异质信念的变动与股票收益，本文主要内容关键词为：变动论文,信念论文,收益论文,异质论文,股票论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言 异质信念，即投资者对资产价值判断的不同，在卖空约束下是导致投机行为并影响资产价格的重要因素(Miller，1977；Harrison and Kreps，1978；Diamond and Verrecchia，1987；Scheinkman and Xiong，2003)。中国A股市场的换手率远高于其他主要股票市场，说明A股投资者的异质信念和投机行为可能很普遍。①此外，2010年以前A股市场完全无法卖空；2010年以后，虽然可以卖空，但是机制设计上依然不利于卖空②，而且卖空是一个高风险的投资方式，很多投资者不会参与，因而卖空约束在很大程度上依然成立。因此，探究异质信念的股价效应对理解A股市场收益率的规律有着重要的理论和现实意义。 现有文献中，对于异质信念和卖空约束对股票价格的影响已经有大量研究，但是意见并不一致。Miller(1977)最早指出在卖空约束的条件下，异质信念的存在使得股票价格主要反映乐观投资者的意见。因此异质信念水平越高，股票价格偏离其基本价值就越远，被高估的程度也就越大。然而，Miller的观点遇到来自两方面的挑战。一是，Diamond and Verreechia(1987)和Hong and Stein(2000)在模型中引入有影响力的理性交易者后发现，MiIler所推导出的股价高估不一定存在。二是，Rees and Thomas(2010)认为当涉及公司价值的公共可得信息不精确时，投资者就会对股票价值持有不同的判断，于是投资者有动机花费成本搜寻私人信息，因而他们要求更高的回报率，导致股价下降，即投资者的异质信念水平越高，股票价格就越低。 仅从上述理论出发，异质信念对股票价格的影响是不确定的。因此，从实证的角度研究异质信念与股票价格之间的关系显得尤为必要，而且找到一个有说服力的研究视角同样重要。以往很多文献对Miller(1977)关于股价高估的观点给予实证上的支持(如Diether et al.，2002；Boehme et al.，2006；Betkman et al.，2009)，然而他们验证的是先验的异质信念水平与未来的股票收益之间的负相关关系，这里的潜在假设是股票价格先被乐观投资者高估，由于异质信念水平随着时间的推移或某一公共事件的发生而降低，于是股价被逐渐调回其真实价值。因此，这些文献是用未来股价的回调来“间接”验证Miller(1977)的观点，而不是“直接”研究异质信念的水平或变化与同期资产价格或者变化之间的关系。 本文探究异质信念的变动(而非异质信念的水平)对股票价格的影响，检验异质信念的变动是否会导致股价的相应变动。可检验的假设是，异质性信念程度增加时，最乐观和最悲观的观点都倾向于更加偏离平均观点，倘若股价反映乐观投资者的观点，那么股价变动应该与异质性信念的变动正相关。为此，我们研究A股上市公司盈余公告期间异质信念的变动与相应的股价变动之间的关系。③我们将异质信念的变动定义为公告期间与公告前异质信念之间的差值，其中公告期间异质信念，出于事件窗口的考虑，使用换手率衡量；公告前异质信念选用换手率、股票收益波动率、公司年龄、历史盈余波动率这四个代理变量来表征，以避免代理变量特定和单一的问题。我们使用盈余公告期间4个交易日[-2，+1]的日累计超额收益率来度量公告期间的股价变动。实证结果显示，盈余公告期间投资者异质信念的变动与股票超额收益之间存在显著的正相关关系，该结果在控制市值、市净率、市盈率后仍然成立。在进一步的稳健性检验中，我们发现本文结果不能被杠杆效应与盈余公告后漂移效应解释。 本文在两个方面拓展了现有文献。首先，与Brown and Han(1992)、Berkman et al.(2009)、Mashruwala et al.(2010)等人的研究不同，本文研究盈余公告对异质信念可能存在的双重影响。一方面，盈余公告可以消解投资者对股票价值事先存在的不确定性，从而降低公告前已经存在的异质信念；另一方面，投资者对公告信息也可以存在不同解读，盈余公告可以引发新的异质信念(Chang et al.，2013)。现有文献对第二方面的关注不多。其次，以往文献通过股票的未来低收益反推先验的股价高估，因此只是“间接”检验了Miller(1977)的观点。本文从异质信念的变动，而非先验的异质信念水平的角度，来探索异质信念与股票收益之间的关系，从而“直接”验证了Millet(1977)的理论。因此，本文对已有文献的方法和证据形成了有益的拓展与补充。 本文的其他部分安排如下。第二部分回顾相关文献。第三部分介绍研究设计，包括数据的来源与处理、事件窗口的选择、异质信念代理变量和控制变量的构造以及简单的统计分析。第四部分使用分组分析和回归分析的方法对异质信念的变动与股票收益之间的关系进行研究。第五部分进行稳健性检验，以了解本文结果是否被其他因素解释。最后对全文进行总结。 二、文献综述 Miller(1977)指出在异质信念和卖空约束的条件下，股票主要由乐观投资者持有，悲观投资者由于卖空限制的存在而无法表达自己对股票价值的看法，因而股票价格主要反映乐观投资者的意见，造成股价相对于基本价值的高估。投资者异质信念水平越高，股价被高估的程度就越大，换句话说，异质信念的变动与股票价格的变动方向一致。Harrison and Kreps(1978)、Scheinkman and Xiong(2003)将Miller(1977)的观点推广到动态模型，他们认为在异质信念与卖空约束的前提下，投资者考虑到未来可能以更高的价格将股票出售给更乐观的投资者，因此他们愿意支付超过股票基本价值的价格，于是当期的股票价格可以高出当期最乐观投资者的估价。 进一步地，Miller(1977)推断随着时间的推移，投资者的异质信念水平会逐渐下降，于是异质信念水平越高，股票的未来收益就越低。这一结论得到很多实证研究的支持。例如，Diether et al.(2002)以分析师预测分歧度为异质信念代理变量，发现分析师预测分歧度较高的股票与同等条件下分歧度较低的股票相比获得较低的未来收益。Boehme et al.(2006)使用异质信念和卖空约束的合成指标进行实证分析发现，在卖空约束的前提下，先验异质信念水平越高的股票获得的未来收益越低。 Berkman et al.(2009)认为，上述文献的缺陷在于实证结论都建立在异质信念水平随时间的推移而下降的假设之上，缺乏股票价格何时以及如何被高估的证据，他们发现的低预期收益既可以源于定价偏误，也可能由低风险水平导致。他们提议使用盈余公告这一事件来检验Miller(1977)的模型，因为悲观投资者面临卖空约束而无法表达观点，乐观投资者看好公司盈利结果而在公告前不断推高股价，由于盈余公告会释放大量有关股票价值的信息，因此盈余公告会显著降低异质信念水平，从而削减由异质信念引发的虚高股价。与上述推断一致，他们实证发现在卖空约束的前提下，盈余公告前投资者异质信念水平与公告期间股票的超额收益负相关，从而证实了Miller(1977)的观点。 然而，由于不同的投资者对同一信息(例如盈余公告)往往存在不同的解读(Harris and Raviv，1993；Kandel and Pearson，1995；Bamber et al.，1999)，盈余公告不一定会降低异质信念水平(Xu，2007；Rees and Thomas，2010；Chang et al.，2013)，因此高估的股价也不一定会被盈余公告修正。上述分析表明盈余公告在异质信念水平的变化过程中扮演了双重角色，一方面，盈余公告可以消解投资者对股票价值的不确定性，从而降低公告前的异质信念水平；另一方面，投资者对公告信息也可以存在不同解读，因而盈余公告可以促发更高的异质信念水平。因此，本文意图在Berkman et al.(2009)的基础上同时考虑盈余公告前与公告期间的异质信念，探究盈余公告所引发的异质信念变动对股票收益的影响，从而直接检验Miller(1977)的观点。 国内关于异质信念与股票收益的文献大多支持Miller(1977)的观点。张峥和刘力(2006)④认为中国股票市场换手率与股票预期横截面收益之间的负相关关系不能完全由流动性溢价理论解释，他们实证发现卖空约束与投资者异质信念是更为合理的解释。左浩苗等(2011)⑤实证发现Miller(1977)的观点可以解释中国股票市场特质波动率与横截面收益之间的负相关关系。上述国内文献都存在Diethet et al.(2002)中类似的缺陷，于是史永东和李凤羽(2012)⑥使用类似于Berkman et al.(2009)的方法并选取换手率为异质信念代理变量，得到盈余公告前投资者异质信念水平与公告期间股票超额收益负相关的结论。与已有研究相比，本文选取四个异质信念代理变量，而且重点考虑异质信念的变动，而非异质信念水平，对股票收益的影响，是对已有研究的重要延伸和补充。⑦ 三、研究设计 (一)数据来源和样本选择 本文的数据来自中国股票市场研究数据库(China Stock Market and Accounting Research(CSMAR))。本文选取A股市场上市公司1995年12月到2012年10月的中报和年报为研究对象⑧，中报和年报对应的会计期间(统称为会计半年度)分别为1～6月、7～12月。我们剔除了公司上市后前六个月的数据以排除IPO后股票价格异常行为的影响。样本还剔除了公告日当天无交易的盈余公告⑨。经过上述筛选，最终样本包含31156个观测点。 (二)事件窗口期的选取 本文使用事件研究的方法来探究异质信念的变动与股票收益之间的关系，因此事件窗口期的选择对检验结果会产生重要影响。根据Trueman et al.(2003)的方法⑩，我们发现投资者在公告前两个交易日开始对盈余公告的信息作出反应，并在公告后一个交易日结束，因此将事件窗口设定为[-2，+1](11)。盈余公告期间股票的收益率(RET)定义为公告期间4个交易目([-2，+1])经过市场调整的日累计超额收益率，其中市场调整是基于流通市值加权的市场收益。 (三)异质信念代理变量 为了探究异质信念的变动与股票收益之间的关系，选择合适的代理变量来表征异质信念至关重要。异质信念指投资者对资产的未来收益分布持有不同的看法，难以由单一变量准确刻画，本文因此使用了四个不同的代理变量来表征盈余公告前的异质信念。(12) Harris and Raviv(1993)、Kandel and Pearson(1995)、Bamber et al.(1999)认为当异质信念程度很高时，交易量往往也比较高，而在以往的实证研究中(Garfinkel and Sokobin，2006；Berkman et al.，2009；Chang et al.，2013)，交易量或者说换手率是最常用来表征异质信念的代理变量。于是本文选用的第一个盈余公告前异质信念代理变量就是公告前平均日换手率(TURN)。TURN定义为盈余公告前第55至第11个交易日([-55，-11])(13)股票日换手率的算术平均值，其中日换手率为股票日交易量与发行在外流通股总数的比值。 第二个盈余公告前异质信念的代理变量是股票超额收益的波动率(RETVOL)，定义为公告前第55至第11个交易日的日超额收益率的标准差，其中日超额收益率为个股日收益率与流通市值加权的日市场收益率之间的差值。以往文献(如Miller，1977；Boehme et al.，2006；Berkman et al.，2009)认为，投资者对股票价值的看法差异程度越大，股票收益的波动率也会越高，因此RETVOL也能够表征异质信念水平的高低，RETVOL越高，异质信念水平就越高。 第三个盈余公告前异质信念的代理变量是公司年龄(AGE)，定义为公司成立日到所研究的盈余公告日之间的月份数。Jiang et al.(2005)、Zhang(2006)使用公司年龄(AGE)代表信息的不确定性，而信息不确定性越高，投资者对股票未来收益看法的差异程度也应该越高(Berkman et al.，2009)，因此AGE越大，信息不确定性就越低，异质信念水平也越低。为了与其他代理变量的方向保持一致，我们使用1/AGE作为公告前异质信念的代理变量。 第四个盈余公告前异质信念的代理变量是历史盈余波动率(INCVOL)，定义为盈余公告前5年每个会计半年度的净利润与总资产比值(ROA)的标准差，我们要求至少有8个ROA的数据来计算INCVOL。Berkman et al.(2009)认为，如果公司的历史盈余波动越大，预测该公司未来盈余的难度就越大，因此投资者对股票价值的意见分歧也就越大，即INCVOL越大，异质信念水平就越高。 上述四个代理变量表征的都是盈余公告前投资者的异质信念，为了验证本文观点，我们还需要度量公告期间的异质信念。以往文献(如Berkman et al.，2009；Rees and Thomas，2010)大多选用盈余公告后30个交易日([10，40])来衡量公告所引发的异质信念，而该时间窗口距离公告日较远，我们认为使用该窗口度量的异质信念不能准确衡量投资者对公告信息的异质解读。既然股价在[-2，+1]窗口出现异常变动，而本文使用异质信念来解释股价的变动，因此我们有理由相信，使用与股价异常变动相同的窗口来度量异质信念能够更为准确地捕捉由盈余公告引发的异质信念。由于1/AGE和INCVOL是慢变量，它们在公告前后不会有显著变化；而使用4个交易日的日超额收益率的标准差衡量异质信念也不准确，因此本文选用[-2，+1]这4个交易日的平均日换手率(VOLUME)来度量盈余公告期间的异质信念。 (四)控制变量 为了检验本文的结果是否由其他因素造成，我们控制了以往文献发现的影响股票收益的变量。为了控制规模效应(Fama and French，1992)，我们在回归中加入公司市值(SIZE)，定义为盈余公告对应的会计半年度期初的公司总市值。我们也控制了市净率(MB)，定义为盈余公告对应的上一个会计半年度期末的公司总市值与净资产的比值，一方面避免本文结果被价值效应(Fama and French，1992；La Porta et al.，1997)解释，另一方面也控制了增长预期对股价的影响(Collins and Kothari，1989)，我们将负的市净率设为缺失。与美国、日本股票市场不同，在A股市场上，市盈率(PE)是替代MB的三因子之一，与MB相比，PE对股票收益具有更强的解释力(潘莉和徐建国，2011(14))。我们加入PE以控制上述效应，其中PE是盈余公告对应的上一个会计半年度期末的公司总市值与净收入的比值，我们将负的市盈率设为缺失。 我们同时还检验本文结果是否可以被财务杠杆效应以及盈余公告后漂移效应解释。我们将财务杠杆(LEV)定义为盈余公告对应的上一个会计半年度期末的总负债与总资产的比值，其中负的财务杠杆被设为缺失。我们在回归中加入意外盈余(SUE)来控制基本面因素以及盈余公告后漂移效应，SUE定义为盈余公告对应的会计半年度与去年同期会计半年度每股收益之间的差值，并用本会计半年度期初的收盘价进行标准化。 (五)描述统计 表1报告的是异质信念代理变量以及其他变量的描述统计。为了减少极值点对结果的影响，我们使用Winsorize方法对所有解释变量的极值进行处理。(15)表1显示，盈余公告期间股票收益的样本量为31156个，均值为-0.22％，即股价在盈余公告期间下降，该结果与Chari et al.(1988)、Berkman et al.(2009)、Chang et al.(2013)不一致。比较TURN和VOLUME的均值，我们发现在平均水平上，盈余公告期间的股票交易量要高于公告前，该结果与Kandel and Pearson(1995)的发现一致，而他们将该现象解释为投资者对盈余公告信息的异质解读。SIZE、MB和PE的分布存在明显的右偏，因此在回归中我们对这些变量进行对数化处理。
四、实证分析 本文需要验证的是盈余公告期间投资者异质信念的变动与股票收益正相关。为了检验以上观点，我们首先使用分组分析的方法对异质信念与股票收益之间的关系进行初步的了解；然后我们使用Fama and Macbeth(1973)的回归方法对分组分析的结果做进一步的验证。 (一)分组分析：单变量 我们首先考虑盈余公告前以及公告期间异质信念水平与公告期间股票收益之间的关系。每个会计半年度，我们按照盈余公告前以及公告期间异质信念代理变量，将股票从小到大等量分为5组，每组股票构成一个投资组合，计算每个组合的等值加权平均收益率，得到5个投资组合1995年12月到2012年10月这34个会计半年度的收益率时间序列(16)，最后计算每个组合在样本期间的加权平均收益率(％)，权重为每个会计半年度样本股票的数量(17)，结果在表2中报告。
表2前四栏报告了盈余公告前异质信念水平与公告期间股票收益之间的关系。从中可以看到，以TURN和RETVOL为代理变量时，随着公告前异质信念水平的提高，公告期间股票的收益逐步降低，公告前异质信念水平最高组(组合5)在公告期间获得的收益显著低于最低组(组合1)，该结果与Berkman et al.(2009)、史永东和李凤羽(2012)一致。但以1/AGE和INCVOL为代理变量时，最高组与最低组之间的收益无显著差异。 表2最后一栏显示，盈余公告期间异质信念水平最高组(组合5)在公告期间获得的收益显著高于最低组(组合1)，最高组与最低组收益之间的差值为2.19％，且在1％水平下显著，该结果说明当盈余公告信息引起投资者异质解读从而促发更高的异质信念水平时，乐观投资者会进一步推高股票价格，造成更大程度的股价高估。(18) (二)分组分析：双变量 表2显示盈余公告前与公告期间异质信念水平对公告期间股票收益都有显著的影响，由此需要考虑的一个问题是，在控制了一个维度的异质信念水平后，另一个维度的异质信念水平是否仍显著影响公告期间的股票收益。除此考虑之外，单变量分组研究也未能考察异质信念的变动对股票收益的影响，而Miller(1977)认为股票由最乐观的少数投资者所持有，在卖空约束的条件下，异质信念水平的上升会推高股票价格，反之亦然。换句话说，Miller的模型预测带有动态变化的特征，即异质信念的变化会引发股票价格的相应变动。因此，在实证分析中把异质信念的变动与股票收益联系起来能够更准确地验证Miller的论断。 按照上面的分析，我们采用盈余公告前与公告期间异质信念的双变量独立分组，即每个会计半年度，按照公告前异质信念代理变量分为高、中、低3组(高对应30％，中对应40％，低对应30％的样本量)，同时按照公告期间异质信念代理变量分为高、中、低3组，构成9个投资组合，计算每个组合的等值加权平均收益率，得到每个组合1995年12月到2012年10月这34个会计半年度的收益率时间序列，最后计算每个组合在样本期间的加权平均收益率(％)，权重为每个会计半年度样本股票的数量，结果在表3中报告。
从表3中可以看出，在控制了一个维度的异质信念水平后，另一个维度的异质信念水平与公告期间股票收益之间的关系依然存在。以TURN-VOLUME为例，在三个TURN分组中，VOLUME最高组与最低组收益之间的差值均显著为正；在两个VOLUME分组中，TURN最高组与最低组收益之间的差值显著为负。其他公告前异质信念代理变量与VOLUME的双变量分组结果与TURN-VOLUME结果类似。从各组合的平均样本量可以看到盈余公告不一定降低异质信念水平。以TURN为例，55％的高TURN组股票在公告期间仍留在高VOLUME组中，41％的低TURN组股票在公告期间上升到更高的VOLUME组中，这与Chang et al.(2013)的发现一致，即盈余公告可以引发更高的异质信念水平。 我们从表3中能够初步了解盈余公告期间异质信念的变动对股票收益的影响。以RETVOL-VOLUME为例，先纵向来看，在公告期间异质信念水平最高组中(高VOLUME)，公告前异质信念水平越低，异质信念在公告期间上升的幅度就越大，股票的收益也越高，最高组与最低组收益之间的差异达到-1.08％并在1％水平下显著。再从横向来看，在公告前异质信念水平最低组中(低RETVOL)，公告期间异质信念水平越高，异质信念在公告期间上升的幅度就越大，股票的收益也越高，最高组与最低组收益之间的差异达到2.46％并在1％水平下显著，以上结论在大部分RETVOL-VOLUME组合中也成立。其他盈余公告前异质信念代理变量与VOLUME的双变量分组结果与RETVOL-VOLUME结果类似。综上，表3的证据显示盈余公告期间异质信念水平上升时，股票的收益也增加，反之亦然，与Miller(1977)的推断一致。 上述分析建立在异质信念代理变量排序值的变化代表其水平值变化的假设之上，为了验证该假设同时探究异质信念水平值的变动与股票收益之间的关系，我们还需要检验盈余公告能否在两个方向上显著地改变异质信念水平。我们使用异质信念水平值的变动来检验盈余公告对异质信念的影响。(19)具体地，由于公告期间的异质信念由公告期间的平均换手率来度量，我们使用公告前的平均换手率来衡量公告前异质信念(其他代理变量不可直接比较)，我们计算公告前与公告期间异质信念水平值之间的差值，以了解公告期间异质信念的变动情况。 表4显示盈余公告对异质信念的影响是双重的。具体来说，盈余公告可以消解投资者对股票价值的不确定性，从而降低公告前的异质信念水平，如中TURN/低VOLUME，高TURN/中VOLUME组合；同时投资者对公告信息也可以存在异质解读，因而盈余公告可能促发更高的异质信念水平(20)，如低TURN/中VOLUME，中TURN/高VOLUME组合。除了中TURN/中VOLUME组合外，其他组合中异质信念水平值的变动都是显著的。因此，异质信念代理变量排序值的变动与其水平值的变动方向一致，盈余公告对异质信念的确存在双重影响。
对比表3与表4，我们了解到异质信念的变动方向与股票价格的变动方向完全一致：例如在中TURN/低VOLUME组合中，异质信念水平在公告期间降低0.84％，对应地，公告期间股票的收益为-0.83％；在中TURN/高VOLUME组合中，异质信念水平在公告期间上升2.49％，公告期间股票的收益为1.74％。 综合表2、表3和表4来看，盈余公告期间股票收益同时受到公告前与公告期间异质信念的影响。一方面，盈余公告通过公布有关股票价值的信息从而降低公告前已经存在的异质信念，因而能够对公告前的股价高估进行一些修正；另一方面，由于投资者对公告信息存在异质解读，盈余公告也可以促发更高的异质信念从而产生新的股价高估。因此，同时考虑盈余公告前与公告期间异质信念，探究公告所引发的异质信念变动对股票收益的影响，给予我们一个验证Miller(1977)观点的新角度。 (三)回归分析 在双变量分组分析中，我们发现盈余公告期间异质信念水平上升会推高股票收益，反之，异质信念水平下降会拉低股票收益，本节我们使用Famaand Macbeth(1973)的回归方法对上述现象进一步加以检验，我们使用以下回归方程：
其中，i表示股票，q表示会计半年度。
表示在会计半年度q股票i盈余公告期间异质信念的变动幅度。除TURN以外，其他公告前异质信念代理变量的原始值与VOLUME原始值不具备可比性，于是本文做以下处理：每个会计半年度，我们根据公告前异质信念代理变量(DIFOPN)从小到大等量分为5组，同时根据公告期间异质信念代理变量(VOLUME)从小到大等量分为5组，
指在会计半年度q股票i根据VOLUME分组的组别与根据DIFOPN分组的组别之间的差值，我们剔除组别没有发生变化的样本。 借鉴Fama ancl Macbeth(1973)的方法，我们先将每个会计半年度对应的盈余公告期间股票收益对市值、市净率、市盈率以及公告期间异质信念的变动幅度做回归，得到各系数估计值的时间序列值，用该系数估计值时间序列的加权平均值以及相应的t值作为最终的回归系数和t值，其中权重为每个会计半年度的股票数量。 表5报告方程(1)的回归结果，其中我们使用四个不同的公告前异质信念代理变量来构造△DIFOPN。与Miller(1977)一致，△DIFOPN的回归系数在四个模型中都为正且在1％水平下显著，也就是说，盈余公告期间异质信念的变动与股票收益存在显著的正相关关系，并且该结果不能由市值、市净率以及市盈率解释。作为稳健性检验以及考察异质信念的变动对股票收益影响的经济含义，我们在TURN的模型中将△DIFOPN定义为VOLUME原始值与TURN原始值之间的差值，然后使用Fama and Macbeth(1973)的方法对方程(1)进行回归(未报告)，结果显示△DIFOPN的回归系数为0.83且在1％水平下显著，表明公告期间异质信念水平上升1％，股票收益上升0.83％。该结果还说明表5的结果不是由本文特殊设定造成。
五、稳健性检验 (一)杠杆效应 Diether et al.(2002)以分析师预测分歧度为异质信念代理变量，发现异质信念与未来的股票收益之间存在显著的负相关关系，支持Miller(1977)的论断。而Johnson(2004)实证发现上述结论可以被财务杠杆解释。为了验证本文的结果不是由财务杠杆导致的，我们沿用Johnson(2004)的方法，在方程(1)中加入财务杠杆(LEV)以及财务杠杆与异质信念变动幅度的交叉项(LEV×△DIFOPN)：
我们使用与估计方程(1)同样的方法对方程(2)进行估计，结果在表6中报告。
从表6可以看出，在控制了财务杠杆后，△DIFOPN的回归系数在四个模型中仍显著为正，而LEV和LEV×△DIFOPN前的系数均不显著。为了避免本文结果受模型设定影响，我们在TURN的模型中将△DIFOPN定义为VOLUME原始值与TURN原始值之间的差值，然后对方程(2)进行回归(未报告)，结果无显著性差异。因此异质信念的变动与股票收益正相关这一观点不能被Johnson(2004)提出的财务杠杆解释。 (二)盈余公告后漂移效应 盈余公告期间的股价变动在很大程度上源于股价对盈余信息的反应，因此本文结果可能只是反映了股票市场对信息的价格发现。此外，Chen and Jiambalvo(2004)从盈余公告后漂移效应(PEAD)的角度对Diether et al.(2002)的结论提出质疑，发现他们的结论可以被PEAD解释。国内的研究(如孔东民和柯瑞豪，2007(21))也发现中国股票市场存在显著的PEAD。为了检验表5的结果是否被基本面因素或者PEAD解释，我们在方程(1)中加入未预期盈余(SUE)：
我们使用与估计方程(1)相同的方法对方程(3)进行估计，结果在表7中报告。
表7的结果显示，我们在回归方程(1)中加入未预期盈余后，△DIFOPN的回归系数在四个模型中仍然为正且在1％水平下显著。同样为了避免该结果受模型设定影响，我们在TURN的模型中将△DIFOPN定义为VOLUME原始值与TURN原始值之间的差值，然后对方程(3)进行回归(未报告)，结果无显著性差异。也就是说，本文的结果不能被基本面因素或者PEAD解释。未预期盈余前的系数在四个设定中都显著为正，说明PEAD在本文样本中也存在，该结果与以往文献的发现一致。 我们在上面的分析中没有根据盈余公告的类型进行分类讨论，而盈余公告信息存在两种不同的类型：超预期的利好消息与超预期的利空消息。因为盈余公告期间股票收益对不同公告类型存在不同的反应，而且异质信念在利好或者利空消息发生时也会出现不同的变化(Chang et al.，2013)，所以将样本分为利好和利空消息子样本并在两个子样本中分析异质信念的变动与股票收益之间的关系尤为必要。(22）基于上述分析，我们将样本分为利好消息子样本(
≥0)和利空消息子样本(
＜0)，然后分别在两个子样本中对方程(3)进行回归(未报告)。结果显示在两个子样本中，△DIFOPN的回归系数在四个模型中均为正且在1％水平下显著。因此，考虑盈余公告的类型后，公告期间异质信念的变动与股票收益仍然显著正相关。除此之外，我们发现与利空消息子样本相比，利好消息子样本中△DIFOPN的回归系数无论是经济含义还是统计显著度上都要更高，该发现与Chang et al.(2013)一致。 (三)Miller(1977)的严格检验 Miller(1977)指出异质信念越高，同期的股票价格(而非股票收益)也越高。因此，若要严格检验Miller的理论预测，需要检验的是异质信念的变动与同一时间段中股票价格的变动之间的关系。我们使用盈余公告期间与公告前异质信念之间的差值来衡量异质信念的变动，对应地，在实证分析中应该使用盈余公告期间与公告前股价之间的差值来度量股票价格的变动。而我们使用盈余公告期间的股票收益，即公告期间的股价变化，没有考虑公告前的股价，因而没有完全遵循Miller(1977)的模型推断。 我们之所以使用盈余公告期间[-2，+1]的收益率，是考虑到较短的时间窗口可以降低系统风险的变动对本文结果的影响(Berkman et al.，2009)。若使用盈余公告期间与公告前股价之间的差值作为被解释变量，那么本文的发现很有可能是系统风险变化的结果。由于盈余公告期间的股票收益等价于公告期末与公告期初股价之间的差值(23)，而公告期初的股价与公告前股价比较接近，所以我们在一定程度上考虑了公告前的股票价格。 为稳健性起见，我们在这个部分严格检验Miller(1977)的理论预测。我们使用盈余公告期间与公告前股价之间的差值作为股价变动的度量，具体来说，股票收益定义为
其中，
为公告期间4个交易日的平均股价，
为公告前45个交易日的平均股价。我们对方程(1)进行估计，除了被解释变量定义为方程(4)外，其他估计方法与表5相同。因此，这样的设定完全符合Miller(1977)的模型预测，但使用较长时间段度量的收益率可能受到系统风险变动的影响，所以解读时需要注意。 表8显示，在完全遵循Miller(1977)理论预测后，△DIFOPN的回归系数在四个模型中都为正且在1％水平下显著，也就是说，盈余公告期间异质信念的变动与同期股价的变动之间存在显著的正相关关系。为了避免该结果受模型设定影响，我们在TURN的模型中将△DIFOPN定义为VOLUME原始值与TURN原始值之间的差值，结果无显著性差异。综上，Miller(1977)的理论预测经受过严格的实证检验，即盈余公告期间异质信念的变动与同一时间段中股价的变动显著正相关。
Miller(1977)认为在异质信念与卖空约束的条件下，股票价格主要反映乐观投资者的意见，因此异质信念水平的上升会推高股票价格。以往检验该观点的文献往往假设异质信念水平会随着时间的推移或者某一公共事件的发生而降低，于是他们验证的是先验的异质信念水平与股票未来收益负相关这一观点。然而，异质信念水平不一定会随时间的推移而下降，而且公共事件也可能会促发更高的异质信念，因此探究异质信念的变动与股票收益之间的关系能够更准确地检验Miller的观点。本文使用A股上市公司的盈余公告数据进行实证研究发现，盈余公告期间异质信念的变动与股票的超额收益之间存在显著的正相关关系，从而直接验证了Miller的观点。 本文的研究结果具有重要的理论和现实意义。理论层面，本文的研究从异质信念变动的角度考察异质信念对股票收益的影响，突破了以往文献只考虑异质信念水平与股票收益之间关系的局限，直接支持了Miller(1977)的论断，从而加深了对异质信念与股票收益之间关系的理解，具有较大的经济学意义。进一步理解异质信念的变化规律，有助于理解资产价格的变化规律，未来的研究可进一步关注。现实层面，本文结论有助于理解A股股价的形成机制以及影响股票收益的因素，从而对投资决策提供一定的参考，也对政策制定提供一定的参考。 注释： ①根据Milgrom and Stokey(1982)的研究，理性投资者倘若拥有共同的先验观点且对信息的解读一样，那么即便有私人信息也无法导致交易的发生，这种情况下的交易量应该为零。已有研究中经常引入噪音交易者来避免零交易的均衡，实际上是回避了这个问题。近年来的研究发现倘若引入投资者对信息的不同解读，则会促发交易(Harris and Raviv，1993；Kandel and Pearson，1995；Bamber et al.，1999)。 ②美国市场上，卖空交易的对手方是长期的机构投资者。A股市场上，卖空交易的对手方是券商。投资者的卖空意味着券商要买入这些股票融给投资者，因而券商风险较大，激励不足。 ③A股市场的两个特征使之特别适合研究异质信念与股票价格的关系。第一，A股市场上个人投资者占比很高，换手率也很高，因此我们推断异质信念在A股市场上会很显著。第二，A股市场在2010年以前完全禁止卖空，即使在2010年4月以后允许融资融券交易，融券余量金额占交易总额的份额最高只有1.37％，所以A股市场可以视为完全卖空限制的市场，即本文不需要考虑卖空约束的影响。我们也使用2010年4月以前的数据进行实证研究，结果无显著性差异。 ④张峥、刘力，“换手率与股票收益：流动性溢价还是投机性泡沫”，《经济学》(季刊)，2006年第5卷第3期，第871-892页。 ⑤左浩苗、郑鸣、张翼，“股票特质波动率与横截面收益：对中国股市‘特质波动率之谜’的解释”，《世界经济》，2011年第5期，第117-135页。 ⑥史永东、李凤羽，“卖空限制、意见分歧收敛与信息披露的股价效应——来自A股市场的经验证据”，《金融研究》，2012年第8期，第111-124页。 ⑦史永东和李凤羽(2012)使用盈余公告后30个交易日([10，40])与公告前190个交易日([-200，-11])股票平均日换手率之间的差值来度量异质信念的变动，我们认为公告后30个交易日的平均日换手率难以准确度量盈余公告所引发的异质信念。此外，他们在分析中加入公告期间异质信念的变动，是为了佐证盈余公告降低异质信念水平，因而公告前异质信念水平与公告期间股票超额收益负相关这一观点。 ⑧中国股票市场建立初期股票交易数量少，收益波动大，我们选择1995年以后的股票数据。我们剔除第一和第三季度的数据是因为中国上市公司第一季度季报与上一年年报报告期过于接近，因此在度量异质信念指标时会产生偏差。 ⑨在加入财务杠杆的稳健性检验中，我们还剔除了金融行业中的公司数据。 ⑩限于篇幅，我们在此处省略具体的构建方法，有兴趣的读者请来信索要。 (11)我们也使用[-1，+1]的事件窗口对本文实证结果进行验证，结果无显著差异。 (12)异质信念是金融学中的一个抽象概念，无法直接观测和度量。遵循以往研究异质信念的实证文献，我们使用代理变量来表征异质信念，这里的假设是这些代理变量能够捕捉投资者的异质信念。任何代理变量都不完美，我们因此使用四个代理变量，希望这四个不同的变量由于表征异质信念这一共同特征从而体现出相同的规律。 (13)我们选择相邻年报和中报之间的间隔期作为异质信念指标的估计期，因为A股上市公司年报和中报之间的平均间隔期约为80个交易日，于是本文选用[-55，-11]这一区间来度量公告前的异质信念。之所以剔除公告前10个交易日的数据，是考虑到在这段时间内股票收益波动率和换手率大幅上升的事实(Frazzini and Lamont，2007)。 (14)潘莉、徐建国，“A股市场的风险与特征因子”，《金融研究》，2011年第10期，第140-154页。 (15)本文采用1％和99％分位值对极值点进行处理。 (16)INCVOL的样本区间是1999年6月到2012年10月这27个会计半年度，下同。 (17)股票样本量在早期的会计半年度中较少，因此使用以股票样本量为权重的加权平均超额收益率更为准确。当然，等值加权的方法对本文结果无显著影响。 (18)以往文献(如Frazzini and Lamont，2007)已记录了盈余公告期间股价与交易量的正相关关系，我们在这里只是给予该正相关关系一种合理的解释。 (19)我们感谢匿名审稿人的提示。 (20)我们度量盈余公告期间异质信念的窗口与Berkman et al.(2009)不同，不能直接否定他们的结论，这里只是提供一种我们认为更准确度量公告期间异质信念的方式。 (21)孔东民、柯瑞豪，“谁驱动了中国股市的PEAD？”，《金融研究》，2007年第10期，第82-99页。 (22)我们感谢匿名审稿人的建议。 (23)这里还要除以公告期初的股价，简单起见，我们忽略这一点。便于此处的分析，我们使用持有到期收益，虽然上文使用累计收益，但我们发现收益率的计算方式不会对本文结果产生显著影响。
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