时间:2019-10-25 作者:张荣武1, (1.广州大学经济与统计学院,广州510006; 作者简介:张荣武(1975—),男,湖南武冈人,教授,博士,博士后; 曾维新2 2.中国工商银行广州西华路支行,广州510170) ZHANG Rong-wu,ZENG Wei-xin
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摘要:
盈余惯性又称为盈余公告后的价格漂移,主要是指在盈余公告后,未预期盈余较高的公司在未来一段时间内的市场回报会显著地高于那些未预期盈余较低的公司。自Ball和Brown(1968)发现盈余惯性这一重要的资本市场异象以来,国内外诸多学者证实了盈余惯性的存在性。
对盈余惯性产生原因进行解释的研究可分为三类:一是基于公司风险定价角度的解释,此观点认为盈余惯性的存在主要是因为承担了额外风险、交易成本和套利成本的结果(Wurgler和Zhuravskaya,2002;Chordia和Shivakumar,2005;于李胜和王艳艳,2006;孔东民,2008);二是基于投资心理学角度的解释,此观点认为投资者某种心理因素(如过度自信、框架依赖和异质信念等)会对盈余信息反应不足,导致盈余公告后价格持续向某种方向漂移(Liang,2003;Garfinkel和Sokoin,2006;杨德明等,2007;陈国进和张贻军,2009);三是基于外部环境治理角度的解释,此观点认为媒体关注和市场化制度有助于投资者对盈余信息的解读,使盈余信息快速反映在股价中(于忠泊等,2012)。上述文献为本文研究提供了重要启发,以下三个方面仍有待商榷和完善:(1)基于公司风险定价的研究假定投资者具有同质信念,这与非完全有效资本...
盈余惯性又称为盈余公告后的价格漂移,主要是指在盈余公告后,未预期盈余较高的公司在未来一段时间内的市场回报会显著地高于那些未预期盈余较低的公司。自Ball和Brown(1968)发现盈余惯性这一重要的资本市场异象以来,国内外诸多学者证实了盈余惯性的存在性。
对盈余惯性产生原因进行解释的研究可分为三类:一是基于公司风险定价角度的解释,此观点认为盈余惯性的存在主要是因为承担了额外风险、交易成本和套利成本的结果(Wurgler和Zhuravskaya,2002;Chordia和Shivakumar,2005;于李胜和王艳艳,2006;孔东民,2008);二是基于投资心理学角度的解释,此观点认为投资者某种心理因素(如过度自信、框架依赖和异质信念等)会对盈余信息反应不足,导致盈余公告后价格持续向某种方向漂移(Liang,2003;Garfinkel和Sokoin,2006;杨德明等,2007;陈国进和张贻军,2009);三是基于外部环境治理角度的解释,此观点认为媒体关注和市场化制度有助于投资者对盈余信息的解读,使盈余信息快速反映在股价中(于忠泊等,2012)。上述文献为本文研究提供了重要启发,以下三个方面仍有待商榷和完善:(1)基于公司风险定价的研究假定投资者具有同质信念,这与非完全有效资本市场的现实不符,使得对盈余惯性现象的解释有待商榷;(2)基于投资心理学的研究侧重于考察投资者某一心理因素而没有充分考虑其他心理因素的交叉影响,且其替代指标易与流动性等指标重叠;(3)基于外部环境治理的研究没有深入分析外部环境如何作用于投资者行为进而影响盈余惯性的机理。
为此,本文拟从投资者认知风险角度来探究盈余惯性现象的产生原因和形成机制。Merton(1987)首次对
投资者认知风险进行了定义,他认为在一个不完全信息的资本市场里,投资者对公司信息进行辨识需要付出认知成本。辨识公司信息要求的认知成本越高,投资者对该类公司的熟悉程度越低,投资者的认知风险就越大。辨识公司信息要求的认知成本越低,投资者的认知风险就越低,对公司新信息的反应也越迅速,并在股价中得以体现。这有别于传统资产定价模型假定市场信息能够迅速被所有投资者获得并使用。传统资产定价模型认为投资者掌握完全信息,公司特有风险能够通过多元化投资被全部分散,因而特有风险不影响股票风险;而Merton(1987)的定价模型引入了投资者信息不完全的假定,即投资者并非同质的,使得公司特有风险无法通过多元化投资全部分散,因而特有风险对投资者认知风险具有正向调节作用。此外,Merton(1987)还提出了投资者认知风险是由异质波动率、股东人数和公司规模三个因子构成的,并发现投资者认知风险与未来预期收益率正相关。Chen等(2004)、Bodnaruk和Ostberg(2009)、赵静梅和申宇(2011)、雷光勇等(2013)、张英等(2014)对此予以了验证。陶洪亮和申宇(2011)研究发现,投资者认知风险越大,股价暴跌的风险越大,股价暴跌造成的损失也越大。投资者认知风险会引起资本市场暴涨暴跌的主要原因在于投资者由于其认知风险程度高低不同而对市场新信息的反应不同。
在我国资本市场中,公司信息披露不确定性和投资者信息不完全程度较高的现状是否影响投资者认知风险对盈余惯性的解释力需要进一步验证。因此,本文拟检验中国股市投资者认知风险对盈余惯性的影响以及在不同的信息不确定性程度下两者之间的关系。我们通过研究发现,投资者认知风险越大,盈余惯性现象就越明显。当盈余信息是好消息时,对于信息不确定性程度越高的上市公司,投资者认知风险与盈余惯性之间的正相关关系越强。此外,投资者认知风险还可以解释市场对好消息和坏消息的反应程度是不对称的。
本文研究的主要贡献:(1)从投资者认知风险角度解释了盈余惯性产生的原因,进一步丰富和拓展了盈余惯性的形成机制;(2)从信息不确定性角度进一步探讨了投资者认知风险与盈余惯性的关系,有助于更好地解释盈余惯性。
Merton(1987)认为在不完全信息市场中,投资者搜集、处理股票的相关信息需要付出认知成本,认知成本越高,投资者认知风险就越大,这就要求股票有更高的溢价水平作为认知风险的补偿,投资者才愿意参与市场;相反,股票认知成本越低,投资者认知风险越小,越容易对该股票的新信息作出反应。赵静梅和申宇(2011)发现认知风险每增加1%,股票预期收益增加0.04%,认知风险与股票未来收益正相关。陶洪亮和申宇(2011)认为,当股票受到负面消息冲击时,潜在投资者因预期收益不能补偿认知风险而不愿意接盘,导致卖盘供给远远超过买盘需求,出现短期内暴跌现象。因此,认知风险越大,投资者要求股票溢价水平作为认知风险的补偿也越高,当盈余公告信息发布后,潜在投资者并不会轻易参与股市,从而影响投资者的投资决策和投资行为,导致股价对盈余信息反应滞后。随着时间的推移,知情者交易行为使得盈余信息被市场反应,隐藏在背后的真实信息逐渐释放出来并反映在股价中,此时潜在投资者会调整对股价的预期,高估或者低估未来预期价格,导致投资者纷纷参与或者退出市场交易,使得股价持续上涨或者下跌。此外,投资者还可能受到过度自信因素影响会放大未来市场预期反应,使股价按照原来方向继续漂移。相反,上市公司盈余信息质量越好,就越能减少投资者认知成本,降低投资者认知风险,投资者需要弥补认知风险的溢价自然也会降低,使他们越容易参与到股票市场中,导致盈余信息能够快速反映在股价上。由此可见,投资者认知风险越大,需要补偿风险的预期价格越高,短期内投资者未预期盈余的市场反应越小,市场对盈余公告信息的调整期就越长,因而在较长时期内盈余惯性现象越显著。于是提出假设1:
H1:在其他条件不变的情况下,投资者认知风险越大,在短期内会降低市场对盈余信息的反应程度,在长期内盈余惯性现象越明显。
H2:当盈余信息是好消息时,投资者认知风险对盈余惯性的正向影响程度会明显强于盈余坏消息。
陶洪亮和申宇(2011)以可操纵性应计项目代表信息不确定性,发现信息不确定性与投资者认知风险显著正相关,他们认为企业信息不确定性越大,会额外隐藏更多的公司不利信息,增加投资者对公司的认知成本,投资者认知风险也就越高。本文拟从信息不确定性角度研究投资者认知风险对盈余惯性的影响。当盈余公告发布好消息时,信息不确定性越大的企业,管理者利用会计手段放大利好消息,隐藏的不利信息就越多,投资者认知风险也就越大。一旦知情者私人信息被市场反应,正如Leuz和Verechia(2000)认为信息不确定性引致风险溢价,即潜在投资者有理由相信未来股价预期比现在还高,且远大于认知风险补偿,使得潜在投资者纷纷进入市场,股价升高。这时,好消息被企业放大、知情者私人信息被市场反应,使得股价偏离其基本价值要明显高于信息不确定性小的企业。由此可见,在盈余好消息出现时,信息不确定性程度越高,投资者认知风险会加大对盈余惯性的影响程度。当盈余公告发布坏消息时,信息不确定性越大的企业,隐藏坏消息就越多,投资者认知风险也就越大,潜在投资者需要弥补的风险溢价就越高。当知情者私人信息被市场所反应使得股价下跌时,潜在投资者认为未来预期股价会低于实际股价,从而不愿意接盘,隐藏的坏消息很快被市场释放出来,使股价持续下跌。相反,信息不确定性越小的企业,管理者对坏消息的盈余管理比较少,隐藏坏消息自然比较少,知情者拥有私人信息与潜在投资者所掌握信息差异并不大,使得潜在投资者能够对股价进行合理预期,以致知情者在抛售股票时股价下跌幅度有限。可见,在盈余坏消息出现时,信息不确定性程度越高,投资者认知风险同样会加大对盈余惯性的影响。于是提出假设3:
H3:在其他条件不变的情况下,信息不确定性程度越高的上市公司,投资者认知风险与盈余惯性之间的正相关关系越强。
(一)样本选取与数据来源
本文选取2003年1月1日至2012年12月31日我国沪深两市所有A股上市公司的日度和月度交易数据以及上市公司半年度、年度财务报告数据进行研究。此外,为了满足研究的需要,需剔除以下数据:(1)由于需要滞后一期的数据,剔除上市不满两年的公司;(2)剔除财务数据缺失、明显错误以及年报没有公布相关数据的样本;(3)鉴于金融行业的特殊性,将银行等金融行业的公司剔除在外;(4)剔除极端值,对变量低于1%和高于99%分位数的极端值进行缩尾处理;(5)剔除ST、*ST和盈余公告前后股票收益率不全的公司。根据上述筛选标准,最终得到符合条件的样本12 365个。本文财务数据来源于CSMAR数据库,使用STATA软件进行实证分析。
(二)相关度量指标的选择和计算
1.收益率
2.投资者认知风险
本文参照Merton(1987)提出的公司规模、异质波动率和股东人数三个维度来构建投资者认知风险(IR)。计算公式如下:
3.信息不确定性
Hutton等(2009)发现,当公司的操纵性应计项目波动很大时,公司更有可能进行盈余操纵,从而使公司信息不确定性更高。本文参考Hutton等(2009)的做法,采用修正琼斯模型的操纵性应计项目的三年累积绝对量(Opaque)来衡量信息不确定性,Opaque越大,信息不确定性程度越高。其中,DA表示公司的操纵性应计项目,通过以下修正琼斯模型估计得到。首先对式(3)进行分行业分年度回归,然后将估计出来的系数代入式(4),得到操纵性应计项目DA。
其中,TA为总应计项目,等于营业利润减去经营活动产生的现金净流量;A为总资产;Sale为销售收入变化量;REC为应收账款变化量;PPE为固定资产原值。
4.未预期盈余
本文采用我国学者常用的会计衡量法来计算未预期盈余。参照吴世农和吴超鹏(2005)的研究,根据不存在漂移的随机游走模型估计未预期盈余(UE)和标准化未预期盈余(SUE)。具体计算公式为:
5.异质信念
本文模型中各变量的定义及解释说明如表1所示。
(三)研究方法和模型设计
本文采用投资组合分析方法和多元回归方法来研究投资者认知风险对盈余惯性的影响,以及基于信息不确定性视角进一步挖掘该影响产生的根源。
首先,运用投资组合分析方法检验不同信息不确定性程度下投资者认知风险对盈余惯性的影响。将每个报告期的样本分别按标准化未预期盈余、投资者认知风险和信息不确定性平均分为五分位数组合,将组合中股票的加权平均收益率作为该组合当期的收益率。计算每个报告期的加权平均收益作为该组合在样本期内的收益,权重为每个报告期样本股票的数量。
其次,运用面板多元回归方法进一步检验研究假设。针对H1和H2,本文构建模型(9)来考察投资者认知风险对盈余惯性的影响以及股票市场对好消息和坏消息的反应程度是否对称。
针对H3,在模型(9)的基础上,增加了SUE(UE)×Opaque×IR以便考察不同信息不确定性程度下投资者认知风险对盈余惯性的影响。构建模型(10)如下:
(一)描述性统计分析
针对主要回归变量,本文先对全样本作描述性统计,结果如表2所示。
从表2可以看出,随着窗口期的增加,BHAR的最小值呈逐渐下降趋势,最大值呈逐渐上升趋势。这初步表明我国资本市场存在盈余公告后价格漂移现象。
(二)投资组合分析
本文首先通过投资组合分析方法检验H1。从表3可以看出,在盈余公告后(0,3)窗口中,随着未预期盈余SUE组合的增大,连续持有超额收益BHAR3也不断增大。高低组差异为0.0237,均值差异T值检验结果为13.320,在1%的水平上显著不为0,表明我国上市公司在盈余公告后存在明显的价格漂移现象。此外,随着投资者认知风险IR组合的增大,连续持有超额收益BHAR3也有所增加,但高低组差异为0.0075,上升幅度明显不如未预期盈余组合的影响。此外,随着信息不确定性Opaque组合的增大,连续持有超额收益BHAR3并没有显示出较强的规律性。
对于长窗口(0,30)和(0,60),其结果大致与前面一致。不同的是,随着SUE组合和IR组合的增大,BHAR30和BHAR60也不断增大,且IR高低组差异分别为0.0172和0.0265,明显大于短窗口的差异。由此可见,在长期内,投资者认知风险与盈余惯性具有显著正相关关系,这印证了H1。此外,BHAR60随着Opaque组合增大而增大,说明长期来看,信息不确定性与连续持有超额收益正相关。
(三)多元回归分析
1.投资者认知风险对盈余惯性影响的实证检验
为了更好地检验H1,本文运用面板数据进行多元回归分析,如表4所示。在进行面板数据回归之前,我们还需要利用Hausman检验方法确定是选择随机效应模型还是固定效应模型。鉴于本文实证模型较多,具体选择哪一类模型在实证结果表格底部的“注”标明。由表4可知,在控制了投资者异质信念因素以后,除了列(1)、(3)的SUE×IR的系数不显著之外,其他SUE×IR或者UE×IR的系数都显著为正,说明我国股市在长短窗口内投资者认知风险与盈余惯性显著正相关,且随着窗口的增大,SUE(UE)×IR的系数值也在增加。可见,投资者认知风险是影响盈余惯性的重要因素。此外,SUE(UE)×TO的系数都显著为正。然而,根据本文假设,对短窗口而言,SUE(UE)×IR系数预期符号应该为负,这与实证结果全部为正不大相符。之所以出现这种情况,很可能源于盈余公告之前的业绩预告或者消息提前泄露,使得盈余信息过早被市场反应。但总体而言,表4结果与本文H1基本一致。
为了检验H2,我们将继续采用模型(9)进行多元回归分析,并按照标准化未预期盈余的正负将样本分为好消息组合和坏消息组合,结果如表5和表6所示。
露有关。
2.不同信息不确定性程度下,投资者认知风险对盈余惯性影响的实证检验
由表8可知,在坏消息组合中,列(1)、(3)和(5)中的SUE(UE)×Opaque×IR交乘项系数显著为负,其余都不显著。说明无论长窗口还是短窗口,信息不确定性越大的企业,投资者认知风险对盈余惯性的影响反而越小,这与本文的H3相反。这主要是因为我国证监会要求上市公司提前发布业绩快报,同时存在相关人员泄露内幕消息的可能,导致对坏消息特别敏感的投资者提前对股票作出预期,使得盈余坏消息在公告前已经反映在股价上。此外,当出现坏消息时,信息不确定性越大的公司,投资者对股票看空就越严重,股价下跌也就越快。
为了检验实证研究结论的可靠性,本文采用两种方法进行了稳健性检验。鉴于文章篇幅,检验结果不再报告。
前发布业绩快报并预测有关信息,同时我国资本市场还不够完善,内部信息有提早泄露的现象。因此,本文在原有基础上,把连续持有超额收益的时间窗口改为提前七个交易日(—7,7)和三个交易日(—3,3),考察其结果是否与前文结论相同。
(2)鉴于盈余信息发布后市场走势会对回归结果产生一定影响,本文在模型(9)中再引入一个虚拟变量D来代表盈余信息发布后的市场走势,当统计期内市场处于上升期,则综合A股指数收益为正值,此时D=1。当统计期内市场处于下降期,则综合A股指数收益为负值,此时D=0。由此构建回归模型(11)如下:
两种稳健性检验的结果与前文实证结果基本一致,进一步佐证了本文实证研究结论的可靠性。
本文研究了投资者认知风险对盈余惯性的影响并基于信息不确定性视角进一步挖掘产生这种影响的根源。在控制投资者心理因素后,选取横跨十年的沪深两市所有A股上市公司为研究对象,通过三个维度构造投资者认知风险的替代变量,运用投资组合分析和多元回归方法,检验中国股市投资者认知风险对盈余惯性的影响以及在不同信息不确定性程度下两者的关系。研究发现:(1)投资者认知风险与盈余惯性显著正相关;(2)当盈余公告发布好消息时,投资者认知风险对盈余惯性正向影响会明显大于发布坏消息时;(3)当盈余公告发布好消息时,信息不确定性越大的企业,其投资者认知风险对盈余惯性的正向作用越显著。此外,对于信息不确定性越小的企业,坏消息组合的投资者认知风险对盈余惯性影响却更加显著,这个结论与研究假设不符,这很可能与我国上市公司提前发布业绩快报和可能存在公司内幕消息泄露有关。
以上结论表明,在控制投资者心理因素后,投资者认知风险和公司信息不确定性会对盈余惯性产生显著影响。为此,本文提出以下三点建议:(1)监管部门应建立完善的公司信息披露机制,促进上市公司适时充分披露信息,使投资者能通过多元化渠道以较低成本获得更多决策有用信息,降低投资者认知风险。(2)增进媒体的公信力,通过媒体关注和舆论监督促进公司改进信息披露质量。(3)改善投资者结构,加强投资者教育,引导投资者形成科学合理的价值投资理念与意识,降低投资者意见分歧程度。
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