趙瑩 孫迪

（北京航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 北京 100191）

一、引言

有效市場(chǎng)假說認(rèn)為，金融產(chǎn)品的市場(chǎng)價(jià)格能“正確地反映”投資者的集體知識(shí)和信息處理能力。但是，一些研究也證實(shí)，投資者的行為偏差造成他們對(duì)信息反應(yīng)的延遲或過度反應(yīng)，市場(chǎng)并不那么有效。會(huì)計(jì)信息之所以受政府的管制，與市場(chǎng)的失效有關(guān)。會(huì)計(jì)管制的結(jié)果主要體現(xiàn)在報(bào)告的資產(chǎn)和收益更加穩(wěn)健可靠，但是代價(jià)是會(huì)計(jì)信息及時(shí)性的缺失和其與市場(chǎng)價(jià)格相關(guān)性（如果市場(chǎng)價(jià)格能夠代表價(jià)值的話）的缺失。所以，會(huì)計(jì)信息接受管制和不接受管制都有問題。解開此問題的關(guān)鍵是，會(huì)計(jì)信息在接受管制后，其對(duì)信息的反應(yīng)是否就真的不如市場(chǎng)及時(shí)、不如市場(chǎng)準(zhǔn)確？會(huì)計(jì)學(xué)者們常常借助市場(chǎng)有效理論，通過觀察會(huì)計(jì)信息的市場(chǎng)反應(yīng)來評(píng)價(jià)會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量和新會(huì)計(jì)政策的效果；但是如果市場(chǎng)并不如會(huì)計(jì)信息本身那么有效，這種做法就會(huì)放大市場(chǎng)的動(dòng)蕩，增加發(fā)生金融危機(jī)的風(fēng)險(xiǎn)。

本文基于對(duì)會(huì)計(jì)信息效率和市場(chǎng)價(jià)格效率的以上思考，通過觀察會(huì)計(jì)收益與市場(chǎng)收益兩個(gè)時(shí)間序列的發(fā)展趨勢(shì)、格蘭杰因果關(guān)系和短期非均衡誤差修正關(guān)系，發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)收益和市場(chǎng)收益存在雙向引導(dǎo)；而且，市場(chǎng)對(duì)會(huì)計(jì)收益信息的反應(yīng)和消化，不如會(huì)計(jì)收益對(duì)市場(chǎng)收益的反應(yīng)和消化及時(shí)；會(huì)計(jì)收益比市場(chǎng)收益更多地被作為價(jià)值的基準(zhǔn)，因而更加準(zhǔn)確。

本文的結(jié)論，對(duì)那些企圖僅通過觀察會(huì)計(jì)信息的市場(chǎng)反應(yīng)來評(píng)價(jià)會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量和會(huì)計(jì)政策的效果的做法是一種警示。

二、文獻(xiàn)綜述

20世紀(jì)60年代以來，F(xiàn)ama（1965）提出的有效市場(chǎng)假說一直占據(jù)著學(xué)術(shù)主流地位。當(dāng)資產(chǎn)價(jià)格能夠充分地反映所有相關(guān)信息時(shí)，資本市場(chǎng)相對(duì)于這個(gè)信息集是有效的。有效市場(chǎng)分為弱有效、半強(qiáng)有效和強(qiáng)有效三種。弱有效要求資產(chǎn)價(jià)格能迅速反映所有的歷史價(jià)格信息；半強(qiáng)有效要求價(jià)格能反映所有公開的信息，新的、正確信息一旦為公眾所知，價(jià)格將迅速調(diào)整；強(qiáng)有效指一切能影響資產(chǎn)價(jià)格的信息都被迅速反映在價(jià)格之中。西方的研究一般都支持弱有效和半強(qiáng)式有效（如 Fama，1970；Ball和 Brown，1968；Beaver，1968）。對(duì)我國A股市場(chǎng)的弱有效檢驗(yàn)趨于以下觀點(diǎn)：1993年之前沒有達(dá)到弱有效，1993年之后則達(dá)到了弱有效（如俞喬，1994；宋頌興和金偉根，1995；陳小悅、陳曉、顧斌，1997；馬向前、任若恩，2002）。一些學(xué)者的研究也支持中國A股市場(chǎng)半強(qiáng)式有效（如吳世農(nóng)，1997；趙宇龍，1998；陳曉、陳小悅、劉釗，1999）。有效證券市場(chǎng)導(dǎo)致人們把財(cái)務(wù)報(bào)告的有用性等同于信息含量（即價(jià)格反應(yīng)）（Scott，2012）。

圖1 會(huì)計(jì)收益率和市場(chǎng)收益率序列趨勢(shì)圖

圖2 一年期平均AR和平均MR的動(dòng)態(tài)關(guān)系

表1 AR和MR時(shí)間序列的統(tǒng)計(jì)特征

至于會(huì)計(jì)信息，早期的學(xué)者們就發(fā)現(xiàn)，會(huì)計(jì)信息相比市場(chǎng)價(jià)格，其反應(yīng)更不及時(shí)。如ball和brown（1968）發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)差不多在一年前就開始預(yù)測(cè)盈利是好消息還是壞消息，領(lǐng)先會(huì)計(jì)盈利好幾期。會(huì)計(jì)盈利與市場(chǎng)回報(bào)的同期相關(guān)性很弱，而過去的市場(chǎng)回報(bào)在解釋當(dāng)期盈利時(shí)卻很有用（Beaver，Lambert and Ryan（1987）；Collins and Kothari 1989）。但是以后，一些文獻(xiàn)在一個(gè)更長的時(shí)期內(nèi)討論了會(huì)計(jì)盈余與股價(jià)相關(guān)性。比如，Easton，Harris and Ohlson（1992）將窗口擴(kuò)大到10年，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)收益和會(huì)計(jì)收益的相關(guān)關(guān)系增強(qiáng)；Warfield and Wild（1992）發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)收益和年報(bào)盈利的相關(guān)程度，是季報(bào)的10倍以上。這些證據(jù)提示會(huì)計(jì)信息也許會(huì)領(lǐng)先好多期影響市場(chǎng)價(jià)格。

迄今為止，鮮有研究在一個(gè)相對(duì)長的時(shí)間范圍內(nèi)，同時(shí)比較市場(chǎng)價(jià)格與會(huì)計(jì)信息的效率問題。本文將通過對(duì)兩者的領(lǐng)先滯后關(guān)系（即格蘭杰因果關(guān)系）以及短期非均衡誤差修正關(guān)系的研究，比較兩者的效率問題。

三、會(huì)計(jì)收益和市場(chǎng)收益時(shí)間序列的描述性統(tǒng)計(jì)

下面我們首先觀察會(huì)計(jì)收益和市場(chǎng)收益兩個(gè)時(shí)間序列的發(fā)展變化趨勢(shì)。

為反映整個(gè)市場(chǎng)的一般狀況，本文采用上海A股市場(chǎng)的平均凈資產(chǎn)收益率和平均市場(chǎng)回報(bào)率分別作為會(huì)計(jì)收益和市場(chǎng)收益的替代。會(huì)計(jì)收益通過選取國泰安數(shù)據(jù)庫中上海A股所有上市公司1993—2012年的半年報(bào)凈利潤總額和凈資產(chǎn)總額數(shù)據(jù)，將凈利潤總額除以同期平均凈資產(chǎn)總額（期初、期末凈資產(chǎn)總額的簡單平均），得到滬市A股1993年1月—2012年6月的凈資產(chǎn)收益率ARt得到。市場(chǎng)收益通過選擇1993年1月—2012年6月國泰安數(shù)據(jù)庫中上海A股全體上市公司的月末總市值和總市值增加值，將總市值增加值除以同期平均市場(chǎng)總市值（期初、期末總市值的簡單平均），得到整個(gè)市場(chǎng)的月平均市場(chǎng)回報(bào)率Rm，再以每年1—6月、7—12月各6個(gè)月為單位，按照公式∏（l+Rm）-l計(jì)算得到半年度的市場(chǎng)收益率MRt。這樣分別獲得19.5年間共39期會(huì)計(jì)收益和市場(chǎng)收益數(shù)據(jù)?？紤]到會(huì)計(jì)信息披露的滯后性，本文以每年3月和9月結(jié)束的6個(gè)月為單位，按照以上公式計(jì)算得到經(jīng)會(huì)計(jì)公告日期調(diào)整后的市場(chǎng)收益率MR't。

會(huì)計(jì)收益AR和市場(chǎng)收益MR、MR'三個(gè)序列的趨勢(shì)，如圖1所示。由圖1可以看出，總體來講，會(huì)計(jì)收益率序列AR比較平穩(wěn)，市場(chǎng)收益率序列MR、MR'圍繞會(huì)計(jì)收益AR有大幅波動(dòng)，2005年以后，波動(dòng)的幅度更加大了。

會(huì)計(jì)收益率AR與市場(chǎng)回報(bào)率MR、MR'的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。由表1可知，無論是會(huì)計(jì)收益AR還是市場(chǎng)收益MR、MR'，均值都為正數(shù)（分別是 0.06、0.15 和 0.13），市場(chǎng)收益率MR和MR'是會(huì)計(jì)收益率AR的2倍多。觀察到市場(chǎng)收益相對(duì)于會(huì)計(jì)收益有較大的最大值（會(huì)計(jì)收益AR為0.12、市場(chǎng)收益MR為1.17、MR'為1.39），均值的巨大差異主要源自市場(chǎng)收益的向上極端值。此外，會(huì)計(jì)收益率AR的標(biāo)準(zhǔn)差比市場(chǎng)回報(bào)率MR和MR'的標(biāo)準(zhǔn)差要小很多，分別是0.02和0.38（0.34），說明會(huì)計(jì)收益的波動(dòng)很小，而市場(chǎng)收益率的波動(dòng)很大。

表2 AR和MR的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了更加明顯地觀察兩者之間的關(guān)系，本文以會(huì)計(jì)收益率AR和未經(jīng)公告日時(shí)間調(diào)整的市場(chǎng)收益率MR為例，以一年期為單位對(duì)年內(nèi)各期的收益進(jìn)行簡單平均，平均后的會(huì)計(jì)收益AR和市場(chǎng)收益MR的動(dòng)態(tài)趨勢(shì)如圖2所示。由圖2可知，市場(chǎng)收益率MR從1995年開始，圍繞會(huì)計(jì)收益AR波動(dòng)明顯，且經(jīng)歷了類似“M”、“W”和“M”型的三個(gè)階段的變化；而且，這三個(gè)階段的轉(zhuǎn)換周期，基本以5年為一個(gè)周期。這種波動(dòng)特性，與我國五年一周期的國民經(jīng)濟(jì)計(jì)劃周期一致，說明市場(chǎng)收益率的變化與國民經(jīng)濟(jì)五年計(jì)劃有緊密關(guān)系。

2.1 巨噬細(xì)胞中CAV-1與Toll樣受體(Toll-like receptor，TLR)4結(jié)合抑制炎癥信號(hào)通路 TLRs是在固有免疫中發(fā)揮作用的經(jīng)典蛋白家族，其與下游配體結(jié)合，引發(fā)級(jí)聯(lián)反應(yīng)導(dǎo)致細(xì)胞因子的產(chǎn)生，從而引起適應(yīng)性免疫的活化，是連接固有免疫和適應(yīng)性免疫的重要橋梁。Jiao等[9]和Lim等[10]通過研究證實(shí)CAV-1與TLRs結(jié)合，如TLR4和TLR5[7]，其中TLR4受體在許多炎癥紊亂中起重要作用。動(dòng)物模型和臨床研究表明由TLR4引發(fā)的炎癥反應(yīng)與糖尿病及其并發(fā)癥的病理生理學(xué)改變相關(guān)[11-12]。

通過以上描述性的分析，我們初步可以得到以下結(jié)論：會(huì)計(jì)收益和市場(chǎng)收益存在長期的共同趨勢(shì)；市場(chǎng)收益圍繞會(huì)計(jì)收益大幅波動(dòng)并存在周期性；會(huì)計(jì)收益比較平穩(wěn)和偏于保守，不存在周期性變化。

四、會(huì)計(jì)收益和市場(chǎng)收益的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

以下我們將檢驗(yàn)會(huì)計(jì)收益和市場(chǎng)收益長期均衡關(guān)系的顯著性以及它們的短期非均衡關(guān)系（領(lǐng)先滯后關(guān)系）。

我們首先檢驗(yàn)AR和MR兩個(gè)序列各自的單整性。結(jié)果AR不含截距項(xiàng)時(shí)ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為-0.64（P值0.434），沒有拒絕非平穩(wěn)，在引入截距項(xiàng)后沒有拒絕平穩(wěn)，ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值-3.71（P值0.008）；MR則無論是否帶截距項(xiàng)或趨勢(shì)項(xiàng)都沒有拒絕非平穩(wěn)，其中帶截距項(xiàng)時(shí)ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值-5.69（P值0.000）。說明兩者都是0階單整序列，直接回歸不存在偽回歸問題。

表3 誤差修正模型（3）和（4）的檢驗(yàn)結(jié)果

我們因此對(duì)它們進(jìn)行同期相關(guān)性（長期均衡關(guān)系）檢驗(yàn)。結(jié)果Pearson相關(guān)系數(shù)0.013（-0.20），顯著性水平94.2%（20%），Spearman的 rho相關(guān)系數(shù)0.098（-0.22），顯著性水平57%（20%），說明AR和MR不存在同期的相關(guān)關(guān)系，也即兩者沒有處在長期均衡點(diǎn)上。

我們進(jìn)一步對(duì)它們進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，以確定它們是否存在領(lǐng)先和滯后關(guān)系，也即是否存在短期的或非均衡的關(guān)系。由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后期的長度敏感（李子奈，2005），我們共進(jìn)行了10個(gè)滯后期的測(cè)試。結(jié)果如表2所示。

由表2可知，第一，MR和AR具有雙向的格蘭杰因果關(guān)系，即它們相互影響。市場(chǎng)收益MR從滯后1期到滯后9期都沒有拒絕不是會(huì)計(jì)收益的格蘭杰原因；會(huì)計(jì)收益AR從滯后4期到滯后10期，都沒有拒絕不是會(huì)計(jì)收益的格蘭杰原因。

第二，從領(lǐng)先開始的時(shí)間看，市場(chǎng)收益MR從4.5年（滯后9期）前開始領(lǐng)先會(huì)計(jì)收益AR；而會(huì)計(jì)收益AR領(lǐng)先市場(chǎng)收益MR更早些，5年（滯后10期）前，領(lǐng)先就已經(jīng)開始了。說明市場(chǎng)消化過往的會(huì)計(jì)信息，比會(huì)計(jì)消化過往的市場(chǎng)信息，至少要多花半年（1期）的時(shí)間。

第三，從1期到滯后3期，市場(chǎng)收益MR一直都拒絕不是會(huì)計(jì)收益AR的格蘭杰原因，而會(huì)計(jì)收益AR在此滯后期間卻都接受了不是市場(chǎng)收益MR的格蘭杰原因?？赡艿脑蚩梢詮膬煞矫娣治觯簳?huì)計(jì)收益發(fā)布新信息的速度太慢，以至領(lǐng)先1.5年（3期）的會(huì)計(jì)收益都不包含市場(chǎng)所認(rèn)同的新信息；市場(chǎng)對(duì)會(huì)計(jì)收益包含的新信息的反應(yīng)速度，不如會(huì)計(jì)收益反應(yīng)市場(chǎng)收益新信息的速度，以至需要滯后1.5年后才開始顯著反應(yīng)。

綜合三項(xiàng)結(jié)果，我們認(rèn)為：市場(chǎng)收益和會(huì)計(jì)收益存在雙向的引導(dǎo)關(guān)系；市場(chǎng)接受和消化會(huì)計(jì)新信息的速度，不如會(huì)計(jì)收益接受和消化市場(chǎng)新信息的速度。

五、會(huì)計(jì)收益和市場(chǎng)收益的短期非均衡修正

以下我們將進(jìn)一步利用誤差修正模型，比較它們的長期非均衡誤差對(duì)會(huì)計(jì)收益和市場(chǎng)收益進(jìn)行的修正。首先，假設(shè)會(huì)計(jì)收益AR和市場(chǎng)收益MR存在以下一階自回歸分布滯后關(guān)系：

根據(jù)Sargen（1964）提出的誤差糾正概念，如果一個(gè)內(nèi)生變量如MRt可以表示為外生變量如ARt的分布滯后函數(shù)，它們之間的誤差項(xiàng)也將出現(xiàn)在模型中。即式（1）、式（2）又可分別寫成如式（3）、式（4）的誤差糾正模型：

如果長期平衡關(guān)系是MR*=k0+k1AR*，則長期誤差修正項(xiàng)ecmt-1=MRt-k0-k1ARt，反映了MRt關(guān)于ARt在t時(shí)點(diǎn)的短期偏離。k1度量了MRt與ARt的長期均衡關(guān)系。α=β1-l，是誤差修正項(xiàng) ecmt-1的系數(shù)；k0=β0/（1-β1），k1=（β2+β3）（1-β1）。由于式（1）中＜1，所以誤差糾正系數(shù) α=（β1-1）＜0，表示在 t期MRt-1關(guān)于 k0+k1ARt-1之間的偏差的調(diào)整程度。式（1）、式（2）分別與式（3）、式（4）等價(jià)。誤差糾正模型充分利用了變量的水平值、差分以及兩者結(jié)合所提供的信息。短期看，被解釋變量的變動(dòng)是由較穩(wěn)定的長期趨勢(shì)和短期波動(dòng)所決定的，使人們更清楚地了解變量對(duì)前期非均衡的偏離程度和糾正程度。

利用 Engle和 Granger（1987）兩步法，誤差修正模型（3）和（4）的其估計(jì)結(jié)果如表3所示。

從表3可以看到，兩個(gè)模型式都通過了檢驗(yàn)。會(huì)計(jì)收益變化ΔARt對(duì)市場(chǎng)收益率變化ΔMRt的解釋式（3）的估計(jì)，調(diào)整后R2達(dá)到了46%，大大超過市場(chǎng)收益率變化ΔMRt對(duì)會(huì)計(jì)收益率變化ΔARt解釋式（4）的估計(jì)，后者的調(diào)整后R2為21%，不到前者的一半。

式（3）和式（4）中，前期誤差修正項(xiàng)ecmt-1的系數(shù)α和α'都十分顯著，都是1%水平；但是，前期誤差修正項(xiàng)ecmt-1對(duì)市場(chǎng)收益率ΔMRt的調(diào)整系數(shù)α的絕對(duì)值較大，α為-0.97（t值-5.71），對(duì)會(huì)計(jì)收益變化ΔARt的調(diào)整系數(shù)α'則僅為0.04（t值3.43）。所以，會(huì)計(jì)收益和市場(chǎng)收益的前期非均衡，對(duì)市場(chǎng)收益的修正程度大大超過了對(duì)會(huì)計(jì)收益的修正程度，約是后者的24倍。此外，前期非均衡誤差項(xiàng)ecmt-1，還吸收了絕大部分引起彼此變化的信息，因?yàn)棣Rt和ΔMRt對(duì)對(duì)方的影響系數(shù)β2和，都只在10%的水平顯著。

總結(jié)表3的估計(jì)結(jié)果，說明會(huì)計(jì)收益在其與市場(chǎng)收益的均衡中，更多地將市場(chǎng)收益拉回到了兩者的均衡狀態(tài)，即更多地被作為價(jià)值的標(biāo)桿，隱含會(huì)計(jì)收益的變化比市場(chǎng)收益的變化更加精確。

六、結(jié)論

無論是市場(chǎng)收益還是受管制的會(huì)計(jì)收益，長期而言最終都會(huì)到達(dá)真實(shí)的價(jià)值水平，問題是誰到達(dá)得更快、更準(zhǔn)確。本文通過對(duì)會(huì)計(jì)收益序列與市場(chǎng)收益序列領(lǐng)先滯后關(guān)系（格蘭杰因果關(guān)系）以及它們之間的短期非均衡誤差修正關(guān)系的考察，發(fā)現(xiàn)長期中會(huì)計(jì)收益和市場(chǎng)收益彼此相互引導(dǎo)，而市場(chǎng)對(duì)會(huì)計(jì)收益的吸收反應(yīng)不如會(huì)計(jì)對(duì)市場(chǎng)信息的吸收反應(yīng)及時(shí)。并且，會(huì)計(jì)收益在雙方的短期非均衡中更多地被市場(chǎng)看作價(jià)值的基準(zhǔn)，隱含會(huì)計(jì)收益在雙方的短期均衡中比市場(chǎng)收益更加準(zhǔn)確。

因此，當(dāng)學(xué)者們企圖通過觀察會(huì)計(jì)信息的市場(chǎng)反應(yīng)來評(píng)價(jià)會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量和評(píng)價(jià)新會(huì)計(jì)政策的效果時(shí)，應(yīng)當(dāng)加倍小心。如果市場(chǎng)并不如會(huì)計(jì)信息本身那么有效，這種做法就會(huì)助推市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)。

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