個(gè)人投資者與中國(guó)股市的PEAD異象

徐寧

（南京大學(xué)工程管理學(xué)院，江蘇 南京 210008）

一、研究背景及文獻(xiàn)回顧

在1968年，學(xué)者們（Ball和Brown，1968）就已發(fā)現(xiàn)，盈余公告之后，股票價(jià)格會(huì)跟隨盈余驚喜同向變動(dòng)一段時(shí)間，該現(xiàn)象被稱為盈余公告后漂移（Post Earnings Announcement Drift，PEAD）。在中國(guó)，趙宇龍（1998）以及孫愛(ài)軍和陳小悅（2002）均證明了PEAD的存在性。

很多學(xué)者研究了機(jī)構(gòu)投資者與個(gè)人投資者在PEAD期間的不同作用。Francis et al.（2007）認(rèn)為，相對(duì)于機(jī)構(gòu)投資者，個(gè)人投資者對(duì)盈余信息更需要一個(gè)理性學(xué)習(xí)的過(guò)程。Anderson，Harris和So（2007）發(fā)現(xiàn)在PEAD異象期間，個(gè)人投資者的反應(yīng)比機(jī)構(gòu)投資者要慢。這些都說(shuō)明PEAD異象源自個(gè)人投資者。

在中國(guó)股市PEAD研究中，孔東民和柯瑞豪（2007）發(fā)現(xiàn)：在公告前，機(jī)構(gòu)投資者的持倉(cāng)變化與隨后的盈余正相關(guān)；在公告后，機(jī)構(gòu)投資者驅(qū)動(dòng)了利好后的漂移，而個(gè)人投資者驅(qū)動(dòng)了利空后的漂移。

在實(shí)證領(lǐng)域，學(xué)者們通過(guò)比較標(biāo)準(zhǔn)化盈余驚喜（SUE）和基于分析師預(yù)測(cè)的盈余驚喜（SUEAF）對(duì)PEAD的不同解釋力，來(lái)驗(yàn)證機(jī)構(gòu)投資者與個(gè)人投資者對(duì)PEAD異象的不同影響。

SUE將當(dāng)期盈余減去歷史盈余的差值作為盈余驚喜，由Foster（1984），Bernard和Thomas（1989）推廣，至今仍被廣泛運(yùn)用（Sun，Zhu和He，2013）。SUEAF則將分析師對(duì)于盈余的預(yù)測(cè)值與真實(shí)盈余的差值作為盈余驚喜。學(xué)者們發(fā)現(xiàn)，基于SUE和SUEAF測(cè)算的漂移，即隨機(jī)漫步（Random Walk，RW）漂移和分析師預(yù)測(cè)（Analyst Forecast，AF）漂移有顯著差異。Livnat和Mendenhall（2006）發(fā)現(xiàn)AF漂移顯著高于RW漂移。Doyle，Lundholm和Soliman（2006）則發(fā)現(xiàn)行業(yè)差異和規(guī)模并不能解釋兩種漂移的差異。

學(xué)者們嘗試從投資者類別出發(fā)解釋兩類漂移的差異。Ayers Li和Yeung（2011）認(rèn)為：RW漂移源于個(gè)人投資者在盈余公告后的反應(yīng)不足；而AF漂移源于機(jī)構(gòu)投資者的價(jià)格發(fā)現(xiàn)過(guò)程。Lee，Yong和Michael（2013）采用漂移率來(lái)測(cè)算投資者的反應(yīng)不足，發(fā)現(xiàn)AF漂移率低于RW漂移率。這說(shuō)明SUEAF更適用于解釋投資者在公告當(dāng)日的反應(yīng)，而對(duì)于公告日之后的PEAD異象，其解釋力并不如SUE。結(jié)合這兩組研究成果，可以認(rèn)為個(gè)人投資者驅(qū)動(dòng)了PEAD異象。

據(jù)此，本文在過(guò)往研究的基礎(chǔ)上，重點(diǎn)研究了2010—2014年間財(cái)報(bào)公告期間的PEAD異象，通過(guò)比較SUE與SUEAF對(duì)中國(guó)股市PEAD的解釋力，研究不同投資者的影響，從而解答兩個(gè)問(wèn)題：第一，中國(guó)股市PEAD異象在2010年以后是否依然存在？第二，中國(guó)股市的PEAD異象由誰(shuí)驅(qū)動(dòng)？

本文使用了最新的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和分析師數(shù)據(jù)，采用事件研究法，在驗(yàn)證了PEAD在中國(guó)股市的存在性之后，比較了SUE和SUEAF對(duì)該異象的解釋力，發(fā)現(xiàn)個(gè)人投資者驅(qū)動(dòng)了中國(guó)股市的PEAD。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）變量定義及計(jì)算

1.盈余驚喜（Earnings S u r p ris e）。本文首先借鑒了Livnat和Mendenhall（2006）的方法來(lái)計(jì)算盈余驚喜，即標(biāo)準(zhǔn)化未預(yù)期盈余，包括SUE和SUEAF：

其中Ej，y是公司j在y季度公告中披露的每股收益（EPS），Ej，y-4是公司j在y-4季度的歷史EPS，Pj，y是公告日前10天的收盤價(jià)；Fj，y是公告日之前一段時(shí)間內(nèi)分析師對(duì)于公司j在y季度盈利的平均預(yù)期。

在本文中，我們會(huì)采用季度數(shù)據(jù)計(jì)算SUE。而由于朝陽(yáng)永續(xù)數(shù)據(jù)庫(kù)僅能提供分析師年報(bào)預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)，我們使用年報(bào)數(shù)據(jù)計(jì)算SUEAF，以公告日前75天內(nèi)的朝陽(yáng)永續(xù)分析師的“一致預(yù)期”作為Fj，y。

2.異常收益（A b n o r m a l Retu rn，A R）。本文以滬深300指數(shù)收益率為基準(zhǔn)，采用累計(jì)異常收益（CAR）法測(cè)算PEAD異象期間的漂移。

我們按照SUE（SUEAF）的大小將樣本股票進(jìn)行排序，分為10組，計(jì)算每組的CAR：首先計(jì)算每只股票在其公告日后N天的日異常收益率，即第i只股票在t日的異常收益率為AR：

其中Rm，t指滬深300指數(shù)收益率。

接下來(lái)，計(jì)算每組n只股票在t=[2，N+1]時(shí)間區(qū)間內(nèi)的累積收益率：

（二）計(jì)量模型

我們將使用多元線性回歸模型對(duì)前文提出的幾個(gè)問(wèn)題進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.計(jì)量模型：P EA D的存在性。首先，我們建立以下2個(gè)回歸式，考察PEAD的存在性：

在式（5）中，SUE項(xiàng)指由SUE排序得來(lái)的盈余驚喜值，CARi，t指排序?yàn)閕的組合在公告日后t日區(qū)間內(nèi)的累積異常收益率，t分別取30、60、90、120。

接下來(lái)，我們?cè)诨貧w模型中加入代表價(jià)值因子的市凈值（M/B）和代表規(guī)模因子的規(guī)模（Size），得到式（6），再次檢驗(yàn)SUE對(duì)于PEAD的解釋力。

2.計(jì)量模型：S U EA F對(duì)P EA D的解釋力。我們只需用SUEAF代替式（6）里的SUE，其余不變，考察SUEAF對(duì)PEAD的解釋力：

3.計(jì)量模型：S U E與S U EA F對(duì)公告當(dāng)日收益率的解釋力。最后，我們采用式（5）、式（7）的樣式，將CARi，t項(xiàng)替換為公告當(dāng)日的收益率Ri，考察SUE與SUEAF對(duì)公告當(dāng)日收益率的解釋力，如式（8）：

其中，ES項(xiàng)即為SUE或SUEAF。

三、描述統(tǒng)計(jì)和回歸結(jié)果

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本選擇

財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和股價(jià)數(shù)據(jù)來(lái)源于WIND數(shù)據(jù)庫(kù)，樣本數(shù)據(jù)區(qū)間為2010年12月至2014年5月，選取該期間內(nèi)A股樣本的年報(bào)、半年報(bào)和季報(bào)公告日作為事件日；采集的數(shù)據(jù)主要包括：股票和市場(chǎng)的收益率、樣本公司的財(cái)報(bào)數(shù)據(jù)和公告日。樣本股票滿足以下標(biāo)準(zhǔn)：（1）必須為2010年1月1日前上市的滬深300指數(shù)指標(biāo)股；（2）剔除ST、PT股票和金融類公司股票；（3）若股票在數(shù)據(jù)檢驗(yàn)區(qū)間的事件日前后60天內(nèi)有停盤，則加以剔除；（4）剔除一年內(nèi)無(wú)交易天數(shù)超過(guò)100天或者連續(xù)30天以上無(wú)交易的股票。

我們采用朝陽(yáng)永續(xù)數(shù)據(jù)庫(kù)的一致預(yù)期數(shù)據(jù)作為分析師預(yù)測(cè)的代理變量，僅將公告日前75天內(nèi)的預(yù)測(cè)納入計(jì)算范圍。

（二）描述統(tǒng)計(jì)及回歸結(jié)果

表1是對(duì)變量的描述統(tǒng)計(jì)：當(dāng)使用SUE時(shí)，我們共用到3 105個(gè)樣本；當(dāng)使用SUEAF時(shí)，我們只用到其中753個(gè)包含年報(bào)數(shù)據(jù)的樣本。

表1 變量的描述統(tǒng)計(jì)：SUE與SUEAF

基于以上數(shù)據(jù)，我們首先利用回歸式（5）檢驗(yàn)PEAD的存在性。在式（5）的左邊，我們將CAR30～CAR180，即年報(bào)、半年報(bào)和季報(bào)公告日后30天至180天的累計(jì)異常收益（即PEAD）作為因變量；在回歸式的右邊，我們以SUE作為解釋變量。通過(guò)檢驗(yàn)β1是否顯著>0，我們可以驗(yàn)證PEAD的存在性，結(jié)果如表2所示。

表2 PEAD的存在性

如表2，SUE與公告日后各交易日區(qū)間內(nèi)的CAR都有非常顯著的正向關(guān)聯(lián)，β1的顯著度均達(dá)到99%以上，驗(yàn)證了PEAD在中國(guó)A股市場(chǎng)的存在性。

進(jìn)一步，我們?cè)诨貧w模型中加入了代表價(jià)值因子的市值賬面比（M/B）和代表規(guī)模因子的規(guī)模（Size），得到回歸式（6），再次檢驗(yàn)SUE對(duì)于PEAD的解釋力，結(jié)果如表3所示。

從表3可見(jiàn)，加入控制變量之后，SUE依然非常顯著。

表3 SUE與PEAD：加入控制變量

接下來(lái)，我們將研究重點(diǎn)轉(zhuǎn)向分析師預(yù)測(cè)，利用回歸式（5）和（7），分別將SUEAF和SUE作為自變量，比較它們對(duì)PEAD的解釋力，結(jié)果如表4所示。

表4 對(duì)PEAD的解釋力：SUE v.s.SUEAF

如表4，SUE依然非常顯著；而SUEAF雖然表現(xiàn)出與短期PEAD在一定程度上的正相關(guān)性，但并不顯著。該結(jié)論說(shuō)明在中國(guó)股市，分析師預(yù)測(cè)并不適合作為投資者盈利預(yù)期的代理變量，當(dāng)期盈余與歷史盈余的差距更好地反映了投資者的“震動(dòng)”程度。此外，SUE對(duì)PEAD的解釋力遠(yuǎn)高于SUEAF。Ayers Li和Yeung（2011）認(rèn)為，由SUE導(dǎo)致的PEAD源于個(gè)人投資者的反應(yīng)不足，由SUEAF導(dǎo)致的PEAD源于機(jī)構(gòu)投資者的反應(yīng)不足。那么，該結(jié)果說(shuō)明，中國(guó)股市的PEAD主要源于個(gè)人投資者的反應(yīng)不足。

最后，根據(jù)Lee，Yong和Michael（2013）對(duì)SUE和SUEAF的比較研究，與SUE相比，SUEAF對(duì)于公告當(dāng)日的股價(jià)變動(dòng)的解釋力較強(qiáng)，而對(duì)于公告日之后的股價(jià)變動(dòng)（即PEAD）的解釋力并不強(qiáng)。我們利用回歸式（8）來(lái)驗(yàn)證這一說(shuō)法，結(jié)果如表5所示。

表5 對(duì)公告日變動(dòng)的解釋力：SUE v.s.SUEAF

從表5看，SUEAF在公告日的顯著度高于99%，對(duì)公告日的股價(jià)變動(dòng)具有很高的解釋力，部分印證了Lee，Yong和Michael（2013）的說(shuō)法，即投資者在公告日對(duì)SUEAF的作出了全面而快速的反應(yīng)，之后的反應(yīng)不足主要是對(duì)于SUE作出的。結(jié)合Ayers Li和Yeung（2011）的看法，我們可以將機(jī)構(gòu)投資者看作那些關(guān)注分析師預(yù)測(cè)并在公告日對(duì)SUEAF作出完全反應(yīng)的投資者，而將個(gè)人投資者看作那些只對(duì)SUE作出反應(yīng)或反應(yīng)不足的投資者，以此來(lái)解釋PEAD的驅(qū)動(dòng)機(jī)理：其一，投資者對(duì)于盈余驚喜的反應(yīng)并不同，部分投資者的反應(yīng)不足驅(qū)動(dòng)了PEAD；其二，SUE對(duì)PEAD的較強(qiáng)解釋力說(shuō)明，PEAD主要源于個(gè)人投資者的反應(yīng)不足。

四、結(jié)論

在本文中，我們將SUE作為盈余驚喜的代理變量，驗(yàn)證了2010年后中國(guó)股市PEAD異象的存在性，并在控制了規(guī)模因子和價(jià)值因子之后，進(jìn)一步檢驗(yàn)了SUE對(duì)PEAD的解釋力，發(fā)現(xiàn)其影響依然顯著；這證明了PEAD的確源于盈余驚喜，而并非單純由小盤股或價(jià)值股效應(yīng)導(dǎo)致。

我們同時(shí)也研究了SUEAF在PEAD異象期間的作用，發(fā)現(xiàn)其對(duì)PEAD并沒(méi)有顯著影響，這說(shuō)明在目前的A股市場(chǎng)，分析師預(yù)測(cè)并不能反映投資者的真實(shí)預(yù)期。按照Ayers Li和Yeung（2011）的解釋，由SUEAF導(dǎo)致的PEAD源于機(jī)構(gòu)投資者或大戶投資者的反應(yīng)不足，由SUE導(dǎo)致的PEAD源于個(gè)人投資者的反應(yīng)不足。我們比較了SUEAF與SUE對(duì)PEAD的解釋力，發(fā)現(xiàn)SUE的顯著程度很高，而SUEAF完全不顯著，該結(jié)果說(shuō)明中國(guó)股市的PEAD源于個(gè)人投資者的反應(yīng)不足。

最后，我們比較了SUE與SUEAF對(duì)公告日當(dāng)天股價(jià)變化的影響，發(fā)現(xiàn)SUEAF的影響更大。這個(gè)結(jié)果展示了投資者對(duì)盈余驚喜的分歧：機(jī)構(gòu)投資者較為關(guān)注分析師預(yù)測(cè)，其在公告日對(duì)SUEAF即作出全面快速的反應(yīng)；而個(gè)人投資者不關(guān)注分析師預(yù)測(cè)，只關(guān)注歷史數(shù)據(jù)，因此他們不會(huì)針對(duì)SUEAF做出反應(yīng)。并且，結(jié)合Francis et al.（2007）的說(shuō)法，部分個(gè)人投資者對(duì)SUE需要一個(gè)學(xué)習(xí)過(guò)程，PEAD體現(xiàn)了他們的反應(yīng)不足。因此，綜合所有的計(jì)量結(jié)果，我們認(rèn)為：個(gè)人投資者驅(qū)動(dòng)了中國(guó)股市的PEAD。

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