摘 要：以1997—2008年上市公司披露的年報為研究對象，對年報披露引起的投資者意見分歧與公告后股價飄移的關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)投資者意見分歧與公告后股價飄移呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，負(fù)相關(guān)程度隨持有期的延長而逐漸增強(qiáng)。盈余信息內(nèi)容不會對意見分歧與公告后股價飄移的關(guān)系產(chǎn)生影響，兩者之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系在好消息和壞消息組中都存在。進(jìn)一步的研究顯示，流動性水平會對意見分歧與盈余公告后的股價漂移的關(guān)系產(chǎn)生影響，隨著股票流動性程度的降低，意見分歧對盈余公告后的股價漂移的影響更加明顯。

關(guān)鍵詞：意見分歧；流動性；盈余公告飄移

中圖分類號：F830.91 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2011）36-0052-10

引言

有效市場假說（EMS）認(rèn)為證券價格會對信息做出迅速和無偏的調(diào)整，因此市場上不存在獲得超常收益的機(jī)會。然而，股票市場上存在的眾多異常現(xiàn)象（Anomaly）卻并不符合這一假說。其中，盈余公告效應(yīng)（也被稱作盈余漂移，Post-earnings announcements drifts，PEAD）就是最重要的市場“異象”之一。盈余公告效應(yīng)是指意外盈余（earning surprise）較高的公司在未來一段時期內(nèi)的市場回報會顯著地高于那些意外盈余較低的公司。盈余公告效應(yīng)的存在意味著價格并沒有迅速對盈余公告做出反應(yīng)，而是經(jīng)過一段時間調(diào)整后才將盈余信息融入股價，這顯然有悖于有效市場假說。Ball and Brown（1968）最早發(fā)現(xiàn)這一現(xiàn)象，此后Jones and Litzenberger（1970）、Foster等（1984）以及Chan等（1996）都證實(shí)在控制各種風(fēng)險因素后，該現(xiàn)象仍然存在。Fama（1998）在反駁歷年來發(fā)現(xiàn)的各種有違“有效市場假說”的“異象”后，也不得不承認(rèn)盈余公告效應(yīng)至今仍是一個難于否定的“異象”。

自從盈余公告效應(yīng)首次被發(fā)現(xiàn)以來，國內(nèi)外學(xué)者們提出了各種解釋，形成兩種不同的觀點(diǎn)：一是從風(fēng)險定價角度出發(fā)，認(rèn)為任何能夠獲得超常收益的“異象”不外乎是承擔(dān)了額外風(fēng)險；二是從行為金融角度出發(fā)，認(rèn)為是投資者心理偏差引起的投資者對盈余公告信息的“反應(yīng)不足”（Under-reaction）導(dǎo)致了盈余公告效應(yīng)現(xiàn)象的產(chǎn)生。除了上述兩種觀點(diǎn)之外，近年來興起的意見分歧資產(chǎn)定價模型為盈余公告效應(yīng)的研究注入了新的內(nèi)容。這一理論源自Miller（1977）提出的假說，認(rèn)為資產(chǎn)未來收益的不確定性會在投資者之間產(chǎn)生意見分歧，在存在賣空限制的情況下，悲觀投資者無法通過賣空交易將其信念體現(xiàn)在股票收益中，從而導(dǎo)致當(dāng)前股價被高估，隨著時間的推移，投資者的意見分歧逐步得到解決，高估的股價將逐漸向其基礎(chǔ)價值回歸。對于盈余公告而言，Zhang（2006）認(rèn)為，盈余信息解讀的復(fù)雜性會使投資者對相同的盈余信息產(chǎn)生不同的解釋，從而導(dǎo)致投資者對公司未來股價產(chǎn)生意見分歧?；贛iller（1977）假說，在存在賣空限制的條件下，投資者的意見分歧會使信息披露時的股價被高估，公告后隨著時間的推移，投資者的意見分歧逐步得到解決，高估的股價會逐漸向其基礎(chǔ)價值回歸。如果Miller（1977）假說成立，那么公告期間投資者意見分歧應(yīng)該與盈余公告后的股價漂移呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

在Miller（1977）假說基礎(chǔ)上，國內(nèi)外學(xué)者對投資者意見分歧與盈余公告效應(yīng)的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，但其結(jié)論仍存在較大的分歧。其中最具代表性的是國外學(xué)者Garfinkel and Sokobin（2003）和國內(nèi)學(xué)者陳國進(jìn)等（2007）的研究。Garfinkel and Sokobin（2003）利用盈余公告期間的意外交易量（Uexpected Volume）作為盈余公告引起的投資者意見分歧的代理變量，以1980—1998年NYSE和AMEX交易所上市公司的44 755個盈余公告數(shù)據(jù)為樣本，發(fā)現(xiàn)盈余公告后60天的累積超額收益率（CAR）與盈余公告期間的意外交易量正相關(guān)，這一結(jié)論實(shí)際上否定了Miller（1977）假說。而國內(nèi)學(xué)者陳國進(jìn)等（2007）借鑒Garfinkel and Sokobin（2003）的研究方法，以2003—2005年滬深兩市上市公司公布的年報為樣本，以意外成交量為投資者意見分歧代理變量，檢驗(yàn)了盈余公告效應(yīng)與意見分歧的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)盈余公告后較長時間區(qū)間內(nèi)股票的累積超額收益（CAR）與投資者意見分歧負(fù)相關(guān)，得到了與Garfinkel和Sokobin相反的結(jié)論，并支持了Miller（1977）假說。陳國進(jìn)等認(rèn)為，之所以會得到與國外成熟市場研究相反的結(jié)論，主要是因?yàn)锳股市場在樣本期內(nèi)實(shí)行的嚴(yán)格賣空限制使其更符合Miller（1977）假說的基本假設(shè)，因此意見分歧與公告后股價飄移的負(fù)相關(guān)關(guān)系在A股市場表現(xiàn)加顯著。

除了研究結(jié)論存在爭議之外，已有研究大都沒有考慮流動性因素對檢驗(yàn)結(jié)果的影響。而實(shí)際上流動性可以從以下兩個方面對投資者意見分歧與公告后股價飄移的關(guān)系產(chǎn)生影響：一是流動性的高低決定著套利交易的成本，股票市場的錯誤定價往往伴隨著較低流動性，這是因?yàn)榇笠?guī)模的套利交易會使流動性較低的股票價格向不利于套利者的方向變動，從而侵蝕套利收益；二是流動性低意味著市場買賣行為對價格的沖擊較大，意見分歧引起的樂觀投資者在公告期間的買入行為會使流動性差的股價進(jìn)一步上漲，而這些投資者在公告后的賣出行為又會導(dǎo)致公告后價格出現(xiàn)更大幅度的回落。另外，國內(nèi)研究采用的樣本期間較短，對于新興市場國家股票市場而言，證券市場的交易制度，上市公司數(shù)量以及投資者行為和構(gòu)成都處于不斷變化之中，較短的時間區(qū)間很難涵蓋這些因素對檢驗(yàn)結(jié)果的影響。

基于此，本文將以中國滬深兩市A股上市公司1997—2008年的年報數(shù)據(jù)為樣本，對A股市場盈余信息披露期間投資者意見分歧與盈余公告效應(yīng)之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。與已有研究不同的是：（1）在研究過程中考慮了股票流動性因素對投資者意見分歧與公告后股價漂移關(guān)系的影響；（2）分別采用會計(jì)衡量法和市場衡量法度量意外盈余，在此基礎(chǔ)上比較投資者意見分歧與公告后股價漂移的關(guān)系在公布好消息和壞消息股票中的不同表現(xiàn)，并基于意見分歧資產(chǎn)定價理論對此進(jìn)行解釋；（3）與以往國內(nèi)研究相比，本文研究的時間跨度更長（十二年），橫截面包含的樣本數(shù)量更大。

一、文獻(xiàn)評述

自從20世紀(jì)60年代盈余慣性首次被發(fā)現(xiàn)以來，國內(nèi)外學(xué)者們對該“異象”提出各種解釋，大致可劃分為兩類不同的觀點(diǎn)：一是從風(fēng)險定價角度出發(fā)，認(rèn)為任何可以借之獲得超常收益的“異象”不外是承擔(dān)了額外風(fēng)險的結(jié)果；二是從行為金融角度出發(fā)，認(rèn)為投資者心理和行為偏差導(dǎo)致投資者對盈余公告信息的“反應(yīng)不足”（under-reaction）是盈余慣性產(chǎn)生的原因。

（一）盈余慣性的風(fēng)險定價理論解釋

風(fēng)險定價學(xué)派承認(rèn)有效市場假說（EMS），認(rèn)為資本市場是有效的，盈余慣性表現(xiàn)出的“贏家組合”收益顯著高于“輸家組合”的現(xiàn)象，主要是因?yàn)榍罢弑群笳叱袚?dān)了更多的風(fēng)險。風(fēng)險定價學(xué)派主要采用風(fēng)險資產(chǎn)定價模型對兩類股票組合進(jìn)行風(fēng)險調(diào)整，考察經(jīng)風(fēng)險調(diào)整后兩類股票組合的收益是否仍然存在顯著差異，并在此基礎(chǔ)上對盈余慣性產(chǎn)生的原因進(jìn)行解釋。

Jones and Litzenberger（1970）采用資本資產(chǎn)定價模型（CAPM）對盈余慣性現(xiàn)象中的“贏家組合”和“輸家組合”進(jìn)行風(fēng)險調(diào)整，發(fā)現(xiàn)系統(tǒng)性風(fēng)險并不能解釋盈余慣性現(xiàn)象。Bernard and Thomas（1998）采用套利定價模型（APT）對“贏家組合”和“輸家組合”進(jìn)行風(fēng)險調(diào)整，發(fā)現(xiàn)套利理論無法解釋盈余慣性現(xiàn)象。Collins and Hribar（1999），Chordia and Shivakumar（2002）應(yīng)用Fama-French三因素模型對“贏家組合”和“輸家組合”進(jìn)行風(fēng)險調(diào)整，發(fā)現(xiàn)市場因素、規(guī)模效應(yīng)和熱門/價值股效應(yīng)都不能解釋盈余慣性現(xiàn)象。

由于傳統(tǒng)的資產(chǎn)定價模型不能有效解釋盈余慣性，因此，風(fēng)險定價學(xué)派開始嘗試在傳統(tǒng)資產(chǎn)定價模型基礎(chǔ)上引入其他風(fēng)險溢價因素或考慮交易成本（套利成本）的方法對盈余慣性進(jìn)行解釋。Ball 等（1988）和Foster等（1984）認(rèn)為，CAPM模型的一些缺陷導(dǎo)致盈余慣性收益指標(biāo)（CAR）的計(jì)算存在誤差，而這種誤差是PEAD現(xiàn)象產(chǎn)生的原因。Ball等（1988）發(fā)現(xiàn)，對于意外盈余為正的公司，CAPM模型會高估Beta值；對于意外盈余為負(fù)的公司，CAPM模型會低估Beta值。為了克服Beta值估計(jì)的偏誤，他們修正了CAPM模型，發(fā)現(xiàn)盈余慣性不再顯著。Sadka（2006）從流動性風(fēng)險的角度解釋了慣性問題，他在Fama-French三因素模型的基礎(chǔ)上引入了流動性風(fēng)險因素對盈余慣性進(jìn)行了解釋，認(rèn)為流動性溢價是盈余慣性產(chǎn)生的原因。然而，盡管在引入流動性因素后，模型解釋力有所提高，但仍不能對這一現(xiàn)象進(jìn)行完全解釋（解釋度大約為40%~80%）。Bhushan（1994） 對盈余慣性和交易成本之關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)盈余信息披露后股價的漂移程度與交易成本正相關(guān)，交易成本的存在限制了套利者利用市場上存在的錯誤定價（mispricing）獲利的機(jī)會，交易成本是證券市場是否有效的一個重要決定因素。Wurgler and Zhuravskaya（2002）和Mendenhall（2004）發(fā)現(xiàn)基于盈余慣性的套利策略往往會導(dǎo)致很高的套利成本，他們認(rèn)為扣除套利成本后，盈余慣性策略并不一定能夠獲得超額回報，其結(jié)論仍然支持有效市場假說（EMS）。Modigliani and Cohn（1979）提出了通貨膨脹錯覺假說，認(rèn)為通貨膨脹變化導(dǎo)致了對未預(yù)期盈余的估計(jì)存在系統(tǒng)偏差，這種系統(tǒng)偏差是影響盈余慣性的一個重要因素。他們認(rèn)為，相對于債券市場，股市投資者通常不會考慮通貨膨脹對未來盈余增長的影響，因此不會將通貨膨脹影響考慮進(jìn)定價模型。而實(shí)際上，未來盈余增長顯然會受到通貨膨脹的影響，這就造成了對意外盈余的估計(jì)存在系統(tǒng)偏差。Chordia and Shivakumar（2005）擴(kuò)展了通貨膨脹錯覺假說，他們認(rèn)為通貨膨脹對盈余增長的影響是隨著意外盈余單調(diào)增加的。因?yàn)楣墒写嬖谕ㄘ浥蛎涘e覺，盈余增加與通貨膨脹的正相關(guān)關(guān)系被低估，盈余增加與通貨膨脹的負(fù)相關(guān)關(guān)系被高估，錯誤的估計(jì)導(dǎo)致了PEAD現(xiàn)象。

實(shí)際上，風(fēng)險定價學(xué)派仍然是在有效市場假說（EMS）基礎(chǔ)上對盈余慣性進(jìn)行解釋，盡管額外增加的風(fēng)險溢價因子和交易成本能夠在一定程度上解釋盈余慣性的成因，但仍不能完全解釋這一現(xiàn)象。這主要是因?yàn)橛行袌黾僬f（EMS）假設(shè)投資者是完全理性的，這顯然與股票市場的實(shí)際情況不符，因此風(fēng)險定價學(xué)派不可能充分解釋盈余公告效應(yīng)。

（二）盈余慣性的行為金融理論解釋

有效市場假說關(guān)于理性投資者的基本假設(shè)使其不能完全解釋盈余慣性現(xiàn)象，因此一些學(xué)者轉(zhuǎn)而從心理學(xué)角度研究投資者的非理性行為，這些學(xué)者認(rèn)為行為和心理偏差引起的投資者對盈余信息內(nèi)容反應(yīng)不足是盈余慣性產(chǎn)生的主要原因，這類研究的理論基礎(chǔ)主要是經(jīng)典的行為金融資產(chǎn)定價模型，包括BSV模型、DHS模型、BHS模型和HS模型等。

Danial等（1998）基于投資者過度自信和自我歸因的心理偏差，提出證券市場上投資者反應(yīng)過度和反應(yīng)不足的理論。BSV（1998）則進(jìn)一步指出投資者對信息“反應(yīng)不足”源于其“保守性”心理偏差（Conservatism Bias），即投資者在獲得新信息時，很難更新原有觀念，盡管投資者對新信息的反應(yīng)方向正確，但反應(yīng)程度總小于貝葉斯標(biāo)準(zhǔn)。Bernard and Thomas（1990）發(fā)現(xiàn)季度報告的意外盈余能夠有效的預(yù)測在此以后4個報告期公告日附近3天的市場反應(yīng)，他們將這一現(xiàn)象歸因?yàn)橥顿Y者（包括個人投資者和機(jī)構(gòu)投資者）的不成熟，而投資者的不成熟使得他們無法預(yù)見意外盈余的自相關(guān)特征，從而導(dǎo)致盈余慣性現(xiàn)象的產(chǎn)生。Bartov（1992）將盈余慣性產(chǎn)生的原因歸結(jié)為包括分析師在內(nèi)的投資者無法有效的識別盈余的時序特征。Daniel等（1998） 和 Fischer（2001）認(rèn)為，盈余慣性是由于投資者對私人信息的過度反應(yīng)以及伴隨著自我歸因偏差引起的。過度自信使得這些投資者過度相信私人信息，對諸如年報之類的公眾信息相信不足，在這一假設(shè)下，過度自信的投資者可以推動股價，基于這一模型可以預(yù)測投資者擁有的同質(zhì)信息越多，盈余慣性的程度越大。Zhang（2006）認(rèn)為，投資者的心理偏差會導(dǎo)致其對盈余信息的反應(yīng)不足或反應(yīng)過度，從而導(dǎo)致盈余慣性的產(chǎn)生。信息不確定性的提高會增加投資者的心理偏差，因而信息不確定性的提高會增加盈余慣性策略的超額收益。Bartov等（2000）發(fā)現(xiàn)盈余慣性與投資者成熟程度存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，在引入投資者成熟度變量后，其他變量對盈余慣性的解釋力都不顯著。

Collins等（2003）發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高的股票具有更低的定價偏差，機(jī)構(gòu)投資者的偏差導(dǎo)致了市場無法正確估計(jì)意外盈余的自相關(guān)結(jié)構(gòu)，從而產(chǎn)生了盈余慣性。Ke and Ramalingegowda（2005）對機(jī)構(gòu)投資者的短期交易行為進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者利用了盈余慣性進(jìn)行套利，他們估計(jì)出在扣除交易成本之后，這些短期行為能夠給機(jī)構(gòu)投資者帶來年利率為22%的超常收益。此外，他們也發(fā)現(xiàn)套利活動確實(shí)增加了股票價格反映內(nèi)在價值的速度，但是隨著交易成本的增加，機(jī)構(gòu)投資者的這些交易活動有所減弱。Narayanamoorthy（2006）認(rèn)為，會計(jì)穩(wěn)健性是導(dǎo)致投資者無法有效分析識別盈余時序特征的主要原因。所謂會計(jì)穩(wěn)健性是指會計(jì)處理傾向于不確認(rèn)收益而確認(rèn)損失，這就使得意外盈余受到會計(jì)處理程序的影響。Narayanamoorthy（2006）發(fā)現(xiàn)，在排除會計(jì)穩(wěn)健性因素影響后，盈余慣性策略的超額回報更高。Frazzini（2006）從處置效應(yīng)的角度解釋了盈余慣性和價格慣性，發(fā)現(xiàn)處置效應(yīng)的存在加深了盈余慣性和價格慣性。

盡管行為金融理論為我們理解盈余公告效應(yīng)提供了一種全新的思路，單是這一理論也存在一些缺陷。股票市場投資者在進(jìn)行交易時往往表現(xiàn)為多種心理和行為偏差，我們無法有效區(qū)分每一種偏差對公告后股價變動的影響。

（三）意見分歧資產(chǎn)定價理論對盈余慣性的解釋

近年來，意見分歧資產(chǎn)定價模型逐漸成為資產(chǎn)定價理論研究的熱點(diǎn)。該理論假設(shè)投資者對股票未來收益的估計(jì)存在意見分歧，認(rèn)為市場上普遍存在的賣空限制會使股價因體現(xiàn)樂觀性偏差（optimism bias）而被高估（Miller，1977；Harrison and Kreps，1978）。Hong and Stein（2007）將意見分歧產(chǎn)生的原因總結(jié)為漸進(jìn)信息流、異質(zhì)先驗(yàn)和對信息的不同解釋（或異質(zhì)解釋）。

對于盈余公告而言，Zhang（2006）、Francis等（2007）和Lu（2004）認(rèn)為，從盈余信息中分離出影響股票估值因素的過程十分復(fù)雜，即使對于老練的分析師也是如此。而這種復(fù)雜性又恰恰為投資者對盈余信息的異質(zhì)解釋“預(yù)留了空間”。所謂異質(zhì)解釋是指即使面對相同的盈余信息，投資者對信息含義的理解也可能產(chǎn)生分歧。投資者對盈余信息的異質(zhì)解釋會導(dǎo)致投資者對股票未來收益產(chǎn)生意見分歧（比如Varian 1989，Harris and Raviv 1993，Kandel and Pearson 1995）?；谝庖姺制缳Y產(chǎn)定價模型，在存在賣空限制的情況下，投資者意見分歧的存在會導(dǎo)致股價在公告期間被高估。在均衡狀態(tài)下，股價的高估不可持續(xù)，隨著更多的有關(guān)股票未來收益的信息不斷披露，高估的股價將會逐漸向其基礎(chǔ)價值回歸。投資者對盈余信息的異質(zhì)解釋程度越高，他們在公告期間意見分歧程度就越大，股價在公告期間被高估的幅度就越高，公告后股票收益向其基礎(chǔ)價值的回歸幅度就越大。

Morris（1996）對投資者意見分歧隨時間變動的趨勢及其股價效應(yīng)進(jìn)行了詳細(xì)的研究，這一模型有助于我們解釋盈余信息披露時投資者意見分歧與盈余公告后股價漂移的關(guān)系：

假設(shè)市場上存在一群風(fēng)險中性的投資者，他們能夠通過不斷的學(xué)習(xí)了解風(fēng)險資產(chǎn)的基礎(chǔ)價值。在每一期，風(fēng)險資產(chǎn)要么支付1美元的股利，要么什么都不支付（股利為0）。每期支付股利的概率為θ，股利過程滿足獨(dú)立同分布。所有投資者都知曉以上信息，但是他們最初并不知道θ的真實(shí)值，也就是說他們對θ存在意見分歧或異質(zhì)信念。投資者根據(jù)歷史上的股利支付情況對θ進(jìn)行點(diǎn)估計(jì)，估計(jì)值為■。在股利支付滿足獨(dú)立同分布的假設(shè)下，■也表示未來任何一期的股利支付期望值。因此，如果我們設(shè)定無風(fēng)險利率為r，那么風(fēng)險中性投資者對風(fēng)險資產(chǎn)的估值應(yīng)等于（1/（1+r））■+（1/（1+r））2■+…=

■/r。在忽略r的情況下，我們將投資者對θ的估計(jì)值■作為投資者認(rèn)為的風(fēng)險資產(chǎn)的基礎(chǔ)價值。需要注意的是，這一基礎(chǔ)價值是投資者永久持有資產(chǎn)而不進(jìn)行交易愿意支付的價格，而當(dāng)投資者可以進(jìn)行資產(chǎn)交易時，這一基礎(chǔ)價值并不一定等于投資者愿意支付的價格（市場成交價格）。接下來，我們分析■的估計(jì)過程。

我們假設(shè)所有投資者可以分為■={1，…，I}類，其中■為有限值，每個類別包含的投資者數(shù)量無窮大。假設(shè)投資者i的先驗(yàn)信念可以表示為θ的主觀概率密度函數(shù)πi，其中θ∈[0，1]。每個πi都是二階可微的，且都有一個一致下界（uniformly bounded below）。

投資者觀測到，風(fēng)險資產(chǎn)在歷史內(nèi)共支付的股利數(shù)量為s。則他們的事后密度函數(shù)為：

ξi（θ|s，t）=■ （1）

因此，投資者認(rèn)為下一期進(jìn)行股利支付的概率為：

μi（s，t）=■θξi（θ|s，t）dθ=■ （2）

根據(jù)以上分析，我們將μi（s，t）作為投資者基于歷史（s，t）得到的風(fēng)險資產(chǎn)的基礎(chǔ)價值。需要注意的是，在資產(chǎn)剛開始被交易時，所有投資者都無法得知該資產(chǎn)過去的股利支付情況，因此，他們會形成無知先驗(yàn)（ignorance priors），然而無知先驗(yàn)（ignorance priors）樂觀的投資者并不意味著在隨后的時期中仍保持樂觀情緒。Morris（1996）舉了一個直觀的例子說明這一結(jié)論：

假設(shè)存在兩個投資者：投資者1和投資者2。投資者1認(rèn)為θ=1/5的概率為1/2，而θ=4/5的概率為1/2；投資者2認(rèn)為θ=1/5的概率為1/2，而θ=3/5得概率為1/2。因此，我們得到投資者1的先驗(yàn)隨機(jī)占優(yōu)于投資者2。然而，假設(shè)資產(chǎn)股利支付的歷史為（s，t）=（3，6），即在過去6期內(nèi)支付股利數(shù)量為3。在這種情況下：投資者1認(rèn)為θ=4/5的事后概率為：■=■，因此，其認(rèn)為的資產(chǎn)基礎(chǔ)價值為μ1（3，6）=（1/2）（4/5）+（1/2）（1/5）=1/2；投資者2認(rèn)為θ=3/5的事后概率為■=■，此時，投資者2得到的資產(chǎn)基礎(chǔ)價值為μ2（3，6）=（27/35）（3/5）+（8/35）（1/5）=89/175>1/2?？梢?，無知先驗(yàn)（ignorance priors）的樂觀并不意味著其在隨后的時期內(nèi)仍然會保持樂觀?；谝陨戏治觯琈orris（1996）提出如下定理：

定理1：對于所有的θ0∈[0，1]并且i∈■，隨著t→∞，μi（θ0t，t）→θ0。

定理1說明，隨著時間的推移，投資者的意見分歧會逐漸收斂于可觀測的股利支付頻率值，即客觀概率值θ0。這一結(jié)果反映了投資者不斷學(xué)習(xí)的能力，通過對股利支付歷史情況的學(xué)習(xí)，投資者的估值會逐漸接近于股票的基礎(chǔ)價值。

令p（s，t，r）為歷史（s，t）和無風(fēng)險利率r條件下風(fēng)險資產(chǎn)用當(dāng)前的價格，μ*（s，t）為歷史（s，t）條件下所有投資者中最樂觀投資者的認(rèn)為的基礎(chǔ)價值，則在存在賣空限制的條件下，資產(chǎn)均衡價格滿足：

p（s，t，r）=■[μ*（s，t）{r+p（s+1，t+1，r）}+（1-μ*（s，t））p（s，t+1，r）] （3）

等式（3）的含義是在歷史（s，t）條件下，資產(chǎn)的均衡價格等于所有投資者中估價最高投資者的期望收益貼現(xiàn)值，也就是說，在存在賣空限制的條件下，資產(chǎn)的均衡價格有估價最高投資者的信念所決定?；诖耍琈orris（1996）提出如下定理：

定理2：（1）如果投資者k永遠(yuǎn)是最樂觀的投資者，那么對于任何股利支付歷史而言，均衡價格p*（s，t，r）=μk（s，t）；（2）如果不存在永遠(yuǎn)樂觀的投資者，那么對于所有的股利支付歷史和無風(fēng)險利率r而言，我們有p*（s，t，r）>μi（s，t），i∈■；（3）隨著t→∞，則對于所有的θ0∈[0，1]，無風(fēng)險利率r和i∈■，有p*（θ0t，t，r）→μi（θ0t，t）→θ0；（4）隨著r →∞，對于所有的股利支付歷史，有p*（s，t，r）→μ*（s，t）。

定理2的（3）說明，隨著時間的推移，投資者的學(xué)習(xí)過程將使股票價格逐漸向其基礎(chǔ)價值回歸。

在理論研究基礎(chǔ)上，Garfinkel and Sokobin（2003）利用盈余公告期間的意外交易量（Uexpected Volume）作為意見分歧代理變量，以1980—1998年NYSE和AMEX交易所上市公司的44 755個盈余公告數(shù)據(jù)為樣本，發(fā)現(xiàn)盈余公告后60天的累積超額收益率（CAR）與盈余公告期間的意外交易量正相關(guān)，這一結(jié)論實(shí)際上支持了Varian（1985）的觀點(diǎn)，認(rèn)為投資者意見分歧是一種風(fēng)險因素。Anderson等（2007）在Garfinkel and Sokobin（2003）研究基礎(chǔ)上對2004—2005年Nasdaq上市公司盈余公告樣本進(jìn)行了研究，并考慮了賣空限制的影響，發(fā)現(xiàn)賣空限制對擁有利空信息的公司有影響，在這種情況下賣空限制導(dǎo)致1~3個月的盈余漂移，從而支持了Miller（1977）的觀點(diǎn)。Chang等（2009）以1985—2007年NYSE/AMEX/NASDAQ三個交易所上市公司的141 328個季度報告為研究樣本，對意見分歧與盈余公告后股價收益對意外盈余的非對稱反應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在公告日后60個交易日內(nèi)，隨著投資者意見分歧程度的增強(qiáng)，股票60天累積超額收益（CAR）對好消息的反應(yīng)強(qiáng)度逐漸增強(qiáng)。在意見分歧程度最高的股票組合中，累積超額收益（CAR）對好消息的反應(yīng)強(qiáng)度超過對壞消息的反應(yīng)強(qiáng)度。

國內(nèi)研究方面，陳國進(jìn)等（2007）借鑒Garfinkel and Sokobin（2003）的研究方法，以2003—2005年滬深兩市上市公司公布的年報為樣本，以意外成交量為意見分歧代理變量，檢驗(yàn)了盈余公告效應(yīng)與意見分歧的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)盈余公告后較長時間區(qū)間內(nèi)股票的累積超額收益（CAR）與投資者意見分歧負(fù)相關(guān)，得到了與Garfinkel和Sokobin相反的結(jié)論。陳國進(jìn)等認(rèn)為，之所以會得到與國外成熟市場研究相反的結(jié)論，主要是因?yàn)橹袊善笔袌鋈詫?shí)行嚴(yán)格的賣空限制，在這種情況下，意見分歧與賣空限制會導(dǎo)致股價高估更加明顯。此外，陳國進(jìn)等還發(fā)現(xiàn)與壞消息相比，好消息公布后的盈余慣性對意見分歧的敏感程度更高，然而他們并沒有給出這一現(xiàn)象的合理解釋。周暉等（2008）使用滬深兩市A股上市公司公開披露的2001—2006年中報和年報為樣本，以意外成交量為意見分歧代理變量，發(fā)現(xiàn)投資者意見分歧與盈余公告后較長時間區(qū)間內(nèi)的累積超額收益正相關(guān)。另外，對于好消息而言，投資者意見分歧與盈余公告后較長時間區(qū)間內(nèi)的累積超額收益正相關(guān)，對于壞消息而言，投資者意見分歧與盈余公告后較長時間區(qū)間內(nèi)的累積超額收益負(fù)相關(guān)?？梢妵鴥?nèi)學(xué)者關(guān)于投資者異質(zhì)解釋與公告后股票收益關(guān)系的研究并未達(dá)成一致。

二、理論分析與待檢驗(yàn)假設(shè)的提出

對于盈余公告而言，投資者對盈余信息的意見分歧導(dǎo)致意見分歧的產(chǎn)生。基于Miller（1977）假說，在中國嚴(yán)格禁止賣空的股票市場上，投資者意見分歧會導(dǎo)致股價在公告期間被高估，公告后隨著更多有關(guān)公司業(yè)績的信息進(jìn)一步披露，投資者的意見分歧程度逐漸收斂，股價會逐漸向其基礎(chǔ)價值回歸。投資者對盈余信息的意見分歧程度越強(qiáng)，股價在公告期間被高估的幅度就越大，公告后股價向其基礎(chǔ)價值回歸的幅度也就越大。公告后股票持有時間越長，公司經(jīng)營信息的披露越充分，股價向其基礎(chǔ)價值的回歸程度也就越明顯。為此我們提出如下待檢驗(yàn)假設(shè)：

假設(shè)1：投資者對盈余信息的意見分歧程度與盈余公告后股票的累積超額收益負(fù)相關(guān)，負(fù)相關(guān)程度隨著公告后持有期的延長而逐漸增強(qiáng)。

Xu（2007）認(rèn)為，每一類型投資者參與交易的概率與該類投資者在所有潛在投資者中所占比重成正比。這是因?yàn)樵擃愅顿Y者人數(shù)眾多，每個投資者只承擔(dān)一小部分股價反向變動的風(fēng)險。對于不同消息類型而言，對好消息持樂觀態(tài)度的投資者在所有投資者中所占的比重往往高于對壞消息持樂觀態(tài)度投資者所占的比重。風(fēng)險的分散使得對好消息持樂觀態(tài)度的投資者更有可能參與股票交易而買入股票，從而導(dǎo)致在公布好消息時股價高估程度較高。隨著時間的推移，高估的股價會逐漸向其基礎(chǔ)價值回歸，公告期間股票收益被高估的幅度越高，其在公告后向其基礎(chǔ)價值回歸的幅度越大，基于此，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：好消息組合中股票的公告后累積超額收益與投資者意見分歧負(fù)相關(guān)的程度要高于壞消息組合中的股票。

Sadka and Scherbina（2007）發(fā)現(xiàn)，投資者意見分歧與當(dāng)前股票收益的正相關(guān)關(guān)系以及與未來股票收益的負(fù)相關(guān)關(guān)系隨著股票流動性的降低而逐漸增強(qiáng)。Sadka和Scherbina將這一現(xiàn)象歸結(jié)為投資者交易行為導(dǎo)致的價格沖擊。對于盈余公告而言，較低的流動性低意味著市場交易行為對股價的沖擊程度較大。其中，公告期間樂觀投資者的超買行為會導(dǎo)致流動性差的股票出現(xiàn)較大幅度的上漲，而公告后這些投資者的超賣行為又會導(dǎo)致流動性差的股票出現(xiàn)較大幅度的下跌。也就是說，在考慮流動性因素后，股價變動的幅度除了包含投資者預(yù)期因素之外，還包含投資者交易行為對股票價格形成的價格沖擊。為此，我們提出待檢驗(yàn)假設(shè)3：

假設(shè)3：與流動性水平較高的股票相比，公告期間意見分歧引起的公告后股價向其基礎(chǔ)價值回歸的趨勢在流動性水平較低的股票中變現(xiàn)更加明顯。

三、數(shù)據(jù)樣本、變量構(gòu)建和描述性統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)樣本

本文以滬深兩市上市公司1997—2008年年報為研究對象，共12個報告期。本文所需的股票交易數(shù)據(jù)和財務(wù)數(shù)據(jù)全部來自于RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫。在具體選擇樣本的過程中，我們遵循以下原則：剔除金融保險類上市公司；剔除非正常交易（ST或PT）的公司；剔出了年報公布超期的公司樣本；剔除會計(jì)盈余指標(biāo)缺失的樣本。經(jīng)過數(shù)據(jù)篩選后，得到9 327個盈余公告樣本。

（二）變量構(gòu)建

1．投資者意見分歧變量。借鑒已有研究，我們采用公告日附近3天（[-1，0，1]）的日均異常換手率（ABVOL）作為投資者對盈余信息的意見分歧變量，其具體計(jì)算方法為盈余公告附近3個交易日的平均日換手率減去公告前190個交易日至公告前11個交易日的日均換手率。

2．盈余公告后股價漂移。我們借鑒國內(nèi)外研究的通行方法，采用公告后第2天至第N天的累積超額收益率作為盈余公告后股價漂移指標(biāo)。其具體計(jì)算方法為：

ＣＡＲＮi=■（Ri，t-Rm，t） N=10，30，60

其中，ＣＡＲＮi表示股票從公告后第2天至公告后第N+1天的累積超額收益率，Ri，t表示股票i在第t天的日收益，Rm，t表示第t天的流通市值加權(quán)市場平均收益。

3．意外盈余。吳世農(nóng)等（2005）發(fā)現(xiàn)，中國投資者對盈余信息的反應(yīng)依賴于盈余的度量方式，從而表現(xiàn)為“框架依賴偏差”。以往研究對會計(jì)盈余的度量方法大致分為兩類：一類是會計(jì)衡量法，用公司財務(wù)指標(biāo)的實(shí)際數(shù)據(jù)與各種預(yù)測模型得到的預(yù)測數(shù)據(jù)之間的差值度量意外盈余；一類是市場衡量法，用投資者對盈余信息的反應(yīng)，即盈余公告日附近的平均收益來衡量意外盈余。當(dāng)實(shí)際盈余高于預(yù)期盈余時為利好消息，股票收益為正，反之則為利空消息，股票收益為負(fù)。兩種方法各有利弊，為此，本文內(nèi)容將同時采用會計(jì)衡量法和市場衡量法兩種方式度量意外盈余。借鑒吳世農(nóng)等（2005）的指標(biāo)構(gòu)建方法，我們使用會計(jì)衡量法中的每股收益變動百分比來表示意外盈余，其具體計(jì)算公式如下：

SUE1i，t=■×100%

其中，SUE1i，t表示第i支股票在會計(jì)年度t使用會計(jì)衡量法計(jì)算得到的意外盈余，ERSi，t表示第i支股票在會計(jì)年度t的每股收益。借鑒Garfinkel and Sokobin（2006）和Anderson等（2007）采用的市場衡量方法，以盈余公告當(dāng)天即后一天的累計(jì)超額股票收益定義股票意外盈余，其具體計(jì)算方法如下：

SUE2i，t＝■■（Ri，t-Rm，t）

其中，SUE2i，t表示第i支股票在會計(jì)年度t使用市場衡量法計(jì)算得到的意外盈余，Ri，t表示股票i在第t天的日收益，Rm，t表示第t天的流通市值加權(quán)市場平均收益。

4．流動性。本文借鑒Amihud（2002）的非流動性指標(biāo)來度量資產(chǎn)的流動性。對于某一時期內(nèi)股票的非流動性具體計(jì)算方法如下：

ILLIQi，t=（1/Di，t）■Di，tt=1Ri，t，d / DVOLi，t，d×1010

其中，Ei，t，d和DVOLi，t，d分別表示股票i在時期t的第d個交易日的收益率和交易量（以元為單位），Di，t表示股票i在時期t的有效交易天數(shù)。需要指出的是，我們采用的方法度量的是股票的非流動性，因此，ILLIQ數(shù)值越大，說明流動性越差。

5．其他控制變量。借鑒已有研究，選擇公司規(guī)模（SIZE）、賬面市值率（BM）、動量效應(yīng)（MOM）以及波動率（VOLATILE）作為控制變量。其中，公司規(guī)模（SIZE）用年末流通股市值的自然對數(shù)表示，年末流通股市值的計(jì)算方法為年末股票收盤價與流通股股數(shù)的乘積；賬面市值率（BM）為年末流通股市值與公司凈資產(chǎn)的比值，我們將賬面市值率為負(fù)的觀測設(shè)為缺失值；動量效應(yīng)（MOM）用公告前60個交易日累計(jì)超額收益率表示；波動率（VOLATILE）用公告前第200個交易日至公告前第11個交易日（[-200，-11]）經(jīng)過值加權(quán)市場指數(shù)收益調(diào)整的股票日超額收益標(biāo)準(zhǔn)差表示。

所有變量中包含的極端值可能對檢驗(yàn)結(jié)果產(chǎn)生負(fù)面影響。經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)控制極端值的做法包括將變量分布兩側(cè)1%的觀測截除和對變量分布兩側(cè)1%觀測的進(jìn)行winsorize處理。本文涉及變量較多，若將各關(guān)鍵變量前后1%觀測值截除，恐怕會損失過多的樣本，從而降低檢驗(yàn)結(jié)果的準(zhǔn)確性。因此，本文主要采用Winsorize方法，對變量極端值進(jìn)行處理。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

文章使用變量的全樣本描述性統(tǒng)計(jì)（如表1所示），我們看到所有變量中觀測數(shù)最多的是意見分歧變量（ABVOL）、兩個意外盈余變量（SUE1和SUE2）以及流動性變量（ILLIQ），樣本數(shù)為9327。觀測數(shù)最少的變量是對數(shù)賬面市值率（LN（BM）），主要是因?yàn)樵跇?gòu)建變量時將賬面市值率（BM）為負(fù)的觀測設(shè)為缺失值的原因。另外，我們發(fā)現(xiàn)對于兩個意外盈余指標(biāo)來說，其全樣本均值都為負(fù)，說明從平均來看，意外盈余左偏。意見分歧變量（ABVOL）均值為正，說明從平均來看，盈余公告附近3天的日均換手率高于公告前190天（[-200，-11]）的日均換手率。

Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，公告后累計(jì)超額收益變量（10、30、60天）都與意見分歧變量負(fù)相關(guān)，并且隨著持有期的延長，負(fù)相關(guān)程度逐漸加強(qiáng)，顯著性水平逐漸提高，這一結(jié)果與待檢驗(yàn)假設(shè)1基本吻合。① 公告后累計(jì)超額收益與意外盈余的相關(guān)關(guān)系比較復(fù)雜，當(dāng)使用市場衡量法度量意外盈余（SUE2）時，累計(jì)超額收益與意外盈余正相關(guān)，說明存在盈余公告效應(yīng)，而當(dāng)使用會計(jì)衡量法度量意外盈余（SUE1）時，相關(guān)性檢驗(yàn)顯示兩者基本呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。這種不同意外盈余指標(biāo)下的不同相關(guān)性結(jié)果證明，中國A股市場存在吳世農(nóng)等（2005）提出的框架依賴偏差特征。

四、意見分歧與公告后股價飄移關(guān)系檢驗(yàn)

我們在每個會計(jì)年度，我們將所有橫截面股票根據(jù)意見分歧指標(biāo)（ABVOL）的大小構(gòu)造5分位組合，計(jì)算每個意見分歧5分位組合在持有期的等加權(quán)平均累計(jì)超額收益。然后，我們再對所有會計(jì)年度意見分歧組合的累計(jì)超額收益進(jìn)行加權(quán)平均，從而得到整個樣本區(qū)間意見分歧5分位組合的收益，加權(quán)平均的權(quán)重為每個會計(jì)年度樣本股票數(shù)量。具體的計(jì)算結(jié)果（見表2）：

上頁表2顯示，意見分歧對沖組合收益隨著持有期的延長經(jīng)歷了一個由正到負(fù)的過程，并且顯著性逐漸增強(qiáng)。當(dāng)持有期為60天時，意見分歧對沖組合收益為-2.94%，折算成年收益率大致等于-12%，① 說明意見分歧程度最高的組合與意見分歧最低組合相比，在公告后60個交易日獲得的顯著的低收益。這一結(jié)論與陳國進(jìn)等（2007）的檢驗(yàn)結(jié)果類似，不同的是他們選擇的持有期較長（公告后30、60和90個交易日）。

組合價差法直觀、簡便，能夠較好地反映投資者意見分歧程度對公告后股價漂移的影響規(guī)模，但是這種方法存在一定缺陷，無法反映其他影響股價因素對檢驗(yàn)結(jié)果的影響。為此，我們將通過構(gòu)建回歸模型的方法對組合價差法的結(jié)論進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)，回歸方程構(gòu)建如下：

CARNi，t=α+β1LN（SIZE）i，t+β2LN（BM）i，t+β3MOMi，t+

β4VOLATILEi，t+β5SUEi，t+β6ABVOLi，t+εi，t （1）

表3給出了采用會計(jì)衡量法度量意外盈余的全樣本回歸分析結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)不論股票持有期如何設(shè)定，回歸方程在引入意見分歧變量（ABVOL）后，擬合優(yōu)度都有所增加。以持有期為60天的回歸結(jié)果為例，不包括意見分歧變量（ABVOL）的回歸結(jié)果調(diào)整后R2為0.0591，而在引入意見分歧變量后，調(diào)整后R2達(dá)到0.0720，回歸方程的擬合優(yōu)度顯著增加。同樣的情況也出現(xiàn)在采用市場衡量法度量意外盈余的分析中。隨著持有期的延長，累積超額收益與意見分歧的負(fù)相關(guān)程度也逐漸增加（系數(shù)絕對值逐漸增加），顯著性逐漸增強(qiáng)。這說明，盈余公告引起的公告期間意見分歧在公告后隨著時間的延長而逐漸收斂。這是因?yàn)?，盈余公告后?jīng)歷的時間越長，關(guān)于公司未來經(jīng)營的信息披露越充分，市場上投資者的意見分歧收斂程度越高，從而導(dǎo)致原來股價被高估的股票向其基礎(chǔ)價值回歸的程度越明顯。因此，我們證明檢驗(yàn)假設(shè)1成立。

五、盈余內(nèi)容對意見分歧與公告后股價飄移關(guān)系的影響

為了比較好消息和壞消息條件下公告后股價漂移對意見分歧反應(yīng)，我們首先基于意外盈余（SUE）將所有樣本進(jìn)行分組。其中，將意外盈余為正（SUE>0）的樣本作為好消息組合，而將意外盈余為負(fù)（SUE<0）的樣本作為壞消息組合。比較好消息組和壞消息組中意見分歧組合的收益情況，下頁表4和表5分別給出了采用會計(jì)衡量法和市場衡量法度量意外盈余的分組結(jié)果。結(jié)果顯示，無論采用何種意外盈余（SUE）分類方法，意見分歧組合收益差都隨著持有期的延長而逐漸降低（絕對值增大），并且顯著性水平也隨之逐漸上升。這一檢驗(yàn)結(jié)果與全樣本檢驗(yàn)結(jié)果（見上頁表3）一致。表4和表5的檢驗(yàn)結(jié)果說明，意見分歧與公告后股價飄移的負(fù)相關(guān)關(guān)系在好消息組合壞消息組中分別存在，也就是說，兩者之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系并不受盈余信息內(nèi)容的影響。然而，從意見分歧對公告后股價漂移的作用規(guī)模來看，意見分歧對壞消息的影響強(qiáng)于好消息，這一檢驗(yàn)結(jié)果并不支持假設(shè)2。這一結(jié)果出乎我們的意料，產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能仍出在好壞消息區(qū)分標(biāo)準(zhǔn)上面，我們將在今后對此進(jìn)行更為深入的研究。

六、流動性對意見分歧與公告后股價飄移關(guān)系的影響

為了考察流動性對檢驗(yàn)結(jié)果的影響，我們根據(jù)非流動性指標(biāo)（ILLIQ）和意見分歧（ABVOL）對樣本進(jìn)行二維順序分組（sequential grouping）。具體分組方法為：在每個報告期，我們首先將樣本股票按照投資者意見分歧程度分成3組。然后再對每個意見分歧組合按照組合中樣本股票的流動性水平進(jìn)行二次分組，這樣我們在每個報告期就得到3×3個二維（意見分歧-流動性）投資組合，將每個組合中樣本股票的等加權(quán)平均收益作為該組合在當(dāng)前報告期的組合收益；將每個3×3組合的時間序列加權(quán)平均收益作為該類組合在樣本期（11個會計(jì)年度）的組合收益，加權(quán)平均的權(quán)重為每個報告期樣本股票的數(shù)量。需要注意的是，本節(jié)分析中采用的流動性指標(biāo)（ILLIQ）是用來衡量股票非流動性水平的，該指標(biāo)數(shù)值越高，說明股票的流動性越差。由于較短持有期（N=10，30）的全樣本檢驗(yàn)結(jié)果不夠顯著，因此我們只分析持有期為60天的情況。

表6給出了基于流動性和意見分歧的二維分組結(jié)果。我們看到，在控制流動性水平后，組合收益基本上隨著意見分歧水平的升高而逐漸降低，意見分歧最高組合在公告后60天累積超額收益都低于意見分歧最低組合的收益，基于意見分歧構(gòu)建的對沖組合收益都為負(fù)，這與P58表3全樣本檢驗(yàn)結(jié)果相吻合，說明意見分歧與公告后股票收益的負(fù)相關(guān)關(guān)系并不因流動性水平的改變而變化。更為重要的是，隨著流動性水平的降低（由左至右），對沖組合收益呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢（絕對值增加）。其中，流動性最低的意見分歧對沖組合收益為-3.07%，并且在1%的水平下顯著，顯著低于流動性最高的意見分歧組合對沖收益（-1.09%）。表6的檢驗(yàn)結(jié)果說明，意見分歧對公告后股價漂移的作用規(guī)模隨著股票流動性水平的降低而逐漸增強(qiáng)，從而支持了待檢驗(yàn)假設(shè)3的結(jié)論。

對于引言中提到第一種流動性作用方式而言，由于中國長期以來實(shí)行較為嚴(yán)格的賣空限制，在這種情況下，投資者無法通過賣空交易針對投資者意見分歧導(dǎo)致的錯誤定價進(jìn)行套利交易，因此這種作用方式并不適合中國A股市場。而對第二種作用方式而言，意見分歧導(dǎo)致的公告期間樂觀投資者的超買交易對流動性較差的股票構(gòu)成較大正向的價格沖擊，從而導(dǎo)致這類股票在公告期間被高估的幅度較高。而公告后樂觀投資者的超賣行為會對股票形成較大的負(fù)向沖擊，從而導(dǎo)致這類股票在公告后下跌的幅度較高，也就是說，低流動性會對公告后股票收益與公告期間投資者意見分歧的負(fù)相關(guān)關(guān)系產(chǎn)生放大效應(yīng)。

結(jié)論與進(jìn)一步研究方向

本文為盈余公告效應(yīng)的研究注入了新的內(nèi)容，在傳統(tǒng)的風(fēng)險定價學(xué)派和行為金融學(xué)派研究的基礎(chǔ)上引入了投資者意見分歧變量，將公告期間的異常換手率與公告的股價漂移聯(lián)系起來，從而豐富了這一領(lǐng)域的研究內(nèi)容。本文的檢驗(yàn)結(jié)果說明：（1）在中國完全禁止賣空的股票市場上，投資者對盈余信息的意見分歧與盈余公告后的股價漂移負(fù)相關(guān)，負(fù)相關(guān)程度隨著持有期的延長而逐漸增強(qiáng)，從而為Miller（1977）假說提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；（2）盈余信息類型不會對意見分歧與公告后股價飄移的關(guān)系產(chǎn)生影響，兩者之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系在好消息和壞消息組中都存在；（3）流動性水平會對意見分歧與盈余公告后的股價漂移的關(guān)系產(chǎn)生影響，隨著股票流動性程度的降低，意見分歧對盈余公告后的股價漂移的影響更加明顯。

從本文的研究內(nèi)容來看，合理地構(gòu)建投資者意見分歧指標(biāo)對于提高經(jīng)驗(yàn)研究的準(zhǔn)確性至關(guān)重要。盡管本文采用的換手率和超額收益波動率指標(biāo)能夠相對較好地衡量投資者之間存在的意見分歧，但是與其他所有基于公開數(shù)據(jù)構(gòu)建的指標(biāo)一樣，換手率和超額收益波動率指標(biāo)也存在諸多缺陷，容易受到其他影響股價因素的干擾。目前，國外這一領(lǐng)域的最新研究開始嘗試使用個人賬戶數(shù)據(jù)和交易訂單數(shù)據(jù)衡量投資者之間的意見分歧。然而，由于數(shù)據(jù)可獲得性和本人能力所限，文章并未涉及此類內(nèi)容，為此筆者將在今后嘗試使用個人賬戶數(shù)據(jù)和交易訂單數(shù)據(jù)創(chuàng)造性地構(gòu)建意見分歧衡量指標(biāo)，并在此基礎(chǔ)上文章內(nèi)容進(jìn)行更為深入的研究。

參考文獻(xiàn)：

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

[2] Jones C. P.，Litzenberger R. H.，Quarterly earnings reports and intermediate stock price trends，Journal of Finance，1970，(25)：143-148.

[3] Foster G.，Olsen C.，Shevlin T.，Earnings releases，anomalies，and the behavior of security returns，Accounting Review，1984，(4).

[4] Chan L. K. C.，Jegadeesh N.，Lakonishok J.，Momentum strategies，Journal of Finance，1996，(5).

[5] Fama E.F.，Market efficiency，long-term returns and behavior finance，Journal of Financial Economics，1998，(3)：283-306.

[6] Miller，Edward，M.，1977，Risk，uncertainty，and divergence of opinion，Journal of Finance 1977，(4).

[7] Zhang，X. F.，Information uncertainty and stock returns，The Journal of Finance，2006，(1)：105-137.

[8] Garfinkel，J. A. and J. Sokobin，Volume，opinion divergence，and returns：A study of post-earnings announcement drift，Journal of

Accounting Research，2006，(1)：85-112.

[9] 陳國進(jìn)，張貽軍，王景.異質(zhì)信念與盈余公告效應(yīng)——基于中國股票市場的實(shí)證研究[J].當(dāng)代財經(jīng)，2008，(7)：43-48.

[10] Xu J.，Price convexity and skewness，Journal of Finance，2007，(5).

[11] Sadka R.，Scherbina A.，Analyst disagreement，mispricing，and liquidity，Journal of Finance，2007，(5).

[12] 吳世農(nóng)，吳超鵬.盈余信息度量、市場反應(yīng)與投資者框架依賴偏差分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005，(2)：80-90.

[13] Amihud Y.，Illiquidity and stock returns：cross-section and time-series effects，Journal of Financial Markets，2002，(5)：31-56.

Opinion Divergence，Liquidity and Post-Earnings Announcements Drift

——Evidence from Annual Financial Reports of Listed Companies in A-Share Stock Market

LI Feng-yu

（Dongbei University of Finance and Economics，Research Academy of Economic Social Development，Dalian 116025，China）

Abstract：By using a sample of annual financial reports of listed companies from 1997 to 2008，this essay tests the relationship between investors opinion divergence brought out by earnings announcements and post-earnings announcement drift to find that there exists a negative relationship between these two variables and the negative relationship strengths with extension of holding period. It is also evidenced that the negative relationship exists in both good and bad news groups，which indicates that information content would not change the result. Further research indicates that stock liquidity could influence the result in that the negative relationship is more prevail in stocks with low liquidity.

Key words：opinion divergence；liquidity；post-earnings announcement drift

[責(zé)任編輯 陳丹丹]