意見分歧、做空限制與盈余公告后漂移

徐 寧

（南京大學 工程管理學院，江蘇 南京 210008）

一、研究背景

Ball&Brown（1968）發現，盈余公告之后，股票價格會按照盈余變動的相同方向變動一段時間，這種股價漂移（drift）被稱為盈余公告后漂移，即 PEAD（Post Earnings Announcement Drift）。學者們從各方面解釋PEAD的成因：傳統學者將其歸因于風險補償（Bernard&Thomas，1989），非傳統金融學者則傾向于從信息和行為的角度來加以解釋（Brav&Heaton，2002；陸婷，2012）。

近年來，學者們發現，從非傳統金融學視角得出的PEAD成因與傳統金融學理論亦有兼容之處，比如意見分歧（Opinion Divergence），就被視為一種影響PEAD異象的風險因子（Garfinkel&Sokobin，2006；Anderson，Harris&So，2007）。

所謂意見分歧，指投資者對變量如收益率等具有不同的期望，在相同情境下也未必會做出相同的投資決策（張維、張永杰，2006），這與傳統金融學理論中的同質期望假設（Sharpe，1964）并不相同。對于意見分歧與股票收益率的關系，Miller（1977）認為，因為做空限制，悲觀投資者無法充分做空，股價由樂觀投資者決定，意見分歧會抬高短期股價，降低中長期收益率；而Varian（1985）則將意見分歧當作一種風險，意見分歧越高，股票的中長期收益率越高。

國外學者通過研究PEAD來考察意見分歧與股票收益率的關系。總的來說結果支持Varian（1985），將意見分歧看作風險因子：Garfinkel&Sokobin（2006）發現，不考慮做空限制時，意見分歧越大，PEAD 越高；Anderson，Harris&So（2007）則發現，考慮了做空限制后，意見分歧與PEAD依然正相關，做空僅影響利空股票，做空限制越大，利空股票跌幅越大，這一局部現象與Miller（1977）一致。

而在過往研究中，國內學者（陳國進、張貽軍和王景，2008；周暉，2009）卻發現：在完全無法做空的中國A股市場，意見分歧越大，PEAD越小，不支持將意見分歧作為風險因子。因此他們認為，中國A股市場可作為一個具有完全做空限制的特例以支持 Miller（1977）。

然而，在他們的研究之后，2010年3月，中國A股市場正式推出了融券業務，滬深300股指期貨也于同年4月面世，投資者從此可以做空。

因此，本文重點研究了2010—2013年間，財報公告期的PEAD異象，以解答幾個問題：第一，放開做空限制之后，中國A股市場意見分歧與PEAD間的關系是否有所變化，是否可將意見分歧作為一種風險？第二，做空限制對PEAD期間的股價有何影響？

本文首次研究了放開做空限制后的中國股市PEAD異象，發現中國股市意見分歧與PEAD呈正相關關系，這與先前的研究不同，提供了將意見分歧作為一個風險因子的中國市場證據，從非傳統金融學的角度支持了PEAD的風險補償解釋，具有一定的理論意義。此外，本文在實證中大量使用最新的財務數據和分析師數據，使得研究更加貼近實際投資，在實踐上也具有重大意義。

二、研究設計

（一）變量定義及計算

1.盈余驚喜（Earnings Surprise）。在PEAD研究中，學者們通常從每股盈利出發計算并運用盈余驚喜：一種是根據歷史盈余和當期盈余計算的盈余驚喜，該模型由 Foster（1984）和 Bernard&Thomas（1989）推廣并沿用至今；另一種是以分析師預測作為預期盈余計算盈余驚喜（Livnat&Mendenhall，2006）。

然而，這兩種方法都不能完全復制投資者對盈余的預測及思考過程，不能直接衡量投資者心理的“驚喜”程度。因此，學者們（Anderson，Harris&So，2007；陳國進，張貽軍和王景，2008）也會采用市場衡量法，即使用盈余公告當天的股價變動來衡量盈余驚喜，簡稱為UE（unexpectedearnings）。UE越大，投資者對盈余公告產生的驚喜越大：

Ri，t表示第 i只股票在交易日 t的實際收益率；Rm，t表示滬深300指數在交易日t的收益率。

2.異常收益（Abnormal Return，AR）。在本文中，我們按照UE的大小將樣本股票進行排序，分為10個組合，計算每個組合的累計異常收益（CAR）：

首先，計算第i只股票在t日的異常收益率AR：

其中Rm，t指滬深300指數代表的市場收益率。

接著，計算每個組合（包含n只股票）在t=[2，N+1]區間內的累積收益率：

3.意見分歧。學者們往往使用剔除了流動性因素（Bhushan，1994）和盈余信息影響（Karpoff，1987）的未預期成交量去衡量意見分歧，包括：意外換手率（ΔTO）和標準化未預期交易量（Standard Unexpected Volume，SUV）。

（1）ΔTO的計算。首先，每只股票的交易量VOLi，t不僅受自身因素的影響，也受證券市場共同因素的影響，利用t日市場換手率MktVolt衡量這些共同因素導致的交易量，則t日每只股票i的凈換手率為：

接著，盈余公告前后的凈交易量也部分源于流動性需求，可利用公告日之前50個交易日的平均凈換手率來衡量這些交易量：

最后，用股票i在t日的凈換手率減去平均凈換手率，得到股票i在t日的意外換手率ΔTOi，t，并以此衡量意見分歧，t日即為公告日：

（2）SU V的計算。Karpoff（1987）的研究表明，交易量與股票收益存在相關關系，且對負收益和正收益的敏感性不同。本文以公告日前[-54，-5]時段為區間，按以下公式估計影響預期交易量（E[VOLi，t]）的參數：

其中，Ri，t-1表示股票i在交易日t-1的收益絕對值，如果，那么等于 Ri本身，，t-1否則為 0；如果，那么等于 -Ri，，t-1否則為0。b1和b2分別表示交易量對股票損益的不同反應，a代表了股票i的流動性需求。

用事件期[0，1]，即公告日當日及次日的交易量 VOLi，t減去同期的預期交易量E[VOLi，t]，再進行標準化處理，得到SUV：

其中，Si，t為式（8）中回歸殘差項的標準差。

（二）計量模型

我們使用多元線性回歸模型對前文提出的幾個問題進行檢驗。首先我們建立以下3個回歸式，考察意見分歧對PEAD的影響：

在式（9）中，UE項指由UE排序得來的盈余驚喜值，CARi，t指排序為i的組合在公告日后t日區間內的累積異常收益率，其中，t分別取30、60、90、120。

此外，我們也在回歸式中加入了若干控制變量。其中，Year12和Year13為虛擬變量：觀測值為2012年或2013年數據時，Year12或 Year13為 1，否則為0。其余控制變量定義及計算如下：

（1）市凈值（M/B）：年末的流動市值與凈資產比；

（2）規模（Size）：年末流通市值（MV）的常用對數 Ln（MV）；

（3）波動率（Volatility，Vol）：公告前[t-125，t-5]這120天的日收益率標準差；

（4）流動性（Liquidity，Liq）：公告前[t-125，t-5]這120天的日換手率均值；

（5）動量（Momemtum，Mom）：公告前[t-125，t-5]的120天累計異常收益。

在回歸式（9）的基礎上，回歸式（10）和（11）分別加入了Δ TO和SUV作為意見分歧的代理變量，以檢驗意見分歧對PEAD的影響，如果意見分歧與PEAD正相關，則需要β21或β22顯著大于0。

接著，我們借鑒 Anderson，Harrisand So（2007）的方法，通過計算做空比率（Short rate），在回歸模型里加入做空限制的影響：

做空比率（Short rate）：公告前[t-125，t-5]這120天，日均融券交易量/日均交易量。

做空比率排序值（Shortpf）：以short rate為基準，將10個不同UE的股票組合進行排序，Shortpf為每個UE組合的排序值；

利空組合排序值（Worst UE pf）：虛擬變量，如果股票屬于以UE排序的最差20分位，變量=1，反之為0；

利空組合做空排序（ShortWst）：Shortpf與 Worst UE pf的乘積；

將Shortpf和ShortWst作為兩個新的控制變量加入式（10）和式（11），得到式（12），考察做空限制對PEAD的影響，主要是考察β10和β11的顯著度：

其中，式（12）中的變量Divergence指意見分歧的代理變量，即式（10）中的 ΔTO或式（11）中的SUV，我們將分別檢驗兩個變量在加入做空限制后的表現。

三、描述統計和回歸結果

（一）數據來源與樣本選擇

本文研究的數據均來源于WIND數據庫，樣本檢驗數據區間為2010年10月至2014年5月，選取該期間內的年報、半年報和季報公告日作為事件日。樣本股票必須為滬深300指數指標股中2010年1月1日前上市的非ST、PT股票。此外，若股票在數據檢驗區間的事件日前后60天內有停盤或一年內無交易天數超過100天，則加以剔除。

（二）描述統計及回歸結果

表1 變量的描述統計：意見分歧與做空限制

表2給出了式（9）的計量結果，UE在所有時段上的顯著度均超過了99%，說明盈余驚喜與PEAD正相關。

表2 UE與PEAD

接著，我們在式（10）和式（11）中分別加入ΔTO或SUV，檢驗意見分歧與PEAD之間的關系，結果見表3：

表3 意見分歧與PEAD

我們重點考查意見分歧在回歸中的表現，即“Divg”項的顯著性。其中，表3的左邊為使用ΔTO的式（10）的結果，右邊為使用SUV的式（11）的結果。從表3可見，ΔTO與各時間段的PEAD均為正相關，其中在60日和90日這兩個時段上的顯著水平達到了95%以上，120日的顯著水平達到了99%以上；SUV與各時段的PEAD也均為正相關，其中，30日和60日的顯著水平均達到了99%以上，90日的顯著水平為90%。因此，意見分歧與PEAD顯著正相關，意見分歧越大，PEAD越大。該結論與國內學者的過往研究結果不同，而與國外學者的研究結果一致。這種正相關關系說明，意見分歧可以被看作是一種風險，支持了Varian（1985）的觀點。

接下來，我們在式（10）和式（11）中加入做空的影響，得到式（12），結果見表4：

表4 意見分歧，做空限制與PEAD

我們著重考察做空限制對于發布了較大利空股票的PEAD有何影響。由表4，ShortWst與所有時段的PEAD漂移均為正相關，其中30日和60日的顯著度達到了90%。這說明，對于利空股票來說，做空比率越大，做空限制越小，公告日后一段時間的PEAD反而越大；但影響并不持續。因此，在PEAD異象期間，較高的做空限制反而會增大利空股票的短期跌幅，這個發現與Anderson，Harris&So（2007）一致，同時也說明當做空限制較高時，公告后的即時股價主要由樂觀交易者決定，部分支持了 Miller（1977）的觀點。

四、結論

在本文中，我們重點研究了做空限制放開后，中國股市意見分歧與PEAD的關系，以及做空限制對PEAD的影響。

通過研究2010年12月至2013年12月期間3 290次定期財務公告事件后的股票表現，我們發現意見分歧與PEAD呈顯著的正相關關系，這與國內學者的過往研究結論不同，而與國外學者的結論一致。該結論支持了Varian（1985）的觀點，即可以將意見分歧作為一種風險，也支持了PEAD異象的風險補償解釋。

我們也研究了做空限制在PEAD期間的影響，我們發現，對于利空組合來說，較高的做空限制會削弱利空與公告日后即時股價變化的關系，使得股價不會在公告后迅速出現下跌，反而會加劇利空組合在公告日后一段時間內的跌幅。這與Anderson，Harris&So（2007）的結論一致，說明利空公告后的即時股價主要由樂觀交易者決定，這一局部現象也支持了Miller（1977）的觀點。

[1]Anderson K.L.，Harris J.H.，So E.Opinion divergence and postearnings announcement drift，Working Paper，McDonough School of Business，2007.

[2]Ball R.，Brown P.An empirical evaluation of accounting income numbers[J].Journal of Accounting Research，1968（6）：159-178.

[3]Bernard V.L.，Thomas J.K.Post-earnings-announcement drift：delayed price response or risk premium?[J].Journal of Accounting Research，1989（27）：1-36.

[4]Bernard Victor L.，Jacob K.Thomas.Evidence that stock prices do not fully reflect theimplications of current earnings for future earnings[J].Journal of Accounting and Economics，1990，13：4，305-40.

[5]Brav A.，Heaton J.B.Competing theories of financial anomalies[J].The Review of Financial Studies，2002（15）：575-606.

[6]Foster G.，Olsen C.，Shevlin T.Earnings releases，anomalies and the behavior of security returns[J].The Accounting Review，1984（59）：574-603.

[7]Garfinkel J.A.，Sokobin J.Volume，opinion divergence and returns：a study of post-earnings announcement drift[J].Journal of Accounting Research，2006（44）：85-112.

[8]Karpoff J.The relation between price changes and trading volume：A survey[J].Journal of Financial and Quantitative Analysis，1987（22）：109-126.

[9]Livnat，Joshua，Richard R.Mendenhall.Comparing the Post-Earnings Announcement Drift for Surprises Calculated from Analyst and Time Series Forecasts[J].Journal of Accounting Research，2006（44）：177-205.

[10]Miller E.M.Risk，uncertainty and divergence of opinion[J].Journal of Finance，1977（32）：1151-1168.

[11]Sharpe W.F.Capital asset prices：a theory of market equilibrium under conditions of risk[J].The Journal of Finance，1964（19）：425-442.

[12]Varian H.Divergence of opinion in complete markets：A note[J].Journal of Finance，1985（40）：309-317.

[13]陳國進，張貽軍，王景.意見分歧與盈余漂移[J].當代財經，2008，（7）：43-48.

[14]陸婷.系統性定價偏誤：中國A股盈余公告后的價格漂移研究[J].金融研究，2012（3）：139-151.

[15]周暉.基于投資者異質信念的證券市場盈余公告效應研究[D].湖南大學博士學位論文，2009.

[16]張維，張永杰.異質信念,賣空限制與風險資產價格[J].管理科學學報，2006，9（4）：58-64.