陳開軍 楊倜龍

內(nèi)容提要：澄清公告是上市公司應(yīng)對市場傳聞的重要工具，本文以2014年1月至2020年10月我國A股上市公司為樣本，從公司傳聞與澄清公告的信息博弈視角，采用事件研究法并構(gòu)造異常收益率差值，對我國澄清公告政策的有效性進行系統(tǒng)檢驗，結(jié)果顯示：傳聞發(fā)布當(dāng)天和前兩天存在明顯的異常收益率，而澄清公告發(fā)布日異常收益率迅速回歸至傳聞發(fā)布前狀態(tài)。這表明傳聞發(fā)布前存在信息泄露，澄清公告起到“抑漲止跌”作用，澄清公告政策有效。相比常規(guī)事件研究法，本文構(gòu)造的異常收益率差值法更具普適性。進一步地，本文還分析了澄清態(tài)度、信息披露聲譽和停牌策略對澄清公告效果的影響，發(fā)現(xiàn)強勢的澄清態(tài)度和良好的信息披露聲譽對澄清效果具正向作用，企業(yè)的停牌策略亦具正向作用。

關(guān)鍵詞：公司傳聞;澄清公告;澄清態(tài)度;信息披露聲譽;停牌策略

中圖分類號：F832.5 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-148X（2021）06-0102-12

作者簡介：陳開軍（1980-），男，甘肅武威人，西北師范大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院副教授，經(jīng)濟學(xué)博士，研究方向：公司金融與資本市場;楊倜龍（1994-），本文通訊作者，男，甘肅通渭人，西北師范大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院碩士研究生，研究方向：公司金融與資本市場。

基金項目：國家社科基金一般項目，項目編號：17BJL106;甘肅省高校民族信息電子商務(wù)重點實驗室資助研究項目，項目編號：2018-3;甘肅省社科規(guī)劃項目，項目編號：14YB032。

一、引言

傳聞指“未被證實的非官方消息”[1]，源于股票市場的信息不對稱，現(xiàn)代媒體的快速發(fā)展為其傳播提供了沃壤。傳聞對公司股價的沖擊不容忽視，有些負(fù)面?zhèn)髀劦挠绊懮踔潦菫?zāi)難性的。為維護證券市場正常秩序，保護廣大投資者合法權(quán)益，防止誤導(dǎo)性信息對上市公司股票價格產(chǎn)生不正常影響，也為了防止利用優(yōu)勢信息和內(nèi)幕信息進行知情交易或者操縱市場，政府通常以立法的形式規(guī)定上市公司必須對滿足一定條件的傳聞進行澄清，多為發(fā)布澄清公告。一般情況下，企業(yè)自己為遏制傳聞的沖擊并挽回股價，通常也會主動、及時的發(fā)布澄清公告。根據(jù)有效市場理論假說，對于強有效市場或者半強有效市場而言，澄清公告政策是有效的，在公司澄清公告發(fā)布當(dāng)日股價應(yīng)迅速回歸傳聞發(fā)布前的狀態(tài)。而對于弱有效市場而言，澄清公告政策是無效的，股價無法回歸傳聞發(fā)布前的狀態(tài)，甚至在澄清公告發(fā)布后進一步擴大股價波動趨勢。

我國的澄清公告政策始于1996年12月證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司發(fā)布澄清公告若干問題的通知》，規(guī)定上市公司有義務(wù)對公司傳聞立即做出澄清，并對澄清公告發(fā)布的內(nèi)容和形式做了相應(yīng)規(guī)范：上市公司發(fā)布澄清公告前，應(yīng)事先報證券交易所審查;除報送公告全文之外，還應(yīng)同時報送有關(guān)傳聞在公共傳播媒介中的原始證據(jù);證券交易所有權(quán)根據(jù)相關(guān)規(guī)章制度做出對澄清公告準(zhǔn)予公布、不予公布和暫緩公布的決定。2007年2月起實施的《上市公司信息披露管理辦法》對上市公司澄清公告進一步做了規(guī)范。由以上事實可知，我國上市公司的澄清公告經(jīng)過了監(jiān)管部門和交易所的嚴(yán)格審核，具有真實性、規(guī)范性和權(quán)威性，易獲得市場和投資者的認(rèn)可。

然而，國內(nèi)對澄清公告政策有效性的研究非常少，已有為數(shù)不多的研究或基于單案例研究，或基于對影響澄清公告效果單因素方面的研究，或研究不夠全面，并未對澄清公告政策的有效性進行系統(tǒng)考察。馬穎（2012）[2]以美國雷曼兄弟正式申請破產(chǎn)保護為研究背景，選取上市商業(yè)銀行公布的公告為研究樣本，利用事件研究法檢驗了澄清公告的效果，發(fā)現(xiàn)澄清公告市場效果具有顯著性，一定程度上依賴于公司的澄清方式，強勢解釋的效果較好。張寧和劉春林（2012）[3]利用手工收集2000-2008年我國A股市場上179個澄清公告樣本，研究表明澄清公告的效果一定程度上依賴于公司的澄清方式，而且還受到公司聲譽、停牌等因素的影響。該文對我國澄清公告有效性研究較為全面，但依然存在樣本選取單一和影響因素缺失的問題。賈明等（2014）[4]基于2006-2012年A股證券市場的澄清公告，采用事件研究法和Heckman兩階段模型對上市公司發(fā)布公告澄清正面和負(fù)面?zhèn)髀劦男ЧM行實證分析，研究結(jié)果表明：對于正面?zhèn)髀?，澄清公告具有辟謠的效果;對于負(fù)面?zhèn)髀劊吻骞娌粌H無法辟謠，反而起反作用。史青春和周靜婷（2015）[5]以2012 -2015年我國A股271家上市公司為樣本，運用事件研究法對不同態(tài)度的澄清公告的市場反應(yīng)進行實證研究，結(jié)果表明：利好傳聞的澄清效果在熊市時比在牛市更顯著;利空傳聞及其澄清公告對股價波動的影響，牛市要比熊市更顯著。張斯琪（2018）[6]基于214家上市公司2013-2015年的數(shù)據(jù)，利用事件研究法和回歸分析法，研究了上市公司澄清公告是否有效，并對澄清公告、媒體報道與股價間的關(guān)系進行研究，結(jié)果表明：在否定利好傳聞的公告中，內(nèi)容規(guī)范的澄清公告澄清效果更好;在否定利空傳聞的公告中，字?jǐn)?shù)多的澄清公告澄清效果更好;同時肯定了媒體對企業(yè)澄清的監(jiān)督作用及穩(wěn)定股價的作用。林雁等（2019）[7]以深交所A股上市公司為樣本，手工搜集了2010-2013年的澄清公告樣本，研究了上市公司信息披露聲譽對澄清公告效果的影響，結(jié)論表明公司信息披露質(zhì)量越高，否定式澄清的效果越明顯。

本文以2014年1月至2020年10月我國A股上市公司為樣本，從公司傳聞與澄清公告的信息博弈視角出發(fā)，采用事件研究法并構(gòu)造異常收益率差值，對我國澄清公告政策的有效性進行系統(tǒng)檢驗。

本文的創(chuàng)新點主要體現(xiàn)在：（1）視角上，從公司傳聞與澄清公告的信息博弈視角出發(fā)，首先檢驗了公司傳聞對股價的影響，在此基礎(chǔ)上又檢驗了澄清公告對公司股價的影響，所得結(jié)論可信度更高。（2）方法上，采用事件研究法并構(gòu)造異常收益率差值。事件研究法的原理是，通過考察樣本公司在澄清公告發(fā)布日前后的平均異常收益率偏離0的程度，來判斷市場對該事件的反應(yīng)。實際中，由于單因素市場模型、估計期不夠準(zhǔn)確或公告事件發(fā)生在另一事件的影響期內(nèi)，亦或是以上因素的綜合影響，都可能導(dǎo)致事件日之前各股票的異常收益率和0的差距較大。因此，本文選取適用性更廣的異常收益率差值法。（3）本文將澄清態(tài)度、信息披露聲譽和停牌策略納入對澄清公告效果的影響中，發(fā)現(xiàn)強勢的澄清態(tài)度和良好的信息披露聲譽對澄清效果具正向作用，企業(yè)的停牌策略亦具正向作用。

二、澄清公告政策在我國是否有效？

（一）模型設(shè)定

本文采用市場模型計算超額收益率和累計超額收益率：

其中，α、β為估計參數(shù)，Rit為公司i在第t日的收益率，Rmt為第t日市場的收益率，本文以滬深300指數(shù)日收益率代替市場收益率，eit為殘差項。參考方穎和郭俊杰（2018）的研究，本文選取披露日前180天作為估計期。

利用方程（1）回歸得到的α、β值，計算出該股票的期望收益率E（Rit）：

則股票i在第t日的超額收益率為：

再計算出n個樣本的平均異常收益率AAR，并對其進行顯著性檢驗：

則累計超額收益率為：

然而在實際計算中，由于單因素市場模型計算股票收益率存在的偏差，或由于選擇的估計窗口不夠準(zhǔn)確，或由于傳聞發(fā)生在另一事件的影響期內(nèi)，亦或是由于以上因素的綜合影響，導(dǎo)致事件日前幾天的異常收益率和0的差距較大，即事件之前本來就存在或正或負(fù)的異常收益率①。在這種情況下，常規(guī)研究方法顯然不夠準(zhǔn)確。

為準(zhǔn)確衡量公司傳聞和澄清公告導(dǎo)致的異常收益率變化，本文構(gòu)造適用性更廣的異常收益率差值法。孟慶斌等（2020）研究表明，公司傳聞發(fā)布前10天至前4天，公司異常收益率接近0，公司傳聞發(fā)布前3天至當(dāng)天，公司具有顯著的負(fù)異常收益率。因此，本文中定義異常收益率為公式（3）的計算值減去傳聞發(fā)布前9天至前4天的平均值，即本文認(rèn)為：第i天異常收益率與傳聞發(fā)布前9天至前4天異常收益率平均值的差，是由公司傳聞和澄清公告所引起的真實異常收益率②。而常用的事件日之前股票異常收益率為0，只是該方法中的一種特殊情況。本文中異常收益率差值和累計異常收益率差值定義如下：

（二）樣本和數(shù)據(jù)說明

本文選取2014年1月-2020年10月我國A股市場發(fā)布澄清公告的公司為樣本。并參考相關(guān)文獻[8-9]作如下篩選：（1）選取傳聞發(fā)布前三個交易日至澄清公告發(fā)布后三個交易日為研究區(qū)間，作為事件研究的窗口期。故本文剔除在該窗口期停牌的樣本。（2）剔除在該窗口期發(fā)生其他有影響事件的樣本。（3）剔除在該區(qū)間內(nèi)數(shù)據(jù)缺失的樣本。（4）對所有非虛擬變量進行了1%和99%的Winsorize處理，以緩解極端值影響。（5）結(jié)合我國股市的相關(guān)制度并參考陳開軍等（2020）的研究，對傳聞公布日和澄清公告日進行相應(yīng)的分類處理（見表1），以正確選取事件日。

上市公司傳聞發(fā)布和澄清公告樣本，以及股票和股指數(shù)據(jù)均來自萬德（Wind）數(shù)據(jù)庫，上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。

由于傳聞發(fā)布日和澄清公告日之間的時間間隔并不固定，因此，本文分別以傳聞發(fā)布日和澄清公告日設(shè)置兩個事件日。研究窗口期如圖1和圖2所示。其中，TR為傳聞發(fā)布日，TC為澄清公告日，兩者之間存在一個時間差，公告日一般為傳聞發(fā)布當(dāng)天或者后一天。本文重點關(guān)注傳聞發(fā)布前后三個交易日的異常收益率，以及澄清公告發(fā)布前后三個交易日的異常收益率。此外，選取傳聞發(fā)布前180日至傳聞前1天作為估計窗口，即[TR-180，TR-1]。

為進一步了解本文所選研究對象，本文對公司傳聞和澄清公告間隔天數(shù)進行了描述性統(tǒng)計，結(jié)果如表2所示：上市公司對利空傳聞的澄清，多在傳聞發(fā)布當(dāng)天或者后一天，占比分別為14.58%和61.02%。同時，絕大多數(shù)上市公司選擇在傳聞發(fā)布后3天內(nèi)發(fā)布澄清公告，占比95.25%。另外，利空傳聞發(fā)布日和澄清公告日時間間隔平均為1.3593天。這表明上市公司對利空傳聞發(fā)布非常重視，會在極短時間內(nèi)做出反應(yīng)。對于利好消息，表2顯示：上市公司大多在利好消息發(fā)布當(dāng)天和后一天發(fā)布澄清公告，占比分別為27.66%和51.06%。同時，所有上市公司在傳聞發(fā)布后5天內(nèi)發(fā)布澄清公告。另外，利好傳聞發(fā)布日和澄清公告日時間間隔平均為1.2021天，這表明上市公司對于利好消息同樣重視，在極短時間內(nèi)發(fā)布澄清公告。

（三）實證分析

1.傳聞發(fā)布前后的市場反應(yīng)。以傳聞發(fā)布日為事件日，首先利用公式（4）和（5）計算出傳聞發(fā)布前9個交易日和傳聞發(fā)布后5個交易日的日內(nèi)平均超額收益率（AAR）和平均累計超額收益率（CAAR），畫出其走勢圖，并進行顯著性檢驗。圖3左邊是AAR走勢圖，右邊是CAAR走勢圖，兩個圖中橫軸都代表時間，縱軸分別為AAR和CAAR。圖3左邊顯示，利空傳聞發(fā)布前9天至前2天，平均異常收益率（AAR）穩(wěn)定在-0.04附近，無明顯波動;在利空傳聞發(fā)布前1天，AAR出現(xiàn)明顯下降，至-0.05附近;在利空傳聞發(fā)布當(dāng)天，AAR達負(fù)向最大，至-0.055;在利空傳聞發(fā)布后一天，AAR基本恢復(fù)至傳聞發(fā)布前三天之前的正常狀態(tài)。利好傳聞發(fā)布前9天至前3天，平均異常收益率（AAR）穩(wěn)定在-0.09至-0.08附近，無明顯波動;在利好傳聞發(fā)布前2天，AAR出現(xiàn)明顯上升，至-0.08至-0.07附近;在利好傳聞發(fā)布當(dāng)天，AAR達正向最大，至-0.07;在利好傳聞發(fā)布后兩天內(nèi)，AAR出現(xiàn)下降趨勢，基本恢復(fù)至傳聞發(fā)布前三天之前的正常狀態(tài)。上述分析表明，股價收益在公司傳聞發(fā)布前開始異動，表明公司傳聞在發(fā)布前已被泄露，存在知情交易者。利空和利好傳聞發(fā)布當(dāng)天，異常收益率分別達到正負(fù)向最大，表明我國資本市場對傳聞消息有良好反應(yīng)。另外，圖3左顯示，利空傳聞發(fā)布前9天至前2天，平均異常收益率（AAR）穩(wěn)定在-0.04附近，并非在0附近。同樣的，利好傳聞發(fā)布前9天至前3天，平均異常收益率（AAR）穩(wěn)定在-0.09至-0.08附近，也非在0附近。這表明傳聞事件處在其他事件的影響期內(nèi)，傳聞發(fā)布之前已經(jīng)存在一個穩(wěn)定的負(fù)異常收益率。而常規(guī)事件研究法則假設(shè)事件窗口外的異常收益率為0，故以常規(guī)的事件研究法研究該問題所得結(jié)論并不精確。圖3右顯示，利空傳聞和利好傳聞發(fā)布前后的累計超額收益率變化為一條向右下方傾斜的直線。這也從側(cè)面反映出傳聞發(fā)布之前已經(jīng)存在一個穩(wěn)定的負(fù)異常收益率，直線與縱軸的交點約等于傳聞發(fā)布前存在的固定負(fù)異常收益率。

對傳聞發(fā)布前9個交易日的AAR和CAAR進行統(tǒng)計檢驗，結(jié)果如表3所示：利空傳聞AAR在發(fā)布前9天至前2天內(nèi)，穩(wěn)定在-0.045附近，都在10%水平上顯著;利空傳聞發(fā)布前1天，AAR下降至-0.0486，在5%水平上顯著;利空傳聞發(fā)布當(dāng)天，AAR達負(fù)向最大至-0.0548，在5%水平上顯著;在利空傳聞發(fā)布后一天，AAR基本恢復(fù)至傳聞發(fā)布前三天之前的正常狀態(tài)-0.045附近，在10%水平上顯著。利好傳聞AAR在發(fā)布前9天至前3天內(nèi)，穩(wěn)定在-0.087附近，都在1%水平上顯著;利好傳聞發(fā)布前2天，AAR分別上升為-0.0746和-0.0774，在5%水平上顯著;利好傳聞發(fā)布當(dāng)天，AAR達正向最大至-0.0701，在5%水平上顯著;在利好傳聞發(fā)布后兩天，AAR基本恢復(fù)至傳聞發(fā)布前三天之前的正常狀態(tài)-0.087附近，在5%水平上顯著。利空傳聞和利好傳聞發(fā)布前后的累計超額收益率近似于線性增長，都在1%水平上顯著。

上文研究結(jié)論表明，傳聞事件處在其他事件的影響期內(nèi)，傳聞發(fā)布之前已經(jīng)存在一個穩(wěn)定的負(fù)異常收益率，常規(guī)事件研究法則假設(shè)事件窗口外的異常收益率為0，因此以常規(guī)的事件研究法研究該問題所得結(jié)論并不精確。既然在傳聞發(fā)布前已經(jīng)存在一個穩(wěn)定的異常收益率，因此，最好的處理方法是減去該異常收益率。本文以傳聞發(fā)布前9天至前3天的平均異常收益率作為該穩(wěn)定存在的收益率。再次，以模型（6）（7）（8）計算出傳聞發(fā)布前9個交易日和傳聞發(fā)布后5個交易日的日內(nèi)平均異常收益率差值（AΔ）和累計超額收益率差值（CΔ），畫出其走勢圖，并進行顯著性檢驗。走勢圖如圖4所示。其中，左邊是平均異常收益率差值（AΔ）走勢圖，右邊是累計超額收益率差值（CΔ）的走勢圖，兩個圖中橫軸都代表時間，縱軸分別為AΔ和CΔ。圖4左顯示，在傳聞發(fā)布前9天至前3天，無論利空還是利好傳聞樣本，AΔ和CΔ均接近0，無明顯波動趨勢。而在傳聞發(fā)布前1天，利空傳聞樣本的AΔ開始下降，在利空傳聞發(fā)布當(dāng)天達到負(fù)向最大，在利空傳聞發(fā)布后1天，AΔ恢復(fù)到0。在傳聞發(fā)布前1天和前2天，利好傳聞樣本的AΔ開始逐漸上升，利好傳聞發(fā)布當(dāng)天達到正向最大，在利好傳聞發(fā)布后1天，AΔ基本恢復(fù)到0。上述分析亦表明，股價收益在公司傳聞發(fā)布前開始異動，表明公司傳聞在發(fā)布前已被泄露，存在知情交易者。

對傳聞發(fā)布前9個交易日和后5個交易日的AΔ和CΔ進行統(tǒng)計檢驗，結(jié)果如表4所示：利空傳聞AΔ在[-9，-2]時間段內(nèi)非常接近0，統(tǒng)計上不顯著，在[-1，0]時間段內(nèi)顯著為負(fù)。利空傳聞CΔ在傳聞發(fā)布當(dāng)天顯著為負(fù)，在傳聞發(fā)布后幾天保持穩(wěn)定。利好傳聞AΔ在[-9，-3]時間段內(nèi)接近0，統(tǒng)計上不顯著，在[-2，0]時間段內(nèi)顯著為正，CΔ亦是如此。以上分析表明，股價收益在公司傳聞發(fā)布前9天至前3天接近0，在前兩天開始異動，表明公司傳聞在發(fā)布前已被泄露，存在知情交易者。利空和利好傳聞發(fā)布當(dāng)天，AΔ分別達到正負(fù)向最大，表明我國資本市場對傳聞消息有良好反應(yīng)。

通過對比兩種研究方法，顯然異常收益率差值法得出的結(jié)論更能反映出傳聞發(fā)布前后公司股價的變動情況，本文提出的異常收益率差值法更具普適性。

2. 澄清公告發(fā)布前后的市場反應(yīng)。上文研究顯示，異常收益率差值法所得結(jié)論更能準(zhǔn)確地反映出事件前后的股價變動情況，更具普適性。因此，本部分以異常收益率差值法檢驗澄清公告日前后的股價變動。利用模型（6）、（7）、（8）計算出澄清公告發(fā)布前9個交易日和發(fā)布后5個交易日的日內(nèi)平均異常收益率差值（AΔ）和累計超額收益率差值（CΔ），畫出其走勢圖，并進行顯著性檢驗。

圖5左邊是AΔ走勢圖，右邊是CΔ走勢圖，兩個圖中橫軸都代表時間，縱軸分別為AΔ和CΔ。圖5左顯示，不論是利空傳聞還是利好傳聞，在澄清公告發(fā)布前9天至前5天內(nèi)，異常收益率差值（AΔ）接近0，無明顯波動。而在利空澄清公告發(fā)布前4天內(nèi)，異常收益率差值（AΔ）明顯為負(fù)，在利好澄清公告發(fā)布前4天內(nèi)，異常收益率差值（AΔ）明顯為正?？梢钥闯觯吻骞媲肮蓛r的變動趨勢與傳聞發(fā)布前股價的變動趨勢基本相同，但在時間上要早1-2天，這也印證了表2中傳聞發(fā)布和澄清公告間隔天數(shù)的統(tǒng)計結(jié)論，即上市公司對傳聞的澄清，多在傳聞發(fā)布后一天。在利空澄清公告發(fā)布當(dāng)天，異常收益率差值（AΔ）迅速回歸至0附近，并在澄清公告發(fā)布的后4天，依然保持在0附近，表明利空澄清公告抑制了股價下跌，利空澄清公告是有效的。利好澄清公告樣本的異常收益率差值（AΔ）雖然在澄清公告發(fā)布當(dāng)天迅速回歸至0附近，但后面依然存在正的異常收益率，表明利好澄清公告抑制了股價上漲，但對利好傳聞的抑制作用明顯弱于對利空傳聞的抑制作用。圖5右顯示，澄清公告發(fā)布前9天至前5天，CΔ接近0;澄清公告發(fā)布前4天至發(fā)布當(dāng)天，利空澄清和利好澄清的CΔ分別出現(xiàn)明顯的下降和上升趨勢;澄清公告發(fā)布之后5天內(nèi)，CΔ基本保持穩(wěn)定。

對澄清公告發(fā)布前9個交易日和后5個交易日的日內(nèi)平均超額收益率差值（AΔ）和累計超額收益率差值（CΔ）進行統(tǒng)計檢驗，結(jié)果如表5所示：利空樣本AΔ在澄清公告發(fā)布前10天至前4天接近0，統(tǒng)計上并不顯著;在澄清公告前3天和前2天分別為-0.0028和-0.0037，在10%和5%的水平上顯著;在澄清公告前1天AΔ達到負(fù)向最大，至-0.0085，在1%水平上顯著;在澄清公告發(fā)布當(dāng)天以及后幾天，AΔ迅速回歸至0附近并保持不變。這表明利空澄清公告抑制了股價下跌。利好樣本AΔ在澄清公告發(fā)布前10天至前5天接近0，統(tǒng)計上并不顯著;在澄清公告前4天、前3天和前2天分別為0.0041、0.0116和0.0105，在10%、1%和1%的水平上顯著;在澄清公告前1天異常收益率達到正向最大，為0.0136，在1%水平上顯著;在澄清公告發(fā)布當(dāng)天以及后幾天，AΔ迅速回歸至0附近并保持不變。這表明利好澄清公告抑制了股價上漲。

CΔ在利空澄清公告發(fā)布后幾天穩(wěn)定處于-0.0140附近，在利好澄清公告發(fā)布后處于0.045附近，同樣表明澄清公告具有消除傳聞影響作用。

以上研究綜合顯示，澄清公告迅速阻止了利空傳聞導(dǎo)致的股價下跌，也有效抑制了利好傳聞導(dǎo)致的股價上升。這表明我國的澄清公告政策是有效的。

三、影響澄清公告效果的因素

前文研究結(jié)論表明，傳聞發(fā)布前兩天及當(dāng)天存在明顯的異常收益率，而澄清公告當(dāng)日及以后異常收益率迅速回歸，這表明傳聞引起了股價異常波動，而澄清公告則消除了傳聞的影響，市場和投資者對澄清公告做出了應(yīng)有的正面反應(yīng)，我國澄清公告政策是有效的。那么影響我國澄清公告政策有效性的因素是什么？如何使澄清公告政策更加有效？這也是本文關(guān)注的焦點。

傳聞產(chǎn)生和傳播于不確定性狀態(tài)，而股票市場中不確定性具有一般性和普遍性，因此股票市場成為了傳聞的盛行之地。心理學(xué)和社會學(xué)通常認(rèn)為，傳聞之所以產(chǎn)生較大影響，根源在于人們對傳聞“寧可信其有，不可信其無”的心理，也就是說，人們寧愿去相信它。上市公司對于傳聞的應(yīng)對，通常采取發(fā)布澄清公告的策略。已有研究表明，上市公司通過發(fā)布澄清公告來駁斥和證實傳聞信息是一種有效的手段[2，10]。同時，心理學(xué)相關(guān)研究還發(fā)現(xiàn)，澄清公告的效果受到多種因素的影響：如澄清方式、信息披露聲譽、停牌策略和澄清公告發(fā)布的及時性等。本文立足我國當(dāng)前傳聞澄清制度現(xiàn)實以及市場中存在的問題，檢驗了澄清方式、信息披露聲譽和停牌策略對澄清公告效果的影響。

（一）理論與假設(shè)

1.澄清態(tài)度與澄清效果。已有研究表明，澄清公告的態(tài)度對澄清效果產(chǎn)生顯著地影響。Bordia等（2000）[11]研究表明，當(dāng)傳聞來源可信度較高時，強烈的否認(rèn)態(tài)度依然會取得良好的成效。Bordia等（2005）[12]將“駁斥”視為具有說服力的證據(jù)，在進行數(shù)次實驗室模擬實驗后得出：澄清公告中有效的駁斥證據(jù)、強有力的論點和減輕焦慮的語氣可降低傳聞和謠言的可信度，對事件的相關(guān)者產(chǎn)生了顯著的正面影響。DiFnozo和Bordia（2007）[13]研究表明，澄清公告的效果受到很多因素的影響，其中所用措辭是一個重要因素，甚至是決定性因素。Einwiller和Kamins（2008）[14]研究表明，澄清公告的效果會受到個人對傳聞?wù)J同程度的調(diào)節(jié)。對于持中立態(tài)度的人來說，無論澄清公告的態(tài)度是“強否認(rèn)”還是“弱否認(rèn)”，他們在試探性的處理之后，都會選擇相信澄清公告。馬穎（2012）[2]研究表明，澄清公告的效果在一定程度上依賴于澄清方式，強勢澄清的效果會更好，特別是在短期內(nèi)更顯著。劉春林和張寧（2012）[15]研究發(fā)現(xiàn)，澄清方式顯著的影響了澄清公告的效果，“強否認(rèn)”比“弱否認(rèn)”更有效。林雁等（2019）[7]研究發(fā)現(xiàn)，澄清公告質(zhì)量越高時，媒體后續(xù)的負(fù)面報道信息越少，澄清公告越有效;公司信息披露質(zhì)量越高，澄清公告對股價的恢復(fù)作用越明顯。當(dāng)然，澄清公告質(zhì)量和信息披露質(zhì)量中都包含了澄清態(tài)度，這也從側(cè)面證明了澄清公告的態(tài)度對澄清效果產(chǎn)生顯著的影響。

在我國，上市公司的澄清公告經(jīng)過了監(jiān)管部門和交易所的嚴(yán)格審核，具有真實性、規(guī)范性和權(quán)威性。因此，“強勢”的澄清態(tài)度理論上更容易獲得市場和投資者的認(rèn)可，澄清公告政策的有效性更高。為此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：澄清態(tài)度的強弱與澄清效果顯著正相關(guān)。澄清態(tài)度越強，澄清效果越好;澄清態(tài)度越弱，澄清效果越差。

2.信息披露聲譽與澄清效果。信息披露不僅可以提高上市公司的社會認(rèn)可度和關(guān)注度，同時也可以降低公司權(quán)益資本成本，提高上市公司的融資效率。一方面，上市公司信息披露是標(biāo)識上市公司發(fā)展趨勢的信號;另一方面，上市公司信息披露的準(zhǔn)確性也反映了公司的管理質(zhì)量。上市公司信息披露越準(zhǔn)確，投資者對上市公司的信任度越高，企業(yè)融資成本越低，形成正反饋效應(yīng)（陳開軍等，2020）。上市公司的信息披露聲譽會顯著影響公司的澄清效果。Bordia（2000）研究表明，澄清公告的發(fā)布主體來源會顯著影響澄清效果，澄清主體越具有權(quán)威性，澄清效果越好。Einwiller和Kamins（2008）研究表明，市場和投資者對澄清主體的認(rèn)同度越高，澄清效果越好。劉春林和張寧（2012）的研究認(rèn)為，企業(yè)在信息披露方面的違規(guī)行為會顯著影響澄清效果，企業(yè)的信息披露違規(guī)次數(shù)越多，澄清效果越差。林雁等（2019）研究表明，公司信息披露質(zhì)量主要影響了“否定式”澄清公告的效果，具有“股價恢復(fù)效應(yīng)”，即公司信息披露質(zhì)量越高，“否定式”澄清公告對股價的恢復(fù)作用越明顯。另外，作者還認(rèn)為公司信息披露質(zhì)量對澄清公告具有“補充效應(yīng)”，即公司信息披露質(zhì)量越高，不積極的“否定式”澄清公告效果越明顯。

在測量公司信息披露聲譽方面，Gabbioneta等（2007）[16]認(rèn)為，信息披露的經(jīng)常性和及時性、信息披露的完整性和詳細性、以及信息與企業(yè)承諾的一致性三個方面是衡量公司信息披露聲譽的重要指標(biāo)。我國上市公司ESG信息披露考核包含未及時披露公司重大事項、業(yè)績預(yù)測有誤、信息披露虛假或嚴(yán)重誤導(dǎo)性陳述等方面內(nèi)容，涵蓋了Gabbioneta等（2007）提出的指標(biāo)。因此，本文采用我國上市公司ESG信息披露考核來衡量公司信息披露聲譽?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：企業(yè)信息披露聲譽越好，澄清效果越好;而企業(yè)信息披露聲譽越差，則澄清效果越差。

3.停牌策略與澄清效果。停牌策略是股票市場中一種常見的政策工具。黃本堯（2003）[17]指出，股票實施停牌有三個方面的目的：提高市場透明度、保護投資者和維護市場秩序。關(guān)于停牌策略的經(jīng)濟效果，國內(nèi)外學(xué)者主要聚焦于停牌對交易者行為的影響、復(fù)牌后的交易者行為和復(fù)牌后的市場表現(xiàn)，但相關(guān)結(jié)論存在爭議[15]。一些學(xué)者認(rèn)為，停牌對交易者行為和復(fù)牌后的市場表現(xiàn)產(chǎn)生不利的影響。Subrahmanyam（1994）[18]研究表明，停牌延長了價格吸收信息的時間，價格的形成時間由于停牌而受到延遲，同時由于停牌使得信息傳遞受阻，聚集的信息極大增加了價格的不確定性，復(fù)牌后股票波動會更加劇烈。Christie等（2002）[19]研究了納斯達克市場上與發(fā)布消息有關(guān)的停牌對價格和成交量的影響，發(fā)現(xiàn)與停牌相聯(lián)系的不確定性在復(fù)牌時并未消失，復(fù)牌后價格波動性更大。王鐵峰（2005）[20]研究表明，異常波動導(dǎo)致的停牌在減少市場波動性和非理性行為方面都未達到預(yù)期效果。另一些學(xué)者則認(rèn)為，停牌有利于投資者決策，對復(fù)牌后的市場表現(xiàn)產(chǎn)生有利影響。Harris（1997）[21]研究表明，在市場發(fā)生極端波動時，熔斷機制對大多數(shù)市場參與者是有利的。Greenwald和Stein（1991）[22]認(rèn)為，停牌可以提供投資者在交易前獲取更多交易信息的機會，從而有利于投資者的決策。廖靜池等（2009）[23]研究表明，在停牌期間發(fā)布的澄清公告，一定程度上會反應(yīng)到復(fù)牌價格之中。劉春林和張寧（2012）[15]認(rèn)為，停牌策略本質(zhì)上縮短了股票交易受傳聞影響的時間，并提示投資者更理性的辨析傳聞的真?zhèn)?。同時停牌策略使投資者更有時間去關(guān)注澄清公告。因此，停牌策略對澄清公告消除傳聞影響有積極作用，因而更有效。

以上研究表明，在傳聞發(fā)布后采取停牌策略，則使投資者有更多的時間關(guān)注澄清公告，更理性的辨別公司傳聞，更理性的分析澄清公告內(nèi)容?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：傳聞發(fā)布后使用停牌策略，澄清效果越好。

（二）研究設(shè)計

1.樣本和數(shù)據(jù)說明。本文在回歸分析中，選取樣本為針對負(fù)面?zhèn)髀劦睦粘吻骞鏄颖?，而舍棄了針對正面?zhèn)髀劦睦贸吻骞鏄颖尽＿@是因為，本文的利好澄清公告樣本中，僅有少數(shù)樣本的澄清公告中表明了明確的否定態(tài)度，而其他樣本或者只是對事件進行說明，并未表明態(tài)度，或者對傳聞做出證實。也就是說，上市公司對于利空傳聞和利好傳聞的澄清，在態(tài)度和方式上并非一致。將兩者混合分析，結(jié)果存在偏差。另外，在現(xiàn)實中，對利空澄清公告的研究更為有意義。因而本文以利空澄清公告樣本做實證分析。

上市公司信息披露考評數(shù)據(jù)來自萬德數(shù)據(jù)庫（Wind），控制變量數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。

2. 變量定義。

（1）被解釋變量：澄清效果（CLEAR）。借鑒孟慶斌等（2020）的研究，本文采用如下公式來衡量澄清效果。

其中，CLEAR為澄清效果;CΔ（TR-3，TC-1）為該時間段內(nèi)的累計異常收益率，反映了公司傳聞對股價的影響;CΔ（TC，TC+3）為該時間段內(nèi)的累計異常收益率，反映了澄清公告對股價的影響;ABS為絕對值。由上式可知，當(dāng)CLEAR為0時，表明澄清公告完全消除了公司傳聞的影響，而CLEAR越大，則表明澄清公告的效果越差。

（2）解釋變量。

澄清態(tài)度（Manner）。本文將上市公司澄清公告的態(tài)度分為兩種，分別為“強勢澄清態(tài)度”和“弱勢澄清態(tài)度”。將“強勢澄清態(tài)度”分為兩類：第一，澄清公告中包含“惡意造謠”、“純屬造謠”、“嚴(yán)重?fù)p害”、“嚴(yán)重失實”、“向公安機關(guān)報案”和“依法追究法律責(zé)任”等措辭或類似措辭;第二，澄清公告內(nèi)容細致，條理和邏輯清晰，澄清公告中事實清楚可查。典型例子如2014年11月24日，民生銀行的澄清公告：針對微博消息稱，“民生銀行武漢分行已內(nèi)部宣告破產(chǎn)，相關(guān)條文已經(jīng)發(fā)布：銀行存款客戶50萬以上統(tǒng)一賠付上限50萬”。民生銀行（01988）（滬：600016）發(fā)表聲明響應(yīng)稱，消息屬惡意捏造。澄清公告聲明稱：第一，武漢分行一切經(jīng)營管理活動規(guī)范有序，不存在任何異?，F(xiàn)象。有關(guān)分行破產(chǎn)消息純屬造謠;第二，不法分子的造謠與中傷，嚴(yán)重?fù)p害分行的聲譽和正常的金融秩序。第三，已正式向公安機關(guān)報案，將依法追究造謠者的法律責(zé)任，堅決維護正當(dāng)權(quán)益。本文將“弱勢澄清態(tài)度”定義為，澄清公告只是對傳聞進行了說明，但態(tài)度不清晰。典型例子如2017年2月11日，上海家化（600315）澄清公告聲明，“近日，有媒體報道：投資者向上海家化索賠案取得新進展，一批大概三十名投資者通過法院主持調(diào)解，獲賠金額超過三百萬元。為維護公司和股東的合法權(quán)益，公司就上述報道的訴訟事項進行說明”。本文中，若澄清公告為“強勢澄清態(tài)度”，則澄清態(tài)度Manner取值為1;若澄清公告為“弱勢澄清態(tài)度”，則澄清態(tài)度Manner取值為0。

信息披露聲譽（Repu）。我國上市公司ESG信息披露考核包含未及時披露公司重大事項、業(yè)績預(yù)測有誤、信息披露虛假或嚴(yán)重誤導(dǎo)性陳述等方面內(nèi)容，涵蓋了Gabbioneta等（2007）提出的指標(biāo)。因此，本文采用我國上市公司ESG信息披露考核來衡量公司信息披露聲譽。參考林雁等（2019）的研究，本文對上市公司信息披露聲譽Repu賦值為4、3、2、1，對應(yīng)于信息披露考核等級為A、B、C、D。

停牌策略（Sus）。本文以傳聞發(fā)布后上市公司是否申請停牌來衡量停牌策略Sus。當(dāng)上市公司在傳聞發(fā)布后申請停牌，則停牌策略Sus取值為1;當(dāng)上市公司在傳聞發(fā)布之后未停牌，則停牌策略Sus取值為0。

（3）控制變量。參考劉春林和張寧（2012）、林雁等（2019）等人的研究，本文還控制了可能影響澄清效果的其他因素，包括資產(chǎn)規(guī)模（Size）、總資產(chǎn)收益率（ROA）、董事會規(guī)模（Bsize）、國有企業(yè)虛擬變量（Soe）和獨立董事（Inddirec）。另外，本文控制了年份固定效應(yīng)（Year）和行業(yè)固定效應(yīng)（Ind）。

3. 模型設(shè)定。為了檢驗澄清態(tài)度、信息披露聲譽和停牌策略對澄清效果的影響，本文采用以下多元回歸模型做回歸分析：

本文主要聚焦系數(shù)β1、β2和β3，若β1顯著為負(fù)，表明澄清態(tài)度越強勢，澄清效果越好，支持假設(shè)1;若β2顯著為負(fù)，表明公司信息披露聲譽越好，澄清效果越好，支持假設(shè)2;若β3顯著為負(fù)，表明公司實施停牌策略后，澄清效果越好，支持假設(shè)3。

（三）實證結(jié)果

實證結(jié)果如表6所示。第（1）、（2）和第（3）列為單個變量對澄清效果影響的回歸結(jié)果。第（4）列為多元回歸結(jié)果。第（5）列為添加控制變量后的回歸結(jié)果。第（4）列顯示，Manner的系數(shù)為-1.1951，在1%水平上顯著。這表明澄清態(tài)度的強弱與澄清效果顯著正相關(guān)。澄清態(tài)度越強，澄清效果越好，澄清態(tài)度越弱，澄清效果越差。支持假設(shè)1。Repu的系數(shù)為-0.2814，在1%水平上顯著。這表明企業(yè)信息披露聲譽與澄清效果顯著正相關(guān)，企業(yè)信息披露聲譽越好，澄清效果越好。支持假設(shè)2。Sus系數(shù)為-0.9507，在1%水平上顯著。表明在傳聞發(fā)布后使用停牌策略，澄清公告的效果越好，支持假設(shè)3。從單變量回歸結(jié)果和添加控制變量后的回歸結(jié)果來看，澄清態(tài)度Manner、信息披露聲譽Repu和停牌策略Sus的系數(shù)依然顯著為負(fù)，相關(guān)假設(shè)依然成立。綜合以上結(jié)果可知，澄清態(tài)度、信息披露聲譽和停牌策略對澄清公告效果產(chǎn)生顯著影響，澄清態(tài)度的“強否認(rèn)”、良好的信息披露聲譽和企業(yè)的停牌策略對澄清公告效果具正向作用。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.延長研究區(qū)間。前文中，所選事件影響區(qū)間為傳聞發(fā)布前三天以及澄清公告后三天。這里，本文參考Christophe等（2004）的研究，將研究區(qū)間延長至5個交易日，即事件影響區(qū)間為傳聞發(fā)布前5天以及澄清公告后5天，亦即將公式（9）中的CΔ（TR-3，TC-1）和CΔ（TC，TC+3）替換為CΔ（TR-5，TC-1）和CΔ（TC，TC+5），重新計算澄清效果，并將計算結(jié)果記為CLEAR1。實證結(jié)果見表7第（1）列，結(jié)論與前文保持一致。

2. 進一步控制其他因素。參考孟慶斌等（2020）的研究，在原有控制變量的基礎(chǔ)上，再加入第一大股東持股占比（LargeHold）、前十大股東持股比例（Topten）、審計是否為四大（Big4）、分析師關(guān)注度（AA）、研報披露度（RA）、市盈率（PE）、市凈率（PB）和市銷率（PS）等可能影響澄清效果的因素。實證結(jié)果見表7第（2）列，結(jié)論與前文保持一致。

四、進一步研究

本文該部分關(guān)注澄清公告發(fā)布的及時性對澄清效果的影響。及時發(fā)布澄清公告，可以縮短傳聞的發(fā)酵時間，削弱傳聞影響。孟慶斌等（2020）研究表明，不論是利空傳聞還是利好傳聞，上市公司都非常重視，在很短的時間內(nèi)發(fā)布澄清公告著手應(yīng)對。王雄元等（2010）研究表明，澄清越及時，澄清公告越可信，恢復(fù)作用越明顯。本文對公司傳聞和澄清公告間隔天數(shù)進行了統(tǒng)計，結(jié)果顯示，上市公司對利空傳聞的澄清，多在傳聞發(fā)布當(dāng)天或者后一天。同時，絕大多數(shù)上市公司選擇在傳聞發(fā)布后3天內(nèi)發(fā)布澄清公告。另外，利空傳聞發(fā)布日和澄清公告日時間間隔平均為1.3593天。這表明上市公司對利空傳聞發(fā)布非常重視，會在極短時間內(nèi)做出反應(yīng)。而對于利好消息，上市公司大多在利好消息發(fā)布后當(dāng)天和后一天發(fā)布澄清公告。同時，所有上市公司在傳聞發(fā)布后5天內(nèi)發(fā)布澄清公告。另外，利好傳聞發(fā)布日和澄清公告日時間間隔平均為1.2021天，這表明上市公司對于利好消息同樣重視，在極短時間內(nèi)發(fā)布澄清公告。據(jù)此，本文作以下假設(shè)：

假設(shè)4：澄清公告發(fā)布越及時，澄清效果越好。

上文的統(tǒng)計結(jié)果顯示，公司對利空傳聞的澄清，多在傳聞發(fā)布當(dāng)天或者后一天，占比分別為14.58%和61.02%;公司對利好傳聞的澄清，大多在傳聞發(fā)布當(dāng)天和后一天發(fā)布澄清公告，占比分別為27.66%和51.06%。對澄清公告發(fā)布的及時性（Time）的衡量，本文采取兩種方法：第一，本文定義，若澄清公告和傳聞發(fā)布間隔為0，即在傳聞發(fā)布當(dāng)天馬上發(fā)布澄清公告，則視澄清公告發(fā)布較為及時，Time取值為1;若澄清公告和傳聞發(fā)布間隔大于等于1，則視澄清公告發(fā)布不夠及時，Time取值為0。第二，以公司傳聞和澄清公告的間隔天數(shù)來衡量澄清公告發(fā)布的及時性，即Time等于傳聞發(fā)布和澄清公告之間的時間間隔。在模型（10）中添加變量Time，相關(guān)回歸結(jié)果如表8所示。雖然Time的系數(shù)在第（1）列中為-0.0578，表明及時發(fā)布澄清公告使澄清效果更為有效，在經(jīng)濟意義上合理，但t值極小，在統(tǒng)計上并不顯著。第（2）列中，Time系數(shù)-0.0249，表明及時發(fā)布澄清公告使澄清效果變差，不符合現(xiàn)實經(jīng)濟意義，且t值極小，系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著。因此，假設(shè)4并未得到支持。

五、結(jié)論與建議

澄清公告是上市公司應(yīng)對市場傳聞的重要工具。本文以2014年1月至2020年10月我國A股上市公司為樣本，從公司傳聞與澄清公告的信息博弈視角出發(fā)，采用事件研究法并構(gòu)造異常收益率差值，首次對我國澄清公告政策的有效性進行了系統(tǒng)檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：（1）傳聞發(fā)布當(dāng)天和前兩天存在明顯的異常收益率，而澄清公告發(fā)布日異常收益率迅速回歸至傳聞發(fā)布前狀態(tài)。這表明，傳聞發(fā)布前存在信息泄露，傳聞發(fā)布時間和內(nèi)容已被某些知情交易者提前獲知。而澄清公告起到“抑漲止跌”作用，我國的澄清公告政策有效。（2）相比常規(guī)事件研究法，本文構(gòu)造的異常收益率差值法更具普適性。（3）本文還分析了澄清態(tài)度、信息披露聲譽和停牌策略對澄清公告效果的影響，發(fā)現(xiàn)澄清公告的“強勢態(tài)度”和良好的信息披露聲譽對澄清效果具正向作用，企業(yè)的停牌策略亦具正向作用。

基于實證分析，本文從政府、企業(yè)和投資者三個層面提出以 下政策建議：

第一，針對我國公司傳聞在發(fā)布之前已被知情交易者知曉而存在信息泄露，以及我國澄清公告政策有效的結(jié)論，本文建議：在信息化時代，政府應(yīng)更加重視信息披露的監(jiān)管職能，建立嚴(yán)格的信息披露體系，擴大強制性信息披露的范圍，進一步規(guī)范信息披露的內(nèi)容和格式;同時，還應(yīng)完善市場激勵約束機制，壓實中介機構(gòu)責(zé)任，積極推動增加司法供給，大幅提升違法違規(guī)成本，嚴(yán)厲打擊虛假披露、欺詐發(fā)行等各種亂象，凈化市場生態(tài)，讓市場運行更加規(guī)范，澄清公告政策更加有效，以充分發(fā)揮環(huán)澄清公告政策的治理作用。

第二，針對澄清公告的“強勢態(tài)度”和良好的信息披露聲譽對澄清效果具正向作用，企業(yè)的停牌策略亦具正向作用的結(jié)論，本文建議：企業(yè)應(yīng)當(dāng)嚴(yán)格執(zhí)行傳聞澄清公告政策，規(guī)范信息披露的內(nèi)容和格式，提高信息披露的質(zhì)量和透明度，以嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膽B(tài)度澄清公司傳聞。同時，公司應(yīng)當(dāng)愛惜自身聲譽，避免信息披露違規(guī)。另外，在公司遭受傳聞時，可以考慮申請停牌，阻止傳聞進一步的影響。

第三，投資者應(yīng)當(dāng)充分關(guān)注公司傳聞和澄清公告發(fā)布，特別要注意傳聞發(fā)布前后的股價波動。要關(guān)注公司澄清公告的態(tài)度、注重企業(yè)的信息披露聲譽，在投資決策上充分考慮企業(yè)的信息披露質(zhì)量，及時調(diào)整對遭受傳聞企業(yè)的投資，以免遭到不必要的損失。

注釋：

① 本文的研究也證實了這一點，不論是選擇方穎和郭俊杰（2018）中的估計期，還是選擇孟慶斌等（2020）中的估計期，傳聞發(fā)布前都存在或正或負(fù)的異常收益率，極少數(shù)接近0。

② 雖然本文最終的研究結(jié)論表明，只有傳聞發(fā)布前兩天存在異常收益率，傳聞發(fā)布前第三天并無異常收益率，但這樣處理對本文的研究結(jié)論并無影響。

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（責(zé)任編輯：李江）