研究发现预约披露制度强化了信息公告的及时性上市公司度报概要.doc

精选资料研究发现，预约披露制度强化了信息公告的及时性，上市公司年度报告预约披露日期与事后公司的实际会计业绩间存在显著之关联性。盈余消息是上市公司变更行为的关键因素；变更预约延迟披露的公司往往是有坏消息的公司，并且盈余下滑程度愈高，公司延迟披露的时间愈长。上市公司年度报告预约披露制度的实证研究厦门大学会计系 邓顺永引言中国证券监管部门对于上市公司定期报告披露时间的规范力度，随着证券市场运作的日趋完善而不断增强。特别地，针对以往上市公司（尤其是亏损公司）年度报告集中在法定披露日前集中释放的问题 根据Haw et al. (2000)的研究发现，大约有超过30%的上市公司在法定披露期限前最后一个星期披露1996年年报，90%亏损上市公司在同一个星期披露年度报告。，中国证监会1997年12月16日发文要求上市公司向交易所预约其定期报告的披露日期，意图实现年度报告的“均衡披露”。由于该披露日期最初并不需要对外公布，因此，在以往年报披露期间，市场上总会流传各种版本的披露预约时间表，而同时不少公司频频变更预约披露时间，既给监管部门的工作造成了很大的被动，也不利于年报的整体均衡公告和市场投资者正常的决策反应。如此，监管部门从切实维护作为市场弱势群体的广大中小投资者的利益出发，实施了强化上市公司信息披露的及时性，提升证券市场透明度和增强信息公开化方面崭新的尝试和举措，要求沪深证券交易所从2001年年度报告开始正式对外公布定期报告的预约日期。目前，定期报告预约制度已经从年度报告进一步推及至半年度报告和季度报告，这亦折射出监管部门对该制度实施效果的首肯。本文对上市公司2002年年度报告预约披露的执行情况进行统计分析，进而实证检验预约披露时间及其变更与公司盈余消息之间的相关性，力图考察上市公司年度报告预约披露及其变更行为之特征。文献回顾由于世界其他资本市场并无类似中国之预约制度，因此，可以说，定期报告预约制度是转轨经济下中国新兴资本市场的特殊产物，相关研究甚为鲜见，但学术界关于定期报告披露时间领域的研究，已有的成果却颇为丰富。Kross(1981)发现公司披露年度会计盈利数的早晚同公司实际盈利数与分析师预测数间的差距存在显著联系，“坏消息”(实际盈利数低于预测数)的公司会更晚披露，而“好消息”(实际盈利数高于预测数)的公司会提前披露。这一发现被称之为“好消息早，坏消息晚”的披露规律得到正式确认。之后，有广泛的研究文献针对不同的证券市场，或采用不同的研究方法，基本上获得了较为一致的研究发现，即上市公司盈余披露时间与盈余信息之间存在显著的联系，有好(坏)消息的公司倾向于比预期日更早(晚)披露财务报告，而市场亦会自动识别披露时间的早晚，早公告的盈利消息往往有正的超常收益；晚公告的盈利消息往往有负的超常收益。Givoly 和 Palmon(1982)的检验进一步证实该披露规律，尤其是坏消息延迟披露的现象。Chambers 和 Penman(1984)则利用股票价格行为来考察公司盈余报告的披露行为，最早公告盈余的公司在其披露时窗内有显著为正的超常回报，较早(晚)披露盈余的公司在公告日的超常回报分别为正(负)。Kross和 Schroeder(1984) 通过研究季度盈余披露时间(早或晚)与盈余消息(好或坏)的相关性、盈余公告日与股票回报的关系，发现了同样的披露规律。Begley and Fischer(1998) 针对美国证券市场法律诉讼环境的变化，利用最新样本重新评估了盈余消息和盈余公告时间安排的相关性，发现“好消息早，坏消息晚”的披露规律依然存在。但是，这种关系并不是一种严格的单调，尤其是对于好消息公告，盈余消息量值与公告时点间并没有显著的关联性。美国资本市场之外的研究也基本上支持前述结论(Dye 、McHugh 1975；Davis 、Whittred 1980)，但同时也存在并不支持该规律的发现(Annaert et al., 2002)。中国资本市场建立和发展过程中所依托的特殊制度背景为研究者提供了一个新兴的研究环境。Haw et al.(2000)系统地对中国上市公司年度报告披露时间进行研究，以考察成熟市场国家的披露规律在中国新兴市场对应领域的表现。他们发现了与成熟市场类似的“好消息早，坏消息晚”披露规律，即有好消息公司比有坏消息公司倾向于早披露年报，而亏损公司最迟公布年度报告；公司的报告时滞相当有规律且有预测价值。如前所述，中国证监会于1997年开始实行“均衡披露”政策，它虽然显著地缩减了上市公司报告时滞 Haw et al. (2002) 的研究发现，上市公司1994-1997年间报告时滞的中值为109天，而1997-1999年间对应的量值降至85天。，从总体上提前了披露时间，但这一披露规律即使在1997年后仍然没有改变(Haw et al., 2002)。吴东辉，薛祖云(2003)首次考察了预约披露日期的信息含量。研究发现，在交易所公布预约披露日期的前后几个交易日，预约披露日期的早晚与股票价格变动之间有着显著的联系，即预约披露日期有着信息含量；而且，这种信息含量与事后实际公布的会计业绩好坏是一致的。样本和变量一、样本选取和数据来源上海和深圳证券交易所于2003年1月7日在各自对应的网站上披露了上市公司2002年年度报告的预约披露日期，本文直接从沪深证券交易所公开的资源上获取上市公司年度报告的预约披露时间表。深圳证券交易所上市公司年度报告的实际披露日期从交易所数据库中获取，上海证券交易所上市公司年度报告的实际披露日期则从中国证监会的官方网站(/)收集。最后，对于本文中涉及的公司财务数据及其他相关信息主要取自于中国证券报社编著的2002年、2003年上市公司速查手册年报大全和香港理工大学中国会计与金融研究中心和深圳市国泰安信息技术有限公司联合开发的中国股票上市公司财务数据库查询系统。对于个别无法从中获取的数据，则单独从巨潮资讯网站(/)和中国易富网站 (/)收索取得。本文选取沪深证券交易所正式对外发布2002年年度报告预约披露日期并在法定披露日期内(2003年4月30日之前)公布年度报告的上市公司为研究样本。沪深证券交易所2003年1月7日对外发布的预约披露时间表中包括了1229个公司样本，本文从中剔除了7个未能在法定披露日期内按期公布年度报告的公司样本 这7家上市公司包括上海证券交易所的宁城老窖(600159)、华联综超(600361)、天津海运(600751)、大盈股份(600844)和万里电池(600847)；深圳证券交易所的本钢板材(000761)和ST中侨(000047)。这样，剔除7个观察值之后，共得到1222个公司样本，其中上海证券交易所有715个公司样本，深圳证券交易所有507个公司样本。对于上市公司2002年年度报告预约披露执行情况的分析，将以1222个初始公司样本为基准，之后的分析研究中将视情况的需要对初始样本做进一步的筛选，实际所采用的研究样本我们会在后文适当的地方予以说明。二、概念与变量基于行文方面的考虑，本文首先对研究中涉及到与年度报告披露时间相关的概念进行简要的诠释；之后，对披露时间和盈余消息界定具体的指标变量进行量化。1. 年度报告披露日期。图1 上市公司年度报告披露时间示意图会计期间 年度报告披露期间A B C E D E F会计期间起始日 会计期间结束日 年度报告披露截止日预约时间公布日 实际披露日 预约披露日本文的研究中涉及年度报告披露日期的概念主要有如下几个（见图1）：(1)会计期间起始日：指会计年度开始时间(即2002年1月1日)；(2)会计期间结束日：指会计年度结束时间(即2002年12月31日)；(3)年度报告预约时间公布日：指沪深交易所正式对外公布上市公司年度报告预约披露日期的时间(即2003年1月7日)；(4)年度报告预约披露日：指上市公司向交易所预约的年度报告披露日期；(5)年度报告实际披露日：指上市公司实际正式对外披露年度报告的时间；(6)年度报告披露截止日：指年度报告披露的法定截止日期(即2003年4月30日)；(7)年度报告披露期间：指会计期间结束日至年度报告披露截止日(2003年1月1日2003年4月30日)。它们分别对应图1中的A点，B点，C点，D点，D点、E点和E点，F点，以及BF区间，其中实际披露日对应三个时点分别代表了上市公司的三种披露类型，亦即后问所述之如期披露(D点)、延迟披露(E点)和提前披露(E点)。2. 变量的定义。(1) 披露时间迟早的度量指标。本文采用两种方法度量上市公司年度报告披露时间的早晚。(a)年度报告时滞 在以美国为代表的成熟市场国家中，在年度报告向监管当局正式备案并对外发布之前，上市公司存在就报告年度之盈余数据预先进行公告的惯例，而中国的上市公司并不需要履行此种义务。因此，上市公司年度报告披露日亦即年度盈余公告日，论文对年度报告时滞和盈余报告时滞不作区分，交互运用。包括两个指标：(i)预约时滞(Scheduled Reporting Lag, SRLAG)(年度报告预约披露日会计期间结束日)，对应图1中BD区间；(ii)总报告时滞(Total Reporting Lag, TRLAG)(年度报告实际披露日会计期间结束日)，对应图1中的BD、BE和BE区间。(b)非预期报告时滞(Unexpected Reporting Lag, URLAG)。通过比较总报告时滞与期望报告时滞(Expected Reporting Lag，ERLAG)确定年度报告披露之早晚。以往的研究多采用随机游走模型，亦即以上年度的实际报告时滞作为期望报告时滞之替代变量。吴东辉和薛祖云(2003)的研究证实预约披露日期具有信息含量。因此，本文认为证券交易所对外正式发布的上市公司预约披露日期，为投资者预测上市公司年度盈余公告的实际披露日提供了更为精确的期望值，为研究盈余信息发布早晚提供了更为直接的衡量标准。因此，本文对上市公司ERLAG的度量采用如下模型：ERLAGitE(TRLAGit)=SRLAGit，也就是说，期望报告时滞等于上市公司的预约时滞；因此，URLAGit(TRLAGitERLAGit)(TRLAGitSRLAGit)，如果URLAGit0，亦即对应图1中的DE区间，则归类为晚披露的公司组，正好对应表1中延迟披露的公司；如果URLAGit0，则视为好消息；如果UNIit058379.688458380.4084UNI0的组合，亦即延迟披露的公司组合有299个观察值，其均值(中值)达至14.41(11)天，说明平均而言上市公司变更预约延迟披露的时间长达两周，有一半的公司延迟披露在11天以上，其中延迟披露最晚的有68天，超过了披露期间日历天数的一半之强。对于URLAG0299112.7739176812.06URLAG0204285873/30UNI0243792994/15统计检验F=32.797+F=9.567+F=13.202+c2=34.708+*、*、*分别表示均值和中值与0的t检验或Wilcoxon秩和检验在10%、5%和1%水平上显著；+、+、+分别表示两组样本间均值或中值是否一致的F检验或Kruskal-Wallis检验在10%、5%和1%水平上显著。根据研究样本URLAG的四分之一位置，本文将URLAG0组合的前四分之三和后四分之一公司分别归属为“较晚”和“最晚”披露组，然后根据UNI比较各组公司业绩的大小。如表4中的Panel B所示，随着非预期报告时滞的增加，UNI均值和中值均呈现出整体下降的趋势，只是UNI均值方面“最早”组是小于“较早”组，而UNI中值则是单调递减的。其中“最早”公司组的UNI均值为0.271，在5%的统计水平上显著为正；相反，“最晚”公司组的UNI均值为-2.674，在10%的统计水平上显著为负。并且参数和非参数检验均拒绝了四组公司的UNI分布一致的零假设。UNI中值的情况与均值保持一致。同时，本文又根据UNI值的符号将研究样本划分为两组来检验各类报告时滞之间的差异。如表4中的Panel C所示，盈余增长公司的URLAG、SRLAG、TRLAG的均值分别为2天、85天和87天，一半的公司在3月30日前披露年报；而盈余下滑公司相应指标的数值为7天、92天、99天，各指标数值分别显著地较盈余增长公司晚5天、7天、12天，有半数的公司直到4月15日才披露2002年年度报告。参数和非参数检验显示，两组样本组合的非预期报告时滞、预约时滞和总报告时滞在0.001的统计水平上显著不同。总体而言，样本分组检验的结果发现随着非预期报告时滞的增加，盈余变化呈现出非严格的单调递减走势并逐渐变为负值，说明变更预约提前披露公司往往是盈利增长公司，变更预约延迟披露公司往往是盈利下滑公司，因此好消息公司的年度报告总是显著地早于坏消息公司的年度报告披露。本文也发现，相较于坏消息公司，好消息公司各类报告时滞显著要小。二、回归分析为了进一步检验上市公司年度报告时滞与盈余消息之间的相关性，本文以各类报告时滞为因变量，建立了如下回归模型：RLAGa1+ b1DUNI+b2UNIDUNI+ b3DUNIUNI + e （1）其中，UNIt(NItNIt-1)/|NIt-1|，NI表示上市公司年度净利润；DUNI+：哑变量，如果UNI0，DUNI+1，否则为0；DUNI：哑变量，如果UNI0，DUNI1，否则为0。表5 报告时滞对盈余消息的多元回归变量 系数预测符号(1) URLAG(2) SRLAG(3) TRLAG截距a1？6.159*89.460*95.542*(5.500)(64.598)(62.045)DUNI+b1 -0.161*0.013-0.111*(-3.221)(0.253)(-2.190)DUNI+UNIb20.131*-0.132*-0.013(2.692)(-2.670)(-0.267)DUNIUNIb3-0.107*0.004-0.076(-2.255)(0.080)(-1.583)F7.374*2.491*3.519*Adj_R20.0410.0100.017N447447447注：本表为以下模型的回归结果：模型1：RLAGa1 + b1DUNI+ + b2DUNI+UNI + b3DUNIUNI + e；表中第(1)、(2)和(3)列中的因变量分别采用非预期报告时滞(URLAG)、预约时滞(SRLAG)和总报告时滞(TRLAG)；括号内的数字为对回归系数的显著性进行检验的t值；*、*、*分别表示显著性水平为10%、5%、1% (双尾检验)。本文界定了好消息公司哑变量、好消息公司盈余量值和坏消息公司盈余量值，对报告时滞的影响进行分析，回归分析结果如表5所示。以URLAG为因变量的组合中，好消息公司哑变量DUNI+的回归系数显著为负，与预测方向相符，说明好消息公司比坏消息公司早于披露年度报告；如预测所示，DUNIUNI的回归系数显著为负，说明如果公司业绩下滑越大，越有可能延迟报告；DUNI+UNI的回归系数显著为正，但与预测方向正好相反，说明有好消息的公司虽然倾向提前披露年报，但大的好消息并不比小的好消息倾向早报告。以SRLAG和TRLAG为因变量的回归结果没有URLAG回归显著，但DUNI+和DUNI+UNI变量的回归系数显著为负，基本上支持URLAG的结果和样本分组检验的研究发现。从表5中也不难看出，URLAG回归的Adj_R2要明显地高于SRLAG和TRLAG的结果，说明盈余消息对URLAG的解释力度显著强于对SRLAG和TRLAG的解释力，同时也意味着存在其他的重要因素影响上市公司年度报告预约披露和实际披露时间的安排，这些因素可能包括诸如资产规模、审计意见、是否发生审计师变更、是否亏损等 在事后的研究中，笔者发现在将资产规模、资产负债率(表征公司陷入财务困境的可能)、非标准审计意见哑变量、亏损公司哑变量、事务所变更哑变量加入至模型中时，SRLAG和TRLAG回归方程Adj-R2分别从原来的1%和1.7%提升至11.8%和21.5%，而URLAG回归方程Adj-R2只增加了2%，从原来的4.1%上升至6.1%，并且回归系数的符号与预测方向基本相符。这也说明上市公司管理层变更年报预约披露时间的基本动因关键取决于盈余品质，而影响预约和实际披露时间的因素中，除了盈余品质外，其他诸如资产规模、审计意见等因素也是至关重要的。限于篇幅，本文没有将相关回归结果在正文中报告。参考文献1.Beaver, W.1968. “The Information Content of Annual Earnings Announcements”, Journal of Accounting Research (Supplement): 6792.2.Begley, J. and Fischer, E.1998. “Is There Information in an Earnings Announcement Delay?”, Review of Accounting Studies 3: 347363.3.Chambers, A. and Penman, S.1984. “Timeliness of Reporting and Stock Price Reaction to Earnings Announcements”, Journal of Accounting Research 22: 2147.4.Givoly, D. and Palmon, D.1982. “Timeliness of Annual Earnings Announcements: Some Empirical Evidence”, The Accounting Review 57: 486508.5.Haw, I., Park, K. 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