投資者有限注意力、信息屬性與股市反應(yīng)

一、高頻數(shù)據(jù)助推市場信息披露長期以來，中國的股市一直由個人投資者主導(dǎo)。個人投資者的高度活躍是股市的一個顯著標(biāo)志，也是市場保持活力的重要原因。從股市的發(fā)展歷程來看,個人投資者為我國股票市場的發(fā)展做出了巨大貢獻。但個人投資者成為股市的主力軍,并不利于市場的建設(shè)和長遠發(fā)展:個人投資者缺乏經(jīng)驗,風(fēng)險承受能力低,使得資本市場的運行處于過度波動中。因此,股票市場的可持續(xù)發(fā)展離不開個人投資者的積極參與,但股市要做大做強,需加強對個人投資者的教育,幫助其樹立正確的投資理念。鑒于個人投資者在中國股票市場中的重要地位,有必要對其交易行為及其對股票市場的影響進行研究。在傳統(tǒng)的金融學(xué)理論中,個人投資者被視為噪音交易者,他們往往根據(jù)與公司基本面無關(guān)的虛假或失真信息進行交易,交易行為具有隨機性,不會影響資產(chǎn)價格(Black,1986)。但大量的經(jīng)驗證據(jù)表明,個人投資者的交易行為與理論模型的描述并不相符。行為金融領(lǐng)域的研究表明,個人投資者在交易過程中表現(xiàn)出處置效應(yīng)特征,對所獲取的信息過度自信,引起過度交易并遭受損失(Odean,1999)。近期的研究還表明,個人投資者受到有限注意力的制約,由于有限的信息處理能力,投資者更容易關(guān)注能夠吸引其注意的股票,這意味著投資者在處理信息時具有選擇性,只有被投資者注意到的信息才會影響資產(chǎn)價格(Peng和Xiong,2006;李科和陸蓉,2011;王磊等,2012)。那么在中國這樣一個新興的股票市場上,個人投資者是否受到有限注意力的制約,交易行為具有怎樣的特征,對股票市場產(chǎn)生什么影響?本文將利用高頻數(shù)據(jù)構(gòu)建訂單流不平衡指標(biāo),考察個人投資者在盈余公告期間的注意力分配對股票價格產(chǎn)生的影響。選擇盈余公告作為研究事件,主要是考慮到盈余公告是上市公司定期向市場傳遞的重要財務(wù)信息,能夠引起市場廣泛關(guān)注,研究個人投資者在盈余公告期間的交易行為及其經(jīng)濟后果,可以對其信息解讀能力做出直接判斷。以高頻數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)構(gòu)建投資者交易行為衡量指標(biāo),主要基于如下考慮:行為金融領(lǐng)域關(guān)于個人投資者交易行為的文獻往往采用賬戶數(shù)據(jù),這種數(shù)據(jù)雖然精確,但采集范圍局限于某個證券經(jīng)紀(jì)商,從而研究結(jié)果不足以反映一國股票市場投資者整體的交易行為。本文采用的高頻數(shù)據(jù)涵蓋整個市場全部投資者,能夠反映個人投資者交易行為的全貌。本文余下內(nèi)容的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分是理論基礎(chǔ)與研究假設(shè),第三部分是研究設(shè)計(包括樣本、數(shù)據(jù)和模型),第四部分是實證結(jié)果與分析,最后是結(jié)論。二、投資者關(guān)注與市場關(guān)注的關(guān)系盈余公告能夠引起投資者關(guān)注,投資者在公告前后的交易行為更加活躍,股票表現(xiàn)出異常高的交易量,交易量作為投資者關(guān)注的指示性指標(biāo)已在研究中廣泛運用(Hirshleifer等,2009)。投資者關(guān)注對交易行為的影響還表現(xiàn)在買賣方向上,Barber和Odean(2008)認為,由于有限的信息處理能力,個人投資者在購買股票時要承擔(dān)較高的搜索成本,只能在眾多備選中選擇能吸引其注意的公司,但在賣出股票時并不受此因素影響,因為他們賣出的只是手中已持有的股票,因此個人投資者是高度關(guān)注股票的凈購買者。與理論假說一致,實證研究發(fā)現(xiàn)個人投資者在公告前后表現(xiàn)出顯著的凈買入行為(Hirshleifer等,2008)。盈余公告對投資者注意力的影響已在上述研究中得到重視,但這些文獻并沒有區(qū)分盈余信息的等級屬性,也沒有考慮與盈余公告相關(guān)的其他經(jīng)濟因素對投資者注意力產(chǎn)生的影響。上市公司在發(fā)布財務(wù)公告時往往受到信息泄露的困擾,這在新興的股票市場上尤為普遍,由于信息泄露,股票價格在盈余公告前就開始向公告后的方向變動,意外盈余為正(負)的股票,價格在公告前就呈上升(下降)趨勢(楊德明和林斌,2009)。現(xiàn)有研究也表明,股票價格是影響投資者注意力的重要指標(biāo),Seasholes和Wu(2007)發(fā)現(xiàn),漲停板事件能夠引起市場關(guān)注,投資者會在漲停次日買入股票。Aboody等(2010)的研究表明,由于在盈余公告前有良好的市場表現(xiàn),贏家組合受到高度關(guān)注?；谏鲜龇治?我們認為投資者更傾向于關(guān)注意外盈余較高的公司,因為這些公司的股票價格在公告前出現(xiàn)大幅上漲,良好的市場表現(xiàn)能夠引起投資者的高度關(guān)注。1基于以上分析,本文提出如下研究假設(shè):假設(shè)1:投資者傾向于關(guān)注好消息盈余公告,股票在公告期間的交易量更高,個人投資者表現(xiàn)出顯著的凈買入行為。投資者關(guān)注會對股票價格產(chǎn)生什么影響?根據(jù)投資者關(guān)注的價格壓力假說,投資者關(guān)注能夠?qū)善眱r格產(chǎn)生壓力,股價在短期內(nèi)會上漲,甚至引起市場過度反應(yīng);但在公告后隨著投資者關(guān)注恢復(fù)到正常狀態(tài),市場逐漸回歸理性,股票價格會發(fā)生反轉(zhuǎn)(Barber和Odean,2008)。Da等(2011)考察了投資者關(guān)注與股價變動以及IPO異象之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)投資者通過網(wǎng)絡(luò)搜索提高對上市公司的關(guān)注度,引起股票價格在短期內(nèi)上漲,但在年內(nèi)出現(xiàn)反轉(zhuǎn),因此投資者關(guān)注與IPO短期溢價呈正相關(guān)關(guān)系,但與長期抑價負相關(guān)。國內(nèi)學(xué)者以百度檢索指數(shù)作為投資者關(guān)注的代理指標(biāo),發(fā)現(xiàn)投資者關(guān)注給股票帶來正向的價格壓力,但這種壓力很快發(fā)生反轉(zhuǎn)(俞慶進和張兵,2012)。也有文獻直接考察投資者凈買入對股票價格的影響,以驗證投資者關(guān)注的價格壓力假說。Trueman等(2003)的研究表明,網(wǎng)絡(luò)公司股票價格在盈余公告前普遍上漲,散戶投資者在公告前表現(xiàn)出明顯的買入行為,由此產(chǎn)生的價格壓力是股價在公告前上漲的重要原因。Frazzini和Lamont(2006)發(fā)現(xiàn),盈余公告溢價越高的股票往往伴隨散戶投資者顯著的凈買入行為,投資者對盈余公告公司高度關(guān)注而產(chǎn)生的凈買入行為是溢價的驅(qū)動因素。Aboody等(2010)發(fā)現(xiàn),贏家組合的股票能夠引起投資者關(guān)注,由此產(chǎn)生的凈買入行為導(dǎo)致股票價格在盈余公告前大幅上漲。上述文獻發(fā)現(xiàn)投資者在公告前的凈買入指標(biāo)與股票在公告期間的超常收益正相關(guān),認為投資者關(guān)注引發(fā)凈買入行為,對股票價格產(chǎn)生正向的壓力,但這些文獻并沒有考察該行為對公告后股票價格的影響。根據(jù)上述兩方面的文獻,我們擬對投資者凈買入行為對價格產(chǎn)生的影響給予全面的考察。投資者凈買入行為對股票價格產(chǎn)生壓力,引起股價在公告期間上漲,盈余公告完成后,投資者對上市公司的關(guān)注度衰減,股票價格回落;同時,正如上文所論證的,個人投資者傾向于關(guān)注好消息盈余公告,表現(xiàn)出顯著的凈買入行為,因此該行為引發(fā)的市場過度反應(yīng)最有可能發(fā)生在好消息盈余公告股票中?；谝陨戏治?本文提出如下研究假設(shè):假設(shè)2:個人投資者凈買入與股票盈余公告期間的收益正相關(guān),與公告后的收益負相關(guān),但股價反轉(zhuǎn)主要體現(xiàn)在好消息盈余公告股票上。盈余公告發(fā)布后,若意外盈余為正,股票價格將持續(xù)向上漂移,若意外盈余為負,股價將持續(xù)向下漂移,即股票價格有按照意外盈余的方向持續(xù)漂移的趨勢,這就是Ball和Brown(1968)發(fā)現(xiàn)的盈余公告后價格漂移現(xiàn)象(post-earningsannouncementdrift,PEAD)。行為金融理論認為,投資者對盈余公告的關(guān)注不足是價格漂移產(chǎn)生的根源。根據(jù)Hirshleifer和Toeh(2003)的研究,當(dāng)投資者對上市公司關(guān)注不足時,他們可能忽視公司的盈余公告,導(dǎo)致股價不能及時地反映盈余信息,在盈余公告發(fā)布后,隨著關(guān)注該公司投資者的增加,盈余信息逐漸反映在股價中,由此產(chǎn)生價格漂移現(xiàn)象。相關(guān)實證研究對上述理論假說進行了驗證。DellaVigna和Pollet(2009)發(fā)現(xiàn),投資者對周五發(fā)布的盈余信息的關(guān)注程度低于其他工作日發(fā)布的盈余信息,周五盈余公告在公告后短期內(nèi)引起的價格反應(yīng)較為微弱,但長期內(nèi)價格漂移更為強烈。Hirshleifer等(2009)的研究表明,投資者的注意力會被同一天發(fā)布的其他公司盈余公告所分散,股票在公告日的價格反應(yīng)(公告后價格漂移)與同時發(fā)布盈余信息的公司數(shù)量存在負向(正向)關(guān)系。上述文獻側(cè)重于分析注意力分散所引起的投資者關(guān)注不足對PEAD的影響。與此不同,本文擬研究投資者關(guān)注與盈余公告市場反應(yīng)之間的關(guān)系,如果投資者因提高對股票的關(guān)注程度而表現(xiàn)出凈買入行為,那么該行為在短期內(nèi)將引起股價對意外盈余的反應(yīng)更為強烈;但隨著投資者在公告后對上市公司關(guān)注的逐漸衰減,盈余公告后價格漂移對盈余信息的敏感程度下降?；谝陨戏治?本文提出如下研究假設(shè):假設(shè)3:個人投資者凈買入導(dǎo)致股價在公告日對盈余信息的反應(yīng)更為強烈,但公告后價格漂移對意外盈余的敏感程度下降。三、研究設(shè)計(一)樣本選取及數(shù)據(jù)提取本文樣本為滬深兩市A股主板公司,數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫,主要包括股票日內(nèi)高頻交易數(shù)據(jù)、日頻率交易數(shù)據(jù)和財務(wù)數(shù)據(jù)。由于數(shù)據(jù)庫中只提供了2002年以后上市公司的一、三季報,同時考慮到上市公司在2007年采用新會計準(zhǔn)則編制財務(wù)報表,為了避免該事項對研究對象造成影響,本文將研究區(qū)間設(shè)為2002-2006年,選取上市公司在該區(qū)間內(nèi)的季報、中報和年報公告日作為事件日。為了排除異常值對實證結(jié)果的影響,我們對原始樣本進行了如下篩選:(1)剔除金融類上市公司,包括銀行、證券公司、保險公司和信托公司;(2)剔除被ST和PT的樣本;(3)剔除一季報和上一年度年報公告日重疊的樣本;(4)剔除賬面市值比為負或等于0以及其他控制變量數(shù)據(jù)缺失的樣本;(5)剔除盈余公告前60日和公告后120日內(nèi)缺少足夠數(shù)據(jù)的樣本。我們最終得到12266個公司-季度觀測值,以此作為本文的有效樣本。(二)變量設(shè)計1.行業(yè)其他序值回歸分析其中,Pi,t是股票i在t季度盈余公告前5日的收盤價。下文根據(jù)具體情況對樣本采用不同的方式進行分組:當(dāng)進行組合分析時,對于研究區(qū)間內(nèi)的每期,將樣本按照SUE進行五等分(Q1、Q2、Q3、Q4和Q5),意外盈余的等級屬性越高,說明盈余信息的屬性越好,其中Q5表示好消息組,Q1表示壞消息組;當(dāng)進行回歸分析時,將各季度樣本按照SUE進行十等分,以樣本所屬組別的序數(shù)值(RSUE)進入回歸方程,并將變量RSUE標(biāo)準(zhǔn)化為0.1、0.2、…、0.9和1。按照研究慣例,下文涉及日期指標(biāo)時,以d=0表示盈余公告日,d<0(d>0)表示盈余公告前(后)第d個交易日。2.減少分界點的錯誤借鑒市場微觀結(jié)構(gòu)領(lǐng)域的研究方法,以交易規(guī)模(單筆成交金額)作為劃分交易者類型的標(biāo)準(zhǔn)。例如,以10000美元為分界點,單筆成交金額小于分界點的視為個人散戶投資者發(fā)起,大于分界點的則視為機構(gòu)大戶投資者發(fā)起。在這一過程中會存在以下兩類錯誤:(1)將個人投資者誤劃為機構(gòu)投資者,定義為Ⅰ類錯誤;(2)將機構(gòu)投資者誤劃為個人投資者,定義為Ⅱ類錯誤。顯然,提高分界點可以減少Ⅰ類錯誤,但增加Ⅱ類錯誤;降低分界點則可以減少Ⅱ類錯誤,但增加Ⅰ類錯誤。本文的研究對象是個人散戶投資者,因此需要降低分界點以減少Ⅱ類錯誤,但應(yīng)避免損失過多的有效樣本。本文將單筆成交金額在10萬元以下的訂單界定為由個人散戶投資者驅(qū)動,1這主要是基于以下兩個方面的考慮:首先,Wang等(2011)利用高頻數(shù)據(jù)分析中國股票市場投資者交易行為時也采用了這種分類方法,取得了良好的效果;其次,國內(nèi)主要財經(jīng)門戶網(wǎng)站(如和訊財經(jīng)等)在分析個股資金流向時,將單筆金額在10萬元以下的成交界定為一般性散戶行為,單筆金額在30萬元以上的成交則已具備大戶或機構(gòu)的特征。本文對高頻數(shù)據(jù)的處理步驟如下:第一步,根據(jù)Lee和Ready(1991)的方法區(qū)分訂單的交易方向,如果單筆交易的成交價格大于(小于)前一筆交易最優(yōu)買賣報價的中點,則該筆交易由買方(賣方)發(fā)起;如果成交價格等于買賣報價的中點,則采用標(biāo)記檢驗(ticktest)的方法進行區(qū)分,當(dāng)前成交價格高于(低于)前一筆成交價格的交易視為買方(賣方)發(fā)起。第二步,以買入金額減去賣出金額,再經(jīng)平均交易金額調(diào)整,得到凈買入指標(biāo):其中,BUYi,d和SELLi,d分別表示個人投資者在第d個交易日股票i上的買入金額和賣出金額,表示股票i在第d個交易日之前250個交易日的平均交易金額,NBi,d表示個人投資者在第d個交易日股票i上的凈買入。第三步,以股票i在第d個交易日的凈買入減去所有股票(樣本量為n)在該交易日凈買入的均值,得到個人投資者在第d個交易日對該股票的超常凈買入:個人投資者在區(qū)間[h,l]內(nèi)對股票i的累計超常凈買入可表示為:3.金融商品分類ari市場反應(yīng)指標(biāo)包括價格和交易量,我們采用市場調(diào)整法計算累計超常收益作為盈余公告價格反應(yīng)的衡量指標(biāo)。股票i在第d個交易日的超常收益ARi,d表示為ARi,d=Ri,d-Rm,d,其中Ri,d為股票i在第d個交易日的收益率,Rm,d為經(jīng)流通市值加權(quán)平均的市場收益率,股票i在區(qū)間[j,k]內(nèi)的累計超常收益表示為CARi[j,k]=dk∑=jARi,d。對于超常交易量指標(biāo),本文參照Frazzini和Lamont(2006)提出的方法構(gòu)建,股票i在區(qū)間[h,l]內(nèi)的累計超常交易量表示為:4.盈余交易天數(shù)控制變量(CV)主要包括非流動性、換手率、股票收益、特質(zhì)波動率、盈余波動性、盈余公告披露及時性、賬面市值比和公司規(guī)模。(1)根據(jù)Amihud(2002),股票i在t季度盈余公告前的非流動性指標(biāo)(ILLIQ)為:其中,Ri,t,d和VOLi,t,d分別表示股票i在t季度盈余公告前第d個交易日的回報率和交易量,Di,t表示所考察區(qū)間的交易天數(shù)。ILLIQi,t以盈余公告前30個交易日的數(shù)據(jù)計算得到。(2)換手率(TURN):以股票在盈余公告前30個交易日的平均換手率來衡量。(3)盈余公告前收益(CAR[-30,-1]):以股票在盈余公告前30個交易日的累計超常收益來衡量,以控制股票價格的慣性或者反轉(zhuǎn)效應(yīng)以及股價對投資者交易行為的影響。(4)特質(zhì)波動率(IVOL):以股票盈余公告前30個交易日超常收益的標(biāo)準(zhǔn)差來衡量,以控制公司的特質(zhì)風(fēng)險。(5)盈余波動性(EVOL):以本季度及此前共8期每股盈余的標(biāo)準(zhǔn)差來衡量,若觀測值不足8期,則以實際數(shù)據(jù)來計算。(6)信息披露及時性(LAG):盈余公告日與財務(wù)報告會計截止日之間的間隔時間,以間隔天數(shù)除以30來計算,市場對披露及時程度不同的盈余信息表現(xiàn)出不同的反應(yīng)。(7)賬面市值比(BM):季度末股票的所有者權(quán)益賬面價值與總市值之比。(8)公司規(guī)模(SIZE):季度末股票資產(chǎn)(單位為百萬元)的對數(shù)值。(三)盈余公告結(jié)果的檢驗為了分析盈余信息屬性對投資者注意力分配的影響即檢驗假設(shè)1,本文構(gòu)建了如下模型:其中,CABV[-5,0]i,t是股票i在t季度盈余公告期間[-5,0]內(nèi)的累積超常交易量;DSUE是意外盈余虛擬變量,如果盈余公告為好消息,則取1,否則取0;CV是控制變量。根據(jù)假設(shè)1,α1應(yīng)顯著為正。為了檢驗價格壓力假說,考察投資者在盈余公告前的凈買入行為對公告前后股票價格的影響即檢驗假設(shè)2,本文構(gòu)建了如下模型:其中,CANB[-5,0]i,t是個人投資者在t季度盈余公告期間[-5,0]內(nèi)對股票i的累計超常凈買入。當(dāng)考察投資者凈買入對股票在盈余公告期間價格的影響時,因變量取CAR[-5,2]i,t,根據(jù)假設(shè)2,α1應(yīng)顯著為正;當(dāng)考察投資者凈買入對股票在公告后價格的影響時,因變量取CARi,t,如果價格壓力假說成立,α1應(yīng)顯著為負。1為了考察個人投資者交易行為對盈余公告后價格漂移的影響即檢驗假設(shè)3,本文構(gòu)建了如下模型:式(10)中引入了CANBi[,t-5,0]十等分后對應(yīng)的序數(shù)值變量RTADi,t,它與意外盈余的交互項為RSUEi,t×RTADi,t,其系數(shù)可以用來反映盈余公告引起的價格反應(yīng)對意外盈余的敏感性。盈余公告引起的價格即時反應(yīng)以CAR來衡量,根據(jù)假設(shè)3,α2應(yīng)為正;盈余公告引起的價格滯后反應(yīng)以公告后股票的累積超常收益(CAR、CAR和CAR)來衡量,根據(jù)假設(shè)3,α2應(yīng)為負。四、結(jié)果表明和分析(一)對投資者機構(gòu)的信息屬性進行顯著的凈入市行為本文采用Winsorize方法對各變量上下1%的極端值進行了處理。表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析結(jié)果。PanelA的描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示,CANB[-5,0]的均值為0.016,在1%的水平上顯著為正,說明個人投資者受盈余公告影響提高了對股票的關(guān)注度,進而表現(xiàn)出明顯的凈買入行為。PanelB報告了主要變量間的相關(guān)系數(shù),其中對角線左下方(右上方)是Spearman(Pearson)相關(guān)系數(shù)?？梢钥吹?首先,CABV[-5,0]與SUE的相關(guān)系數(shù)在1%的水平上顯著為正,說明股票在公告期間的交易量隨意外盈余的提高而上升,盈余信息屬性越好,投資者的交易行為越活躍;其次,CANB[-5,0]與SUE的相關(guān)系數(shù)也在1%的水平上顯著為正,說明個人投資者在意外盈余較高的股票上表現(xiàn)出更為顯著的凈買入行為,這些公司的公告更能引起投資者的關(guān)注。另外,CAR[-5,2]與CANB[-5,0]在1%的水平上顯著正相關(guān),說明公告前投資者買入行為所產(chǎn)生的壓力導(dǎo)致股價在盈余公告期間上漲;與此形成對比的是,CAR與CANB[-5,0]在1%的水平上顯著負相關(guān),說明盈余公告完成后,投資者對上市公司的關(guān)注逐漸恢復(fù)常態(tài),股票價格出現(xiàn)回落。(二)錯誤的檢測1.合理防重新設(shè)定盈余公告前后的凈入市行為我們首先通過交易量和凈買入指標(biāo),考察投資者在不同信息屬性盈余公告上的注意力分配情況。圖1顯示了上市公司在盈余公告期間[-5,0]內(nèi)的股票交易情況。從中可以看到,當(dāng)意外盈余較低(Q1至Q3組合)時,股票的累計超常交易量為負,投資者在這些股票上沒有表現(xiàn)出異?；钴S的交易行為,而且對于Q1和Q3組合,t檢驗顯示CABV[-5,0]顯著為負,說明股票在盈余公告期間的交易量甚至顯著低于市場平均水平;隨著意外盈余的提高,投資者的交易行為趨于活躍,其中Q4組合的CABV[-5,0]為0.31,說明投資者在盈余公告期間的交易量比市場平均水平高出31%,Q5組合的指標(biāo)值高達1.1,說明盈余公告期間的交易量是市場平均水平的1.1倍。表2報告了式(8)的回歸結(jié)果。當(dāng)樣本屬于Q4和Q5組合時,DSUE取值為1,否則為0。列(1)結(jié)果顯示,常數(shù)項為-0.3168,說明當(dāng)意外盈余較低時,股票在公告前的異常交易量顯著為負,DSUE的系數(shù)約為1,說明當(dāng)意外盈余較高(Q4和Q5組合)時,股票在公告前的異常交易量顯著為正;在加入控制變量后,列(2)結(jié)果顯示,DSUE的系數(shù)大于0.7,仍在1%的水平上顯著,說明意外盈余等級越高,投資者在公告前的交易行為越活躍,交易量越高。圖1和表2的結(jié)果表明,投資者傾向于關(guān)注SUE較高的盈余公告公司。而正如上文所分析的,如果股票交易量異常高是投資者對上市公司高度關(guān)注的指示性指標(biāo),那么我們可以預(yù)期,注意力受限的個人投資者將在這些股票上表現(xiàn)出顯著的凈買入行為。我們接下來考察個人投資者在盈余公告前后的凈買入行為。表3中PanelA報告了全樣本的分析結(jié)果,可以看到,投資者在盈余公告期間表現(xiàn)出顯著的凈買入行為,隨著公告日的臨近,凈買入的程度不斷提高,到公告日達到最大值。PanelB區(qū)分了樣本的不同盈余信息屬性,對比可以發(fā)現(xiàn),就日均凈買入指標(biāo)而言,對于意外盈余較低的股票組合Q1和Q2,投資者在盈余公告期間沒有表現(xiàn)出買入特征,隨著SUE的不斷提高,投資者在盈余公告前后的凈買入指標(biāo)無論是顯著性還是程度都趨于提高。PanelC報告的CANB[-5,0]指標(biāo)也具有類似規(guī)律:對于全樣本,CANB[-5,0]為0.016,且在1%的水平上顯著,說明不論盈余信息屬性,個人投資者在盈余公告期間表現(xiàn)出顯著的凈買入行為;在區(qū)分意外盈余等級后,個人投資者凈買入指標(biāo)在SUE較低的組合(Q1至Q3組合)上均不顯著,在SUE較高的組合(Q4和Q5組合)上則均顯著為正,而且投資者在Q5和Q1組合上的凈買入指標(biāo)差值為0.0604,在1%的水平上顯著。1根據(jù)投資者有限關(guān)注的凈買入假說,盈余公告能夠引起股票市場參與者的廣泛關(guān)注,個人投資者受有限注意力制約往往在上市公司盈余公告前表現(xiàn)出顯著的凈買入行為。表3中PanelA報告了沒有區(qū)分盈余公告類型時個人投資者的凈買入指標(biāo)均值,研究結(jié)果與以往研究得出的結(jié)論一致。我們對此進行了拓展,考察了個人投資者凈買入行為在不同類型盈余公告上的分布狀況。從圖1、表2和表3中可以發(fā)現(xiàn),投資者在不同意外盈余等級公告上的注意力分配存在差異,他們更傾向于關(guān)注SUE較高的盈余公告公司,導(dǎo)致這些公司的股票在盈余公告期間的交易量較高,受到有限注意力的制約,他們在這些股票上表現(xiàn)出顯著的凈買入行為。上述結(jié)果支持了本文的研究假設(shè)1。2.投資者凈入市對盈余公告期間的干預(yù)效果如果投資者對盈余公告股票的高度關(guān)注是其在公告期間凈買入行為的驅(qū)動因素,那么該行為會對股票價格產(chǎn)生壓力,引起股價在短期內(nèi)上漲,但隨著投資者關(guān)注在公告后逐漸衰減,股價會出現(xiàn)回落。為了系統(tǒng)檢驗投資者關(guān)注的價格壓力假說,我們下面從組合分析和回歸分析兩個角度來考察投資者凈買入行為對盈余公告前后股票價格的影響。我們首先分別對投資者在公告期間的凈買入(CANB[-5,0])和意外盈余(SUE)進行五等分,由此交叉形成25個投資組合,然后考察各投資組合在盈余公告期間和公告后的累計超常收益(CAR[-5,2]和CAR),分析結(jié)果見表4。表4中PanelA顯示了個人投資者凈買入對盈余公告期間股票價格的影響。可以看到,對于盈余信息的五個組合(Q1至Q5組合),隨著投資者交易行為由凈賣出轉(zhuǎn)為凈買入且買入程度不斷提高,盈余公告期間股票的累積超常收益(CAR[-5,2])基本上呈遞增態(tài)勢;當(dāng)投資者在公告前凈賣出(G1)時,Q1至Q4組合的CAR[-5,2]均顯著為負,而當(dāng)投資者在公告前凈買入(G5)時,所有盈余信息組合的CAR[-5,2]均顯著為正;無論盈余信息屬性,套利組合(G5-G1)在盈余公告期間的累計超常收益在3%-5%,均在1%的水平上顯著為正。這說明投資者凈買入對盈余公告期間的股票價格產(chǎn)生了壓力,引起股價普遍上漲。表4中PanelB顯示了投資者凈買入對盈余公告后股票價格的影響?？梢钥吹?當(dāng)投資者在公告后凈賣出(G1)時,所有盈余信息組合的CAR均不顯著,而當(dāng)投資者在公告后凈買入(G5)時,Q4和Q5組合的CAR分別為-0.43%和-0.47%,Q1至Q3組合的指標(biāo)值則不顯著;當(dāng)公司的SUE最高時,套利組合(G5-G1)的CAR為-0.88%,在5%的水平上顯著,而在其他情形下,套利組合的指標(biāo)值則均不顯著。上述結(jié)果表明,對于意外盈余最高的公司股票,投資者在公告期間的凈買入程度越高,公告后股價下降幅度越大。表5報告了式(9)的回歸結(jié)果,其中PanelA以CAR[-5,2]作為因變量,對于所有的盈余信息組合(Q1至Q5組合),CANB[-5,0]的系數(shù)均為正,且在1%的水平上顯著,CANB[-5,0]增加1個標(biāo)準(zhǔn)差,CAR[-5,2]上升1%-1.5%,說明投資者的買入行為產(chǎn)生了價格壓力,導(dǎo)致股票價格在盈余公告期間顯著上漲。PanelB以CAR作為因變量,當(dāng)意外盈余較低(Q1至Q4組合)時,CANB[-5,0]的系數(shù)不顯著,而在意外盈余最高的Q5組合中,CANB[-5,0]的系數(shù)在1%的水平上顯著為負,CANB[-5,0]增加1個標(biāo)準(zhǔn)差,CAR下降約0.3%,說明對于意外盈余最高的樣本公司,投資者在公告期間的凈買入程度越高,公告后股票價格的回落幅度越大。根據(jù)表4和表5的結(jié)果,對于所有盈余信息組合的樣本,個人投資者在公告前的凈買入都引起股票價格在公告期間上漲,但股價在公告后反轉(zhuǎn)僅體現(xiàn)在SUE最高的組合上。結(jié)合表3的結(jié)果,投資者在Q5組合上的CANB[-5,0]高達0.06,高強度的買入行為對股票價格產(chǎn)生了巨大的壓力,市場出現(xiàn)過度反應(yīng);隨著投資者關(guān)注在盈余公告后恢復(fù)到正常狀態(tài),股價發(fā)生反轉(zhuǎn),對于公告前投資者凈買入程度越高的公司,股票價格在公告后回落的幅度越大,而在其他組合上的凈買入行為不明顯或程度較低,不足以引起市場過度反應(yīng)。上述結(jié)果支持了研究假設(shè)2。3.凈入市行為與市場信息滯后反應(yīng)的關(guān)系如前所述,個人投資者的凈買入行為引起股價在公告后短期內(nèi)對盈余信息的反應(yīng)更為強烈,但長期內(nèi)股價漂移對盈余信息的敏感程度下降。我們接下來利用式(10)對此進行實證檢驗。表6中PanelA顯示了投資者凈買入對盈余公告日股票價格的影響,可以看到,RSUE的系數(shù)為0.0139,在1%的水平上顯著,交互項RSUE×RTRD的系數(shù)為0.0106,在5%的水平上顯著。這說明隨著投資者對盈余公告關(guān)注程度的上升,其凈買入程度增加,股票在盈余公告日附近的價格反應(yīng)逐漸變大。PanelB顯示了投資者凈買入對股票價格滯后反應(yīng)的影響,在列(1)-列(3)中,RSUE的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正,說明存在盈余公告后價格漂移現(xiàn)象。交互項RSUE×RTRD在列(1)中的系數(shù)為-0.0279,在5%的水平上顯著,說明股價對盈余信息的滯后反應(yīng)隨投資者凈買入程度的增加而減弱。在列(2)中,RSUE×RTRD的系數(shù)為負,在10%的水平上顯著;在列(3)中,其系數(shù)雖然為負,但不顯著。表6結(jié)果表明,個人投資者的凈買入行為導(dǎo)致股價在公告日的即時反應(yīng)增強,但滯后反應(yīng)減弱。正如上文所分析的,凈買入行為的驅(qū)動因素是投資者對盈余公告的關(guān)注,凈買入程度越高,投資者對股票的關(guān)注程度就越高,因此股票價格在公告后短期內(nèi)對盈余信息的反應(yīng)更為強烈;但在公告后較長時間內(nèi),隨著投資者對股票關(guān)注的衰減,越來越少的盈余信息反映在股票價格中,導(dǎo)致盈余公告后價格漂移對盈余信息的反應(yīng)減弱。上述結(jié)果說明投資者高度關(guān)注能夠提高信息即時解讀效率,但降低滯后解讀效率。上述結(jié)果支持了本文的研究假設(shè)3。(三)機構(gòu)投資者基于盈余公告的交易行為分析在資本市場中,個人投資者被視為噪音交易者,而機構(gòu)投資者被視為經(jīng)驗豐富的交易者,不同類型投資者的交易行為相互影響,因此我們下面將對機構(gòu)投資者在盈余公告期間的交易行為進行分析,從側(cè)面為上述研究結(jié)論提供證據(jù)。我們擬回答以下兩個問題:(1)機構(gòu)投資者是否也受到有限注意力的制約;(2)機構(gòu)投資者和個人投資者之間的交易行為是否相互影響?1.機構(gòu)投資者在公告前的凈有效作用我們將單筆成交金額在30萬元以上的交易視為具有明顯的機構(gòu)或大戶特征,利用式(2)-式(5)進行類似的處理,求得機構(gòu)投資者在盈余公告期間的凈買入指標(biāo),結(jié)果見表7。從中可以看到,當(dāng)研究樣本為所有類型盈余公告時,機構(gòu)投資者在公告前表現(xiàn)出顯著的凈賣出行為,CANB[-5,0]為-0.0409,在1%的水平上顯著,這與個人投資者在公告前顯著的凈買入行為恰好相反;在區(qū)分盈余信息屬性后,機構(gòu)投資者在意外盈余較低的股票樣本(Q1至Q3組合)上表現(xiàn)出顯著的凈賣出行為,而Q5組合上機構(gòu)投資者的凈買入指標(biāo)為0.0439,但不顯著。上述發(fā)現(xiàn)與Barber和Odean(2008)的結(jié)論基本一致,即機構(gòu)投資者擁有專業(yè)的團隊和先進的擇股技術(shù),在盈余公告期間的交易行為受有限注意力的制約程度要遠遠低于個人投資者。2.機構(gòu)投資者凈入市行為的差異個人投資者與機構(gòu)投資者之間的交易行為有可能互相影響,我們將采用面板向量自回歸模型(PanelVectorAutoregression,PVAR)對兩種類型投資者在盈余公告期間交易行為的相互影響機制進行分析。向量自回歸模型有助于解釋不同截面單元共同的動態(tài)關(guān)系,而這種關(guān)系在單只股票水平上可能因異質(zhì)效應(yīng)而不能被充分識別。模型設(shè)定如下:其中,i=1,2,……,N,d=-5,-4,……,4,5,即N個截面單位在公告期間[-5,5]內(nèi)的觀測值;yi,d=[Reti,dIndi,dInsi,d]′表示股票在第d個交易日的收益、個人投資者和機構(gòu)投資者在第d個交易日的超常凈買入;hi表示第i個單位的固定效應(yīng),表示不可觀察的異質(zhì)性;Φ0和Φj分別表示常數(shù)項和滯后項系數(shù),q為滯后階數(shù);εi,t為殘差項。我們首先采用前向均值差分法(也稱Helmert過程)來消除固定效應(yīng),以避免差分項與作為工具變量的滯后回歸項之間正交,然后利用GMM方法得到模型系數(shù)的有效估計。為了避免有限樣本偏差,模型的滯后階數(shù)設(shè)為1。表8報告了面板向量自回歸結(jié)果,1可以看到,在以Ret作為因變量的方程中,Ind的系數(shù)為-0.0051,在5%的水平上顯著為負,表明個人投資者在當(dāng)前交易日的凈買入行為對股票在次日的收益有負向影響,當(dāng)日凈買入增加1個單位,次日股票收益下降0.51%。這說明個人投資者的凈買入引起市場過度反應(yīng),但股票價格在次日便發(fā)生反轉(zhuǎn)。此外,Ins的系數(shù)不顯著,表明機構(gòu)投資者在當(dāng)前交易日的凈買入行為對股票在次日的交易價格沒有產(chǎn)生顯著的影響。在以Ind作為因變量的方程中,Ins的系數(shù)為0,表明機構(gòu)投資者在當(dāng)前交易日的凈買入行為并不會影響個人投資者在次日的凈買入指標(biāo);與此形成對比的是,在以Ins作為因變量的方程中,Ind的系數(shù)為-0.1594,在1%的水平上顯著,表明機構(gòu)投資者的交易行為受到個人投資者的影響,個人投資者在當(dāng)前交易日的凈買入行為對機構(gòu)投資者在次日的凈買入指標(biāo)存在負向作用,如果個人投資者在當(dāng)前交易日大幅增持某股票,則機構(gòu)投資者會在次日對該股票采取減倉策略?？赡艿脑蛟谟?機構(gòu)投資者意識到個人投資者的凈買入行為會引起市場過度反應(yīng),為避免股價反轉(zhuǎn)造成投資虧損而反向調(diào)整,這與Seasholes和Wu(2007)的發(fā)現(xiàn)相吻合。此外,脈沖響應(yīng)分析(限于篇幅未報告)也支持上述結(jié)論。(四)穩(wěn)定性試驗1.并購公告和重要人事變動事件表現(xiàn)投資者對盈余公告的關(guān)注會不會是因為公司在此期間發(fā)布了其他重要信息?我們對樣本做了進一步篩選,剔除了公