（二）实证结果分析

　　1.对模型1的实证检验。下页表2报告了运用2008年至2010年206个业绩快报样本的回归结果。从回归系数看，截距在5%水平上显著，Di，T和Di，T×Newi，T在0.00和0.002水平上显著，说明自愿性披露和强制性披露的披露时间有显著差异。在全部样本中好消息早坏消息迟的规律并未体现，New的系数为2.268，t值为0.734，没有通过检验；在自愿性披露样本中好消息早坏消息迟的披露规律依然存在，Di，T×Newi，T的系数为-12.233，t值为-3.157，验证了H1和H2。lnSize的系数为-1.306，t值为-1.206，说明企业规模对业绩披露的影响并不显著，即企业的业务复杂程度并不影响业绩快报的披露。

　　2.对模型2的实证检验。从表3的回归结果看，调整R2为0.413，说明总体来说业绩快报未预期盈余和业绩快报的披露时间具有一定的信息含量。Time和Time×D的系数分别为0.003和-0.004，且均显著，说明业绩快报披露时间具有一定信息含量，而且不同的披露类型对未预期报酬率的影响不同，就全部样本而言披露时间越迟市场倾向于产生正的累计超常报酬，其系数为0.003，t值为2.617，原因可能是内幕交易，披露越迟内幕交易越严重；而自愿性披露时间越迟市场倾向于产生负的累计超常报酬，其系数为-0.004，t值为-2.968。这与模型1的结果相符，自愿性披露中好消息倾向于较早发布，因而市场会产生正的超常报酬；强制性披露中坏消息倾向于较早发布，所以市场产生负的超常报酬，验证了H3和H4。UE系数分别为-0.288且统计显著，UE×D的系数为0.248，显著性水平为5.6%。说明无论强制性披露还是自愿性披露，业绩快报披露盈余都具有信息含量，验证了H5；自愿性披露的显著性水平为5.6%，验证了H6。

　　3.对模型3的实证检验。本文仍然以基本的盈余市场反应模型来检验未预期盈余的信息含量，因为样本在披露年度报告前已经披露了业绩快报，而且业绩快报披露盈余经模型2的检验具有信息含量，所以投资者在决策时应该参考业绩快报的信息来估计年度的盈余。因此假定投资者以业绩快报披露盈余作为对年报的估计，模型3的未预期盈余用年度报告净资产收益率减去业绩快报净资产收益率的差表示。从表4的结果可以发现，未预期盈余被排除在模型之外，而其他的解释变量披露类型、规模统计上均不显著，与H7一致。

　　五、结论、局限性及进一步研究展望

　　信息披露是资本市场运行的基石，提高信息披露水平是保护中小投资者利益的基本途径，所以披露信息的真实、完整、及时非常重要，而现在的年度报告披露截止时间为4月30日，年度报告的及时性不能满足投资者的信息需求，业绩快报制度无疑是提高会计信息及时性的重要举措。

　　本文通过实证研究发现：（1）披露类型对业绩快报披露时间和市场反应均有显著影响；（2）除强制性样本外，自愿性披露存在好消息早、坏消息迟的规律；（3）强制性业绩快报的披露时间与累计超常收益率正相关，而自愿性业绩快报的披露时间与累计超常收益率负相关；（4）业绩快报盈余具有信息含量，强制性业绩快报披露盈余信息含量高于自愿性披露；（5）业绩快报降低了年度报告信息含量。

　　本文的结论说明，业绩快报具有信息含量，能够提高会计信息及时性，但同时业绩快报也削弱了年度报告的信息含量。因此，是否应普遍应用业绩快报是一个亟待探索的新问题。也即业绩快报虽然具有信息含量，但尚未经过审计且仅披露收入、成本、利润和净资产数据，但却使年度报告几乎没有了信息含量，如果普遍应用有可能会降低会计在资本市场中的竞争力。因此，笔者认为业绩快报作为年度报告预约披露时间较迟的公司提高其信息及时性的手段是可取的，但全面推广可能并不合适，解决会计信息及时性的最根本方法就是缩短年度报告的披露时限。在未来的研究中，可以进一步从业绩快报减少内幕交易、抑制股价过度波动方面，深入探讨业绩快报制度在资本市场所起的作用。

　　参考文献：

　　1.陈汉文，邓永顺.盈余报告的及时性——来自中国股票市场的经验证据[J].当代财经，2004，（4）.

　　2.程小可，王化成，刘雪辉.年度盈余披露的及时性与市场反应——来自沪市的证据[J].审计研究，2004，（2）.

　　3.柳木华.业绩快报的信息含量：经验证据与政策含义[J].会计研究，2005，（7）.

　　4.巫升柱，王建玲，乔旭东.中国上市公司年度报告披露及时性实证研究[J].会计研究，2006，（2）.

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