宿成建

(1.貴州財經(jīng)大學金融學院　貴州貴陽　550025；2.四川大學錦城學院金融系　四川成都　611731)

?

·經(jīng)濟與社會·

應計異象的市場定價
——來自中國股票市場的證據(jù)

宿成建1,2

(1.貴州財經(jīng)大學金融學院貴州貴陽550025；2.四川大學錦城學院金融系四川成都611731)

摘要：本文應用非預期股票收益定價的模型框架以及Fama和French三因子模型，研究了應計特征及應計風險因子的應計異象的市場定價并發(fā)現(xiàn)：(1)在公司水平下，無論是在Fama和French三因子模型下還是在非預期股票收益定價的模型框架下，應計和應計異象風險因子(CMA)均不能作為獨立因子、不能解釋股票超額收益。(2)同Hirshleifer et al在美國市場的發(fā)現(xiàn)一致， Fama和French三因子模型同樣不能解釋中國股票市場的應計異象。相對于Fama和French三因子模型對應計異象的檢驗結果，三因素模型可以部分解釋中國股市的應計異象，而且，還可以完全解釋中等規(guī)模公司的應計異象。(3)三因素模型對大規(guī)模公司的應計異象則出現(xiàn)了不能被解釋的截距項，平均值為-0.104，市場錯誤定價可能是導致出現(xiàn)不能被解釋的截距項的原因。

關鍵詞：應計異象；應計風險因子；分析師會計收益預測修正；會計收益反應系數(shù)

引言

關于資本市場的一個基本問題是，“有限關注(limited attention)”是否影響投資者的決策以及均衡資產(chǎn)價格。大量的證據(jù)表明有限關注(或關注約束)會影響投資者的交易行為[1-2],同時，有限關注也存在對股票價格行為的影響的證據(jù)[2-4]。 后一證據(jù)與有效市場的假說(股票價格已經(jīng)反映了所有信息)是相矛盾的。

檢驗投資者是否存在“有限關注”的一個方法是檢驗“有限關注”是否影響投資者使用會計信息來估計公司的價值。投資者需要面對若干公司的多年的財務報表，并且這些報表還包括很多項目，投資者需要進行經(jīng)濟分析和統(tǒng)計分析。因此，檢驗“有限關注”自然要檢驗投資者是否能夠全面使用可以獲得的會計信息[5]。

當投資者估計某一公司的價值時，他們會區(qū)別對待會計收益的兩個組成部分：經(jīng)營現(xiàn)金流量和會計調(diào)整(經(jīng)營應計)。因為經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量相對于會計收益應計部分，具有更強的對未來盈利能力的預測能力。因此，對收益構成的兩個部分的區(qū)別會使投資者對高應計公司前景樂觀估計，而對低應計公司未來前景悲觀估計。因此，若存在“有限關注”投資者(或天真投資者)影響價格的話，就可以預期對于高應計公司就存在非理性的高價格，而對低應計公司就對應著低的股票價格。那么，高應計公司就應該獲得低的未來異常收益，而低應計公司就應該獲得高的未來異常收益。按照這樣的假設，Sloan[6]發(fā)現(xiàn)在美國股票市場，具有低應計相對高應計公司存在一定的收益溢價，即所謂應計異象(Accrual anomaly),在其他國家股市也存在類似現(xiàn)象[7]。

應計異象的出現(xiàn)對理性資產(chǎn)定價理論提出了挑戰(zhàn)[8]。對應計異象的理性定價的解釋是這樣的，在無摩擦的理性資產(chǎn)定價框架下，低應計公司的高平均收益需要反映收益對高系統(tǒng)風險的補償。例如，在標準多因素定價模型下，股票預期收益隨著不同風險因子的貝塔增加而增加。

然而，若干證據(jù)顯示，應計異象反映了投資者的有限關注[5]。這個方面最有影響力的證據(jù)是，應計對收益的預測能力與用應計和現(xiàn)金流預測會計收益方面存在差異性是相聯(lián)系的，具體體現(xiàn)在投資者不能正確區(qū)別表現(xiàn)會計收益的兩個部分的會計收益預測能力[6]。其二是股票收益可以由應計進行預測的公司主要集中于隨后盈利公告的公司[6]。三是高應計是與證券分析師盈余預測正向樂觀偏誤相聯(lián)系的[9-10],這樣的證據(jù)意味著分析師預期偏誤或分析師代理問題對投資者存在影響。四是公司使用應計來進行盈余管理，其目的是影響投資者的感知能力。例如，新發(fā)行股票公司進行盈余管理[11-12]以及公司股票回購行為[13]。

Fama和French[8]指出，應計效應是最普遍存在的股票收益異象之一。應計異象對股票收益的解釋能力不能夠被標準資產(chǎn)定價模型所解釋[6][11-12][14-16]。Mashruwala et al.[17]發(fā)現(xiàn)高特質(zhì)波動率的股票具有更強的應計異象，這種特征使得套利風險更高。根據(jù)這些證據(jù)，基于應計的變量被廣泛用來表示市場錯誤估值的代理變量，或用來表示管理層的盈余管理的操作行為以及市場價格的錯誤定價[5]。

對應計異象的另一個解釋是，市場是有效的，但是，我們還不能夠正確識別導致應計異象的風險定價因子。近期的文獻提出了應計異象可能部分或全部來自于風險溢價[8][18-20]。

因為學術界更偏向于使用應計來表示市場錯誤定價的認知，因此，系統(tǒng)地檢驗應計異象是否真實反映市場的錯誤定價，或者發(fā)現(xiàn)對應計異象正確定價的風險因子就顯得非常重要[5]。

然而，要解決應計異象的市場定價問題，除了檢驗應計異象的特征和風險定價問題外，資產(chǎn)定價模型的選擇是一個非常重要的問題。因為模型選擇是否正確直接影響檢驗結果的正確性。傳統(tǒng)上檢驗資產(chǎn)定價模型的優(yōu)劣依賴于對股票橫截面收益定價的時間序列回歸中的截距項的檢驗是否為零[21-23][5]。

如上所述，應計異象對股票收益的解釋能力不能夠被標準資產(chǎn)定價模型所解釋[8]，究其原因可能是所選擇的定價模型存在不足。模型存在不足表現(xiàn)為現(xiàn)有定價模型的顯著的截距項α以及低調(diào)整R2值問題，為了解決現(xiàn)有模型可能存在的問題，筆者提出了基于金融學和會計學聯(lián)合視角的新股票收益定價模型，該模型能夠?qū)χ袊善边M行精確定價[24-25]。在宿成建[24-25]模型基礎上，項目申請人建立了包括現(xiàn)金流信息的多因素模型①，并進行實證檢驗發(fā)現(xiàn)，該多因素模型在解釋中國股票超額收益方面優(yōu)越于Fama和French[23]的三因子模型。

國內(nèi)對應計異象的研究基本上是檢驗是否存在應計異象。這些研究證據(jù)發(fā)現(xiàn)，中國市場上存在顯著的應計異象[26-31]。盡管應計異象的研究在中國資本市場上是否存在正在形成共識，但是對其成因卻沒有進行深入的研究[32]。本文將從應計異象的特征定價以及應計所表示的風險因子定價這兩個方面來檢驗中國資本市場的應計異象定價。

本文的研究是在宿成建[24-25]模型基礎上，對比Fama和French(1996)三因子模型的框架下，檢驗應計異象的市場定價問題，同時檢驗應計異象的特征和風險定價問題。本文以下分成三個部分，第二部分是模型設置和提出檢驗假設，第三部分是實證檢驗，第四部分是結論。

一、變量度量、模型設置和提出檢驗假設

1. 應計利潤的度量

借鑒Sloan[6]提出的應計利潤(簡稱應計)的計算方法，使用財務報表來計算出經(jīng)營性應計利潤，計算公式如下：

Accrualt=[(ΔCAt-ΔCasht)-(ΔCLt-ΔSTDt-ΔTPt)-Dept]/TAt-1

(1)

其中：△CAt表示流動資產(chǎn)的變化值；△Casht表示現(xiàn)金或現(xiàn)金等價物的變化值；△CLt表示流動負債的變化值；△STDt表示包含在流動負債中的短期債的變化值；△TPt表示應支付稅金的變化值；Dept表示折舊和遞延費用；TA表示年末總資產(chǎn)。

2.應計風險因子計量

對應計異象的理性風險因子解釋的必要條件是，存在與應計有關的股票收益聯(lián)動(comovement)[5]，為此，Hirshleifer et al. (2012)提出構造應計風險因子組合(CMA)來檢驗應計異象的理性風險因子解釋能力,借鑒Hirshleifer et al. (2012)的方法，本文也采用同樣方法構造應計風險因子組合(CMA)來檢驗中國股市的應計異象的理性風險因子解釋能力。在t年4月末，按照股票的市值高于或低于中位數(shù)，將股票分成大(B)或小(S)的兩個規(guī)模組合, 然后，將大(或小)規(guī)模組合中的股票按照t-1期的應計的低30%、中40%、高30%劃分成三個應計組合(L、M、H),于是，將規(guī)模和應計進行構造交叉組合就可以構造出6個規(guī)模和應計組合(S/L、S/M、S/H;B/L、B/M 、B/H)。應計風險因子組合CMA為兩個低應計等權重組合平均值與兩個高應計等權重組合平均值之差，即(S/L+ B/L)/2-( S/H+ B/H)/2。

3.模型設置

在理性因子定價模型中，收益聯(lián)動是風險溢價的先決條件。但它并不構成必然條件，Kumar和Lee[33]以及Barber et al.[2]發(fā)現(xiàn)，非理性的交易(系統(tǒng)噪聲交易)中會導致股票聯(lián)動，這種非理性交易常常導致股票錯誤定價[5]。

采用基于應計(accruals)的因子模擬投資組合CMA來捕捉與應計有關的股票收益聯(lián)動，不管這種股票收益聯(lián)動是來自于基本價值還是來自于不完全理性的交易。如果應計異象反映了理性風險溢價，那么包括CMA的資產(chǎn)定價檢驗就應該能夠解釋與應計有關的異常收益。

宿成建[24-25]將股票收益率分解為預期和非預期收益兩個部分，見如下：

(2)

其中，上式右側第一項表示非預期收益，第二項為股票預期收益。股票非預期收益由如下表示：

URjt=γ0+γ1UEjt+γ2δEepsjt+γ3URMt+εit

(3)

以上模型中， UR表示股票非預期收益率；UE表示非預期會計收益，即當期非預期會計收益期初價格比epst/Pt-1；表示股票收益的理性預期的變化相聯(lián)系的變量δEepst/Pt-1，表示會計收益增長的理性預期的變化相聯(lián)系的變量，等于分析家們預測當期股票“每股收益的均值”與期初股票價格之比與epst-1/Pt-1之差；URM表示市場情緒變量，URM表示的是股票市場組合的非預期收益，即RM-E(RM),該項表示了市場情緒，與股票市場組合的非預期收益有關的股票非預期收益的敏感性貝塔值平均值應等于1。

公式(2)右側第二項表示股票預期收益，由CAPM模型可以得出股票預期收益，如下：

E(rjt)=rf+βj[E(rM)-rf]

(4)

也就是股票的預期收益是由該股票的貝塔和預期市場風險溢價所決定的。

宿成建[25]發(fā)現(xiàn)其基于非預期收益定價多因素模型在解釋股票超額收益方面具有優(yōu)越于Fama和French(1996)三因子模型的解釋能力。根據(jù)方程(3)的多因素模型，再加入應計特征變量以及應計風險因子組合變量CMA，就可以得出如下定價模型：

Rjt-Rf=γ0+γ1UEjt+γ2δEepsjt+γ3URMt+γ4Accjt-1+CMAt+εit

(5)

同樣地，以Fama和French(1996)三因子模型為基礎的定價模型為：

Rjt-Rf=γ0+γ1(RM,t-Rf)+γ2SMBt+γ3HMLt+γ4Accjt-1+CMAt+εit

(6)

4.檢驗假設

Hirshleifer et al. (2012)發(fā)現(xiàn)，在發(fā)達國家如美國股票市場，在應計異象定價中，存在應計特征對股票收益的解釋能力，并且應計特征與股票收益存在顯著的負相關關系。因此，本文假設1：應計特征與股票的超額收益呈負相關關系。

如果應計異象定價中，如果不是應計特征而是與應計有關的風險因子對股票收益定價，對應計異象的理性風險因子解釋的必要條件是，存在與應計有關的股票收益聯(lián)動(comovement)[5]，換句話說，就是具有相同應計風險因子的股票具有相同的股票預期收益。因此，本文假設2：應計風險因子與股票的超額收益呈正相關關系。

5.樣本與方法

本文數(shù)據(jù)來源于萬得數(shù)據(jù)庫，選取中國股票市場2002年1月至2011年4月間的相關數(shù)據(jù)進行分析。由于萬得數(shù)據(jù)庫分析家們預測公司會計收益數(shù)據(jù)的起始時間為2004年，因此，本文進行模型回歸的時間選取為2004年至2011年度?？紤]公司的貝塔值估計需要樣本回歸前24個月的股票月收益率數(shù)據(jù)，所以，樣本數(shù)據(jù)選取從2002年1月起。

非預期會計收益由當期會計收益與期初股票價格之比表示，也可以由當期會計收益與上一期會計之差與期初股票價格之比來表示。假設會計每股收益為具有零漂移的隨機過程，那么Et-1(epst)=epst-1,分析師的當期會計收益預測的預期修正變量為當期會計每股收益的均值和上期會計每股收益之差與期初股票價格之比。

二、實證檢驗

1.應計異象因子定價模型檢驗

表1報告了應計異象因子及定價模型檢驗結果。對定價模型的檢驗依賴于模型的截距項是否為零來判斷定價模型的優(yōu)劣[21-23]。從表1中PanelA可知，F(xiàn)ama和French三因子模型對股票超額收益的解釋能力不足，模型存在顯著不為零的截距項α，其值為-0.078，t值為-4.695。為了檢驗應計及應計異象因子是否可以作為獨立因素對股票超額收益進行定價，表1中PanelB報告了在Fama和French三因子模型基礎上加入應計及應計異象因子后的檢驗結果。如表1中PanelB所示，應計異象因子的估計系數(shù)為-0.292，但其t值為-0.902，因此，應計異象因子不能作為獨立風險因子來解釋股票超額收益。然而，應計的估計系數(shù)為-0.145，說明公司上一期應計規(guī)模與未來一期股票超額收益呈負相關關系，說明中國股市存在一定程度的應計異象，但是由于t值為-1.637，說明這種應計異象還不夠顯著。

表1　應計異象因子和定價模型檢驗結果

然而，表1中PanelC所示，宿成建[24-25]三因素模型對股票超額收益的解釋能力優(yōu)越于Fama和French三因子模型，模型的截距項α值為-0.011，t值為-0.918，說明模型截距項顯著為零。表1中PanelD報告了在宿成建[24-25]三因素模型基礎上加入應計及應計異象因子后的檢驗結果。結果顯示，在宿成建[24-25]三因素模型框架下，應計和應計異象風險因子(CMA)仍然不能作為獨立因子、不能解釋股票超額收益。

2.應計異象定價模型檢驗

表2報告了9個組合描述性統(tǒng)計和公司超額收益的多因素定價檢驗結果。表2第二列報告了t-1期的應計規(guī)模的平均值，第三列報告了t期的應計規(guī)模平均值。從中可以看出，三個規(guī)模組合中的上一期的高應計公司(三個高應計組合上期應計均值為0.095)的當期應計出現(xiàn)大幅度降低(三個高應計組合當期應計均值為-0.012)，證據(jù)顯示，中國資本市場上市公司具有應計反轉現(xiàn)象。

表2的第四列報告了股票實際收益的均值，9個股票組合顯示出了平均收益的巨大差異。平均收益最高的組合(S/L)與平均收益最低的組合(B/H)的平均收益之差為0.204。在每個特定的規(guī)模分組中，組合的平均收益隨著應計增加而減少，小規(guī)模組合中的低應計與高應計組合的平均收益之差為0.076，而大規(guī)模組合中的低應計與高應計組合的平均收益之差為0.065，這些證據(jù)說明，中國股市存在顯著的應計異象。此外，規(guī)模與平均收益也存在明顯的負相關，因為隨著公司規(guī)模的增加，平均收益則呈現(xiàn)出遞減的趨勢。

在對應計異象的定價方面，在理性因子定價模型中，平均收益隨著因子載荷(factor loadings)的增加而增加。然而，對應計異象是否正確定價的檢驗依賴于模型的截距項是否為零來判斷定價模型的優(yōu)劣[21-23]。

表2的PanelA報告了Fama和French三因子模型對應計異象定價的截距項以及變量的估計系數(shù)。三個低應計組合(S/L、M/L、B/L)的截距項的平均值為-0.044，顯著高于三個高應計組合(S/H、M/H、B/H)的截距項的平均值-0.102，它們的差值為0.058，這個差值與三個低應計組合與三個高應計組合的平均收益之差0.062是幾乎相等的。同Hirshleifer et al.(2012)在美國市場的發(fā)現(xiàn)一致， Fama和French三因子模型同樣不能解釋中國股票市場的應計異象。

表2的PanelC報告了宿成建[24-25]三因素模型對應計異象定價的截距項以及變量的估計系數(shù)。三個低應計組合(S/L、M/L、B/L)的截距項的平均值為-0.007，顯著高于三個高應計組合(S/H、M/H、B/H)的截距項的平均值-0.040，它們的差值為0.033，這個差值是三個低應計組合與三個高應計組合的平均收益之差0.062的二分之一。相對于Fama和French三因子模型對應計異象的檢驗結果，宿成建[24-25]三因素模型可以部分解釋中國股市的應計異象，從表2的PanelC的第5到第7行可以看出，宿成建[24-25]三因素模型可以完全解釋中等規(guī)模公司(M/L、M/M、M/H)的應計異象，模型的截距項的平均值為-0.001，3個截距項的t值的絕對值均小于0.3，均可以通過截距項為零的檢驗[21]。

從表2的PanelC的第8到第10行可以看出，宿成建[24-25]三因素模型對大規(guī)模公司(M/L、M/M、M/H)的應計異象則出現(xiàn)了較小的不能被解釋的截距項，平均值為-0.104，究其原因是市場錯誤定價導致的。由于市場存在規(guī)模效應，大規(guī)模公司具有較低的平均收益，主要體現(xiàn)于大規(guī)模公司組合的市場非預期收益的估計系數(shù)(平均值為0.895)顯著低于小規(guī)模公司組合的市場非預期收益的估計系數(shù)(平均值為1.023)，較高的小規(guī)模公司組合的市場非預期收益的估計系數(shù)說明小規(guī)模公司相對于大規(guī)模公司具有更高的與現(xiàn)金流風險和未來預期收益風險[34]有關的系統(tǒng)風險。大規(guī)模公司組合具有顯著低于小規(guī)模公司組合的市場非預期收益的估計系數(shù)，具有較低的與現(xiàn)金流風險和未來預期收益風險有關的系統(tǒng)風險，因而，大規(guī)模公司組合具有較低的預期收益，這與大規(guī)模公司具有低的平均收益是相一致的。然而，相對于小規(guī)模公司，大規(guī)模公司高應計組合具有更高的非預期會計收益反應系數(shù)(ERC為2.988)和分析師盈余增長預測修正反應系數(shù)(3.272)，而中規(guī)模公司高應計組合非預期會計收益反應系數(shù)(ERC為-0.568)和分析師盈余增長預測修正反應系數(shù)(2.052)，正是由于市場對大規(guī)模高應計組合公司對非預期會計收益的高敏感性以及證券分析師盈余預測偏誤對價格的顯著的影響效應，換句話說就是，對于大規(guī)模公司組合，市場功能鎖定于非預期會計收益和分析師盈余增長預測修正，因此，高的非預期會計收益和高的分析師盈余增長預測偏誤需要高股票平均收益，這與大規(guī)模公司高應計組合的低平均收益相匹配，就出現(xiàn)了模型中的不能被解釋的負的截距項。同時，這種功能鎖定于非預期會計收益和分析師盈余增長預測修正，具有更高的非預期會計收益反應系數(shù)(ERC為2.988)和分析師盈余增長預測修正反應系數(shù)(3.272)，就是大規(guī)模高應計公司定價錯誤的證據(jù)。

從表2的PanelB和PanelD可以看出，對于9個規(guī)模與應計組合，無論是應計異象特征，還是應計異象特征因子均不具有顯著的對股票超額收益的解釋能力，這個發(fā)現(xiàn)與Hirshleifer et al.(2012)的發(fā)現(xiàn)不一致，Hirshleifer et al.(2012)發(fā)現(xiàn)在美國股市中，應計特征具有穩(wěn)健的解釋能力。然而，表2的PanelB和PanelD顯示，無論是基于宿成建[24-25]三因素模型，還是基于Fama和French三因子模型，應計特征及應計風險因子均不具有穩(wěn)健的解釋能力，估計系數(shù)的符號不一致，t值不顯著拒絕系數(shù)顯著異于零。假設1和假設2均沒有得到驗證。

表2　應計異象定價模型檢驗結果

續(xù)表2

三、 結論

本文在宿成建[24-25]關于非預期股票收益定價的模型框架以及Fama和French三因子模型下，研究了應計特征及應計風險因子的應計異象的市場定價機理，得出如下結論：

(1)在公司水平下，無論是在Fama和French三因子模型下還是在宿成建[24-25]非預期股票收益定價的模型框架下，應計和應計異象風險因子(CMA)不能作為獨立因子、不能解釋股票超額收益。

(2)同Hirshleifer et al.(2012)在美國市場的發(fā)現(xiàn)一致， Fama和French三因子模型同樣不能解釋中國股票市場的應計異象。相對于Fama和French三因子模型對應計異象的檢驗結果，宿成建[24-25]三因素模型可以部分解釋中國股市的應計異象，特別地，宿成建[24-25]三因素模型可以完全解釋中等規(guī)模公司(M/L、M/M、M/H)的應計異象。

(3)宿成建[24-25]三因素模型對大規(guī)模公司(M/L、M/M、M/H)的應計異象則出現(xiàn)了較小的不能被解釋的截距項，平均值為-0.104，究其原因是市場錯誤定價導致的。相對于小規(guī)模公司，大規(guī)模公司高應計組合具有更高的非預期會計收益反應系數(shù)(ERC為2.988)和分析師盈余增長預測修正反應系數(shù)(3.272)，而中規(guī)模公司高應計組合非預期會計收益反應系數(shù)(ERC為-0.568)和分析師盈余增長預測修正反應系數(shù)(2.052)，正是由于市場對大規(guī)模高應計組合公司對非預期會計收益的高敏感性以及證券分析師盈余預測偏誤對價格的顯著的影響效應。換句話說，對于大規(guī)模公司組合，市場功能鎖定于非預期會計收益和分析師盈余增長預測修正，因此，高非預期會計收益和高分析師盈余增長預測偏誤需要較高的股票平均收益補償，這與大規(guī)模公司高應計組合的低平均收益相匹配，就出現(xiàn)了模型中的不能被解釋的負的截距項。同時，這種功能鎖定于非預期會計收益和分析師盈余增長預測修正，具有更高的非預期會計收益反應系數(shù)(ERC為2.988)和分析師盈余增長預測修正反應系數(shù)(3.272)，就是大規(guī)模高應計公司定價錯誤的證據(jù)。

注釋：

①參見宿成建《現(xiàn)金流信息、現(xiàn)金流風險與股票收益定價研究——基于中國股票市場的檢驗》，即將在《管理科學學報》發(fā)表。

參考文獻：

[1]Barber,B.,T.Odean,L,Zheng. Out of sight, out of mind: The effect of expenses on mutual fund flows [J].JournalofBusiness, 2005, 78(6)：2095-2119.

[2]Barber,B.,T.Odean. All that glitters: The effect of attention and news on the buying behavior of individual and institutional investors[J].TheReviewofFinancialStudies, 2008,21(2)：785-818.

[3]Della Vigna,S.,J.Pollet. Investor inattention and Friday earnings announcements[J].JournalofFinance, 2009，64(2) ：709-749.

[4]Hirshleifer, D., S.Lim and S.H. Teoh. Driven to distraction: Extraneous events and underreaction to earnings news [J].JournalofFinance, 2009,64(5)：2289-2325.

[5]Hirshleifer, D., K. Hou, and S.H. Teoh. The accrual anomaly : risk or mispricing? [J].ManagementScience, 2012，58(2)：320-335.

[6]Sloan,R.. Do stock prices fully reflect information in accruals and cash flows about future earnings? [J].TheAccountingReview，1996，71(3)：289-316.

[7]Pincus,M.S.Rajgopal,M.Venkatachalam. The accrual anomaly: International evidence. [J].TheAccountingReview，2007，82(1)：169-203.

[8]Fama, E.F., French, K.R.. Dissecting Anomalies [J].JournalofFinance, 2008，4：1063-1067.

[9]Bradshaw,B.,S.Richardson,R.Sloan. Do analysts and auditors use information in accruals? [J].JournalofAccountingResearch，2000，39(1)：45-74.

[10]Teoh,S.,T.Wong. Why new issue and high-accrual firms underperform:The role of analysts’ credulity[J].ReviewofFinancialStudies, 2002，15(3)：869-900.

[11]Teoh,S.,I.Welch,T.Wong. Earnings management and the long run market performance of the initial public offering [J].JournalofFinance, 1988,53(6)：1935-1974.

[12]Teoh,S.,I.Welch,T.Wong. Earnings management and the underperformance of seasoned equity offering [J].JournalofFinancialEconomics, 1988，50(1)：63-99.

[13]Gong,G.,H.Louis,A.X.Sun. Earnings management and firm performance following open-market repurchases [J].JournalofFinance，2008，63(2)：947-986.

[14]Hirshleifer, D., K. Hou, S.H. Teoh, Y.Zhang. Do investors overvalue firms with bloated balance sheets? [J].JournalofAccountingandEconomics, 2004，38(1)：297-331.

[15]Chan,K.,L.K.C.Chan,N.Jegadeesh,J.Lakonishok. Earnings quality and stock returns[J].JournalofBusiness, 2006，79(3)：1041-1082.

[16]Ali,A.,X.Chen,T.Yao,T.Yu. Do mutual funds profit from the accruals anomaly? [J].JournalofAccountingResearch，2008，46(1)：1-26.

[17]Mashruwala,C.,S.Rajgopal,T.Shevlin. Why is the accruals anomaly not arbitraged away? The role of idiosyncratic risk and transaction costs[J].JournalofAccountingandEconomics, 2006，42(1-2)：3-33.

[18]Khan,M.. Are accruals mispriced? Evidence from tests of an intertemporal capital asset pricing model [J].JournalofAccountingandEconomics, 2008，45(1)：55-77.

[19]Wu,J.,L.Zhang,X.Zhang. The q-theory approach to understanding the accruals anomaly? [J].JournalofAccountingResearch，2009，48(1)：177-223.

[20]Li,d.,L.Zhang. Does q-theory with investment frictions explain anomalies in the cross section of returns? [J].JournalofFinancialEconomics, 2010，98(2)：297-314.

[21]Gibbons,M.R.,S.A.Ross,J.Shankan. A test of the efficiency of a given portfolio[J].Econometrica，1989，57(5)：1121-1152.

[22]Fama, E. F., and K. R. French. Common risk factors in the returns on stock and bonds[J].JournalofFinancialEconomics, 1993，33：3-56.

[23]Fama, E.F., French, K.R.. Multifactor explanations of asset pricing anomalies [J].JournalofFinance, 1996，51：55-84.

[24]宿成建. 股票非預期收益理論與實證研究——基于中國股票市場的檢驗[J].投資研究，2014(7).

[25]宿成建. 股票非預期收益定價的三因素模型研究——基于中國股票市場的檢驗[J].系統(tǒng)工程理論與實踐，2014(3).

[26]劉云中. 中國股票市場對會計盈余和會計應計信息的反映[J].中國軟科學，2003(11):40-45.

[27]林翔，陳漢文. 增長、盈余管理和應計持續(xù)性[J].中國會計評論，2005(3):117-140.

[28]王慶文. 會計盈余質(zhì)量對未來會計盈余及股票收益的影響——基于中國股票市場的實證研究[J]. 金融研究，2005(10):141-152.

[29]姜國華，李遠鵬，朱建軍. 我國會計準則和國際會計準則盈余匯報差異及經(jīng)濟后果研究[J].會計研究，2006(9):27-34.

[30]李遠鵬，朱建軍.退市監(jiān)督與應計異象[J].管理世界，2007(5):125-132.

[31]李志文，宋云玲.中國上市公司盈余和盈余構成的錯誤定價——來自A股市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].中國會計評論，2009(1).

[32]李遠鵬，朱建軍，姜國華. 證券市場“應計異象”研究：回顧與展望[J].會計研究，2008(1):79-84.

[33]Kumar,A.,C.Lee. Retail investor sentiment and return comovements [J].JournalofFinance, 2006，61(5)：2451-2486.

[34]Campbell,John Y., and Tuomo Vuolteenaho. Bad beta, good beta[J].AmericanEconomicReview,2004,94:1249-1275.

[責任編輯劉瑜]

The Market Pricing of Accruals: Evidence from Chinese Stock Market

SU Cheng-jian1,2

(1.SchoolofFinance,GuizhouUniversityofFinanceandEconomics,Guiyang,Guizhou, 550025,China；2.FinancialDepartmentofJinchengCollege,SichuanUniversity,Chengdu,Sichuan, 611731,China)

Abstract:Based on Fama-French three factors model and multi-factors pricing model, this paper investigates the market pricing of accruals. New findings show that, first ,little empirical support for a significant relation between stocks expected return and characteristics of accruals or risk factor related with accruals; Second, consistence with evidence from the American stock market, Fama-French three factors model can not explain for accruals, while multi-factors pricing model can partially account for accruals anomalies, especially, the accruals sorting with middle size and accruals can be explained completely by multi-factors pricing model; third, there is large negative intercepts for portfolios sorting with large size and accruals when multi-factors pricing model is used to pricing of accruals anomalies, and the market mispricing may cause it.

Key words：accruals anomalies; risk pricing factor; analyst forecast revisions; ERC

收稿日期：2016-03-10

基金項目：國家自然科學基金面上項目(71572052，71572091)；貴州省科學技術基金(黔科合J字[2013]2088號)。

作者簡介：宿成建(1966—)，男，副教授，博士，研究方向：金融資產(chǎn)定價。

中圖分類號：F224;F832.5

文獻標志碼：A

文章編號：1672-8505(2016)03-0042-08