上市公司立案公告的市场反应及其含义，本文主要内容关键词为：上市公司论文,含义论文,公告论文,市场论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
作为证券相关法规的执行者，证券市场的监管者在投资者保护中扮演重要角色(La Porta et al.，2000、2002)。为了判定执法行为的监管效果(Feroz et al.，1991；Chen et al.，2005)或执法过程的信息传递作用(Nourayi，1994)，学术研究通常关注涉案公司在执法宣告时窗的股价反应。不过，以往关于中国证券监管机构执法行为的学术研究基本上都只关注其对市场违规者的处罚及其后果。例如，伍利娜和高强(2002)发现在证监会处罚公告(含交易所谴责公告)前后各十天，涉案公司股价的累计超额收益率平均为-1.18%。Chen et al.(2005)以中国证监会处罚公告(含交易所谴责公告)作为事件原点分析了监管执法对股东财富的影响，他们发现在[-2，+2]的时窗内，受证监会处罚公司的累计超额收益率达到-1%至-2%。Firth et al.(2009)进一步区分了受证监会处罚的公司和受交易所谴责的公司，并发现对于受证监会处罚的公司，处罚公告日前后[-1，+1]的时间窗口涉案公司股价的累计超额收益率约为-2%。综合上述针对中国市场的研究可以看到，处罚公告给涉案公司股东带来的财富损失大多在负的1%～2%左右。这样的投资者损失虽然在统计意义上是显著的，但就幅度而言并不大(特别是与国际文献所发现的美国公司违规行为引发的市场负反应程度相比①)，可能令资本市场参与者认为我国上市公司违反法规行为的后果较为有限。 然而，证监会的执法是由一系列前后承启的程序构成的，处罚公告只是这个程序中的最后一项。在此之前有一个重要的时点是证监会的立案调查公告。因此，现有的相关文献存在着明显的“重处罚，轻立案”现象。Chen et al.(2005)虽然意识到这一点，但他们指出，在他们的样本期间(1999～2003年)，立案调查公告的日期通常并不披露。相应地，如果仅关注监管机构的正式处罚事件，可能会低估上市公司违反法规行为给股东带来的财富损失，②进而可能影响将来投资者索赔的效果。更为重要的是，如果明显低估了上市公司违反法规行为给投资者带来的损失，那么就难以对其他的或未来的上市公司违反法规行为起到相对充分的威慑、警示和遏制作用，从而不利于更长远的投资者保护。 另一方面，我们注意到，立案公告与处罚公告在披露的信息精准性上存在明显差异。处罚公告一般都会公布上市公司违反法规的详细细节以及处罚的具体措施③，而在立案公告中，公告的信息较为笼统和模糊，通常仅涉及定性的(潜在)上市公司违反法规行为。以下列示了一则典型的立案调查公告： “公司于2005年6月7日接到中国证券监督管理委员会湖南监管局通知，因公司涉嫌虚假信息披露等违反证券法律法规的行为，决定自2005年6月7日起对公司立案稽查。”(000430，2005年6月8日公告) 给定同一家上市公司，我们可以发现，立案公告的核心信息是该公司可能存在违反(证券)法规行为，这是一则定性信息，投资者尚不清楚该公司可能存在的具体违反法规行为、具体手段以及具体违反法规程度；而处罚公告则在立案公告的定性信息基础上，额外增加了三类信息：(1)对之前的涉嫌违反法规行为予以了确认；(2)向信息使用人提供了相对具体的违反法规行为、手段以及违反法规程度等信息；(3)告知了监管机构的处罚措施。 相应地，以往文献所记录的处罚公告事件附近的市场反应(或投资者损失)主要是对处罚公告中的三类新增信息的综合反应，其幅度为-2%左右。通过关注立案公告事件附近的市场反应，则可以使我们相对准确地估计出投资者对上市公司违反法规行为这样一种抽象和定性事件本身的反应幅度。 为此，本文以中国证券市场2002年至2011年共计10年间发生的证监会立案调查样本，分析立案公告附近的市场反应(投资者损失)。我们的研究发现，涉案公司在立案公告附近[0，+1]时窗内的累计超额股票回报平均在-6%左右，远高于处罚公告附近[0，+1]时窗的-2%左右的水平。这表明仅关注处罚公告附近的市场反应明显低估了上市公司违反法规行为导致的投资者损失。 本文随后各部分安排如下：第二部分回顾证券监管执法市场反应领域的研究文献；第三部分说明本文的研究设计；第四部分列示研究结果；第五部分进一步讨论了本文证据对我国证券市场虚假陈述的民事诉讼制度的含义；第六部分总结全文。 二、研究背景与问题 (一)基于美国市场的研究 西方主流文献在分析证券监管机构执法事件时，大多以美国证券交易委员会(SEC)的执法行为作为研究对象。美国SEC针对企业涉及的会计或审计问题发布《会计与审计执行公告》(AAERs)。AAERs的涉案公司通常是因为错报(特别是高估)会计盈余。Feroz et al.(1991)分析了SEC在1982年4月至1989年4月发布的共计224份AAERs的市场反应，其中58起被SEC立案调查公告在[-1，0]的时间窗口的累计超额收益率达到-7.5%，而调查结果公告时窗的股价未发生显著变化。 Nourayi(1994)以1977～1984纽交所和美交所89家被美国SEC诉讼的公司为样本，分析诉讼信息公告时投资者的反应。他发现如果在SEC公告公司违规之前，财经媒体提前发布消息，那么涉案公司会有更大的负向收益，达到-1.883%，而SEC最先公告的样本组的平均超额收益为-0.091%。 Dechow et al.(1996)也同样分析了AAERs样本的市场反应。她们发现，在公司被认为存在操纵盈余的信息公告的长时窗[-120，+120]中，公司股票的累计超额收益率高达-50%。涉案公司股票的买卖价差也出现大幅度上升。这表明，会计违规对股东财富有巨大的负向影响。值得注意的是，Dechow et al.(1996)的研究中有三个重要的时点：一是公司首次被公开披露高估盈余的日期；二是SEC开始调查的日期；三是AAERs公开发布的日期。她们将第一类日期作为事件研究的原点。 Miller(2006)对AAERs的事件研究同样以媒体报道日作为事件原点。他发现在媒体披露日，涉案公司的单日市场调整收益率的均值是-6.3%，中值是-2.9%。 Karpoff et al.(2008)则更为详尽地描绘了SEC调查上市公司的过程。他们把SEC执法过程分解为：事件触发日、非正式问讯日、正式调查日以及处罚日等诸多时间点。他们发现，虽然监管机构通过法律途径对违规公司的处罚金额平均只有2350万美元，但体现在资本市场的声誉损失(用累计超额收益率来度量)则高达7.5倍。在事件触发日，涉案公司的超额报酬率均值为-25.24%，调查日为-14.41%，而在处罚日的超额收益率为-6.56%。可以发现，市场对越早的信息反应越强烈。 (二)基于中国市场的研究以及潜在问题 从上述对美国市场的研究回顾可以看到，要更准确研判上市公司违反法规给投资者带来的损失，需要在事件研究中对诸多重要时点进行完整分析。然而，迄今关于中国市场证券执法的市场反应文献基本上都仅关注了监管机构的正式处罚事件。 伍利娜和高强(2002)分析了股票市场对1999～2000年中国证监会以及深交所和上交所处罚公告的反应。她们发现在证监会和交易所处罚公告前后各十天，涉案公司股价的累计超额收益率平均为-1.18%。 Chen et al.(2005)的样本覆盖1999～2003年中国证监会和上海、深圳两个交易所共计169家公司(其中被中国证监会处罚的公司观测为49例)。他们发现在[-2，+2]的时窗内，涉案公司的累计超额收益率达到-1%至-2%。④他们认为中国证券市场监管机构不是“无牙的老虎”，而是能够切实起到监管作用。 此外，Sun and Zhang(2006)以1990～2002年“一会两所”的被处罚公司作为研究对象，发现在处罚公告窗口涉案公司的CAR平均为-1.4%。 上述研究都把中国证监会的处罚与交易所的处罚混在一起考察。而事实上，证监会的处罚在性质上有别于交易所的处罚，前者为行政性处罚，后者则为非行政性处罚(属于行业性惩戒)，因此前者的处罚严重程度通常高于后者。此外，两类处罚的下发和传播方式也有差异(Firth et al.，2009)。Firth et al.(2009)在区分了中国证监会处罚与交易所处罚后发现，对于中国证监会的处罚，处罚公告日前后[-1，+1]的时间窗口涉案公司股价的累计超额收益率为-2%；而对于交易所的处罚，在处罚公告日前后[-1，+1]的时间窗口涉案公司股价的累计超额收益率介于-1.9%至-1.6%之间。从表面上看，中国证监会的行政性处罚产生的市场反应与交易所的非行政性处罚的市场反应十分接近，从而容易使得市场参与者认为，中国资本市场中的上市公司从事违反证券法规的行为，投资者似乎并不会产生特别负面的反应。 但值得注意的是，对于中国证监会的处罚事件，通常涉及正式的行政监管程序和较长时间的监管调查，因此在处罚公告之前还存在着一个重要事件，即立案调查。⑤尽管在早期的资本市场中较少能看到立案调查的公开披露，但我们的确能观察到在近年来的监管实践中，有相当一批公司在接受监管机构立案调查后不久便发布了立案公告。相应地，如果忽略了对立案公告事件附近市场反应的考察，很可能无法充分揭示近年来上市公司违反法规行为引发的投资者损失。为了考察立案公告事件附近的市场反应，本研究主要关注来自中国证监会的行政监管，而不涉及证券交易所的非行政性调查和谴责。 三、研究设计 (一)样本选取与构成 我们在万得数据库、国泰安数据库以及色诺芬数据库中选取截至2011年12月31日各数据库所有的违法违规及处罚数据，以便较为系统地搜索和识别其中的立案调查信息。我们发现，中国证券市场中的立案调查公告自2002年度开始较多出现，其中在2002年当年便出现13例。而在2001年，我们仅识别出两例涉及立案调查的公告，且这两例公告中同时公布了监管机构已查实的一些违规信息，即存在其他干扰信息。为此，我们未纳入这两例观测，并将2002年作为我们的样本起始年度。截至2011年底，我们共识别出232例立案公告。 表1列示了我们对初始观测的筛选过程。首先我们注意到，部分公司在首次公告立案调查信息后(正式调查结果公告前)，可能会间隔较短时间便再次发布立案调查信息。对于这样的情形，我们仅保留该公司首次披露的立案公告。也有少数公司在我们的观察期内存在多次立案、多次处罚的情形。此时，如果经确定公司的再次立案公告是在上一次处罚之后发布的，则识别为不同的立案调查事件保留在样本中。经过上述筛选程序，我们剔除了15例立案公告观测。 其次，我们观察到有57例观测在立案公告日无股票交易数据。为尽可能避免公告日与随后最近的股票交易日之间可能存在其他公告事件的干扰，我们将这些观测予以剔除。 此外，在剩余的160例立案公告观测中，我们要求每个观测在采用市场模型估计股票超常回报时，自t=-31起至少具有120个交易日数据。有3例观测未符合此条件。最终，我们采用157例剩余观测作为研究样本。
表2组A列示了立案公告样本观测的年度分布。在样本期间，观测最少的为2011年(5例)，最多的为2005年(37例)。组B则列示了立案公告样本观测的行业分布。在各行业中，除制造业具有最多的观测(占53.5%)外，信息技术业、农、林、牧、渔业以及综合类行业的立案观测均占到5%以上的观测。
(二)市场反应(投资者损失)的度量 我们将立案公告日(t=0)附近若干个交易日的累计超额股票回报作为立案事件市场反应(或投资者损失)的度量。根据以往文献(Chen et al.，2005)，我们采用风险调整超额收益率法度量涉案公司在立案公告日附近的超额收益率和累计超额收益率。 首先估计每日的股票超常回报，估计期为[-230，-31]。对于不足200个交易日数据的观测，我们要求至少有120个交易日数据。市场模型如下：
其中，
分别是股票i和市场证券投资组合在t期的回报(均考虑现金股利投资)。市场证券投资组合的回报为基于市场内股票等权计算的回报。
四、研究结果 (一)立案公告日附近的市场反应 表3展示了立案公告日附近的市场反应。表3组A和组B显示，在立案公告日附近，市场(负)反应主要发生在公告当日以及公告日后第一个交易日。 首先，立案公告日当日(t=0)的AR均值为-3.83%，单样本t检验显示显著为负(p＜0.001)；样本公司中有86.6%的观测具有负的AR。 其次，立案公告日后第一个交易日(t=1)的AR均值为-1.20%，单样本t检验显示显著为负(p＜0.001)；样本公司中有68.8%的观测具有负的AR。 此外，在立案公告日附近的其他各交易日(包括t=-3、-2、-1、2、3)，我们均未检测到5%水平上显著的市场负反应。 由于立案公告日附近的市场负反应主要发生在t=0和t=1两个交易日，我们计算[0，+1]时窗内的累计超额股票回报
，以度量立案公告日附近的总体市场反应。组C显示，
均值为-5.48%，单样本t检验显示显著为负(p＜0.001)；样本公司中有87.9%的观测具有负的累计超额股票回报。
(二)立案公告日附近的市场反应幅度：与处罚公告的对比 以往研究发现，中国上市公司遭受监管机构处罚时，通常遭受-2%左右的市场反应(如Chen et al.，2005；Firth et al.，2009)。与此相对照，表3组C显示上市公司受到立案调查时平均遭受约-5.5%的市场反应。为了提供更加严格的对比，我们通过阅读处罚公告原文提及的立案调查日期，在样本中共识别出50例立案公告存在着明确对应的处罚公告(且同时可通过市场模型和要求的至少120个交易日数据估计出处罚公告日附近的市场反应)。未列表的统计显示，对于这50例公司，立案公告日与处罚公告日之间的平均(中位数)间隔为734(715)天，即2年左右。表4对比了立案公告日与处罚公告日附近的市场反应。 表4显示，对于存在对应处罚公告的50例立案公告，在立案公告日附近的市场反应为-6.42%(p＜0.001)，而在对应的处罚公告日附近的市场反应则为-2.02%(p=0.034)。相应地，本文样本公司所受行政处罚的市场负反应幅度与以往文献(Chen et al.，2005；Firth et al.，2009)记录的幅度基本一致。同时，匹配样本t检验以及Wilcoxon秩和检验均显示，立案公告日附近的市场负反应显著强于处罚公告日附近的市场负反应(p＜0.001)。 表4的证据意味着，尽管以往文献发现的上市公司处罚公告产生了显著的市场负反应，但更早发生的立案调查事件已经产生过更加强烈的市场负反应。换言之，上市公司的违反法规行为在立案调查阶段就已经导致了重大的投资者损失，而在正式处罚阶段引发的投资者损失已经比较有限。
(三)对立案公告日附近市场反应截面差异的初步解释 与以往针对监管处罚公告的市场反应研究不同，我们考察的立案调查公告通常并不披露虚假陈述的性质、涉及事项与具体金额。因此在尝试解释立案公告市场反应的公司间差异时，我们探索性地考察了公司最近会计年度的财务信息质量特征(比如盈余管理幅度、审计意见类型)的潜在影响。我们预期，当信息使用人在无法获知具体的虚假陈述信息时，可能会在一定程度上利用公司此前披露的会计信息，且会计信息质量越低时，投资者越可能做出负面的反应，即：立案调查公告发布附近的市场反应与公司最近披露的会计信息质量负相关。 我们设计以下OLS回归模型：
模型1的因变量为立案公告日附近的市场反应CAR。我们选取公司立案公告前最近年度的可操控应计额(绝对值)和审计意见两个变量作为会计信息质量的替代变量。其中可操控应计额基于分年度、分行业的修正琼斯模型在上市公司总体中进行截面估计(年度—行业组合观测不少于8个)，再取绝对值得到ABSDA。设置虚拟变量MOD，取1时表示非标准审计意见，取0时表示标准无保留审计意见。当ABSDA越大或MOD取1时，我们认为公司在立案调查前的会计信息质量越低，从而可能伴随越低的CAR。 关于控制变量，我们纳入了公司的资产规模(LTA=立案公告前最近年度期末资产总额取自然对数)、财务杠杆(LEV=负债总额/资产总额)、账面业绩(ROA=净利润/资产总额)、主审会计师事务所规模(BIGAUD=1表示主审事务所为四大或按上市客户资产规模排名前十的内资所，0为其他)以及控股股东性质(SOE=1表示政府或国有企业为控股股东，0为其他)。此外我们还设置了DETAIL，以控制立案调查公告内容的细节程度差异。通过逐份阅读立案公告，我们识别出23份公告提及了相对具体的违规事由(比如因为没有及时公布年报而展开调查、涉及内部人交易自家股票)，而其余公告均未涉及具体违规细节，只是笼统提到涉及违反证券法律法规或涉嫌虚假陈述。相应地，我们将披露了相对具体的违反法规情节和调查事由的23例观测设置为DETAIL=1，其余观测设置为DETAIL=0。最后我们纳入了年度和行业虚拟变量。由于样本规模较小，各个年度和行业细分观测更少，我们设置POST07(取1时表示2007年及之后各年度，取0为其他)和MANUF(取1时表示制造业观测，取0为其他)，以控制新会计准则实施前后对会计信息可能产生的影响，以及制造业公司与其他行业观测的潜在差异。 由于少数观测的部分自变量取值缺失，模型1的有效分析观测为152例。未列报的描述性统计显示，79例(52%)观测在立案公告前最近年度收到了非标准审计意见，56例(36.8%)观测由大规模事务所审计，68例(44.7%)观测受政府或国有企业控股。表5列示了模型1的回归结果。结果显示，ABSDA的系数显著为负(t统计量=-2.65，p＜0.01)，意味着当公司在立案公告前最近年度的盈余管理幅度越高时，公司在立案公告日附近的市场反应越负面，另一项会计信息质量的替代变量MOD的系数也为负(p=0.121)。在控制变量中，ROA的系数显著为负，意味着公司在立案公告前最近年度的账面业绩越高，立案公告日附近的市场反应越负面。此外，DETAIL的系数与零无显著差异，这意味着我们在立案公告日附近观察到的重大市场负反应并不受那些相对具体的违规信息所主导。总体而言，表5的结果符合我们的推断，即投资者在面临模糊信息的情况下，有可能依据被立案公司此前的会计信息质量进行投资决策。
注：***表示0.01的显著性水平(双尾)。变量界定：CAR=立案公告日附近[0，+1]时窗的累计平均超常回报。ABSDA=可操控应计额的绝对值，其中可操控应计额基于分年度、分行业的修正琼斯模型在上市公司总体中进行截面估计得到。MOD=1，表示非标准审计意见；0，表示标准无保留审计意见。LTA=立案公告前最近年度期末资产总额取自然对数。LEV=负债总额/资产总额。ROA=净利润/资产总额。BIGAUD=1，表示主审事务所为四大或按上市客户资产规模排名前十的内资所；0，其他。SOE=1，表示政府或国有企业为控股股东；0，其他。DETAIL=1，表示披露了相对具体的违反法规情节和调查事由；0，其他。POST07=1，表示2007年及之后各年度；0，其他。MANUF=1，表示制造业观测；0，其他。 (四)稳健性测试 此前，市场证券投资组合的回报为基于市场内股票等权计算的回报。在稳健性测试中，我们采用按照公司流通股市值加权计算或公司总市值加权计算的市场证券投资组合回报。未列报的结果显示其他处理方式不改变本文的主要结论。 除了风险调整超额收益率法，我们还采用市场调整超额收益率法度量涉案公司在立案公告日(以及处罚公告日)附近的超额收益率和累计超额收益率。根据市场调整超额收益率法，我们直接将某交易日的市场组合回报
作为公司正常收益，用
作为超额收益率的度量。这种方法相对简单，在Chen et al.(2005)、Firth et al.(2009)以及Karpoff et al.(2008)中都有应用，尤其是Karpoff et al.(2008)仅使用这种方法度量超额收益率。未列报的结果显示，使用这种方法不改变本文的主要结论。 五、进一步的讨论 本部分进一步讨论我们的证据对我国证券市场虚假陈述行为的民事诉讼制度的含义。2003年1月9日，最高人民法院颁布了《关于审理证券市场因虚假陈述引发的民事赔偿案件的若干规定》(以下简称《规定》)。《规定》第四部分“虚假陈述的认定”规范了如何认定虚假陈述与损害结果之间是否存在因果关系。根据《规定》第十八条，“投资人具有以下情形的，人民法院应当认定虚假陈述与损害结果之间存在因果关系：(1)投资人所投资的是与虚假陈述直接关联的证券；(2)投资人在虚假陈述实施日及以后，至揭露日或者更正日之前买入该证券；(3)投资人在虚假陈述揭露日或者更正日及以后，因卖出该证券发生亏损，或者因持续持有该证券而产生亏损。” 相应地，如何界定虚假陈述揭露日是十分关键的问题。根据《规定》第二十条，虚假陈述揭露日是指“虚假陈述在全国范围发行或者播放的报刊、电台、电视台等媒体上，首次被公开揭露之日”。然而在我国的司法实践中，“各地法院对个案中揭露日的认定方法存在差异，原因在于最高人民法院在《若干规定》的司法解释没有阐明如何具体确定虚假陈述揭露日的方法，造成实践中法院判决差异巨大，存在就相似问题作出完全相反的认定”(莫涛，2011)。特别地，当监管机构由于上市公司涉嫌违反证券法律法规(比如涉嫌虚假陈述)进行立案、且公司予以公告时，该公告日是否应当视同“虚假陈述揭露日”便可能产生争议⑥。 图1组A图示了虚假陈述实施日、立案调查公告日与监管机构正式处罚公告日之间的时间线，以及在监管立案或处罚公告前后发生的较为典型的投资亏损情形。该图中，假设两位投资者A和B均在一家公司虚假陈述实施日后、立案公告日前买入该公司股票，投资者A在立案公告日后卖出该公司股票并遭受亏损，投资者B则在正式处罚公告日后卖出该公司股票并遭受亏损。 组B图示了将传统的监管机构正式处罚公告日作为“虚假陈述揭露日”时的情形。由于立案公告日从法律形式上并不代表监管机构对上市公司虚假陈述行为的正式确认和处罚，因此将立案公告日不作为“虚假陈述揭露日”或投资者明知虚假陈述存在的情形，在法律形式上似乎没有问题。但此时，由于上述投资者的卖出行为发生在虚假陈述揭露日之前，因此不存在《规定》第十八条第三项所述的在虚假陈述揭露日之后卖出证券或持有证券而产生的亏损，所以虚假陈述与损害结果之间的因果关系将受到挑战。 组C则图示了将立案调查公告日作为“虚假陈述揭露日”时的情形。根据本文的证据，立案公告事件已经使得市场投资者重新调整了其对所投资公司的预期，并产生了足够重大的负面反应，且负反应程度已远远超过了监管机构处罚公告附近的市场负反应，这意味着：(1)投资者应当能够意识到公司的虚假陈述行为很可能存在。(2)投资者在立案公告日附近遭受了重大的损失。(3)该重大损失可以合理认为是由于立案调查公告披露的公司涉嫌违反证券法律法规行为之信息导致的，因此潜在的虚假陈述行为与立案公告日附近的投资者损失之间体现出因果关系⑦。因此该情形存在经验证据的支持。另外，该情形也存在于我国的司法实践中(如莫涛[2011]讨论的案例)。在该情形下，将存在《规定》第十八条第三项所述的在虚假陈述揭露日之后卖出证券或持有证券而产生的亏损。但是由于虚假陈述行为给投资者带来的损失应当从虚假陈述实施日开始，直至虚假陈述揭露日(郭峰，2003)，于是大量以正式处罚公告为准、并在正式处罚公告日后卖出股票并发生亏损的投资者，其遭受的、立案公告日至正式处罚公告日之间的亏损可能存在被不予认定的可能，因为在这种情形下立案公告日已经被作为了虚假陈述揭露日，而立案公告日与正式处罚公告日之间往往存在较长的时间间隔(此前的统计显示平均间隔为2年左右)，通常超过了揭露日后的“合理期间”的范围，不利于对因果关系的界定。⑧上述讨论意味着立案公告事件的存在可能对我国证券市场虚假陈述行为的民事诉讼赔偿产生两难，我国资本市场的立法者有必要考虑对立案公告是否可作为“虚假陈述揭露日”或投资者明知虚假陈述存在的情形予以更加明确的规定，从而在认定上市公司虚假陈述与损害结果之间是否存在因果关系时能够形成更加完善和公平的社会效果。
图1 “虚假陈述揭露日”在不同虚假陈述事件日之间的选择 同时，立案公告伴随的重大市场负反应也意味着监管机构在决定是否对上市公司进行立案和(现场或非现场)调查时有必要十分慎重，特别是在不同公司之间尽可能保持相同的立案标准和调查程序，此外也有必要对立案调查的公告制度予以更加明确的规定。 本文对中国资本市场监管领域的学术文献和实务具有以下三方面的拓展和含义： 首先，我们在以往文献基础上进一步评价了上市公司违反法规行为给投资者带来的财富损失。以往文献显示，我国上市公司由于违反证券法律法规行为而受到监管机构处罚时，涉案公司在处罚公告日附近平均遭受-2%左右的市场负反应。本研究则显示，在公司遭到正式处罚之前，监管机构的立案调查(及相应的公司公告)引发了更大幅度的投资者损失(约-6%左右)。这意味着仅关注监管机构正式处罚的市场反应，将明显低估上市公司违反法规行为导致的投资者财富损失。此外，在考虑了立案调查阶段的市场反应后，也可以发现上市公司违反法规行为引发的行政调查和处罚将比证券交易所的非行政性惩戒伴随着明显更大幅度的投资者损失。 第二，本文相对准确地估计了投资者对定性的上市公司违反法规行为本身(而非相对具体的违反法规行为、手段及程度)的反应幅度，即立案公告日附近[0，+1]时窗的累计超额回报为-6%左右。这得益于立案公告一般仅披露笼统和定性的上市公司违反法规信息。与之相比，处罚公告中的违规嫌疑确认、具体违规行为、手段、金额以及监管处罚措施等新增信息的平均投资者损失幅度仅为-2%左右，在幅度上明显小于定性违规行为引发的投资者损失。在尝试解释立案公告日附近市场反应的截面差异时，我们发现立案公告前最近年度的盈余管理幅度(用可操控应计额绝对值替代)越大，市场负反应越强，这意味着投资者在面临模糊信息时可能参考了此前的会计信息质量特征进行投资决策。 第三，本研究对于上市公司虚假陈述与损害结果之间是否存在因果关系的认定也具有重要含义。一方面，从法律形式上看立案公告日并不具备明确的上市公司虚假陈述认定效力，但另一方面，本文证据显示出立案公告日附近投资者已经遭受了重大损失。因此，立法者有必要考虑进一步明确立案公告日在司法规则中的地位，而监管者则有必要进一步完善和统一针对不同公司的立案调查标准、程序以及公告要求。 未来的研究可进一步考察在缺乏具体违反法规信息的情况下，还有哪些因素可能影响不同公司之间在立案公告日附近的市场反应的幅度差异？再比如，在面对立案公告中模糊的、定性的公司违规信息时，投资者的反应在多大程度上是理性的，在多大程度上可能是非理性(比如恐慌性)的⑨？这可能有助于增进我们对模糊信息的资产定价模式的理解。另外，立案调查公告已经引发投资者在相当程度上调整对公司的价值预期，那么同样值得考察的问题是，其他信息使用人(如债权人、审计师、治理层)在立案公告后又是如何做出反应的？其他信息使用人在立案公告后的反应与以往文献考察的在处罚公告后的反应(如Chen et al.，2005；朱春艳和伍利娜，2009；Chen et al.，2011)有何差异？ 全面评估上市公司违规行为导致的投资者损失是具有挑战性的(陈冬华等，2008)。本文的一个局限是未能分析立案公告前有关方面(如媒体、监管机构或公司自身)披露的涉案公司可能违反法规信息的市场反应。在现实中，部分案例恰恰是由监管机构之外的组织或个人对公司提出公开质疑之后，而引起监管机构的进一步关注、立案和处罚等一系列监管行为。此外，从立案调查到正式处罚的过程较长，可能存在一些尚未被系统观察的环节引发投资者的负面反应。本文对立案公告附近市场反应的估计并不能反映这些尚未观察的阶段或环节的投资者财富损失。从这个意义上讲，本文识别出的立案公告引发的投资者损失幅度仍然是相对保守的估计。 本文英文版刊发于中国会计学会英文期刊China Journal of Accounting Studies 2014年第2卷第1期。在数据收集和整理中，陈雯靓、张浩和陈梦提供了协助。 ①参见本文第二部分的相关文献回顾。 ②本文谈及的财富损失是财务学上的概念，即使用传统的事件研究方法度量的投资者在证券价格上的反应。此项财富损失的概念不是最高人民法院2003年1月9日颁布的《关于审理证券市场因虚假陈述引发的民事赔偿案件的若干规定》(以下简称《规定》)第十八条所涉及的法律意义上的界定。 ③参见Chen et al.(2005，Appendix A)。 ④此外，他们还通过单变量分析发现，“一会两所”的监管处罚会导致涉案公司审计师变更、CEO变更、被出具非标准审计意见的概率提升，公司股票的买卖价差扩大(意味着资本成本提高)。 ⑤交易所的谴责性处罚主要基于上市公司的信息披露规范程度做出，通常不涉及行政性的立案调查。 ⑥例如，在莫涛(2011)讨论的某证券虚假陈述的民事诉讼案件中，原告在立案公告日后、正式处罚公告日前购入公司股票，原告认为应以正式处罚公告日作为虚假陈述揭露日，地方法院则将仅披露了不确定信息的立案公告调查日作为虚假陈述揭露日，从而构成了该案件的争议焦点。根据莫涛(2011，p.18)的观点，“该法院的所确定的揭露日违背了……揭露信息确定原则”。 ⑦我们不排除在立案公告日附近的重大市场负反应可能部分地由于模糊信息导致的非理性股票交易行为(如恐慌性抛售)导致。但需要指出的是，《规定》在认定因果关系时关注的是虚假陈述揭露日后的损失，而不区分该损失是理性的还是恐慌性的。 ⑧此外，组C并未图示出莫涛(2011)所讨论案例涉及的争议情形，即投资者在立案公告日后、正式处罚公告日前买入股票的情况。此时，投资者申诉其损失的依据则在于立案调查公告并未正式确认公司存在虚假陈诉的事实。 ⑨这个问题对于公司处罚事件也可能存在，但不如立案调查事件那么突出，因为处罚公告的信息确定性明显高于立案公告。
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