首季年報(bào)為什么可能成為信息過量披露的原因

一、滿足關(guān)注市場需求的信息披露為了提高上市公司信息披露的及時(shí)性和真實(shí)性，提高上市公司信息披露的水平，中國證券監(jiān)督管理委員會(huì)通過了第13號公告?！蛾P(guān)于公開發(fā)行證券的公司信息披露的規(guī)定》：月度報(bào)告的內(nèi)容和格式的具體規(guī)定。根據(jù)要求,從2002年第一季度起,在所有上市公司實(shí)行季度報(bào)告的披露制度。上市公司對季報(bào)的全面披露標(biāo)志著我國資本市場在信息披露上與成熟資本市場的運(yùn)作更為接近。目前關(guān)于上市公司定期報(bào)告披露的研究多側(cè)重于這些報(bào)告所披露的信息是否向投資者傳遞了新的信息。Hawetal.(1999)、趙宇龍(1998)、陳曉等(1999)皆檢驗(yàn)了年度會(huì)計(jì)盈余的信息含量,Hawetal.(2002)還進(jìn)一步驗(yàn)證了中報(bào)會(huì)計(jì)盈余的有用性,這些研究的結(jié)論都表明會(huì)計(jì)盈余對投資者而言是有用的。然而目前尚無研究能夠說明公開信息的集中披露是否會(huì)影響投資者對信息的有效使用,本文擬利用2002年首季季報(bào)披露考察這一問題。我們之所以利用首季季報(bào)信息的原因有二:(1)1季報(bào)集中披露現(xiàn)象明顯,很多公司在同一天對外披露了季報(bào);(2)2有些公司在披露季報(bào)的同時(shí)還披露了年報(bào)。許多財(cái)經(jīng)媒體認(rèn)為季報(bào)披露的這兩個(gè)特點(diǎn)會(huì)影響投資者有效利用信息,針對這些質(zhì)疑,我們利用首季季報(bào)的數(shù)據(jù)對上述問題進(jìn)行檢驗(yàn)。二、信息欠缺、信息有效性不足從最初的年報(bào)、中報(bào)到目前季報(bào)的強(qiáng)制性披露,縮短定期報(bào)告的間隔目的在于使投資者更及時(shí)地了解上市公司經(jīng)營狀況與財(cái)務(wù)狀況,進(jìn)而使資本市場的資源配置更加合理。但這一機(jī)制起作用的前提是投資者會(huì)利用季報(bào)這類更及時(shí)的信息來源,否則上市公司與管制機(jī)構(gòu)耗時(shí)耗力披露季報(bào)便成為對資源的浪費(fèi)。然而季報(bào)披露工作卻受到了媒體的普遍質(zhì)疑。原因之一是上市公司在季報(bào)披露上的過于集中,另一個(gè)原因是首季的季報(bào)有可能與年報(bào)同時(shí)披露,會(huì)影響投資者對季度報(bào)告的使用。簡言之,投資者對公開信息的使用受其接受能力的影響。本文稱之為“信息過載論”:對股票定價(jià)有影響的信息無法立刻反映在股價(jià)上的根源在于投資者有限的信息吸收能力。與信息過載論相對立的是“有效論”,即市場對經(jīng)濟(jì)利潤的追求使得影響股票定價(jià)的信息一旦公開,就能即時(shí)、無偏見地反映在股價(jià)中(Fama,1970)。因此,我們提出本文研究假設(shè)是:對股票定價(jià)有影響的信息的集中披露會(huì)影響投資者對信息的有效使用。這個(gè)假設(shè)隱含著二層含義:一是由于投資者有限的信息吸收能力,季度報(bào)告的集中披露會(huì)造成信息資源的低效利用;二是年報(bào)、季報(bào)的同時(shí)公布會(huì)影響投資者對季度報(bào)告的使用。三、盈余信息的異常分配我們從臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)新報(bào)數(shù)據(jù)庫(TEJ)中提取了1023份2002年首季的季報(bào)。研究使用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、年報(bào)季報(bào)公布日期、股票價(jià)格及股本數(shù)據(jù)也取自該數(shù)據(jù)庫。剔除了21個(gè)在季報(bào)公布前后1周內(nèi)無股票交易及14個(gè)缺失2001年中報(bào)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的觀察值后,最終樣本共有988個(gè)觀察值。利用事件研究法,我們根據(jù)未預(yù)期季度盈余的高低形成投資組合,考察投資組合在季度盈余公布前后10個(gè)交易日的異常回報(bào)。如果季報(bào)盈余影響股票定價(jià),那么事件窗內(nèi)股價(jià)的變動(dòng)應(yīng)與未預(yù)期季度盈余的方向一致。我們以隨機(jī)游走模型來測度投資者對季度盈余的預(yù)期。由于2002年的首季對大部分A股上市公司而言是第一次季報(bào)盈余披露,我們無法得到上一年首季的季度盈余,因此,我們以上一年中報(bào)中披露的盈余數(shù)字來估計(jì)上一年首季的盈余。以EQ1iiQ1代表首季的盈余,ESAiiSA代表去年的上半年的盈余,假設(shè)這部分盈余平均地分布于兩個(gè)季度,則上一年首季的盈余估計(jì)額為0.5×ESAiiSA,隨機(jī)游走模型下首季的未預(yù)期盈余UEQ1iiQ1為:UEQ1i=EQ1i?0.5×ESAi公告前一天所有者權(quán)益的總市值(1)UEiQ1=EiQ1-0.5×EiSA公告前一天所有者權(quán)益的總市值(1)我們以季報(bào)公布前一天的總市值為平整因子消除異方差性的影響(Christie,1987),總市值根據(jù)總股本乘以A股的收盤價(jià)確定。為了避免低股價(jià)造成UEQ1變量取值異常,我們對UEQ1變量在第1及99百分位上進(jìn)行縮尾調(diào)整(Winsorization)。上述未預(yù)期盈余模型必然有一定的測度誤差,但總體來看,我們對季度盈余信息含量的檢驗(yàn)是保守的:如果結(jié)果表明季度盈余無信息含量,有可能是測度誤差的原因;但結(jié)果若是季度盈余有信息含量,那么投資者利用季度盈余信息的實(shí)際程度比實(shí)證數(shù)據(jù)所揭示的還高。在異?；貓?bào)計(jì)算上,我們采用了按規(guī)模調(diào)整的異常回報(bào)。具體地說,按每只股票在月初的流通市值將所有的股票分為10個(gè)投資組合,以Rit代表股票i在t日的回報(bào),RMP,t代表股票i所屬之投資組合在t日的以流通市值為權(quán)數(shù)的加權(quán)平均回報(bào),則個(gè)股的異常回報(bào)是:ARit=Rit-RMP,t°將τ1到τ2日之間的ARit累加則得到累計(jì)異?；貓?bào)CAR[τ1,τ2]i。值得指出的是,其他計(jì)算異?；貓?bào)的方法,包括以季報(bào)公布前200天至公布前1天日回報(bào)數(shù)據(jù)估計(jì)市場模型參數(shù)后計(jì)算的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整回報(bào)、市場調(diào)整回報(bào)或同時(shí)根據(jù)β風(fēng)險(xiǎn)與規(guī)模因素進(jìn)行調(diào)整的回報(bào),對本文結(jié)果基本沒有影響。1根據(jù)UEQ1對所有的股票由低到高排序,將處于第1～3、4～7及8～10十分位的股票分別形成“壞消息”、“無消息”及“好消息”三個(gè)投資組合。如果季度盈余具有信息含量,那么“好消息”組合的CAR會(huì)顯著大于“壞消息”組合。以季報(bào)公布日為0日,我們在圖1中展示了三個(gè)投資組合在-10到+10這21個(gè)交易日的CAR。2“好消息”組合從-9日起股價(jià)開始上漲,并持續(xù)到季報(bào)公布后的約第3個(gè)交易日;“壞消息”組合則從-8日起就一路下跌,并持續(xù)到+7日;而“無消息”組股價(jià)在這些交易日中都沒有很明顯的變化。因此,圖1說明了季報(bào)盈余影響股票的定價(jià)。為了說明統(tǒng)計(jì)上是否顯著,因此,我們在表1的A部分列示了各組合在-5到+5這11個(gè)交易日的CAR。3“好消息”組的CAR[-5,+5]在均值上顯著大于零;“無消息”組合的CAR[-5,+5]在統(tǒng)計(jì)上不異于零;“壞消息”組合則在CAR[-5,+5]的均值上顯著小于零。將“好消息”與“壞消息”兩組進(jìn)行比較,t檢驗(yàn)說明兩個(gè)組合的CAR[-5,+5]存在著顯著差異(P<0.01)。我們還對投資組合與股價(jià)變動(dòng)方向即CAR的符號之間的聯(lián)系進(jìn)行了非參數(shù)的符號檢驗(yàn)。表1的B部分是根據(jù)CAR[-5,+5]的符號及投資組合構(gòu)建的列聯(lián)表,“好消息”組合(“壞消息”組合)中CAR[-5,+5]為正的實(shí)際頻數(shù)高于(低于)UEQ1與CAR之間相互獨(dú)立的預(yù)期頻數(shù),對CAR[-5,+5]為負(fù)的觀察值而言,情況則相反。而“無消息”組合的CAR無論正負(fù),實(shí)際頻數(shù)與預(yù)期頻數(shù)相差不大。χ2檢驗(yàn)在5%的顯著水平上拒絕了投資組合與CAR的符號之間相互獨(dú)立分布的零假設(shè)。因此,圖1和表1說明了季度盈余對股票定價(jià)有著明顯影響,未預(yù)期的季度盈余會(huì)帶來股票價(jià)格的變動(dòng):正的未預(yù)期季度盈余引起股票價(jià)格上升;反之,負(fù)的未預(yù)期季度盈余引起股票價(jià)格下跌。因此,同以往關(guān)于中國資本市場中年度或半年度會(huì)計(jì)盈余是否有用的研究一樣,本文也說明了季度盈余對投資者而言是有用的。四、和22的計(jì)量特征在季度盈余具有信息含量的前提下,我們以回歸分析的方式對信息過載論與有效論進(jìn)行辨析。首先檢驗(yàn)盈余公告時(shí)向市場傳遞的信息含量是否取決于:(1)1同期出現(xiàn)的季報(bào)數(shù)量多寡;及(2)2年報(bào)與季報(bào)是否同時(shí)公布。會(huì)計(jì)盈余公告的信息含量通?？捎眠@樣的回歸進(jìn)行檢驗(yàn):CAR0i=α0+β0UEQ1i+εi,(2)其中,CAR0是公告日的股價(jià)變動(dòng),ε是回歸殘差,UEQ1的定義同上。式(2)2的斜率β0計(jì)量了投資者對未預(yù)期盈余的反應(yīng)程度,即通常所稱的盈余反應(yīng)系數(shù)(earningsresponsecoefficients,以下簡稱為ERC),ERC顯著大于零則說明了季度盈余向市場傳遞了新的信息。如果信息過載論正確的話,那么應(yīng)該觀察到:(1)1當(dāng)某日公布季報(bào)數(shù)量較多,當(dāng)日公布季報(bào)的公司ERC會(huì)比較低;(2)2年報(bào)與季報(bào)同時(shí)公布者的ERC會(huì)比較低。因此,我們以兩個(gè)變量計(jì)量信息過載程度:(1)1NR,表示與某觀察值公布季報(bào)時(shí)同日公布的所有季報(bào)數(shù)量;(2)2CONCUR,在年報(bào)與季報(bào)同時(shí)公布時(shí)取1,否則取0。我們使用這兩個(gè)變量的主要?jiǎng)訖C(jī)是:財(cái)經(jīng)媒體對季報(bào)之有用性的質(zhì)疑包括了同時(shí)公布的季報(bào)數(shù)量過多及季報(bào)與年報(bào)的同時(shí)出臺(tái)(詳見第一部分)。允許ERC根據(jù)這兩個(gè)變量取值而變之后,回歸式可寫為:CAR0i=α0+α1CONCURi+α2NRi+β0UEQ1iiQ1+β1UEQ1iiQ1×CONCURi+β2UEQ1iiQ1×NRi+εi。(3)按信息過載論,則系數(shù)β1與β2都會(huì)小于0。α1與α2計(jì)量的是季報(bào)年報(bào)同時(shí)公布者或季報(bào)公布于密集期間的公司在CAR上與其他公司是否存在差異,我們對其符號不作預(yù)測,將變量CONCUR與NR本身放入回歸式中僅是為了防止在這些變量缺失的情況下對β0～2的回歸估計(jì)出現(xiàn)偏差。由于ERC會(huì)受其他因素影響,如果這些影響因素與CONCUR或NR的取值相關(guān)聯(lián),則β1與β2的估計(jì)值會(huì)有偏差。為此,我們在回歸模型中加入影響ERC的幾個(gè)因素:(1)1權(quán)益的賬面與市值比(CollinsandKothari),BM,以季末所有者權(quán)益賬面值除以A股的總流通市值計(jì)算;(2)2股票的β風(fēng)險(xiǎn)(EastonandZmijewski),BETA,以Rit=α+βRMP,t估計(jì),其中RMP,t是股票i所屬的按月初流通市值形成的投資組合之加權(quán)平均回報(bào),t為2001年9月1日至2002年3月31日間所有交易日;(3)3企業(yè)規(guī)模,SIZE,以季末的流通股市值的自然對數(shù)計(jì)算。(4)4季報(bào)是否報(bào)虧(Hayn,1995),以虛擬變量LOSS表示。對NR、BM、BETA與SIZE這些連續(xù)型變量,我們對所有觀察值進(jìn)行排序,形成1～100共100個(gè)等級,再轉(zhuǎn)換為:R(X)i=i的等級100?0.5R(X)i=i的等級100-0.5。經(jīng)過轉(zhuǎn)換,R(X)變量服從以0為均值、1為全距的正態(tài)分布,這既避免變量取值上的極端情況(尤其是對BM變量),也避免了加入這些變量后對ERC解釋的扭曲(FreemanandTse,)。最后,考慮到季報(bào)中所包含的信息可能會(huì)在公布前提前泄漏,我們在回歸式中加入了公告日之前5天的股票回報(bào)LagCAR[-5,-1]來控制信息提前泄漏對ERC的影響。Brownetal.(1987)及EastonandZmijewski(1989)發(fā)現(xiàn),將時(shí)窗之前的股票回報(bào)做為一個(gè)單獨(dú)的變量可有效地減少因信息泄漏原因?qū)RC估計(jì)值的影響。加入這些影響ERC的因素后,回歸式為:CAR0i=α0+α1CONCURi+α2R(NR)i+α3R(BM)i+α4R(BETA)i+α5R(SIZE)i+α6LOSSi+β0UEQ1iiQ1+β1UEQ1i×CONCURi+β2UEQ1i×R(NR)i+β3UEQ1iiQ1×R(BM)i+β4UEQ1i×R(BETA)i+(5UEQ1i×R(SIZE)i+β6UEQ1iiQ1×LOSSi+γLagCAR[-5,-1]+εi。(4)根據(jù)已有的理論與實(shí)證證據(jù),成長性(以BM代表)低、風(fēng)險(xiǎn)高(以BETA代表)的企業(yè)ERC較低,虧損的盈余信息與股價(jià)變動(dòng)聯(lián)系較弱,因此回歸式中的β3、β4與β6的估計(jì)值均應(yīng)為負(fù)數(shù),但規(guī)模對ERC的影響較難評估,放入回歸式中只是為了控制其他與規(guī)模相關(guān)聯(lián)且對ERC有影響的因素。同前面的回歸式一樣,這些ERC控制變量也單獨(dú)放入回歸中,除LOSS變量系數(shù)應(yīng)為負(fù)外,我們對其他系數(shù)的符號不作預(yù)測。Brownetal.(1987)證明,γ在LagCAR[-5,-1]與CAR0不相關(guān)的情況下應(yīng)當(dāng)為負(fù)。如果上述回歸式中的β1與β2顯著小于零,則可拒絕有效論,說明投資者的對信息接受能力影響盈余的信息含量;反過來,若這兩個(gè)系數(shù)不顯著,則難以得到確切結(jié)論,這是因?yàn)樽兞繙y度誤差、樣本量不足等降低檢驗(yàn)效力的因素都可能導(dǎo)致結(jié)果不顯著。因此,必須利用其他的方法對兩種理論進(jìn)行區(qū)分,我們利用的是季報(bào)公布后股價(jià)變動(dòng)與未預(yù)期盈余間的聯(lián)系。從Ball與Brown(1968)的研究開始,研究者就了解盈余公告后位移(post-earnings-announcementdrift,以下簡稱PEAD)現(xiàn)象,即未預(yù)期盈余為正者的股價(jià)在公告后繼續(xù)上漲而未預(yù)期盈余為負(fù)者股價(jià)會(huì)繼續(xù)下跌。從圖1中可以發(fā)現(xiàn)這種PEAD現(xiàn)象亦存在于中國資本市場中,解釋PEAD的成因顯然超過了本文研究的范圍,我們只是利用這一現(xiàn)象來檢驗(yàn)信息過載論的正確性。如果投資者對季報(bào)的利用受接受能力影響,那么可以預(yù)測公告后位移現(xiàn)象會(huì)在影響接受能力的季報(bào)中更明顯。這是因?yàn)?如果投資者因吸收力有限而無法及時(shí)使用季報(bào),那么在季報(bào)公布后的一段時(shí)間,投資者才逐漸對季報(bào)中的信息做出反應(yīng),這樣在季報(bào)公布后的一段時(shí)間內(nèi)股票價(jià)格的變動(dòng)更可能與季報(bào)中的未預(yù)期盈余相聯(lián)系。我們研究季報(bào)公布后的1至5個(gè)交易日(大致相當(dāng)于一個(gè)日歷周)的股價(jià)變動(dòng),如果投資者接受信息因素影響季報(bào)的使用,在1周的時(shí)間內(nèi)投資者也應(yīng)該能夠逐漸消化季報(bào)中的內(nèi)容。而且如圖1所示,大部分的PEAD發(fā)生在這5個(gè)交易日內(nèi)。將因變量換成CAR[+1,+5]后回歸式表述如下:CAR[+1,+5]i=α0+α1CONCURi+α2R(NR)i+α3R(BM)i+α4R(BETA)i+α5R(SIZE)i+α6LOSSi+β0UEQ1i+β1UEQ1i×CONCURi+β2UEQ1i×R(NR)i+β3UEQ1i×R(BM)i+β4UEQ1i×R(BETA)i+β5UEQ1i×R(SIZE)i+β6UEQ1iiQ1×LOSSi+γLagCAR[-5,0]+εi。(5)其中,CAR[+1,+5]表示季報(bào)公布后1日至5日間的CAR,相應(yīng)地,LagCAR也重新定義為LagCAR[-5,0],其余變量定義同上?；貧w式中的β0計(jì)量了樣本在總體上是否存在PEAD現(xiàn)象,如果存在的話,β0應(yīng)顯著大于零。β1與β2則計(jì)量了PEAD現(xiàn)象強(qiáng)弱是否依變量CONCU及NR而定。如果信息過載論正確,那么β1與β2都應(yīng)該在統(tǒng)計(jì)上大于零,即對與年報(bào)同時(shí)公布的季報(bào)或公布于密集期間的季報(bào)中所包含的信息,投資者延遲做出反應(yīng)的可能性要高于其他的季報(bào)。為了保持與前面回歸分析的一致性,我們?nèi)栽诨貧w式(4)4中加入影響ERC的變量,通常大公司的PEAD現(xiàn)象較不明顯,所以UEQ1i×R(SIZE)變量的系數(shù)應(yīng)為負(fù),但沒有理論可以說明其他變量如何影響PEAD,所以我們對其他控制變量的符號不作預(yù)測。事件研究法的一個(gè)重要假設(shè)是事件日在日歷日期上沒有很明顯的重合,或集群現(xiàn)象(clustering)。當(dāng)不同觀察值的事件日出現(xiàn)集群時(shí),則回歸因變量CAR在不同的觀察值之間存在著橫截面相關(guān)性(cross-correlation),這樣因變量無法為自變量所解釋的殘差部分存在著關(guān)聯(lián)性,從而導(dǎo)致回歸估計(jì)的最小二乘法(以下簡稱OLS)的殘差互相獨(dú)立假設(shè)不成立,并可能使回歸系數(shù)估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)誤差發(fā)生錯(cuò)誤。顯然,季報(bào)的集中披露會(huì)導(dǎo)致這種集群現(xiàn)象:對本文的樣本,約有71%的觀察值0日集中在4月下旬的5個(gè)日歷日期中;最集中的是4月29日,有186個(gè)觀察值的0日屬于這一天。為了避免集群現(xiàn)象對統(tǒng)計(jì)推斷的影響,我們除了提供OLS的估計(jì)結(jié)果,還以Bootstrap方法對回歸系數(shù)進(jìn)行估計(jì)。這一方法根據(jù)MonteCarlo模擬原則,對數(shù)據(jù)本身進(jìn)行重復(fù)隨機(jī)抽樣進(jìn)而估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差,因而避免了集群現(xiàn)象對統(tǒng)計(jì)推斷的影響。4五、信息透過論對市場的影響表2是回歸式(4)4、(5)5所使用變量的描述性統(tǒng)計(jì)值,對除CAR與UEQ1外的連續(xù)性變量,表中所列的是轉(zhuǎn)換前的統(tǒng)計(jì)值,轉(zhuǎn)換后這些變量的均值、中位數(shù)均為0,最大(最小)值都是0.5(-0.5)。變量UEQ1的均值與中位數(shù)均小于零,說明首季的盈余比上一年前兩個(gè)季度的平均盈余要低;CONCUR的均值說明了大約8.5%的樣本公司在同一天向投資者提供了季報(bào)與年報(bào);NR的均值為95.389,意味著季報(bào)披露期間平均每天約有95份季報(bào)面世;LOSS的均值0.192告訴我們近1/5的企業(yè)在首季季報(bào)中出現(xiàn)了虧損。表3的A部分是對回歸式(4)4進(jìn)行OLS及Bootstrap估計(jì)的結(jié)果。UEQ1變量的系數(shù)無論在OLS或Bootstrap方法下都在1%的水平上顯著大于零,這同前面對季度盈余具有信息含量的分析結(jié)果相吻合。UEQ1×CONCUR的系數(shù)在兩種估計(jì)方法下都是正,且至少在10%的水平上顯著,因而年報(bào)季報(bào)同時(shí)公布的公司ERC反而高于平均水平,這與信息過載論的觀點(diǎn)正好相反。UEQ1×R(NR)的回歸系數(shù)在兩種估計(jì)方法下出現(xiàn)相反的符號,無法通過任何常規(guī)水平下的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn),因此,信息過載論仍沒有得到實(shí)證證據(jù)支持。UEQ1×LOSS的系數(shù)在OLS或Bootstrap方法下在10%的水平上顯著小于零,LagCAR[-5,-1]顯著小于零,說明了將[-5,-1]這段時(shí)間的股票回報(bào)作為一個(gè)自變量起到了降低信息提前泄漏對ERC估計(jì)的作用。其他的ERC控制變量則無論用什么方法都不顯著。最后,CONCUR與R(NR)兩變量本身顯著大于0說明了年報(bào)季報(bào)同時(shí)公布者及在季報(bào)公布密集期間公布季報(bào)者CAR0較其他公司高。因此,公告日ERC在不同公司間的表現(xiàn)并沒有支持信息過載論的觀點(diǎn),雖然UEQ1×CONCUR系數(shù)的顯著為正足以否決信息過載論的觀點(diǎn),但UEQ1×R(NR)不顯著仍可能是檢驗(yàn)效力不足所致,我們利用PEAD對此做進(jìn)一步的考察,結(jié)果列于表3的B部分。變量UEQ1無論在OLS或Bootstrap估計(jì)下都顯著大于0,說明了季報(bào)公告后位移現(xiàn)象,即UEQ1高者在公告后股價(jià)繼續(xù)上漲,而UEQ1低者則股價(jià)繼續(xù)下跌。雖然CONCUR與UEQ1交互項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值大于0,但在統(tǒng)計(jì)上不顯著;R(NR)與UEQ1的交互項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值是負(fù)數(shù),并且Bootstrap的結(jié)果顯示這一估計(jì)值在5%的水平上顯著小于0,這樣公布于密集期間的季報(bào)PEAD現(xiàn)象反而弱一些,這又與信息過載論的觀點(diǎn)恰好相反。OLS估計(jì)下UEQ1×R(SIZE)變量在10%的水平上顯著小于0,說明規(guī)模大的公司PEAD現(xiàn)象較弱,這與成熟資本市場中的發(fā)現(xiàn)是一樣的。但變量BM或BETA對PEAD現(xiàn)象均無解釋力,同CAR0為因變量的回歸不同,LagCAR[-5,0]變量系數(shù)為正,但不顯著。5將公告日的ERC和公告后的位移檢驗(yàn)結(jié)果綜合起來,我們不僅沒有發(fā)現(xiàn)支持信息過載論的證據(jù),而且得到的結(jié)果與這一理論是相反的:年報(bào)與季報(bào)同時(shí)公布的公司在公告日ERC反而更高,而在季報(bào)披露密集期內(nèi)公布的季報(bào)PEAD現(xiàn)象反而更弱。也許有人會(huì)質(zhì)疑,年報(bào)季報(bào)同時(shí)公布者ERC較高可能是年報(bào)所包含的盈余信息所致,即季報(bào)盈余、年報(bào)盈余與CAR0之間存在著一定的相關(guān)性。為此,我們對年報(bào)中的盈余信息進(jìn)行控制,利用84個(gè)CONCUR取1的觀察值,我們估計(jì)了下面兩個(gè)回歸式:CAR0i=α0+β1UEQ1iiQ1+β2UEAi+γLagCAR[-5,-1]+εi,(6)CAR[+1,+5]i=α0+β1UEQ1i+β2UEAi+γLagCAR[-5,0]+εi(7)其中UEA是以隨機(jī)游走模型測度的未預(yù)期年度盈余,即2001年全年的盈余減去2000年全年的盈余,再除以-1日的總市值,我們對UEA也同樣作了縮尾處理,其他變量定義同前。由于這84個(gè)觀察值的集群現(xiàn)象也很嚴(yán)重(如有25%的觀察值0日同為4月30日),我們也以Bootstrap方法對回歸進(jìn)行了估計(jì)。表4的A部分是這84個(gè)觀察值的描述性統(tǒng)計(jì)值。UEQ1的均值或中位數(shù)與表2中總樣本的統(tǒng)計(jì)值非常接近,但UEA顯然非常低。雙樣本的t檢驗(yàn)與Wilcoxon秩和檢驗(yàn)結(jié)果(未列入表中)說明年報(bào)季報(bào)同時(shí)公布的公司在UEQ1上與其他公司沒有顯著區(qū)別,但UEA在1%的水平上顯著低于其他公司。表4的B、C部分是回歸式(6)6、(7)估計(jì)的結(jié)果,OLS與Bootstrap方法下的結(jié)果都很類似。在CAR0為因變量的情況下,季度未預(yù)期盈余的系數(shù)顯著大于零,而年度未預(yù)期盈余的系數(shù)不顯著,這意味著年報(bào)與季報(bào)同時(shí)公布的公司中,季度盈余決定了公告日股價(jià)變動(dòng)的方向,但年度盈余與股價(jià)變動(dòng)沒有什么聯(lián)系,因此年報(bào)的盈余信息很難解釋這些公司的ERC更高。值得注意的是,回歸式(6)6下β1的估計(jì)值與回歸式(4)4下β0與β1之和很接近,這說明不將年度盈余變量放入回歸式(4)4對結(jié)果并沒有什么影響。在CAR[+1,+5]為因變量的回歸中,β1顯著大于0而β2卻顯著小于零。這樣的結(jié)果雖然也說明了這些年報(bào)季報(bào)同時(shí)公布的公司有著明顯的PEAD現(xiàn)象,但表3的結(jié)果說明了PEAD是一個(gè)普遍的現(xiàn)象,而且同時(shí)公布年報(bào)季報(bào)的公司在PEAD上與其他公司并沒有顯著的區(qū)別。綜合地看,對年報(bào)季報(bào)同時(shí)披露的公司,投資者使用得更多的是季度盈余而非年度盈余信息。同季報(bào)相比,年報(bào)中包含的是近四個(gè)月前的陳舊信息,因此反映在股價(jià)上的行為說明了投資者使用的是更及時(shí)的信息。我們對上面所有的回歸式進(jìn)行了診斷分析,所有回歸式自變量的方差膨脹因子處于1至2之間,因此自變量之間沒有共線性問題;White(1980)測試結(jié)果則說明異方差性問題不存在于上述回歸式所用的數(shù)據(jù)。此外,我們還考察了不同時(shí)窗