意见分歧、做空限制与盈余公告后漂移

徐 宁

（南京大学 工程管理学院，江苏 南京 210008）

一、研究背景

Ball&Brown（1968）发现，盈余公告之后，股票价格会按照盈余变动的相同方向变动一段时间，这种股价漂移（drift）被称为盈余公告后漂移，即 PEAD（Post Earnings Announcement Drift）。学者们从各方面解释PEAD的成因：传统学者将其归因于风险补偿（Bernard&Thomas，1989），非传统金融学者则倾向于从信息和行为的角度来加以解释（Brav&Heaton，2002；陆婷，2012）。

近年来，学者们发现，从非传统金融学视角得出的PEAD成因与传统金融学理论亦有兼容之处，比如意见分歧（Opinion Divergence），就被视为一种影响PEAD异象的风险因子（Garfinkel&Sokobin，2006；Anderson，Harris&So，2007）。

所谓意见分歧，指投资者对变量如收益率等具有不同的期望，在相同情境下也未必会做出相同的投资决策（张维、张永杰，2006），这与传统金融学理论中的同质期望假设（Sharpe，1964）并不相同。对于意见分歧与股票收益率的关系，Miller（1977）认为，因为做空限制，悲观投资者无法充分做空，股价由乐观投资者决定，意见分歧会抬高短期股价，降低中长期收益率；而Varian（1985）则将意见分歧当作一种风险，意见分歧越高，股票的中长期收益率越高。

国外学者通过研究PEAD来考察意见分歧与股票收益率的关系。总的来说结果支持Varian（1985），将意见分歧看作风险因子：Garfinkel&Sokobin（2006）发现，不考虑做空限制时，意见分歧越大，PEAD 越高；Anderson，Harris&So（2007）则发现，考虑了做空限制后，意见分歧与PEAD依然正相关，做空仅影响利空股票，做空限制越大，利空股票跌幅越大，这一局部现象与Miller（1977）一致。

而在过往研究中，国内学者（陈国进、张贻军和王景，2008；周晖，2009）却发现：在完全无法做空的中国A股市场，意见分歧越大，PEAD越小，不支持将意见分歧作为风险因子。因此他们认为，中国A股市场可作为一个具有完全做空限制的特例以支持 Miller（1977）。

然而，在他们的研究之后，2010年3月，中国A股市场正式推出了融券业务，沪深300股指期货也于同年4月面世，投资者从此可以做空。

因此，本文重点研究了2010—2013年间，财报公告期的PEAD异象，以解答几个问题：第一，放开做空限制之后，中国A股市场意见分歧与PEAD间的关系是否有所变化，是否可将意见分歧作为一种风险？第二，做空限制对PEAD期间的股价有何影响？

本文首次研究了放开做空限制后的中国股市PEAD异象，发现中国股市意见分歧与PEAD呈正相关关系，这与先前的研究不同，提供了将意见分歧作为一个风险因子的中国市场证据，从非传统金融学的角度支持了PEAD的风险补偿解释，具有一定的理论意义。此外，本文在实证中大量使用最新的财务数据和分析师数据，使得研究更加贴近实际投资，在实践上也具有重大意义。

二、研究设计

（一）变量定义及计算

1.盈余惊喜（Earnings Surprise）。在PEAD研究中，学者们通常从每股盈利出发计算并运用盈余惊喜：一种是根据历史盈余和当期盈余计算的盈余惊喜，该模型由 Foster（1984）和 Bernard&Thomas（1989）推广并沿用至今；另一种是以分析师预测作为预期盈余计算盈余惊喜（Livnat&Mendenhall，2006）。

然而，这两种方法都不能完全复制投资者对盈余的预测及思考过程，不能直接衡量投资者心理的“惊喜”程度。因此，学者们（Anderson，Harris&So，2007；陈国进，张贻军和王景，2008）也会采用市场衡量法，即使用盈余公告当天的股价变动来衡量盈余惊喜，简称为UE（unexpectedearnings）。UE越大，投资者对盈余公告产生的惊喜越大：

Ri，t表示第 i只股票在交易日 t的实际收益率；Rm，t表示沪深300指数在交易日t的收益率。

2.异常收益（Abnormal Return，AR）。在本文中，我们按照UE的大小将样本股票进行排序，分为10个组合，计算每个组合的累计异常收益（CAR）：

首先，计算第i只股票在t日的异常收益率AR：

其中Rm，t指沪深300指数代表的市场收益率。

接着，计算每个组合（包含n只股票）在t=[2，N+1]区间内的累积收益率：

3.意见分歧。学者们往往使用剔除了流动性因素（Bhushan，1994）和盈余信息影响（Karpoff，1987）的未预期成交量去衡量意见分歧，包括：意外换手率（ΔTO）和标准化未预期交易量（Standard Unexpected Volume，SUV）。

（1）ΔTO的计算。首先，每只股票的交易量VOLi，t不仅受自身因素的影响，也受证券市场共同因素的影响，利用t日市场换手率MktVolt衡量这些共同因素导致的交易量，则t日每只股票i的净换手率为：

接着，盈余公告前后的净交易量也部分源于流动性需求，可利用公告日之前50个交易日的平均净换手率来衡量这些交易量：

最后，用股票i在t日的净换手率减去平均净换手率，得到股票i在t日的意外换手率ΔTOi，t，并以此衡量意见分歧，t日即为公告日：

（2）SU V的计算。Karpoff（1987）的研究表明，交易量与股票收益存在相关关系，且对负收益和正收益的敏感性不同。本文以公告日前[-54，-5]时段为区间，按以下公式估计影响预期交易量（E[VOLi，t]）的参数：

其中，Ri，t-1表示股票i在交易日t-1的收益绝对值，如果，那么等于 Ri本身，，t-1否则为 0；如果，那么等于 -Ri，，t-1否则为0。b1和b2分别表示交易量对股票损益的不同反应，a代表了股票i的流动性需求。

用事件期[0，1]，即公告日当日及次日的交易量 VOLi，t减去同期的预期交易量E[VOLi，t]，再进行标准化处理，得到SUV：

其中，Si，t为式（8）中回归残差项的标准差。

（二）计量模型

我们使用多元线性回归模型对前文提出的几个问题进行检验。首先我们建立以下3个回归式，考察意见分歧对PEAD的影响：

在式（9）中，UE项指由UE排序得来的盈余惊喜值，CARi，t指排序为i的组合在公告日后t日区间内的累积异常收益率，其中，t分别取30、60、90、120。

此外，我们也在回归式中加入了若干控制变量。其中，Year12和Year13为虚拟变量：观测值为2012年或2013年数据时，Year12或 Year13为 1，否则为0。其余控制变量定义及计算如下：

（1）市净值（M/B）：年末的流动市值与净资产比；

（2）规模（Size）：年末流通市值（MV）的常用对数 Ln（MV）；

（3）波动率（Volatility，Vol）：公告前[t-125，t-5]这120天的日收益率标准差；

（4）流动性（Liquidity，Liq）：公告前[t-125，t-5]这120天的日换手率均值；

（5）动量（Momemtum，Mom）：公告前[t-125，t-5]的120天累计异常收益。

在回归式（9）的基础上，回归式（10）和（11）分别加入了Δ TO和SUV作为意见分歧的代理变量，以检验意见分歧对PEAD的影响，如果意见分歧与PEAD正相关，则需要β21或β22显著大于0。

接着，我们借鉴 Anderson，Harrisand So（2007）的方法，通过计算做空比率（Short rate），在回归模型里加入做空限制的影响：

做空比率（Short rate）：公告前[t-125，t-5]这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为基准，将10个不同UE的股票组合进行排序，Shortpf为每个UE组合的排序值；

利空组合排序值（Worst UE pf）：虚拟变量，如果股票属于以UE排序的最差20分位，变量=1，反之为0；

利空组合做空排序（ShortWst）：Shortpf与 Worst UE pf的乘积；

将Shortpf和ShortWst作为两个新的控制变量加入式（10）和式（11），得到式（12），考察做空限制对PEAD的影响，主要是考察β10和β11的显著度：

其中，式（12）中的变量Divergence指意见分歧的代理变量，即式（10）中的 ΔTO或式（11）中的SUV，我们将分别检验两个变量在加入做空限制后的表现。

三、描述统计和回归结果

（一）数据来源与样本选择

本文研究的数据均来源于WIND数据库，样本检验数据区间为2010年10月至2014年5月，选取该期间内的年报、半年报和季报公告日作为事件日。样本股票必须为沪深300指数指标股中2010年1月1日前上市的非ST、PT股票。此外，若股票在数据检验区间的事件日前后60天内有停盘或一年内无交易天数超过100天，则加以剔除。

（二）描述统计及回归结果

表1 变量的描述统计：意见分歧与做空限制

表2给出了式（9）的计量结果，UE在所有时段上的显著度均超过了99%，说明盈余惊喜与PEAD正相关。

表2 UE与PEAD

接着，我们在式（10）和式（11）中分别加入ΔTO或SUV，检验意见分歧与PEAD之间的关系，结果见表3：

表3 意见分歧与PEAD

我们重点考查意见分歧在回归中的表现，即“Divg”项的显著性。其中，表3的左边为使用ΔTO的式（10）的结果，右边为使用SUV的式（11）的结果。从表3可见，ΔTO与各时间段的PEAD均为正相关，其中在60日和90日这两个时段上的显著水平达到了95%以上，120日的显著水平达到了99%以上；SUV与各时段的PEAD也均为正相关，其中，30日和60日的显著水平均达到了99%以上，90日的显著水平为90%。因此，意见分歧与PEAD显著正相关，意见分歧越大，PEAD越大。该结论与国内学者的过往研究结果不同，而与国外学者的研究结果一致。这种正相关关系说明，意见分歧可以被看作是一种风险，支持了Varian（1985）的观点。

接下来，我们在式（10）和式（11）中加入做空的影响，得到式（12），结果见表4：

表4 意见分歧，做空限制与PEAD

我们着重考察做空限制对于发布了较大利空股票的PEAD有何影响。由表4，ShortWst与所有时段的PEAD漂移均为正相关，其中30日和60日的显著度达到了90%。这说明，对于利空股票来说，做空比率越大，做空限制越小，公告日后一段时间的PEAD反而越大；但影响并不持续。因此，在PEAD异象期间，较高的做空限制反而会增大利空股票的短期跌幅，这个发现与Anderson，Harris&So（2007）一致，同时也说明当做空限制较高时，公告后的即时股价主要由乐观交易者决定，部分支持了 Miller（1977）的观点。

四、结论

在本文中，我们重点研究了做空限制放开后，中国股市意见分歧与PEAD的关系，以及做空限制对PEAD的影响。

通过研究2010年12月至2013年12月期间3 290次定期财务公告事件后的股票表现，我们发现意见分歧与PEAD呈显著的正相关关系，这与国内学者的过往研究结论不同，而与国外学者的结论一致。该结论支持了Varian（1985）的观点，即可以将意见分歧作为一种风险，也支持了PEAD异象的风险补偿解释。

我们也研究了做空限制在PEAD期间的影响，我们发现，对于利空组合来说，较高的做空限制会削弱利空与公告日后即时股价变化的关系，使得股价不会在公告后迅速出现下跌，反而会加剧利空组合在公告日后一段时间内的跌幅。这与Anderson，Harris&So（2007）的结论一致，说明利空公告后的即时股价主要由乐观交易者决定，这一局部现象也支持了Miller（1977）的观点。

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