賈 明，阮宏飛，張 喆

1 西北工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，西安 710072 2 西安交通大學(xué) 管理學(xué)院，西安 710049

1 引言

謠言的危害性已經(jīng)引起全社會(huì)的高度重視，打擊謠言成為當(dāng)前構(gòu)建社會(huì)誠信體系的關(guān)鍵任務(wù)。上市公司的傳聞引起股價(jià)異常波動(dòng)[1-2]，加大上市公司的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，并且對(duì)證券市場(chǎng)的穩(wěn)定性產(chǎn)生一定的影響[3]。因此，上市公司應(yīng)當(dāng)發(fā)布澄清公告及時(shí)辟謠。已有研究認(rèn)為澄清公告的發(fā)布會(huì)出現(xiàn)澄而不清的現(xiàn)象[4-5]，但其研究樣本量少，樣本選擇不全面，研究設(shè)計(jì)存在缺陷，且忽略了樣本選擇性偏差對(duì)研究結(jié)果的影響。本研究將對(duì)此逐一進(jìn)行完善，以探究澄清公告的辟謠效果。

同時(shí)，在“眼球經(jīng)濟(jì)”時(shí)代，一些媒體為了獲得更多的關(guān)注度和更高的發(fā)行量，經(jīng)常肆意報(bào)道、虛假報(bào)道[6]，而澄清公告的澄清效果會(huì)受傳聞接收者對(duì)傳聞?wù)J知的影響。從傳聞來源的視角出發(fā)，權(quán)威性和可靠性高的傳聞能夠增加投資者對(duì)傳聞的信任程度，從而影響澄清公告的澄清效果[7]。此外，澄清公告信息披露質(zhì)量的高低也會(huì)對(duì)澄清公告的效果產(chǎn)生不同的影響。因此，本研究探討不同傳聞來源和澄清公告信息披露質(zhì)量的高低對(duì)澄清公告辟謠效果的影響，為系統(tǒng)評(píng)價(jià)上市公司澄清公告的作用提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

2 相關(guān)研究評(píng)述

上市公司主要通過發(fā)布澄清公告來澄清傳聞。然而，現(xiàn)有國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于澄清傳聞的研究較少，因此有必要對(duì)澄清公告的澄清效果進(jìn)行深入地研究。國外學(xué)者主要通過心理學(xué)實(shí)驗(yàn)研究澄清傳聞的效果，Bordia等[8]研究發(fā)現(xiàn)，傳聞使人們產(chǎn)生焦慮和恐慌，澄清傳聞能夠減少人們的焦慮和不安，尤其是與傳聞?dòng)兄芮嘘P(guān)系的人有更強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)去評(píng)價(jià)澄清傳聞的內(nèi)容。高質(zhì)量的澄清措辭比低質(zhì)量的澄清措辭能更好地減少投資者的焦慮和對(duì)傳聞的信任度，達(dá)到更好的澄清效果。澄清公告來源的可靠性對(duì)澄清效果也會(huì)產(chǎn)生影響，來源可靠的澄清公告比不可靠的澄清公告效果好[9]。Koller[10]和Tybout等[11]的研究表明，相對(duì)于直接對(duì)傳聞進(jìn)行否定，企業(yè)采取積極的溝通方式可以更好地澄清傳聞。為了達(dá)到有效的澄清效果，Brodin[12]認(rèn)為企業(yè)應(yīng)該提前采取一些預(yù)防傳聞的措施，如開展良好的公關(guān)活動(dòng)、及時(shí)披露企業(yè)的信息等。以上研究表明，企業(yè)應(yīng)及時(shí)地、積極地澄清傳聞以減少投資者的焦慮，并且選擇高質(zhì)量的澄清措辭和可靠性高的澄清來源，以更好地澄清傳聞。

中國學(xué)者研究表明，從投資者角度看，公告的可信度決定了發(fā)布澄清公告能否辟謠。王雄元等[13]研究表明，澄清越及時(shí)，澄清態(tài)度越肯定，澄清內(nèi)容越準(zhǔn)確，澄清公告的可信度越高，股票市場(chǎng)反應(yīng)越大，澄清效果越好。當(dāng)澄清公告中包含清晰的對(duì)傳聞內(nèi)容進(jìn)行肯定回應(yīng)的相關(guān)信息時(shí)，澄清公告更為可信[14]。由此可見，澄清公告的澄清效果依賴于澄清的及時(shí)性、澄清的措辭和澄清態(tài)度等因素。當(dāng)把媒體權(quán)威性作為調(diào)節(jié)變量時(shí)，發(fā)布傳聞的媒體權(quán)威性越高，對(duì)澄清效果的影響就越大[15]。Hovland等[7]認(rèn)為，權(quán)威性和可靠性高的傳聞容易獲得投資者的信任，從而降低澄清公告的澄清效果。傳聞媒體的權(quán)威性對(duì)傳聞的可信度會(huì)產(chǎn)生顯著的影響，進(jìn)而影響澄清公告的澄清效果。另外，澄清公告措辭的準(zhǔn)確性、披露內(nèi)容的完整性、不同的市場(chǎng)走勢(shì)(牛市或熊市)也會(huì)對(duì)澄清效果產(chǎn)生影響。劉春林等[4]研究表明，澄清公告效果一定程度上依賴于公司的澄清方式，模糊澄清不僅達(dá)不到預(yù)期效果，而且還會(huì)進(jìn)一步加劇傳聞的影響，產(chǎn)生澄清公告澄不清的現(xiàn)象；內(nèi)容詳細(xì)的澄清公告有助于消除傳聞的影響[16]。在不同市場(chǎng)環(huán)境下，澄清公告的措辭也起著一定的作用。在牛市中，澄清公告措辭越強(qiáng)硬，澄清效果越好；但在熊市中，它們之間的關(guān)系并不顯著[17]。

3 研究假設(shè)

3.1 澄清公告的澄清效果

股市傳聞引起股價(jià)的異常波動(dòng)，其不確定性和真實(shí)性影響投資者的投資行為[1-2]。Schindler[18]研究表明，當(dāng)出現(xiàn)傳聞時(shí)，大部分人持等待和觀望的態(tài)度，他們會(huì)追隨其他人對(duì)傳聞的態(tài)度來調(diào)整投資策略。當(dāng)出現(xiàn)正面?zhèn)髀剷r(shí)，一部分投資者預(yù)期股票會(huì)上漲而買進(jìn)，后續(xù)就會(huì)有大量投資者跟進(jìn)，形成羊群效應(yīng)，導(dǎo)致股價(jià)上漲，從而使這些投資者獲得正的股票異常收益。當(dāng)上市公司發(fā)布澄清公告否定傳聞后，支撐股價(jià)上漲的信息并沒有得到公司的認(rèn)可，這在一定程度上損害了投資者對(duì)公司價(jià)值的信心，持有傳聞公司股票的投資者有更強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)去評(píng)價(jià)傳聞的真實(shí)性，并且認(rèn)為公司否定正面?zhèn)髀勵(lì)A(yù)示著股價(jià)存在下跌的風(fēng)險(xiǎn)。根據(jù)處置效應(yīng)理論，投資者處于盈利狀態(tài)時(shí)是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的，即如果投資者繼續(xù)持有股票，那么隨后股價(jià)下跌反而使已經(jīng)獲得的收益減少，而產(chǎn)生收益損失；如果選擇出售股票，則可以獲得當(dāng)期已經(jīng)累積形成的確定的股票收益。根據(jù)前景理論中的確定效應(yīng)理論，獲得異常收益的投資者在拋售股票獲得既定收益和繼續(xù)持有這些股票而導(dǎo)致收益降低的行為之間會(huì)選擇拋售股票。同時(shí)，由于投資者出售股票獲利的預(yù)期是理性的最佳選擇，投資者必然會(huì)大量拋售股票，而導(dǎo)致股價(jià)下跌，正的累計(jì)異常收益(cumulative abnormal return,CAR)就會(huì)減少。基于以上分析，本研究提出假設(shè)。

H1對(duì)于正面?zhèn)髀劧?，澄清公告能夠起到辟謠的作用，表現(xiàn)為在發(fā)布澄清公告后正的累計(jì)異常收益減少。

近些年，上市公司的無良行為(如渤海漏油事件、三聚氰胺事件、瘦肉精事件等)以及通過大股東之間的關(guān)聯(lián)交易、利潤輸送、資產(chǎn)重組等方式損害中、小股東利益的行為，使投資者對(duì)上市公司產(chǎn)生了嚴(yán)重的信任危機(jī)。相對(duì)于正面信息而言，負(fù)面信息更容易吸引投資者的注意力，并且投資者更多地將負(fù)面信息納入到?jīng)Q策制定中，對(duì)負(fù)面信息做出更強(qiáng)的反應(yīng)[19]。認(rèn)知心理學(xué)的大量研究表明，個(gè)體決策普遍存在負(fù)面偏差，即相對(duì)于正面事件而言，個(gè)體會(huì)給予負(fù)面事件更多的關(guān)注，在決策和評(píng)估過程中賦予其更大的權(quán)重[20]。根據(jù)前景理論可知，投資者是損失規(guī)避的，即投資者對(duì)同等痛苦(損失)比同等愉悅(收益)給其帶來的感受更為敏感。因此，對(duì)于負(fù)面?zhèn)髀?，投資者更傾向于持有“寧可信其有，不可信其無”的態(tài)度，為了避免損失帶來的痛苦而在獲悉公司的負(fù)面?zhèn)髀剷r(shí)做出激進(jìn)的反應(yīng)，如大量賣出股票等，導(dǎo)致股票收益降低。那么，當(dāng)上市公司發(fā)布澄清公告試圖辟謠時(shí)，投資者對(duì)公司披露的信息持不信任的態(tài)度，甚至認(rèn)為上市公司在欲蓋彌彰，會(huì)對(duì)澄清公告反應(yīng)不足[21]，導(dǎo)致股票的收益有持續(xù)下跌的趨勢(shì)[22-23]，使股票形成更多負(fù)的累計(jì)異常收益?；谝陨戏治觯狙芯刻岢黾僭O(shè)。

H2對(duì)于負(fù)面?zhèn)髀劧裕吻骞娌荒芷鸬奖僦{的作用，表現(xiàn)為股價(jià)持續(xù)下跌，形成更多負(fù)的累計(jì)異常收益。

3.2 傳聞媒體權(quán)威性的調(diào)節(jié)作用

投資者對(duì)傳聞的認(rèn)知程度會(huì)對(duì)澄清公告的澄清效果產(chǎn)生影響。權(quán)威性的傳聞能夠增加投資者對(duì)傳聞的信任程度，從而降低澄清公告的澄清效果[13]。Agrawal等[24]研究表明，證券分析師的聲望影響投資者對(duì)證券信息的反應(yīng)程度。投資者趨于相信權(quán)威媒體發(fā)布的信息，容易對(duì)與權(quán)威媒體發(fā)布信息相沖突的傳聞產(chǎn)生確認(rèn)性偏差，即投資者傾向于尋找支持權(quán)威媒體發(fā)布的信息的證據(jù)，而懷疑甚至忽略與權(quán)威媒體發(fā)布的信息不一致的其他傳聞。Ko等[25]研究表明，即使有新的證據(jù)表明最初的信念是錯(cuò)誤的，人們也會(huì)過度堅(jiān)信自己先前的信念。決策者經(jīng)常會(huì)受到確認(rèn)性偏差的影響而輕視與其信念相沖突的信息[26]。因此，當(dāng)公司發(fā)布澄清公告否定權(quán)威媒體發(fā)布的傳聞時(shí)，投資者就會(huì)懷疑、忽略違反他們固有信念的傳聞，而不相信公司對(duì)傳聞的澄清。

對(duì)于權(quán)威性較低的媒體發(fā)布的傳聞，由于投資者對(duì)媒體的權(quán)威性認(rèn)同度較低而會(huì)主動(dòng)懷疑媒體披露的內(nèi)容，對(duì)傳聞的真實(shí)性產(chǎn)生懷疑。同時(shí)，投資者傾向于尋找證據(jù)來證明其持有的信念，即非權(quán)威媒體發(fā)布的傳聞不可信。在這種情況下，澄清公告能夠提供必要的信息輔助投資者判斷非權(quán)威媒體發(fā)布的傳聞的真實(shí)性，使投資者在決策中賦予澄清公告披露的信息更大的權(quán)重，表現(xiàn)為更愿意相信澄清公告，并對(duì)澄清公告做出積極的反應(yīng)而調(diào)整投資行為。基于以上分析，本研究提出假設(shè)。

H3相對(duì)于非權(quán)威媒體發(fā)布的傳聞，上市公司更不容易澄清權(quán)威媒體發(fā)布的傳聞；

H3a相對(duì)于非權(quán)威媒體發(fā)布的正面?zhèn)髀劊鲜泄靖y以通過發(fā)布澄清公告的方式對(duì)權(quán)威媒體發(fā)布的正面?zhèn)髀勥M(jìn)行辟謠；

H3b相對(duì)于非權(quán)威媒體發(fā)布的負(fù)面?zhèn)髀劊鲜泄靖y以通過發(fā)布澄清公告的方式對(duì)權(quán)威媒體發(fā)布的負(fù)面?zhèn)髀勥M(jìn)行辟謠。

3.3 澄清公告信息披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用

汪煒等[27]實(shí)證研究表明，上市公司提高信息披露質(zhì)量，有利于降低權(quán)益資本的成本；潘越等[28]研究表明，信息透明度越低的個(gè)股發(fā)生暴跌的風(fēng)險(xiǎn)越大。以上研究均表明，上市公司公告的信息披露質(zhì)量會(huì)影響投資者行為，這也反映在投資者對(duì)上市公司澄清公告的反應(yīng)上。本研究參考Zavyalova等[29]對(duì)公司技術(shù)性和名義性反應(yīng)行為的定義，從澄清公告的信息披露質(zhì)量角度出發(fā)，將針對(duì)傳聞提供有據(jù)可查的事實(shí)和數(shù)據(jù)、并對(duì)傳聞的真實(shí)情況進(jìn)行詳細(xì)和實(shí)質(zhì)性說明和解釋的澄清公告定義為技術(shù)性澄清公告，將對(duì)傳聞的真實(shí)情況表述不清、沒有提供實(shí)質(zhì)性事實(shí)依據(jù)的澄清公告定義為名義性澄清公告。已有研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)容詳細(xì)的澄清公告(技術(shù)性澄清公告)有助于消除傳聞的影響，內(nèi)容簡略的澄清公告(名義性澄清公告)則可能造成無法挽回的后果[16]。

技術(shù)性澄清公告能夠?yàn)橥顿Y者判斷傳聞的真實(shí)性提供更多的信息，從而提高澄清公告的可信性。投資者更愿意相信技術(shù)性澄清公告的內(nèi)容，而不再相信傳聞，并會(huì)根據(jù)澄清公告的信息調(diào)整投資行為。然而，投資者很難從閱讀名義性澄清公告中獲取必要的信息來協(xié)助其判斷傳聞的真實(shí)性，名義性澄清公告的發(fā)布還增加了投資者對(duì)感知到的傳聞?wù)鎸?shí)與否的不確定性，導(dǎo)致澄清公告難以澄清傳聞?；谝陨戏治觯狙芯刻岢黾僭O(shè)。

H4相對(duì)于發(fā)布名義性澄清公告，上市公司發(fā)布技術(shù)性澄清公告能更有效地辟謠；

H4a相對(duì)于發(fā)布名義性澄清公告，上市公司發(fā)布技術(shù)性澄清公告能更有效地對(duì)正面?zhèn)髀勥M(jìn)行辟謠；

H4b相對(duì)于發(fā)布名義性澄清公告，上市公司發(fā)布技術(shù)性澄清公告能更有效地對(duì)負(fù)面?zhèn)髀勥M(jìn)行辟謠。

4 數(shù)據(jù)收集和研究設(shè)計(jì)

4.1 樣本收集和篩選

本研究手工收集整理2006年至2012年在巨潮資訊網(wǎng)上披露的所有A股上市公司的澄清公告，共2 676份。運(yùn)用內(nèi)容分析法逐份閱讀，并提取其中的關(guān)鍵信息，包括傳聞發(fā)布時(shí)間、澄清公告發(fā)布時(shí)間、傳聞內(nèi)容要點(diǎn)、傳聞性質(zhì)、澄清態(tài)度(否定傳聞)和澄清公告的信息披露質(zhì)量(技術(shù)性或名義性)。根據(jù)整理的關(guān)鍵詞庫和傳聞的性質(zhì)分為正面、負(fù)面和中性傳聞，正面?zhèn)髀劙ㄓ^好、扭虧為盈、簽訂大訂單、資產(chǎn)重組、被“借殼”上市、研發(fā)新技術(shù)、獲得海外市場(chǎng)、建新工廠、引進(jìn)戰(zhàn)略投資者、整體上市、分拆上市、收購資產(chǎn)和資產(chǎn)注入等；于忠泊等[30]整理的最優(yōu)負(fù)面關(guān)鍵詞表包括違規(guī)、操縱、違法、非法、虛假、虛列、虛增、欺詐、詐騙、造假、受賄、行賄、賄賂、貪污、腐敗、侵占、濫用職權(quán)、國有資產(chǎn)流失、走私、挪用資金、挪用公款、犯罪、偷稅、漏稅、拘留、逮捕、拘捕、判刑、隱瞞重大事項(xiàng)、推遲披露、占用上市公司資產(chǎn)、誤導(dǎo)性陳述、涉嫌、內(nèi)幕交易、雙規(guī)和雙開，本研究借鑒該詞表判斷和篩選負(fù)面?zhèn)髀?；針?duì)公司股東大會(huì)更換董事會(huì)成員的傳聞，本研究不能準(zhǔn)確地辨別這類傳聞對(duì)市場(chǎng)會(huì)產(chǎn)生積極還是消極的影響，因此將其定義為中性傳聞。由于有些澄清公告中涉及對(duì)多條傳聞的澄清，最終整理得到2 885個(gè)傳聞樣本，其中負(fù)面?zhèn)髀?70條，正面?zhèn)髀? 872條，中性傳聞43條。

基于已有研究的樣本篩選標(biāo)準(zhǔn)，本研究對(duì)傳聞的原始樣本(2 885條)做進(jìn)一步篩選，篩選標(biāo)準(zhǔn)如下。①由于需要界定澄清公告所澄清傳聞的性質(zhì)，剔除一份澄清公告中對(duì)多條傳聞進(jìn)行澄清而各條傳聞性質(zhì)又不同的樣本，如一份澄清公告同時(shí)澄清一條或多條正面?zhèn)髀労鸵粭l或多條負(fù)面?zhèn)髀?，剔除此類樣?17個(gè)。②由于需要確定傳聞發(fā)布的時(shí)間以構(gòu)建事件窗口，對(duì)于澄清公告中沒有指明傳聞發(fā)布時(shí)間的樣本，通過網(wǎng)絡(luò)查詢的方式進(jìn)行補(bǔ)充，并以在網(wǎng)絡(luò)上查詢得到的傳聞最早出現(xiàn)的時(shí)間作為傳聞發(fā)布時(shí)間。然而，依然有一定量的樣本無法確定準(zhǔn)確的傳聞發(fā)布時(shí)間，剔除此類樣本798個(gè)。③媒體的權(quán)威性是本研究的一個(gè)重要變量，部分澄清公告中沒有指明發(fā)布傳聞的媒體，通過查詢網(wǎng)絡(luò)的方式進(jìn)行補(bǔ)充。最終，本研究剔除澄清公告中沒有指明且無法確定傳聞來源(發(fā)布傳聞的媒體)的樣本117個(gè)。④考慮到能否獲取股票的日收益率數(shù)據(jù)，剔除上市公司在傳聞發(fā)布之前長期停牌(大于20個(gè)交易日)或者在傳聞發(fā)生當(dāng)天停牌，或者直到澄清公告發(fā)布后才復(fù)牌的樣本，共553個(gè)。

在以上篩選樣本的基礎(chǔ)上，根據(jù)本研究需要繼續(xù)對(duì)樣本進(jìn)行篩選。⑤本研究關(guān)注于澄清公告對(duì)正面和負(fù)面?zhèn)髀劦谋僦{效果，剔除傳聞性質(zhì)為中性的樣本14個(gè)。⑥本研究定義公司發(fā)布澄清公告的目的是辟謠，剔除上市公司發(fā)布澄清公告并肯定傳聞內(nèi)容的樣本44個(gè)。⑦本研究的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)從國泰安數(shù)據(jù)庫、銳思數(shù)據(jù)庫和巨靈數(shù)據(jù)庫中得到，剔除無法獲得上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)以及財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)異常的樣本104個(gè)。經(jīng)過樣本篩選，最終得到滿足研究需要的傳聞樣本1 138個(gè)，其中正面?zhèn)髀?38個(gè)，負(fù)面?zhèn)髀?00個(gè)。雖然最終樣本比原始樣本有大幅度的減少，但是相比已有研究報(bào)告的樣本量，本研究的樣本更全面、完整。實(shí)證研究中，由于研究設(shè)計(jì)中控制組的選擇和窗口期內(nèi)股票停牌等原因，不同模型的樣本量略有差異。

不同的投資者可能會(huì)對(duì)同一傳聞的性質(zhì)存在不同的判斷，但實(shí)證研究中無法控制每一個(gè)投資者對(duì)一則傳聞性質(zhì)的判斷，這也是研究媒體效應(yīng)時(shí)遇到的共性問題。針對(duì)這一問題，參考Pollock等[31]的研究，采用當(dāng)前研究通行的辦法進(jìn)行傳聞性質(zhì)判斷的一致性檢驗(yàn)，以剔除統(tǒng)計(jì)意義上投資者對(duì)傳聞性質(zhì)判斷的差異。首先，從研究樣本中隨機(jī)選取100個(gè)樣本，由另外一位研究人員對(duì)傳聞的性質(zhì)(正、負(fù)面)進(jìn)行判斷。然后，將此判斷結(jié)果與這100個(gè)隨機(jī)樣本在原始研究樣本中相對(duì)應(yīng)的判斷結(jié)果進(jìn)行比較。經(jīng)過計(jì)算，得到的Kappa系數(shù)為0.880，表明不同受眾對(duì)傳聞的性質(zhì)判斷具有較高的一致性。

4.2 研究方法和變量定義

4.2.1 事件研究法

本研究采用基于市場(chǎng)整體收益率的方法計(jì)算單個(gè)股票的異常收益率?；谟行袌?chǎng)理論，股票的預(yù)期收益率為市場(chǎng)收益率的線性組合，即

Ri,t=αi+βiRm,t+εi,t

(1)

其中，Ri,t為第i支股票在第t日的預(yù)期收益率；Rm,t為第t日股票的市場(chǎng)收益率；εi,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，其均值為0；αi和βi均為待估計(jì)的回歸系數(shù)。在本研究中，αi和βi是根據(jù)傳聞出現(xiàn)日前240個(gè)交易日的單個(gè)股票的日收益率和市場(chǎng)整體日收益率計(jì)算得到。

異常收益率等于事件窗口期內(nèi)股票實(shí)際收益率減去基于(1)式估計(jì)得到的預(yù)期收益率，即

ARi,t=ri,t-Ri,t=ri,t-αi-βiRm,t

(2)

其中，ARi,t為第i支股票第t日的異常收益率，ri,t為第i支股票第t日的實(shí)際收益率。

事件窗口期內(nèi)的累計(jì)異常收益，即第i支股票在窗口期[t1,t2]內(nèi)的CAR值為

(3)

其中，CAR為在事件窗口期內(nèi)每個(gè)交易日的股票異常收益率AR的累加值。

4.2.2 控制組設(shè)計(jì)

為了更加清晰地闡述本研究設(shè)計(jì)，圖1給出傳聞、澄清與股票收益率和辟謠效果之間的關(guān)系。圖1中，R為傳聞公布日，在不受傳聞因素影響的較早期，即圖中[R-6,R-3]，股價(jià)正常波動(dòng)；接近傳聞發(fā)布日時(shí)，即[R-2,R-1]，股價(jià)受傳聞?dòng)绊懫x正常水平；[R,R+3]內(nèi)股價(jià)繼續(xù)波動(dòng)，但澄清公告的發(fā)布使股票收益發(fā)生變動(dòng)；本研究主要關(guān)注[R+4,R+6]澄清組和控制組樣本股票收益的變化，進(jìn)而研究澄清公告的發(fā)布能否辟謠。

如圖1所示，已有研究[4,13,15]選取的控制組(曲線(1))為市場(chǎng)上沒有受到傳聞?dòng)绊懙墓?，一般而言，控制組公司的CAR值為0，澄清組(曲線(2)和曲線(3))包括所有存在傳聞且發(fā)布澄清公告的公司。因此，控制組樣本既沒有傳聞?dòng)譀]有發(fā)布澄清公告，澄清組樣本既存在傳聞?dòng)职l(fā)布了澄清公告。由于控制組樣本沒有受到傳聞的影響，澄清組樣本即使發(fā)布澄清公告也排除不了傳聞對(duì)其產(chǎn)生的影響，所以很難分離出澄清公告的澄清效果。因此，本研究在給定窗口期內(nèi)選取存在市場(chǎng)傳聞但是沒有發(fā)布澄清公告的公司做為本研究控制組(曲線(4)和曲線(5))，將在窗口期內(nèi)發(fā)布澄清公告的公司歸為澄清組(曲線(2)和曲線(3))。與已有研究相比，本研究控制組公司的股價(jià)僅受傳聞的影響，而澄清組公司的股價(jià)既受傳聞?dòng)绊懹质艹吻骞嬗绊?。因此，本研究能夠在控制傳聞?duì)公司股價(jià)影響的前提下分離出澄清公告對(duì)股價(jià)的影響，從而能更準(zhǔn)確地評(píng)價(jià)澄清公告的澄清效果。

圖1 澄清公告辟謠效果的界定Figure 1 Definition of the Effectiveness of Clarification Announcements′ Denying Rumors

圖2 研究設(shè)計(jì)Figure 2 Study Design

根據(jù)上述樣本分組情況，已有研究是通過比較圖1中曲線(3)和曲線(2)分別與曲線(1)的縱坐標(biāo)股票異常收益CAR值之差(ΔCAR)的大小來界定澄清效果，如果ΔCAR的絕對(duì)值越小，說明澄清組股票收益越接近正常水平，辟謠效果越好。然而，由于澄清組的公司股價(jià)即使在澄清公告發(fā)布后依然可能受到傳聞因素的影響，進(jìn)而導(dǎo)致ΔCAR值并不能真實(shí)地衡量澄清效果。但本研究通過比較曲線(3)和曲線(5)以及曲線(2)和曲線(4)的縱坐標(biāo)之差ΔCAR的大小界定澄清效果，如果ΔCAR的絕對(duì)值越大，說明澄清公告對(duì)澄清組公司的股票收益產(chǎn)生更大的影響，澄清公告的辟謠效果也就越好。

在現(xiàn)實(shí)市場(chǎng)環(huán)境下，幾乎所有的上市公司都會(huì)有傳聞，且都會(huì)對(duì)部分傳聞進(jìn)行澄清，從而導(dǎo)致本研究難以真正地獲得有傳聞但是沒有發(fā)布澄清公告的公司。但是，在整理研究數(shù)據(jù)過程中本研究發(fā)現(xiàn)，上市公司傳聞發(fā)布的時(shí)間和澄清公告發(fā)布的時(shí)間往往存在不同的時(shí)間間隔，這一現(xiàn)象為本研究人工構(gòu)建控制組提供了可能。

本研究采取的研究設(shè)計(jì)框架如圖2所示。由于傳聞發(fā)布日與澄清公告發(fā)布日存在時(shí)間不等的間隔，即從傳聞發(fā)布日(R)開始每一天都有澄清公告發(fā)布，本研究選取傳聞發(fā)布日后第t天為澄清公告發(fā)布截止日，定義為D，D=R+t，將從傳聞發(fā)布日到澄清公告發(fā)布截止日這段時(shí)間內(nèi)發(fā)布澄清公告的樣本定義為澄清組。

由于投資者可能對(duì)澄清公告的發(fā)布產(chǎn)生預(yù)判或者掌握內(nèi)幕信息，能夠提前獲取有關(guān)公司發(fā)布澄清公告的信息，為了保持控制組樣本不受以上因素干擾，本研究將截止日后第1天(即第(D+1)天)發(fā)布澄清公告的樣本剔除，從截止日后第2天(即第(D+2)天)開始發(fā)布澄清公告的樣本定義為控制組。這樣的研究設(shè)計(jì)基于以下原因，①中國資本市場(chǎng)主要由中、小投資者組成，他們往往很難提前獲取受傳聞?dòng)绊懙墓臼欠癜l(fā)布澄清公告的信息，在事件窗口內(nèi)，雖然控制組的公司在澄清公告截止日后第2天陸續(xù)發(fā)布澄清公告，但是從投資者角度而言，投資者并不能事先(提前2個(gè)交易日)預(yù)測(cè)到上市公司何時(shí)會(huì)發(fā)布澄清公告，從而澄清公告效應(yīng)無法提前反應(yīng)在股價(jià)上；②這種研究設(shè)計(jì)能夠?yàn)楸狙芯繕?gòu)建一個(gè)有傳聞但是沒有澄清行為的公司樣本作為控制組，從而很好地滿足本研究需要。

4.3 變量定義和模型構(gòu)建

為了解決樣本選擇性偏差問題，本研究應(yīng)用Heckman[32]兩階段模型進(jìn)行實(shí)證分析。第一階段模型利用Probit回歸估計(jì)上市公司在出現(xiàn)傳聞時(shí)是否發(fā)布澄清公告，并據(jù)此構(gòu)造逆米爾斯比率(inverseMillsratio)；在第二階段回歸中將逆米爾斯比率作為控制變量進(jìn)行回歸，以修正樣本選擇性偏差。

4.3.1 Heckman第一階段模型(Probit回歸)

在進(jìn)行Probit回歸時(shí)，將發(fā)布澄清公告的全部樣本與同這些樣本在同一年份、同一行業(yè)、同一市場(chǎng)(深市和滬市)上市并且資產(chǎn)規(guī)模最接近但沒有發(fā)布過任何澄清公告的公司進(jìn)行配對(duì)。發(fā)布澄清公告的樣本中因變量是否澄清(YN_Clarify)取值為1，配對(duì)樣本為未發(fā)布澄清公告的公司，因變量取值為0。借鑒張學(xué)勇等[33]的研究，引入相關(guān)可能影響公司決定是否發(fā)布澄清公告的因素作為自變量，包括總資產(chǎn)(Asset)、資產(chǎn)負(fù)債率(Debt)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、直接控股股東比例(Controller)和上市交易所(Exchange)，上市交易所為虛擬變量，定義在滬市上市取值為1，在深市上市取值為0。在Heckman第二階段模型中部分變量被作為控制變量加以控制。第一階段Probit回歸模型為

YN_Clarifyi,t=γ0+γ1Asseti,t-1+γ2Debti,t-1+

γ3ROEi,t-1+γ4Controlleri,t-1+

γ5Exchangei,t-1+ε

(4)

其中，γ0～γ5為回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

4.3.2 Heckman第二階段模型

4.3.2.1 第二階段模型的自變量

根據(jù)上市公司在給定窗口期內(nèi)是否發(fā)布澄清公告來定義自變量，即澄清(Clarify)。為了避免選擇窗口期的不同對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生影響，保證結(jié)果的穩(wěn)健性，分別以傳聞發(fā)布當(dāng)天、后1天、后2天、后3天為澄清公告發(fā)布截止日，即D=R,R+1,R+2,R+3，構(gòu)建4個(gè)從第R天到第D天的窗口期，即[R,R]、[R,R+1]、[R,R+2]、[R,R+3]，用于判定公司是否發(fā)布澄清公告。根據(jù)圖2的研究設(shè)計(jì)，如給定傳聞發(fā)布后2天(D=R+2)為澄清公告發(fā)布截止日，將這段時(shí)間內(nèi)發(fā)布澄清公告的樣本定義為澄清組，并設(shè)定Clarify取值為1，把澄清公告發(fā)布截止日后第2天(D≥R+4)才開始發(fā)布澄清公告的樣本定義為控制組，并設(shè)定Clarify取值為0。在澄清公告發(fā)布截止日后第1天(D=R+3)發(fā)布澄清公告的樣本沒有包括在澄清組或控制組中。

結(jié)合本研究假設(shè)，對(duì)于正面?zhèn)髀?，如果回歸結(jié)果中Clarify的系數(shù)為負(fù)，表示澄清組比控制組CAR值減小，H1得到支持；對(duì)于負(fù)面?zhèn)髀?，Clarify的系數(shù)也為負(fù)，表示澄清組比控制組CAR值減小，H2得到支持。

4.3.2.2 第二階段模型的因變量

基于事件研究方法，通過計(jì)算得到傳聞發(fā)布后的特定窗口期內(nèi)的累計(jì)異常收益率，將其作為因變量?？紤]到在窗口期內(nèi)，當(dāng)上市公司發(fā)布澄清公告后，投資者獲取有關(guān)公告信息存在時(shí)滯，本研究將澄清公告發(fā)布截止日后的第1個(gè)交易日納入到窗口期內(nèi)計(jì)算CAR值，此時(shí)窗口期為[R,D+1]，即[R,R+1]、[R,R+2]、[R,R+3]、[R,R+4]，每個(gè)窗口期比前述將樣本分組時(shí)的窗口期[R,D]延長一天，且一一對(duì)應(yīng)。

基于以上研究設(shè)計(jì)，每個(gè)公司的CAR值為

(5)

4.3.2.3 第二階段模型的調(diào)節(jié)變量

(1)傳聞媒體權(quán)威性(Authority)

發(fā)布上市公司傳聞的媒介主要是新聞媒體。借鑒張寧等[15]、于忠泊等[30]和李培功等[34]對(duì)媒體權(quán)威性的分類標(biāo)準(zhǔn)，用各媒體在中國的權(quán)威性以及在財(cái)經(jīng)類報(bào)刊中的影響力衡量權(quán)威媒體和非權(quán)威媒體。由于上述學(xué)者對(duì)權(quán)威媒體的分類不同，根據(jù)本研究樣本并綜合已有研究定義權(quán)威媒體的范圍。權(quán)威媒體范圍包括3大類，①政府部門信息發(fā)布平臺(tái)(如中央各部委政府網(wǎng)站)和中央電視臺(tái)。②證監(jiān)會(huì)指定的上市公司信息披露平臺(tái)，包括《中國證券報(bào)》、《上海證券報(bào)》、《證券時(shí)報(bào)》、《證券日?qǐng)?bào)》、《證券市場(chǎng)周刊》；證交所指定的信息披露網(wǎng)站，包括中國證券網(wǎng)和巨潮網(wǎng)等。③發(fā)行量較大的財(cái)經(jīng)媒體和綜合性媒體，包括《中國經(jīng)營報(bào)》、《經(jīng)濟(jì)觀察報(bào)》、《21世紀(jì)經(jīng)濟(jì)報(bào)道》、《華夏時(shí)報(bào)》、《第一財(cái)經(jīng)日?qǐng)?bào)》、《中國經(jīng)濟(jì)時(shí)報(bào)》、《經(jīng)濟(jì)參考報(bào)》、《南方都市報(bào)》、《南方周末》和《廣州日?qǐng)?bào)》。如果發(fā)布傳聞的媒體屬于權(quán)威媒體范圍，Authority取值為1，否則取值為0。

(2)澄清公告類型(ClaType)

根據(jù)前文所述將澄清公告類型分為技術(shù)性澄清公告和名義性澄清公告，當(dāng)澄清公告為技術(shù)性澄清公告時(shí)ClaType取值為1，當(dāng)澄清公告為名義性澄清公告時(shí)ClaType取值為0。

4.3.2.4 第二階段模型的控制變量

參考劉春林等[4]、張寧等[15-16]和王雄元等[13]關(guān)于澄清公告的研究，引入凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負(fù)債率、市銷率(PB)、傳聞與澄清公告發(fā)布時(shí)間間隔(Lag)、直接控股股東比例等控制變量，同時(shí)控制上市公司行業(yè)(Industry)和澄清公告措辭(Wording,分為強(qiáng)硬和中性)的影響。用凈資產(chǎn)收益率和市銷率控制企業(yè)的盈利能力，用資產(chǎn)負(fù)債率控制企業(yè)的償債能力，用直接控股股東比例控制企業(yè)的股權(quán)集中度，引入總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Turnover)控制企業(yè)規(guī)模和營業(yè)收入的影響。

采用多元線性回歸模型對(duì)澄清公告的澄清效果及可能對(duì)澄清效果產(chǎn)生影響的調(diào)節(jié)因素進(jìn)行分析?；貧w模型為

CAR=η0+η1Turnover+η2Debt+η3ROE+η4PB+

η5Controller+η6Lag+η7inverseMillsratio+

η8Wording+∑Industry+η9Authority+

η10ClaType+η11Clarify+η12Clarify·Authority+

η13Clarify·ClaType+ε

(6)

其中，η0～η13為回歸系數(shù)。

結(jié)合本研究假設(shè)，如果η10小于0，表明CAR隨著澄清公告的發(fā)布而減小，H1和H2均成立。如果η11大于0，表明H3a成立；反之則H3b成立。如果η12小于0，則H4a成立；反之H4b成立。

5 實(shí)證結(jié)果

5.1 樣本描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

(1)Heckman第一階段分析中變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)分析

表1給出Probit回歸中變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果。由表1可知，總資產(chǎn)均值達(dá)到5 430.13百萬元，資產(chǎn)負(fù)債率均值為0.56，說明樣本中公司的負(fù)債程度不高；直接控股股東比例均值為0.34，表明樣本公司中一股獨(dú)大的現(xiàn)象不嚴(yán)重；上市交易所的均值為0.49，說明樣本中在深市和滬市上市的公司幾乎各占一半。

(2)Heckman第二階段分析中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)分析

表2給出Heckman第二階段分析中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。由表2可知，傳聞媒體權(quán)威性均值為0.34，說明發(fā)布傳聞的媒體以非權(quán)威媒體居多；技術(shù)性澄清公告的均值為0.36，說明樣本中名義性澄清公告居多。

表3給出多元線性回歸模型中變量相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果。表1和表3中各變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.50，表3中，變量(1)～(4)和(5)～(8)分別為因變量CAR和自變量Clarify在不同窗口期的結(jié)果，相互間的相關(guān)系數(shù)除外。本研究計(jì)算了各回歸模型的方差膨脹因子，最大值為6.53(澄清×澄清公告的類型)，最大均值為3.36，均小于10，表明多重共線性問題不會(huì)對(duì)回歸結(jié)果造成很大影響。

5.2 實(shí)證結(jié)果分析

(1)Probit回歸結(jié)果

表4給出Heckman第一階段Probit回歸的結(jié)果。由表4可知，總資產(chǎn)越高的公司越愿意主動(dòng)發(fā)布澄清公告；資產(chǎn)負(fù)債率越高的公司越愿意發(fā)布澄清公告，以減少債務(wù)對(duì)公司經(jīng)營的影響；直接控股股東比例越大的公司，其股權(quán)集中度越高，越不傾向于發(fā)布澄清公告?？梢?，上市公司在出現(xiàn)傳聞時(shí)，“是否發(fā)布澄清公告”會(huì)受到一些因素的影響，而并不是隨機(jī)產(chǎn)生的。因此，在研究澄清效果的相關(guān)問題時(shí)需要考慮樣本選擇性偏差的問題。

表1 Probit回歸中變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)分析Table 1 Descriptive Statistics and Correlation Coefficient Analysis of Probit Regression

注：總資產(chǎn)經(jīng)過對(duì)數(shù)處理，括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為對(duì)數(shù)值，總資產(chǎn)原值單位為百萬元。

表2 Heckman第二階段主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)Table 2 Descriptive Statistics of Main Variables in Heckman Second Stage

注：(1)～(4)為不同窗口期的累計(jì)異常收益率CAR的描述性統(tǒng)計(jì)，由于部分樣本在窗口期內(nèi)可能停牌，因此樣本量小于1 138個(gè)；(5)～(8)為Clarify在不同窗口期的描述性統(tǒng)計(jì)，發(fā)布澄清公告用1表示，未發(fā)布用0表示，由于沒有將截止日后第1天(即第(D+1)天)發(fā)布澄清公告的樣本納入控制組，所以樣本量小于1 138個(gè)；計(jì)算CAR值時(shí)的窗口期比樣本分組時(shí)的窗口期延長一天。

(2)澄清公告的辟謠效果分析

為了使研究結(jié)果更加可靠，選取[R,R+1]、[R,R+2]、[R,R+3]、[R,R+4]4個(gè)窗口計(jì)算得到的CAR值作為因變量，CAR[R,R+1]為D=R的情況，即根據(jù)在傳聞發(fā)布當(dāng)日是否發(fā)布澄清公告將總樣本劃分為澄清組和控制組，其他窗口以此類推。表5給出對(duì)正面?zhèn)髀労拓?fù)面?zhèn)髀劤吻逍Ч幕貧w分析結(jié)果，模型1為[R,R+1]窗口期僅加入控制變量的回歸結(jié)果，模型2～模型5分別為[R,R+1]、[R,R+2]、[R,R+3]和[R,R+4]窗口期加入自變量Clarify的回歸結(jié)果。

在表5正面?zhèn)髀劦哪Ｐ?～模型5中，回歸結(jié)果表明，Clarify的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明發(fā)布澄清公告公司的CAR值顯著減少，H1得到支持。Clarify在負(fù)面?zhèn)髀劦哪Ｐ?和模型3中系數(shù)不顯著，在模型4和模型5中均為負(fù)且顯著，H2得到支持。

為了更加形象地說明傳聞?wù)匠霈F(xiàn)之前和發(fā)布澄清公告對(duì)股票收益的影響，提高結(jié)論的穩(wěn)健性，選取傳聞發(fā)布日前4天及當(dāng)天(從(R-4)～R)構(gòu)建傳聞發(fā)布前窗口[R-4,R-4]、[R-4,R-3]、[R-4,R-2]、

表3 多元線性回歸模型中變量相關(guān)系數(shù)分析Table 3 Correlation Coefficient Analysis of Multiple Linear Regression Model

表4 Probit回歸結(jié)果分析Table 4 Analysis of Probit Regression Results

注：***為在0.01水平上顯著，**為在0.05水平上顯著，*為在0.10水平上顯著，下同。

[R-4,R-1]、[R-4,R]，然后選取傳聞發(fā)布后4天(即從(R+1)～(R+4))構(gòu)建傳聞發(fā)布后窗口[R,R+1]、[R,R+2]、[R,R+3]、[R,R+4]，分別計(jì)算不同事件窗口期樣本公司CAR值的變動(dòng)，見圖3。

由圖3可知，上市公司發(fā)布澄清公告對(duì)正面?zhèn)髀動(dòng)斜僦{效果，澄清組的CAR值小于控制組。對(duì)于負(fù)面?zhèn)髀劊?R+1)和(R+2)兩個(gè)時(shí)點(diǎn)上，澄清組的CAR值略高于控制組，但不顯著，在(R+3)和(R+4)這兩個(gè)時(shí)點(diǎn)上，澄清組的CAR值顯著低于控制組，表明上市公 司發(fā)布澄清公告不能有效地對(duì)負(fù)面?zhèn)髀勥M(jìn)行辟謠，與表6的回歸結(jié)果一致。

(3)調(diào)節(jié)變量對(duì)辟謠效果的影響

表6和表7分別給出澄清正面?zhèn)髀労拓?fù)面?zhèn)髀劦那闆r下Authority和ClaType對(duì)澄清公告辟謠效果調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果。模型a1～模型a4給出Authority在4個(gè)窗口期的調(diào)節(jié)作用，模型b1～模型b4給出ClaType在4個(gè)窗口期的調(diào)節(jié)作用，模型c1～模型c4為包括兩個(gè)調(diào)節(jié)變量在4個(gè)窗口期的回歸結(jié)果。

表5 澄清效果Table 5 Clarification Effectiveness

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為標(biāo)準(zhǔn)誤。p為模型有效性(F檢驗(yàn))的顯著性水平，下同。

由表6可知，對(duì)于正面?zhèn)髀劦谋僦{效果，模型a1～模型a4中澄清與傳聞媒體權(quán)威性的交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說明相對(duì)于非權(quán)威媒體發(fā)布的正面?zhèn)髀劧?，公司通過發(fā)布澄清公告的方式來消除因權(quán)威媒體發(fā)布的正面?zhèn)髀勊a(chǎn)生的累計(jì)異常收益(CAR>0)的作用減弱，表現(xiàn)為難以降低CAR值。模型b1～模型b4中，除模型b1外，澄清與澄清公告類型的交叉項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)，說明相對(duì)于發(fā)布名義性澄清公告，公司通過發(fā)布技術(shù)性澄清公告能更有效地消除受正面?zhèn)髀動(dòng)绊懚a(chǎn)生的累計(jì)異常收益(CAR>0)。模型c1～模型c4中，將傳聞媒體權(quán)威性和澄清公告類型一起放入回歸模型，所得結(jié)果與前述結(jié)果基本一致。根據(jù)表6中回歸模型a3和模型b3的結(jié)果，分別繪制圖4和圖5，展現(xiàn)傳聞媒體權(quán)威性和澄清公告類型調(diào)節(jié)澄清公告對(duì)正面?zhèn)髀劦谋僦{效果。圖4表明，權(quán)威媒體發(fā)布的傳聞更不容易澄清，甚至發(fā)布澄清公告后CAR還增大；圖5表明，發(fā)布技術(shù)性澄清公告后的CAR值較發(fā)布名義性澄清公告后的CAR值減少得更快，說明發(fā)布技術(shù)性澄清公告更容易澄清公司的正面?zhèn)髀?。以上結(jié)果支持H3a和H4a。

表6 調(diào)節(jié)變量對(duì)正面?zhèn)髀劤吻逍Ч恼{(diào)節(jié)作用Table 6 Moderating Effects of Moderator Variable on Positive Rumors′ Clarification Effectiveness

由表7可知，傳聞媒體權(quán)威性和澄清公告類型對(duì)負(fù)面?zhèn)髀劦谋僦{效果沒有起到調(diào)節(jié)作用。究其原因可能是投資者沒有把關(guān)注點(diǎn)放在傳聞媒體的權(quán)威性和澄清公告的信息披露質(zhì)量上，而是更加重視負(fù)面?zhèn)髀劚旧?。以上結(jié)果沒有支持H3b和H4b。

5.3 穩(wěn)健性分析

為了使研究結(jié)果更加可靠，本研究進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(1)考慮投資者無法提前預(yù)判公司發(fā)布澄清公告的情況

結(jié)合本研究設(shè)計(jì)，如果投資者無法提前預(yù)判公 司何時(shí)發(fā)布澄清公告，那么就可以將澄清公告發(fā)布截止日后第1天發(fā)布澄清公告的樣本納入到控制組 中?；谶@一研究設(shè)計(jì)重新構(gòu)建控制組，并沿用前文所述的分析步驟，所得結(jié)果仍與前文一致。

表7 調(diào)節(jié)變量對(duì)負(fù)面?zhèn)髀劤吻逍Ч恼{(diào)節(jié)作用Table 7 Moderating Effects of Moderator Variable on Negative Rumors′ Clarification Effectiveness

(2)考慮傳聞會(huì)提前泄露的情況

考慮到小道消息、內(nèi)幕交易的存在，傳聞可能在未正式公布之前就被部分投資者獲取，在傳聞發(fā)布前就反映到股價(jià)上。實(shí)際上，圖3也反映出這一現(xiàn)象，如在正面?zhèn)髀劙l(fā)布前5天內(nèi)，受影響的股票就開始出現(xiàn)異常收益。因此，將計(jì)算因變量的4個(gè)時(shí)間窗口都向前擴(kuò)展一個(gè)交易日，即將傳聞?wù)焦嫉那耙粋€(gè)交易日納入到事件窗口中，計(jì)算[R-1,D+1]窗口內(nèi)的累計(jì)異常收益CAR，并以此作為因變量。實(shí)證分析所得結(jié)果仍支持研究結(jié)論。

圖3 傳聞性質(zhì)和澄清公告辟謠效果Figure 3 Denying Rumor Effects of Rumors′ Nature and Clarification Announcements

圖4 傳聞媒體權(quán)威性對(duì)正面?zhèn)髀劚僦{效果的調(diào)節(jié)作用Figure 4 Moderating Effects of Media Authority of Rumors on the Effects of Denying Positive Rumors

圖5 澄清公告類型對(duì)正面?zhèn)髀劚僦{效果的調(diào)節(jié)作用Figure 5 Moderating Effects of Types of Clarification Announcements on the Effects of Denying Positive Rumors

(3)考慮權(quán)威媒體的分類標(biāo)準(zhǔn)不同

考慮到本研究對(duì)權(quán)威媒體的分類標(biāo)準(zhǔn)可能存在缺陷，分別按照張寧等[15]和李培功等[34]對(duì)權(quán)威媒體的分類進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果與本研究結(jié)論一致。由于篇幅限制，在此沒有匯報(bào)以上回歸結(jié)果。

5.4 實(shí)證結(jié)果分析

實(shí)證結(jié)果表明，上市公司發(fā)布澄清公告否定正面?zhèn)髀労蠊蓛r(jià)下跌，澄清公告起到了抑制股價(jià)異常波動(dòng)的作用，H1成立。然而，由于投資者更傾向于尋找證據(jù)支持權(quán)威媒體發(fā)布的信息而忽視澄清公告，導(dǎo)致對(duì)權(quán)威媒體發(fā)布的正面?zhèn)髀劯y以辟謠。當(dāng)上市公司發(fā)布技術(shù)性澄清公告否定正面?zhèn)髀労?，由于技術(shù)性澄清公告的信息披露質(zhì)量較高，能夠?yàn)橥顿Y者判斷傳聞的真實(shí)性提供更多的信息，從而提高澄清公告的可信度，因此發(fā)布技術(shù)性澄清公告有利于對(duì)正面?zhèn)髀勥M(jìn)行辟謠，H3a和H4a成立。

但是對(duì)于負(fù)面?zhèn)髀?，上市公司發(fā)布澄清公告后，不僅不能對(duì)負(fù)面?zhèn)髀勥M(jìn)行辟謠，而且還會(huì)導(dǎo)致在發(fā)布澄清公告后公司股價(jià)進(jìn)一步下跌，形成更多負(fù)的累計(jì)異常收益，H2成立。傳聞媒體權(quán)威性和澄清公告的信息披露質(zhì)量都不能影響到澄清公告對(duì)負(fù)面?zhèn)髀劦谋僦{效果，H3b和H4b均沒有得到支持。本研究認(rèn)為有以下幾種可能原因，①由于投資者對(duì)負(fù)面?zhèn)髀劮磻?yīng)不足，易于形成慣性效應(yīng)，使股價(jià)繼續(xù)下跌；②由于近幾年媒體頻繁報(bào)道企業(yè)的負(fù)面新聞，投資者對(duì)一些企業(yè)的信任度降低，從而不相信公司的澄清公告；③投資者往往對(duì)負(fù)面新聞過于看重而忽視其他與傳聞相悖的信息，從而忽視澄清公告所披露的信息。

當(dāng)然，本研究也注意到如果上市公司能夠及時(shí)發(fā)布澄清公告，如在負(fù)面?zhèn)髀劙l(fā)布的當(dāng)天或者后一天就發(fā)布澄清公告(如表6中模型2和模型3)，那么澄清公告的發(fā)布并沒有導(dǎo)致股票收益的進(jìn)一步降低(回歸結(jié)果不顯著)，說明雖然及時(shí)發(fā)布澄清公告依然不能辟謠，但是也沒有導(dǎo)致負(fù)面?zhèn)髀剬?duì)公司造成更大的不利影響。

6 結(jié)論

在相關(guān)研究評(píng)述和理論分析的基礎(chǔ)上，本研究應(yīng)用事件研究法和Heckman兩階段模型對(duì)上市公司通過發(fā)布公告澄清正、負(fù)面?zhèn)髀劦男Ч约皞髀劽襟w權(quán)威性和澄清公告的信息披露質(zhì)量對(duì)澄清效果的影響進(jìn)行實(shí)證分析，以探索澄清公告的辟謠效果及其影響因素。研究結(jié)果表明，上市公司發(fā)布澄清公告能夠?qū)φ鎮(zhèn)髀勥M(jìn)行辟謠，澄清后股價(jià)下跌，抑制了股價(jià)的異常波動(dòng)；但是，對(duì)于負(fù)面?zhèn)髀?，澄清公告的發(fā)布卻出現(xiàn)澄而不清的現(xiàn)象，股價(jià)持續(xù)下跌。相對(duì)于非權(quán)威媒體發(fā)布的正面?zhèn)髀?，?quán)威媒體發(fā)布的正面?zhèn)髀劯y以辟謠；而相對(duì)于發(fā)布名義性澄清公告，公司發(fā)布技術(shù)性澄清公告更有利于對(duì)正面?zhèn)髀勥M(jìn)行辟謠。但是，對(duì)于負(fù)面?zhèn)髀?，發(fā)布傳聞媒體權(quán)威性和上市公司是否發(fā)布技術(shù)性澄清公告均未對(duì)澄清公告的辟謠效果產(chǎn)生影響。

基于以上研究結(jié)論，本研究對(duì)上市公司如何發(fā)布澄清公告以及監(jiān)管部門制定信息披露制度、規(guī)范市場(chǎng)行為提出如下政策建議。①上市公司應(yīng)當(dāng)及時(shí)并且詳細(xì)具體地對(duì)正面?zhèn)髀勥M(jìn)行澄清，這樣能夠有效地控制股價(jià)的異常波動(dòng)，避免傳聞對(duì)上市公司的經(jīng)營造成重大影響。如果是權(quán)威媒體發(fā)布的正面?zhèn)髀?，上市公司?yīng)該采取更加積極的方式去澄清。②對(duì)于負(fù)面?zhèn)髀?，上市公司?yīng)該慎重發(fā)布澄清公告，因?yàn)閷?duì)負(fù)面?zhèn)髀劦某吻蹇赡軙?huì)出現(xiàn)“澄而不清”的現(xiàn)象。公司高管要充分認(rèn)識(shí)到負(fù)面?zhèn)髀剬?duì)公司的危害，盡量將工作提前，防止負(fù)面?zhèn)髀劦某霈F(xiàn)。③監(jiān)管部門僅強(qiáng)調(diào)上市公司具有澄清傳聞的義務(wù)，寄希望以此來保護(hù)投資者利益、維護(hù)市場(chǎng)穩(wěn)定是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的。本研究結(jié)果表明，監(jiān)管部門還應(yīng)該將媒體作為監(jiān)管的重點(diǎn)，特別是要嚴(yán)格監(jiān)管媒體發(fā)布上市公司的負(fù)面?zhèn)髀?，僅憑上市公司自身的力量應(yīng)對(duì)負(fù)面?zhèn)髀勈遣粔虻模颈僦{的能力非常有限。

與已有關(guān)于傳聞和澄清公告的研究相比，本研究基于更全面的樣本，應(yīng)用Heckman兩階段模型控制樣本選擇性偏差，以控制影響上市公司是否發(fā)布澄清公告的因素可能對(duì)澄清效果造成的影響。通過獨(dú)創(chuàng)性的研究設(shè)計(jì)對(duì)澄清公告的澄清效果進(jìn)行重新界定，以更準(zhǔn)確地衡量澄清公告的辟謠效果。同時(shí)，本研究還考慮了傳聞媒體權(quán)威性和澄清公告信息披露質(zhì)量兩個(gè)調(diào)節(jié)因素對(duì)澄清效果的調(diào)節(jié)效應(yīng)，構(gòu)建一個(gè)相對(duì)完整的分析框架，更清晰地認(rèn)識(shí)澄清公告辟謠的作用機(jī)制。

當(dāng)然，本研究仍存在一些局限性有待進(jìn)一步完善。首先，對(duì)澄清效果的研究，其控制組應(yīng)該是市場(chǎng)中存在傳聞但沒有發(fā)布澄清公告的公司，如果能直接收集到這樣的公司樣本，研究結(jié)果將更加可靠。其次，研究結(jié)果表明，對(duì)于負(fù)面?zhèn)髀劶皶r(shí)發(fā)布澄清公告，CAR值有增大的趨勢(shì)，但是回歸結(jié)果不顯著。這可能是在一定條件下及時(shí)澄清負(fù)面?zhèn)髀剷?huì)起到比較好的辟謠效果，這也是未來研究的重點(diǎn)。再次，本研究提出的兩個(gè)調(diào)節(jié)變量對(duì)負(fù)面?zhèn)髀劦某吻逍Ч紱]有起到調(diào)節(jié)作用，進(jìn)一步研究可以嘗試其他的調(diào)節(jié)變量，力求找到對(duì)負(fù)面?zhèn)髀劦谋僦{效果具有調(diào)節(jié)效應(yīng)的影響因素。最后，在本研究設(shè)計(jì)部分，澄清組樣本中忽略了在給定窗口期內(nèi)上市公司發(fā)布澄清公告時(shí)間先后的影響，進(jìn)一步研究可以考慮控制該因素。

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