創業板公司盈余反應系數研究

張海燕

創業板公司盈余反應系數研究

張海燕

本文通過關注創業板上市公司盈余和股票回報的關聯程度及其與盈余時間序列持續性的聯系,探討創業板上市公司報告盈余所包含信息的本質。我們借助經典的估價模型以及考慮了盈余持續性經濟影響因素的盈余時間序列模型,推導出E R C與盈余持續性之間的正向關聯性。基于2010-2013年93家創業板上市公司的年度數據,我們的經驗證據得到的結論是：考慮了公司基本面的盈余時間序列持續性與盈余反應系數正相關。

盈余反應系數；盈余持續性；創業板

引言

公司所報告的會計盈余與股票價格或回報的關系是會計、金融、經濟領域的一個基本問題。1968年Ball和Brown在這個問題上做出了開創性的研究。之后，許多學者對此問題進行了研究探討。得到的主導結論是：報告盈余具有信息含量。那么，報告盈余如何與公司估價相聯系?探討盈余持續性如何影響盈余反應系數(earnings response coefficient.ERC)從一個角度對這個問題進行了回答。國外大量的研究探討了ERC與盈余持續性之間的關系，其主導結論是盈余時間序列持續性與ERC正相關。國內對此問題的研究有10多年的歷史，但未得到一致的研究結論。如董紅星(2007)的研究表明：隨著中國股市的逐步發展,投資者已經能夠識別盈余的不同成分,永久性盈余比暫時性盈余具有更多的信息含量；而徐浩峰和王正位(2006)的研究表明:我國投資者不能完全解讀盈余組成部分持續性方面的差異對公司價值的影響。

創業板又稱二板市場，即第二股票交易市場，是指主板之外的專為中小企業和新興公司提供融資途徑和成長空間的證券交易市場，是對主板市場的有效補給，在資本市場中占據著重要的位置。目前，中國上市的創業板公司呈現出驚人的市盈率，倘若不能獲得持續的高增長，其破產倒閉的可能性大大高于主板市場；且一旦達到退市條件，只能直接退市，不存在重組的可能性，這會嚴重損害投資者的信心。盈余反應系數(ERC)是投資者對上市公司盈余的反應程度，是衡量投資者對上市公司盈余的信心與依賴度。從理論上來講，投資者對創業板上市公司盈余的反應程度應該高于主板上市公司。那么實際情況如何呢？國內目前還沒有這方面的研究。本文研究上市創業板公司ERC與盈余持續性之間的關系，探討盈余時間序列特征的估價含義，研究結果一方面為投資者提供理論指導，另一方面為監管部門規范監管提供經驗證據。

一、理論模型

一般而言，關于盈余的價值相關性建立在對如下線性模型的斜率（b）以及擬合優度（R2）的推斷之上（Collins and Kothari，1989）。

式中，URit代表股票i在時期t內的累計超額回報率；UXit代表未預期盈余；Pit-1代表公司i在t時期期初的股價；eit代表殘差項。下面推導基于ARIMA（p,d,q）一般盈余時間序列過程下的盈余價值相關性模型以及相應的理論ERC值。

根據Christie（1987）and Collins，Kothari（1989）的研究結論，公司在t年內的未預期回報（UR）可以表述為下式（省略了公司下標）：

式中，Rit為公司股票在時期內的原始回報率；URit為公司股票在時間t的未預期回報率；Pit-1(Pit)為公司在t-1年末（t年末）股價（除現金股利）；Dit為公司t年發放的現金股利；r為預期資本貼現率；Et(·)為t期預期函數，△Et(·)為預期變化函數。

根據股利政策無關理論以及Kormendi，Lipe（1987）和Ali and Zarowin（1982等人的研究結論，假定公司預期未來股利的變化數等于預期未來盈余（Xt+k）的變化數，即△Et(Dt+k)=△Et(Xt+k）（k=1，2，3，…，∞），又由于△Et(Dt）=Dt-Et-1（Dt），式（1.2）可以轉化為下式：

在一般的ARIMA（p,d,q）盈余時間序列過程下，△Et(Xt）=εt，它代表了本期的未預期盈余或盈余震驚，并且本期震驚對未來盈余的累積影響效應為：

因此，式（1.3）可以轉化為如下可用于時間序列或橫截面檢驗的盈余—回報關系式：

式中，PER+1稱為理論上的盈余反應系數。

根據式(1.5)可以設計基于年度窗口的可檢驗盈余價值相關性的方程如下（省略了公司下標）：

式中，URt為公司股票在t年份的未預期回報率或非正常回報率；UXt為公司t年未預期盈余，在ARMA(p, q)一般模型下，UXt即前文所定義的盈余震驚εt，其計算該如下：

會計研究中有大量研究表明年度盈余遵循求積移動平均模型IMA(1,1)時間序列過程，如Beaver(1970)，Ball and Watts(1972)的早期研究就顯示了IMA(1,1)過程對年度盈余而言是一個合理的選擇。IMA(1,1)是大多數研究盈余信息含量或價值相關性的學者所青睞的模型之一。在IMA(1,1)模型下，年度盈余遵循如下過程（假定盈余無趨勢增長量）：

式中，εt為本年的盈余震驚；θ為移動平均參數。當采用IMA(1,1)模型作為估計未預期盈余的基準時，式(1.6)轉化為下式：

根據前文的結論，式(1.9)中的系數b為盈余反應系數的估計值，在理論上它應等于(1-θ)/r+1；a為截距項，理想情形下它等于0；ε為IMA(1,1)盈余時間序列下的震驚項；

在估計方程(1.9)時首先必須確定每個公司的移動平均參數θ，這樣給檢驗過程設置了較多的條件。為了設計可以間接通過盈余價值相關性模型反映盈余持續性參數值θ的模型，先對IMA(1,1)模型進行轉化。由于平均移動模型IMA(1,1)能夠表述為一個無限價的自回歸模型，不斷迭代式(1.8)中的震驚項（εi）可以得到：

式(1.9)說明在IMA(1,1)過程下，本期末預期盈余（εi）能夠表述為本期以及若干歷史盈余變化值（△Xt+k，即Xt+k-Xt+k-1，k=0,1,2,…）的一個函數。將式(1.10)代入式（1. 9）可得：

由于不可能獲得無限次的時序數據，式（1.11）是不可估計的。當θ為接近0的小數的情形下，高階次前的回歸系數逐漸趨近于0，合理的做法是截取有限階次歷史盈余變化值為自變量。類似Ali and Zarowin(1992)等人的做法，本文截取兩個滯后盈余變化數作為自變量。另外由于在新興資本市場下，用單一時間的股價和不同期間的盈余相對應是不合理的，使用Pt-1作為所有盈余變化滯后值的平減規模效應因子缺乏現實依據，因此，在下面的模型中使用每階次盈余變化值對應期間的期初股價作為平減規模效應因子。經過上述處理后，可得到檢驗中國上市創業板公司盈余價值相關性的模型為：

式中，b為盈余反應系數的擬合值；θ為盈余的持續性計量。從理論上講應當逐個按個體公司直接對式(1.12)進行擬合。但由于新興資本市場條件下充分時序數據的不可獲得性，因此進一步假定參數θ等在截面或行業范圍內的一致性，這樣，模型（1.12）便可用于截面數據的回歸。

本文采用Gauss-Seidel迭代法對模型(1.12)的參數進行估計。模型為：

二、實證分析

1.研究樣本與數據來源

本文以2010-2013年間上市的創業板93家公司作為樣本。數據來源于Wind金融終端數據庫和CSMAR數據庫，經過作者手工整理，使用SAS軟件進行處理和統計分析。

2.實證結果

表1 描述統計值與相關系數a

(2)上三角區為Spearman的秩相關系數，下三角區為Pearson的線性相關系數；**表示顯著性在0.01水平上，*表示顯著性在0.05水平上（雙尾）。

表1報告了各變量的描述統計值與相關系數。從表中可以看出，年度非正常回報率的均值為0.085，中位數為-0.071，標準差為0.427；三種階次平減規模效應后的盈余變化指標的均值分別為-0.004、0.001和-0.003；中位數分別為0.001、0.000和-0.001，標準差分別為0.037、0.063和0.068。上述結果說明盈余變化指標之間的分布具有相對類似性特點，但非正常回報指標的均值和波動率都相對偏高。從線性相關系數來看，URt在0.01水平上同△Xt/Pt-1正相關，并在0.01水平上同△Xt-2/Pt-3負相關；從秩相關系數來看，URt在0.01水平上同△Xt/Pt-1正相關，并分別在0.05水平上同△Xt-1/Pt-2和△Xt-2/Pt-3負相關。

從表2可以看出b值為正且在5%顯著性水平下顯著，說明歷史滯后盈余變量對ERC的解釋力顯著。θ值為正且在1%顯著性水平下顯著，說明ERC與盈余持續性之間的正向關聯性。

三、結論

本文基于中國上市的創業板93家公司2010-2013年的年度數據，探討了ERC與盈余時間序列持續性的聯系。實證結果表明：ERC與盈余持續性之間具有正向關聯性。研究結果一方面能為投資者提供理論指導，另一方面能為監管部門規范監管提供經驗證據。

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（作者單位：廣東技術師范學院天河學院）