02-会计信息披露及时性的信息含量分析——基于2002-2004年中国上市公司年报数据的实证研究

会计信息披露及时性的　信息含量分析　基于２００２　２００４年中国上市公司年报数据的实证研究　朱晓婷杨世忠　（首都经济贸易大学会计学院１０００２６）　【摘要】“及时性”是一项重要的会计信息质量特征，一直以来是会计领域研究的重要范畴。本文依据中国深沪　两市上市公司２￣２－－２００４年年报数据，以上市公司年报时滞作为及时性的替代变量，对中国上市公司会计信息　披露及时性的信息含量问题进行实证分析。研究发现：早披露年报公司的市场反应显著强于晚披露公司，从而　得出了及时性具有信息含量的肯定结论。　【关键词】上市公司及时性信息含量信息不对称　对于上市公司的内部人（管理当局与内部股东）与外部人（监管机构和公众投资者）来说，财务会　计信息也广泛存在着“信息不对称”现象。这类“信息不对称”现象从时间特性的角度来看，可以用各　利益集团获得信息的及时程度来解释。由于接触相关会计信息的时间比较早，企业内部管理层总是处于信　息优势，而外部利益相关者则总是处于信息劣势。对于外部利益相关者而言，不具备及时性的会计信息，　其害有三：一是增加了投资者的决策风险——缺少具有确定性的决策依据；二是有损会计信息的基础性地　位——使信息使用者转而寻求其他的信息来源；三是为某些公司操纵会计信息，编制虚假报表，创造了时　间条件。从这个意义上说，不具备及时性的会计信息还影响到资本市场的效率和公平。所以解决信息不对　称问题的措施还在于——使上市公司的会计信息及时对外披露。　文献回顾和研究假设的提出　１．相关文献回顾　在会计信息披露及时性研究领域，国内外学者重点关注于二个方面：一是对披露滞后现象的解释，最　早引起人们注意的就是“好消息早，坏消息晚”的披露规律；二是及时性的信息含量问题。基于美国等　成熟市场的研究已经提供了大量的经验证据。例如Ｇｉｌｖｏｌｙ和ＰＭｍｏｎ（１９８２）对１９６Ｏ一１９７４年间在纽约证　券交易所上市的公司年报披露及时性进行分析，他们的研究发现：股价对较早披露盈余的反应要强于对晚　披露盈余的反应，由此表明信息披露越及时其信息含量越大。Ｃｈａｍｂｅ￣和Ｐｅｎｍ￣（１９８４）随机选取了　１９７Ｏ一１９７６年间在纽约证券交易所上市的１００家公司作为研究样本，市场反应研究结果表明：披露较早　的公司非正常收益较高，披露较晚的公司非正常收益则要低一些。在控制了“好”、“坏”消息、公司规　模、投资者期望等因素后，这一现象仍然存在。Ｍｏｓｓ和Ｓｃ￣ｏｅｄｅｒ（１９８４）研究了季度盈余披露及时性与　股票回报之间的相关性，他们发现：盈余公告的及时性与盈余公告日附近的非正常收益相关，早披露公司　的非正常收益比晚披露公司的非正常收益显著更高。可以用来解释上述现象的原因是多方面的，相较晚披　露信息而言，早披露的信息更难预测，因此市场对其的反应理应更强一些；此外可以认为公司公告之间有　】６　维普资讯 http://www.cqvip.com

相互影响的作用，特别是针对同行业的公司，公告较早的信息对晚公告公司的信息实际上起到了一种泄露　作用。因此，当使用者根据早公告的信息进行期望修正以后，市场自然对晚公告的信息就反应得较为弱一　些，直接观察到的现象就是较低的非正常收益。　基于我国这一新兴市场，很多学者对会计信息披露的及时性问题也进行了比较深入的探讨和分析。　Ｈａｗ　ｅｔ　ａ１．（２０００）、陈汉文等（２ｏｏ４）、程小可等（２００４）以及巫升柱等（２００６）分别利用不同年度的上　市公司数据，采用不同的方法对我国上市公司的信息公告及时性与业绩变动、审计意见之间的关联性进行　了实证分析，他们的研究表明在现实的中国市场存在“好消息早，坏消息晚”的披露规律，同时非标准　审计意见也是影响盈余报告延迟披露的重要因素。　上述学者对及时性的研究主要集中于信息披露滞后的解释方面，而对另一重要领域——“信息含量”　问题尚未进行详尽阐述。有鉴于此，本文将在这方面展开研究。　２．研究假设　中国证监会要求所有上市公司于每年４月３０日前公布其上一年度财务报告，１９９７年预约披露制度出　台，交易所按照均衡披露的原则统筹安排上市公司的年报披露工作，在这种背景下，上市公司年报披露时　间上的灵活性受到一定限制，也对信息披露工作产生了时间上的压力，由此导致了不同的市场行为。因此　本文对及时性的分析主要侧重于及时性与市场反应之间的关联性。　股权分置改革之前，我国上市公司的股份由流通股和非流通股构成，某些上市公司可流通股份的市场　价值很低，而且个别大股东控制大部分可流通股份的现象非常少见。因此，信息披露越迟，相关信息泄露　的可能性越大，由信息披露所引起的市场反应也就越小。基于此提出本文的研究假设：早披露年报的上市　公司市场反应强于晚披露公司。在本文的研究中，使用反常收益和累积超额回报衡量年报披露日附近的市　场反应，则本文的研究假设可进一步解释为：早披露年报上市公司的反常收益和累积超额回报显著大于晚　披露公司。　二、研究设计　１．及时性释义　及时性是会计信息质量的重要特征之一，是指会计信息能够在规定的时间范围内或使用者要求的时间　限度内到达使用者。不同的会计信息使用者对于会计信息的及时性要求并不相同。对于满足投资者暨多个　利益主体共同需求的财务会计信息的及时性要求，通常在制度中予以明确规定。对于上市公司，由于投资　者是社会公众，报告的及时性就成为会计信息公开披露的及时性。　报告时滞（Ｒｅｐｏｒｔｉｎｇ　Ｌａｇ）是Ｃｈａｍｂｅｒｓ和Ｐｅｎｍａｎ（１９８４）提出的概念，指从财务报告所涉及的会计　期间结束日到报告披露日之间的时间间隔。从现在的技术手段和制度要求看，由于编报准备和中介审计的　需要，任何一个报告在正式披露前都会有时滞。但在报告时滞的具体度量上又有一个颇具争议的问题：即　计量上市公司年度报告披露时间存在日历天数与交易日天数两种标准，若按照前一种标准，会计信息披露　时滞为上一会计期间结束日（一般为１２月３１日）至年报披露日之间的日历天数；按照后一种标准则为　交易日天数。两种标准的争论焦点就在于将节假日包括在时滞期内是否合理。按照日历天数标准简单、直　观，但这种简单化的做法忽视了市场作为信息反应平台的基础性作用，在休市日和交易日，信息使用者对　信息的消化方式显然是有较大差别的。在休市日或节假日公告的公司，其信息释放只能等到开市才能表现　出来，那么对在休市日和节假日前后分别进行公告的公司，实际上二者的及时性程度是类似的。因为即使　在休市或者节假日期间信息在某种程度上得到消化，此时也没有市场来提供反应的机会。同时考虑中国证　券市场的实际情况，每年的一月至四月间都有中国的传统节日——春节，市场会有较长时间的休市，因此　本文采用交易日标准来计算上市公司年度报告时滞，并以此作为及时性的替代变量，即年报时滞尉　为　上一会计年度末（１２月３１日）至年报披露日之间所包含的交易日天数。需要说明的是在节假日公布年报　的上市公司以节假日结束后的第一个交易日作为其年报公布日，并计算其年报时滞。　在此基础上本文定义了二个时间性变量：（１）未预期披露时滞Ｕｇｌａｇ，本文采用随机游走模型确定期　望披露时滞，即Ｅ（ｇｌａｇ　）＝Ｒｌａｇ。一。，则ＵＲｌａｇ。＝Ｒｌａｇ。一Ｒ　。一。，Ｒ　。代表第ｔ期年报时滞；（２）年报　时滞系数脚（Ｒｅｐｏｒｔｉｎｇ　Ｌａｇ　ＩＮＤＵｅｘ），脚＝ｎ／Ｎ，其中，ｌ表示上市公司在第，１个交易日公布年报，Ⅳ代　１７　维普资讯 http://www.cqvip.com

表年报规定披露时限内的交易天数总和。　２．市场反应的衡量　投资者对信息的反应主要是通过证券市场股票价格的变化体现出来，因此本文以反常收益ＡＲ和累计　超额回报ＣＡＲ作为市场反应的代理变量，采用事件研究方法对及时性的市场反应进行分析。　（１）研究窗口的确定。确定窗口期的目的是为了捕获研究事件对股票价格的全部影响，较长的期间　可以保证捕获到全部的影响，但容易受到不相干因素的干扰。本文使用最大窗口期【一２０，＋５】进行分　析，在窗口期的具体选择上主要基于这样的考虑：一方面由于正常的潜在信息泄露市场反应会先于年度报　告的实际公布日期，因此本文采用【一２０，一３】、【一２０，＋２】时间段来考察可能发生的消息泄露；另　方面在一个相对有效率的市场，年报披露的效应不应该在长时间窗口中存在，所以本文采用３个对称的　窗口期【一５，＋５】、【一２，＋２】，【一１，＋１】来考察年报公布效应。　（２）反常收益ＡＲ（ａｂｎｏｒｍａｌ　ｒｅｔｕｒｎ）的计算。股票的反常收益是实际回报与正常（期望）回报的差　异，即为没有预期到的收益的部分，因而也就是由于事件引起的当日公司价值变动的估计值。即：　ＡＲｈ＝Ｒ“一Ｒ　其中：Ａ　．．——第ｉ家公司ｔ日的反常收益率，Ｒ．．——第ｉ家公司ｔ日的日收益率①，Ｒ　——第　家公　司ｔ日的日正常（预期）收益率。　计算Ｒ　通常有几种方法：市场模型、均值调整模型、市场调整模型和不变收益模型。在大多数情况　下，这几种方法的计算结果近似。本文采用市场调整模型进行计算，即以总市值加权的日市场收益率作为　预期收益率Ｒ　的估计值。　（３）累积超常收益ＣＡＲ。将一定事件期内每一天的超常收益加以汇总，得到累积超常收益ＣＡＲ，即　Ｉ２　ＣＡＲ（ｔ。，ｔ２）＝∑ＡＲ。　ｔｌ　３．研究模型　本文中以年报时滞ＲＬａｇ、未预期时滞ＵＲＥａｓ、年报时滞系数ＲＬＩ变量表征信息披露及时与否，以反　常收益ＡＲ、累积超额回报ＣＡＲ变量作为市场反应的代理变量，那么在研究及时性信息含量问题时一个现　实可行的方法就是考察ＡＲ、ＣＡＲ与ＲＬａｇ、ＵＲＬａｇ、ＲＬＩ变量间的关联性，以及按照一定的标准将样本分　组后，对早披露组和晚披露组的ＡＲ和ＣＡＲ进行比较分析。　（１）模型１。　反常收益ＡＲ度量了由于事件的发生引起的公司价值的变动，因此本文通过研究年报公布日附近股票　的超额回报与公告时滞之间的关系来探讨其市场反应，研究模型可表述为：　ＡＲｉｔ＝ａｏ＋口ｌＲｌａｇｉ＋ｔ；　其中：ＡＲｉ．——第ｉ家公司ｔ日的反常收益率，Ｒｌａｇ；——第ｉ家公司年报时滞，　——随机误差项。　（２）模型２。　’　两比较样本的ｍａｎｎ．ｗｈｉｔｎｅｙ　Ｕ非参数检验②，用于确定早披露公司累积超额回报是否显著大于晚披露　公司。样本分组为早、晚披露组的标准是：（１）按照年报披露的时间，将样本分为１、２月份披露组（早　披露组）和３、４月份披露组（晚披露组）；（２）按照ＵＲｌａｇ符号的不同，区分为ｕｍａｇ＜０组（早披露　组）和ＵＲｌａｇ＞＝０组（晚披露组）；（３）按照年报时滞系数ＲＬＩ的不同，分为ＲＬＩ＜０．３组（早披露组）　和ＲＬＩ＞０．７组（晚披露组）。　（３）模型３。　为了进一步考察在年报公布期间，影响收益反应的因素，必须控制诸如公司规模、消息类型、审计意　①Ｒ“＝（Ｐｉ。一Ｐｉ。一１）／Ｐｉ。一１，Ｐｉｔ为第ｉ家公司１日的收盘价，考虑到上市公司分红送配等对股票价格的影响，此处的收益率全部　进行了复权处理　②通过ＳＰＳＳ软件中的数据探索过程ＥＸＰＬＯＲ对数据进行分析后发现样本数据拒绝了正态性分布假设，因此本文采用ｍａｎｎ－ｗｈｉｔｎｅｙ　Ｕ　非参数检验方法进行分析。　１８　维普资讯 http://www.cqvip.com

见等公司特征和市场因素等变量，因此本文设计了多元回归模型，即：　ＣＡＲ＝６０＋ｂｌＵＲｌａｇ［Ｂ１．ａｇ，ＲＬＩ］　＋６２ＳＩＺＥ＋ｂ３ＰＵＢＬ＋ｂａＵＥ＋ｂ５ＥＰＳ＋６６ＬＡＲ＋ｂ７ＡＵＤＩ＋ｂｓＥＸＣＨ＋ｂ９ＩＮＤＵ＋ｂｌｏＹＥＡＲ＋ｆ；　其中：ｓＩＺＥ——公司规模，ＰｕＢＬ——流通股比例，ＩＮＤｕ——行业，ｕＥ——未预期盈余，ＥＰｓ一每股　收益，ＬＡＲ——资产负债率，ＡｕＤＩ——审计意见，ＥｘＣＨ——交易所，ＹＥＡＲ——年份，ａ——随机误差项。　４．研究变量　上述分析模型中，共涉及１４个变量。年报时滞ＲＬａｇ、未预期年报时滞ＵＲＬａｇ和年报时滞系数ＲＬＩ用　来表征信息披露及时与否；反常收益ＡＲ、累积超额回报ＣＡＲ用于衡量信息披露所引起的市场反应；公司　规模ＳＩＺＥ变量，以上市公司会计期末总资产的自然对数表示；流通股比例ＰＵＢＬ以上市公司会计期末流　通股数与总股本比例计算确定；模型中ＩＮＤＵ代表上市公司所处的行业变量，工业类上市公司ＩＮＤＵ＝１，　其他行业ＩＮＤＵ＝０；在对公司业绩指标的选择上，本文选择了每股收益指标ＥＰＳ，主要是考虑到每股收益　是衡量会计盈余的常用做法，每股收益ＥＰＳ＝净利润／年度末总股本；由于国内分析师预测尚处空白，未　预期盈余ＵＥ变量利用随机游走模型计算确定，即ＵＥ＝ＥＰＳ　一ＥＰＳ　；资产负债率ＬＡＲ以会计期末总负　债与总资产的比值计算确定，即ＬＡＲ＝年度末总负债／总资产；ＡＵＤＩ表示审计意见类型，我国现行审计　准则规定的四种审计意见类型中，除了标准无保留审计意见外，其他几种类型审计意见报告的签发有可能　影响投资者对财务报告有用性的判断，因此如果上市公司被出具的是标准无保留审计意见，则令ＡＵＤＩ＝　０，其他类型的审计意见则令ＡＵＤＩ＝１；ＥＸＣＨ表示交易所变量，深市赋值为１，沪市赋值为０；ＹＥＡＲ是　年度变量，２００３年令ＹＥＡＲ＝０，２００４年ＹＥＡＲ为１。　各变量的定义和计算见表１：　表１　变量名称　年报时滞　未预期披露时滞　研究变量一览表　变量代码　ｍａｇ　ｕＰ，ｈｓ　变量含义及说明　以年报公布１３距上年会计期末（１２月３１日）间的交易天数表示　ＵＲｌａｇｔ＝Ｐ，ｈｓｔ—ｍａｇｔ～１　年报时滞系数　反常收益　ＲＵ　ＡＲ　ＲＵ＝ｎ／Ｎ　ＡＲ“＝Ｒ“一Ｒ　ｔ　累积超额回报　公司规模　ＣＡＲ　ＳＩｚＥ　ＣＡＲ（　ｔ２）＝∑ｔｔ￣ＡＲ。　会计期末总资产的自然对数　流通股比例　行业　每股收益　未预期盈余　资产负债率　ＰＵＢＬ　ＩＮＤＵ　ＥＰＳ　ＵＥ　ＬＡＲ　会计期末流通股数与总股本比例　工业类上市公司ＩＮＤＵ＝１，其他行业ＩＮＤＵ＝０　ＥＰＳ＝净利润／年度末总股本　ＵＥ＝ＥＰＳｔ—ＥＰＳｔ—ｌ，　ＬＡＲ＝年度末总负债／年度末总资产　审计意见　交易所　年份　ＡＵＤＩ　ＥＸＣＨ　ＹＥＡＲ　标准无保留审计意见，ＡＵＤＩ＝０，其他类型的审计意见ＡＵＤＩ＝１　深市ＥＸＣＨ为１，沪市ＥＸＣＨ为０　２００３年ＹＥＡＲ＝０。２００４年ＹＥＡＲ＝１　三、样本与数据　１．样本选择的标准和步骤　本文的样本期间涵盖了２００２－－２００４年三年，样本公司为发行Ａ股的在深沪两市上市的全部公司。在　初选样本的基础上，本文剔除了如下类型的上市公司：　（１）金融类上市公司，由于金融类上市公司年度报表项目与其他类型公司存在较大区别，造成财务　指标间的可比性降低，同时鉴于此类上市公司数量较少，本文研究中未予考虑；　（２）ＳＴ／ＰＴ类上市公司，我国自１９９８年４月２２日开始实行ｓＴ制度，其针对的对象是出现财务状况　异常或其他异常状况的上市公司。显然这种类型的公司和一般的公司相比较业绩和财务状况较差，投资风　险较高，有可能其自身的特征就含有影响市场反应的信息，因此本文未将其纳入研究样本；　（３）样本期间各年４月３０日之后披露年报的上市公司；　１９　维普资讯 http://www.cqvip.com

４　∞　（４）部分数据缺失、数据无法获取的上市公司。　由此，进入本文研究的样本公司共３４３４家，由于数据计算的需要，多元回归分析模型减少一年数据，　共计２１４４个样本。　２．数据来源　本文研究中所使用的数据通过以下几个途径获取：　（１）２００２－－２００４年上市公司年度报告披露时间数据，通过查阅《中国证券报》、《上海证券报》、《证　券时报》以及巨潮资讯网获得；　（２）上市公司年度财务数据主要通过香港理工大学中国会计与金融研究中心和深圳国泰安信息技术　有限公司联合开发的《中国上市公司财务年报数据库》获取；　（３）上市公司年报公布日前后交易数据通过ＣＳＭＡＲ交易数据库获得。　为了保证样本数据的准确，本文在进行研究前对样本数据进行了抽样检查，其结果证明样本数据的误　差在可接受范围。　３．数据处理方法　本文所使用的数据处理和分析软件包含：ＥＸＣＥＬ、ＳＰＳＳｌ１．０等。其中，基本数据采用ＥＸＣＥＬ软件处　理，描述统计分析以及回归模型的建立使用了ＳＰＳＳ１１．０统计分析软件。　四、数据处理与分析　１．描述统计分析　在验证研究假设之前，本文首先对及时性替代变量进行了基本描述统计分析，见表２～表４和图１。　表２　年份　样本数　数目　２００２　２００３　２０ｏ４　１１２４　ｌ１８５　ｌ１２５　５５　２５　３３　２００２－－２００４年上市公司年报披露频数统计表【１）　月份　１月　比例％　４．８９　２．１１　２．９３　２月　数目　ｌ１３　１５９　１ｏ４　３月　比例％　１Ｏ．Ｏ５　１３．４２　９．２４　４月　比例％　３８．Ｏ８　４１．１　４１．４２　数目　４２８　４８７　４６６　数目　５２８　５１４　５２２　比例％　４６．９８　４３．３８　６．４　４枷∞合计　３４３４　１１３　３．２９　３７６　１Ｏ．９５　１３８１　４０．２２　１５６４　４５．５４　表３　天数　２００２　２０ｏ３　２００４　２０￣ｍ２００４年上市公司年报披露频数统计表【Ⅱ）　０～１５　１４　２５　１６　１６～２５　５２　６３　７７　２６～３５　１Ｏ２　ｌ１５　７７　３６～４５　１１７　１２３　１３４　６～５５　４２６６　３２０　２６９　５６—６５　１９８　１７６　１８９　６６—７８　３７５　３６３　３６３　合计　１１２４　ｌ１８５　ｌ１２５　合计　５５　１９２　２９４　３７４　８５５　５６３　ｌ１Ｏ１　３４３４　２００２年年报披露频数分布图　４Ｏ０　２００３年年报披露频数分布图　３５０　３０ｏ　霸　２Ｏｏ４年年报披露频数分布图　　Ｉ：　霾　屉　ｉ　圜　２５０　２００　１５Ｏ　１０ｏ　５Ｏ　圜霾　ｉ　ｉ　■　．ｉ　ｌ　ｌ　圜　ｉ　千　ｌ　｜目　禽　目　一　０～１５　２６～３５　４６—５５　６６～７８　目圈一目　Ｉ　ｌ　－Ｉ－　Ｉ＿　圈．圈．＿．　Ｉ　．圉．　年报时滞区间　Ｉ一　２６—３５　４６～５５　６６—７８　Ｏ　Ｏ～１５　＿·■　●■■　：２　ｌ　年报时滞区间　。　导　景　年报时滞区间　图１　２０　２００２－－２００４年上市公司年报披露频数比较图　维普资讯 http://www.cqvip.com

表４　２００２ｍ２００４年上市公司年报时滞描述统计表　变量　均值　中值　标准差　最小值　最大值　ＲＩＡＧ　５４．３１６２Ｃｌ０　５５　１６．４１４４９０　７　７８　ＲＵ　Ｏ．６９６３６　Ｏ．７Ｏ５１３　Ｏ．２１Ｏ４４２４５７　０．０８９７４　１　ＵＲＬＡＧ　Ｏ．３３２ｏ９　Ｏ　１６．９４９２６　—６７　６１　表２中，１月和２月披露年报的公司共４８９家，远远小于３、４月公布年报的公司数量２９４５家。在４　月披露年报的样本公司１５６４家，比例高达（４５．５４％），显著多于１月（１１３，３．２９％）和２月（３７６，　１０．９５％），略高于３月（１３８１，４０．２２）。为了进一步分析年报披露时间的分布规律，本文以１０个交易日　为单位对年报披露频数做详细统计和分析，其结果列于表３。表中可见三年间４６—５５和６６—７８交易日区　间，披露年报的公司数都表现出突然大幅度增加的现象，在４６—５５和６６—７８交易日区间公布年报的公司　分别为８５５家和１１０１家，数量上多于其他区间，而且对比相邻区间数量上的增加表现出突然性，这一现　象在图１中更可以直观的观察到。表４是对ＲＬａｇ、ＲＬＩ和ＵＲＬＡＧ三个变量的描述统计分析结果，其中　ＲＬａｇ均值５４．３１，ＲＬＩ中值０．７。这些证据表明大多数上市公司较迟披露年报，而且信息披露的时间并不　是一个随机性选择，其本身蕴涵着更多的信息。　２．市场反应分析　在本文的研究中及时性市场反应是通过反常收益ＡＲ和累积超额回报ＣＡＲ两变量进行衡量的，表５一　表９给出了披露早、晚所引起的反常收益ＡＲ和累积超额回报ＣＡＲ（模型１—３）的分析结果。　表５　反常收益ＡＲ度量的及时性市场反应分析结果　相对日期　系数　Ｔ检验值　Ｆ值　Ｐ值　ｌ１　一Ｏ．０Ｏ００７５　—３．Ｏ８４　９．５１１　Ｏ．ｏ０２’　１Ｏ　—Ｏ．０（）０Ｏ４０　—１．５１２　２．２８７　Ｏ．１３１　９　一Ｏ．ＯＯ００１７　一Ｏ．６２５　Ｏ．３９　０．５３２　８　一Ｏ．Ｏ０ｏｌ１１　—４．１２１　１６．９８５　Ｏ．Ｏ０ｏ　’　７　一Ｏ．Ｏ０ｏ１７４　—６．３２１　３９．９５１　Ｏ．Ｏ０ｏ’　６　一Ｏ．Ｏ０ｏ１６２　—５．８８９　３４．６７６　Ｏ．Ｏ０ｏ‘　５　一Ｏ．Ｏ０ｏ１４２　—４．７７３　２２．７８２　Ｏ．Ｏ０ｏ　４　一Ｏ．Ｏ０ｏ１４１　—４．７　２２．Ｏ９　Ｏ．Ｏ０ｏ’’　３　一Ｏ．Ｏ０ｏ１５７　—５．２５８　２７．６５　Ｏ．Ｏ０ｏ‘‘　２　一Ｏ．Ｏ０ｏ１４２　—４．５５９　２０．７８５　Ｏ．Ｏ０ｏ　‘　１　一Ｏ．Ｏ０ｏ１４３　—４．５９５　２１．１１７　Ｏ．Ｏ０ｏ‘‘　Ｏ　Ｏ．ＯＯ００５９　１．２５９　１．５８４　Ｏ．２Ｏ８　１　一Ｏ．０Ｏ００５７　—１．７４８　３．Ｏ５５　０．０８１　２　一Ｏ．ＯＯ００３２　—１．０６７　１．１３９　０．２８６　３　Ｏ．ＯＯ００２９　Ｏ．９５　Ｏ．９０３　０．３４２　４　一Ｏ．０Ｏ００３７　—１．２３６　１．５２９　Ｏ．２１６　５　Ｏ．ＯＯ００１７　０．５９３　０．３５１　０．５５３　—０．０１的水平上显著，’０．０５的水平上显著　表５是反常收益ＡＲ和年报时滞ＲＬａｇ关联性分析结果（模型１）。在所有１７个观察日中，共有９个交　易日的回归系数在０．０５或０．０１的水平上显著，这种统计上的显著性尤其体现在公告日前８天到公告日前　１天的时间段内，此外还可观察到共有１４个观察日的回归系数小于零。以上证据表明年报时滞的延长会　显著减弱反常收益ＡＲ。　２１　维普资讯 http://www.cqvip.com

表６　披露时间分组的累积超额回报ＣＡＲ比较　均值　二月（４８９）　三四月（２９４５）　标准差　一二月（４８９）　三四月（２９４５）　Ｚ检验值　Ｐ值　【一２Ｏ，一３】　【一２０，＋２】　【一５，５】　【一２，２】　【一１，１】　０．０２２７ｌ　Ｏ．Ｏ２Ｏ７４　Ｏ．０ｏ５２８　一Ｏ．０ｏ２　一Ｏ．０ｏ５ｌ　—Ｏ．Ｏｌ４４　～０．０２５１　～０．０１４９　～Ｏ．Ｏｌ０ｒ７　～Ｏ．０ｏ９２　０．０８４１４　Ｏ．ｏ９３６１　Ｏ．ｏ６３２９　Ｏ．Ｏ４８５ｌ　０．０３８０２　Ｏ．Ｏ８Ｏ９６　０．１０３０５　０．０８４７７　Ｏ．Ｏ６ｏ９７　Ｏ．Ｏ４９８５　—９．６７３７　—９．９５ｌ２　—６．０ｏ５ｌ　—３．１７ｌ７　一１．４２８７　Ｏ．Ｏ００‘’　Ｏ．Ｏ００‘‘　Ｏ．Ｏ００’‘　Ｏ．０ｏｌ５’　Ｏ．１５３ｌ　—Ｏ．Ｏｌ的水平上显著，‘Ｏ．０５的水平上显著　表７　均值　ＲＵ＜Ｏ．３　ＲＬ１分组的累积超额回报ＣＡＲ比较　标准差　ＲＵ＞Ｏ．７　ＲＵ＜Ｏ．３　ＲＵ＞Ｏ．７　Ｚ检验值　Ｐ值　【一２０，一３】　【一２０，＋２】　【一５，５】　【一２，２】　【一１，１】　Ｏ．Ｏ２８ｌ５　Ｏ．０２１０３　一Ｏ．ｏ０２２　一Ｏ．ＯＯ７ｌ　一Ｏ．０ｏ８３　—０．０２４６　—０．０３８２　—０．０２２５　—Ｏ．Ｏｌ３６　一Ｏ．Ｏｌ０２　０．ｏ９１９６　Ｏ．１Ｏ４Ｏ８　Ｏ．Ｏ６６９６　Ｏ．Ｏ４９９９　０．０３８５７　０．０８８ｌ２　０．１ｔ５２ｌ　Ｏ．ｏ９ｌ４３３　Ｏ．Ｏ６８２９　Ｏ．０５５２１　—８．１８７４　一７．５３６２　—３．７Ｏ４５　一１．７５１４　一Ｏ．３６６　Ｏ．Ｏ００　‘　Ｏ．Ｏ００’‘　Ｏ．０００２’‘　０．０７９９　Ｏ．７１４３　一Ｏ．Ｏ１的水平上显著，‘Ｏ．０５的水平上显著　表８　均值　ｔｒｍａｇ分组的累积超额回报ＣＡＲ比较　标准差　ｚ检验值　ＵＲＬＡＧ＜０（１０１８）　ＵＲＬＡＧ＞＝０（１１２６）　ＵＲＬＡＧ＜０（１０１８）　ＵＲＬＡＧ＞＝０（１１２６）　Ｐ值　【一２Ｏ，一３】　【一２０，＋２】　【一５，５】　【一２，２】　【一１，１】　Ｏ．０ｏ５４７　一Ｏ．０ｏｌ　一Ｏ．０ｏ３３　一Ｏ．０ｏ６５　一Ｏ．０ｏ６９　一Ｏ．Ｏｌ８５　一０．０２８５　—０．０１５７　一Ｏ．Ｏｌ　一Ｏ．０ｏ８７　０．０７９８６　Ｏ．Ｏ９６５２　０．０７８２９　０．０５６６３　Ｏ．Ｏ４８５ｌ　Ｏ．ｏ９４４６　Ｏ．１１４６４　Ｏ．Ｏ９ｌ６８　Ｏ．Ｏ６６ｏｌ　０．０５３２６　—５．５６９９　—５．６ｌ８７　—３．１０４４　—１．１３ｌ２　—０．５４９９　Ｏ．Ｏ００‘　Ｏ．Ｏ００‘‘　Ｏ．０ｏｌ９‘’　０．２５８　Ｏ．５８２４　一Ｏ．Ｏｌ的水平上显著，‘Ｏ．Ｏ５的水平上显著　表６是１、２月披露组和３、４月披露组累积超额回报均值差异比较分析结果。在全部５个研究时段内，　共有４个区间早披露组（１、２月组）的ＣＡＲ显著大于晚披露组（３、４月组）。例如１、２月披露组的ＣＡＲ　（一２ｏ，一３）均值为０．０２２７１，３、４月披露组的ＣＡＲ（一２０，一３）均值为一０．０１４４，并且Ｐ＜＜０．０１，这说　明早披露组ＣＡＲ均值在统计上显著大于晚披露组。此外，按照ＵＲＬａｇ和ＲＬＩ变量的不同将样本分组后的超　额回报ＣＡＲ比较结果分别列于表７和表８。其分析结果和表５是基本一致的。以上分析结果都显著的支持了　本文的研究假设，即相较晚披露公司而言，早披露公司向市场传递了更大量的信息。　表９　多元回归分析结果　ＣＡＲ（一２Ｏ，一３）　ＣＡＲ（一２Ｏ，４－２）　回归系数　Ｒ２　ＵＲＬ　Ｇ　ＳＩｚＥ　ＬＡＲ　ｔ值　０．０５８　回归系数　Ｏ．Ｏ８　ｔ值　—Ｏ．０００３０７　—Ｏ．ｏｏ１４１３　０．０１９５０８２　—２．７３６ｏ２５‘‘　一Ｏ．６２４１４６　１．８８１２５５６　一Ｏ．０００３５５　一Ｏ．Ｏ００２４　Ｏ．Ｏ２ｌ４９ｏ５　—２．６４６５ｏ９’’　一Ｏ．Ｏ８８８ｏ３　１．７３２８６１ｌ　ＰＵＢＬ　ＥＰＳ　一０．０３４５５８　Ｏ．０２５３３５６　—２．２４４２３６‘　３．３４４３３５８‘　一０．０４９９４８　Ｏ．Ｏ４８９６７８　—２．７１２２１ｌ　‘　５．４０４７６２８’‘　维普资讯 http://www.cqvip.com

续表　ＣＡＲ（一２０，一３）　ＣＡＲ（一２０，＋２）　回归系数　ＵＥ　ＡＵＤＩ　ＥＸＣＨ　ＩＮＤＵ　ＹＥＡＲ　Ｏ．００ｌ４７３１３　—Ｏ．Ｏ１９７６８　—Ｏ．０ｏ０５２９　—Ｏ．ｏ０５８６５　—Ｏ．Ｏ２８３０５　ｔ值　０．６５８６７３６　—２．２Ｏ２５４４‘　一Ｏ．１３６６１５　—１．５２２８３２　—７．５１４Ｏ７５‘‘　回归系数　一Ｏ．０ｏ９５８３　一Ｏ．Ｏ２９７２３　一Ｏ．０ｏ６１９４　一Ｏ．Ｏ　９４６３　一０．０３９８７６　ｔ值　—１．１１５５６　—２．７６９１５４’‘　—１．３３６５２８　—２．０５４５Ｏ２’　—８．８５１４２９’’　一０．Ｏ１的水平上显著，’０．０５的水平上显著　最后表９给出了在控制了某些公司特征、市场因素等变量后，及时性与累积超额回报的关联性分析结　果。ＣＡＲ（一２０，一３）和ＣＡＲ（一２０，＋２）的回归分析表现出类似的特征，即ＵＲＬａｇ变量的系数为　负，并且在０．０１的水平上具有统计上的显著性，说明越早披露所引起的累积超额回报ＣＡＲ越大，此外业　绩变量ＥＰＳ与ＣＡＲ显著正相关，而审计意见类型与ＣＡＲ具有明显的反向关系。以上分析说明，更早披　露，业绩更好以及被出具标准无保留意见的上市公司年报有更强的市场反应，从而也进一步证实了本文的　研究假设。　五、结论　现有研究文献认为在内部管理层和外部公共投资者之间存在广泛的信息不对称现象，为此本文利用深　沪两市２００２－－２００４年上市公司年报数据，随机选取了３４３４个（多元回归分析２１４４个）样本，对会计信　息及时性的信息含量问题进行经验分析。　本文首先分析了年报时滞与反常收益的关联性，经验证据显示在公告日附近反常收益与年报时滞间存　在显著的负向关系；其次本文对早、晚披露组在公告日附近的累积超额回报进行均值比较分析，其结果表　明早披露组累积超额回报显著大于晚披露组；最后在控制了公司规模、收益和交易所等变量后，本文进一　步讨论年报时滞与累积超额回报间的关系，多元回归分析结果证实了早披露组的市场反应更强。以上分析　结果证实了本文的研究假设，即早披露公司有更强的市场反应，及时性具有信息含量。在现实的中国市　场，早、晚披露信息之间存在一定程度的信息不对称现象，信息披露时间成为减少不对称程度的重要策　略，市场有待逐步形成对晚披露信息的预期。　主要参考文献　财政部．２００６．企业会计准则．北京：经济科学出版社　孙铮，杨世忠等．２００５．会计信息质量特征课题报告．大连：大连出版社　巫升柱，王建玲，乔旭东．２００６．中国上市公司年度报告披露及时性实证研究．会计研究，２：１９—２４　陈汉文等．２００４．盈余报告的及时性：来自中国股票市场的经验证据．当代财经，４：１０３—１０８　程小可等．２ＯＯ４．年度盈余披露的及时性与市场反应——来自沪市的证据．审计研究，４：４８－５３　王竹泉．２００３．利益相关者会计行为的分析．会计研究，１０：３—９　Ｇｏｎｇｍｅｎｇ　Ｃｈｅｎ，Ｌｏｕｉｓ　Ｔ．Ｗ．Ｃｈｅｎｇ，Ｎｉｎｇ　Ｇａｏ．２００５．Ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ　ｃｏｎｔｅｎｔ　ａｎｄ　ｔｉｍｉｎｇ　ｏｆ　ｅａｒｎｉｎｇｓ　ａｎｎｏｕｎｃｅｍｅａｔｓ．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｂｕｓｉｎｅｓｓ　Ｆｉｎａｎｃｅ　ｎｄ　ａａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ，３２（１）＆（２）Ｊａｎｕａｒｙ／Ｍａｒｃｈ：６５—９６　Ｈａｗ，Ｉ，Ｑｉ，Ｄ．，Ｗｕ，Ｗ．２０００．Ｔｉｍｅｌｉｎｅｓｓ　ｏｆａｎｎｕａｌ　ｒｅｐｏｒｔｒｅｌｅａｓｅｓ　ａｎｄｍａｒｋｅｔ　ｒｅａｃｔｉｏｎｔｏ　ｅａｒｎｉｎｇｓ，ａｎｎｏｕｎｃｅｍｅｎｔｓｉｎ　ａｎ　ｅ—　ｍｅｒｇｉｎｇ　ｃａｐｉｔａｌ　ｍａｒｋｅｔ：ｔｈｅ　ｃａｇｅ　ｏｆ　Ｃｈｉｎａ．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ　ｆｉｎａｎｃｉｌ　ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ　ａａｎｄ　ａｃｃｏｕｎｔｉｇ，１１：１０８—１３１　ｎＣｈａｍｂｅｒｓ　Ａ．，Ｓ．Ｐｅｎｍａｎ．１９８４．Ｔｉｍｅｌｉｎｅｓｓ　ｏｆ　ｒｅｐｏｒｔｉｇ　ａｎｎｄ　ｔｈｅ　ｓｔｏｃｋ　ｐｒｉｃｅ　ｒｅａｃｔｉｏｎ　ｔｏ　ｅａｒｎｉｎｇｓ　ａｎｎｏｕｎｃｅｍｅｎｔｓ．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　ＡｃｃｏｕｎｔｉｇＲｅｓｎｅａｒｃｈ，、ｒ０１．２２（１）：２１￣４７　Ｋｒｏｓｓ＂Ｗ．，Ｄ．Ｓｃｈｒｏｅｄｅｒ．１９８４．Ａｎ　ｅｍｐｉｒｉｃａｌ　ｉｎｖｅｓｔｉｇａｔｉｏｎ　ｏｆ　ｈｅ　ｅｆｔｆｅｃｔ　ｏｆ　ｑｕａｒｔｅｒｌｙ　ｅａｒｎｉｎｇｓ　ａｎｎｏｕｎｃｅｍｅｎｔ　ｔｉｉｎｇ　ｍｏｎ　ｓｔｏｃｋ　ｒｅ—　ｔｕｒｎｓ．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆＡｃｃｏｕｎｔｉｎｇ　Ｒｅｓｅａｒｃｈ，２２：１５３—１７６　Ｇｉｖｏｌｙ．Ｄ．　ａｎｄ　Ｄ．　１９８２．Ｐａｌｍｏｎ．Ｔｉｍｅｌｉｎｅｓｓ　ｏｆ　ａｎｎｕａｌ　ｅａｒｎｉｎｇｓ　ａｎｎｏｕｎｃｅｍｅｎｔｓ：ｓｏｍｅ　ｅｍｐｉｒｉｃａｌ　ｅｖｉｄｅｎｃｅ．Ｔｈｅ　Ａｃｃｏｕｎｔｉｎｇ　Ｒｅｖｉｅｗ，５７（ｊｕｌｙ）：４８６—５０８　２３