数据检验了投资者情绪与股票的强相关性, 发现股票的收益率波动随着投资者情绪的提高而增加。
(二) 会计盈余系数研究
Beaver (1968) 探讨了与盈余披露有关的交易量的变化, 研究发现在盈余信息公布当周的成交量是其他时期成交量的1.33倍。Bamber (1986) 也发现成交量与未预期盈余之间存在着显著地正向相关关系。Gready和Mynatt (1991) 的研究虽然没有发现在年度报告披露前后股票价格发生显著变化, 但证据表明, 在年报披露后, 股票的交易次数明显增加。盈余反应系数及其影响因素的研究始于1979年。Beaver、Clarke和Wright (1979) 发现, 会计盈余持续性越强, 盈余反应系数越大。陈晓、陈小悦、刘钊 (1999) 研究了公告日前后各20天的日超额收益对年度意外盈余的反应, 发现在一定程度上, 盈余存在预示效应;但盈余公告后的效应并不明显。程小可 (2004) 指出, 盈余反应系数是用来衡量某一特定公司股票的异常回报相对于会计收益中非期望部分的反应程度, 进而识别和解释市场对会计信息的不同反应。王庆文 (2005) 以应计项目作为会计盈余质量标准, 研究发现投资者会高估会计盈余质量高而经营现金流量低的股票获得超额收益。吕长江 (2006) 采用向量自回归模型研究股票价格和会计盈余之间的动态关系, 发现股价和会计盈余之间存在着长期和短期的Grange因果关系, 且盈余对股价的影响更大。颜淑姬 (2006) 采用盈余反应系数法研究中期财务报告会计盈余与股价波动的关系, 发现会计盈余在盈余披露日及之前对股价波动产生影响。胡保国 (2011) 采用事件研究法考察股价对会计盈余的反应, 表明未预期盈余为正号的组合获得的异常报酬率高, 且会计盈余再公告前后对股价都有影响。
三、研究设计
(一) 研究假设
通过以上对投资者情绪和会计盈余研究的回顾, 发现学者们对投资者情绪和会计盈余对股票影响的认识是统一的, 即二者都对股价及其变动产生着不可忽视的影响。但学者关于此的研究, 多是以单一自变量来研究其对股价及其变动的影响, 不能很好的诠释股价变化的影响因素。因此, 本文在盈余反应系数定义式模式的基础上加入投资者情绪变动因素建立新的回归方程, 以期能更好的研究股价及其变动的影响因素, 并发现投资者情绪对股价的影响不容忽视。基于上文陈述提出本文的假设:
假设1:投资者情绪变动与盈余公告后的收益正相关
假设2:未预期会计盈余与盈余公告后的收益正相关
假设3:投资者情绪与未预期盈余负相关
(二) 样本数据来源
本文样本数据来源于国泰安数据库, 选择了上海证交所的817家上市公司作为样本, 样本中不包括金融行业的上市公司, 报告公布日期时间为2004年1月1日至2009年4月30日, 即样本公司2003年至2008年的年度会计公告, 列示出2911组数据, 在计算出盈余公告一周后的收益R之后, 分别按年份剔除了R值最高和最低1%区间的30组数据, 最终得到分析样本2881组数据。
(三) 模型及变量定义
本文基于盈余反应系数的定义式模式, 并在此基础上加入投资者情绪变动因素, 建立新的回归方程, 即:R=α0+α1*UEPS+α2*DUEPS+α3*△BSI+ε
其中, R:上市公司在某个期间内的累积超额回报, 本文选择的研究期间为盈余公告后的一周, 所以R表示盈余公告一周后的收益, 其中年报公告日定为第t天, 同时将年报公告前的一个交易日和年报公告后的四个交易日一起作为窗口期。如果公告日是非交易日, 则以公告日后最近的交易日为第t天;UEPS:上市公司在某年度的未预期会计盈余, 用上年的EPS代表本年预期的EPS, 第t期未预期的每股收益UEPS则为:UEPSt=EPSt-EPSt-1;△BSI:投资者情绪指数变化, △BSIt=BSIt-BSIt-1;系数α1:盈余反应系数;DUEPS:虚拟变量, 当UEPS<0时, 虚拟变量DUEPS为1, 否则为0;ε表示残差项。
*表示10%水平下显著 (2-tailed)
四、实证检验
(一) 描述性统计
本文样本数据描述性统计结果如表 (1) 所示。
(二) 相关性分析
本文对以上数据进行了相关性分析, 结果如下表 (2) 。由表 (2) 可以看出, 未预期盈余与盈余公告后的收益相关系数为0.501, 且在0.1水平下显著, 说明未预期盈余和盈余公告后的收益显著正相关;投资者情绪与盈余公告后的收益相关系数为0.542, 且在0.1水平下显著, 说明投资者情绪和盈余公告后的收益显著正相关。
(三) 回归分析
为了更好的验证假设, 本文使用Eviews软件对样本数据进行相关的统计回归, 得到回归结果见表 (3) 。表 (3) 列示了按照本文的思路用EVIEWS进行回归, 得出的回归结果。如表 (4) 所示:UEPS的系数即为盈余反应系数, 其大小为0.007195, t值为2.809363, Prob=0.005;虚拟变量DUEPS的系数为0.001611, t值为0.688069, Prob=0.4915;投资者情绪指标系数为0.005068, t值为1.028610, Prob=0.3037, 修正的R2=0.002195.
得到的回归模型为:R=-0.015877+0.007195*UEPS+0.001611*DUEPS+0.005068*△BSI+ε
为了作出比较, 按照过去大多数研究的方法, 忽略掉投资者情绪的影响, 估计回归方程:R=α0+α1*UEPS+α2*DUEPS+ε
结合样本数据得到回归结果:R=-0.012862+0.007276*UEPS+0.001750*DUEPS+ε
结果证明:加入投资者情绪变量后的模型的Adj R2高于仅考虑UEPS和DUEPS的模型的Adj R2, 因此, 将未预期每股收益和投资者情绪相结合可以更好的解释盈余反应。盈余反应系数为正, 说明未预期盈余与盈余公告后的收益变动成正相关;△BSI的系数也为正, 说明, 投资者情绪的变动与盈余公告后的收益变动也呈现正相关关系。从样本数据中看出, 当投资者情绪增高时, 未预期盈余会降低, 而当投资者情绪降低时, 未预期盈余会升高。说明投资者情绪对盈余反应系数有负相关关系。
五、总结
反应系数 篇4
随着我国市场经济的不断发展和日益完善,旧会计准则已经不能适应企业的发展和满足信息使用者的需要。2006年我国颁布了与国际趋同的新会计准则体系。新准则自2007年初实施至今,其效果一直受到多方关注。2008年欧盟委员会就欧盟第三国会计准则等效问题发布的正式报告表明我国新准则执行情况良好。新会计准则与旧会计准则相比有诸多明显变化,基本实现了与国际会计准则的实质性趋同。从理论上讲,新会计准则通过引入资产负债观和公允价值计量属性,强化了为信息使用者提供决策有用信息的目标和理念,可以在一定程度上提高企业的会计信息质量。会计信息的决策有用性通常以其信息含量来衡量。盈利状况是企业财务信息集中最重要的组成部分,也最为投资者所关注。因此人们在研究会计信息决策有用性的过程中,主要研究盈利信息的信息含量,盈利反应系数(Earnings response coefficient,ERC)就是其中的一个重要方面。盈利反应系数是指某一证券的超额市场回报相对于该证券发行公司报告盈利中的非预期部分的反应程度。本文将选取盈利反应系数作为量化会计信息含量的替代指标。新会计准则实施后,我国上市公司盈余反映系数如何变化成为检验新会计准则实施效果的重要手段,这也是本文研究的主要内容。研究并判断新会计准则的实施是否提高了会计盈余信息的信息含量,有助于推动会计准则的发展,有助于管理当局和投资者根据准则的变化和企业的市场表现来调整自身的管理决策和投资策略,无论从宏观还是微观上讲,对新会计准则实施效果的研究都具有重要意义。财政部新准则实施情况工作组在跟踪分析了每一家上市公司2007年年报后,刘玉廷、王鹏和崔华清(2008)执笔公布了《关于我国上市公司2007年执行新会计准则情况的分析报告》。分析报告指出,在新准则和财务报告体系下,会计信息对投资者而言更具有相关性,投资者通过全面阅读企业的财务报告,能够了解企业的过去和现在,预测企业净资产的未来增长趋势,从而做出投资决策。另外,徐莉莎(2009)证实了新准则的实施提高了上市公司会计信息的可靠性和相关性;公允价值变动收益、交易性金融资产以及可供出售金融资产项目具有增量信息含量。基于前人研究和结论,本文采用传统的事件研究法,以新会计准则在上市公司中开始实施的年份2007年为分界,以旧会计准则实施年份2004年至2006年以及新会计准则实施年份2008年我国A股上市公司为样本,运用盈利反应系数模型进行分组比较检验,以探寻在我国的证券市场上,新会计准则较于旧会计准则是否提高了会计盈余信息的决策有用性,与徐莉莎(2009)相比,本文选取不同的方法从另一个角度检验了新会计准则的实施效果。
二、文献综述
(一)国外文献
从20世纪60年代后期开始,会计学者以证券市场会计问题的经验研究为突破口,以“决策有用”这一会计目标为导向,形成了信息观、计量观和契约观三大理论架构,其中信息观以向投资者充分披露信息,帮助其改善决策为宗旨,得到了学者们的广泛关注和论证。在信息观下,会计人员主要研究会计盈余的信息含量问题。会计信息含量的研究主要关注证券价格或成交量与会计盈余信息的相关性,国外已有不少关于识别和解释市场对盈余信息做出不同反应的文献。Ball and Brown(1968)开创了实证会计研究的先河,他们以1957年至1965年间纽约证券交易所261家上市公司为样本,对其会计盈余公告前12个月至公告后6个月的股价进行检验,首次发现会计盈余变动的符号与股票非正常报酬率的符号之间存在着显著的统计相关性,证明了会计盈余信息具有信息含量。他们的研究仅基于未预期盈余的符号和超常报酬率的符号分析,但这是自有资本市场以来,人们第一次发现会计盈余信息具有信息含量的系统性证据。随后,Beaver et al.(1979)选取纽约证券交易所的276家上市公司作为样本,对1965年至1974年的报表数据进行了有关会计盈余变动与股价变动程度的数量关系问题的研究,他们发现盈余的变动百分比与股价的变动百分比具有显著的正相关关系,即未预期盈余变化越大,证券市场价格反应就越大。从统计计量的角度来讲,他们的相关性研究比Ball and Brown(1968)的符号分析更进一步。接着,研究者在其他国家和证券交易所也发现了类似的结果。Vafeas,Trigeorgis and Georgiou(1998)对欧洲新兴市场塞浦路斯证券市场的研究,Dumontier and Labelle(1998)对法国证券市场的研究,Jindrichovska and Mcleay(2005)对捷克证券市场对盈余好消息和坏消息的反应的对比研究,均证明了证券市场对盈余信息产生或强或弱的反应。Nichols and Wahlen(2004)运用Ball and Brown(1968)的模型证明了美国证券市场在1988-2002年的时间内,年度股票收益与年度盈余变化具有显著的相关性。Pinello(2008)的研究表明投资者对正的未预期盈余和负的未预期盈余均有反应,无论预期是来自投资者本身还是分析师,投资者依据未预期盈余改变投资决策会造成证券市场股价的相应变化。
(二)国内文献
中国证券市场从1991年开始交易,其近20年的快速发展为中国会计的实证研究提供了基础数据。赵宇龙(1998)借鉴Ball and Brown(1968)的符号检验法,通过对上海股市123家样本公司1994年至1996年共369家的盈余披露日前后各8周的未预期盈余的符号与证券超常报酬率的符号之间的相关性进行实证研究,发现会计盈余信息的披露随着证券市场超常报酬率同方向同性质的变动。在此基础上,赵宇龙(2000)进一步研究发现,在控制了净资产、董事会分配预案、审计意见类型等重要变量的影响之后,仍可验证会计盈余的披露与证券市场超常报酬率同方向同性质的变动。随后,国内其他学者从不同角度对这一问题进行了进一步的分析。有的学者通过延伸样本数据时间的角度,验证了不同时间段会计盈余信息的信息含量,如孙爱军和陈小悦(2002)基于1992年至1998年间中国证券市场的数据样本,利用ERC模型检验会计盈余的信息含量,再一次验证了在中国证券市场上,会计盈余信息对证券收益具有显著的解释力,而且这种影响呈现不断增强的趋势;张宗新、杨飞和袁庆海(2007)通过对2002年至2005年深市上市公司样本数据的检验,发现信息披露质量高的公司,会计盈余指标(如总资产收益率、净资产收益率)较高,且其股票在二级市场的表现也更好。但是他们的研究只分别验证了信息披露质量与会计盈余指标和二级市场股票表现的相关关系,并没有直接证明的会计盈余指标和二级市场股票表现的相关关系。还有学者从细化会计盈余信息指标的角度,深化了会计盈余信息含量的研究。陆宇峰(1999)发现会计盈余对股价的解释力度有逐年增强的趋势,而净资产对股价的解释力度一直比较弱;陈晓和陈淑雁(2001)的研究发现,证券市场对于包括盈余信息在内的整体年报信息的反应是显著的,但超常交易量与盈余信息之间的相关关系并不显著;孟焰和袁淳(2005)通过对1998年至2003年度中国证券市场5705个样本进行研究得出结论:亏损上市公司会计盈余与超常报酬率的相关性明显弱于盈利上市公司,也就是说无论亏损还是盈利的上市公司,会计盈余与超常报酬率都具有相关性,只是强弱不同;张腾文和黄友(2008)以沪深两市A股为研究对象,利用剩余收益定价模型,得出了经营利润率这一分解后的会计信息对股价有显著的解释力的结论。以上研究都是通过在短时间窗口内观察证券价格的变动大小来表示证券市场反应的强弱,陈晓、陈小悦和刘钊(1999)则从成交量角度考察并证实了中国资本市场会计盈余信息的决策有用性。对会计信息含量的研究主要采用事件研究法(Event study),通过对会计盈余公告日短时间窗口内证券价格变化的研究,来推断会计盈余信息在实质上是否影响了信息使用者的经济决策。以上的研究得出的基本结论是:证券市场中的证券价格会对会计盈余信息做出反应,且未预期盈余变化越大,证券市场的反应就越大。国外文献提供了证券市场会计问题的经验研究的方法,是国内相关研究的重要参考和指导。在中国证券市场逐步成熟后,国内学者也纷纷开始验证在中国的证券市场中会计盈余信息的披露对证券超常收益是否具有显著的解释力。但是用这种方法在中国证券市场验证会计盈余信息与证券市场超额报酬率之间相关关系的文献选取的样本数据仅截止到2006年。这是因为2007年上市公司执行新会计准则后,会计盈余的内涵和结构均发生了很大变化,导致会计盈余预测不能连续,而实际运用时验证会计盈余信息与证券市场超额报酬率的相关关系至少需要两年完整的数据才可以进行会计盈余和报酬率的预测。新会计准则在上市公司执行之后,理论上因为会计信息的相关性增强,则会计信息的决策有用性增强,那么证券市场对盈余信息的反应显著性也会增强。所以本文的研究将运用事件研究方法和盈利反应系数模型,重点比较检验新旧会计准则下会计盈余信息与证券市场超额报酬率的相关关系的变化。
三、研究设计
(一)研究假设
在有效市场假说的前提下,如果会计信息具有信息含量,股票价格将会在信息公布时迅速做出调整,事件窗口内的累计超额报酬率(CAR)反映的正是市场对于进入股票市场的会计信息的评价与衡量。如果CAR在事件窗口内大于零,则说明市场对该项会计信息呈正面评价;如果CAR在事件窗口内小于零,则说明市场对该项会计信息呈负面评价。具体到会计盈余信息是否具有信息含量的问题,可以看到如果公司的财务报告日给出的会计盈余低于投资者的预期,即未预期会计盈余(UAR)小于零,那么理性的投资者会对该公司的未来盈利能力失去信心,并将抛售或者处理手头该公司的股票,引起股票的价格下降,导致股票的收益率低于预期收益率(财务报表公布前基于已得信息所做的预期),那么在事件窗口内,累计超额报酬率(CAR)将小于零。反之,如果公司的财务报表在报告日给出的会计盈余高于投资者的预期,即未预期会计盈余(UAR)大于零,那么理性的投资者会对该公司未来的盈利能力增加信心,将会增持该股票,引起股票的价格上升,于是股票的收益率将会高于预期收益率,即累计超额报酬率(CAR)将大于零。基于上述分析,可见CAR与UAR之间存在相关性,并且相关系数(ERC)大于零。由于需要将新旧会计准则下会计盈余信息含量进行对比研究,因此,本文将数据分成两组进行检验,第一组为实施旧会计准则时2003年至2006年的数据;第二组为实施新会计准则时2008年的数据。建立以下两个假设(H1和H2):
H1:在财务报表公布前后,CAR与UAR是相关的,并且新旧准则下的相关系数(ERC)均大于零
H2:新准则下第二组数据的ERC大于旧准则下第一组数据的ERC
(二)样本选取和数据来源
本文的样本是2004年至2006年和2008年在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的所有发行A股的公司,剔除了在此期间上市和退市的样本公司;在计算净资产收益率时,剔除了净资产小于零的样本公司。本文的数据来自国泰安数据库和新浪财经网站。此外,由于沪市与深市具有不同的特点,本文将分别对其进行检验。在计算预期股票收益率时,采用了总市值加权平均法并考虑现金红利再投资来计算日市场回报率。
(三)变量定义与模型建立本文的变量定义和模型建立如下:
(1)未预期会计盈余的确定。本文将选择净资产收益率(ROE)指标来衡量会计盈余。因为在净利润,每股收益和净资产收益率这三种投资者比较关心的衡量会计盈余的指标中,净利润指标未考虑企业的总资产和净资产的规模;在每股收益指标的计算过程中,由于各个企业的每股净资产差异很大,所以不能进行不同公司的横向比较。而ROE指标在我国得到投资者相当的关注,而且是证券监管机构常用的一个指标,如配股标准、发行债券的条件等,因此本文把ROE作为本研究的会计盈余指标。确定未预期盈余的关键在于确定预期盈余。在国内外的证券市场研究中,常用的确定会计盈余预期值的估值模型有三种:时间序列模型,专家预测模型和随机游走模型。时间序列模型在国外的相关研究中应用较多,如Beaver et al.(1979)和Kormendi and Lipe(1987)的研究,时间序列模型考虑了以前几个年度会计盈余变化对预期会计盈余的影响,所以,在数据时间跨度足够大(至少10年以上)的条件下,时间序列模型能够更为准确的预期会计盈余的变化。但是,我国证券市场起步较晚,而且本研究采用的数据仅涵盖了2003年至2006年四个年度,以及2007年至2008年两个年度,时间跨度不够,而且由于会计准则的变化数据不具有连续性和稳定性。所有这些情况表明,国外的时间序列模型不适用于本文的研究。专家预测模型是以证券分析师对外公布的盈余预测数据或者公司管理当局公布的盈余预测数据作为市场对会计盈余的预期值。然而财务分析师及管理层公告的预测数据散见于各类报刊杂志,还没有形成制度和惯例,不便于收集,尤其是财务分析师的职位经常变化,难以获得整个市场的连续性数据,因此,专家预测模型也不适用于本文的研究。随机游走模型是指把上年的实际盈余数据直接作为本年盈余的预期值。国外的研究数据表明,随机游走模型可以比较准确的预测年度会计盈余,国内学者也指出:该模型虽然简单,但其有效性并不比其他的复杂模型差(赵宇龙,1998)。实证研究开山之作Ball and Brown(1968)就采用了该模型,综合以上考虑,本文采用的预期会计盈余模型为:ERit=Rit-1,未预期会计盈余UARit=ERit-Rit-1。其中,Rit为i公司t年度的会计盈余;ERit为i公司t年度的预期会计盈余。
(2)累计超额报酬率的确定。确定累计超额报酬率,首先需选择一个合适的时间窗口。时间窗口过长会高估会计盈余信息的信息含量,时间窗口过短会低估会计盈余信息的信息含量,时间窗口的选择是一个权衡利弊的过程。本文考虑到我国证券市场历经十余年发展,已逐渐趋于成熟,并且考虑到时间窗口过长,会有很多其他因素影响观测值的变化,故选择(-1,1)天和(-3,3)天作为时间窗口。累计超额报酬率是非正常报酬率的累计值,等于某股票的实际报酬率减去该股票的正常报酬率,股票的实际报酬率根据每天的股价计算得到,正常报酬率采用市场模型来进行估计。市场模型的估计期窗口为财务报告公告日前30日之前的连续120个交易日。
(3)盈利反应系数的确定。盈利反应系数(ERC)是用来衡量证券的超额市场回报相对于该证券发行公司报告的盈利中的非预期因素的反应程度。本文将分别考察每一会计年度整个市场的盈利反应系数。如果模型中盈利反应系数显著大于零,说明财务报告中的会计盈余在研究窗口内具有与股票价格相关的信息含量,并且是具有相同的方向;如果盈利反应系数不显著,则说明财务报告中的会计盈余在本文的研究期内具有较少的与股票价格相关的信息含量。
(4)盈余管理的衡量。对于盈余管理的衡量,基于Jones模型的异常应计利润得到了广泛使用。然而,Kothari et al.(2005)指出,在计算操控性应计利润时,需要考虑公司业绩的影响。根据以往的文献,本文采用两种方法调整业绩对异常应计利润的影响:第一种方法通过构造组合方式来调整业绩的影响,称为组合业绩调整异常流动性应计利润(PADCA);第二组方式通过在回归模型中加入业绩变量来调整业绩的影响,称为业绩回归调整异常流动性应计利润(REDCA)。具体的计算过程如下:第一,组合业绩调整异常流动性应计利润(PADCA)。首先计算流动性应计利润(CA)=(t年营业利润-t年经营现金流量+t年固定资产折旧),然后分年度、分行业对如下模型进行回归:CAit/Ait-1=α1(1/Ait-1)+α2(△REVit/Ait-1)+εit…(1)。其中,Ait-1为公司t-1年末总资产,△REVit为t年度主营业务收入的改变量。通过分年度分行业回归,得到各个年度/行业的回归系数。注意到,流动性应计利润模型和传统的总应计利润模型的思路一致。在一定条件下,(正常的)总应计利润主要与营业收入的变动额和固定资产原值有关,因此通过总应计利润对营业收入的变动额和固定资产原值回归可以分离出正常和异常总应计利润;(正常的)流动性应计利润主要与营业收入的变动额有关,因此通过流动性对营业收入的变动额回归可以分离出正常和异常的流动性应计利润。比较两者模型可以看出,后者在前者模型的因变量中加入折旧,相应地在回归变量中剔除了固定资产原值。其次,将其代入如下方程(△RECit为t年度应收账款净额的改变量),求得正常的流动性应计利润(NDCAit)和异常流动性应计利润DCAit(=CAit-NDCAit)。其中:NDCAit=α1(1/Ait-1)+α2[(△REVit-△RECit)/Ait-1]…(2)。最后,将同年度同行业所有公司按上年资产报酬率(ROAit-1)分为10组。其中,当年的总资产报酬率等于净利润除当年平均总资产,当年平均总资产=(期初总产+期末总资产)/2。对任一观测值,以其异常流动性应计利润减去同组内其他观测值的异常流动性应计利润的中位数得到的差值的绝对值作为该观测值的组合业绩调整异常流动性应计利润(PADCA)。第二,业绩回归调整异常流动性应计利润(REDCA)。首先分年度、分行业对如下模型进行回归:CAit/Ait-1=α1(1/Ait-1)+α2(△REVit/Ait-1)+α3ROAit-1+εit…(3)。其中,Ait-1为公司t-1年末总资产,△REVit为t年度主营业务收入的改变量,PPEit为t年末固定资产价值,ROAit-1为上年资产报酬率。通过分年度分行业回归,得到各个年/行业的回归系数。然后,将其代入如下方程(△RECit为t年度应收账款净额的改变量),求得业绩回归调整的正常的应计利润(NDCAit)和异常流动性应计利润DCAit(=|CAit-NDCAit|)。NDCAit=α1(1/Ait-1)+α2[(△REVit-△RECit)/Ait-1]+α3ROAit-1…(4)。
四、实证结果分析
(一)新旧准则下沪、深两市A股ERC检验
为了方便比较,把新准则下的ERC检验结果与旧准则下的ERC检验结果列入一张表中,(表1)给出了(-1,1)天、(-3,3)天两种时间窗口下旧准则(2004年至2006年),新准则(2008年)的沪、深两市A股的ERC检验数据,以检验H1和H2。可以看到,沪市数据结果均不显著。对于深市数据,无论是(-1,1)天、(-3,3)天两种不同的时间窗口,旧准则下2004年和2005年的ERC显著为正,2006年的结果不显著;新准则下2008年的ERC显著为负,可见这与H1违背。在这个基础上,讨论新会计准则是否提高了盈余的信息含量没有多大的意义。因此,本文的研究无法对假设H2进行直接的检验,这留待以后的研究。另外,深市2006年的结果也不显著,主要是因为2005年末开始的中国资本市场新一轮牛市行情一直持续到2007年10月16日,在牛市的一片大好的行情下,投资者盲目跟风投资现象严重,脱离公司的实际情况进行投资决策,使得整个市场的投资理念没有完全转变到公司层面上来,投机恶炒成分广泛存在,投资者的不成熟导致了股票惯性,从而造成2006年证券市场整体表现缺乏理性。
注:“***”,“**”和“*”分别表示1%、5%和10%的显著性水平
(二)新会计准则下深市A股ERC分解检验
因为上文检验结果显示新会计准则下2008年的深市A股的ERC显著为负,与H1违背,所以本文将2008年数据样本分为UAR>0、UAR≤0分别进行回归分析,以进一步探寻新会计准则下2008年的深市A股的ERC显著为负的深层原因。(表2)为(-1,1)天、(-3,3)时间窗口下2008年深市A股的ERC值分解检验结果。可以看到:就2008年深市A股而言,无论是(-1,1)天还是(-3,3)天的时间窗口,当未预期盈余UAR为正值时,ERC为负值但是不显著;而当未预期盈余UAR(≤0)为负值时,ERC都显著小于零,而且未预期盈余为负值时的ERC的绝对值要大于未预期盈余为正时的绝对值,本文认为这是造成2008年深市A股整体ERC为负值的原因。在会计盈余信息为坏消息时(未预期盈余为负值时),证券市场的累计超额报酬率却向相反的方向反应,即使上市公司的盈余未达到市场预期,但是仍受到投资者的青睐和追捧,有正向的未预期股票回报率,这是与理论和假设不符的,本文称之为非正常反应,本文认为造成这种非正常反应的原因是:虽然中国经济在2008年受到世界经济危机的影响,2008年一年内中国股市由2007年10月的最高点下跌超过70%,全国范围房价下跌,出口增幅下降4.8个百分点。但是中国经济在一揽子的宏观调控政策下,在困难中仍保持了9%的增长,对世界经济增长的贡献超过20%,尤其是2008年12月份开始,中国的货币信贷、消费、投资、出口、工业生产等方面在国际上率先产生了一些积极地变化。而本文在预测正常报酬率时的选择的时间窗口是财务报告公告日前30日之前的连续120个交易日,预测期大部分处于2008年12月前,也就是说预测期和实际期的经济环境发生了极大的变化,导致正常报酬率的预测不准确,从而可能导致2008年深市A股中的非正常反应。此外,由于新会计准则与旧会计准则相比发生了重大变化,在新准则实施的初期,信息使用者对新会计准则的理解可能还不够透彻,从而使得新会计准则提高会计信息决策有用性的优势没有被充分识别。这也是2008年的深市A股的ERC显著为负的一个可能原因。
(三)新旧会计准则下上市公司盈余管理行为研究
因为会计盈余信息是许多契约的重要参数,会计盈余或亏损对于上市公司本身及其股东、管理层和有关主管部门而言有重要的影响,所以他们为了自身效用的最大化,竭尽全力,采取种种盈余管理手段来影响公司会计盈余信息。如果会计盈余信息受股东或管理层的主观意愿影响太大,盈余管理过度,会造成公司的会计信息失真,损害会计盈余信息的可靠性,从而以可靠性为基础的相关性也自然不会显著。在新会计准则下,公允价值变动损益进入利润表,造成未实现利得和损失增多,从而增大了股东或管理层操纵利润的空间,可能损害会计盈余信息的可靠性,从而使得新会计准则的相关性减弱。这可能是上文中关于新旧准则下沪、深两市A股ERC和△ERC检验结果没有支持原假设,没有显示出新会计准则带来的相关性即决策有用性增强的效果的原因之一。为了衡量新旧会计准则下上市公司操纵会计盈余的程度,本文将进一步对新旧会计准则下企业的盈余管理行为进行研究。本研究根据前述模型对新旧会计准则下2004年至2008年沪、深两市A股的数据分年度计算和检验可操控性应计利润额,研究数据均来自国泰安数据库。在研究过程中,剔除了数据不完整的样本,得出结果如(表3)所示。可以得出:总体来看,新会计准则下由于公允价值变动损益进入利润表,造成未实现利得增多,从而增大了股东或管理层操纵利润的空间,可能损害会计盈余信息的可靠性,从而使得新会计准则的相关性减弱,这也成为上文中ERC和ERC分解检验结果没有支持原假设,没有显示出新会计准则带来的相关性即决策有用性增强的效果的原因之一。
五、结论与建议
(一)结论
在旧会计准则下,2004年至2006年会计盈余信息在中国证券市场上具有决策有用性,但是2006年的数据跟模型预期有偏离,这主要是受政策和牛市行情的影响。新会计准则下的2008年由于以下原因的影响,没有显示出新会计准则带来的决策有用性增强的效果:经济大环境的突然改变,经济危机的发生使得收益发生巨大的波动,市场处于观望和调整期;由于我国发布的新会计准则实施仅两年,财政部仅组织了会计从业人员对新会计准则的系统学习,所以其他广大信息使用者对新会计准则的理解还需要时间,可能不透彻,从而使得新会计准则相关提高会计信息决策有用性的部分没有被识别,可能导致证券市场反应异常。我国经济在2008年12月份前后发生了巨大的改变,使得预测期窗口期和实际期的经济环境发生了极大地变化,导致正常报酬率的预测不准确,从而可能导致2008年沪市A股显示出非正常反应。通过对新旧会计准则下沪、深两市A股可操控性应计利润进行的t检验得出结论,新会计准则下上市公司操纵应计利润的程度相比于旧会计准则下更强,表明新会计准则下股东或管理层操纵利润的空间更大,损害了会计盈余信息的可靠性,从而使得新会计准则的相关性即决策有用性减弱。
(二)建议
针对本文的研究结论,给出如下政策建议:第一,对于会计准则的政策制定者,不仅要看到财务报告作为一种竞争信息在市场中的重要作用,还要针对不断变化着的国内外经济环境,不断完善准则和相关会计政策的制定,而且在颁布新会计准则后,要做好会计准则的普及教育工作,提升投资者理解会计信息的能力,促进证券市场的正常发展。第二,对于公司会计人员来说,会计人员要进一步学习更新新的会计准则和相关理论知识,并且可以通过研究市场对会计信息的不同反应,选择不同的会计政策和披露方式。此外,对于公允价值等可以进行盈余管理的项目,应该保证合法合规披露,以达到提高财务报告对于投资者的决策有用性的目的。不断提高会计人员作为市场信息提供者的竞争能力,同时也会为公司吸引合适的投资者。第三,对于投资者来说,要理性的分析财务报表,不仅要看到财务报表是报告公司真实情况的重要信息源,而且要看到财务报表的不足和存在可以虚假报告的风险,充分利用其他信息,帮助自己改善投资决策,切忌盲目跟风,同时要对新颁布的会计准则,尤其是对会影响会计盈余信息的相关准则加强学习和理解。新会计准则的实施才刚起步,虽然现有实证结果并未显示出新会计准则带来的决策有用性增强的效果,但是由于新会计准则的进步性,在新会计准则实施的时间增长后,再对其检验必能有所改善,这也是今后的研究方向。
摘要：2006年我国颁布了与国际会计准则趋同的新企业会计准则,新准则的实施是否改善了会计盈余信息的信息含量和决策有用性是一个亟待检验的问题。本文采用事件研究法和盈利反应系数模型,基于沪深两市A股2004年至2006年以及2008年的数据,检验新准则的实施是否提高了会计信息的决策有用性。结果发现:新公允准则对经营决策有用性显示不强,就此提出相关的政策建议。
反应系数 篇5
一、控股股东对盈余质量影响的研究现状
当管理人员持股或机构所占股权增加时, 由于可以降低代理成本, 而降低了高管人员操纵盈余数字的可能性, 所以高管人员持股提升了上市公司的盈余质量 (Warfield 1995) [1]。另一方面研究发现, 上市公司的股权集中程度与盈余质量呈现负相关的关系, 即公司股权越集中, 对于投资者的保护就会越小, 因而公司的财务报告质量就越低 (La Porta etc.1998) [2]。当上市公司高管持股比例较高时, 由于内部人与外部人之间存在的信息不对称以及道德风险, 会发生管理壕沟效应。我国的研究中, 对控股股东对盈余质量的影响主要集中在以下两个方面:一方面是控股股东的股权集中度对盈余质量的影响。一些研究学者指出, 我国上市公司第一大股东持股比例程度越高, 该上市公司相应的管理费用也会越高, 存在着严重的经营者机会主义行为。这一结论意味着控股股东股权集中越高, 股东将通过各种方式来影响盈余的可能性越大 (苏卫东等2005) [3]。而第一大股东持股比例过于分散或股权过于集中都不利于盈余质量的提高和公司治理作用的发挥 (赵息等2006) [4]。并进一步发现当第一大股东持股超过50%时, 股东在企业中具有绝对的控制权, 他们偏好通过关联交易来获取控制权, 进而共享收益, 最终提高了盈余质量;而当控股股东持股在50%及以下时, 更多通过关联交易追求控制权私有收益, 结果降低了盈余质量 (佟岩、王化成2007) [5]。另一方面的研究主要是控股股东的性质 (是否国有) 对盈余质量的影响。一些研究指出, 当企业的实际控制人为国有股东时, 盈余的信息含量更高 (张继袖、陆宇建2007) [6]。管理层持股比例、国有股持股比例以及流通股比例都与盈余质量呈现负相关关系, 但是检验结果并不显著, 达不到显著性水平。法人股持股比例与盈余质量呈现正相关关系, 但是检验结果并不显著, 达不到显著性水平 (刘娜2008) [7]。由于上市公司报告的盈余质量受到的影响因素较多, 如何去确定这些影响因素, 并依据这些影响因素去改善和提高上市公司的盈余质量, 完善我国资本市场, 就显得尤为重要了。
本文认为由于历史原因, 我国国有企业改制上市的公司普遍存在重大决策仅由几个大股东做出, 甚至出现一股独大的现象。与此同时上市公司作为一系列契约的集合, 由于信息的不完全性和不对称性等因素的影响, 导致剩余索取权和剩余控制权的不对称。而实际控股股东作为契约中的优势一方, 其在进行各种决策时对会计盈余的影响不可避免。控股股东影响上市公司盈余质量的另一原因是实际控股股东的性质, 我国经过股份改制上市的公司中, 有大部分央企的实际控股股东仍由国资委等政府部门来担任。由于这种双重身份的存在, 国有控股公司一方面能够享受更多的政策优惠, 另一方面会产生相应的股东缺位问题, 对公司的各项经营活动不能进行有效的监管, 使得经理人有机会去操控公司的盈余。
二、实际控股股东与盈余质量的关系
(一) 实际控股股东的集中程度与盈余质量
实际控股股东的股权集中程度对公司的经营管理有一定的影响。一方面如果控股股东的股权过度分散, 会导致公司的所有者缺乏对公司经营管理进行监管的积极性;另一方面如果股权过度集中, 会使得控股股东有自利行为的动机, 损害其他小股东的利益。所以只有股权的适度集中, 才能使股东一方面能够主动的参与到公司的管理经营中去, 实现对公司各级管理层的监管;另一方面避免了上述两种情况的出现。本文衡量股权集中程度的指标, 主要使用公司实际控股股东的持股比例。
假设1:实际控股股东的股权集中程度对上市公司的盈余质量呈现出一种“∩”形的影响。
(二) 实际控股股东的性质与盈余质量
通过研究进一步认识到, 我国上市公司的盈余质量不仅受到该公司实际控股股东的股权集中程度的影响, 同时还受到实际控股股东的股东性质影响。当上市公司的实际控股股东的性质为国有股时, 由于国有股东存在着严重的缺位问题, 不能在公司的整个经营过程中及时地进行有效的监管, 使得公司的经营代理人有机会对公司的盈余进行操控。同时, 国有股产权不明晰使代理问题进一步恶化, 进而可能引发代理人道德风险, 形成事实上的内部人控制, 使盈余质量降低。
假设2:当公司的实际控股股东为国有股时, 上市公司的盈余质量较低。
三、变量的设定与模型的建立
(一) 变量的设定
1.盈余质量
关于如何定义盈余质量, 学术界至今没有达成统一意见。本文从盈余反应系数 (Earnings Response Coefficients, ERC) 角度评价, 认为当期的盈余 (或盈余变动情况) 能够预测公司未来市场回报的能力, 即通过股票市场对盈余的反应来评价盈余质量。认为高质量的盈余应符合会计信息要求的可靠性、相关性与可比性原则。
2.实际控股股东
实际控股股东是对上市公司拥有实际控制权的股东, 本文使用《CSMAR中国上市公司治理结构数据库》中提供的上市公司拥有实际控制权人的持股比例和性质来确定本文使用的变量实际控股股东的持股比例和股权性质。
(二) 模型的建立
本文的研究假设都以基本的盈余反应系数模型为基础, 加入需要考察的变量得到本文待检验的模型。为了对假设1、2进行检验, 本文使用2006~2011年的CSMAR数据库中所有上市公司的样本数据 (不含金融类企业) 。根据已有研究成果, 还在检验模型中引入了资产负债率 (Lev) 、公司规模 (Size) 、Beta系数 (Beta) 和Tobin's Q值 (Q) 作为检验模型的控制变量。此外还考虑到中国股市的波动情况以及行业间经营环境的不同所可能产生的影响, 还在模型中加入了时间控制变量 (year) 和行业控制变量 (IND) 。
对于假设1的检验, 本文在前面所述变量的基础上增加了实际控股股东持股比例 (CS) 这一变量进而得到模型 (1) , 使控股股东的持股比例 (CS) 与盈余反应系数相乘, 从而使其系数λ2反映实际控股股东的股权集中程度对盈余质量的影响。依据本文的假设1, 本文预测, 随着股权集中程度的升高, 这种股权从分散到集中会对基本盈余反应系数有正面影响;但当股权的集中程度继续升高到过度集中的时候, 这种股权从集中到过度集中又会对基本盈余反应系数有负面影响。
对假设2的检验, 本文根据已有研究成果在模型中增加了实际控股股东性质的虚拟变量进而得到模型 (2) , 当上市公司的实际控股股东为国有股东时该控制变量 (CSIdentityit-1) 值取为1, 否则取0。使控股股东身份虚拟变量与盈余指标相乘, 使其系数λ2反映实际控股股东身份对盈余反应系数的影响。依据本文的假设2, 本文预测该项系数应为负, 即当实际控股股东为国有时对基本盈余反应系数有负面影响。
四、实证检验及结果
(一) 样本选择及描述性统计
本文使用2005年股权分置改革正式启动后的数据, 以2006~2011年间所有上市公司作为样本, 从实际控股股东持股比例和实际控股股东的性质两个角度来研究上市公司实际控股股东对盈余质量产生的影响。经过对数据库中样本的筛选, 最终获得了涉及11个行业的样本公司2 616个 (剔除了金融类行业) 。这些数据主要来自于深圳国泰安信息技术有限公司开发的《CSMAR中国股票市场交易数据库》、《CSMAR中国上市公司财务报表数据库》、《CSMAR中国上市公司公司治理数据库》、《中国上市公司股东研究数据库》以及专题系列研究中的《中国股票市场风险评价系数beta数据库》。回归模型中使用的相关变量意义 (如表1所示) , 表2是对回归模型中的变量进行的一个描述性统计。
依据表2中对回归模型各个基本变量的描述性统计来看, CS代表了实际控股股东的持股比例, 其均值为29.27%, 且股权集中程度差异较大, 体现了在我国的上市公司中既存在实际控股股东股权较分散的情况, 又存在过度集中的情况。而且, 多半数公司的实际控股股东是国有股股东, 这充分体现了我国国有制改革后存在的一些体制特征。并且我国上市公司的股票的年度收盘价格price、会计盈余R以及上市公司的市场回报等其他指标也体现出较大的公司间差异。以上信息表明, 对我国上市公司的实际控股股东对盈余质量的影响进行研究具有现实意义。
(二) 模型1分组对股权集中程度对盈余质量影响的检验
为了明确实际控股股东的股权集中程度对上市公司报告的盈余质量的影响, 本文对实际控股股东不同水平上的持股比例分别进行了回归, 包括实际控股股东的持股比例小于20%、实际控股股东的持股比例大于20%小于30%、实际控股股东的持股比例大于30%小于40%、实际控股股东的持股比例大于40%小于50%以及实际控股股东的持股比例大于50%这5种情况。表3中的结果即对实际控制股东的不同集中程度进行回归, 不难发现实际控股股东持股比例对盈余质量的影响是显著的, 且与盈余质量之间存在“∩”形的关系, 即随着公司实际控股股权的集中度不断升高, 会对公司的盈余质量产生正的影响, 但是当这种集中程度升高到一定阶段时, 对盈余质量的影响又会转化为负的, 所以实际控股股东的股权集中程度对公司的盈余质量呈现出一种“∩”形的影响。
注:小括号中的数值为P-Value
(三) 对模型1、2的统计检验
表4是对模型1和模型2进行统计检验结果的综合列示, 从结果可以看到两个模型的回归结果都有着较高的可靠性。从模型研究的变量回归系数来看, 在综合考虑实际控股股东的股权集中程度时, 这一指标会对公司的盈余质量产生负面的影响。并且当上市公司的实际控股股东为国有股东时会恶化公司报告的盈余质量。
五、结论及局限性
实际控股股权集中度对盈余质量影响实证检验的结论:上市公司实际控股股东持股比例对报告盈余质量的影响存在“∩”形关系, 与本文的假设1相一致, 即当实际控股股东的持股比例低于20%时, 公司的股权结构处于分散状态, 导致股东对于公司的经营活动的参与度较低, 不能对公司的经理人形成有效的监督, 从而使得经理人有机会去操纵公司报告的盈余质量。当实际控股股东的持股比例处于20%~50%的时候, 股东有能力和动力去参与公司的经营管理活动, 有效的对经理人进行监管, 进而提升了公司报告的盈余质量。而当实际控股股东的持股比例超过50%时, 股东掌握了公司的全部经营决策权, 股东就会选择有利于自己的经营决策, 导致关联交易、侵犯小股东利益等行为的发生, 进而去操控公司的盈余, 影响盈余质量。
实际控股股权性质对盈余质量影响实证检验的结论:国有股持股比例对盈余质量负面的影响, 这可能是由于国有股股东的缺位问题导致的。由于这种缺位问题的存在, 实际控股股东为国有股的上市公司, 不能对公司的经营过程进行有效的监管, 为经营代理人掌控盈余提供了机会。同时, 国有股产权不明晰使代理问题进一步恶化, 形成事实上的内部人控制, 使盈余质量降低。
本文的结论明确了股权集中程度在不同阶段对盈余质量的影响, 有利于上市公司改变不合理的股权结构, 降低股东通过影响盈余质量实现自利的动机和能力。另一方面, 虽然我国股权改制已基本完成, 但在一定程度上并没有实现提高控股股东的制衡力和积极性的目的, 只有从根本上解决国有股东缺位、产权不明晰等一系列问题时, 才能在一定程度上改善我国上市公司盈余质量。
本文的局限性主要有两个方面:一方面是在选择盈余质量的代理指标时, 选择了盈余反应系数作为衡量指标。因为在学术界对于盈余质量的衡量指标有许多, 本文只选择了一种难免会产生一些偏颇。以后的研究可以选择多项衡量指标进行横向比较, 有利于得出更加确实的结论。另一方面是实际控股股东的性质上, 本文只是从总体上区分了国有股、非国有股。实际上可以进一步考查机构持股以及第二、三大股东持股主体性质对盈余质量影响。
摘要：随着我国国有股股权改制的完成, 上市公司的股权结构及性质对其报告的盈余质量产生了一定的影响。本文依据我国上市公司2006～2011年的经验数据, 分析我国上市公司实际控股股东对财务报告盈余质量的影响, 并研究股权集中程度在不同阶段对盈余质量的影响, 为从根本上解决国有股存在的缺陷, 改善上市公司盈余质量提供依据。
关键词：实际控股股东,盈余质量,盈余反应系数
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