我国证券市场“功能锁定”现象的实证研究，本文主要内容关键词为：现象论文,实证研究论文,功能论文,我国证券市场论文，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、理论渊源与文献回顾
“功能锁定”（functional fixation ）概念最早来自Dunker （1945）和Luchins（1942）在心理学领域的研究， 它用来描述主体对客体的认识和利用存在的某种功能性障碍。例如人们看到一把铁锤，往往想到它的敲击功能，在某些特定环境中却不能用身边的铁锤来完成除敲击之外的任务，或者在需要敲击行为而没有铁锤时想不到使用身边的其他替代物。这种功能性障碍被称为“功能锁定”。
在证券市场研究中，“功能锁定假说”（Functional FixationHypothesis，以下简称FFH ）是与“有效市场假说”（EfficientMarket Hypothesis，以下简称EMH）相竞争的一种假说。EMH 认为证券价格能够充分、及时、无偏地反映一切可以公开获得的相关信息（注：本文所指的市场效率均是指半强式效率。）。FFH 认为投资者在决策过程中往往锁定于某种特定的表面信息，不能充分理解和利用有关信息来评估证券价值从而做出正确的投资决策。以会计盈余信息为例，市场对会计盈余信息的功能锁定体现为投资者只注意到名义的盈余数字，而对会计盈余的质量没有应有的关注，对具有相同会计盈余但盈余质量不同的公司的股票不能区别定价。如利润相同的两类不同行业的公司，一个是朝阳产业，一个是夕阳产业，显然朝阳产业公司的发展前景优于夕阳产业的公司，但市场却给这两类公司的股票以相同的定价。这是一种典型的与EMH相悖的“功能锁定”现象； 投资者不能够“看穿”（seethrough）企业的财务报表， 对企业价值做出了不充分和有偏差的估计。
Ijiri et.al.（1966）和Jensen（1966）把“功能锁定”首先引入证券市场和财务分析中。但前者只是从一般性的理论上论述了企业管理决策中的功能锁定问题，后者采用“实验研究”（experimental study）的方法发现了功能锁定的一些证据，但他的研究设计遭到后人的指责。Ashton（1976）使用的“输入—输出研究”（input-output study ）设计被众多研究者效仿，如Chang and Birnberg（1977）、McGee（1984）等。不过以上的研究都采用了“实验研究”的方法，测试对象为部分投资者，虽然它们都发现了支持FFH的证据， 但这并不能直接导出市场不具有效率的结论，因为个人的功能锁定并不等于整个市场的功能锁定（注：单个投资者对证券价值的有偏估计可能合成整个市场对证券价值的无偏估计，这可以由信息竞争、向价格学习、大数法则等理论来解释。）。与此同时，70年代大量有关不同会计方法的价格效应的实证研究都支持EMH而不符合FFH，即市场能够看穿财务报表，不同的会计方法不能欺骗投资者。例如Beaver and Dukes（1973）通过对股票市盈率的研究，发现证券市场能自动调整不同会计方法导致的利润差异。
Hand（1990）提出了“扩展的功能锁定假说”（ExtendedFFH），他发现那些主要由个人投资者持有的股票在定价上存在“功能锁定”，而由机构投资者持有的股票不存在“功能锁定”问题。但是Hand的研究结论在证据上被Ball and Kothari（1991）怀疑为“规模效应”，在立论逻辑上也遭到Tinic（1990）的批评，因为Hand 发现的所谓“扩展的功能锁定现象”意味着市场始终存在明显的套利空间，因而市场始终不能实现均衡，这很难让人信服。Chen and Schoderbek（1999 ）的研究目的在于检验市场能否对递延所得税调整额这种纸面上的暂时性利得做出价格上的反应，结果发现市场对其做出了正向的价格反应，这一证据支持FFH。
我国证券市场是否存在“功能锁定”现象是值得深入研究的问题。本文以在上海证券交易所上市的股票为研究对象，将公司会计盈余分解为永久盈余和暂时盈余，考察市场能否解析上市公司会计盈余中的永久盈余成份，进而探查我国证券市场是否存在“功能锁定”现象并分析其形成机制。
二、研究设计与经验证据
（一）研究假设
会计盈余是投资者用来衡量和估计企业未来现金流量的数额、时点和不确定性的一项重要信息来源。赵宇龙（1998）发现上海股市中未预期盈余的符号与股票非正常报酬率的符号之间具有统计意义的显著相关，即会计盈余的公布向市场传递了与决策相关的有用信息。本文的目的在于进一步考察市场在能够对会计盈余做出价格反应的同时，能否对会计盈余中不同性质的成份加以区别而不是锁定于公司会计盈余的帐面数字上。
企业的利润从总体上可分为主营业务利润和非主营业务利润两大部分，在一般情况下，主营业务利润最能代表公司的实际业绩，这是因为：（1）一个正常的企业， 主营业务利润在利润总额中所占的比例通常会达到70%以上；（2）与主营业务利润相比， 利润的其他组成部分更容易被企业管理当局操纵。国外的证券分析师在分析公司盈余的质量时，通常将盈余分为永久盈余（permancnt earnings ）和暂时盈余（transitory earnings）， 前者是指那些能在未来长期持续发生的盈余；而后者仅限于当前会计年度。如果市场是理性和有效的，将不会对会计盈余中的暂时性成份做出价格反应，因为暂时性盈余在以后年度不会再发生，不能进入未来现金流量折现的股票定价模型，当然对股价不会产生影响。
在本研究中，我们用公司的主营业务利润作为“永久盈余”的表征变量（注：实际上主营业务利润中仍然存在一部分暂时盈余，而非主营业务利润中也可能存在一部分永久盈余。通过对我国会计制度的分析，我们认为用主营业务利润来近似地代表企业的永久盈余是合理和可行的。）（proxy variable），检验我国证券市场是否能从利润总额中识别出主营业务利润成份作为资产定价的依据，以探查市场是否存在“功能锁定”现象。我们的研究设计从两个维度展开，一是信息观的研究手法（informationapproach ）；
二是计价观的研究手法（valuationapproach）。在信息观下，我们采用“事项研究”（event study ）的思想考察会计盈余公告前后各30个交易日等4 种“时窗”之内股票累计超额报酬率（cumulative abnormal return以下简称CAR）的变动， 使用分组配对样本法检验市场能否正确地区别对待具有不同主营业务利润比重（主营业务利润／利润总额）的名义每股收益EPS。在计价观下， 我们的研究设计旨在发现市盈率与主营业务利润比重之间是否如EMH 所预期的呈正相关关系。
（二）样本选择
作者从在上交所上市交易的A 股公司中选择了同时符合以下条件者作为研究样本：（1）赵宇龙（1998）发现1996 年之前沪市会计盈余数据的披露对投资决策没有明显的信息含量，这不满足本研究设计的前提（即市场能够对会计盈余做出价格反应），所以本研究所选样本仅限于1997和1998两个会计年度；（2 ）为了保证在年报公布日之前至少存在31个交易日用于计算CAR，1997年（日历年）和1998 年（日历年）的样本都必须是在当年1月1日以前已经上市；（3）为了控制行业差异， 只选择工业类公司；（4 ）为了使所选样本的主营业务利润比重在符号和性质上保持一致，我们选取主营业务利润、 利润总额和净利润皆大于0的观察值，同时排除了主营业务利润比重大于110%的极端值。 同时满足以上四个条件的样本数为293（单位：公司年）（注：在1998 年的样本中，巴士股份、龙头股份等5 家沪市公司因通过增发新股或定向募集进行重大资产重组从5月14日起停牌1个月。由于停牌时间在我们后面计算累计超额报酬率CAR的时窗之内，所以总样本中没有包含这5个观察值。），其中1997年的样本数为123，1998年的样本数为170。两个年度均被选中的公司为107家，1997、1998 两年仅被选中其中一个年度的公司为79家。
（三）信息观：股价变动能体现会计盈余中不同成份的经济意义吗？
1.为了下文叙述的方便，特定义如下符号：
（1）采用与赵宇龙（1998 ）相同的模型计算每个样本（公司年）的未预期盈余UE[,it]＝NI[,it]－NI[,i,t-1]，其中NI[,it]表示i公司在t会计年度的净利润，t＝1996，1997，i＝1，2，…，280。 用t年末总资产AST[,it]平减未预期盈余
以消除公司规模因素的影响。
（2）主营业务利润比重CNI%[,it]＝CNI[,it]／TI[,it]， 其中CNI[,it]代表i公司t年度的主营业务利润，TI[,it]代表i公司t 年度的利润总额。
（3）采用4种长度的时窗（window）来衡量年报公布导致的股价变动CAR：
令年报公布日为第0天，记t＝0，CARO[,i]代表i股票从年报公布日前30个交易日起直到公布日当天起为止这个长度为31天的时窗内的累计超额报酬率
其中R[,it]是i股票在第t天的报酬率（须作复权处理），R[,mt]是第t天的市场报酬率， 它等于当天参加交易的全部股票的个股报酬率R[,it]的简单算术平均值。
同理可得其余3种时窗的CAR：
2.样本的分组配对
为了便于研究时的分组配对， 我们首先从第（二）部分选择出的293个观测样本中用不放回的随机抽样方式选择280 个样本作为最终分组配对的样本。然后按照
从小到大的顺序将所选280个样本分为14个投资组合（称之为组合系列A），每个投资组合Ai（i＝1，2，…，14）都包含20个观察样本。 接着将每个投资组合中的20个样本按照CNI%从小到大的顺序分成两个新的投资组合系列B和C，每个组合Ai中CNI%排列前10位的样本为投资组合Bi（i＝1，…， 14），排列后10位的样本为投资组合Ci（i＝1，2，…，14）。 我们这样分组配对的目的在于构造两类具有大致相等的平减后的未预期盈余UE*但主营业务利润比重CNI%明显不同的投资组合Bi和Ci。
3.统计检验结果
统计检验的结果如表1所示。可以看出，投资组合Bi 和投资组合Ci的UE[*]在统计意义上是相等的，而CNI%（Bi－Ci）均远远小于0， 双侧t检验的p值皆在0.0001以下（表中未列示p值），即投资组合Bi 的主营业务利润比重远小于投资组合Ci。然而CAR0（B－C）、CAR10（B －C）、CAR20（B－C）、CAR30（B－C）基本上都通过了t检验， 也就是说我们没有足够的理由说系列B和系列C中14对相对应的投资组合的CAR 在统计意义上有明显差异。另外，虽然组合B6和C6、B7与C7的CAR0之间的差异在5%的水平上显著，但差异的符号为正，与EMH预期的负号相反。表1的结果说明在未预期盈余相同的情况下， 市场对主营业务利润比重有显著差异的两类股票并没有区别反应，此研究结果支持FFH，即我国证券市场存在“功能锁定”现象。
表1
投资组合 UE(B-C) CNI%(B-C) CAR0(B-C)
A1 -0.0052
-47.86%***-0.0484
A2 -0.0002
-45.02%*** 0.0428
A3 -0.0002
-54.01%*** 0.1008
A4 -0.0002
-59.13%*** 0.0328
A5 -0.0005
-45.68%***-0.0258
A6 -0.0001
-45.59%*** 0.1805**
A7 0.0004-43.91%*** 0.1430**
A8 -0.0004
-34.87%*** 0.0399
A9 -0.0001
-44.41%*** 0.0096
A10 0.0006-46.35%*** 0.0246
A11 -0.0001
-33.09%***-0.0149
A12 -0.0026
-42.54%*** 0.0984
A13 0.0030-23.51%***-0.0308
A14 0.0062-36.13%*** 0.0389
系列平均0.0001-43.01%*** 0.0422
投资组合 CAR10(B-C)CAR20(B-C)CAR30(B-C)
A1 -0.0028 -0.0377 -0.0350
A2 0.0509 0.0585
0.0131
A3 0.0908 0.1052
0.1010
A4 0.0519 0.0713
0.0551
A5 -0.0448 -0.0360
0.0033
A6 0.2044 0.1532
0.1557
A7 0.1284 0.1275
0.1388
A8 0.1051 0.1510
0.1961
A9 -0.0143 -0.0334 -0.0808
A10 0.0157 0.0459
0.0254
A11 0.0112 0.0261
0.0354
A12 0.1234 0.1385
0.1055
A13-0.0473 -0.0526 -0.0298
A14 0.0532 0.0708
0.1486
系列平均0.0502 0.0563
0.0595
注：（1）我们还计算了系列A中各投资组合A1…A14 的未预期会计盈余UE的均值和股票超额报酬率CAR0、CAR10、CAR20、CAR30 的均值之间的相关系数和秩相关系数。相关系数ρ（UE,CAR0）＝0.567， ρ（UE,CAR10）＝0.636，ρ（UE,CAR20）＝0.561，ρ（UE,CAR30）＝0.602，相对应的spearman 秩相关系数分别为0.484，0.521，0.516，0.629；（2）***表示在0.01水平上显落，**表示在0.05水平上显著；（3 ）UE（B－C）＝UE（B）－UE（C），CNI%（B－C）＝CNI%（B）－CNI%（C），CAR0（B－C）、CAR10（B－C），CAR20（B－C）、CAR30（B －C）的含义以此类推。表中列出的数值是Bi与Ci的均值差，所有Bi 与Ci的平均值相对应的标准差均小于0.33。此外,我们还考察了Bi与Ci的中位数差,用MANN－WHITNEY检验对中位数差作了显著性检验,得到了与均值差相似的结论。
（四）计价观：市盈率与主营业务利润比重成正相关关系吗？
根据股票的盈余资本化计价模型（Miller and Modigliani,1966），股票价格p＝E[*]／r，其中E[*]代表公司的每股经济盈余，r 为盈余资本化比率。我们用表征公司永久盈余的每股主营业务利润CEPS作为E[*]的量度，即E[*]＝CEPS＝EPS×CNI%，这样股票价格P＝（EPS ×CNI%）／r，进一步变换为：P／EPS＝（1／r）×CNI%。从此式可以看出，如果市场符合半强式效率假说，即投资者能够识别不同主营业务利润比重下的不同盈余质量，那么股票的市盈率P ／EPS 与主营业务利润比重CNI%应表现为正相关关系。
我们首先在第（二）部分选择出的293 个观察样本基础上剔除市盈率超过90的极端值得到264个样本， 然后将它们按照主管业务利润比重CNI%从小到大的顺序划分成12个投资组合D1，……，D12，每个组合中有22个观察样本。我们对这12个组合分别计算其内部22个样本的市盈率和主营业务利润比重的中位数（注：计算市盈率时我们选择当年4 月的最后一个交易日的收盘价。每年的1—4月是上市公司公布年报的法定时期，如果市场是有效的，我们有理由相信4 月底的股票价格已经完全吸收了公司的会计盈余信息。），其结果如表2所示。
表2
投资组合D1 D2 D3 D4 D5 D6
CNI% 12.90%
30.76% 49.90% 59.26% 69.36% 75.73%
P/EPS 50.45
42.25
41.1938.38 42.02
37.23
投资组合D7
D8 D9 D10 D11 D12
CNI% 81.63%86.55% 90.27%
93.19%
97.31% 99.44%
P/EPS 43.55 39.06
36.5137.9742.69
35.70
注：我们还计算了投资组合D1，D2，…，D12 的主营业务利润比重CNI%的中位数和市盈率P／EPS 的中位数之间的相关系数和秩相关系数。相关系数ρ（CNI%，P／EPS）＝－0.698，spearman秩相关系数为－0.510。
由表2可知，当投资组合D1，……，D12的主营业务利润比重CNI %在不断增大时，市盈率P／EPS在总体上呈下降趋势，这一结果可以从图1中更直观的看出。同时投资组合D1，……，D12的主营业务利润比重的中位数和市盈率的中位数之间的相关系数和秩相关系数均显著小于0， 这表明市盈率与主营业务利润比重之间并不如EMH 所预期的成正相关关系。该发现不支持有效市场假说而支持“功能锁定”假说，即市场对股票的定价并不是以体现公司真正业绩的永久盈余为基础，而是仅仅锁定于公司的名义会计收益。
三、形成机制与理论假说
这部分我们试图分析我国证券市场功能锁定现象的形成机制，因为只有通过深刻理解这种内在的机制才有可能采取相应的措施来减轻和消除市场的无效率。我们认为，以下几种可能的原因既会单独地、也会交织在一起，导致我国证券市场的“功能锁定”现象。
第一，由于我国投资者的幼稚和无知使他们没有能力去理解和分析公司的财务资料。只能简单地根据利润表中最后一个净利润数字来评价公司的经营业绩和发展前景。不过这种解释很难自圆其说，原因在于：（1）投资者具有学习能力，会从幼稚的投资者变成老练的投资者；（2）利润表不是投资决策唯一的信息来源。即使投资者根本不懂得“永久盈余”和“暂时盈余”的区别，他们也可以从其他渠道获得公司未来发展和风险方面的信息来修正年度报告中的EPS， 而不会机械地使用帐面数据；（3）机构投资者的存在使投资者幼稚假说更加显得苍白无力。 我国证券业内聚集了大批高学历人才，这些人当中不乏精通财务分析的人才，他们经常到各上市公司进行实地调研，所以如果说公司年度报告中的帐面数据能蒙蔽和欺骗专业的证券分析师，实在难以服人。
也许机构投资者已经察觉到了市场的功能锁定问题和相应的套利空间，但考虑到这种套利空间不足以抵消套利所支付的交易成本，从而没有采取相应的交易策略来消除功能锁定现象。这种假说忽视了主营业务利润比重指标在各上市公司中存在的巨大差异。从表1可以看到， 按照UE相同进行配对的两个投资组合之间的主营业务利润比重差异的算术平均值是43.01%，假设股价—盈余系数为0.6，（注：这里的股价—盈余系数是指股票超额报酬率与未预期会计盈余之间关系的系数。如果系数为0.6，意味着未预期盈余每变动1个单位，超额报酬率随之变动0.6 个单位。）则意味着机构投资者如果愿意进行无风险的套利活动，其超额报酬空间为43.01×0.6＝25.8%，大大高于现行1.5%左右的交易成本。
第二，如果市场上只有一个老练的投资者Z 懂得应该按永久盈余来决定交易策略，其余的人都是幼稚和无知的，他们对股票的判断被锁定于名义的每股收益EPS上；而且Z并没有能左右整个市场的资金量，这时Z面对的实际是一个“选美问题”， 他必须按别人的“价值标准”来交易才可能获利。这时市场的均衡价格将表现为与FFH一致而背离EMH。这种情形很可能发生在投资者不成熟、散户投资人占绝大多数的新兴资本市场。我们认为这种假说有可能部分地解释我国证券市场的功能锁定现象，但它明显忽视了如下一个更可能接近事实的命题：市场能够为个人提供学习和修正个人“先验信念”（prior beliefs ）的刺激和机会从而使理性预期成为适应性修正过程中的一种稳定态（Lucas,1986）。实际上，如果所有的投资者都不能按照股票的基本面进行估价，也就是说长期系统性地偏离股票的真实价值，那么股民很快就会发现他们的判断使自己处于极不利的位置上，因为按照他们的估价标准得到的绩优股很可能从第2年就开始亏损，只要投资者具有基本的经济理性， 非理性的计价偏差（例如功能锁定）不可能在已有近10年历史的中国证券市场长期占据统治地位。
这使我们开始寻找第三种假说来理解我国证券市场功能锁定现象的形成机制。只要我们深入地分析我国证券市场的内在结构，就不难发现这个市场实际上非常缺乏对中小投资者的保护，离“三公”原则还有不小的距离。集中表现在信息披露不及时、不透明，内幕交易猖獗，机构大户操纵价格屡禁不止。机构大户利用他们在资金、技术、人才、信息、规模上的优势，要辨别会计盈余的质量实在是举手之劳。但是他们为什么仍然象“幼稚的投资者”那样来解析公司财务报表呢？这是一种“理性”的选择。因为“庄家”往往与上市公司一起联手操纵会计利润从而为自己在二级市场上的兴风作浪提供“题材”。
从已有的经验看，在我国证券市场，能诱发股价飚升的题材除了宏观上的利好政策刺激外，主要是上市公司的经营业绩、分配方案、资产重组等信息。这些题材归根到底还是属于业绩题材，因为只有做出较高的帐面利润才可能推出诱人的分配方案；资产重组之所以火爆，也是因为它可以通过“会计报表重组”在一夜之间把丑小鸭变成白天鹅。另一方面，以业绩为题材进行炒作不会有“政治风险”。所谓政治风险，是指证券监管部门不会容忍绩差股被炒成天价而会干预甚至查处“庄家”。如果庄家能以绩优为旗，炒作起来就冠冕堂皇了。要把绩差股变成绩优股，唯一的办法是操纵会计利润。Haw，et.al.（1998）研究发现，我国上市公司对帐面利润的操纵，很大部分发生在“线下项目”，也就是诸如投资收益、营业外收支等非主营业务利润部分。换言之，一旦市场能够区分不同性质的会计盈余对股票定价的影响，上市公司和“庄家”借以炒作股票的题材就不复存在。
我们认为，正是因为我国证券市场制度上和规则上的不成熟和不完善，“公开、公平、公正”的原则尚未得到充分的实施和体现，为配合内幕交易和操纵市场，机构大户等“庄家”就有动机维持市场的“功能锁定”状态，因为这样他们可以得到更大的超额利润。
四、研究结论与政策含义
不论是采用信息观的研究设计还是采用计价观的研究设计，都表明我国证券市场只是机械地对名义EPS做出价格上的反应，不能辨别EPS中永久盈余成份的经济含义。本研究的经验证据表明，我国证券市场不符合半强式效率假说，市场存在“功能锁定”现象。
投资者的功能锁定意味着公司经理人员可以通过操纵公司帐面利润达到蒙蔽市场的目的。我们认为要抑制这种盈余操纵行为以减缓功能锁定障碍对市场效率和资源配置的消极作用，一方面应加紧制定并不断完善相关的市场法规，使公司间的经济交易尤其是上市公司与其关联方之间的关联交易建立在公允的基础之上；另一方面应加强上市公司信息披露的要求，以提高公司重大经济交易行为的透明度。为了避免投资者被公司经理人员的会计花招（通过采用不同会计方法操纵会计盈余）所欺骗，我们认为不应通过减少会计方法的可选择性来实现，因为在现实经济活动中，强行规定使用某一种会计方法处理经济业务并不能达到客观、真实地反映企业经济活动本质的目的，实际上是为了会计信息表面上的可靠性而牺牲更为重要的决策相关性。相反，我们主张会计方法的多样性，但同时应对每一种会计方法的选用及会计政策变更的条件予以具体、严格的限制，这样才能使公司的会计报表更为真实地反映企业的经济实质，从而为投资者提供更为有用的会计信息。
此外，尤为重要的是我们应不断提高投资者使用会计信息的能力，使投资者从对会计信息的功能锁定中解脱出来。与西方成熟的证券市场相比，我们没有象标准普尔（Standard & Poor）、穆迪（Moody）这样独立性强、研究实力雄厚而且信誉卓著的投资分析和信息咨询机构，所以中国的股民不能得到专业证券分析师的信息服务，很容易落入上市公司和“庄家”设置的信息陷阱。所以，在中国，按照美国标准普尔、穆迪等公司的模式培植和扶持独立的投资咨询公司和专业的证券分析师至关重要，这样才能使投资者在专业人员的指导下，逐渐变得“聪明”起来。市场之所以有效，很重要的原因是信息中介之间、机构投资者之间的信息竞争，激烈的信息竞争使所有与价值相关的信息被充分、及时、无偏地反映在证券价格之中。
《证券法》已于今年7月1日实施。由于证券法从立法的高度对内幕交易、操纵市场等行为做出了明确的禁止并规定了相应的惩罚条款，所以今后我国股票市场的交易格局会发生较大的变化，因为机构大户在难以再利用内幕消息和联手操纵市场的手法获得超额利润的情况下，必然转向从事真正的基本分析和价值投资。这样，利用“功能锁定”利差进行套利将成为新一轮投资理念勃兴的主题。可以预计，随着证券市场法规的完善、监管制度的改革、真正投资分析机构的出现，市场中的“功能锁定”现象会逐渐减弱甚至消失，资本市场的信息效率会有明显的提高。