财务分析师盈利预测的投资价值_来自深沪A股市场的证据

财务分析师盈利预测的投资价值:

来自深沪A股市场的证据

吴东辉　薛祖云

(香港理工大学会计及金融学院　厦门大学会计学系)

【摘要】本文研究了中国股票市场上财务分析师的盈利预测信息对投资者是否有价值。我们发现,可以利用公开的盈利预测制定可获利的套头交易策略。套头交易的回报率不仅在统计意义上显著大于零,而且在经济意义上也是显著的。这些结果不受不同的检验方法影响,也无法为我们所考虑到的风险因素所解释。本文的发现说明了中国的股票市场尚未达到Fa ma(1970)意义上的半强式有效,投资者在投资决策时可以利用分析师的盈利预测以提高其投资的回报。此外,本文的结果也有助于回答中国的财务分析师是否具有专业胜任能力这一颇有争议的问题。

【关键词】分析师　盈利预测　交易策略　市场有效性

一、引言

通过向客户提供投资建议或盈利预测,财务分析师加快了信息向市场流动的过程。因此,财务分析师这一职业在成熟的资本市场中扮演着重要的角色。然而,在中国这样的新兴市场中,财务分析师是否有能力向投资者提供有价值的服务?这一直都是个有争议的问题。多年来,股评家这一带有中国特色头衔的财务分析师,其声誉是贬多褒少,尤其是“庄托”这样的“黑嘴”,更让投资者失去信心。相应的,并没有统一的研究证据支持证券媒体上的选股建议有助于投资者提高投资的回报。本文通过考察专业的财务分析师对中国上市公司的盈利预测能否帮助投资者提高投资回报来了解其服务是否有价值。盈利预测的价值在于股价变动与会计报告上的盈利密切相关,若分析师能够准确地预测到尚未公布的盈利,那么盈利预测有助于投资者进行投资决策。本文利用国泰君安证券研究所(以下简称国泰君安)发布盈利预测数据来检验财务分析师是否向投资者提供了有价值的服务,即通过考察盈利预测公布之后,投资者能否继续利用预测数据来提高其投资的回报。我们发现,国泰君安的盈利预测公布之后,投资者确实还能依据预测的信息构建可获利的投资组合,并且组合的回报在经济意义上相当可观。这直接说明了中国的财务分析师所提供的盈利预测对投资者的实际操作而言是有价值的。此外,投资者可用公开之盈利预测构建投资组合获取超额回报这一现象说明市场在半强式上尚未达到有效(Fama,1970),完全利用E MH范式来认识、理解中国的资本市场是不全面的。

二、样本与数据

我们从国泰君安的网站取到该所对深沪交易所上市A股公司的盈利预测。样本期为2001年的中报与年报。从其网站上,我们收集了:(1)对预测期内的净盈利及每股盈利(以下简称EPS)的预测;(2)去年同期企业的净盈利及EPS;

(3)企业披露的实际净盈利及EPS。研究中所用的其他数据来源为:中报或年报的披露日期取自证券之星网站;股票价格、经复权处理的回报数据取自中国股票市场研究数据库(CS MAR)。我们从国泰君安的网站上取得了2014个对2001年中报及年报的盈利预测,按下面研究设计的要求,我们去除了31个在事件窗开始时股票暂停交易的观察值,因此,我们的样本包括了1983个观察值,由于中报的盈利数字与年报存在着不同的特性,在分析中将总样本划分为中报与年报两个子样本,其观察值数分别为993与990。

为分析预测有用与否,有必要先说明盈利预测是否准确:如果预测有很大差错,那么即使盈利预测与预测公布后的股票价格回报存在着联系也无法说明问题。因此我们首先在表1的A 部分中列示了盈利预测误差的描述性统计值。预测误差定义为预测值与实际值之间的差异,再除以预测公布后1天的股票市值总额(MVE )。我们也报告了预测的绝对误差,即上述预测误差变量的绝对值,以说明预测误差的幅度大小。为避免极端值的影响,变量在其横截面分布的1%及99%百分位上进行了截尾处理。对中报与年报两个子样本,预测误差的均值及中位数都为负数,说明分析师预测值高于实际值,这与成熟市场上分析师盈利预测的乐观倾向规律相符(如O ’B rien,1988)。但预测误差的均值及中位数相当接近零,说明了分析师的预测是相对准确的。而且,这并非不同公司间正负预测误差抵消的结果,因为误差绝对值的均值或中位数也相当小。

我们以下面的回归说明分析师的预测数据与实际的盈利数据存在着联系:

N I =α+βFN I +ε

(1)

其中,N I 是实际的盈利,FN I 是分析师预测的盈利,两个变量都除以预测公布后1天的MV E 以消除规模因素的影响。这一模型的估计结果报告于表1的B 部分。两个子样本中的模型R 2都很高,说明分析师的盈利预测可以在很大程度上解释实际盈利在不同公司之间的变动。显著大于零的β系数则说明了预测的盈利和实际盈利之间存在着显著的联系。

表1　

分析师盈利预测误差及其价值相关性

A.盈利预测误差的描述性统计

变 量b 样本平均值

最小值

中位数

最大值

标准差

预测误差:

N I 2F N I

MVE 中报样本-01000-01009-010000100901003年报样本-01006-01147-010010101601021预测绝对误差:

|N I -F N I |MVE

中报样本0100201000010020101101002年报样本

01009

01000

01003

01147

01020

B.盈利预测的价值相关性

中报样本(N =993)年报样本(N =990)系数

t -值系数

t -值α010*******-01011-131106333

β

01943621550

333

11320

361093

333

Adj .R2

79178%

57125%

333表示在1%的水平上显著(双尾检验)。

三、投资组合检验

我们以下式计算国泰君安预测的盈利增长率(F

ΔN I ):F

ΔN I =(分析师预测的盈利-去年同期的实际盈利)/预测公布后1天的MVE (2)

按F

ΔN I 变量从小到大分别将中报与年报样本中所有股票分为各组数目大致相等的10组,将F ΔN I 最高的组,即分析师预测盈利增长最快的公司,表示为“好消息”组,而F ΔN I 最低组则表示为“坏消息”组,其他股票以“其他”组表示。在盈利预测公布后第2个有交易的交易日按当日收盘价买入当日有交易的股票,并持有到这些公司公布实际半年度或年度会计盈利后的第2个有交易的交易日,按当日收盘价卖出,据此可计算出各组的买入2持有市场调整回报。如果盈利预测信息无用或市场在半强式上是有效的,那么上述各组的回报均应大致接近零。相反,如果投资者在盈利预测公布时未能完全利用预测信息,那么F

ΔN I 与持有期间的回报存在着正相关联系,即F ΔN I 值越大,股票的回报率越高。因此,如果拒绝F

ΔN I 与股票回报无关的空假说,则可以拒绝盈利预测无用的假说,并支持市场在半强式尚未达到有效的结论。在上述F

ΔN I 的定义上,我们采取了随机游走模型(Random W alk Model ),即以去年同期的实际会计盈利为市场上投资者的预期值。当然随机游走模型可能带有计量的误差,但这一误差会降低F ΔN I 与股票回报之间的正相关联系,从而偏向于支持盈利预测无用的假说。

在股票回报持有期的定义上,我们主要考虑了两个问题。首先,我们尽量排除盈利预测公布本身的影响。我们已经发现,国泰君安的年度盈利预测公布时,在短时窗内引起了股票价格的变动,即预测公布本身向市场传递了新的信息(吴东辉、薛祖云,2005)。鉴于本研究的目的在于检验盈利预测信息公布之后是否完全被投资者利用,因此需要排除盈利预测公布时对市场的影响,基于这一考虑,我们将持有期的开始日定义为盈利预测公布后第2个有交易的交易日。其次,因市场上对实际盈利的反应可能存在着一些滞后,我们将持有期的结束日定义为实际盈利公布后第2个有交易的交易日。由于不同的股票公布实际盈利的日期不同,投资组合中各股票的持有期是不相同的。为了使不同股票之间的回报率可比,并更直观地解释投资组合所产生回报的大小,我们把所有股票的买入2持有市场调整回报按下式折算为年回报率:

Πd2d1(1+R i,d )-Πd2

d1(1+R m,d )×365d2-d1

,(3)

其中,R i,d 是股票i 的日回报,R m,d 是市场的平均日回报,d 1与d 2分别表示股票i 持有期的开始与结束日,(d 1-d 2)

表示持有期间的日历天数。

值得说明的是,上述交易策略是可实际操作的。样本公司必须是在持有期开始第一天股票有交易(即未被交易所停盘),因此投资者可以在持有期的开始买入股票。在纳入投资组合之后,每只股票被持有至实际会计盈利公布后的第2个交易日按收盘价卖出,卖出后得到的现金并不再投入投资组合之中,因此投资策略无需进行重新调整,从而减少了交易成本对投资组合的影响。同时,在投资组合回报的计算上,我们考虑了两种方式,一是简单加权平均,即每只股票在组合中的权重或其市值是相等的,但相同的市值意味着每只股票在组合中的股数是不一样的,这造成了零股问题,即交易中通常一手为100股,有些股票在投资组合中要求的股数可能小于100股而无法交易。因此,我们的第二种方式是以投资组合开始日的股票价格加权平均,这相当于按相等的股数买入不同的股票,避免了零股问题。

表2报告了根据盈利预测构建投资组合在持有期内的平均回报。A 部分是投资组合内各组股票利用简单加权平均(A1部分)及以股票价格加权平均(A2部分)计算的组合平均年回报率及相应的t 值。不论何种方法,坏消息一组回报显著为负,而好消息组的回报则显著为正,这一结果在中报或年报样本中均成立。而对于好消息与坏消息两组以外的股票,其平均回报在中报样本中不显著异于0,虽然在年报样本中显著大于0,但幅度仅为2%～3%,远远低于好消息组30%左右的幅度。表2的A1与A2部分中好消息与坏消息组间平均回报的差额即表示买入高F

ΔN I 的股票而卖空低F ΔN I 的股票、无需现金的套头策略所能赚取的利润。对中报样本来说,这样的套头策略的年利润率为7115%,而年报样本为5017%(以股票的价格加权平均计算)。因此,公布后的分析师盈利预测仍可用于构建可获利的投资策略,形成的回报无论在统计还是经济意义上都相当显著。

由于国泰君安的对不同股票的年报或中报盈利预测是在同一天公布的,因而上述投资组合中各股票的持有期在很大程度上存在着日历时间上的重合现象。在日历时间重合时,股票之间回报上的协方差会减小标准误差,导致t -值高估,进而影响统计推断(Bernard,1987)。我们以Bootstrap 方法,利用数据本身估算标准误差,评估日历时间重合是否对前面的检验产生统计推断的影响。表2的A3部分是Bootstrap 法下各投资组合之回报及t -值。同A1部分的结果相比,Bootstrap 的t -值依然很显著,说明时窗重合对前文的统计推断并没有实质的影响。

平均回报的高低有可能是因为组合中少数几只股票过高或过低的回报引起的。为此,我们也执行了列联表检验,根据回报是否大于零将所有的股票划分为两类,检验大于零的频数是否依F

ΔN I 组合而定。具体结果见表2的B 部分。无论中报或年报样本,在坏消息组中,回报率大于0的实际频数低于F

ΔN I 组合与回报正负符号不相关时的预期频数;相反,在好消息组中,回报率大于0的频数则高于预期频数;而其他组的股票大于0的频数和其预期频数大致相当。在1%水平上显著的x 2统计值,说明投资组合的获利性并非少数几只股票引起。综合地看,表2说明分析师的预测与该数据公布后股票的回报存在着显著联系。

为更直观地说明问题,我们计算了如果能完美地预测到实际盈利而构建投资组合所能获得的回报,并与前文投资组合的回报进行比较。具体地说,根据实际的盈利数字N I t ,替换F

ΔN I 定义中的F N I,将新变量命名为ΔN I,以此为依据构建投资组合,方法如前。这是在假想情况下能完美预测到未公布之会计盈利所构建的投资组合,以完美投资组合表示(表略)。如此完美的投资组合回报显然相当高,中报样本中的年回报率甚至达到了100%左右。尽管分析师显然无法完美地预测未公布的盈利,但在不同样本及计算回报下,F

ΔN I 组合的回报大概占完美组合回报的70%左右。这应当已经相当令人满意了。

表2　

对利用分析师盈利预测形成之投资组合平均回报的检验

A.各投资组合回报的参数检验

F

ΔN I 投资组合中　报　样　本

年　报　样　本

平均回报

t -值平均回报

t -值A1.简单加权平均

最低(坏消息)

-01302-31743333

-01166-41895333其他

010*******

010*******

3

最高(好消息)

01384415383330127151018333套头0168651873

333

0143661851

333

A2.以投资组合开始日的股票价格加权平均

最低(坏消息)-01331-41116333

-01181-51178333

其他

-01018-01516

010*********

最高(好消息)01383414793330132651924333套头

0171561082

333

0150771778

333

A3.以Bootstrap 法计算回报

最低(坏消息)-01300-31731333

-01167-41950333其他

010*******

010*******

3

最高(好消息)

01383

41688

333

01272

51184

333

B.各投资组合回报的非参数检验

F

ΔN I 投资组合中报样本

年报样本

<0≥0

合计

<0≥0

合计

最低(坏消息)

其他最高(好消息)

7326(52)(47)414381(415)(380)3168(52)(47)99795997326(53)(46)428364(426)(366)3267(53)(46)9979299合计

518

475

993

536

446

990

χ2=35172

333χ2=34123

333 B 部分中括号内的数字表示预期频数。3、33

与333分别表示在10%、5%及1%的水平上显著(双尾检验)。

四、回归分析

金融资产的回报与其风险正相关(Shar pe,1964),前文所报告的回报只是经同期市场平均回报调整的,尚未考虑到股票风险高低对其回报所产生的可能影响。本节以股票回报为因变量进行回归分析,考察把风险因素作为回归的自变量之后,分析师的盈利预测是否仍可解释预测公布之后的股票回报。回归分析也有助于避免投资组合方法下的数据挖掘所产生的偏差(Lo and M acKinlay,1990)。

依据以往的研究(如Fa ma andMac Beth;Fa ma and French,1992;Malkiel and Xu,1997),我们考虑了下述风险因素:(1)公司所有者权益的账面值与市值比率(Book 2t o 2Market Rati o of Equity,以下简称BE /ME ),以组合持有期期初可获取的最近一期资产负债表上的每股净资产账面值除以期初的每股股票价格计算BE /ME;(2)公司规模(Size ),以公司在组合持有期期初的可流通

A 股市值总额来计量规模。(3)股票的Beta 系数,按D i m s on (1979)的方法,利用预测公布前52周的周交易数据估计市场模型

取得Beta 估计值。(4)股票的非系统波动性(I di osyncratic Volatility ),上述市场模型的回归残差即为个股股价变动中与市场整体股价变动无关的部分,残差的标准差越大,则个股的非系统波动性越大,因此我们利用市场模型下回归残差的标准差计量。我们以多变量横截面回归的方法来控制这些可能影响股票回报的风险因素,回归模型为(略去变量中表示观察值的下标i ):

MARET =α+β1R (BE /M E )

+β2R (Size )

+β3R (Beta )

+β4R (I

V OLA )+γF ΔN I +ε(4)

其中,MARET 是按等式(2)定义的折算为年回报率的买入—持有回报,BE /ME 、Size 、Beta 及I V OLA 分别为权益的

账面2市值比率、规模、股票Beta系数及其非系统波动性,其计量方法如前所述。依据这四个变量在横截面上(即区分中报与年报样本)进行独立的排序,我们将所有样本公司分为每组观察值数目大致相等的10组,以0、1、…9表示各组的等级分布(即秩),再将各观察值的秩除以9,转换后的秩介于0～1之间,以R(X)表示变量X转换后的秩。如果分析师盈利预测有用,则变量FΔN I的系数γ应当显著大于零,即FΔN I公开之后仍可预测股票的价格走势。

表3是对样本总体上述回归自变量的描述性统计值。对于中报样本,FΔN I的均值与中位数都是01001,说明分析师预测盈利比去年同期有所增长,但对年报样本,FΔN I的均值为-01001而中位数为01000,说明分析师预测盈利略低于去年同期。对BE/ME等变量,其平均值及中位数都处在合理的区间,但这些变量的最大值及最小值表明极端值的存在,因此在回归分析中以秩转换的方式避免极端值影响是必要的。

表3　回归模型中变量的描述性统计

变量N平均值最小值中位数最大值标准差

FΔN I中报样本99301001-01016010010101501004年报样本990-01001-01050010000107001014 BE/ME1,98301215-01665011990173401116 Size1,98320187618193420183123178801580 Beta1,95411075-11383110882188801385

I V OLA1,9540103101011010290110001010

回归分析结果见表4。模型1栏下的回归包括了R(BE/M E)等四个控制变量。无论哪个样本,FΔN I的系数都显著大于零,说明分析师预测与公布后的股票回报存在显著联系。对中报样本,R(BE/M E)的系数不显著,但R(Size)的系数显著小于零,说明了大公司的股票回报平均比较低;但对于年报样本,R(BE/M E)的系数显著大于零,说明BE/ME值高的公司股票回报比较高,但R(Size)的系数并不显著。但在两个样本中,R(Beta)及R(I V OLA)都不显著,因此,在模型2中我们将这两个变量去掉,剩下三个自变量的参数与模型1下的结果相似。

表4　对分析师盈利预测与股票异常回报的回归检验

A.中报样本

变量

模型1(N=974)模型2(N=993)

系数t-值系数t-值

截距011901184130116421638333 R(BE/ME)-01152-11459-01107-11138 R(Size)-01220-2129333-01240-2156433 R(Beta)010*******

R(I V OLA)-01017-01173

FΔN I3818525140733339105751486333 Adj1R23172%3186%

B.年报样本

变量

模型1(N=980)模型2(N=990)

系数t-值系数t-值

截距-01016-01326-01058-2104333 R(BE/ME)0110421085330112521841333 R(Size)01065113520106211419

R(Beta)-01005-01105

R(I V OLA)-01062-11367

FΔN I61550619313336158161963333 Adj.R25115%5108%

3、33与333分别表示在10%、5%及1%的水平上显著(双尾检验)。

五、进一步的分析

前面的发现说明了分析师盈利预测对投资者的价值,也与Fa ma (1970)意义上的半强式市场有效不符。但对市场有效性的检验必然是对有效性和某种资本资产定价模型的联合检验,若资产定价模型对风险因素考虑不周全,结果仍可归咎于“坏模型”,而不一定是市场无效(Fa ma,1998)。尽管我们在回归分析中用了几个变量控制风险因素对股票回报的可能影响,但仍有可能存在着一些未知的风险因素,若这些风险因素与分析师盈利预测关联,则预测与公布后回报的联系无非是这些风险因素的表现。无论研究设计如何严密,总是存在未考虑风险因素的可能,因此必须利用其他方法检验未考虑风险因素是否导致了投资策略的异常回报。

我们以St ober (1992)的方法考察未考虑风险因素能否解释投资组合的异常回报。如果好消息组(坏消息组)较高

(低)的回报是因为某种未考虑到的风险因素引起,那么在前文所定义的投资组合持有期结束之后,仍应继续表现出高(低)回报的特征。因此,我们计算了投资组合中所有的股票都平仓之后、买入并持有至长达一年不同期限的按市场调整

回报,结果见表5。在四个持有期后的时窗中,中报样本在时窗定义为“6个月”时出现了一次好消息组的回报显著大于坏消息组。对于年报样本,在“1个月”与“3个月”两个时窗出现好坏消息两组的回报存在着显著差异情况,但差异的方向与未考虑风险的解释正好相反:坏消息组的回报高于好消息组的回报。因此,投资组合在持有期之后的回报表现并不能说明“好消息”组的股票比“坏消息”组有更高的风险。 表5　

对投资组合风险因素的进一步检验

持有期

中　报　样　本

年　报　样　本

坏消息组

好消息组

好消息组-坏消息组

坏消息组好消息组

好消息组-坏消息组

1个月-0101401005010180102301002-01020(-1115)

(0161)(1130)(3103333)(0135)(-119733)3个月01003-01007-010*******-01005-01029(0122)

(-0181)(-0158)(2165333)(-0158)(-212733)6个月-010440103901083010000100501005(-2164333)

(214133)(3157333)(-0101)(0133)(0125)12个月-01009-0100501004010000104501045(-0141)

(-0125)

(0112)

(0100)

(1174)

(1115)

括号中列示的是t -值。3、33与333分别表示在10%、5%及1%的水平上显著(双尾检验)。

此外,Shleifer and V ishny (1997)证明,卖空的套利交易者往往需要承担更大的风险,因而卖空者对风险的规避导致市场无效性较可能出现于需进行卖空才可消除无效性的证券上。由于中国目前不允许直接的卖空交易,如果投资者观察到分析师预测某些股票盈利下降,其价格被高估了,但因卖空的限制而导致其价格被继续高估,这也可解释为什么投资者未能及时利用分析师提供的预测信息。但在表2中,需卖空的坏消息组回报在幅度上总小于好消息组。因此,卖空的高风险或操作上的限制也不能解释投资组合的获利性。

六、结论与讨论

本文考察了中国的财务分析师盈利预测是否具有投资价值。首先,我们发现,在分析师的盈利预测数据公布之后,仍可利用这些预测数据构建投资组合获取超过市场平均的回报:买入分析师预测会计盈利增长率最高的一组股票,同时卖出预测增长率最低的股票,这样的套头交易回报折为年回报率后,在不同的样本与操作方法下,介于4316%与7115%之间,

不但在统计意义上显著,在经济意义上也相当可观。其次,采用其他检验方法,并在考虑所有者的账面2市值比率(BE/ ME)等风险因素后,通过回归分析得到的结果与投资组合检验在实质上并没有太大的差别。最后,从投资组合中的股票回报在持有期结束之后的表现以及投资组合中多、空方在回报上的差别等方面看,投资组合中股票的风险程度高低并不能完全解释分析师盈利预测“击败市场”的能力。

Fama(1970)将有效市场定义为“价格总是完全反映了可获得信息的市场”。吴东辉、薛祖云(2005)已经发现分析师盈利预测公布之后引起了市场的反应,本文则进一步说明市场的反应不足:股票价格虽然反映了已公开的信息,但并没有达到Fa ma(1970)所定义的“完全反映”程度。因此,对分析师盈利预测信息而言,中国的股票市场并未达到半强式有效。从规范意义上看,如果投资者能得到盈利预测数据,则应当立刻加以利用,以提高其投资的回报。本文也说明了信息搜寻的重要性:对信息的搜寻整理以准确预测未公布的会计盈利,是有利可图的活动。对学术研究而言,本文说明了中国的股市对会计盈利这类影响股票价格的重要信息存在着反应不足。考察市场对某种信息的反应时,仅仅观察信息公开时的市场反应可能是不完全,时窗的向后延长很可能会提供一个更完整的图像。最后,本文的结果也有助于回答中国的财务分析师是否专业这一问题。如果将专业能力定义为分析师提供的预测数据是否准确及对投资者是否有利用价值,那么中国的财务分析师具有一定的专业能力。事实上,对国泰君安来说,预测在公开之前属于其私有信息,完全可以利用预测数据来跑赢大市。目前国泰君安已对其盈利预测进行收费,我们的研究说明这类服务可以帮助客户提高投资的收益,如果客户的付费低于我们所估计的超额回报。

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Womack,K.1996.Do B r okerage Analysts’Recommendati ons Have I nvest m ent Value.Journal of Finance51:137～167

The I nvest m en t Va lue of F i n anc i a l Ana lystsπEarn i n gs Foreca sts: Ev i dence from the A2Share M arkets i n Shangha i and Shenzhen Stock Exchange

W u donghu i&X ue zuyun

This paper exa m ines whether the earnings forecasts p r ovided by financial analysts in Chinaπs st ock markets are valuable t o inves2 t ors.W e find that p r ofitable hedge portf oli os can be for med by earnings f orecasts released t o the public.The positive returns t o hedge portfoli os are significant in both statistical and econom ic sense.The results are r obust t o vari ous tests and cannot be fully exp lained by the risks fact ors we consider.Our findings suggest that the st ock market in China is not efficient in the se m i2str ong for m as Fa ma (1970)defined and Chinese invest ors can emp l oy analystsπearnings f orecasts in their invest m ent decisi ons t o i m p r ove invest m ent re2 turns.The results of this study are als o relevant t o the current debate on the competency of Chinese financial analysts.

The Ana lysis of the I m pacts of the L isted Co m pan i es Cap it a l Structure

on the Equ ity Agency Cost

Zhang Zhaoguo,Song L i m eng&Zhang Q ing

Cap ital structure is an i m portant as pect of cor porate governance;it has i m pacts on the cor porate agency cost.This paper exam2 ines how the cap ital constructi on has effect on the equity agency cost fr om1990t o2003in the Shenzhen and Shanghai St ock Exchange. It shows that(a)there is a negative and significant correlati on bet w een the p r oporti on of operat orπs shareholding and the equity agency cost;(b)there is a negative and insignificant correlati on bet w een the debts financing structur,the p r oporti on of legal2pers on shares and the largest shareholding p r oporti on;(c)there is positive and comparatively significant correlati on bet w een the state2owner share2 holding p r oporti on,tradable shareholding p r oporti on and the equity agency cost.These findings indicate that the cap ital structur has a direct affecti on on the contract relati ons bet w een the shareholders,operat ors and credit ors.op ti m izing the cap ital structur is an i m por2 tant app r oach t o i m p r ove the listed companiesπgovernance and m ini m ize the agency cost.

The Rel a ti on sh i p between O wnersh i p Structure and Corpora te

D i versi f i ca ti on:A Theoreti ca l and Em p i r i ca l Study

W ang Huacheng&Hu Guoliu

This paper gives a theoretical and e mp irical study about the relati onshi p bet w een ownershi p structure and cor porate diversificati on, using the cr oss data of Chinaπs listed companies.The e mp irical tests show that there is a str ong negative relati on bet w een the extent of diversificati on and ownershi p concentrati on(including the p r oporti on of the first bl ock shareholdings),the correlati on bet w een the p r oporti on of state shares and diversificati on is nt o significant,there is no correlati on on the whole bet w een diversificati on and the p r o2 porti on of instituti onal shares,tradable A shares is positively and significantly correlated with diversificati on,the i m pact of Tradable B shares t o diversificati on may be negative.

Study on the Human Cap it a l Accoun ti n g Ba sed on the En terpr ise

Co2governance log i c by Hu man Cap it a l and Physi ca l Cap it a l

W ang X iuli　X u Congw ei&Zhang Zhaojun

W ith the evoluti on of enter p rise theory fr om Shareholdersπsup re me t o Co2governance,it is the objective requirements f or the de2 vel opment of Hu man Res ource Accounting t o reflect the intrinsic l ogic unif or m ity bet w een the Hu man Cap italAccounting and the Theory of Enter p rise Co2governance.Based on the descri p ti on of the characteristics,which needed t o manifest in the design of hu man cap ital accounting,of enter p rise co2governance by hu man cap ital and physical;and the analysis of the hu man cap ital value move ment,this paper p resents a ne w accounting model of hu man cap ital with st ockholderπs right and hu man cap ital with non2st ockholderπs right.And the accounting state ments corres pondingly are p r obed.

Rebu ild the Fram ework of M anagem en t Accoun ti n g from the Cost Angle

L i Yuzhou&N ie Q iao m ing

This article is ai m ing f or having a p r of ound discussi on about the issues on theoretic fra me work of manage ment accounting and p r o2 posed the l ogic point of departure about the theoretic fra me work of manage ment accounting,and rebuilding the fra mework of manage2 ment accounting fr om an all ne w vie w2cost angle.This article puts f or ward that the fra me work of manage ment accounting include four di m ensi ons:the f or mati on of the cost infor mati on,the analysis of the cost infor mati on,the funda mental app licati on of the cost inf or2 mati on,and the devel op ing app licati on of the cost inf or mati on,Finally the paper analyzes and demonstrate that the theoretic fra mework of manage ment accounting should take the di m ensi on of the for mati on of the cost infor mati on as the l ogic point of departure.