自愿披露水平與股票流動性的實證研究

摘 要：從對中國上市公司年度報告自愿披露水平與股票流動性的實證研究，筆者發現了以下主要研究結論：從靜態來看，年度自愿信息披露水平對股票流動性存在顯著的正向影響；從動態來看，中國股票市場自愿披露水平正向變動具有流動性信息含量，而負向變動則沒有相應的流動性信息含量。同時筆者發現，造成自愿披露水平負向變動與流動性無關的原因是多方面的，其中不能排除市場上存在基于內幕信息的交易。

關鍵詞：年度報告；自愿披露；股票流動性

中圖分類號：F831.5 文獻標識碼：A 文章編號：1000－176X(2007)08－0059－07

一、研究假設

Harris認為股票流動性包括四個方面：第一，市場的及時性(Immediacy)。投資者一般是急切交易的，需要提供交易適時性。第二，市場的寬度(Width)。買賣價差是最明顯的交易成本，交易者更愿意交易價差小(即寬度)的股票。第三，市場的深度(Depth)。即在不改變價格的情況下可能的交易量。第四，市場的彈性(Resiliency)。指由于非對稱信息驅動的交易引起均衡價格偏離后，市場重新回到均衡狀態的速度。筆者認為，這四個方面均與自愿披露水平正相關。

第一，從及時性來看，自愿披露是上市公司在強制性披露之外就公司的財務與非財務信息所進行的主動性披露，其中包括對未來財務狀況與經營業績的預測信息。與強制性披露信息相比，自愿披露信息的報告時滯更短，及時性特征更為明顯。也就是說自愿披露水平越高，信息的及時性越強，從而可以相對降低投資者與上市公司的溝通成本與減少溝通時間，提高交易的及時性。巫升柱等研究也發現：信息的及時性與證券市場的效率密切相關，年度報告作為投資者決策的重要信息源之一，其及時性更是受到監管部門和市場研究者的關注，除盈利公司比虧損公司更能及時地公布其年度報告外，標準無保留審計意見公司也較非標準無保留審計意見的公司更能及時地公布年度報告，證實中國市場存在著“好消息早，壞消息晚”披露的基本規律，然而，隨著時間推移，中國上市公司年報披露的及時性在逐步提高。

第二，從市場寬度來看，導致市場寬度最根本的原因在于買賣雙方之間的信息不均衡問題。買賣雙方之間的信息不均衡程度越高，兩者對上市公司內在價值評價的分歧越大，上市公司股價的市場寬度越大。而信息披露無疑是改變雙方信息不均衡狀態的有效途徑，通過上市公司自愿披露信息，盡可能實現買賣雙方的信息均衡，從而使雙方對上市公司的價值判斷趨于一致，并最終降低上市公司股價的市場寬度。

第三，從市場深度來看，對于一個有限理性的投資者來說，在投資成本既定的前提下，影響其投資決策函數最重要的因子就是風險因素。上市公司自愿披露水平越高，其既定價格中所內含的潛在風險就越低，從而能夠吸引更多投資者的參與，增加股票的交易量。

第四，從市場彈性來看，自愿披露信息是矯正內幕信息驅動交易(informed trade)的重要機制，自愿披露水平越高，交易偏離均衡價格的空間越小，從而市場重新恢復到均衡狀態的速度越快。

對于自愿披露水平與流動性之間關系的剖析筆者還可以從資本成本角度展開。一方面，股票流動性與資本成本負相關。Amihud Mendelson認為流動性較低的公司其交易成本較高，因為投資者要求上市公司折價發行股票以彌補這部分損失，從而提高了公司的資本成本。另一方面，資本成本與自愿披露水平負相關。Frankel，etal研究證明即將進行外部融資活動的公司自愿披露盈利預測信息的頻率更高。Francis指出依賴于外部融資的公司更傾向于擴張自愿信息披露以降低管理層同外部投資者之間的信息不對稱。Botosan和Botosan Plumlee更進一步指出信息披露水平高的公司其資本成本較低。

依據上述分析，本文提出如下研究假設：

H₁：中國上市公司自愿信息披露水平與股票流動性正相關。

與此同時，認為自愿披露水平與股票流動性之間的關系并非僅僅表現為一種靜態關系。當一家上市公司的自愿披露水平發生變動時，將會改變投資者對于股票某些特性(如未來盈利能力、未來分紅能力等)的原有認識，從而誘致股票流動性發生相應的變化。即：

H₂：中國上市公司自愿信息披露水平的變動具有一定的信息含量。

二、研究設計

(一)股票流動性的計量

對股票流動性計量的爭論由來已久，臺灣學者詹場和胡星陽根據不同研究者對流動性定義的差異將其劃分為價格層面、時間層面以及交易熱絡層面三個類別。劉逖根據流動性的四個維度即及時性、寬度、深度以及彈性對各類計量方法進行了歸類。盡管二者的研究角度不同，但其研究結論大致相同。即均認為股票流動性的計量方法可以劃分為：價格法、交易量法、價量結合法、時間法以及其他方法等。本文選擇換手率來計量股票的流動性。

1．中國股票市場的交易特性。中國股票市場屬于集合競價+連續競價市場，其中開盤期間采用集合競價交易方式，而在交易期間采用連續競價交易方式。如果采用買賣價差，則無法反映開盤期間的股票流動性。

2．買賣價差計量自身的缺陷。詹場和胡星陽、劉逖均指出買賣價差計量流動性存在一定的缺陷，包括忽略交易價格影響以及不適用于較大規模訂單等。

換手率的計算公式為：換手率＝股票交易量/流通股股數

(二)自愿披露水平的計量

本文的計量方法采用自行構建指標體系，以獲得相應的評價數據。

本文根據Botosan自愿披露計量思路，參照中國證監會制定的《公開發行證券的公司信息披露的內容與格式準則第二號：年度報告的內容與格式》(2004)構建了中國上市公司年度報告自愿披露項目評價指標體系。依照設計的評價體系對樣本公司年報逐項對照，并依據評分值賦予相應的評價值，將每份年報得到的所有評價值進行加總即獲得樣本公司自愿披露水平的指標——自愿披露指數(VDI)。

(三)控制變量

對股票流動性影響的因素較多，Diamond Verrencchia指出機構投資者往往進行大宗交易，其對股票流動性的追求也很高。Schwartz Shapiro報告指出1989年機構投資者壟斷了紐約證券交易所70％的交易量。Gompers Metrick研究發現機構投資者同個人投資者相比更喜歡流動性較強的公司。Bessembinder et al指出公司特征信息同交易量的正關系數隨著公司規模的上升而下降，即公司規模越小，公司特征信息對交易量的影響越大。fhompson et al發現大型公司更容易為新聞報道所覆蓋，這就降低了利用非公開信息進行交易的交易數量。Bamber指出小規模公司的盈利報告更具有突然性，因此當公司發布其年度盈利信息時，小規模公司的交易量往往高于規模較大的公司。較早期的研究都從不同的角度證明了交易量同價格的波動呈現正相關關系(Clerk；Morgan；Westerfield；Comell)。Gerety Mttlherin通過分析日開盤價和收盤價對交易量的影響，指出了交易量受到交易價格的影響。

綜合上述分析，本文選擇機構投資者、公司規模和股票價格波動作為控制變量，分析自愿信息披露水平同股票流動性之間的關系。

(四)聯立方程模型

為了提高研究的準確性，本文選擇公司規模、盈利能力、負債水平、管理層持股比例以及上市狀況五個因素作為影響自愿披露水平的外生變量(McNichols；LangLundholm；Lev Penman：L.L.Eng. Y.T.Mak；喬旭東、孫美華、巫升柱)構建以下聯立方程模型。

TOR＝β₀＋β₁VDI＋β₂INI＋β₃SIZE＋β₄SPV＋ε (1)

VDI＝γ₀＋γ₁TOR＋γ₂ROE＋γ₃SIZE＋γ₄LIR＋γ₅MDR＋γ₆MUL＋τ (2)

其中，TOR表示股票流動性；VDI表示自愿信息披露水平；INI表示機構投資者參股程度；SIZE表示樣本公司的規模；SPV表示股票價格的波動；ROE表示樣本公司的盈利能力；LIR表示樣本公司的財務杠桿水平；MDR表示樣本公司管理層持股水平；MUL表示樣本公司是否存在在不同市場上市的狀況，如果是，值為1；否則值為0。

(五)樣本選擇

本文以在滬、深兩市發行A股的上市公司作為研究樣本，從中剔除以下樣本：(1)被特別處理的股票。受交易規則的限制，其流動性與正常交易股票存在較大差異。(2)2004年度新發行A股的上市公司。由于缺乏相關的歷史數據，尤其是中國股市特有的上市首日高換手率現象，使得其信息披露行為以及流動性的表現不能反映較長期趨勢。(3)金融行業的上市公司。該類公司有顯著的行業特征，其披露狀況同其他行業的差異比較明顯。(4)部分股票交易數據缺失的公司。表1反映了樣本篩選的過程，截至2004年12月31日，滬、深兩市A股公司總數為1351家，扣除被特別處理公司147家、2004年新發行A股公司61家、金融行業公司9家以及交易數據缺失公司12家，本文研究樣本總量為1122家上市公司。表2描述了樣本公司的產業分布狀況。

本文采用事件分析法檢驗自愿披露水平的增量是否對股票的流動性產生影響，通過前述研究設計可知，筆者選取了在年報披露最為集中的兩天披露年報的樣本公司作為事件分析的兩個子樣本。其中1122家公司分別在81天披露了2004年的年報，2004年3月26日累計有39家樣本公司披露了年報，本文將這部分公司作為一個子樣本(Sub_Sample1)，4月20日有37家樣本公司披露了年報，本文將這部分公司作為另外一個子樣本(Sub_Sample2)。表3列示了兩個子樣本公司的產業分布狀況，通過表格中的數據筆者可以發現不同行業在子樣本中所占的比例同其在樣本總體中所占的比例有一定的相似性，因此本文認為在一定程度上，子樣本反映了樣本總體的特征。

三、實證分析結果

(一)自愿披露總量對流動性的影響分析

1．描述性統計(見表4)

其中：

TOR表示股票流動性，通過計算樣本公司股票在2004年度日平均換手率取得(％)。

VDI表示自愿信息披露水平，采用自愿披露項目評價指標體系對樣本公司2004年年報評估取得．

SPV表示股票價格的波動，用樣本公司2004年日股票收益率的標準差表示。

INI表示機構投資者參股程度，采用機構投資者持股數占流通股總數的比例計算得出(％)。

SIZE表示樣本公司的規模，采用對樣本公司資產總額取自然對數獲得。

ROE表示樣本公司的盈利能力，采用樣本公司的凈資產收益率數據。

LIR表示樣本公司的財務杠桿水平，用資產負債率進行衡量(％)。

MDR表示樣本公司管理層持股水平，用管理層持股數占總股本的比率計量(％)。

MUL表示樣本公司是否存在在不同市場上市的狀況，如果是值為1，否則值為0。

表4反映了基于樣本總量研究的相關變量的基本狀況。樣本公司2004年日均換手率為1.1481％，年報自愿披露指數均值為11.57，機構投資者的平均持股比例為5.8％，年均凈資產收益率為5.69％，資產負債率為48.55％，管理層持股比例約為0.8％，樣本公司中有29家公司在超過一個資本市場上市交易。從總體而言，樣本公司2004年年報自愿披露水平較低，僅達到最優披露水平的13％多一些，機構投資者所占的股份相對較低，而公司的盈利能力以及負債水平則處于一個相對正常的水平。

2．相關性分析

表5反應了模型中自變量以及因變量之間的相關關系。從表5中可以看出TOR指標同VDI指標存在顯著的正向相關關系，這初步驗證了本文的研究假設H₁。同時可以發現TOR與ROE同樣存在顯著的相關關系，但是，在控制變量VDI、SPV、INI、SIZE對TOR與ROE進行偏相關分析后，本文發現兩者之間的相關關系是虛假的：結果見表4。這樣，后文將ROE作為兩階段最小二乘分析的工具變量就具有一定的基礎。

3．回歸模型檢驗

首先，忽略管理層存在對已知信息進行甄選的行為。運用OIS方法分別對模型(1)和模型(2)進行估計，表6和表7反映了估計的結果。表6表明自愿信息披露水平(VDI)對換手率存在正向的影響，同時股價波動程度(SPV)以及公司規模(SnE)都是顯著的影響因素。但是，本文發現公司規模(SIZE)對換手率(TOR)呈現負向的影響，這同Thompson et al.以及Bessembinderet al.的研究取得的結論相沖突，但是，Bamber指出小規模公司的信息披露更具有突然性，進而導致小規模公司的交易量往往高于規模較大的公司，這在一定程度上證實了本文的發現。機構投資者因素(INI)對換手率(TOR)則沒有顯著的影響。表7指出換手率(TOR)、公司規模(SIZE)、盈利水平(ROE)、多市場上市(MUL)因素都對自愿信息披露水平(VDI)存在顯著的影響。負債水平(LIR)以及管理層持股狀況(MDR)則沒有體現出顯著性。

Leuz Verrecchia(2000)指出自愿披露是經過公司管理層篩選后對外進行披露的。出于嚴謹性考慮，本文利用兩階段最小二乘法(2SLS)對聯立方程進行進一步的檢驗，將甄選行為引入模型中。表8和表9反映了估計的結果。通過分析表8可以清楚地了解到，利用兩階段最小二乘法(2SIS)對模型(1)進行估計，其相關變量系數的符號同OLS方法相一致，自愿信息披露水平(VDI)對換手率(TOR)仍然呈現正向的影響，而且回歸系數得到了較大程度的提高，公司規模(SIZE)呈現出同樣的結論，只是股價波動程度(SPV)因素的系數略有降低，但是依然保持顯著。利用兩階段最小二乘法(2SLS)對模型(2)的估計結果則反映在表9中。同OLS方法的估計結果很相似，公司規模(SIZE)、盈利水平(ROE)、多市場上市(MUL)因素仍然保持顯著。但是，換手率(TOR)對自愿信息披露水平(VDI)的影響不再顯著。上述結果表明，無論公司管理層是否存在甄選行為自愿信息披露水平(VDI)對換手率(TOR)都呈現正向的影響，而換手率(TOR)對自愿信息披露水平(VDI)的影響則無法確認。

4．小 結

通過對模型(1)利用2SLS方法檢驗，本文發現自愿信息披露水平(VDI)對樣本公司的換手率(TOR)存在正向的影響，也就證明了本文的研究假設H₁，即自愿信息披露水平高的公司其流動性較高。同時控制變量SPV以及SIZE都通過了檢驗，且其影響方向同Bessembinder Seguin和Bamber等的研究結論相一致。

(二)自愿信息披露水平變動信息含量分析

依照前文所述的自愿信息披露評價指標體系，本文對樣本公司2003年年報進行了評估，獲取了相關的自愿信息披露指數(VDI＇)，將其同樣本公司2004年年報的自愿信息披露指數(VDI)進行比較，觀察樣本公司自愿信息披露程度的改變狀況。表10反映了兩個樣本中上市公司自愿信息披露程度變動的基本情況。

對樣本公司自愿信息披露水平變動的信息含量分析，本文采用事件分析的方法。圖1反映了事件發生的時間狀況，本文選取事件發生日前后十五個交易日作為事件窗(L₀)，并對事件窗開始日和結束日分別外推60個交易日作為估計期間(L₁)和后事件期間(L₂)。采用定常均值模型計算事件期樣本的異常流動性指標并借此計算平均累計異常流動性指標，其中AT為異常換手率，CAT為累計異常換手率。

1．2005年3月26日事件分析

2005年3月26日累計有39家上市公司披露了公司2004年的年度報告。表9指出有13家公司自愿披露水平提高，21家公司自愿披露水平降低，同時有5家公司自愿披露水平沒有發生變化。由于周末以及法定假日為非股票交易日，本文認為這些日期為事件非相關日期，因此在分析事件的過程中將其忽略，保持了事件窗內日期的連續性。2005年3月26日較為特殊，本日為星期六，加之其后的星期日，出于研究的方便對于本事件窗正向日期從＋2日開始，負向日期從－1日開始，事件窗內累計有30個交易日期，估計期間累計有120個交易日期。根據變量定義中的相關公式，本文計算出換手率(TOR)無事件發生值為0.0093。通過對不同類別公司的CAT進行T檢驗發現，自愿披露增強公司的累計異常換手率在5％的水平上是顯著的，而自愿披露減弱和自愿披露不變公司的累計異常換手率則不是顯著的。

2．2005年4月20日事件分析

2005年4月20日有37家上市公司披露了公司2004年的年度報告。其中18家公司自愿披露強度增加，15家公司自愿披露強度減弱，4家公司自愿披露強度沒有發生變化。同2005年3月26日事件分析相似。從事件期有30個交易日起，估計期間累計有120個交易日期。計算得出換手率(TOR)無事件發生值為0.0109。通過對CAT進行T檢驗發現，自愿披露增強公司以及自愿信息披露公司的累計異常換手率在5％的水平上是顯著的，自愿披露不變公司的累計異常換手率依然是不顯著的。

3．小 結

通過對2005年3月26日和2005年4月20日兩個事件日的分析，筆者認為市場接受樣本公司增加自愿披露信號，改變了對公司的預期，從而提高了樣本公司的流動性水平。樣本公司沒有改變自愿披露的行為向市場傳遞了中性的信號，此時樣本公司流動性的改變是隨機噪聲產生的，沒有明確的指向。對于降低自愿披露的樣本公司市場的反應較為復雜，這一定程度上取決于樣本公司降低自愿披露是由于信息內容不利還是由于本身沒有增量信息進行披露。

四、研究結論

通過對上市公司自愿信息同流動性的研究，筆者得出了以下主要研究結論：

(一)從靜態來看，年度自愿信息披露水平對股票流動性存在顯著的正向影響。

Amihud和Mendelson的研究認為資本成本降低的原因很大程度上歸功于流動性的作用，因此對于意圖擴大融資規模的上市公司而言，提高自愿信息披露水平能夠有效地降低信息不對稱程度，提高市場對公司價值評估的準確性，進而提高公司融資的效率。

(二)從動態來看，中國股票市場自愿披露水平正向變動具有流動性信息含量，而負向變動則沒有相應的流動性信息含量。

筆者認為，造成自愿披露水平負向變動與流動性無關的原因是多方面的，其中不能排除市場上存在基于內幕信息的交易。要建立自愿披露與流動性良性互動的機制，筆者認為，提高上市公司的自愿披露水平，增進股票市場的透明度應成為一種必然之選。

本文的研究不足在于：由于中國目前尚且缺乏權威的上市公司自愿披露指引，本文所構建的自愿披露指標體系不可避免帶有一定的主觀性，從而有可能降低研究結論的可驗證性。

責任編輯 于振榮