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附录2：外文文献译文会计收益数据的实证评价摘要：我们假定，在确定能获取到某特定上市公司有用信息的某一时期内，它的回报率会反映只适用于涉及到所有企业的市场信息。对市场效应[方程(3)]提取分析，我们认为这是由个别企业的有关信息所致。然后，我们对收入变化的可预期因素和不可预测因素分开进行分析，来确定其中部分的影响是否与该企业的会计收益信息相关。表 1 根据相关系数平方分布的十分位数，预测企业收益与市场收益的不同*变量十分位数...9(1) 净资产.03.03.52(2) 每股收益.02.02.52*估计过去21年（1946-1966）。如果盈余的预测误差是负数（即，如果实际收益的变化比条件期望收益少），则我们定义其为坏消息，并假设会计收益数据和股票价格相关联，则发行的收益数将导致公司证券的报酬率低于本来所预期的。这个结果证明公司年度报告公布期间股票收益残差也是负数的。反之，则盈余的预测误差为正数。定义两个基本的收益期望模型，回归模型和简单模型。我们将详细报告两个关于收益的方案：回归模型的[净资产和每股收益，变量(1)和变量(2)]，以及简单模型的[每股收益，变量(3)]。数 据：三个关于利益的数据类是：收益报告的内容，报告公布的日期，以及公布期间股票价格的变动。数据来源：从1946年到1966年的收益数据均来源于标准和普尔公司会计资料库。个别企业的收益变化和市场收益指数变化的相关系数平方分布如表1所示。根据目前样本的观测，在企业中位数的收益变化中约有1/4的差异性与市场指数变化有关。表 2 收益回归残差法中关于一阶自相关系数分布的十分位数*变量十分位数...9(1) 净资产（Net income）-.35-.28-.20-.12-.05.03(2) 每股收益（EPS）-.39-.29-.21-.15-.08-.03.07.17.35*估计过去21年（1946-1966）。我们已经在先前的文章[Ball和Brown (1967)]中对企业盈利水平之间的相关性进行了研究。在那时，对净资产和每股收益水平的相关指标进行回归时，我们提到了自相关作用的干扰。由于一阶差分水平的关系，在本文中会有所不同，因为我们研究股市对收益数的反应，并推测在信息公布前至少12个月内盈余的预测误差是不可预知的。如果这个误差具有自相关性，则这个假设不成立。 如表2所示：当变量变成一阶差分后，我们根据收益回归模型分析残差的自相关程度。结果表明，这个推测不是没有根据的。年度报告公布日期：华尔街日报出版的三种年度报告：预测年收入，例如，公司经理在年底前尽快地预测今年的收入；一份简要的报告；以及一份完整的年度报告。虽然有些预测往往是不准确的，不过简要报告是一份典型的对年度报告的概要预览。通常，简要报告中所包含的净资产和每股收益的数据与之后完整报告中所示的相同，假设公布的日期（或年收入普遍存在的有效日期）就是简要报告刊登在华尔街日报上的日期。如表3所示，在整个样本期内，从会计年度年末到年度报告公布期间的时间滞后性正在逐步的下降。表 3 报告公布日期的时间分布表*公司百分比会计年度195719581959I96019611962196319641965252/07a2/042/042/032/022/052/032/011/31502/252/202/182/172/152/152/132/092/08753/103/063/043/033/053/042/282/252/21a：指截至会计年度年末1957年12月31日，25%的收入报告是在1958年2月7日宣布的。股票价格：股票价格的相关数据均来源于美国芝加哥大学构造的证券价格研究中心(CRSP)。所采用的数据是从1946年1月到1966年6月在纽约证券交易所上市企业每月的收盘价，调整股息和资本变化。如表4所示，它列出了股票收益回归系数平方分布的十分位数 [方程(3)]，以及股票残差系数的一阶自相关分布的十分位数。表 4 股票收益回归系数平方分布的十分位数，以及股票残差系数的一阶自相关分布的十分位数*系数十分位数...9回归值 r6残差自相关-.17-.14-.11-.10-.08-.05-.03-.01.03.* 估计过去246个月，（1946年1月—1966年6月）选择标准：所研究的企业应符合下列条件：1、从1946年至1966年，每年的收益数据均可在会计资料库中查得；2、会计年度统一截至12月31日；3、在CRSP资料库中的股票价格数据至少有100个月；4、华尔街日报公布的日期真实有效。我们的分析仅限于1957年至1965年这9个会计年度。从1957年开始进行分析，当估计收益的回归方程时，我们保证至少有10个的观测值。时间的上限为（1965年的会计年度，其结果公布于1966年），因为CRSP资料库在1966年