上市公司違規(guī)后的聲譽恢復(fù)
——基于年度盈余報告及時性的經(jīng)驗證據(jù)

崔 軍(河南財經(jīng)政法大學(xué) 會計學(xué)院，河南 鄭州 450002)

一、引 言

眾多實證證據(jù)表明弱的公司治理與公司違規(guī)行為緊密相關(guān)(Dechow， Sloan和Sweeney 1996；楊忠蓮，殷姿，2006)。也有實證研究證實，當(dāng)公司違規(guī)后，市場會有較大的消極反應(yīng)，如Mason Gerety 和 Kenneth Lehn(1997)發(fā)現(xiàn)，在SEC對會計舞弊公司進行正式處罰前后3天的事件窗口內(nèi)，出現(xiàn)了顯著的-3.15%的平均累計超額回報。很顯然，一旦違規(guī)行為被查處，公司形象、聲譽都會受損，從而給公司及管理層帶來各種有形或無形的損失。Karpoff和Lott(1993)使用美國1978～1987年間132個違規(guī)樣本，研究發(fā)現(xiàn)，在約束違規(guī)行為的各種機制中，聲譽機制比法律機制更為重要，上市公司受處罰的直接損失要小于其聲譽上的損失。在現(xiàn)代社會，聲譽的價值備受關(guān)注，Johnson et.al(2000)發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)定時期，內(nèi)部人通過建立聲譽來善待投資者；陳冬華等(2008)發(fā)現(xiàn)，證券監(jiān)管部門在配置IPO資源時，基于對市場的保護和自身聲譽的維護，會考慮不同地區(qū)公司違規(guī)的頻率和程度。本文重點關(guān)注的問題有兩個：其一，既然違規(guī)公司受到懲罰后聲譽受損，進而給投資者和公司本身帶來不利的經(jīng)濟后果，那么，在公司違規(guī)被查處的以后年度，公司是否愿意改善以及如何改善它們的聲譽？其二，這些改善聲譽行為對恢復(fù)投資者的信心是否有效？

盈余報告是信號傳遞的良好媒介，管理層通過對外發(fā)布財務(wù)報告來滿足利益相關(guān)方的要求，公司所發(fā)布會計信息的數(shù)量、質(zhì)量以及時間都是信息提供者與需求者討價還價的結(jié)果。其中，盈余報告披露的及時性是衡量會計信息質(zhì)量的重要指標之一。在大量實證研究中“好消息早，壞消息晚”的規(guī)律得到普遍支持(Kross，1981；Givoly和Palmon，1982；陳漢文和鄧永順，2004)，即“壞消息”的公司傾向于推遲發(fā)布年報信息，而“好消息”的公司傾向于提前發(fā)布信息。因此，公司提前披露盈余報告是在向市場傳遞積極的信號，有助于提高公司的形象。

本文的第一個問題，被監(jiān)管部門正式處罰的違規(guī)公司其違規(guī)前后，公司盈余報告披露及時性是否與配對樣本公司存在顯著差異？具體地說，被查處之前的年份，違規(guī)公司年度盈余報告及時性是否明顯滯后；而在被查處之后的年度里，是否通過盈余及時性的提高，向市場顯示提高盈余信息質(zhì)量的努力，以期改善公司聲譽。本文關(guān)注的第二個問題表述為違規(guī)公司提高盈余報告及時性的行為是否有助于恢復(fù)聲譽，即在一個由理性投資者參加的資本市場中，違規(guī)公司改善聲譽的行為是否會引起公司股價的變動？具體地說，市場對違規(guī)公司提高盈余報告及時性是否同樣會給予積極的反應(yīng)？本文通過對公司采取改善聲譽行為之后的盈余報告公告日前后幾日的市場反應(yīng)進行事件研究來予以解答說明。

二、文獻綜述

關(guān)于公司違規(guī)、舞弊的研究，大多研究者側(cè)重于違規(guī)同公司治理是否存在密切關(guān)系。Dechow，Sloan和Sweeney(1996)發(fā)現(xiàn)舞弊公司的董事會更多地受到內(nèi)部控制，較少設(shè)立審計委員會。Beasley(1998)通過對舞弊公司與未舞弊公司配對比較，發(fā)現(xiàn)舞弊公司在董事會構(gòu)成、成員的任期、持股水平以及審計委員會的作用方面與未舞弊公司有著很明顯的差別。國內(nèi)的研究也得出了公司治理與財務(wù)報告舞弊存在密切關(guān)系的實證證據(jù)(劉立國，杜瑩，2003)。關(guān)于違規(guī)公司被查處后的行為，一些研究集中于公司治理結(jié)構(gòu)變化上， Masako Darrough和Srinivasan(2005)以舞弊公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)，報告收益下降以及宣布董事離職的公司有著更高的董事會變更率。David B. Farber(2005)通過使用配對樣本進行比較，發(fā)現(xiàn)在被查處前的年份，違規(guī)公司董事會中外部董事比例較小，審計委員會中財務(wù)專家的比例較低，較少由四大會計師事務(wù)所審計以及CEO和董事會主席合一的比例較高等特征。而在被查處后，大部分違規(guī)公司都采取措施以改進公司治理，在被查處三年之后，上述大部分反映公司治理的指標在舞弊公司與控制樣本公司之間不再有顯著性差異，甚至在審計委員會會議次數(shù)方面違規(guī)公司做得更為出色。這些研究表明違規(guī)公司在違規(guī)后，會通過改變公司治理以及實施相關(guān)行為向市場傳遞改善聲譽的積極信號。

而在盈余報告及時性的研究中，大量實證研究都證實了“好消息早，壞消息晚”的規(guī)律。在以我國資本市場研究中，Mu Haw，Daqing Qi和Woody Wu(2000)以1994～1999年間中國上市公司年報為樣本，發(fā)現(xiàn)在中國存在類似的現(xiàn)象。

三、假設(shè)的提出

根據(jù)舞弊成因的冰山理論(二因素論)，一個公司是否會發(fā)生舞弊，不僅取決于其內(nèi)部控制制度的健全性和嚴密性，更取決于該公司是否存在壓力，是否處于困境中，是否有潛在的敗德可能性。因此，不論管理層是出于自身利益，還是迫于股東或其他壓力，當(dāng)其做出違規(guī)事件時，公司很可能處于一種非正常經(jīng)營狀態(tài)。曹利(2003)的研究發(fā)現(xiàn)財務(wù)狀況異常的公司更容易發(fā)生舞弊行為。伍利娜等(2004)研究也發(fā)現(xiàn)，當(dāng)年得到非標準審計意見、變更會計師事務(wù)所、年度出現(xiàn)虧損的公司傾向于延遲披露年報。很顯然，違規(guī)公司為延遲非正常狀態(tài)下的信息披露，傾向于較遲發(fā)布年度盈余報告。因此，本文提出假設(shè)1：

H1：在被查處前一年，違規(guī)公司比配對樣本公司較遲發(fā)布年度盈余報告。

Kreps(1982)用聲譽解釋了企業(yè)存在的原因，他認為企業(yè)的出現(xiàn)實質(zhì)上是為了在不完全契約條件下建立聲譽，以達到減少市場交易費用的目的，而并非通過權(quán)威的方式將交易內(nèi)部化。這個理論充分說明了聲譽對公司的作用。在公司違規(guī)被查處后，企業(yè)形象、聲譽就會受到極大打擊，從而給公司造成嚴重的不良經(jīng)濟后果，一方面，公司一旦失去聲譽，將很快在市場上失去立足之地，另一方面，公司聲譽的強烈排他性和不可仿制性使之成為企業(yè)核心競爭力的重要組成部分，它能夠給企業(yè)帶來顯著的競爭優(yōu)勢。良好的企業(yè)聲譽有助于建立新顧客對企業(yè)的信任感，加強老顧客對企業(yè)的忠誠度(唐莊菊等，1999；Nha Nguyen和Gaston Leblanc，2001)。2000年，格林斯潘在哈佛大學(xué)演講時就認為“作為一種特殊的無形資產(chǎn)，聲譽的競爭已經(jīng)成為經(jīng)濟前進的驅(qū)動力”。同時，聲譽機制的作用還在于它強化并約束了違規(guī)公司經(jīng)理人員的機會主義行為，使其不得不努力改善公司治理，提升公司經(jīng)營業(yè)績。因而公司有動機和激勵通過各種行為來修補已受損的聲譽。而通過提高盈余報告及時性可以向市場傳遞管理層積極改進公司盈余質(zhì)量的信號，這將有助于修補公司受損的聲譽和形象。據(jù)此，本文提出假設(shè)2：

H2：在違規(guī)被查處之后的年度里，公司盈余報告披露的及時性會顯著提高。

盈余報告的及時性是具有一定信息含量的，如Chambers和Penman(1984)發(fā)現(xiàn)盈余報告披露早的公司獲得較高的超額收益，而披露較晚的公司獲得的超額收益較低，即使在他們控制了相關(guān)公司規(guī)模、投資者預(yù)期等因素后，會計信息及時性對股價的影響仍然存在。朱曉婷、楊世忠(2006)則以2002～2004間我國滬深兩市上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)早披露年報公司的市場反應(yīng)顯著強于晚披露的公司。這個結(jié)果都說明在我國資本市場，盈余報告及時性是具有信息含量的。那么，因違規(guī)而被查處的公司，通過提高盈余報告及時性來改善公司聲譽的行為對恢復(fù)投資者的信心是否有效呢？換句話說，市場對違規(guī)公司盈余報告及時性的提高是否給予同樣的認可和感知？這些問題還有待本文通過實證證據(jù)予以檢驗和說明。

四、研究設(shè)計和變量說明

(一)盈余報告及時性的度量

從相關(guān)的文獻研究看，年度盈余報告及時性的度量指標采用了由Chambers和Penman(1984)提出的報告時滯(Reporting Lag)概念，它是指從財務(wù)報告所涉及的會計期間結(jié)束日到報告披露日之間的間隔。報告時滯的具體度量方法有兩種：日歷標準與交易日標準。前者規(guī)定的報告時滯為上一會計期間結(jié)束日(一般為12月31日)至年度盈余報告披露日之間的日歷天數(shù)，后者則指從上一會計期間結(jié)束日至年度盈余報告披露日之間的交易日天數(shù)。二者的差異在于是否將節(jié)假日包含在時滯期內(nèi)。本文采用日歷標準①。

在確定了日歷標準之后，本文采用以下三種方式加以度量：

(1)實際年度報告時滯(True Reporting Lag，TRlag)，TRlag越小，說明年度報告越及時，具體衡量如下：

TRlag=(年度報告披露日-上一會計期間結(jié)束日)

(1)

(2)基于隨機游走模型的未預(yù)期報告時滯。(Random Walk Unexpected Reoporting Lag，RWURlag)

該種假說由Givoly和Palmon(1982)在其論文中做了較好的解釋，即將上一年度的年度報告時滯作為本期預(yù)期報告時滯的替代變量，即：

E(TRlagit)=TRlagit-1

(2)

RWURlagit=TRlagit-E(TRlagit)=TRlagit-TRlagit-1

(3)

若RWURlag≤0，說明年度報告準時(提前)披露，絕對值越大，則意味著年度盈余報告披露越及時。

由于本文考察期限較短，所以在具體衡量總體年度盈余報告及時性時，選擇了將后期的年報時滯同基期(被查處前一年)相對比的方式，以便更好體現(xiàn)及時性改進的累積程度。本文從違規(guī)前一年開始選取了連續(xù)四個年度的盈余報告，分別選取以下幾個時滯變化的累計程度來衡量：TRlag1-TRlag0，TRlag2-TRlag0，TRlag3-TRlag0。

(3)基于年報的預(yù)約披露日期的未預(yù)期報告時滯(Pre-contract Unexpected Reporting Lag，PURlag)，鄧永順(2004)認為針對中國的特殊預(yù)約披露制度，這種方式能更好體現(xiàn)會計信息及時性的變更，具體衡量如下：

PRlag=(年度報告預(yù)約披露日-上一會計期間結(jié)束日)

(4)

E(TRlagit)=PRlagit

(5)

PURlagit=TRlagit-E(TRlagit)=TRlagit-PRlagit

(6)

其中PURlag≤0，說明年度報告準時(提前)披露，及時性提高；PURlag>0時，說明公司推遲實際年報披露，則及時性降低。

(二)基于盈余及時性提高的累計超額收益模型

為檢驗市場對違規(guī)公司盈余報告及時性提高的認可和感知，本文采用事件研究方法，運用公司財務(wù)報告披露前后幾日的累計超額收益(CAR)來反映事件發(fā)生引起的公司價值變動。由于盈余報告的披露過程中蘊含著豐富的信息含量，而年度盈余報告的及時性只是其中的一個因素，因此，我們在研究盈余報告及時性的信息含量時，還需要充分考慮其他因素對事件期內(nèi)的CAR值的影響。為此，本文還控制了非預(yù)期的公司經(jīng)營業(yè)績、審計意見類型等因素，進而建立多元回歸模型：

CAR=α+β1RWURlag+β2UE+β3QUAL+β4IND+β5EXCH+β6TIME1+β7TIME2+ε

(7)

模型中相關(guān)變量定義見表1。

表1 模型中相關(guān)變量定義

五、樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

(一)研究樣本

本文選取2002～2004年間滬深兩市A股上市公司中被中國證監(jiān)會、上海證券交易所、深圳證券交易所公開處罰、立案調(diào)查、公開批評、公開譴責(zé)的公司為研究樣本。并且剔除金融類上市公司以及沒有在證監(jiān)會規(guī)定的期限內(nèi)②發(fā)布盈余報告的極端樣本公司，同時剔除2002年違規(guī)，但查處時間在2001盈余報告披露之前的公司樣本，以及2003年違規(guī)，但查處時間在2002盈余報告披露之前的樣本，依此類推到2004年；此外還剔除了沒有合適配對樣本的違規(guī)公司，最終確定樣本104家，其中，2002年40家，2003年34家，2004年30家。

本文的研究思路在于考察違規(guī)公司被查處前后年度報告及時性的變化，并進一步考察及時性改進公司樣本的市場反應(yīng)。為了控制公司所處行業(yè)、規(guī)模等因素對會計信息及時性產(chǎn)生的影響，我們采用配對樣本對照組法，選擇與上述違規(guī)公司在同一交易所上市、在違規(guī)被查處前一年有著相近的資產(chǎn)規(guī)模(總資產(chǎn)在±25%范圍內(nèi)變動)、處于同一行業(yè)板塊、上市年份相近(上市年份相差不超過2年)，且在考察期間內(nèi)未因違規(guī)而受到監(jiān)管部門查處的非ST類A股公司作為控制樣本。因而加上控制樣本，本文的樣本總數(shù)為208個。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文的研究數(shù)據(jù)通過以下方式集中獲得：

(1)違規(guī)上市公司的違規(guī)行為與處分類型來自Wind數(shù)據(jù)庫的[重大事件-違規(guī)]欄目；

(2)上市公司的年報實際披露日期數(shù)據(jù)通過查閱中國證監(jiān)會網(wǎng)站(http://www.csrc.gov.cn/)；

(3)上市公司年度公布日前后的交易數(shù)據(jù)及相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

本文所使用的數(shù)據(jù)處理和分析軟件包括Excel 2003、SAS 8.2軟件。

六、實證研究結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計

中國證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司信息披露管理辦法》要求所有上市公司在每個會計年度結(jié)束起的4個月內(nèi)公布其上一年度財務(wù)報告。表2、表3列出了違規(guī)公司樣本在考察期間內(nèi)盈余報告發(fā)布時點所在時間段的頻數(shù)分布情況。從表2中，我們可以看出：選擇一、二月份公布盈余報告的公司遠少于三、四月份公布盈余報告的公司，在違規(guī)前一年和違規(guī)當(dāng)年，在4月份披露財務(wù)報告的違規(guī)公司占到70%以上，而在違規(guī)后的第1年和第2年，其在四月份披露財務(wù)報告的公司下降到58.65%，這個結(jié)果與本文預(yù)期相一致，即違規(guī)公司違規(guī)后，會通過盈余報告及時性的提高來向市場傳遞“好消息”。在表3中，我們以實際報告時滯來考察公司盈余報告的發(fā)布情況。盡管在106～125日區(qū)間內(nèi)，披露財務(wù)報告的比重較其他區(qū)間明顯要多，即大部分違規(guī)公司傾向較晚發(fā)布盈余報告。但在違規(guī)公司違規(guī)后的第1和第2年，報告的及時性已經(jīng)比違規(guī)前一年和當(dāng)年有了較大提高，這與表2的結(jié)論基本相似。

表2 違規(guī)公司樣本在考察期內(nèi)盈余報告發(fā)布頻數(shù)分布表(以月份為標準)

注：第-1年為違規(guī)前一年，第0年為違規(guī)當(dāng)年，第1年為違規(guī)后第1年，依此類推，下同.

表3 違規(guī)公司樣本在考察期內(nèi)盈余報告發(fā)布頻數(shù)分布表(以實際時滯為標準)

(二) 違規(guī)公司年度盈余報告及時性改進的實證分析

1.基于實際時滯與隨機游走模型下未預(yù)期報告時滯的檢驗

圖1為考察期內(nèi)違規(guī)樣本與控制樣本盈余報告實際時滯(TRlag)變化折線圖，從折線圖中可以看出，違規(guī)公司與控制公司間盈余報告實際時滯差隨著年度不斷縮小，曲線逐漸趨近，即△TRlag值逐漸趨向于0。

圖1 考察期間內(nèi)違規(guī)樣本與控制樣本盈余報告實際時滯(TRlag)變化折線圖

表4為違規(guī)公司和控制樣本公司在考察期內(nèi)實際時滯和未預(yù)期報告時滯的均值檢驗和Wilcoxon秩和檢驗。

根據(jù)表4的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)違規(guī)公司在被查處的前一年(TRlag0)，其盈余報告實際時滯為97.976，遠大于控制公司的85.293，兩者相差12.039，且這種差異在1%水平上(t值為3.83)顯著，非參數(shù)Wilcoxon Z值檢驗也得到了類似的結(jié)果，這個結(jié)果支持了本文的假設(shè)1，即違規(guī)公司在被查處之前的年份，出于隱藏不利信息的動機，傾向于推遲發(fā)布報表。

我們將違規(guī)公司被查處后的各期年度盈余報告時滯與違規(guī)前一年的年報時滯相比就可以得到及時性的縱向變化，但是考慮到實際報告時滯可能受到年度因素的影響，因而單純的縱向比較可能并不嚴謹，結(jié)論不令人信服。因而，本文采用橫向比較的方式，即將違規(guī)公司當(dāng)期的年報時滯變化與同期的控制樣本公司年報時滯變化相對比，這樣就可以在很大程度上降低年度因素的影響。從表4中可以看到，對于TRlag1-TRlag0、TRlag2-TRlag0、TRlag3-TRlag0的t檢驗以及非參數(shù)檢驗得到相同的結(jié)果，這說明研究結(jié)果可信度很高。

表4 考察期內(nèi)實際時滯和未預(yù)期報告時滯的均值檢驗和Wilcoxon秩和檢驗

注：括號內(nèi)為p值，*，**，***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著.

其中，對TRlag1-TRlag0的值，違規(guī)公司與控制樣本公司都大于零，但違規(guī)公司數(shù)值僅為0.683，而控制樣本公司則達到4.875，這說明違規(guī)公司在違規(guī)當(dāng)年，其財務(wù)報告的及時性比控制樣本公司要好。從TRlag2-TRlag0的數(shù)值來看，違規(guī)公司小于零，為-4.375，控制樣本公司則大于零，為2.375，說明違規(guī)公司年度盈余報告及時性相對控制樣本改進了，盡管這種差異在均值t檢驗和非參數(shù)檢驗中顯著性并不好。違規(guī)公司與控制樣本的TRlag3-TRlag0值分別為-4.538、3.202，符號與TRlag2-TRlag0保持一致，且分別在10%與5%水平上通過了t檢驗和Wilcoxon秩和檢驗，很明顯，這個結(jié)果說明了違規(guī)公司在被查處后的第二年，其年報及時性比違規(guī)前一年有了較大提高，從而與本文假設(shè)2的預(yù)期結(jié)果相一致。

我們進一步檢驗了考察期內(nèi)最后一年的實際報告時滯TRlag3，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與控制樣本公司相比，違規(guī)公司盈余報告披露的及時性要差些，但兩者僅僅相差4.298，比違規(guī)前一年12.039的差值有了大幅度減少。通過均值T檢驗與Wilcoxon秩和檢驗，發(fā)現(xiàn)結(jié)果不完全一致，為此，本文進行分布測試，發(fā)現(xiàn)公司TRlag3數(shù)值分布不能充分滿足正態(tài)分布的要求，所以選用Wilcoxon秩和檢驗結(jié)果較為適宜。

以上通過對TRlag以及RWURlag的分析，可以證實本文H1與H2的假設(shè)，即違規(guī)公司在被查處之后有動機改善自身的年度盈余報告及時性，重新樹立公司聲譽。

2.基于預(yù)告時滯模型下的未預(yù)期報告時滯的檢驗

衡量會計信息及時性變更的另外一種方式是考察年報實際披露時滯與預(yù)約披露時滯之間的關(guān)系。鄧永順(2004)的研究認為，相對年報披露時滯的隨機游走模型，證券交易所對外正式發(fā)布的上市公司預(yù)約披露日期為投資者預(yù)測上市公司年度盈余報告的實際披露日提供了更為精確的期望值，為研究盈余信息發(fā)布早晚提供了更為直接的衡量標準。因而，我們考慮用預(yù)約報告時滯來作為期望報告時滯，從而得出以下模型來衡量年報披露及時性的變化。

在對以預(yù)告時滯模型檢驗未預(yù)期報告時滯變化的進一步考察當(dāng)中，由于無法獲取2002年全部以及2003年兩家違規(guī)公司的預(yù)約披露日期，致使預(yù)告時滯模型下的未預(yù)期報告時滯的研究樣本從104個降到62個。圖2為考察期內(nèi)違規(guī)公司的預(yù)告時滯和實際時滯折線圖。

圖2 考察期內(nèi)違規(guī)公司盈余報告實際時滯與預(yù)告時滯變化折線圖

從圖2的折線圖中可以看出，在違規(guī)公司被查處的前一年中，實際時滯遠大于預(yù)告時滯；以查處當(dāng)年為轉(zhuǎn)折點，兩條折線趨于吻合；而在被查處后的第一年至第二年間，實際時滯反而略小于預(yù)告時滯，說明違規(guī)公司有提前披露年報以改善公司聲譽的動機。

表5為違規(guī)公司實際報告時滯與預(yù)期報告時滯差異的配對均值檢驗，從表5可以看出，均值t檢驗與非參數(shù)檢驗得到的結(jié)果基本一致，在違規(guī)開始前一年，實際時滯為100.452，大于預(yù)告時滯97.242，且這種差異在5%水平上的t檢驗是顯著的，違規(guī)當(dāng)年以及之后的預(yù)告時滯與實際披露時滯不斷接近，但二者之間的差異都不能通過顯著性檢驗。

表5 違規(guī)公司實際報告時滯與預(yù)期報告時滯差異的均值檢驗

因此，我們從實際披露時滯與預(yù)告時滯差異角度得出的結(jié)果與以違規(guī)樣本與控制樣本的年報時滯相比較得出的結(jié)果相一致，從而進一步證實了本文的兩個假設(shè)，即違規(guī)公司被查處之前，傾向于隱藏對自己不利的信息，從而推遲發(fā)布報表。在違規(guī)行為被查處導(dǎo)致聲譽受損之后，為重新恢復(fù)聲譽，向市場傳遞積極信息，違規(guī)公司有動機提高披露信息的及時性，提高會計信息質(zhì)量。

綜上分析，我們分別基于年報時滯隨機游走模型與預(yù)約時滯模型對違規(guī)公司被查處后年報時滯的變化進行了分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)基于隨機游走假設(shè)下，在違規(guī)公司被查處之前，其未預(yù)期年報時滯都遠大于配對樣本公司，說明違規(guī)公司傾向隱藏對自己不利的信息，推遲發(fā)布盈余報告。在被查處之后的年份里，這些聲譽受損的公司總體而言有動機提高盈余報告的及時性。在本文考察的最后一個年度，違規(guī)公司與控制樣本公司的盈余報告及時性之間不存在顯著性差異。在預(yù)告時滯模型下，在違規(guī)公司被查處之前年份，其實際盈余報告時滯與預(yù)約時滯之間存在較大差距，而在被查處之后的年份里，實際時滯與預(yù)告時滯之間的差距逐漸縮小，從而驗證了本文的H1與H2假設(shè)。

(三) 違規(guī)公司盈余報告及時性改進的市場反應(yīng)實證分析

盈余報告的及時性也具有信息含量(Chambers和Penman，1984；朱曉婷、楊世忠，2006)。但對于被查處的違規(guī)公司來說，市場對其盈余報告及時性的提高是否給予同樣的認可和感知？本文運用事件研究方法進行分析。鑒于違規(guī)公司在被查處后第一年的實際年報時滯相對查處當(dāng)年的年報時滯變化較大，因此在對盈余報告及時性改進的事件研究中，我們采用的是公司被查處后的第1年數(shù)據(jù)，并基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以隨機游走模型下未預(yù)期報告時滯RWURlag作為解釋變量做多元回歸分析。我們從所有違規(guī)公司中挑選出盈余報告及時性改進的53家公司作為研究樣本，并據(jù)此建立以下累計超額收益CAR③的回歸模型。

為使得本文的結(jié)論更全面、嚴謹，我們選擇了 (-6，2)、 (-8，2)兩個事件窗口對模型進行回歸，多元線性回歸的結(jié)果如表6所示。

CAR=α+β1RWURlag+β2UE+β3QUAL+β4IND+β5EXCH+β6TIME1+β7TIME2+ε

表6 基于事件研究的多元回歸結(jié)果分析

注：括號內(nèi)為t值，*，**，***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著.

從表6多元回歸結(jié)果來看，無論在(-6，2)窗口還是在(-8，2)窗口，本文反映及時性變化的變量RWURlag的回歸系數(shù)在各個窗口與模型中的符號皆為負，且分別在10%、5%水平上通過了顯著性檢驗，這說明年報及時性改進的違規(guī)公司，市場也會給予該公司以積極的評價，從而引起累計超額收益的提高，此結(jié)果說明即使是違規(guī)公司，市場對其盈余報告及時性的提高還是會給予積極反應(yīng)的。這也與朱曉婷，楊世忠(2006)以2003～2004年間所有上市公司年報為樣本得出的結(jié)果一致。

七、研究結(jié)論與啟示

本文從年度盈余報告及時性角度考察了違規(guī)公司被查處后的聲譽恢復(fù)問題。我們以年度盈余報告時滯作為考察指標來衡量會計信息的及時性，檢驗了違規(guī)公司被查處前后年度報告及時性的變化以及市場參與者的反應(yīng)，得出以下三個結(jié)論：(1)在被查處之前的年份，違規(guī)公司年度報告及時性明顯落后于控制樣本公司；(2)在被查處之后的年度里，相對控制樣本公司，違規(guī)公司的盈余報告及時性有了較大提高。此外，本文還基于預(yù)告時滯模型對年報及時性變化進行了檢驗，得出了類似的結(jié)論；(3)通過違規(guī)公司違規(guī)后第1年的盈余報告公布日前后的事件研究，發(fā)現(xiàn)在盈余及時性提高的公司，累計超額收益與未預(yù)期報告時滯顯著負相關(guān)，這說明即使是違規(guī)公司，市場對其盈余及時性的提高也會給予積極的反應(yīng)。

以上結(jié)論說明違規(guī)公司在被查處以后，有動機采取行動去改善聲譽，并且這些改善聲譽行為對恢復(fù)投資者的信心是有效的。本文研究意義在于，為延遲披露公司的“壞消息”，違規(guī)上市公司在違規(guī)前，通常披露其盈余報告的時期較晚，因而投資者在選擇投資對象時對這些披露不及時的公司應(yīng)給予充分關(guān)注，特別是對盈余公告實際披露日期比預(yù)約披露日期推遲的公司。本文研究給我們更重要啟示還在于，違規(guī)公司在受到監(jiān)管部門處罰后，如果要想改善其形象和聲譽，可以通過提高盈余報告及時性等有效方式向市場傳遞公司經(jīng)營良好的信號，并且這些改善聲譽的行為會得到投資者積極的認可。

注釋：

①采用日歷標準的方法簡單、直觀，而采用交易日標準的學(xué)者認為日歷標準忽視了市場作為信息放映平臺的基礎(chǔ)性作用，因為在休息日和交易日，信息使用者對信息使用的方式有較大差別。陳漢文、鄧永順(2004)的研究采用了日歷標準，程小可(2004)、朱曉婷、楊世忠(2006)則采用了交易日標準，但不同的標準得出的結(jié)果差異不大.

②按照中國證監(jiān)會1993年發(fā)布的《公開發(fā)行股票公司信息披露實施細則(試行)》規(guī)定：年度盈余公共發(fā)布期限為每個會計期間結(jié)束后的120日內(nèi)；2007年1月31日發(fā)布的《上市公司信息披露管理辦法》規(guī)定為上一會計期間結(jié)束起的4個月內(nèi)，二者實際上差別不大.

③本文事件研究中，估計正常收益率模型采用的是市場模型.

[1]陳冬華，張鐵生，李 翔.法律環(huán)境、政府管制與隱形契約[J].經(jīng)濟研究，2008，(3)：60-62.

[2]陳漢文，鄧順永.盈余報告及時性：來自中國股票市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].當(dāng)代經(jīng)濟，2004，(4)：103-108.

[3]曹 利.中國上市公司財務(wù)報告舞弊特征的實證研究[D].復(fù)旦大學(xué)博士論文，2003：14-29.

[4]程小可，王化成，劉雪輝.年度盈余披露的及時性與市場反應(yīng)——來自滬市的證據(jù)[J].審計研究，2004，(2)：48-53.

[5]鄧永順.上市公司年度報告預(yù)約披露制度的實證研究[J]. 證券市場導(dǎo)報，2004，(2)：4-11.

[6]劉立國，杜 瑩.公司治理與會計信息質(zhì)量關(guān)系的實證研究[J].會計研究，2003，(2)：28-36.

[7]唐莊菊，汪純孝，岑成德．專業(yè)服務(wù)消費者信任感的實證研究[J]．商業(yè)研究，1999，(10)： 49-51．

[8]伍利娜，黃慧馨，吳學(xué)孔.上市公司審計與年報披露預(yù)約日變更[J].審計研究，2004，(5)：48-52.

[9]楊忠蓮，殷 姿.審計委員會、獨立董事監(jiān)管效果研究——來自財務(wù)舞弊的證據(jù)[J].上海財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2006，(1)：93-97.

[10]朱曉婷，楊世忠.會計信息披露及時性的信息含量分析——基于2002～2004年中國上市公司年報數(shù)據(jù)的實證研究[J].會計研究，2006，(11)：16-23.

[11]Agrawal A，J F Jaffe，J M Karpoff. Management Turnover and Turnover and Governance Changes following The Revelation of Fraud[J]. Journal of Law and Economics，1999，(42)：309-342.

[12]A E Chambers， Stephen H Penman. Timeliness of Reporting and the Stock Price Reaction to Earnings Announcements[J]. Journal of Accounting Research，1984，22(1)：21-47.

[13]Balachandran，Mohanram. Conservatism and the Value Relevance of Accounting Information[D].Columbia University working paper，2005.

[14]Begley J， P E Fischer. Is there information in an earnings announcement delay?[J].Review of Accounting Studies,1998,(3) : 347 - 363.

[15]David B Farber.Restoring Trust after Fraud：Does Corporate Governance Matter？[J].The Accounting Review，2005，80(2)：539-561.

[16]Dan Gaivoly，Dan Palmon. Timeliness of Annual Earnings Announcements：Some Empirical Evidence[J]. The Accounting Review,1982，57(3)：486-508.

[17]Johnson S,Boone P,Breach A,Friedman E.Corporate Governance in The Asian Financial Crisis[J]. Journal of Financial Economics，2000，(58):141-186.

[18]Kreps D,J Roberts. Predation,reputation and entry deterrence[J].Journal of Economics Theory,1982,(27):280-312.

[19]Karpoff J， Lott Jr m J. The Reputational Penalty Firms Bear from Committing Criminal Fraud[J]. Journal of Law and Economics，1993，(36)：757-802.

[20]Mason Gerety， Kenneth Lehn. The causes and consequences of accounting fraud[J]. Managerial and Decision Economics,1997,(18):587-599.

[21]Masako Darrough， Srinivasan. Do insiders manipulate earnings when they sell their shares in an initial public offering?[J].Journal of Accounting Research,2005，(3).

[22]Mu Haw，Daqing Qi，Woody Wu. Timeliness of Annual Report Releases and Market Reaction to Earnings Announcements in an Emerging Capital Market：The Case of China[J]. Journal of International Financial Management and Accounting，2000，(11)：108-131.

[23]Nha Nguyen， Gaston Leblanc.Corporate image and corporate reputation in customers’ retention decisions in services[J]. Journal of Retailing and Consumer Services，2001.

[24]Patricia M Dechow ,Richard G Sloan， Amy P Sweeney. Cause and consequences of earnings manipulation:An analysis of firms subject to enforcement actions by the SEC[J]. Contemporary Accounting Research,1996,Spring,13,1.

[25]William Kross， Douglas A. Schroeder. An Empirical Investigation of the Effect of Quarterly Earnings Announcement Timing on Stock Returns[J]. Journal of Accounting Research，1984，22(1)153-17.