我國創(chuàng)業(yè)板市場應計異象探究
——基于2010-2012年上市公司經驗數據

楊鴻艷，王 治，汪敏鈴

1.安徽警官職業(yè)學院公共管理系，安徽合肥，230031；2.安徽財經大學會計學院，安徽蚌埠，233041；3.黃山學院財務處，安徽黃山，245021

我國創(chuàng)業(yè)板市場應計異象探究
——基于2010-2012年上市公司經驗數據

楊鴻艷1，王 治2，汪敏鈴3

1.安徽警官職業(yè)學院公共管理系，安徽合肥，230031；2.安徽財經大學會計學院，安徽蚌埠，233041；3.黃山學院財務處，安徽黃山，245021

以2010-2012年我國創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對象，通過對創(chuàng)業(yè)板公司的會計盈余信息與股票收益率之間的關系的探索，驗證創(chuàng)業(yè)板市場應計異象的存在性問題。利用總體混合樣本進行單變量和多變量回歸，結果發(fā)現，無論是采用資產負債表法，還是采用利潤表法，我國創(chuàng)業(yè)板市場總體上存在較為明顯的應計異象。

應計異象；超額收益率；會計應計；現金流

Fama提出的有效市場假說為研究資本市場效率問題開辟了新的領域[1],是目前金融理論研究的基礎。繼1996年Sloan正式提出 “應計異象”后，圍繞這一概念，國外眾多學者對其展開了深入的研究，并取得了豐碩的研究成果。但是，我國學者在此方面并未取得較大的進展，直到2007年李遠鵬、牛建軍將應計異象與我國特殊的退市監(jiān)管制度結合研究之后，才引起了廣泛關注，并成為近年來的研究熱點[2]。本文對創(chuàng)業(yè)板市場應計異象存在性問題的研究，對維護創(chuàng)業(yè)板市場秩序、促進創(chuàng)業(yè)板市場發(fā)展具有一定的參考作用。

1 應計異象存在性研究概述

國外學者對應計異象存在性的認識基本上是一致的，Collins、Hribar和Lev運用美國資本市場數據證實美國存在應計異象[3]；Clinch等運用美國之外的資本市場數據證實澳大利亞也存在應計異象[4]。LaFond采用國際上17個國家的市場數據，證實了應計異象的普遍存在性[5]。

我國對應計異象存在性研究結果卻大相徑庭，王慶文研究結果與Sloan的研究結果接近[6-7]。樊行健等通過套利組合策略也證實了應計異象在我國資本市場的存在性[8]。但也有學者對此表示質疑，劉云中等認為我國資本市場不存在應計異象[9-10]。林華認為創(chuàng)業(yè)板不存在應計異象[11]。但是該研究的樣本量只有78個。本文選取2009-2012年上市的創(chuàng)業(yè)板公司為樣本進行實證研究，檢驗創(chuàng)業(yè)板市場上是否存在應計異象，以進一步豐富創(chuàng)業(yè)板市場和應計異象研究[12]。

2 模型設計

假設一(H1)：會計盈余中會計應計的盈余持續(xù)性低于現金流的盈余持續(xù)性。為驗證H1，構建模型：

EARt+1=β0+β1EARt+β2ACCt+ηt+1

(1)

式中，β表示會計應計與現金流的持續(xù)性之差；若β2<0，則表明會計應計的持續(xù)性低于現金流。

假設二(H2)：創(chuàng)業(yè)板公司的未來超額收益與會計應計之間存在負相關關系。首先，為驗證H2而構建模型：

CARt+1=α0+α1ACCt+ηt+1

(2)

其中，α1表示ACC對CAR的回歸系數；若α1<0，則表明創(chuàng)業(yè)板存在應計異象。

為控制各個風險因子對累計超額收益CAR與會計應計ACC之間關系的影響，構建多變量回歸模型如下：

CARt+1=β0+β1ACCt+β2LEV+

β3BM+β4SIZE+ηt+1

(3)

若β1<0，則表明創(chuàng)業(yè)板存在應計異象。

假設三(H3)：在創(chuàng)業(yè)板市場構建投資組合能夠獲得超額收益。

參照已有的研究方法，以應計比重大小為依據，構建套利投資組合并觀察投資收益率。先把所有創(chuàng)業(yè)板公司按利潤表法計算的應計項目比重從小到大分成5組，在第一年年報披露截止日買入應計最小組，賣出應計最大組，構建套利投資組合；到第二年年報披露截止日再賣出多頭組合，買入空頭組合進行平倉交易，應計最低組和最高組的投資收益率之差就是該套利投資組合的總收益率。如果應計異象明顯，則總收益率應顯著大于0。

3 樣本選擇、變量說明及描述性統(tǒng)計

3.1 樣本選擇

選取我國創(chuàng)業(yè)板市場上市公司作為研究對象，樣本資料均來自CSMAR數據庫，相關財務數據來源于樣本公司2010-2012年末的財務報表。另外，由于要在年報公布后按照應計的大小構造投資組合，故需要2011年5月-2013年4月的股票月收益率信息，在此基礎上采用Stata和Excel軟件進行數據處理。為了從總體上進行集中研究，本文在研究中剔除了金融類公司和存在數據缺失的樣本公司。同時，為避免方差干擾,在EAR、ACC和CFO等數據處理上，利用期初總資產進行了標準化處理[13]。

3.2 變量說明3.2.1 相關主變量說明

用EAR、ACC和CAF分別表示未經過標準化處理的會計盈余、會計應計和現金流量，會計盈余(EAR)等于凈利潤加上財務費用和所得稅的余額。

計算會計應計有兩種經典方法：資產負債表法和凈利潤法。資產負債表法計算公式如下：

ACC=(ΔCA-ΔCash)-

(ΔCL-ΔSTD-ΔTP)-DEP

CAF=EAR-ACC

其中，ΔCA表示資產負債表中流動資產的變化量，ΔCash是現金、現金等價物及短期投資項目的變化量，ΔCL是流動負債的變化量，ΔSTD是資產負債表中表示的一年內即將到期的非流動負債的變化值，ΔTP是應交稅費的變化量，DEP是固定資產折舊、無形資產和長期待攤費用攤銷的總變化量。

利潤表法的計算公式如下：

ACC=EAR-CAF

注：兩種計量方法都存在一定程度上的計量誤差。

為減少會計應計的計量偏差而產生對實證結果的影響，本文在對模型進行分析檢驗過程中，同時采用資產負債表法和凈利潤法計算會計應計，同時對應計、會計盈余、現金流均采用期初總資產進行標準化處理。

3.2.2 風險因子的變量說明

為控制風險因子對股票超額收益的影響，本文在以前學者研究的基礎上，選取創(chuàng)業(yè)板公司的LEV、SIZE及BM三個風險因子作為控制變量，旨在考察該控制變量后是否對實證結果產生影響。其中，LEV等于創(chuàng)業(yè)板公司年末總負債除以總資產；SIZE和BM都同時采用創(chuàng)業(yè)板公司總市值和已上市流通市值兩種方法進行計量。SIZE1和SIZE2分別表示創(chuàng)業(yè)板公司下年4月末股票總市值和流通市值的自然對數，BM1和BM2分別表示創(chuàng)業(yè)板公司創(chuàng)業(yè)板公司年末凈資產除以下年4月末總市值和流通市值的比率。

3.2.3 累計超額收益率的計算

本文在選擇超額收益率的計算方法上選擇以總市值調整超額回報率的方法，具體計算過程如下：

Ri,t=(Pi,t+16-Pi,t+4)/Pi,t+4

(4)

(5)

ARi,t=Ri,t-Rm,t

(6)

(7)

其中，Ri,t表示個股i的月持有收益率，Pi,t+16表示年報公告期后第16個月的股價，Pi,t+4表示年報公告期后第5個月的股價，Wi,t表示股票i在t時的總市值；Rm,t表示所計算的對應月份的市場平均月持有收益率，ARi,t表示個股i在t月的超額累計收益率，CARi,w表示個股i在年報公告后的12個月的總超額累計收益率。

3.3 描述性統(tǒng)計

3.3.1 按應計分組的關鍵變量的描述性統(tǒng)計結果

本文根據利潤表法計算的會計應計的大小從小到大排列，平均分成5組，再按各組別把2010-2012年的樣本匯總，對在兩種計量方式下的5個組分別的會計盈余及其組成部分和超額收益率等指標的均值、中位數以及標準差進行描述性統(tǒng)計，表1列出了相關的統(tǒng)計結果。

由表1可知：無論運用資產負債表，還是運用利潤表法，當會計應計的均值(中位數)從應計最低組到應計最高組逐漸增加時，現金流量的均值(中位數)從應計最低組到應計最高組逐漸減少，由此說明會計應計和現金流量二者之間呈現出負相關的關系，這與Sloan的研究結果一致。ACC2的變化趨勢與ACC1相同，是逐漸變大的，經營活動的現金流量CFO2的變化趨勢與CFO1相同，是逐漸減少的，由此看出這兩種計量方法在性質上仍是一致的，并未出現由于計量偏差對檢驗結果造成干擾的情況。

表1 分組樣本的描述性統(tǒng)計結果

注：會計盈余、凈利潤法下的現金流、資產負債表法下的現金流、凈利潤法下會計 應計、資產負債表法下會計應計均己采用期初資產標準化處理。

觀察應計最低組到應計最高組的累計超額收益率CAR的變化，雖然CAR均值最小出現在第5組，均值最大的出現在第1組，但是從應計最低組到應計最高組之間并沒有表現出單調減少的趨勢。在第二組至第四組之間逐漸增加，這似乎與Sloan的研究結果不一致，說明我國創(chuàng)業(yè)板市場可能并不存在應計異象。但是，這只是基于描述性統(tǒng)計作出的初步結果，通過檢驗模型的變量回歸，可能會得到不同的結果。接下來將進行具體論證分析。

3.3.2 按應計分組的風險因子的描述性統(tǒng)計結果

表2列示了按照會計應計的大小分組的各個風險因子的標準差、均值和方差的描述性統(tǒng)計結果。

表2 分組樣本的風險因子描述性統(tǒng)計結果

從表2可以看出，各個風險因子的均值均大于中位數，故其呈現出右偏的趨勢，并且隨著會計應計大小的增加，LEV、SIZ1、SIZ2、BM1和BM2各控制變量的指標值都沒有表現出明顯正向或負向的單調性特征。但為了控制這些風險因子的影響，在多元回歸中，將對全部風險因子進行控制。

4 創(chuàng)業(yè)板應計異象實證分析

4.1 對H1的檢驗

回歸模型如下：

EARt+1=β0+β1EARt+β2ACCt+ηt+1

相關回歸結果見表3。

從表4中可以看出，首先，在利潤表法和資產負債表法下，會計應計ACC的回歸系數β2分別等于-0.037 8(t=-2.13，P=0.033)和-0.025 4(t=-1.61，P=0.108)，從P值可看出，在利潤表下，回歸系數在5%的水平上顯著；在資產負債表法下，回歸系數在10%的的水平上近似顯著，β2均小于0，說明在統(tǒng)計上ACC的持續(xù)性小于CFO的持續(xù)性；其次，從這兩個回歸模型的統(tǒng)計指標來看，P值均顯著小于0.05，回歸模型分別在1%和5%的水平上顯著，說明模型對樣本總體的近似程度很高；再次，從回歸模型的方差膨脹因子VIF來看，VIF均在1.55～2.95之間，按照統(tǒng)計學上一般認定的VIF<10作為判斷共線性的標準，在兩種計量方式下回歸模型中都不存在明顯的多重共線性問題。因此，雖然在兩種計量方法下顯著性水平不同，但總體并未推翻ACC的持續(xù)性小于CFO的持續(xù)性的統(tǒng)計結果，所以通過混合樣本分析，無論是在利潤表法下，還是在資產負債表法下，會計應計的持續(xù)性均小于現金流的持續(xù)性，證實了假設一。

表3 持續(xù)性檢驗的總體多元回歸結果

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的水平下顯著，以下各表同。

表4 CAR與ACC單變量回歸結果

4.2 對假設2的檢驗

為了檢驗我國創(chuàng)業(yè)板市場是否存應計異象，可以檢驗CAR與ACC之間的關系，以下將對總體樣本直接運用CAR對ACC的單變量回歸模型進行分析，回歸結果如見表5，回歸模型如下：

CARt+1=α0+α1ACCt+ηt+1

(12)

表5 按應計分組的累計超額收益率及套利情況表

首先，從表5中混合樣本的總體回歸結果中可以看出，ACC對CAR的回歸系數α1在利潤表法和資產負債表法下的分別為-0.4086(t=-3.97,P=0.000)和-0.3435(t=-4.22,P=0.000)，α1均小于0，P值都等于0.000，ACC與CAR在1%的顯著性水平上存在負相關關系，并且模型回歸的F值分別達到15.77和16.99，回歸模型在1%的水平上顯著，說明模型對總體的近似程度很高。

綜合以上分析，可以使ACC對CAR的回歸系數顯著為負的結論在單變量回歸分析中得到證明。因此，應計異象所表現出的累計超額收益率與會計應計的負相關關系在我國創(chuàng)業(yè)板市場中成立。

4.3 對假設3的檢驗

本文借鑒Sloan的研究方法，觀察累計超額收益率的變化情況。先把2010-2012年各年度創(chuàng)業(yè)板公司按利潤表法計算的會計應計從小到大分成5組，計算每組樣本的超額累計收益率的均值，然后通過構造買低賣高的投資策略組合得到超額收益率，觀察其變動情況，同時，把這三年的樣本進行同組整合，以觀察樣本總體的超額收益率情況。

表5列出了各應計組在2010-2012年以及總體的年度累計超額收益率和套利情況。

從表5中累計超額收益率的均值和t值的角度可以看出，在2010-2012年以及總體混合這20個組合中，就有17個組合的累計超額收益率在1%的水平上顯著不等于0。其中，有15個組合的累計超額收益率在1%的水平上顯著不等于0，有2個組合的累計超額收益率在5%的水平上顯著不等于0，也就是說，若以10%的顯著性水平作為判斷基準，有85%的組合的超額收益率顯著不等于0。若構造投資組合，2011年和2012年能夠獲得在統(tǒng)計上不顯著為正的套利回報，2010年以及混合總體下能夠分別在10%和5%的顯著性水平上獲得20.46%和10.91%的超額收益。通過列表法從總體層面進行分析，可以獲得超額收益率，以此為應計異象在我國創(chuàng)業(yè)板市場顯著存在提供充分證據。

5 結論與啟示

5.1 結 論

為探討應計異象在我國創(chuàng)業(yè)板市場上是否存在，本文選取我國創(chuàng)業(yè)板上市公司共767個樣本進行研究，并同時按照利潤表法和資產負債表法計算會計應計來進行實證檢驗。得到的相關結論如下：首先，現金流的持續(xù)性顯著高于會計應計的持續(xù)性。其次，會計應計和累計超額收益率之間顯著負相關。再次，通過構造投資策略，能夠獲得顯著穩(wěn)定的超額回報。最后，通過穩(wěn)健性檢驗上述結論依然成立。因此得出實證結論：我國創(chuàng)業(yè)板市場存在應計異象。

5.2 啟 示

基于近幾年創(chuàng)業(yè)板市場數據，對我國創(chuàng)業(yè)板市場應計異象的情況進行了初步探索，證實了應計異象在我國創(chuàng)業(yè)板市場是存在的。當然，本文的研究還有許多不足之處。本文僅選用的創(chuàng)業(yè)板市場三年的數據，在樣本的選擇上并不能完全反映市場的情況。另外，在計量方法選擇上，無論是利潤表法還是資產負債表法，都存在一定的計量誤差，研究成果僅反映應計異象的存在性層面。在未來，股價同步性、公司的治理結構等有關應計異象的研究仍是未來需要探索的領域。

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(責任編輯：周博)

10.3969/j.issn.1673-2006.2015.11.006

2015-08-02；

2015-09-29

安徽省高等學校省級質量工程項目“會計(司法實務方向)特色專業(yè)建設”(2013tszy077)；安徽省高校人文社會科究研究一般項目“基于中國(上海)自由貿易試驗區(qū)建設背景下安徽經濟發(fā)展戰(zhàn)略分析”(12219rwsk2015B06)。

楊鴻艷(1980-)，女，安徽蚌埠人，管理學碩士，講師，主要從事會計教學、資本市場會計研究。

F224

A

1673-2006(2015)11-0025-06