业绩快报

业绩快报（精选四篇）

业绩快报 篇1

一、文献回顾

在国外学者的研究中, Dyer and Mc Hugh (1975) 对澳大利亚上市公司年度报告的及时性进行了经验研究, 结果发现公司规模、会计年度结账时间与披露时滞有显著相关关系, 而与会计盈余没有显著相关关系。Courtis (1976) 检验了公司上市时间、股东数量、年度报告长度、行业同报告时滞的关系, 发现公司历史、股东数量、年度报告长度同披露时滞显著相关, 此外能源和金融行业较早披露年报而服务业倾向于推迟披露。Kross (1981) 发现公司披露时间同未预期盈余存在显著关系, 拥有“坏消息”的公司倾向于推迟披露, 而拥有“好消息”的公司倾向于早披露。Givoly and Palmon (1982) 的研究进一步证实该规律。Chambers and Penman (1984) 从股价变化行为角度研究了年度报告的及时性, 发现公司规模同披露时滞负相关, 而且较早披露好消息的小规模企业在研究窗口内有显著正的回报, 推迟披露的企业股票回报显著较低。Zeghal (1984) 则研究了自愿性披露和常规披露的及时性, 发现自愿性披露的信息含量更高。Stephen Owusu-Ansah (2000) 研究了在津巴布韦上市企业的披露及时性, 发现在新兴市场上, 公司规模、会计盈余和上市时间影响年度报告的及时性。Bagnoli, Kross and Watts (2002) 的研究发现盈余公告日的市场反应与未预期时滞相关。

在国内学者的研究中, 程小可、王化成和刘雪辉 (2004) 研究发现上市公司年报披露时间逐渐缩短, 公司规模大倾向于推迟披露, 好消息早坏消息迟的规律在我国依然存在。In-Mu Haw、Daqing Qi and Woody Wu (2000) , 陈汉文、邓顺水 (2004) 以1994年至1997年上市公司为样本所进行的研究同样支持好消息早坏消息迟, 但认为年报披露有推迟的趋势。巫升柱、王建玲和乔旭东 (2006) 的实证研究也表明好消息早坏消息迟的问题, 以及审计意见类型对披露时间有显著影响。柳木华 (2005) 对业绩快报的信息含量进行了研究, 认为业绩快报披露提高了会计信息的质量, 且没有减少年度报告的信息含量。

通过上述文献回顾, 可见国内外学者对及时性的研究已相当深入, 但是现有研究主要集中于影响年度报告披露及时性的因素、股票回报与披露时间相关性以及业绩快报本身的信息含量方面。然而, 业绩快报作为提高会计信息及时性的手段, 对其提高及时性作用方面的文献较少。因此, 本文以2008年至2010年沪深两市业绩快报为样本, 运用多元统计回归方法对该问题进行实证分析。

二、理论分析与假设的提出

(一) 业绩快报及时性影响因素与市场反应

1. 业绩快报及时性影响因素。

会计信息及时性可以从核算和披露两个方面定义。本文将业绩快报的及时性定义为业绩快报披露日与报告年度资产负债表日之间的交易天数。业绩快报披露时间的影响因素主要包括消息类型和公司规模。目前有两种理论可以解释消息类型对披露时间的影响。基于经理人员机会主义假说, 公司经理人员倾向于早披露好消息迟披露坏消息, 以减少坏消息对股价的冲击, 或利用信息优势获利。内部报告假说则认为如果企业的业绩评价与会计盈余有关, 则公司经理人员倾向于推迟披露坏消息, 以便采取措施补救。国内外学者的经验研究证实了年度报告的好消息早坏消息迟披露规律, 所以假设在业绩快报的披露行为中也存在上述规律。考虑到业绩快报的披露存在强制性披露和自愿性披露两种情况, 在自愿性披露中, 由于拥有坏消息的公司不需要于2月底披露业绩快报, 可以将业绩快报披露时间推迟到比较接近年度报告的时间, 所以上述规律在自愿性披露中成立;但在强制性披露中, 2月底之前必须披露业绩快报的制度对公司的约束力较强, 所以拥有坏消息的公司无法缩短业绩快报披露与年度报告披露的时间间隔, 所以该规律在强制性披露中可能不存在。故提出如下假设:

H1:在自愿性披露中, 拥有坏消息的公司比拥有好消息的公司倾向于推迟披露业绩快报;

H2:披露类型对业绩快报披露时间的影响显著。

2. 业绩快报及时性的市场反应。

会计信息的决策有用性指会计信息能够影响使用者的决策, 自1966年以来已被广泛接受。投资者作为会计信息主要的使用者之一, 依据会计信息来调整对股票价格的预期, 从而作出买入或卖出的决策。投资者所需要的会计信息必须具有及时性, 否则投资者将根据其他信息来源进行决策。如果业绩快报信息具有及时性, 便能够观测到业绩快报披露前后股票价格的调整。市场通常给予好消息正超常报酬, 坏消息负超常报酬, 在自愿性披露中, 好消息早而坏消息迟, 在强制性披露中则不存在该规律。故提出如下假设:

H3:在自愿性披露中, 累计超常报酬率与业绩快报披露时间负相关;

H4:在强制性披露中, 累计超常报酬率与业绩快报披露时间正相关。

此外, 在我国证券市场中, 业绩快报披露形式有两种, 分别为主板市场的自愿性披露和中小板市场的强制性披露。投资者对主板市场的关注度通常高于中小板, 在主板市场的公司披露业绩快报前可能从其他渠道获得公司信息, 而在中小板中的可能性则较低, 这可能与国外的经验证据相反。故提出如下假设:

H5:业绩快报披露盈余具有信息含量;

H6:强制性业绩快报披露盈余信息含量要高于自愿性披露。

(二) 业绩快报及时性与年度报告的关系

业绩快报和年度报告都是有关公司经营业绩的信息。假定市场只对会计信息作出反应, 而且只在信息公开日作出反应, 则可以观测到价格在信息公开日发生较大的变动, 而其他期间波动较为平缓。投资者将对这种突然的变动产生厌恶, 从而去寻找更为及时的信息, 这些信息包括了提前披露的业绩快报。寻求更及时信息会导致股价在盈余披露前发生变动, 而且这类信息会预先释放盈余公布的信息含量。故提出如下假设:

H7:年度报告盈余不具有增量信息含量。

三、研究设计

(一) 样本选取与数据来源

本文选择的样本包括2008年至2010年度正式发布业绩快报的上市公司, 但必须符合以下标准: (1) 非证券业、金融业公司; (2) 未发布业绩快报修正公告的公司; (3) 通过市场模型检验的公司; (4) 各年度有可比较的上年度净利润数据。经过筛选, 共得到206个样本, 包括2008年度68个, 2009年度76个, 2010年度62个, 其中强制性披露样本81个, 自愿性披露样本125个。本文数据均来自巨灵财经数据库, 本研究的数据分析采用STATA10。

(二) 模型与变量说明

根据以上分析, 在以往学者模型的基础上, 本文设计的模型如下:

其中:Timei, T表示公司业绩快报披露时间, 即上年度会计期间结束日至业绩快报披露日的交易天数;Newi, T表示消息类型的虚拟变量, 如果未预期盈余UE大于零, 则取值为1, 否则取值为0;Di, T为表示披露类型的虚拟变量, 如果是自愿性披露取值为1, 否则取值为0;ln Sizei, T表示公司总资产的自然对数, 是规模的替代变量;下标T取值为1、2、3, 分别代表2008年、2009年和2010年;Year2008和Year2009为表示年度的虚拟变量, 如果样本为2008年度取值为1, 否则为0;通过模型1的检验, 可以考察好消息和坏消息以及公司规模对业绩快报披露时间的影响。

根据事件研究法, 设计了检验业绩快报及时性市场反应的模型:

其中:业绩快报披露日为, T表示T年公司i业绩快报披露前t1日至业绩快报披露日后t2日共 (t1+t2+1) 个交易日的累计非正常报酬率, 本研究采用 (-4, 5) 的研究窗口;UEi, T表示未预期盈余, 即业绩快报披露的净资产收益率减上年度年度报告的净资产收益率的差;Di, T表示披露类型的虚拟变量, 如果是自愿性披露取值为1, 否则取值为0;Timei, T×Di, T考察披露时间和披露类型对累计非正常报酬率的交互影响。通过模型2, 可以检验业绩快报及时性的市场反应、业绩快报披露盈余的信息含量以及自愿性披露与强制性披露的差异。

其中:以年度报告披露日为表示T年公司i年度报告披露前t1日至年度报告披露日后t2日共 (t1+t2+1) 个交易日的累计非正常报酬率, 研究采用 (-4, 5) 的研究窗口;UE′i, T表示未预期盈余, 即年度报告披露的净资产收益率减业绩快报披露的净资产收益率之差;UE′i, T×Di, T考察未预期盈余和披露类型对累计非正常报酬率的交互影响。通过模型3, 可以检验年度报告相对于业绩快报的增量信息含量。

四、实证分析

(一) 描述性统计

表1中Panel A列示了2008年至2010年全部206个样本的均值为32.7, 说明大部分公司在2月底前披露了业绩快报。Panel B为分披露类型的均值, 可以观察到自愿性披露均值比强制性披露均值高8.36, 可能是由于业绩快报披露规则对两类披露的约束力不同, 但二者的差异并不显著, 显著性水平为10.6%。Panel C报告了研究样本按年度的观测值, 可以发现业绩快报披露有提前的趋势, 这可能源于公司对信息披露制度的遵守或证监会加强了监管力度。Panel D列示了年度中按披露类型的描述性统计值, 可以发现, 无论是强制性披露还是自愿性披露都有提前的趋势;此外, 在2008和2009年度强制性披露和自愿性披露的均值均存在显著差异, 显著性水平为1%, 而在2010年该差异不再显著, 这说明两类披露趋于一致。

(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。ln Size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) .

江中药业2012业绩快报 篇2

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 江中药业2012业绩快报

一、2012主要财务数据和指标单位：万元项目本报告期上年同期增减变动幅度（％）营业总收入319,185264,73021%营业利润27,28727,693-1%利润总额27,50327,679-1%归属于上市公司股东的净利润22,87222,7820%基本每股收益（元）0.740.731%加权平均净资产收益率11.8712.72减少0.85个百分点本报告期末本报告期初增减变动幅度（％）总资产322,967258,88225%归属于上市公司股东的所有者权益200,393186,6597%股 本31,11531,1150%归属于上市公司股东的每股净资产（元）6.446.007%

二、经营业绩和财务状况情况说明报告期内，公司面对复杂多变的市场经营环境，以“中药产业为主体，经营非处方药及保健食品”为战略方向，不断总结并创新思路，通过老产品的恢复及新产品的开拓，整体运行较为平稳。公司总资产增长的主要原因是本期发行5亿元的公司债券。第六届第五次董事会决议公告江中药业股份有限公司第六届董事会第五次会议于2013年2月5日召开，会议审议通过了

1、关于调整独立董事的议案因个人原因，公司现任独立董事蔺春林先生申请辞去独立董事职务。公司董事会同意蔺春林先生的辞职请求，并对他在任

职期间对公司所作的贡献表示感谢。经公司董事会提名并由董事会提名委员会进行相关审查后，董事会推荐阙泳先生担任公司的独立董事（简历附后），任期至本届董事会期届满止。

2、关于公司组织架构调整的议案 

3、《公司投资管理办法》等事项。

业绩快报 篇3

数据显示，2012年前三季度，浦发银行归属于股东净利润为261.26亿元，据此计算，去年四季度，该行归属于股东净利润为80.35亿元，环比减少10.1%。

截至去年末，浦发银行资产总额达3.14万亿元，比2011年底增加4638亿元，增长17.28%；负债总额达2.97万亿元，比2011年底增加4335亿元，增长17.10%。其中，本外币存款总额达2.14万亿元，比2011年底增加2839亿元，增长15.34%；本外币贷款总额达1.55万亿元，比2011年底增加2131亿元，增长16.01%。

浦发银行称，按五级分类口径，公司不良贷款率为0.58%，比2011年底上升了0.14个百分点。截至2012年底，该行已在全国设立37家直属分行，824个营业网点，全年新设网点83个。

对于上市银行2012年全年业绩走势，多家机构下调业绩增速预期至15%左右。华泰证券分析认为，银行业属于亲周期行业，随着经济增长方式的转变，经济增速的下滑，银行业绩增速必然出现周期性下滑，同时这也是近期以来监管层要求银行让利实体经济，支持实体经济发展的必然结果，也是金融脱媒、利率市场化趋势下的规律使然；预计银行业在2012年四季度环比增长将出现回落，全年业绩同比增长10%-15%。

此外，中投证券指出，经营杠杆下降对盈利能力的影响仍需要观察，难以在短期看到明显的改善迹象的利率市场化的影响刚刚开始，其对银行估值的负面压力将长期存在，2013年银行盈利增速下降至个位数达8.07%。

2.《中小企业板业绩快报制度》 篇4

关事项的通知

中小企业板块各上市公司：

为提高上市公司业绩信息披露的及时性,本所在中小企业板块上市公司中试行业绩快报制度,现将有关事项通知如下:

一、年报预约披露时间在2005年3月和4月的公司应当在2005年2月28日之前披露业绩快报[即年报披露时间在3-4月份的公司，应在2月底前披露业绩快报；中报披露时间在8月份的公司，鼓励在7月底前披露中期业绩快报],主要内容包括2004及上年同期主营业务收入、主营业务利润、利润总额、净利润、总资产、净资产、每股收益和净资产收益率等数据和指标,同时披露比上年同期增减变动的百分比,对变动幅度超过30%以上的项目,公司还应当说明原因。具体格式见附件。

二、上市公司披露业绩快报时,应当向本所报送经公司现任法定代表人、主管会计工作的负责人、总会计师(如有)、会计机构负责人(会计主管人员)签字并盖章的比较式资产负债表和利润表。

三、在报告编制期间,上市公司董事、监事、高级管理人员及其他涉密人员负有保密义务,在报告公布前,任何人不得以任何形式向外界泄漏报告内容。如果业绩已经提前泄漏,上市公司应当立即按照本通知附件的格式披露业绩快报。

四、为保证所披露的财务数据不存在重大误差,公司发布的业绩快报数据和指标应当事先经过公司内部审计程序。

五、在注册会计师审计的过程中,如确认经审计的财务数据与已公布的业绩快报中的财务数据的差异在10%以上,上市公司应立即刊登年报业绩快报的修正公告,解释差异内容及其原因。[业绩快报误差超过10%，及时修正；业绩快报误差超过20%，及时修正并致歉]

六、上市公司及有关人员不得利用业绩快报误导投资者,操纵股票二级市场价格。

七、本所将对业绩快报的披露结果进行严格审核,对违反信息披露原则,利用业绩快报的披露误导投资者的公司及有关人员将按照本所《股票上市规则》进行处罚,并记入本所诚信档案。

特此通知

附件:业绩快报格式

深圳证券交易所