Investor protection and the information content of annual earnings announcements翻译

摘要：

我们依据(参考、吸收)投资者保护相关文献资料去识别财务报告环境中的结构性因素，这些因素有可能解释年度盈利报告的信息内涵在跨区域的差异。通过使用分布于26个国家超过50000份的年度盈利报告数据，我们发现，在那些盈利质量更高或内幕交易法规得到更好执行的国家其年度盈利报告具有更佳的信息质量(内涵)(对投资者更有益)，而在那些要求披露更频繁中期财务报告的国家其年度盈利报告具有较少的信息量(信息价值较低)。我们还发现，平均而言在具备更强大有力的投资者保护机构的国家，其年度盈利报告信息质量更佳(具备更多信息量)。

P38

1. 简介

大量的研究检验了不同国家之间股票收益和会计盈余两者之间长期联系的差异，发现不同国家收益价值的相关性差异很大。但由于这篇研究报告检验了收益与盈余之间的长期相关性，所以没有向我们展示投资者是否实际使用了包含在定期进行的盈余公告中的信息，或者什么因素影响了该类信息的使用。本文的研究目的有以下两点：1）运用事件研究方法来，检验不同国家的投资者对于公告信息的反应差异；2）检验各国财务报告环境的差异，这些环境能够影响报告的信息含量。

我们利用了那些对投资者保护协会进行审查的文献，以了解那些在一国财务报告环境中很可能影响投资者对盈余公告反应的结构性因素。具体来说，我们假设市场在下面两种情况中，对于年度盈余公告的反应会比较强烈：1）收益是有高质量保障的，这能够给收益的以较大的真实性；2）内部交易法规被较好的执行，这使得盈余信息不太可能在报告前已经反应在股价中。同时，我们假设市场对年度盈余公告的反应在下面情况中会比较弱：3）期间财务报告的频率更加频繁，这主要由于盈余信息很可能已经被提前在股价中反应。最后，在无法有效进行预测时，我们假设市场对年度盈余公告的反应会被更为完善的财务披露所影响，因为它能够通过增强或削弱市场对公告的反应来影响财务报告的环境。

为了检验本文假设，我们对年报信息含量从四个结构性因素进行了回归。尽管从国家层面（每个国家代表一个单独观测点）和公司层面（每个年报代表一个单独观测点）进行了分析，但我们主要依赖对后者的回归来得出结论，因为他们包含了每个公司对数个潜在遗漏相关变量的控制。我们对每年的回归进行估计，并且利用Fama–MacBeth模型来评价相关系数的重要性。

我们的样本包含了26个国家自1995到2002年间53,197家公司的年度盈余报告，这些数据都来自于I/B/E/S数据库。对信息含量进行评估时，我们利用了在年报发布日两天左右的非正常收益变量，其中相对较高的变量代表年报信息含量相对丰富。

P39

(接上段)我们对四个财务报告的结构性因素进行如下衡量：1）盈余质量使用盈余管理公制的变量衡量，较少的盈余管理代表盈余质量较高；2）对内部交易规则有力的执行被看作用Bhattacharya and Daouk的数据进行解释的变量的替代；3）期间财务报告频率被视为一国需要年度报告的次数（例如每季一报或每半年一报）；4）CIFAR会计信息披露指标能够解释企业财务披露的状况。

国家层面和公司层面的的假设检验结果全部支持我们我们之前标注的假设。具体而

言，高质量的盈余和内部交易规则的有力执行能够增强市场对年度盈余报告的反应力度，但频繁的财务报告披露这削弱了反应力度。对于未标注的假设，我们没有找到证据来证明财务披露与年度盈余报告信息含量的相关性信息。在其他的分析上，我们也发现一些证据支持假设的结构因素能够作为投资者保护机构影响报告信息内容的途径，同时我们发现那些投资者保护机构比较强势的国家其信息含量平局相对较高，盈余也能够被快速反应到市场价格中。

据我们了解，本文是在全部会计研究著作中首次使用I/B/E/S 数据库中的国际盈余报告日期。相应地，我们设置了检测模型来衡量该数据库的日期精准度。正如在5.2部分中讨论的那样，I/B/E/S 数据库中的盈余披露日期经常与财经媒体报道的披露日期不一致。我们没有期待这个噪点能够支持假设，但不得不承认，这是我们研究的缺陷所在。然而，重要的是，我们发现上述两者的差异从长期的报告迟滞（报告迟滞等于会计年度截止日到I/B/E/S 披露的报告日期之间的时间差）来看要大很多。因此我们重复了对于限制在较短迟滞的公司年度观察点样本的分析，结论依然成立，这说明了我们的结果没有受I/B/E/S披露期噪点的影响。

本文从多个角度为该会计领域做出了贡献。首先，我们提供了检测盈余价值相关性在不同国家间差异的新思路。大量研究检验了股票收益与会计盈余之间的长期相关性，发现不同国家其盈余价值相关性差别非常大。然而，由于这些研究检测的是一年及以上的股价与盈余相关性，所以它们无法评价投资者是否实际使用了会计信息。我们通过事件研究法，推测市场参与者是否使用了年报中的信息，并且找出了那些在国家财务报告环境中能够影响投资者对盈余报告反应的因素，从而将该领域研究大大拓宽。

p40

第二，我们的研究考虑了最近关于制度因素对资本市场发展影响的研究成果。这些研究发现，在财报环境中，那些和很多结构因素联系在一起的保护投资者利益的法律制度很有可能会影响到价格发现过程和会计信息的有用性。这是个很重要的结论，因为之前的研究认为，更有信息的股价会带来更好的资源配置，并对经济增长产生影响。我们这篇论文的贡献就在于，我们发现了关于盈余公告的信息含量作为影响财报环境的因素，而在之前研究中财报环境是和一个国家投资者保护制度联系在一起的。

第三，我们文章的贡献在于，检验了市场对盈余公告的反应。先前的研究发现，盈余公告作为一个重要的信息发布时间，对股价起到了一个重要影响。然而，之前的研究主要是检验单一国家（比如美国）市场对盈余公告的反应。本文将此项研究拓展到了多个国家间的比较。跨国家的比较是潜在有用的，因为我们可以发现一些在单个国家内相关但在国家间有显著差异的会计盈余信息。发现这些影响因素不仅有助于我们增加对美国资本市场的理解，对世界资本市场的发展也很重要。我们的发现证明，这些财报环境的因素对世界资本市场盈余公告的有用性会产生影响。

下文研究的结构如下所示：第二部分将提出我们的假设，第三部分将给出研究设计。第四部分描述样本和报告经验性结果。第五部分给出额外研究，第六部分描述鲁棒性检验的结果。第七部分总结我们的研究成果。

2.假设的发展

最近关于保护投资者法律的研究有几个暗示，即国家财报环境的结构性因素很可能会影响到投资者对盈余报告的反应。在我们的这篇论文中，我们主要是研究那些可能影响盈余公告信息含量的国家财报环境因素。此外，我们做出了用于检验每个因素如何增加或建设盈余公告信息含量的假设。

P41

2.1 盈余质量

Leuz等人在2003年检验了保护投资者法律和几个国家层面盈余管理指标之间的联系。参考Healy和Wahlen，Leuz将盈余管理定义为，内部人员改变报告的经济表现，造成对部分股东误导或影响合同性收入。他们指出，对于一些投资者保护好的国家，经理更少的进行盈余管理，因为他们被限制了从中获得私利的机会，使得他们粉饰公司业绩的动机较小。就像假设的一样，他们发现那么盈余管理少的国家有跟好的保护投资者法律。我们将这些盈余管理较少的国家的盈余定义为高质量，即盈余信息较少的歪曲了公司实际的经济表现。当高盈余质量更好的发现了企业实际的经济表现，它们应该能更好的帮助投资者评估企业价值。因此，我们希望高盈余质量能作为国家财报环境的结构因素，使得盈余公告更有信息含量。我们将这个假设概括如下：

假设1 :那些高盈余质量的国家有更具有信息的年度盈余公告。

我们用Leuz的合计盈余管理分数乘以-1来衡量国家层面的盈余质量。这个分数建立在1990-1999年的数据上，有两个平滑盈余指标和两个盈余判断指标。我们对Leuz法结果乘以-1，表现高价值意味着高盈余质量。

2.2 内部交易法的执行

Beny发现，普通法国家的内部交易法更有可能被执行。既然普通法的起源和投资者保护法律有很大关联，Beny认为更内部交易法的范围和他们的执行是强投资者保护国家财报环境的结构性因素。在最近的研究中，Bhattacharya and Daouk (2002)发现，内部交易法的执行和低平均权益成本有关，并且总结认为内部交易发的执行不仅体现在存在层面上，对经理参与内部交易也有个抑制作用。

当经理更少的参与内部交易，盈余报告信息将更好地反映在股价中，盈余公告在证券估值中将更有作用。因此，我们希望执行内部交易法强的国家在财报环境中作为一个增加年盈余公告信息含量的结构性因素。

P42

假设2：国家有更严格的内部交易法律，其年度盈余报告含有的信息价值更高。

根据Bhattacharya和Daouk (2002),为了撷取的内幕交易法律执行的可能性，我们用在第一起被带上法庭的内幕交易案件后几年内，从0到1变化的指标变量。

2.3临时报告的频率

因为更及时的财务信息更有助于投资决策（财务会计准则委员会,1980年)，我们预期投资者需求更多频繁的财务报告。进而，在具有较强的投资者保护机构的国家，管理层有更强的动机以满足投资者披露有用的评估证券信息的要求（Hung，2000），频繁的临时财务报告很可能是与强投资者保护国家的财务报告环境有关的结构性因素。

因为当临时报告公告更频繁时，股票价格在更早的时间点及时地反映年度盈余信息，所以年度盈余报告很可能在临时财务报告更频繁的国家含有较少的信息价值(Butler et al.,2003）。例如，McNichols和Manegold(1983)指出，美国证交所上市的公司在将年度财务报告转化为季度财务报告后，年度盈余报告的信息含量减少。因此，我们预期临时财务报告的频率是与减少的年度盈余报告信息价值有关，在国家财务报告环境下的一种结构因素。正式声明，我们的第三个假设就是：

假设3：拥有更频繁临时盈余报告的国家，其年度盈余报告的信息价值更低。

2.4财务披露

CIFAR(国际财务分析与研究中心,1995)指数，衡量了公司年度报告代表性样本中85个财务披度，这个指标被常用于研究国家层面的财务报告特点。例如，在有更高CIFAR指数的国家有更完善的（更透明、更集中、更高质量）财务披露的假设下，La Porta et al.（1998)使用CIFAR指数来衡量财务报告质量，Bushman et al. (2004)用它来捕捉在财务报告的强度。此外，La Porta et al.（1998)发现英美法系国家，通常会有强大的投资者保护机构，有显著高的CIFAR分数。综合起来，这些论文表明，较完善的财务信息的披露状况，是一个与较强的投资者保护国家的报告环境相关的结构性因素。

我们预期财务披露在两个相反的方面影响盈余报告的信息价值。一方面，在较完善财务披露的国家，由于管理层很可能在报告里披露更多的信息，盈余报告对投资者更有信息价值。这个猜想与Francis et al. (2002)是一致的，Francis发现当美国盈余报告含有更多的信息披露，它们就含有更多地信息内容。另一方面，有较多财务披露国家的盈余报告可能有较少的信息含量，这是由于管理层很可能在盈余报告日期间，公开地向股东披露更多的信息。这一观点一致于，在这些国家有较多的财务透明度和管理层对投资者价值相关信息需求的回应。

P43

总而言之，财务披露是在国家财务报告环境下，很可能影响盈余报告信息价值的结构性因素。然而，因为我们预期更完善的披露存在负面效应，我们不可能预测它是否会增加或减少，换而言之，我们不可能预测盈余报告信息含量的整体净效应。因此，我们第四个假设是：假设4：一个具有较多财务披露的国家，影响其年度盈余报告的信息价值。

3.研究设计

我们测量的信息内容的为在盈余报告日周围两天的异常收益方差，更高的方意味着更多的信息内容(Beaver, 1968; Warner et al., 1988; Landsmanand Maydew, 2002)。我分析时使用国家层面和公司层面的回归模型。此外，我们每年运行该回归模型，并通过Fama-MacBeth统计(Fama and MacBeth, 1973)分析系数均值的显著性。该模型具体如下。国家层面模型：

Average abnormal return variance（平均异常回报方差）

=β0 + β1（Earnings quality盈余质量）

+ β2（Insider trading enforcement内幕交易法律执行度）

+ β3（Interim reporting frequency临时报告频率）

+ β4（Financial disclosure财务披露）+ε;

公司层面模型：

Abnormal return variance（异常回报方差）

=β0 + β1（Earnings quality盈余质量）

+ β2（Insider trading enforcement内幕交易法律执行度）

+ β3（Interim reporting frequency临时报告频率）

+ β4（Financial disclosure财务披露）+β5（Firm size公司规模）

+ β6（Largest 20该国20强）+ β7（Cross -listed交叉上市）

+ β8（Earnings reporting lag盈余报告延期天数）+ β9（[UE]意外的盈余程度）+ β10（Forecast dispersion预测的分散度)

+ β11（Number of forecasts预测数) + β12（Loss dummy损失虚变数)

+ βn（DIndustry行业虚变数) +ε;

P44

变量解释如下：

超常回报方差：由事件窗口得到的股票回报方差除以估计模型得到股票回报方差调整而得。其中，在事件窗口得到的股票回报方差等于公司收益公告公布（0，1）时市场模型的平均预测误差平方值，0为公司在I/B/E/S收益公告公布日。估计模型中得到的股票回报方差等于公司收益公告公布前120天到前21天的公司市价模型的平均残差平方值。研究采用了为期两天的事件窗口（0，1），主要是因为公司年度收益报告一般在证券新闻专线当天发布，而隔一天通过其他信息传播途径如华尔街日报进行刊登等。

收益质量：由Leuz综合盈余管理得分乘以-1得到（分数越高意味着盈余质量更高）。（Leuz在2003年收集编译得到的，得分基于1990-1999数据，为两个收益平滑测量法和收益决策测量法得到的平均等级值。而本文样本是1995-2002，所以要进行数据调整）内部交易情况：设置虚拟变量，1为公司发生内部交易法律案件，0为其他；

临时报告频率：报告频率指数来源于国际财务分析与研究中心。该指数测量的是一国财务报告公布频率，4为按季公布，2为半年公布财务报告。

财务信息披露状况：会计（财务）信息披露指数公布于国际财务分析与研究中心（1995）。该指数是通过与事先确定的85项会计科目对比（由1993年本国企业年度报告抽样计算而得），确定平均占比数。（国际财务分析与研究中心，1995，p357-358）

公司规模：In（年初市价*在外流通股数），单位为百万美元。

P45

最大20虚拟变量：根据I/B/E/S数据库，如果公司年初市值进入全国前20则该控制变量为1，否则为0。

交叉上市虚拟变量：若属于外资股在美国证券市场交叉上市，则该变量为1。外资股和本地股交叉上市情况和有效交叉上市日期来源于摩根大通2004年的美国存托凭证列表。

收益报告公布间隙变量：会计年度结束日至年度报告公布日之间的天数。

|UE|: 未预期收入比重。未预期收入等于实际年度收益减去最近预测的年度收益，除以收益报告公布日或之前的收盘价。所有数据均来源于I/B/E/S.

预测分散度：以市场分析师对个股未来盈余预测的标准差除以收益报告公布日或之前的

收盘价表示，所有数据均来源于I/B/E/S.

预测数量：以年度收益报告公布前最近在I/B/E/S上公布的年度收益预测报告数表示。

亏损虚拟变量：1=I/B/E/S公告显示公司本年度收益小于0，0则为其它。

行业虚拟变量：根据I/B/E/S行业分类标准，设置虚拟变量，行业分类如下：金融、卫生保健、快消、服务、耐用消费品、能源、交通、科技、基础工业、资本货物、和公用事业。

研究假设预测系数b1及b2符号为正，b3为负，而对系数b4符号不进行预测。在基于公司视角的模型中，包含7个变量来控制公司特有因素与研究所关注变量的相关性影响。如公司规模变量，因为信息背景或环境依赖于公司规模；引入“最大20虚拟变量”，因为这些大型公司一般对本国经济贡献较大，从而有更广泛的信息和更多的信息获取渠道；引入“交叉上市虚拟变量”，因为此类公司一般有更充分的信息环境；引入“收益报告公布间隙变量”，因为更长的报告公布间隙本身也增加了收益报告的信息含量；另外，研究加入了“未未预期收入比重变量”，因为市场对收益报告公布的反应也依赖于收益异常程度。

为进一步控制收益报告公布前信息和收益信号的精确程度，研究引入预测分散度作为会计制度的噪音变量；引入预测数量作为收益预测精确度的代理标量。——下一页

P46

(2) 我们选用预测的数量作为盈利预测精度的替代值（Kim和Verrecchia，1991）。由于之前的研究发现盈余为负时包含较少信息(信息质量更低)（Hayn，1995），我们纳入一个虚拟变量以识别该公司是否报告了损失。最后，由于不同国家和地区的行业集中度不同，而盈余信息含量很可能是一个行业的功能，因此我们还为每一家公司的行业会员分类纳入一个虚拟变量。(这块翻译不太顺，大家看看就成)。

由于在我们8年调查期间的每一年我们都测量了公司级别的控制变量，而且数据受到限制，我们就没有重新测量国家级别的自变量。我们注意到这是一个跨国研究常见的限制(Hung, 2000; Leuz et al., 2003)，国家一级的机构变迁也是一个缓慢的过程(North, 1990)。在我们调查期间自变量的变化范围内，我们将噪音引入到我们的测量措施中。但是，我们并不希望这种噪声会偏袒支持我们的假说。

4. 样本和实证结果

4.1 样本选择和(数据)描述性统计

我们的样本期间涵盖了来源于I/B/E/S数据库(汤姆逊路透社旗下的数据库)从1995年至2002年内的报告盈利和盈利公告日期。因为在I/B/E/S数据库中很少有国际公司的季度收益数据，我们就限定了对年度盈利报告的分析。(Datastream为Thomson Financial 公司所发展之线上资料库，提供全球逾60 个市场、175 国家之数据资料库，包括各国总体经济研究、利率、汇率、各国货币、股价、债券指数、证券资讯、企业财务报表数据、选择权及期货等内容)。我们从Datastream数据库中获取股票日收益数据，并以I/B/E/S 和Datastream数据库都覆盖的国内公司的平均加权指数报酬率作为衡量市场报酬率的指标。为减轻误差的影响，(即为了实证结果的准确性)我们采用Winsorize方法对所有规模变量进行了极端值处理（剔除顶部和底部各1％的极端值）(包括超额收益方差，未预期盈余的幅度，和预测分散)。

我们的样本由26个国家的53197份年度盈余报告组成。下表1分国家和年度列示了这

些报告数目。表1的最后一行显示了样本年度报告的总数量，从1995年的5184份（最小）到1999年的7608份（最大）。同时表1的最右一列显示了不同国家从95~02年合计的报告数量，从巴基斯坦的153份（最小）到美国的21573份，与其他国家的报告总数相比，美国和日本则大得惊奇(异乎寻常)。由于在美国和日本大量的盈利公告会潜在地影响我们企业级别测试（每次公告赋予相等权重），所以在分析中排除美国和日本后，我们进行敏感性测试。

表2的A组列示了我们样本中的每一个国家在国家级别的自变量值，底部3行则列示样本范围的均值、中位数和标准差。表2第2列表明美国具有最高质量的盈余监管措施，相反奥地利最低。第3列则显示每个国家内幕交易(监管法规)执法的起始年份(第一年)，在我们的回归中这个起始年份编码为1，以后年份依次递推(这块只能意译，有些含糊，望校对)。我们注意到，许多国家在20世纪90年代首次被检控内幕交易案件，而这五个国家（奥地利，巴基斯坦，菲律宾，葡萄牙和南非）没有检控内幕交易案。

脚注继续：

盈利更有可能反映一个公司的根本业绩，(2)减少了分析师的预测分散度。(e.g., Chang et al., 2000).

P47

表格 Table 1

第4列列示期间的中期财务报告并且表明大多数国家都有半年度盈利公告，第五列显示我们观测到的财务状况披露(指数计量)，是由CIFAR会计信息披露指数捕获的。

表2的B组为我们呈现了按国家分类的每一个公司级别变量的描述性统计，和2列反映超额收益方差的4个报告特征值。B组表明，平均的超额收益方差大于每个国家样品的(这句不太明白)。这就表明，平均来看，收益方差在盈利公告日左右2天更佳显著。从小组中可以看出，平均超额收益方差在不同国家差异很大。(这一指标)在意大利低至1.21，在英国却高至5.00。有趣的是，我们的研究发现美国的平均超额收益为2.75，这是和Landsman andMaydew (2002)报告的大小数量相接近的。

B组还发现在我们的样本国家中平均超额收益方差的中位数小于1，包含了几乎一半的美国公司，这表明对于我们大多数公司而言业绩公布日期并非一个不同寻常的事件。这一发现与Bamber et al. (2000)是一致的。(文字部分续接50页)下接P50

P48 表格Table 2

P49 表格Table 2

P50表格

Table 2

他们的研究发现在盈余宣告周内的处于中位的平均超额收益方差均小于当年Beaver’s (1968)在经典研究中重复使用的样本所得到结果，而这样本是由美国最大的财富200强公司组成。

P49

P50

变量定义：

盈利质量：按照Leuz et al.(2003)得到的盈余管理总分乘以 1.的得分，基于1990-1999年得数据，等于两种平滑收益的衡量值和两种盈余自主裁定的衡量值的平均水平；

内幕交易首次强制年：第一个针对内幕交易的立法

期间报告频率：报告频率指数是来自国际财务分析研究中心的，用来衡量一国财报的频率，得分为4代表每季度发布一次报告，2代表每半年一次，以此类推；

财务披露：该指数是国际财务分析研究中心发布的。用来判断各项目所占百分比的均值，由提前列明的85项会计项目组成，包括在1993年的一个年报样板中。

异常回归方差：代表每个事件窗口下的股票收益率方差，由估计窗口来衡量；每个事件窗口下的股票收益率方差等于在盈利公告窗口期间内市场模型预测误差平方的均值；【这里没大看明白？？】

企业规模：年初以百万美元计算的股权市场价值的自然对数，按照数据库I/B/E/S得到的每股价格乘以发行在外股数；

跨境上市：当这个虚拟变量等于1时代表该证券属于在美国跨境上市的外国企业；外国企业，本国企业及跨境上市有效期都可以在JP摩根鉴定过的2004ADR表单中查到；

盈余报告滞后：会计年度结束到报告发布一共要多少天；

预测离差：代表分析师对盈余预测的标准差，由距离盈余报告发布期最近一天的收盘价来衡量；

预测数：早于盈余报告发布之前的对年度盈利的预测数；

虚拟损失：如果实际盈利为负，该虚拟变量便为1；

重复的样本来自Beaver的经典研究，样本由美国最富有的200家公司组成；实际上，Bamber 在2000年发现在Beaver的样本中只有30%的样本观测公司具有大于1的异常回归方差，总结下来就是：大多数单独的盈利报告与异常的价格反映没有什么关系。Bamber检验的是美国的企业，我们相信存在着某种证据暗示这一现象……

P51

在Bamber对美国公司进行的研究中，有证据表明这种现象在非美属公司中可能更加明显。具体来讲，Morck et al（2000)研究中发现，在欠发达的经济体系中，股票价格呈现出同向变动的趋势，同时JIN and Myer（2006）的研究中发现，此类市场的稳定性欠佳，更容易崩盘。上述这些研究的发现和结果都统一到一个结论，即在欠发达市场体系中，由于透明度低下以及对投资者保护的不完善，使得股票价格对公司信息的反映程度非常低。因此，研究结果中出现的超额报酬的均方差小于一正好验证了之前对美国公司研究得到的结论以及对非美属公司行为研究得到的推论。

B报告中的其余列是公司级控制变量的统计数据。统计表明，公司的平均规模和交叉上市的频率变动差异幅度相对较小，而报告披露平均时滞则呈现出很大的差异，在美国低至44.55天，而在巴基斯坦可以高达193.43天。表2的B栏数据也表明，所有报告中的非预期盈余平均值为负值的国家，结果通常与分析的盈余预测结果相符。然而，我们也注意到，非预期盈余的平均值是非常低的（在所有国家中的平均值为-0.06%）,表明预测趋向准确。B栏中数据还说明，样本中的预测分散度较低，比如，平均公司的预测数量在巴基斯坦低至3.24，在而最高的澳大利亚也只有13.32. 最后剩下的3列数据显示，披露亏损情况的公司数量在所有国家中的差异相对较大。

表3列出了分析中所用数据间的pearson相关系数和spearman相关系数。而在表三中

归一化后的相关性中可以看到超额报酬的变动值和结构变量之间呈现良好的正相关性。我们会在下章中利用多元分析法来验证我们的假设，原因是多元分析可以将所有假设的变量和所有可能被忽略的相关变量共同进行分析。

4.2 多元分析结果

表四列出了对我们的假设测试的结果，A栏中是国家级的线性回归数据，B栏中有两个公司级的线性回归数据（模型1包含了四个假设变量，模型2增加了公司级的控制变量）。A栏显示，与盈余品质，内部交易规则以及中期报告频率相关的系数在P<=10%的预测方向上是非常显著重要的，而与财务披露相关的系数在一般情况下中则没有那么重要。同样的，B栏中的两个模型也说明与盈余品质，内部交易规则以及中期报告频率相关的系数在P<=5%的预测方向上是非常显著重要的，而与财务披露相关的系数在常规情况下中同样没有那么重要，因此国家层级和公司层级的两项测试都验证了我们之前假设的正确性

P52

内幕交易规制：是一个虚设的变量，如果第一次出现某合法交易被指为内幕交易，则置为1，否则为0

表二中有其他变量的定义，双尾P值：幅值大于0.01的P值小于1%

P52，P53

表4

PanelA:由结构变量，投资者保护和控制变量做回归得到的8个年度超额报酬差异值，并以此做回归得到

的平均系数

模型：平均超额报酬差异=b0+b1(盈余品质）+b2(内幕交易规制）+b3(中期报告频率）+b4(财务披露）+e

Panel B：国家层级分析 (N=53197 公司年）

模型1：平均超额报酬差异=b0+b1(盈余品质）+b2(内幕交易规制）+b3(中期报告频率）+b4(财务披露）+e

模型2：平均超额报酬差异=b0+b1(盈余品质）+b2(内幕交易规制）+b3(中期报告频率）+b4(财务披露）+b5(公司规模）+b6(规模前20）+b7(交叉上市）+b8(盈余报告时滞）+b9(|UE|)+b10(预测分散度）+b11(预测数）+bn(D工业）+e

变量定义：

内幕交易规制：是一个虚设的变量，如果第一次出现某合法交易被指为内幕交易，则置为1，否则为0。

Dindustry: 为一虚拟变量，代表根据I/B/E/S数据库进行产业群分类后的产业伙伴。 I/B/E/S将公司分为11个等级：金融，医

药，快速消费品，消费服务，耐用消费品，能源，运输，科技，基础工业，资本货物，公用事业。为方便展示，产业虚拟指数没

有罗列

Largest 20:虚拟变量，如果某个公司的规模在其所属国家排名前20，则其值为1，这里公司规模以I/B/E/S 数据库中年初的市

值作为衡量标准

P55

表4的B栏中，模型二表明6个公司层控制变量（企业规模，是否是20家最大企业之一，业绩报告延迟，业绩“惊喜”程度，预测数以及是否亏损）在p≤5%上显著（双尾）。这些结果表明，业绩“惊喜”更大的企业，占整体经济比重大的企业，或者有更多分析师预测的企业引起了更大的市场反映，而规模大的企业、报告延迟长的企业或者报告亏损的企业引起的市场反应较弱。

我们同样注意到，我们的发现与Bailey等人在2006年的研究结果是基本一致的（此人的研究主要解决了跨境上市的是否影响了市场对外国企业业绩公告的反应这一问题）。Bailey的研究表明在美国，跨境上市增强了市场对于业绩报告的反应（由于更多的披露）。直接比较此文与Bailey的文章是很困难的，因为Bailey针对一个不同的研究问题，并且没有考察国家层级的变量，而我们考察了这些变量。

总的来说，在Table4中，我们的分析表明，在一个国家财务报告环境中，3个财务会计因素（利润的质量、内部交易规范、中期报告频率）与业绩报告信息含量的国际差异有联系。下一个部分的分析试图更加牢靠的证明我们的基本分析结论。

5.其他额外的分析

5.1 关于投资者保护制度的额外分析

通过利用投资者保护机构文献来定义我们的结构性因素，我们的结果间接表明，有4个结构性因素，通过运用这4个因素，一个国家的投资者保护机构影响了业绩报告的信息含量。为了进一步探讨这一猜测，我们在表4的模型二中（即B栏）重复进行了假设检验。在这个检验中，我们首先将假设的结构性变量替换为两个针对投资者保护的变量，接下来，我们把这两个变量和之前假设的结构性变量放到一起进行检验。(注释9)按照defong和hung （2003,2004）和leuz（2003）的研究，我们运用反董事权利和laport（1998）研究中法律强制规定度量来衡量投资者保护制度。（注释10）

注释9：第五部分中的额外分析和第六部分中的敏感性分析主要针对table4中的模型二，因为企业级别的回归模型包裹一些企业级别的控制变量。

注释10：详细的说，反董事权利的方法是由以下投资者权利所构成的一个指数：(1)通过邮件投票；（2）在股东大会上获得股票的控制权；（3）累积投票制（4）召开非例行股东大会更加容易（5）小投资者能够对董事提起法律诉讼的机制（6）只有通过股东投票，才能放弃股东的优先权。反董事权利方法从0到5，更高的分数表明更强的股东权利。法律强制规范法是以下3个法律强制规定变量的均值（1）司法系统效率的度量，这个度量主要评估了法制环境的效率和完整性，主要是基于1980年到1983年从Business International Cop收集的平均数据。（2）法律变量，这个变量评估了一个国家的法律和秩序传统，基于1982年到1995年从International Country Risk收集的平均数据。（3）腐败变量，这个变量评估了政府的腐败级别，基于基于1982年到1995年从International Country Risk收集的平均数据。法律强制规定度量从0到10，更高的得分表明更强的法律强制规定。

P56

这个研究的结果（未列示）表明（1）在将假设变量替换为两个投资者保护变量的模型中，两个投资者保护变量都在p≤1%水平下正显著（双尾），（2）在既包含两个投资者保护变量又包含我们假设变量的模型中，反董事权利的系数在p≤10%水平下正显著（双尾），法律强制规定的系数在常规水平下不显著，在模型二中显著的假设变量仍然在p≤10%水平下显著（双尾）。结果表明投资者保护系数在单独进行测试时显著，而和假设变量放在一起则

没有那么显著了（而我们的假设变量仍然显著），这与我们之前的结论是一致的，即，这些假设变量揭示了投资者保护变量如何影响业绩报告有效性的机制。[注释11]

5.1．2投资者保护和盈余信息进入价格的时间

之前的分析表明业绩报告在投资者保护力度更强的国家更具有信息含量。回忆之前研究中，长窗关联检验的结果表明年度盈余在一年之中更具有价值关联性，或者在投资者保护力度更强的国家有更大的价值关联性。（Ali 和Hwang,2000; Hung, 2000; Young and Guenther,2003）。总的来说，这些证据暗示着投资者保护制度既影响了盈余信息进入价格的量，也影响了盈余信息进入价格的时间。

为了更深的探讨这个问题，我们依照了Freeman(1987)和Alford（1993）的方法，并且计算了完全预先知道年度盈余变化的情况下，投资组合的累积市场调整回报（CMAR）（与Fig1中的定义相同）。图1描述了强弱投资者保护制度国家的企业在-11月到0月之间的CMAR，0月是盈余报告的年份。图1表明总信息流入量和盈余报告的信息含量在投资者保护制度较强的国家都比较高。具体来说，对于投资者保护制度强的国家，累积期末（第0月）的CMAR 为31.7%，而投资者保护制度较弱的国家只有21.2%。另外，对于投资者保护制度强的国家，第0月CMAR的增长为3.6%,而对于投资者保护制度弱的国家，相应数据只有2.5%。总的来说，这个研究表明投资者保护制度较强的国家，盈余与价格高度相关，盈余信息更快地进入了价格并且盈余信息对于价格有更强的影响。

5.2 I/B/E/S报告时间

我们的研究假设I/B/E/S业绩报告时间能够合理的确定年度盈余能够被投资者知晓的时间。

注释11:j对于这个方法的统计推断的讨论和应用，参见Morck(2000),Francis(2002)

P57

图1,CMAR，累积性的市场调整投资组合的回报是基于对投资者保护较强（弱）的公司年度盈余变化的准确预测。根据Freeman1987和Alford1993的研究，CMAR是通过基于准确预测的年度变化盈余的投资组合计算得到的，长线投资者获得了最高的25%的年度盈余而短线投资者获得了最低的25%的年度盈余。对于投资者保护较强的公司是那些投资者保护变量数值大于表2中的中位数的公司。根据这种方法，澳大利亚，加拿大，日本，英国，美国，挪威是对投资者保护较强的公司，其它公司都属于对投资者保护较弱的公司。图1是投资组合在12月期间两类国家（对投资者保护较强/弱的国家）的CMAR，第0个月指的是业绩快报发布的时间。

有一个潜在的问题，公司发布的业绩快报日可能包含一些杂音，盈余报告的来源每个国家都不同，Jegadeesh Kim 2005和Bailey 2006是之前对于盈利公告日的跨国研究，我们不清楚之前的研究对于数据噪音的涉及程度，我们现在来检验我们的研究受到噪音的影响。我们首先从26个样本国家通过和发布数据的IBES数据库选择五家公司的随机样本进行分析。对于公司年不在Lexis中的，我们随机同个国家中另一个公司年，直到能够从Lexis 和IBES数据库中每个国家能够找到5个公告。共有274公司年及130个公告数据从两个数据库中得到，130=5*26个国家，我们共分析了144个公司年。

表5，A行显示了数据库IBES和Lexis中报告描述性统计的区别

P58-59

分析特定的样本使报告滞后缩短

A：数据库IBES和Lexis中报告描述性统计的区别，如果数据为负这说明IBES比Lexis的

B：根据8年财务报告回归报酬的超常平均相关系数

模型：超常回归变量=β1+β2(盈余规模)+β3（内部交易）+β4（财务公开）+β5（公司规模）+β6（最大20）+β7（列示）+β8（盈余报告滞后）+β9+β10（预测分布）+β11（预

变量定义见表2和表4

P60

我们发现IBES先于Lexis平均有12.7天，中位数是1天，44%的IBES是在Lexis 一天内。重要的是，我们发现IBES和 Lexis的差异是高度正相关，伴随着一定的报告时滞，相关系数是0.76。进一步的，表5还说明如果我们限制手工收集的样本于报告滞后期少于或等于99天的观测值，报告期的噪音会减少。特别要说明的是，IBES期和早期报告的Lexis期的均值为1天，中位数是0天，57%的IBES期是在Lexis一天内。最后，Panel A 也说明，如果我们的检验把手工收集的样本限制到那些报告时滞小于或等于62天的样本，报告期的噪音会进一步降低，IBES和Lexis期差异的均值和中位数是0天，73%的IBES期是在Lexis 的一天内。

基于先前的发现，我们进行了一些检验来评价IBES数据库的噪音影响结果的可能性。首先，在把样本限制到那些盈余报告时滞小于等于99天或者62天，我们重复了假设检验，这些限制可以减少公告期的噪音。该分析的结果在表5，面板B是和表4的模型2中的发现相符。

第二，在手工收集的样本中剔除了那些公告期噪音异常大的国家后，我们又重新进行了假设检验。特别要说明的是，我们去除了澳大利亚，德国，意大利，荷兰，巴基斯坦，菲律宾和葡萄牙，在IBES和Lexis数据库中，所有这些国家间的报告期差异大于12.7天。这结果和表4模型2中的是一致的。因此，我以上的两个检验说明，我们的研究结果不是由观测值和国家噪音所引起的。

P61

第三，为了使更多事件日期落入我们的事件窗口期，我们将事件窗口期分别扩展到3天（-1，1），5天（-2，2），11天（-5，5），进行了重复的假设检验。尽管增加事件窗口期会包括更多非公告日，从而降低检验的置信度，我们仍然得到了与表4面板B的模型2中的发现相符的结果，因此，扩展窗口期更加确保了我们的发现不是由不规律的公布日所导致的。

最后，由于I/B/E/S的盈余公告来源的国家间差异可能会引入“噪音（不相同，杂乱）”，我们尝试将样本限制到那些最有可能来自于相似来源的公告。特别地，由于lexis/nexis的公告主要是来自于新闻来源发布的，我们在lexis/nexis中无法找到的144个盈余公告更可能是通过非新闻来源的渠道发布。对我们手工收集的样本进行的报告时滞分析后发现，在lexis/nexis中无法找到的144个公告的报告时滞的均值和中位数分别是108天和88天，相对应地，能在lexis/nexis中找到的130个公告的报告时滞的均值和中位数分别是85.5天和67.5天。因此，由于在lexis/nexis中无法找到的盈余公告倾向于有更长的报告时滞，我们的检验（上文所提）将样本限制到那些报告时滞小于等于99天或者62天的company-years，这将降低检验中使用的I/B/E/S的数据是来自于非新闻来源渠道的可能性。因此，检验对时滞的限制也更加确保了我们的结果并不是由I/B/E/S中国家间盈余公告来源

不同（比如新闻来源和非新闻来源）所导致的。简而言之，上面的分析使我们更有理由相信我们的结果不是由I/B/E/S盈余公告日期的“噪音”所导致的。

5.3 对异常交易量的分析

另一个通常使用的对盈余公告的信息含量评价的标准是异常交易量，因此，我们在表4面板B中用一场交易量替代非正常回报方差后再次分析，其中异常交易量被定义为企业盈余公告发布窗口期[0, 1]的平均交易量除以在交易窗口期[-120, -21]的平均交易量。表6的模型1和2证明分析的结果与表4面板B的结果是一致的，因此，我们使用交易量的假设检验证实了我们前面的主要分析。

5.4 对市场有效性的分析

我们的检验默许地假设我们样本国家的证券市场是相当有效的，以至于价格可以反映那些影响企业价值的新闻公告。这个假设与我们样本企业相对较大并被分析师积极跟随（这说明有相当大程度的投资者基础）的事实是相符的，这也和以前在各个国家找到证券市场有效性证据的很多研究是相符的，如 Brown (1970)对澳大利亚企业的研究,Hawawini (1984) 对14个欧洲国家的企业的研究, Bhattacharya et al. (2000)对墨西哥企业的研究， Haw et al. (2000) 对中国企业的研究。重要的是，这个研究包含了证据说明在投资者保护制度相当薄弱的发展中经济体的证券市场也是信息有效的。

P62

表6

8个年度回归-异常交易量对财务报告要素和控制变量的回归所得到的系数的均值

变量定义：Abnormal trading volume: The average trading volume during the firm’s earnings announcement window [0, 1] with day 0 being the earnings announcement date reported in I/B/E/S, scaled by the average trading volume over the 100-day trading window [-120, -21].

异常交易量：企业盈余公告发布窗口期[0, 1]的平均交易量除以在交易窗口期[-120, -21]的平均交易量。

See Tables 2 and 4 for definitions of other variables.

t-statistics: mean of the coefficients/standard error of the coefficients over the eight sample years (Fama and MacBeth, 1973).

t-统计量：系数均值/样本8年系数标准差

P63

尽管有这个较早的研究，我们的发现有一个可能的替代的解释是在投资者保护制度较弱的国家的证券市场并不信息有效。那就是说，如果较弱投资者保护的国家的证券市场并不信息有效，那就也许可以解释了我们所发现的股票回报方差与我们的结果性因素之间的关系。我们通过设计两个额外的假设检验，为是否较弱投资者保护国家的证券市场信息有效提供证据，来具体展开这个问题。

我们的第一个假设检验包含了对盈余公告的市场反应的流动性效应的控制。市场有效的一个必要条件是当新的信息进入市场后投资者愿意根据它交易，另一个必要条件是市场要足够流动使得投资者能够交易。Bhattacharya and Daouk (2002)发现发展中经济体的市场流动性较低。由于发展中经济体一般对投资者保护较弱，我们将国家层次上的周转率（Bhattacharya and Daouk (2002)中介绍）作为市场流动性的代表引入表4的模型2，并

在此进行了回归分析，因此我们的结果可以有效地控制市场流动性。

我们的第二个假设检验检查了样本国家中的平均非正常回报方差的显著性。如果股票价格对盈余公告中的信息含量做出回应，我们将会观察到平均非正常回报方差在统计上显著大于1。尽管这个检验的统计置信度并不高（因为它没有控制其他可能影响年度盈余公告价格反应的因素），我们发现在p≤10%的置信度上，样本中所有国家（除了巴基斯坦）都有在统计上显著大于1的平均非正常回报方差。巴基斯坦的平均非正常回报方差不在统计意义上显著大于1可能是由于盈余质量比平均值更低，或者由于内部交易法律执行情况比平均值更低（见表2面板A），巴基斯坦本身证券市场就不信息有限也是可能的。因此，我们把巴基斯坦的企业剔除后再次运行了表4的模型2，分析产生的结果与表4之前的结果是一致的，这也说明我们的结果可以经受住将那些可能市场不信息有效的国家剔除。

总之，本节我们的分析和讨论说明我们的结果不是由那些较弱投资者保护制度的国家的企业缺乏信息有效性所导致的。下一节将介绍分析相关的稳定性检验。

6.稳定性检验

6.1 剔除美国和日本企业

表1说明美国和日本的盈余公告数量远大于其他国家。由于美国和日本的很大比重可能影响我们的企业层次上的假设检验结果，我们将美国和日本企业依次从样本中剔除后重新运行了表4面板B中的全模型（模型2）回归。分析结果与表4面板B中模型2的结果是一致的，因此，我们总体上的结果并不对剔除美国或日本企业敏感。

P64

6.鲁棒性测试

6.1 美国和日本以外的公司

表1 体现了美国和日本比其他国家发更大量的盈余公告。因为在我们公司水平上的假设测试中，美国或日本的权重系数大可能会推动我们的结果。表4 Panel B中是从样本中排除了美国和日本的公司过后顺序重复了full-model 回归模型（即模型2）。分析（没有制成表）产生的结果和表4.Panel B 中的结果是一致的。

6.2 资本市场发展的控制

可能影响结果的一个因素是资本市场发展。例如，较不发达的资本市场有诸如较弱的通讯基础设施和差的交易环境的特征，这样会使得市场对盈余公告的反应滞后。但是，较不发达的资本市场也有像较少可供选择的信息资源的特征，这样会提高市场对盈余公告的反应。因此，在表4 Panel B 中是加进了捕捉资本市场发展的变量之后，重复了full-model回归模型（即模型2）。衡量资本市场发展的采用的是1994这个国家的市场资本总额除以其国民生产总值。

分析（没有制成表）产生的结果和表4 Panel B中的结果是一致的。还有，资本市场发展的变量系数在传统水平上是不显著的。因此，此文整体结论对资本市场发展控制不是很敏感。

6.3 时间系列系数控制

表4 Panel B 是关于Fama-MacBeth（1973）的统计数据，控制了在回归中错误项的潜在截断式相关性。为了在回归错误项中控制潜在时间系列相关性，在表4 Panel B重复了Full-model回归模型，在分析过程中对每个公司只有一个随机选择的年度观察。分析（没有制成表）产生的结果和表4 Panel B中的结果是一致的。因此，此文结果不会被回归错误项中的时间序列系数相关性影响。

6.4 删除有影响力的观察量

为了检查有影响力观察量的潜在效应，在丢掉R-student统计数据的绝对值超过3的观察量后，我们重新运行了full-model回归，如表4 Panel B中所示。因此，本文结果不会被有影响力的观察量所影响。

6.5 用可供选择的回归规格

表2的描述性统计数据指出回归方差的异常平均值往往高于中位数，表明回归异常的测量是倾斜的。因此，我们在用相应变量的排名值替换了除虚拟变量以外的所有变量之后，重新运行了Full-model（模型2）。分析（没有制成表）产生的结果和表4 Panel B中的结果是一致的，除了一种例外情况：对于财政信息披露的平均相关系数在P<=10%的水平下显著为正。因此，我们整体结论对可供选择的回归规格不是很敏感。

P65

6.6 包括公司特定控制变量的国家平均数

为了测试国家层面上的分析是否敏感于公司层面上控制的跨国差异，我们在国家层面上的回归中加进了关于公司特定控制变量的国家平均值后重新进行了分析，如表4 Panel A 所示。分析（没有制成表）产生的结果和表4 Panel A中的结果是一致的。

7. 总结

本研究的目的在于检验年盈余公告信息内涵的跨国差异和识别解释这些差异的国家财务报告系统因素，采用推断市场参与者实际上是否用报告的盈余信息的短窗口的方法。本文建议研究投资者保护机构和识别假设的国家财务报告系统中的四个结构性因素，这些与年盈余公告的信息内涵紧密相连。和假设相一致的是，本文发现带有高质量盈余和较好执行内幕交易法的国家的年盈余公告更具有信息含量，而具有较频繁的中期财务报告的国家的年盈余公告具有较差的信息含量。