[心理学]盈余信息内容.doc

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1、盈余信息内容关键词：意见分歧；流动性；盈余公告飘移引言 盈余信息内容不会对意见分歧与公告后股价飘移的关系产生影响，两者之间的负相关关系在好消息和坏消息组中都存在。有效市场假说（ems）认为证券价格会对信息做出迅速和无偏的调整，因此市场上不存在获得超常收益的机会。然而，股票市场上存在的众多异常现象（anomaly）却并不符合这一假说。其中，盈余公告效应就是最重要的市场“异象”之一。盈余公告效应是指意外盈余较高的公司在未来一段时期内的市场回报会显著地高于那些意外盈余较低的公司。盈余公告效应的存在意味着价格并没有迅速对盈余公告做出反应，而是经过一段时间调整后才将盈余信息融入股价，这显然有悖于有效市场

2、假说。ball and brown（1968）最早发现这一现象，此后jones and litzenberger（1970）、foster等（1984）以及chan等（1996）都证实在控制各种风险因素后，该现象仍然存在。fama（1998）在反驳历年来发现的各种有违“有效市场假说”的“异象”后，也不得不承认盈余公告效应至今仍是一个难于否定的“异象”。自从盈余公告效应首次被发现以来，国内外学者们提出了各种解释，形成两种不同的观点：一是从风险定价角度出发，认为任何能够获得超常收益的“异象”不外乎是承担了额外风险；二是从行为金融角度出发，认为是投资者心理偏差引起的投资者对盈余公告信息的“反应不足”

3、（under-reaction）导致了盈余公告效应现象的产生。除了上述两种观点之外，近年来兴起的意见分歧资产定价模型为盈余公告效应的研究注入了新的内容。这一理论源自miller（1977）提出的假说，认为资产未来收益的不确定性会在投资者之间产生意见分歧，在存在卖空限制的情况下，悲观投资者无法通过卖空交易将其信念体现在股票收益中，从而导致当前股价被高估，随着时间的推移，投资者的意见分歧逐步得到解决，高估的股价将逐渐向其基础价值回归。对于盈余公告而言，zhang（2006）认为，盈余信息解读的复杂性会使投资者对相同的盈余信息产生不同的解释，从而导致投资者对公司未来股价产生意见分歧。基于miller

4、（1977）假说，在存在卖空限制的条件下，投资者的意见分歧会使信息披露时的股价被高估，公告后随着时间的推移，投资者的意见分歧逐步得到解决，高估的股价会逐渐向其基础价值回归。如果miller（1977）假说成立，那么公告期间投资者意见分歧应该与盈余公告后的股价漂移呈负相关关系。在miller（1977）假说基础上，国内外学者对投资者意见分歧与盈余公告效应的关系进行了检验，但其结论仍存在较大的分歧。其中最具代表性的是国外学者garfinkel and sokobin（2003）和国内学者陈国进等（2007）的研究。garfinkel and sokobin（2003）利用盈余公告期间的意外交易量（

5、uexpected volume）作为盈余公告引起的投资者意见分歧的代理变量，以19801998年nyse和amex交易所上市公司的44 755个盈余公告数据为样本，发现盈余公告后60天的累积超额收益率（car）与盈余公告期间的意外交易量正相关，这一结论实际上否定了miller（1977）假说。而国内学者陈国进等（2007）借鉴garfinkel and sokobin（2003）的研究方法，以20032005年沪深两市上市公司公布的年报为样本，以意外成交量为投资者意见分歧代理变量，检验了盈余公告效应与意见分歧的关系，发现盈余公告后较长时间区间内股票的累积超额收益（car）与投资者意见分歧负相

6、关，得到了与garfinkel和sokobin相反的结论，并支持了miller（1977）假说。陈国进等认为，之所以会得到与国外成熟市场研究相反的结论，主要是因为a股市场在样本期内实行的严格卖空限制使其更符合miller（1977）假说的基本假设，因此意见分歧与公告后股价飘移的负相关关系在a股市场表现加显著。除了研究结论存在争议之外，已有研究大都没有考虑流动性因素对检验结果的影响。而实际上流动性可以从以下两个方面对投资者意见分歧与公告后股价飘移的关系产生影响：一是流动性的高低决定着套利交易的成本，股票市场的错误定价往往伴随着较低流动性，这是因为大规模的套利交易会使流动性较低的股票价格向不利于套

7、利者的方向变动，从而侵蚀套利收益；二是流动性低意味着市场买卖行为对价格的冲击较大，意见分歧引起的乐观投资者在公告期间的买入行为会使流动性差的股价进一步上涨，而这些投资者在公告后的卖出行为又会导致公告后价格出现更大幅度的回落。另外，国内研究采用的样本期间较短，对于新兴市场国家股票市场而言，证券市场的交易制度，上市公司数量以及投资者行为和构成都处于不断变化之中，较短的时间区间很难涵盖这些因素对检验结果的影响。基于此，本文将以中国沪深两市a股上市公司19972008年的年报数据为样本，对a股市场盈余信息披露期间投资者意见分歧与盈余公告效应之间的关系进行检验。与已有研究不同的是：（1）在研究过程中考虑

8、了股票流动性因素对投资者意见分歧与公告后股价漂移关系的影响；（2）分别采用会计衡量法和市场衡量法度量意外盈余，在此基础上比较投资者意见分歧与公告后股价漂移的关系在公布好消息和坏消息股票中的不同表现，并基于意见分歧资产定价理论对此进行解释；（3）与以往国内研究相比，本文研究的时间跨度更长（十二年），横截面包含的样本数量更大。一、文献评述自从20世纪60年代盈余惯性首次被发现以来，国内外学者们对该“异象”提出各种解释，大致可划分为两类不同的观点：一是从风险定价角度出发，认为任何可以借之获得超常收益的“异象”不外是承担了额外风险的结果；二是从行为金融角度出发，认为投资者心理和行为偏差导致投资者对盈余

9、公告信息的“反应不足”（under-reaction）是盈余惯性产生的原因。（一）盈余惯性的风险定价理论解释风险定价学派承认有效市场假说（ems），认为资本市场是有效的，盈余惯性表现出的“赢家组合”收益显著高于“输家组合”的现象，主要是因为前者比后者承担了更多的风险。风险定价学派主要采用风险资产定价模型对两类股票组合进行风险调整，考察经风险调整后两类股票组合的收益是否仍然存在显著差异，并在此基础上对盈余惯性产生的原因进行解释。jones and litzenberger（1970）采用资本资产定价模型（capm）对盈余惯性现象中的“赢家组合”和“输家组合”进行风险调整，发现系统性风险并不能解释

10、盈余惯性现象。bernard and thomas（1998）采用套利定价模型（apt）对“赢家组合”和“输家组合”进行风险调整，发现套利理论无法解释盈余惯性现象。collins and hribar（1999），chordia and shivakumar（2002）应用fama-french三因素模型对“赢家组合”和“输家组合”进行风险调整，发现市场因素、规模效应和热门/价值股效应都不能解释盈余惯性现象。由于传统的资产定价模型不能有效解释盈余惯性，因此，风险定价学派开始尝试在传统资产定价模型基础上引入其他风险溢价因素或考虑交易成本（套利成本）的方法对盈余惯性进行解释。ball 等（1988

11、）和foster等（1984）认为，capm模型的一些缺陷导致盈余惯性收益指标（car）的计算存在误差，而这种误差是pead现象产生的原因。ball等（1988）发现，对于意外盈余为正的公司，capm模型会高估beta值；对于意外盈余为负的公司，capm模型会低估beta值。为了克服beta值估计的偏误，他们修正了capm模型，发现盈余惯性不再显著。sadka（2006）从流动性风险的角度解释了惯性问题，他在fama-french三因素模型的基础上引入了流动性风险因素对盈余惯性进行了解释，认为流动性溢价是盈余惯性产生的原因。然而，尽管在引入流动性因素后，模型解释力有所提高，但仍不能对这一现象进

12、行完全解释（解释度大约为40%80%）。bhushan（1994） 对盈余惯性和交易成本之关系进行了检验，发现盈余信息披露后股价的漂移程度与交易成本正相关，交易成本的存在限制了套利者利用市场上存在的错误定价（mispricing）获利的机会，交易成本是证券市场是否有效的一个重要决定因素。wurgler and zhuravskaya（2002）和mendenhall（2004）发现基于盈余惯性的套利策略往往会导致很高的套利成本，他们认为扣除套利成本后，盈余惯性策略并不一定能够获得超额回报，其结论仍然支持有效市场假说（ems）。modigliani and cohn（1979）提出了通货膨胀错觉

13、假说，认为通货膨胀变化导致了对未预期盈余的估计存在系统偏差，这种系统偏差是影响盈余惯性的一个重要因素。他们认为，相对于债券市场，股市投资者通常不会考虑通货膨胀对未来盈余增长的影响，因此不会将通货膨胀影响考虑进定价模型。而实际上，未来盈余增长显然会受到通货膨胀的影响，这就造成了对意外盈余的估计存在系统偏差。chordia and shivakumar（2005）扩展了通货膨胀错觉假说，他们认为通货膨胀对盈余增长的影响是随着意外盈余单调增加的。因为股市存在通货膨胀错觉，盈余增加与通货膨胀的正相关关系被低估，盈余增加与通货膨胀的负相关关系被高估，错误的估计导致了pead现象。实际上，风险定价学派仍然

14、是在有效市场假说（ems）基础上对盈余惯性进行解释，尽管额外增加的风险溢价因子和交易成本能够在一定程度上解释盈余惯性的成因，但仍不能完全解释这一现象。这主要是因为有效市场假说（ems）假设投资者是完全理性的，这显然与股票市场的实际情况不符，因此风险定价学派不可能充分解释盈余公告效应。（二）盈余惯性的行为金融理论解释有效市场假说关于理性投资者的基本假设使其不能完全解释盈余惯性现象，因此一些学者转而从心理学角度研究投资者的非理性行为，这些学者认为行为和心理偏差引起的投资者对盈余信息内容反应不足是盈余惯性产生的主要原因，这类研究的理论基础主要是经典的行为金融资产定价模型，包括bsv模型、dhs模型、

15、bhs模型和hs模型等。danial等（1998）基于投资者过度自信和自我归因的心理偏差，提出证券市场上投资者反应过度和反应不足的理论。bsv（1998）则进一步指出投资者对信息“反应不足”源于其“保守性”心理偏差（conservatism bias），即投资者在获得新信息时，很难更新原有观念，尽管投资者对新信息的反应方向正确，但反应程度总小于贝叶斯标准。bernard and thomas（1990）发现季度报告的意外盈余能够有效的预测在此以后4个报告期公告日附近3天的市场反应，他们将这一现象归因为投资者（包括个人投资者和机构投资者）的不成熟，而投资者的不成熟使得他们无法预见意外盈余的自相关

16、特征，从而导致盈余惯性现象的产生。bartov（1992）将盈余惯性产生的原因归结为包括分析师在内的投资者无法有效的识别盈余的时序特征。daniel等（1998） 和 fischer（2001）认为，盈余惯性是由于投资者对私人信息的过度反应以及伴随着自我归因偏差引起的。过度自信使得这些投资者过度相信私人信息，对诸如年报之类的公众信息相信不足，在这一假设下，过度自信的投资者可以推动股价，基于这一模型可以预测投资者拥有的同质信息越多，盈余惯性的程度越大。zhang（2006）认为，投资者的心理偏差会导致其对盈余信息的反应不足或反应过度，从而导致盈余惯性的产生。信息不确定性的提高会增加投资者的心理偏

17、差，因而信息不确定性的提高会增加盈余惯性策略的超额收益。bartov等（2000）发现盈余惯性与投资者成熟程度存在负相关关系，在引入投资者成熟度变量后，其他变量对盈余惯性的解释力都不显著。collins等（2003）发现，机构投资者持股比例较高的股票具有更低的定价偏差，机构投资者的偏差导致了市场无法正确估计意外盈余的自相关结构，从而产生了盈余惯性。ke and ramalingegowda（2005）对机构投资者的短期交易行为进行研究，发现机构投资者利用了盈余惯性进行套利，他们估计出在扣除交易成本之后，这些短期行为能够给机构投资者带来年利率为22%的超常收益。此外，他们也发现套利活动确实增加了

18、股票价格反映内在价值的速度，但是随着交易成本的增加，机构投资者的这些交易活动有所减弱。narayanamoorthy（2006）认为，会计稳健性是导致投资者无法有效分析识别盈余时序特征的主要原因。所谓会计稳健性是指会计处理倾向于不确认收益而确认损失，这就使得意外盈余受到会计处理程序的影响。narayanamoorthy（2006）发现，在排除会计稳健性因素影响后，盈余惯性策略的超额回报更高。frazzini（2006）从处置效应的角度解释了盈余惯性和价格惯性，发现处置效应的存在加深了盈余惯性和价格惯性。尽管行为金融理论为我们理解盈余公告效应提供了一种全新的思路，单是这一理论也存在一些缺陷。股票

19、市场投资者在进行交易时往往表现为多种心理和行为偏差，我们无法有效区分每一种偏差对公告后股价变动的影响。（三）意见分歧资产定价理论对盈余惯性的解释近年来，意见分歧资产定价模型逐渐成为资产定价理论研究的热点。该理论假设投资者对股票未来收益的估计存在意见分歧，认为市场上普遍存在的卖空限制会使股价因体现乐观性偏差（optimism bias）而被高估（miller，1977；harrison and kreps，1978）。hong and stein（2007）将意见分歧产生的原因总结为渐进信息流、异质先验和对信息的不同解释（或异质解释）。对于盈余公告而言，zhang（2006）、francis等（

20、2007）和lu（2004）认为，从盈余信息中分离出影响股票估值因素的过程十分复杂，即使对于老练的分析师也是如此。而这种复杂性又恰恰为投资者对盈余信息的异质解释“预留了空间”。所谓异质解释是指即使面对相同的盈余信息，投资者对信息含义的理解也可能产生分歧。投资者对盈余信息的异质解释会导致投资者对股票未来收益产生意见分歧（比如varian 1989，harris and raviv 1993，kandel and pearson 1995）。基于意见分歧资产定价模型，在存在卖空限制的情况下，投资者意见分歧的存在会导致股价在公告期间被高估。在均衡状态下，股价的高估不可持续，随着更多的有关股票未来收益

21、的信息不断披露，高估的股价将会逐渐向其基础价值回归。投资者对盈余信息的异质解释程度越高，他们在公告期间意见分歧程度就越大，股价在公告期间被高估的幅度就越高，公告后股票收益向其基础价值的回归幅度就越大。morris（1996）对投资者意见分歧随时间变动的趋势及其股价效应进行了详细的研究，这一模型有助于我们解释盈余信息披露时投资者意见分歧与盈余公告后股价漂移的关系：假设市场上存在一群风险中性的投资者，他们能够通过不断的学习了解风险资产的基础价值。在每一期，风险资产要么支付1美元的股利，要么什么都不支付（股利为0）。每期支付股利的概率为，股利过程满足独立同分布。所有投资者都知晓以上信息，但是他们最初

22、并不知道的真实值，也就是说他们对存在意见分歧或异质信念。投资者根据历史上的股利支付情况对进行点估计，估计值为。在股利支付满足独立同分布的假设下，也表示未来任何一期的股利支付期望值。因此，如果我们设定无风险利率为r，那么风险中性投资者对风险资产的估值应等于（1/（1+r）+（1/（1+r）2+=/r。在忽略r的情况下，我们将投资者对的估计值作为投资者认为的风险资产的基础价值。需要注意的是，这一基础价值是投资者永久持有资产而不进行交易愿意支付的价格，而当投资者可以进行资产交易时，这一基础价值并不一定等于投资者愿意支付的价格（市场成交价格）。接下来，我们分析的估计过程。我们假设所有投资者可以分为=1

23、，i类，其中为有限值，每个类别包含的投资者数量无穷大。假设投资者i的先验信念可以表示为的主观概率密度函数i，其中0，1。每个i都是二阶可微的，且都有一个一致下界（uniformly bounded below）。投资者观测到，风险资产在历史内共支付的股利数量为s。则他们的事后密度函数为：i（|s，t）= （1）因此，投资者认为下一期进行股利支付的概率为：i（s，t）=i（|s，t）d= （2）根据以上分析，我们将i（s，t）作为投资者基于历史（s，t）得到的风险资产的基础价值。需要注意的是，在资产刚开始被交易时，所有投资者都无法得知该资产过去的股利支付情况，因此，他们会形成无知先验（ignor

24、ance priors），然而无知先验（ignorance priors）乐观的投资者并不意味着在随后的时期中仍保持乐观情绪。morris（1996）举了一个直观的例子说明这一结论：假设存在两个投资者：投资者1和投资者2。投资者1认为=1/5的概率为1/2，而=4/5的概率为1/2；投资者2认为=1/5的概率为1/2，而=3/5得概率为1/2。因此，我们得到投资者1的先验随机占优于投资者2。然而，假设资产股利支付的历史为（s，t）=（3，6），即在过去6期内支付股利数量为3。在这种情况下：投资者1认为=4/5的事后概率为：=，因此，其认为的资产基础价值为1（3，6）=（1/2）（4/5）+（1

25、/2）（1/5）=1/2；投资者2认为=3/5的事后概率为=，此时，投资者2得到的资产基础价值为2（3，6）=（27/35）（3/5）+（8/35）（1/5）=89/1751/2。可见，无知先验（ignorance priors）的乐观并不意味着其在随后的时期内仍然会保持乐观。基于以上分析，morris（1996）提出如下定理：定理1：对于所有的00，1并且i，随着t，i（0t，t）0。定理1说明，随着时间的推移，投资者的意见分歧会逐渐收敛于可观测的股利支付频率值，即客观概率值0。这一结果反映了投资者不断学习的能力，通过对股利支付历史情况的学习，投资者的估值会逐渐接近于股票的基础价值。令p（s

26、，t，r）为历史（s，t）和无风险利率r条件下风险资产用当前的价格，*（s，t）为历史（s，t）条件下所有投资者中最乐观投资者的认为的基础价值，则在存在卖空限制的条件下，资产均衡价格满足：p（s，t，r）=*（s，t）r+p（s+1，t+1，r）+（1-*（s，t）p（s，t+1，r） （3）等式（3）的含义是在历史（s，t）条件下，资产的均衡价格等于所有投资者中估价最高投资者的期望收益贴现值，也就是说，在存在卖空限制的条件下，资产的均衡价格有估价最高投资者的信念所决定。基于此，morris（1996）提出如下定理：定理2：（1）如果投资者k永远是最乐观的投资者，那么对于任何股利支付历史而言，

27、均衡价格p*（s，t，r）=k（s，t）；（2）如果不存在永远乐观的投资者，那么对于所有的股利支付历史和无风险利率r而言，我们有p*（s，t，r）i（s，t），i；（3）随着t，则对于所有的00，1，无风险利率r和i，有p*（0t，t，r）i（0t，t）0；（4）随着r ，对于所有的股利支付历史，有p*（s，t，r）*（s，t）。定理2的（3）说明，随着时间的推移，投资者的学习过程将使股票价格逐渐向其基础价值回归。在理论研究基础上，garfinkel and sokobin（2003）利用盈余公告期间的意外交易量（uexpected volume）作为意见分歧代理变量，以19801998年ny

28、se和amex交易所上市公司的44 755个盈余公告数据为样本，发现盈余公告后60天的累积超额收益率（car）与盈余公告期间的意外交易量正相关，这一结论实际上支持了varian（1985）的观点，认为投资者意见分歧是一种风险因素。anderson等（2007）在garfinkel and sokobin（2003）研究基础上对20042005年nasdaq上市公司盈余公告样本进行了研究，并考虑了卖空限制的影响，发现卖空限制对拥有利空信息的公司有影响，在这种情况下卖空限制导致13个月的盈余漂移，从而支持了miller（1977）的观点。chang等（2009）以19852007年nyse/ame

29、x/nasdaq三个交易所上市公司的141 328个季度报告为研究样本，对意见分歧与盈余公告后股价收益对意外盈余的非对称反应进行了检验，发现在公告日后60个交易日内，随着投资者意见分歧程度的增强，股票60天累积超额收益（car）对好消息的反应强度逐渐增强。在意见分歧程度最高的股票组合中，累积超额收益（car）对好消息的反应强度超过对坏消息的反应强度。国内研究方面，陈国进等（2007）借鉴garfinkel and sokobin（2003）的研究方法，以20032005年沪深两市上市公司公布的年报为样本，以意外成交量为意见分歧代理变量，检验了盈余公告效应与意见分歧的关系，发现盈余公告后较长时间

30、区间内股票的累积超额收益（car）与投资者意见分歧负相关，得到了与garfinkel和sokobin相反的结论。陈国进等认为，之所以会得到与国外成熟市场研究相反的结论，主要是因为中国股票市场仍实行严格的卖空限制，在这种情况下，意见分歧与卖空限制会导致股价高估更加明显。此外，陈国进等还发现与坏消息相比，好消息公布后的盈余惯性对意见分歧的敏感程度更高，然而他们并没有给出这一现象的合理解释。周晖等（2008）使用沪深两市a股上市公司公开披露的20012006年中报和年报为样本，以意外成交量为意见分歧代理变量，发现投资者意见分歧与盈余公告后较长时间区间内的累积超额收益正相关。另外，对于好消息而言，投资

31、者意见分歧与盈余公告后较长时间区间内的累积超额收益正相关，对于坏消息而言，投资者意见分歧与盈余公告后较长时间区间内的累积超额收益负相关。可见国内学者关于投资者异质解释与公告后股票收益关系的研究并未达成一致。二、理论分析与待检验假设的提出对于盈余公告而言，投资者对盈余信息的意见分歧导致意见分歧的产生。基于miller（1977）假说，在中国严格禁止卖空的股票市场上，投资者意见分歧会导致股价在公告期间被高估，公告后随着更多有关公司业绩的信息进一步披露，投资者的意见分歧程度逐渐收敛，股价会逐渐向其基础价值回归。投资者对盈余信息的意见分歧程度越强，股价在公告期间被高估的幅度就越大，公告后股价向其基础价

32、值回归的幅度也就越大。公告后股票持有时间越长，公司经营信息的披露越充分，股价向其基础价值的回归程度也就越明显。为此我们提出如下待检验假设：假设1：投资者对盈余信息的意见分歧程度与盈余公告后股票的累积超额收益负相关，负相关程度随着公告后持有期的延长而逐渐增强。xu（2007）认为，每一类型投资者参与交易的概率与该类投资者在所有潜在投资者中所占比重成正比。这是因为该类投资者人数众多，每个投资者只承担一小部分股价反向变动的风险。对于不同消息类型而言，对好消息持乐观态度的投资者在所有投资者中所占的比重往往高于对坏消息持乐观态度投资者所占的比重。风险的分散使得对好消息持乐观态度的投资者更有可能参与股票交

33、易而买入股票，从而导致在公布好消息时股价高估程度较高。随着时间的推移，高估的股价会逐渐向其基础价值回归，公告期间股票收益被高估的幅度越高，其在公告后向其基础价值回归的幅度越大，基于此，我们提出如下假设：假设2：好消息组合中股票的公告后累积超额收益与投资者意见分歧负相关的程度要高于坏消息组合中的股票。sadka and scherbina（2007）发现，投资者意见分歧与当前股票收益的正相关关系以及与未来股票收益的负相关关系随着股票流动性的降低而逐渐增强。sadka和scherbina将这一现象归结为投资者交易行为导致的价格冲击。对于盈余公告而言，较低的流动性低意味着市场交易行为对股价的冲击程度

34、较大。其中，公告期间乐观投资者的超买行为会导致流动性差的股票出现较大幅度的上涨，而公告后这些投资者的超卖行为又会导致流动性差的股票出现较大幅度的下跌。也就是说，在考虑流动性因素后，股价变动的幅度除了包含投资者预期因素之外，还包含投资者交易行为对股票价格形成的价格冲击。为此，我们提出待检验假设3：假设3：与流动性水平较高的股票相比，公告期间意见分歧引起的公告后股价向其基础价值回归的趋势在流动性水平较低的股票中变现更加明显。三、数据样本、变量构建和描述性统计（一）数据样本本文以沪深两市上市公司19972008年年报为研究对象，共12个报告期。本文所需的股票交易数据和财务数据全部来自于resset金

35、融研究数据库。在具体选择样本的过程中，我们遵循以下原则：剔除金融保险类上市公司；剔除非正常交易（st或pt）的公司；剔出了年报公布超期的公司样本；剔除会计盈余指标缺失的样本。经过数据筛选后，得到9 327个盈余公告样本。（二）变量构建1投资者意见分歧变量。借鉴已有研究，我们采用公告日附近3天（-1，0，1）的日均异常换手率（abvol）作为投资者对盈余信息的意见分歧变量，其具体计算方法为盈余公告附近3个交易日的平均日换手率减去公告前190个交易日至公告前11个交易日的日均换手率。2盈余公告后股价漂移。我们借鉴国内外研究的通行方法，采用公告后第2天至第n天的累积超额收益率作为盈余公告后股价漂移指

36、标。其具体计算方法为：i=（ri，t-rm，t） n=10，30，60其中，i表示股票从公告后第2天至公告后第n+1天的累积超额收益率，ri，t表示股票i在第t天的日收益，rm，t表示第t天的流通市值加权市场平均收益。3意外盈余。吴世农等（2005）发现，中国投资者对盈余信息的反应依赖于盈余的度量方式，从而表现为“框架依赖偏差”。以往研究对会计盈余的度量方法大致分为两类：一类是会计衡量法，用公司财务指标的实际数据与各种预测模型得到的预测数据之间的差值度量意外盈余；一类是市场衡量法，用投资者对盈余信息的反应，即盈余公告日附近的平均收益来衡量意外盈余。当实际盈余高于预期盈余时为利好消息，股票收益为

37、正，反之则为利空消息，股票收益为负。两种方法各有利弊，为此，本文内容将同时采用会计衡量法和市场衡量法两种方式度量意外盈余。借鉴吴世农等（2005）的指标构建方法，我们使用会计衡量法中的每股收益变动百分比来表示意外盈余，其具体计算公式如下：sue1i，t=100%其中，sue1i，t表示第i支股票在会计年度t使用会计衡量法计算得到的意外盈余，ersi，t表示第i支股票在会计年度t的每股收益。借鉴garfinkel and sokobin（2006）和anderson等（2007）采用的市场衡量方法，以盈余公告当天即后一天的累计超额股票收益定义股票意外盈余，其具体计算方法如下：sue2i，t（ri

38、，t-rm，t）其中，sue2i，t表示第i支股票在会计年度t使用市场衡量法计算得到的意外盈余，ri，t表示股票i在第t天的日收益，rm，t表示第t天的流通市值加权市场平均收益。4流动性。本文借鉴amihud（2002）的非流动性指标来度量资产的流动性。对于某一时期内股票的非流动性具体计算方法如下：illiqi，t=（1/di，t）di，tt=1ri，t，d / dvoli，t，d1010其中，ei，t，d和dvoli，t，d分别表示股票i在时期t的第d个交易日的收益率和交易量（以元为单位），di，t表示股票i在时期t的有效交易天数。需要指出的是，我们采用的方法度量的是股票的非流动性，因此，i

39、lliq数值越大，说明流动性越差。5其他控制变量。借鉴已有研究，选择公司规模（size）、账面市值率（bm）、动量效应（mom）以及波动率（volatile）作为控制变量。其中，公司规模（size）用年末流通股市值的自然对数表示，年末流通股市值的计算方法为年末股票收盘价与流通股股数的乘积；账面市值率（bm）为年末流通股市值与公司净资产的比值，我们将账面市值率为负的观测设为缺失值；动量效应（mom）用公告前60个交易日累计超额收益率表示；波动率（volatile）用公告前第200个交易日至公告前第11个交易日（-200，-11）经过值加权市场指数收益调整的股票日超额收益标准差表示。所有变量中包含

40、的极端值可能对检验结果产生负面影响。经验文献控制极端值的做法包括将变量分布两侧1%的观测截除和对变量分布两侧1%观测的进行winsorize处理。本文涉及变量较多，若将各关键变量前后1%观测值截除，恐怕会损失过多的样本，从而降低检验结果的准确性。因此，本文主要采用winsorize方法，对变量极端值进行处理。（三）描述性统计文章使用变量的全样本描述性统计（如表1所示），我们看到所有变量中观测数最多的是意见分歧变量（abvol）、两个意外盈余变量（sue1和sue2）以及流动性变量（illiq），样本数为9327。观测数最少的变量是对数账面市值率（ln（bm），主要是因为在构建变量时将账面市值率

41、（bm）为负的观测设为缺失值的原因。另外，我们发现对于两个意外盈余指标来说，其全样本均值都为负，说明从平均来看，意外盈余左偏。意见分歧变量（abvol）均值为正，说明从平均来看，盈余公告附近3天的日均换手率高于公告前190天（-200，-11）的日均换手率。pearson相关系数检验结果显示，公告后累计超额收益变量（10、30、60天）都与意见分歧变量负相关，并且随着持有期的延长，负相关程度逐渐加强，显著性水平逐渐提高，这一结果与待检验假设1基本吻合。 公告后累计超额收益与意外盈余的相关关系比较复杂，当使用市场衡量法度量意外盈余（sue2）时，累计超额收益与意外盈余正相关，说明存在盈余公告效应

42、，而当使用会计衡量法度量意外盈余（sue1）时，相关性检验显示两者基本呈现负相关关系。这种不同意外盈余指标下的不同相关性结果证明，中国a股市场存在吴世农等（2005）提出的框架依赖偏差特征。四、意见分歧与公告后股价飘移关系检验我们在每个会计年度，我们将所有横截面股票根据意见分歧指标（abvol）的大小构造5分位组合，计算每个意见分歧5分位组合在持有期的等加权平均累计超额收益。然后，我们再对所有会计年度意见分歧组合的累计超额收益进行加权平均，从而得到整个样本区间意见分歧5分位组合的收益，加权平均的权重为每个会计年度样本股票数量。具体的计算结果（见表2）：上页表2显示，意见分歧对冲组合收益随着持有

43、期的延长经历了一个由正到负的过程，并且显著性逐渐增强。当持有期为60天时，意见分歧对冲组合收益为-2.94%，折算成年收益率大致等于-12%， 说明意见分歧程度最高的组合与意见分歧最低组合相比，在公告后60个交易日获得的显著的低收益。这一结论与陈国进等（2007）的检验结果类似，不同的是他们选择的持有期较长（公告后30、60和90个交易日）。组合价差法直观、简便，能够较好地反映投资者意见分歧程度对公告后股价漂移的影响规模，但是这种方法存在一定缺陷，无法反映其他影响股价因素对检验结果的影响。为此，我们将通过构建回归模型的方法对组合价差法的结论进行进一步检验，回归方程构建如下：carni，t=+1

44、ln（size）i，t+2ln（bm）i，t+3momi，t+4volatilei，t+5suei，t+6abvoli，t+i，t （1）表3给出了采用会计衡量法度量意外盈余的全样本回归分析结果。我们发现不论股票持有期如何设定，回归方程在引入意见分歧变量（abvol）后，拟合优度都有所增加。以持有期为60天的回归结果为例，不包括意见分歧变量（abvol）的回归结果调整后r2为0.0591，而在引入意见分歧变量后，调整后r2达到0.0720，回归方程的拟合优度显著增加。同样的情况也出现在采用市场衡量法度量意外盈余的分析中。随着持有期的延长，累积超额收益与意见分歧的负相关程度也逐渐增加（系数绝对值

45、逐渐增加），显著性逐渐增强。这说明，盈余公告引起的公告期间意见分歧在公告后随着时间的延长而逐渐收敛。这是因为，盈余公告后经历的时间越长，关于公司未来经营的信息披露越充分，市场上投资者的意见分歧收敛程度越高，从而导致原来股价被高估的股票向其基础价值回归的程度越明显。因此，我们证明检验假设1成立。五、盈余内容对意见分歧与公告后股价飘移关系的影响为了比较好消息和坏消息条件下公告后股价漂移对意见分歧反应，我们首先基于意外盈余（sue）将所有样本进行分组。其中，将意外盈余为正（sue0）的样本作为好消息组合，而将意外盈余为负（sue0）的样本作为坏消息组合。比较好消息组和坏消息组中意见分歧组合的收益情况

46、，下页表4和表5分别给出了采用会计衡量法和市场衡量法度量意外盈余的分组结果。结果显示，无论采用何种意外盈余（sue）分类方法，意见分歧组合收益差都随着持有期的延长而逐渐降低（绝对值增大），并且显著性水平也随之逐渐上升。这一检验结果与全样本检验结果（见上页表3）一致。表4和表5的检验结果说明，意见分歧与公告后股价飘移的负相关关系在好消息组合坏消息组中分别存在，也就是说，两者之间的负相关关系并不受盈余信息内容的影响。然而，从意见分歧对公告后股价漂移的作用规模来看，意见分歧对坏消息的影响强于好消息，这一检验结果并不支持假设2。这一结果出乎我们的意料，产生这一结果的原因可能仍出在好坏消息区分标准上面，

47、我们将在今后对此进行更为深入的研究。六、流动性对意见分歧与公告后股价飘移关系的影响为了考察流动性对检验结果的影响，我们根据非流动性指标（illiq）和意见分歧（abvol）对样本进行二维顺序分组（sequential grouping）。具体分组方法为：在每个报告期，我们首先将样本股票按照投资者意见分歧程度分成3组。然后再对每个意见分歧组合按照组合中样本股票的流动性水平进行二次分组，这样我们在每个报告期就得到33个二维（意见分歧-流动性）投资组合，将每个组合中样本股票的等加权平均收益作为该组合在当前报告期的组合收益；将每个33组合的时间序列加权平均收益作为该类组合在样本期（11个会计年度）的组

48、合收益，加权平均的权重为每个报告期样本股票的数量。需要注意的是，本节分析中采用的流动性指标（illiq）是用来衡量股票非流动性水平的，该指标数值越高，说明股票的流动性越差。由于较短持有期（n=10，30）的全样本检验结果不够显著，因此我们只分析持有期为60天的情况。表6给出了基于流动性和意见分歧的二维分组结果。我们看到，在控制流动性水平后，组合收益基本上随着意见分歧水平的升高而逐渐降低，意见分歧最高组合在公告后60天累积超额收益都低于意见分歧最低组合的收益，基于意见分歧构建的对冲组合收益都为负，这与p58表3全样本检验结果相吻合，说明意见分歧与公告后股票收益的负相关关系并不因流动性水平的改变而变化。更为重要的是，随着流动性水平的降低（由左至右），对冲组合收益呈现逐渐下降的趋势（绝对值增加）。其中，流动性最低的意见分歧对冲组合收益为-3.07%，并且在1%的水平下显著，显著低于流动性最高的意见分歧组合对冲收益（-1.09%）。表6的检验结果说明，意见分歧对公告后股价漂移的作用规模随着股票流动性水平的降低而逐渐增强，从而支持了待检验假设3的结论。对于引言中提到第一种流动性作用方式而言，由于中国长期以来实行较为严格的卖空限制，在这种情况下，投资者无法通过卖空交易针对投资者意见分歧导致的错误定价进行套利交易，因此这种