股票交易量对年报盈余信息反应的实证研究，本文主要内容关键词为：盈余论文,年报论文,股票交易论文,实证研究论文,信息论文，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。
一、引言
作为公开披露信息中最为重要的财务信息，在成熟发达的资本市场，是投资者了解上市公司经营状况和盈利能力的窗口、理智比较和做出投资决策的基本依据。而处在转型经济社会的我国上市公司的财务报表却普遍存在可靠性质疑，本文正是想通过对近三年上市公司年报公告中盈余信息的信息含量的研究，探讨我国证券市场投资者是否对上市公司披露的财务报表给以相当重视。
相对于用价格反应研究盈余信息是否具有信息含量，采用交易量反应的研究相对比较匮乏。尽管价格和交易量均反应了相同的基础经济因素，但两者却捕捉了投资者反应的不同方面。交易量反应的是市场中所有投资者的整体交易行为，保留了投资者对信息理解的差异；而价格反应的是市场投资者的平均预期，很大程度上抵消了这种差异。因此，交易量对投资者间的异质更敏感。
Bamber[1]从美国股票市场随机选取了195个上市公司，对这些公司季度公告中的盈余信息的研究表明非预期盈余与超常交易量之间存在正相关关系，而公司规模与超常交易量之间存在负相关关系。Freeman[2]的实证研究结论也支持交易量反应的大小与公司规模负相关的假设。国内只有陈晓、陈淑燕[3]从交易量角度对1998、1999两个财政年度的年报公告进行了研究，结论为上市公司年报中披露的盈余信息并不具有显著信息含量，超常交易量反应的可能是年报中披露的其它信息。近期，陈晓、陈淑燕[4]又对1996～1999年四个财政年度研究了公司规模与信息披露的交易量反应模式，得出我国股票市场公司规模与超常交易量与国外发达股市一样呈负相关的结论。
本文针对1999～2001年三个财政年度从交易量反应角度研究了年报公告中盈余信息的信息含量。虽然文章的研究思路与陈晓、陈淑燕的一致，但无论从变量定义、统计方法还是在研究结论上都与陈有所不同。此外，之所以选择1999-2001年三个财政年度，是想考察在管理层不断强化监管的条件下（2001年），我国投资者的投资理念是否发生变化，是否已关注上市公司的基本财务信息。
二、研究设计
（一）研究假设
本文旨在研究年报中的盈余信息与衡量市场反应的指标交易量之间的关系。把非预期盈余与市场交易量联系在一起的是认知差异理论或异质理论。根据资本市场理论和行为金融理论的研究结果，公告的信息含量越大，由此引起的投资者的认知差异越大。另一方面，投资者之间的异质性（heterogeneity）大小与市场交易量正相关，而认知差异正是异质性的一个体现方面。因此，对于以盈余公告为主要信息的年报而言，非预期盈余越大，引起的交易量反应也应越大。即有研究假设一：非预期盈余与超常交易量正相关。
公司规模影响着投资者对其信息的收集与分析，即公司规模大小与投资者努力搜集公告前信息的动机成正比。理论上，公司规模越大，其经营业绩越稳定，获取其有关信息的渠道越多。因此，理性的机构投资者通常只关注大公司，而较少研究小公司。这样，大公司的信息提前泄漏程度应高于小公司，从而导致年报信息公布时小公司的信息含量（意外效应）应高于大公司，因此我们预期公司规模越小，非预期盈余给投资者的吃惊度越大，从而引起的交易量反应也越大。则有研究假设二：公司规模与超常交易量负相关。
（二）数据样本
本文选取1999～2001年三个财政年度1～4月公开披露的年报，研究超常交易量对非预期盈余的影响。为了排除会计信息之外其它因素的干扰，本文在选择样本时考虑了以下几个原则：（1）由于在我国现行的信息披露制度中，财务会计报告、分配预案可以在同一时间公布，而公司的股利分配政策、配股政策会传递较强的公司财务状况信号，对股票价格影响很大，因此，本文仅选择年度报告中无分配预案的公司作为样本。（2）本文采用“随机游走模型”研究会计盈余的变动对股票交易量的影响，该模型要求有连续两年的会计数据，同时考虑到新上市公司的不稳定性，选取的样本应在1998年初以前上市并公开披露过1998年年度报告。（3）剔除在样本期（指事件期及事件前后两期）非正常交易的股票（指PT类股票）。最终获得1999年度390个样本，2000年度272个，2001年度301个，总计963个样本。日交易量数据来自分析家系统，公司规模数据来自于巨潮资讯，盈余数据则来自于巨灵证券信息系统。年报公告日期选用在中国证监会指定披露报刊上刊登的最早日期。在样本的使用上，国外多采用几个市场的混合样本（Pooling Samples）。[5]从我国目前情况看，尽管沪深两市在形式和地域上是分割的，但长期的沪强深弱或深强沪弱的情况基本上是不存在的。因此，本文将两市样本进行综合研究。
（三）研究变量
本研究中需要估计超常交易量、非预期盈余及公司规模三个变量。
（1）超常交易量的估计方法。本文采用中值调整模型计算超常交易量，其基本原理是各上市公司以其在非公告期交易量的中值作为该公司的正常交易量，而其超常交易量则定义为该公司在公告期的实际交易量与正常交易量的差额，如下式：
的中值，VFit为公司i在第t日的超常交易量。文章用换手率作为衡量交易量大小的指标；将公告期定义为21天，即以年报公告日为第0天，前后各选取10天（若年报公告日为非交易日，则取之后的第一个交易日为第0天）；非公告期为每个样本公司公告期前的200个交易日。
（2）非预期盈余的估计方法。一般可采用分析师预测模型和随机游走模型来计算非预期盈余。由于我国股市缺乏普遍认同的分析师预测盈余数据，限制了分析师预测模型的使用。所以文章选用随机游走模型来估计预期盈余。公司i在第t年的非预期盈余可表达为本年度盈余与上年度盈余之差，再除以上年度盈余的百分比。考虑到交易量是对盈余信息意外性程度的反应，再对结果取绝对值，由此得到计量非预期盈余的模型为：
（3）公司规模的估计方法。一般测度上市公司规模大小的指标是各公司的流通市值，但考虑到相当一些上市公司的规模是随着时间迅速增长的，如果用绝对指标即流通市值来衡量规模大小则会产生偏差，因此文章依Bamber[6]的修正，用相对指标即各公司的流通市值与该年度所有样本公司流通市值的中值的差额来衡量该上市公司规模的大小，即：
其中Valueit为公司i在第t年度的流通市值，md[Valueit]表示第t年度所有样本公司流通市值的中值，而SIZEit则表示公司i在第t年度的公司规模。
为了更好地把握公告日前后的交易量反应，文章将观测窗口缩小到交易量反应显著的（-1，1），（-2，2），（-3，3），（-5，5），（-7，7）5个窗口来计算盈余公告期的超常交易量。依Bamber[1]所使用的方法，分别以公司i在各窗口内超常交易量的中值作为公司在公告期内的超常交易量，相应地分别标记为VF3、VF5、VF7、VF11、VF15。各样本的描述性统计量见表1。从表1不难看出由各窗口测度的公告期内日超常交易量的均值、中值均大于零，表明年报中的盈余信息具有一定信息含量，导致投资者对以前预期进行了程度不同的修正，从而产生了超常交易量；此外，所有窗口的均值全高于中值，说明超常交易量分布为右偏，即公告后效应要强于预示效应。预示效应可能意味着信息的提前泄漏，而公告后效应则意味着市场对信息的反应不足，投资者需要一段时间来消化信息；此外，事件窗宽度越小，超常交易量的均值越大，表明年报盈余信息的交易量反应主要发生在公告日附近。
表1 描述性统计量
注：流通市值（Value）、公司规模（SIZE）的单位为万元。
三、假设检验结果
1.假设一：非预期盈余与超常交易量正相关。文章使用Spearman秩相关系数考察非预期盈余与超常交易量之间的关系。表2给出了分年度样本及全样本在各公告期窗口内的非预期盈余与非预期交易量之间的Spearman秩相关系数，其中括号中的数为进行单尾检验的值。
由表2可知，除1999年度外，所有的Spearman秩相关系数均在1％的显著性水平下显著大于零，表明非预期盈余与超常交易量的确存在正相关关系，即上市公司的非预期盈余越大，引起的超常交易量也越大，支持年报中的盈余信息具有显著的信息含量。但1999年度的超常交易量与非预期盈余之间的相关关系并不显著，原因可能是那时的投资者对上市公司年报公告中披露的财务报表并没有给予相当重视，或者是投资者对财务报表中披露的财务信息的可靠性普遍持置疑态度。
表2 非预期盈余与超常交易量之间的Spearman秩相关系数
注：表示在5％水平下显著，**表示在1％水平下显著。N为样本容量。
2.假设二：公司规模与超常交易量负相关。表3给出了分年度样本及全样本在各公告期窗口内的公司规模与超常交易量之间的Spearman秩相关系数，其中括号中的数为进行单尾检验的值。
由表3可知，所有相关性检验中，1999年度和2001年度的Spearman秩相关系数均显著，即支持不同规模的公司其交易量对年报中的盈余信息的反应强度不同。然而两年度相关系数的符号却截然相反，1999年度公司规模与超常交易量显著正相关，而2001年度公司规模与超常交易量显著负相关。
表3 公司规模与超常交易量之间的Spearman秩相关系数
注：*表示在5％水平下显著，**表示在1％水平下显著。N为样本容量。
3.针对子样本的进一步检验。在有关价格反应的研究中，Beaver[7]发现市场对利好利空信息的反应是不对称的。国内赵宇龙[8]的研究结果也支持这一结论。但陈晓、陈淑燕[3]对1998、1999年度盈余信息的研究中，结论并不支持交易量反应能够区别对待利好利空信息。为了考察近两年市场是否产生了变化，交易量反应是否已具有这一不对称性，文章分别检验了利好信息和利空信息与超常交易量之间的相关关系。
为此，我们将非预期盈余为正的样本定义为利好信息，为负的样本定义为利空信息，去除非预期盈余为零的样本。在所选样本中，非预期盈余为正的样本1999年115个，2000年99个，2001年72个；非预期盈余为负的样本1999年275个，2000年172个，2001年229个。由上面的数字可以看出，利润上涨的上市公司逐年递减，这虽然与采用新的企业会计制度有关，但仍然不能否定我国上市公司的经营业绩实在令人担忧的事实。对于非预期盈余为负的样本，由于考察的是年报披露值与预期值的差异，所以需要对结果取绝对值。为了考察超常交易量与非预期盈余之间的相关性，文章分组计算了两者的Spearman秩相关系数。表4报告了相应的统计结果。
表4 非预期盈余与超常交易量之间的Spearman秩相关系数（子样本）
注：*和**分别表示在5％水平下和1％水平下显著。全样本中利好容量为286个，利空为676个。
由表4可知，1999年度与陈晓、陈淑燕[3]得到的结论相同，即使区分了利好与利空信息，超常交易量与非预期盈余之间仍缺乏显著相关关系。但从2000年度结论开始有了变化，即交易量反应已能区别对待利好利空消息。从整体上看，超常交易量对利空信息更敏感，即从2000年开始，超额交易量与非预期盈余为负的利空信息均在1％的显著性水平下显著正相关，而超额交易量与非预期盈余为正的利好信息只在2000年度和全样本中存在着5％水平的显著正相关。
四、结果分析
实证研究表明，第一，在1999～2000年间我国证券市场非预期盈余与市场超常交易量之间在统计意义上存在显著正相关，这一发现支持会计盈余数据的披露具有显著信息含量的假设。不过在分年度的检验中，1999年度的会计盈余基本上不具有因信息含量而导致的交易量效应。第二，市场对非预期盈余为负的利空信息更加敏感。第三，公司规模与市场超常交易量之间不存在统计意义上的显著相关关系，但从分年度的检验结果看，1999年度公司规模与超常交易量之间具有显著的正相关关系，而到了2001年度，公司规模与超常交易量之间存在显著的负相关关系。短短三年间，统计结论却发生了如此大的变化，这不由使我们把目光转向这三年中的市场表现。
1999年高科技和高成长的投资理念大行其道。2000年网络热又将科技股热潮推向极致，重组股板块应运而生，不论是一般股还是绩差股，一旦有重组概念，股价飞涨的例子屡见不鲜。此外，由于小盘股所独具的特点（股本具有扩张潜力、业绩易包装等），我国袖珍盘股票大部分都有较好的市场表现。由此可见，此时大众和机构投资者对公司基本面缺乏足够的重视，市场投机气氛浓厚。统计结论出现上市公司非预期盈余与市场超常交易量不具有显著相关关系、公司规模与超常交易量之间却具有显著正相关关系也就不足为奇。
从2001年开始，管理层的监管思维、监管理念与监管手段都发生了实质性转变，对证券市场强化监管的措施不断出台，努力使证券市场的基础更加牢固。这虽然不会在一夜之间彻底改变我国股市如“政策市”的一些根本特征，但在促进广大投资者对以前投资理念进行彻底反思，新的、理性投资理念的培育起到了不可忽视的作用。如此，统计结论出现上市公司的非预期盈余与市场超常交易量存在显著正相关关系、公司规模与超常交易量之间存在正常的负相关关系也就在情理之中了。此外，市场对非预期盈余为负的利空信息更加敏感可从以下两方面来理解：其一，非预期盈余为负，意味着上市公司业绩下滑，其股票风险加大；其二，上市公司利润下降，被重组的可能性加大，由于市场对重组题材的吹捧，本是利空信息却有可能被理解为利好。因此，非预期盈余为负的上市公司能够给投资者更多的想象，引起理解预期的差异程度加大，进而放大非预期交易量。然而，在2001年度，超常交易量并没有对非预期盈余为正的利好信息做出显著反应，作者从以下两个方面理解：一方面可能与2001年度管理层严加监管有关，一例例造假案件、违法违规行为的频频曝光，沉重打击了投资者的信心，使上市公司、中介机构的诚信受到前所未有的责难与怀疑；另一方面，2001年我国股市正处于熊市，而投资者在熊市中普遍采取谨慎、规避风险的投资策略。因此，非预期盈余为正的利好信息并不能吸引投资者对其做出显著反应。
五、结束语
综上所述，近年来我国管理层严加监管，为证券市场的后续发展构建更加牢固基础的理念已取得初步成效。证券市场中的机构投资者的投资理念正在发生根本转变：从“价值创造”投机转为向“价值发现”投资。随着我国今后越来越多的机构投资者的加入，在机构博弈的格局下，只存在认同某公司价值的先后和高低，以前的机构联手坐庄与散户博弈的情形今后将很难再现。但这种投资盈利模式是否会引起市场的共鸣，是否意味着注重深层次价值挖掘的投资理念将逐渐取代长庄运作模式而成为今后我国股市新的主流投资理念？这一切还有待于市场的进一步发展，我们的进一步研究以证实。