會計收益和市場收益的相互引導(dǎo)和誤差修正

趙瑩 孫迪

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

一、引言

有效市場假說認(rèn)為，金融產(chǎn)品的市場價格能“正確地反映”投資者的集體知識和信息處理能力。但是，一些研究也證實，投資者的行為偏差造成他們對信息反應(yīng)的延遲或過度反應(yīng)，市場并不那么有效。會計信息之所以受政府的管制，與市場的失效有關(guān)。會計管制的結(jié)果主要體現(xiàn)在報告的資產(chǎn)和收益更加穩(wěn)健可靠，但是代價是會計信息及時性的缺失和其與市場價格相關(guān)性（如果市場價格能夠代表價值的話）的缺失。所以，會計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，會計信息在接受管制后，其對信息的反應(yīng)是否就真的不如市場及時、不如市場準(zhǔn)確？會計學(xué)者們常常借助市場有效理論，通過觀察會計信息的市場反應(yīng)來評價會計信息的質(zhì)量和新會計政策的效果；但是如果市場并不如會計信息本身那么有效，這種做法就會放大市場的動蕩，增加發(fā)生金融危機的風(fēng)險。

本文基于對會計信息效率和市場價格效率的以上思考，通過觀察會計收益與市場收益兩個時間序列的發(fā)展趨勢、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)會計收益和市場收益存在雙向引導(dǎo)；而且，市場對會計收益信息的反應(yīng)和消化，不如會計收益對市場收益的反應(yīng)和消化及時；會計收益比市場收益更多地被作為價值的基準(zhǔn)，因而更加準(zhǔn)確。

本文的結(jié)論，對那些企圖僅通過觀察會計信息的市場反應(yīng)來評價會計信息的質(zhì)量和會計政策的效果的做法是一種警示。

二、文獻綜述

20世紀(jì)60年代以來，F(xiàn)ama（1965）提出的有效市場假說一直占據(jù)著學(xué)術(shù)主流地位。當(dāng)資產(chǎn)價格能夠充分地反映所有相關(guān)信息時，資本市場相對于這個信息集是有效的。有效市場分為弱有效、半強有效和強有效三種。弱有效要求資產(chǎn)價格能迅速反映所有的歷史價格信息；半強有效要求價格能反映所有公開的信息，新的、正確信息一旦為公眾所知，價格將迅速調(diào)整；強有效指一切能影響資產(chǎn)價格的信息都被迅速反映在價格之中。西方的研究一般都支持弱有效和半強式有效（如 Fama，1970；Ball和 Brown，1968；Beaver，1968）。對我國A股市場的弱有效檢驗趨于以下觀點：1993年之前沒有達到弱有效，1993年之后則達到了弱有效（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股市場半強式有效（如吳世農(nóng)，1997；趙宇龍，1998；陳曉、陳小悅、劉釗，1999）。有效證券市場導(dǎo)致人們把財務(wù)報告的有用性等同于信息含量（即價格反應(yīng)）（Scott，2012）。

圖1 會計收益率和市場收益率序列趨勢圖

圖2 一年期平均AR和平均MR的動態(tài)關(guān)系

表1 AR和MR時間序列的統(tǒng)計特征

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

迄今為止，鮮有研究在一個相對長的時間范圍內(nèi)，同時比較市場價格與會計信息的效率問題。本文將通過對兩者的領(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、會計收益和市場收益時間序列的描述性統(tǒng)計

下面我們首先觀察會計收益和市場收益兩個時間序列的發(fā)展變化趨勢。

為反映整個市場的一般狀況，本文采用上海A股市場的平均凈資產(chǎn)收益率和平均市場回報率分別作為會計收益和市場收益的替代。會計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總市值（期初、期末總市值的簡單平均），得到整個市場的月平均市場回報率Rm，再以每年1—6月、7—12月各6個月為單位，按照公式∏（l+Rm）-l計算得到半年度的市場收益率MRt。這樣分別獲得19.5年間共39期會計收益和市場收益數(shù)據(jù)?？紤]到會計信息披露的滯后性，本文以每年3月和9月結(jié)束的6個月為單位，按照以上公式計算得到經(jīng)會計公告日期調(diào)整后的市場收益率MR't。

會計收益AR和市場收益MR、MR'三個序列的趨勢，如圖1所示。由圖1可以看出，總體來講，會計收益率序列AR比較平穩(wěn)，市場收益率序列MR、MR'圍繞會計收益AR有大幅波動，2005年以后，波動的幅度更加大了。

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

表2 AR和MR的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

為了更加明顯地觀察兩者之間的關(guān)系，本文以會計收益率AR和未經(jīng)公告日時間調(diào)整的市場收益率MR為例，以一年期為單位對年內(nèi)各期的收益進行簡單平均，平均后的會計收益AR和市場收益MR的動態(tài)趨勢如圖2所示。由圖2可知，市場收益率MR從1995年開始，圍繞會計收益AR波動明顯，且經(jīng)歷了類似“M”、“W”和“M”型的三個階段的變化；而且，這三個階段的轉(zhuǎn)換周期，基本以5年為一個周期。這種波動特性，與我國五年一周期的國民經(jīng)濟計劃周期一致，說明市場收益率的變化與國民經(jīng)濟五年計劃有緊密關(guān)系。

2.1 巨噬細胞中CAV-1與Toll樣受體(Toll-like receptor，TLR)4結(jié)合抑制炎癥信號通路 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)級聯(lián)反應(yīng)導(dǎo)致細胞因子的產(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：會計收益和市場收益存在長期的共同趨勢；市場收益圍繞會計收益大幅波動并存在周期性；會計收益比較平穩(wěn)和偏于保守，不存在周期性變化。

四、會計收益和市場收益的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

以下我們將檢驗會計收益和市場收益長期均衡關(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AR和MR兩個序列各自的單整性。結(jié)果AR不含截距項時ADF檢驗統(tǒng)計值為-0.64（P值0.434），沒有拒絕非平穩(wěn)，在引入截距項后沒有拒絕平穩(wěn)，ADF檢驗統(tǒng)計值-3.71（P值0.008）；MR則無論是否帶截距項或趨勢項都沒有拒絕非平穩(wěn)，其中帶截距項時ADF檢驗統(tǒng)計值-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）的檢驗結(jié)果

我們因此對它們進行同期相關(guān)性（長期均衡關(guān)系）檢驗。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上。

我們進一步對它們進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，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)系檢驗對滯后期的長度敏感（李子奈，2005），我們共進行了10個滯后期的測試。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。市場收益MR從滯后1期到滯后9期都沒有拒絕不是會計收益的格蘭杰原因；會計收益AR從滯后4期到滯后10期，都沒有拒絕不是會計收益的格蘭杰原因。

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

第三，從1期到滯后3期，市場收益MR一直都拒絕不是會計收益AR的格蘭杰原因，而會計收益AR在此滯后期間卻都接受了不是市場收益MR的格蘭杰原因。可能的原因可以從兩方面分析：會計收益發(fā)布新信息的速度太慢，以至領(lǐng)先1.5年（3期）的會計收益都不包含市場所認(rèn)同的新信息；市場對會計收益包含的新信息的反應(yīng)速度，不如會計收益反應(yīng)市場收益新信息的速度，以至需要滯后1.5年后才開始顯著反應(yīng)。

綜合三項結(jié)果，我們認(rèn)為：市場收益和會計收益存在雙向的引導(dǎo)關(guān)系；市場接受和消化會計新信息的速度，不如會計收益接受和消化市場新信息的速度。

五、會計收益和市場收益的短期非均衡修正

以下我們將進一步利用誤差修正模型，比較它們的長期非均衡誤差對會計收益和市場收益進行的修正。首先，假設(shè)會計收益AR和市場收益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ecmt-1=MRt-k0-k1ARt，反映了MRt關(guān)于ARt在t時點的短期偏離。k1度量了MRt與ARt的長期均衡關(guān)系。α=β1-l，是誤差修正項 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。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，被解釋變量的變動是由較穩(wěn)定的長期趨勢和短期波動所決定的，使人們更清楚地了解變量對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）的其估計結(jié)果如表3所示。

從表3可以看到，兩個模型式都通過了檢驗。會計收益變化ΔARt對市場收益率變化ΔMRt的解釋式（3）的估計，調(diào)整后R2達到了46%，大大超過市場收益率變化ΔMRt對會計收益率變化ΔARt解釋式（4）的估計，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ecmt-1對市場收益率ΔMRt的調(diào)整系數(shù)α的絕對值較大，α為-0.97（t值-5.71），對會計收益變化ΔARt的調(diào)整系數(shù)α'則僅為0.04（t值3.43）。所以，會計收益和市場收益的前期非均衡，對市場收益的修正程度大大超過了對會計收益的修正程度，約是后者的24倍。此外，前期非均衡誤差項ecmt-1，還吸收了絕大部分引起彼此變化的信息，因為ΔARt和ΔMRt對對方的影響系數(shù)β2和，都只在10%的水平顯著。

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

六、結(jié)論

無論是市場收益還是受管制的會計收益，長期而言最終都會到達真實的價值水平，問題是誰到達得更快、更準(zhǔn)確。本文通過對會計收益序列與市場收益序列領(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)長期中會計收益和市場收益彼此相互引導(dǎo)，而市場對會計收益的吸收反應(yīng)不如會計對市場信息的吸收反應(yīng)及時。并且，會計收益在雙方的短期非均衡中更多地被市場看作價值的基準(zhǔn)，隱含會計收益在雙方的短期均衡中比市場收益更加準(zhǔn)確。

因此，當(dāng)學(xué)者們企圖通過觀察會計信息的市場反應(yīng)來評價會計信息的質(zhì)量和評價新會計政策的效果時，應(yīng)當(dāng)加倍小心。如果市場并不如會計信息本身那么有效，這種做法就會助推市場的風(fēng)險。

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