BallBrown全文中文翻译

会计收益数据的经验评价
雷·鲍尔* 菲利普·布朗+
会计理论家们大体上通过会计实务与特定分析模型的相符程度来评价其有用性。

这种会计分析模式可能仅仅由一些主张或断言组成，或者，它可能是一种经过严格推理的理论。

无论哪种情况，会计研究方法一直是将现行惯例和由模型推出的更为可取的操作或由模型推出的所有会计实践都应拥有的标准进行对比。

这种方法的缺点是它忽视了世界上知识的一个重要来源，就是模型预测符合观测行为的程度。

在某个探析的假设均能被经验验证这样的基础上为该探析辩护是不够的。

因为，如何能得知一个理论包含了所有相关的有证据支持的假设？同时，如何解释基于无法证实的前提，如效用函数最大化，得出的结论的预测能力？此外，如何分析在考虑了世界不同方面后产生的结论之间的差异？
对会计实务的有用性进行完全分析方法的局限由会计数据本质上不能被定义的争论来说明。

会计数据本质上不能被定义是因为它们缺乏“意义”，从而它
们的作用令人质疑。

1争论中心在一定程度上源自为适应新经济环境，相应出现
会计实务的发展。

仅举一些出现问题的领域。

随着实务的发展，会计人员需要处理合并、租赁、并购、研发费用、物价波动和税项支出等实务。

因为会计缺少一个统一的理论框架，所以在这些会计实务中出现了不一致的现象。

其结果是，净收益是不同质部分的累计。

因而，净收益被认为是一个“无意义”的数字，跟27张桌子和8把椅子之间的差别没什么不同。

在这种观点下，净盈余只能被定义为一系列程序{}12,,
X X 运用到一系列事件{}12,,Y Y 后得到的结果，没有什
么实质内涵。

Canning 观察到： 净盈余的计量结果在任何意义上都不能认为是真实的，除了它是一个数字，是会计人
员中止他所采用的程序的应用后得出的结果。

2
尝试提高计量方式解释能力的分析方法的价值是无争议的。

有争议的是这样一个事实：一个分析模型本身没有评估脱离它所隐含计量方式的意义。

因此，在没有进行经验检验的基础上，根据会计分析模式得出由于会计收益数据缺乏实质内涵导致它缺乏有用性的结论是不妥的。

会计收益数据的经验验证需要关于现实世界成果构成的效用实验的协议。

因为净收益是一个投资者感兴趣的数字，所以我们用来作为预测标准的结果的是
反映在证券价格里的投资决策。

3净收益数据的内容以及发布时间两项会被用来
* 芝加哥大学。

+
西澳大利亚大学。

作者感谢芝加哥大学会计研究工作组的同事们：Myron Scholes 教授、Messrs 教授、Owen Hewett 教授和Ian Watts 教授。

1 关于这个问题的不同争论出现在Canning (1929)；Gilman (1939)；Paton 和Littleton (1940)；Vatter (1947),
第2章；Edwards 和Bell (1961),第1章；Chambers (1964), 第267-68页；Chambers (1966),第4页和第102页；Lim (1966),特别是第645页和第649页；Chambers (1967),第745-55页；Ijiri (1967),第6章,特别是第120-31页；和 Sterling (1967),第65页。

2 Canning(1929),第98页。

3 Beaver(1968)推行的另一种方法是使用反映在交易量里的投资决策作为预测标准。

共同验证会计收益数据的有用性，因为这两项的缺失均会破坏会计收益数据的有用性。

经验检验
资本理论的最新发展为将证券价格的表现视作会计收益数据有用性的运行测试提供了合理理由。

大量令人印象深刻的理论证实，如下的资本市场是有效和无偏的，原因在于如果信息对形成资本资产的价格是有用的，资本市场就会根据这种信息迅速地调整资产的价格，使投资者不能获得更多的非正常报酬。

4证据显示，如果证券价格确实根据新信息进行迅速地调整，那么证券价格的变化就会反映信息向资本市场的流动。

5可观测的股票价格波动与收益表发布之间的联系可以证明会计收益数据所反映的信息是有用的。

我们采用的将会计收益同股票价格相联系的研究方法就建立在上述理论和通过仅关注影响特定公司股票价格的特定信息得到证据的基础上。

6具体来说，我们构建了市场预期收益的两个选择模型来考察当市场预期不准确时市场是如何反应的。

预期盈余变动和未预期盈余变动
根据过去的事实，所有公司的盈余变动具有一致性。

一项研究发现，公司平均每股盈余（EPS ）变动水平的一半左右与宏观经济效应有关。

7根据这个证据，公司收益从某年到次年的变动中至少有部分可以被预测。

在上一年，如果某公司的盈余通过某种特定方式与其他公司的盈余相联系，那么了解了过去的这种特定联系，再加上其他企业当年盈余信息，就可以得到该企业当年盈余的条件期望。

因而，除去确定的影响，当前收益所传递的新信息含量通过实际收益变动与条件期望变动的差异得到估计。

但不是所有的这种差异都是新信息。

盈余的一些变化源自公司财务和其他政策的改变。

我们假定，在第一次估计前，这些变化已经随时间被收益的平均变化所反映。

因为，上述变动的两个组成部分——宏观经济和政策——的影响是同时的，它们的联系可以被联合估计。

我们采用的统计流程是：首先采用最小二乘法（OLS ）和到上年为止的数据（1,2,,1t τ=-），求出j 公司每年的盈余变化（.j t I τ-∆）
4 例如，Samuelson(1965)已证明，一个对信息评估无偏的市场会增加证券价格时间序列的随机波动性。

同样可见，Cootner(ed.)(1964)；Fama(1965)；Fama 和Blume(1966)；Fama 以及其他人(1967)；和Jensen(1968).
5 证券市场的一个得到充分证实的特征是信息的有用来源会起作用而信息的无用来源会被忽略。

这一点也不奇怪，因为市场由大量通过比竞争对手更充分地分析企业的前景来做出投资决策从而获得收益的投资者组成。

比如见，Scholes(1967)以及上面的附注4。

证券市场的这种评估方法与Chambers(1966,第272-3页)有很大的不同。

6 更确切地说，关注那些不对所有公司证券价格都有影响的信息，因此，在本论文中，一些产业效应不被考虑到。

7 或者，当收益被定义为纳税调整后的已投资资本回报时，公司平均每股盈余变化的35%-40%与系统因素有关。

[来源：Ball 和Brown(1967),表4]
关于市场上其他所有公司（除了j 公司）的盈余平均变化（.j t M τ-∆）8的线性回
归系数和截距项（12,jt jt a a ）：
.12.,ˆˆˆ1,2,,1j t jt jt j t j t I a a M u t ττττ---∆=+∆+=- （1）
其中，“∧”表示估计。

然后，将第t 年的市场盈余平均变化代入回归模型，计算出j 公司在第t 年的预期盈余变化：
12ˆˆˆjt
jt jt jt I a a M ∆=+∆ 未预期盈余变化，或者说，预测残差（ˆjt u ），是盈余变化实际值减去预期盈余变
化：
ˆˆjt jt jt
u I I =∆-∆ （2） 我们假定的当前收益所传递的新信息就是这个预测残差。

市场反应
同样被证明的是，股票价格（由此也有持有股票的报酬率）的变动具有一致性。

一项研究9估计，在1944年三月到1960年十月期间，股票月报酬率变化的30%-40%左右与市场效应有关。

股票报酬中的市场性变化由与所有公司相关的信息的发布所引起。

既然我们在评估与个体公司相关的收益表，它的内容和发布时间就应该与剔除了市场效应的公司股票报酬率变化联系起来估计。

市场性信息在投资一美元到j 公司股票中获得的月回报率上的影响可以由j 公司普通股月股票价格比10关于市场报酬率11的线性回归中得出的预测价值来估计：
[]12ˆˆˆ11jm j j m jm PR b b L v
⎡⎤-=+-+⎣⎦ （3） 其中，jm PR 是j 公司在第m 月的月股票价格比，L 是Fisher 的“复合投资业绩
8
我们叫M 盈余的“市场指数”，因为它仅仅是由那些在纽约证券交易所上市的公司的会计盈余数据构造成的。

9 King(1966). 10 j 证券在第m 月的月价格比被定义为红利（jm d ）+收盘价（,1j m p +），除以开盘价（jm p ）：
(),1jm j m jm jm PR p d p +=+
由此，月价格比就等于分离的月报酬率加上不变乘数；它的自然对数是连续复利计算的月报酬率。

在本文中，我们假定用用非连续复利计算，因为在这种形式下，结果容易解释。

11 Fama 以及其他人（1967）得出如下结论：“为了从单个证券月报酬率中抽取掉一般市场状况的影响，用证券报酬率对市场报酬率进行回归是一个令人满意的方法。

”为了达成他们的结论，他们发现“单个证券报酬率关于市场报酬率的散点图十分支持回归的假设，即线性、同方差性和序列独立性”。

Fama 等人，以及King(1966)，研究了价格比的自然对数形式。

然而，Blume(1968)运用了等式（3）。

我们同样进行变量替换测试：
()'''12ln ln ()jm j j m jm PR b b L v εε=++ （3a ） 其中，ln ε表示自然对数函数。

其结果与下面报告的结果相当一致。

指数”的环比[Fisher(1966)]，jm v 是j 公司在第m 月的股票报酬率的残差。

[]1m L -的值是对市场的月报酬率的估计。

我们样本中下标m 呈现了自1946年1月开始的所有能获取数据的月份数。

等式（3）呈现的普通最小二乘法回归模型（OLS ）中的残差计量了基于估计回归参数（12,j j b b ）和市场指数[]1m L -的实际报酬率与预期报酬率之间差异的程度。

因此，既然发现市场会根据新信息迅速有效地调整，那么这个残差一定代表了j 公司单独的新信息对持有j 公司普通股的报酬率的影响。

一些计量问题
盈余的普通最小二乘法（OLS ）回归模型的一个假设12是j M 和j u 是不相关的。

这两者之间的相关性至少体现在两方面，即盈余的市场指数（j M ）中包含了j 公司以及产业效应的存在。

第一个已经通过构造来估计（指给M 加下标j ），但是产业效应的存在却没有进行任何的调整。

可以估计产业效应大概仅能解释某个公
司收益率变化的10%。

13因为这个原因，等式（1）可以被用作适合的分析方法，
这种方法相信估计值1jt a 和2jt a 的偏差是不显著的。

不过，作为模型统计有效性的
一个检验，我们同样提供了一个选择模型即幼稚模型的结果。

幼稚模型预测去年的盈余和今年的盈余是一样的。

它的预测误差仅仅是上年度至今的盈余变动。

如下所示，与盈余回归模型的情况一样，股票报酬率模型明显违背了普通最小二乘法（OLS ）回归模型的一些假设。

首先，市场报酬率与残差有关，因为市场报酬率包含了j 公司的报酬率，同时也因为产业效应。

但是这些违背都是不严重的，因为费式指数（Fisher ’s index ）是由在纽约证券交易所上上市的所有公司股票（因此j 公司证券报酬率仅仅是这个指数的一小部分）计算出来的，同时，产业效应最多能解释股票平均报酬率变化的10%。

14第二个违背源自我们的预测，即，在报告日附近的某几个月中，残差j v 的期望值不等于零。

再一次说
明，任何偏差对结果都没有什么影响，因为可观察的ˆj v
的自相关性很低15，并且
12
即，普通最小二乘法的一个必要假设是最小方差性、线性和无偏估计。

13 归属于产业效应的量取决于行业定义的广度，这转而取决于所考虑的特别的经验应用。

10%的估计是以两位数分类表为基础的。

一些证据显示，当某公司和产业效应之间的联系用一阶差分进行估计时，产业效应可能可以解释某个公司收益率变化的10%以上[Brealey (1968)]。

14 这个10%的估计是因为King(1966). Blume(1968) 对产业效应的量开始质疑，提出这个量可能稍微低于10%。

他的观点由以下的发现得出：产业效应的重要性取决于股票报酬率隐含的参数分布的假定。

15 看下面的表4。

用于股票报酬模型的观测值无论如何不会少于100个16。

总结
我们假定，在一段时期中的某个公司的有用信息几乎不可能缺失的情况下，这个公司在那段时期的报酬率会仅仅只反映与所有公司相关的市场信息的存在。

通过剔除市场效应[等式(3)],我们识别出个体公司的特殊信息的影响。

然后，为了判断其部分影响是否与公司的会计收益数据包含的信息有关，我们将会计盈余变动分成预期和非预期盈余变动两部分。

如果盈余预测误差是负值（即实际收益变动比条件期望变动小），我们将其定义为坏消息并预测，如果会计收益数据与股票价格之间存在某些联系，那么会计收益数据信息的发布将导致该公司的股票
报酬率比预期的少。

17这样一个结果(ˆ0u
<)可以由股票报酬残差(ˆ0v <)围绕年度报告宣布日的消极表现得到正式。

反之亦然。

两个基本的盈余预测模型已经被定义了，一个是回归模型，一个是幼稚模型。

在回归模型中，我们用盈余的两种计量方式[净收益和每股盈余(EPS),分别记为变量(1)和变量(2)]来详细报告；在幼稚模型中，我们用盈余的一种计量方式[每股盈余(EPS),变量(3)]来详细报告。

数据
感兴趣的数据有三类：收益报告的内容、报告宣布日和报告期前后的证券价格变动。

盈余数据
1946年到1966年的收益数据在标准普尔公司会计数据库(Compustat)中可
16 Fama 以及其他人(1967)遭遇了同样的状况。

在他们的研究中，他们发现有些月份的股票报酬率残差的期望值是非零的。

于是，他们对包含和不包含那些股票报酬残差的期望值被认为是不为零的月份这两种情况分别进行了股票报酬回归模型的操作。

他们得出结论，两类结果均支持同样的结论。

能够迫使j v 的均值为零的一种选择是使用夏普的资本资产定价模型(CAPM)[Sharpe (1964)]来估计等式(3b):
[]'''1211jm m j j m m jm PR RF b b L RF v --=+--+ (3b)
其中，RF 是持有证券的m 期间的事前无风险报酬率。

等式(3b)(用美国政府债券利率来计量RF ，同时，
现在定义j 公司在m 月的非正常回报为''1j jm b v +)的结果与等式(3)的结果本质上是相同的。

然而，等式(3b)仍然不完全适合，因为新信息的平均影响是通过证卷的整个历史记录来估计的。

这个历史至少涵盖了100个月。

如果等式(3b)适合使用月度数据，那就需要引入一个虚拟变量矢量来识别年度报告涵盖的财政年度，由此使得残差均值可以在各财政年度进行区分。

然后，第i 年的第m 月的异常信息的影响就可以由常数项、第i 年的虚拟变量值和第i 年第m 月的计算残差的总和来估计。

不幸地是，以这种特殊的方式来估计股票报酬等式的有效性一直没经过适当地研究，因此我们的报告仅限于估计等式(3)得出的结论。

17 稍后，我们将总报酬分成两部分：“正常报酬率”，其定义为，在给定某证券报酬率与市场报酬率一种常规联系后可以被预测出来的报酬率；“异常报酬率”，即实际报酬率与正常报酬率之间的差异。

正式地说，这两部分由[]121j j m b b L +-和jm v 给出。

以获取。

18表1对个体公司的盈余变动与市场盈余指数19变动之间的相关系数平方的分布20进行了总结。

在当前这个样本中，位于中部的公司的盈余变化水平的25%左右与市场指数变化有关。

公司的盈余水平间的联系在先前的一篇文章中检验过[Ball和Brown(1967)]。

那时，在遭遇的困扰中，我们提及，当净收益和每股盈余的数量以适当的指数形式进行回归时，有自相关的存在。

在本文中，操作方案由净收益和每股盈余的数量变成了一阶差分。

因为我们采用的关于证券市场对会计收益数据的反应的分析方法以至少在报告宣布日前的十二个月内盈余预测误差不能被预测为先决条件。

这个假定在误差存在自相关时是不成立的。

当变量从数量变成一阶差分后，我们对盈余回归模型的残差进行了自相关性程度的检测。

其结果在表2中给出。

它们表明，现在假定不再是没有保证的了。

年度报告宣布日
《华尔街日报》登载三类年度报告：年度盈利预测，由公司经理阶层等在一年结束后迅速编制的；初步报告；完整年度报告。

初步报告是完整年报的典型概述，而预测常常是不准确的。

由于初步报告中的净利润和每股盈余与随后发布的正式报告中的数据相同，假定它的发布时间（或者，更有效地，年度收益数据能被广泛获得的日子）为初步报告在《华尔街日报》上出现的日子。

表3揭露了，在整
18所用数据库始于1965年9月28日，至1967年7月7日止。

19本论文中所有的相关系数都是积差相关系数
20。

计算市场净收益指数是用每年样本的均值计算出。

计算市场每股盈余指数是用来做样本的加权平均值，已发行股票数（经过股票分割和股利的调整）提供了权数。

注意：当估计某特定企业的盈余与市场的盈余之间的联系时，市场指数中排除了该公司的盈余。

个样本期间，财政年度结束与年度报告发布之间的时间间隔在稳定下降。

股价
股票价格比可以在芝加哥大学证券价格研究中心(CRSP)构建的数据库中获取。

21该数据库中的数据采用纽约证券交易所1946年1月至1966年6月期间的的月收盘价，并进行了股利和资本的调整。

表4呈现了股票报酬回归[等式(3)]的相关系数平方的十分位数，以及股票残差的一阶自相关系数。

选择标准
本研究中选择的公司符合下列标准：
1.1946年至1966年间，每年的盈余数据都能在Compustat数据库中获得；
2.财政年度在12月31日结束；
3.至少100个月的股票价格数据能在CRSP数据库中获取；以及
4. 《华尔街日报》年报公告日可以获得。

22
我们的分析限制在1957-1965的9个财政年度。

从1957年开始分析，我们21芝加哥大学的证券价格研究中心由美林-皮尔斯-芬纳-史密斯公司（即现在的美林集团）赞助。

22公告日最初是在《华尔街日报索引》上找到的，然后通过《华尔街日报》验证。

能确保当估计盈余回归模型时至少有10个观测值。

其上限（财政年度1965年，其结果在1966年公布）的确定则是因为CRSP 的档案在1966年结束。

我们的选择标准可能会降低结果的一般性。

子样本不包括那些年轻公司；已经失败的公司；财务年度没有结束于12月31日的公司；以及在Compustat 数据库、CRSP 数据库和《华尔街日报》中没有记录的公司。

因此，它可能代表不了全部公司。

但是，注意：(1)选择的261家公司23都有重要的权利；(2)我们用不同的样本对这项研究进行了一次重复实验，其结果与下面报道的结果相一致。

24
结果
作者将年度报告的宣布日所在的月份定义为0，第M 月份的非正常业绩指数为：
()11
11M
N M nm n m API v N =-=+∑∏ 因此API 就衡量的是一美元等额投资于n 种证券在年公报日前（在第-12个月末）投资于一个投资组合到第M 月为止消除市场影响外的累计非正常的报酬率。

下面是一个等价的解释。

假定两个个体A 和B 达成了一下的假定。

B 签订了一份投资组合协议包括将一美元等额投资于n 种证券。

这些证券在第-12月时被购入并且会持有至第T 月。

对于某一价格，B 和A 达成协议，B 可以在第M 月末获得正常的收益（或者承担相应的损失），而A 可以在第T 月证券到期时得到1美元加上非正常收益或者减去非正常损失的回报。

因此，API M 就是每个M 月末时在这些
相互关联的证券组合中A 权益的价值。

25
数值分析的结果可以被分为两类。

图1首先描绘出了由所有的公司的所有年份所建构三个投资组合，它们的收益预测误差对于三个变量中的任意一个都是正的（在图的最上面）；其次，是由所有的公司的所有年份所建构三个投资组合，它们的收益预测误差对于三个变量中的任意一个都是负的（在最下面）；最后是一个包含了样本中所有的公司的所有年份的一个单一的投资组合的情况（它的线徘徊在上下部分的分界线的下面）。

表5给出了图1所基于的数据。

23 根据已知的数值错误，不是所有的公司都可以包含所有的年份。

财政年度影响最大的是1964年，该年有3家公司被排除。

24 重复实验运用幼稚收益预测模型研究了75家财政年度不在12月31日结束的公司在更长的时期(1947-65年)的状况。

25也就是说，预期的价值就是在T 月末缺乏进一步非正常的利得或损失。

既然已经得出第一种结果可能会对股票收益的随机扰动项的分布比较敏感，我们在这里呈现出第二种结果。

26表5中每一个变量下的第三栏给出的关于未预期盈余的信号与未预期股票报酬率的信号的一个一对一卡方统计结果。

26股票收益残差的经验分布似乎是对称的稳定的分布，它的尾部比正常的正态分布要长一些。

[Fama (1965);
Fama, el al.(1967)]
概况
正如可以从一个大的样本中预测到的一样，两都种结果所揭示出的图形是一样的。

它们都证明的包含在每年的会计收益数据中的信息是有用的，因为实际收益和预期收益不同的话，市场通常就会朝着相同方向作出反应。

这一结论可以通过图1中得出的收益预测误差信号和非正常业绩指数之间显著正的关系以及卡方统计结果（表5）同时得到证实。

后者显示出在接近年度报告公布的多数月份中收益预测误差信号与股票收益率残差的信号之间是有关系的。

然而，收益报告中所包含的大部分信息在年度收益报告报出之前已经被市场所预测到了。

事实上，预测的结果是如此的精确以至于在收益数据报告月份真实的收益数据并没有引起任何非正常业绩指数的异常波动。

这种上升和下降的漂移至少从报告公布前的12个月就开始了并且回在之后持续大约一个月。

这种有这些指数的持续信号以及它们绝对值的单调增加而揭示出的漂移持续性，表明不仅仅是市场在报告公布之前12个月就开始对收益误差的预测，而且在之后的整年
中都在持续成功的做这件事。

27
特别的结果
1、两个回归模型变量结果之间看起来差异不是很大。

表6（归纳了一个变量预测误差信号伴随着其它两个变量的预测误差信号的情况）揭示了原因。

例如，在1231种情况下变量（1）的收益预测误差的信号是正的，同时对于变量（2）来说有1148种情况（包含在1231种情况内）下收益预测误差也是负的。

相类似的，在1109种情况下变量（1）的收益预测误差的信号是正的，同时对于变量（2）来说有1026种情况下收益预测误差也是负的。

事实是变量（2）所得出的结果严格证实了由变量（1）得出的结果，然而当这两个变量得出的有关收益预测误差信号的结果不同时，变量（2）的结果会更加真实一些。

然而在变量（1）和变量（2）之间很少有选择权，显然变量（3）（幼稚模型）对于那些有负预测误差的公司的证券组合来说是最合适的。

一个关键性因素如下所示。

幼稚模型在a）市场收益的变化为0，并且b）公司的收益没有漂移的情况下可以得到和收益回归模型相同的预测误差。

但是历史数据表明市场收益是增加的（特别是在样本数据期间的后期），由于自从1961年的总体物价上涨以及持续强烈的通货膨胀影响。

因此，幼稚模型（变量（3））代表性的被认为是那些有负的预测误差的公司，这些少数相对于那些大多数都显示出增加的EPS的公司来说显示出是下降的EPS。

对于这三个变量来说，如果说变量（3）预测出的收益误差是负的话，那么一个人就会很自信肯定它与市场脱节了。

这些观测数据包含有很有意思的含义。

比如，它指出了收益预测误差幅度和非正常的股票价格调整幅度之间的关系。

这一结论可以被图1进一步的证实：变量（3）的正的预测误差对于要小于其它的两个变量。

2、由所有公司所有年份计算出的非正常业绩指数向下的漂移反映出了一个计算误差。

28这个误差产生于：
27注意到图1中包含的是许多公司在所有的年份的的平均的情况而并没有解释任一的公司的在任何年度的证券的运转情况。

但或许平均意义上会有一个持续的和平缓的对全年的报告的预测，有关股票收益的残差
的自相关程度的证据会暗示出市场对关于某一个特定公司的信息的反应会很迅速。

28预期价值的偏差来自于把原本减每一年的百分之一的一半变为了只减了四分之一。

有关所有样本的观测。