機構(gòu)投資者持股與會計盈余宣告的信息含量

1、機構(gòu)投資者持股與會計盈余宣告的信息含量機構(gòu)投資者持股與會計盈余宣告的信息含量宋玉李卓(廈門人學(xué)會計系，福建廈門361005)摘要：本文以我國2001-2004年機構(gòu)投資者持股的上市公司為樣本，從機構(gòu)投資者對上 市公司信息利用狀況的視角出發(fā)，分析了機構(gòu)投資者持股與會計盈余宣告信息含量的關(guān) 系。研究結(jié)呆發(fā)現(xiàn)：機構(gòu)投資者能夠相對較早地解讀會計盈余信息，其持股比例越高，盈 余宣告后的市場反應(yīng)越小，會計盈余宣告的信息含量越低。而且在會計盈余宣告前，機構(gòu) 投資者的持股比例高低與市場的累計超額回報止相關(guān)，而在盈余宣告后機構(gòu)投資者持股公 司的市場累計超額回報出現(xiàn)反轉(zhuǎn)。關(guān)鍵詞：機構(gòu)投資者持股；會計盈余；信息含量

2、作考簡介：宋玉，女，廈門大學(xué)會計系博士生，研究方向：公司財務(wù)會計理論；李卓， 廈門大學(xué)會計系博士生。中圖分類號:f235. 19文獻(xiàn)標(biāo)識碼:atnstitutiorml hol dings and the tnfonuation content of earnings armouncementssong yu li zhuo(department of accounting, xiamen university, xiamen, fujian 361005, china)abstract： this paper empirically examines the re lationship be

3、tween institutional holdings and market reaction to earnings surprises of listed companies in china from 2001 to 2004 the results indicate that institutional investors have some information advantages of accounting earnings. the higher institutional investors， holding in a company tends to reduce th

4、e magnitude of market reaction around earnings armounccmicnts. and the institutional holdings variable is positively correlated with the observed abnormal returns before earnings announcements, but abnormal returns have a reversion after earnings announcements.key words： institutional holdings; acco

5、unting earnings; information content引言證券市場中的投資者一般分為機構(gòu)投資者與個人投資者兩大類。其中，人們通常把機構(gòu) 投資者看成是老練的(sophisticated)投資者，因為由于規(guī)模效應(yīng)(wilson, 1975) 1和財富效應(yīng)(cready, 1988) 2的影響，機構(gòu)投資者存在強人的信息搜尋能力和動力， 他們擁冇較為豐富的信息獲取渠道，除了能更為及時地獲取公開信息外，他們還可以參加 更多的公司%1 電話會議，并有可能與公司高管進(jìn)行一對一的面對面交流以獲取私人信息。更為重要 的是，在獲取多方信息z后，他們能夠憑借h少的專業(yè)化水平相對正確地解讀所獲得的信

6、息 (hand, 1990) 3。既然機構(gòu)投資者擁有這些信息優(yōu)勢，那么他們是否會根據(jù)這些優(yōu)勢 信息進(jìn)行交易，以獲得超額回報呢？特別是作為投資者進(jìn)行投資決策的會計盈余信息，在 機構(gòu)投資者的決策過程究竟起什么樣的作用？對于這些問題的答案，國外的相關(guān)學(xué)者進(jìn)行了人量的研究。而在國內(nèi)由于機構(gòu)投資者的 發(fā)展?fàn)顩r所限，相關(guān)的研究成果并不多見。但是，隨著我國機構(gòu)投資者在證券市場屮地位 的不斷捉升，我們認(rèn)為很有必要對此問題進(jìn)行探討，特別是在理論分析的基礎(chǔ)上給岀相應(yīng) 的經(jīng)驗證據(jù)。木文就在此方面進(jìn)行了研究嘗試。由于我們不能玄接觀測到機構(gòu)投資考如何 利用精品文檔口身的信息優(yōu)勢，并且根據(jù)這些優(yōu)勢信息進(jìn)行交易以獲取超額回

7、報的。因此，我們選擇 以我國上市公司年報披霍前后的市場反應(yīng)為考察著眼點，分析機構(gòu)投資者持股與公司會計 盈余宣告信息含量的關(guān)系。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：機構(gòu)投資者持股比例較高時，町以在盈余宣告 前-獲得較高的累計超額回報，而在盈余宣告后機構(gòu)投資者持股公司的累計超額凹報出現(xiàn)反 轉(zhuǎn)。從而說明，機構(gòu)投資者能夠相對較早地解讀會計盈余信息，機構(gòu)投資者持股比例越 高，越有助于減弱盈余宣告后的市場反應(yīng)。文獻(xiàn)回顧與假說提出根據(jù)國外近二、三十年的實證研究結(jié)果，有關(guān)機構(gòu)投資者持股與會計盈余宣告前后市場 反應(yīng)關(guān)系的經(jīng)驗證據(jù)存在一左的非一致性。概括來說，主耍存在以下兩種觀點。觀點一認(rèn) 為機構(gòu)投資者憑借門身的信息優(yōu)勢和專業(yè)化的管理

8、，會計盈余信息的宣告對于機構(gòu)投資者 交易行為的影響較弱。也就是說，在盈余宣告前的一段時窗內(nèi)，機構(gòu)投資者很可能早已透 析了盈余的信息，并通過自身的交易把信息反應(yīng)到股價當(dāng)中去；而當(dāng)盈余宣告時，機構(gòu)投 資者對z的反應(yīng)則較為微弱，即機構(gòu)投資者持股比例與公司盈余宣告前公司股票的市場反 應(yīng)成反比。4e1-gazzar (1998)通過對美國1987-1990年公眾公司季度盈利報告公布前一天和公 布當(dāng)天，即(-1, 0)區(qū)間內(nèi)的累計超額回報與機構(gòu)投資者持股比例高低的關(guān)系研究，發(fā)現(xiàn)盈余 宣告時的市場反應(yīng)與機構(gòu)投資者的持股比例負(fù)和關(guān)，驗證了機構(gòu)投資者持股比例越高，盈 余宣告時的股價反應(yīng)越小這一假說，從而為機構(gòu)投

9、資者具有并利用私人信息優(yōu)勢這一論點 提供了經(jīng)驗證據(jù)。jiambalvo, rajgopal 和 venkatachalam (2002) 5檢驗了機構(gòu)投資者 對于股價中反應(yīng)未來盈余和當(dāng)期盈余程度差異的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者持股比 例越高，股價對于盈余的引導(dǎo)作川越明顯，從而證實了機構(gòu)投資者對于公司未來盈余更為 關(guān)注這一觀點。6 ayers和fmcinan (2003)通過對1981-1996年美國公眾公司股票年累計超額回報與 滯后期、當(dāng)期和下一期的盈余變化進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股較高的公司股價吸收了更多的 未來盈余信息，而與當(dāng)期的公司盈余信息負(fù)相關(guān)。觀點二則認(rèn)為雖然機構(gòu)投資者具有信息

10、優(yōu)勢，但是其他非盈余信息和私人信息并不能完 全替代公開發(fā)布的盈余信息對機構(gòu)投資者交易行為的影響。也就是說，在盈余宣告時或是 接近盈余宣告前的一段時期，機構(gòu)投資者對之的反應(yīng)可能較為強烈，而在盈余宣告后的一 定時7 期內(nèi)呈現(xiàn)下調(diào)趨勢。其理論原因包括：第一，根據(jù)back, cao和willard (2000)、 kyle (1985,1989) 8-9的研究發(fā)現(xiàn)，由于在不完全競爭的市場中，信息靈通的投資者而對向下傾 斜的供給曲線，為了防止股票價格迅速下滑，他們往往會對交易量有所節(jié)制；第二，由于 受噪音交易者的影響，信息靈通的投資考要考慮具交易對股價和未來交易機會的影響；第 三，依據(jù)私人信息進(jìn)行的交易

11、具有一定的風(fēng)險性，當(dāng)知情信息靈通的交易者并非風(fēng)險偏好 型時，他們往往不會根據(jù)私人信息進(jìn)行大量的交易，而是根據(jù)實際情況進(jìn)行及時的交易調(diào) 整。這一切都將使得股票價格不能很快地揭示投資者所擁有的私人信息，而是有一個逐步 反應(yīng)的過程，這個過程的快慢視投資者對公司信息的知情程度有所差杲時。支持觀點二的經(jīng)驗研究主要包括：potter (1992) 10發(fā)現(xiàn)在1979-1985年期間內(nèi)，紐 約證券交易所的公眾公司盈余公告日前的60個交易日內(nèi)(-60, 0)股票冋報的變動與機 構(gòu)投資者的持股比例正和關(guān)，依此potter認(rèn)為機構(gòu)投資者在盈余公布前所獲得的私人信 息并不能代替公司的盈余信息。hotchkiss s

12、trickland (2003) 11以1992-1997年美 國203家預(yù)期盈余為負(fù)的樣木公司股價和交易量的變化與機構(gòu)投資者持股比例的關(guān)系為研 究著眼點，研究發(fā)現(xiàn)在(-1, 0)和(-1, 1)區(qū)間內(nèi)，動量交易者和激進(jìn)型的機構(gòu)投資者 持股比例越高，市場反應(yīng)越強烈，從而支持了 potter的觀點。ali et al. (2004) 12 研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股的變化與后期季度盈余宣告日和宣告日前兩天(-2, 0)的超額 冋報顯著正相關(guān)。也就是說，機構(gòu)投資者進(jìn)行的交易是在一定程度上是基于對盈余信息的 把握優(yōu)勢(superior),但是這種優(yōu)精品文檔勢的發(fā)揮隨機構(gòu)投資者持股比例的增加而有所提升(機

13、構(gòu)投資者持股比例變化的前十分 位與后十分位兩組之間的超額冋報顯著差異(相差0. 44%) ) o korczak 11 tavakkol(2004) 13對波蘭機構(gòu)投資者(以養(yǎng)老基金為代表)與盈余宣告前后的市場反應(yīng)進(jìn)行了 實證檢驗。korczak和tavakkol發(fā)現(xiàn)，當(dāng)未預(yù)期盈余為正時，盈余宣告前持股低的養(yǎng)老基 金組與持股高的養(yǎng)老基金組均存在顯著的市場反應(yīng)，但盈余宣告后持股低的養(yǎng)老基金組比 持股高的養(yǎng)老基金組市場反應(yīng)更為強烈，說明對于持股高的養(yǎng)老基金而言，信息可能更早 地被反應(yīng)在股價中；當(dāng)未預(yù)期盈余為負(fù)時，盈余宣告前持股低的養(yǎng)老基金組與持股高的養(yǎng) 老基金組均不存在顯著的帀場反應(yīng)，而在盈余宣告

14、后卻均表現(xiàn)出顯著的市場反應(yīng)。 korczak和tavakkol認(rèn)為這可能與企業(yè)管理當(dāng)局更愛提前披露好消息有關(guān)。除了考察機構(gòu)投資者持股與盈余宣告前后累計超額冋報z間的關(guān)系外，還有部分學(xué)者從 累計超額交易量的角度進(jìn)行了研究。例如，kim, krinsky和lee (1997) 14在盈余宣告前的（-1, 0）時窗內(nèi)，機構(gòu)投資者持股與累計超額交易量存在顯著的止向關(guān)系，說明機 構(gòu)投資者在盈余公告前存在大量交易的行為，而且此時的超額交易量確實是因為信息利用 差異造成的，而非投資者交易的頻繁度所致。bartov, radhakrishnan和krinsky（2000,下面簡稱brk） 15則從投資者的精明

15、度（以機構(gòu)投資者持股比例的高低代替） 與盈余宣告后漂移現(xiàn)象的變化角度進(jìn)行研究。brk發(fā)現(xiàn)在控制股票交易量、股價、公司規(guī) 模因索影響的情況下，盈余宣告后60天（0, 59）內(nèi)機構(gòu)投資者持股變量和未預(yù)期盈余的 交乘項與非正常報酬率z間存在負(fù)相相關(guān)關(guān)系，從而說明機構(gòu)投資者的持股比例越高，盈 余宣告后的漂移現(xiàn)象越弱。綜上所述，有關(guān)機構(gòu)投資者持股與會計盈余宣告前后市場反 2關(guān)系的經(jīng)驗證據(jù)存在不一致性，特別值得強調(diào)的是，即使同是在盈余宣告前的短時窗 內(nèi)，例如el-gazzar （1998）的研究與hotchkiss和strickland （2003）的研究,研究結(jié) 杲卻截然不同。但是，我們同時也必須注意到

16、，雖然上述經(jīng)驗證據(jù)存在差異，但是兩種觀 點仍具有一些共同的看法會計盈余信息對于機構(gòu)投資者的投資決策具有信息含量，只 是這種信息影響體現(xiàn)時間的早晚和力量的強弱有所差異。那么，這種差異引起的原因何 在？我們認(rèn)為可能的原因是不同學(xué)者考察的市%1 場（包括美國、波蘭等）、年份區(qū)間、時窗長短和機構(gòu)投資者的具體類型不同所致。 因此，國外的研究結(jié)論不能隨便應(yīng)用到我國的證券市場上來，我們需要根據(jù)我國證券市場的特 點研究我國機構(gòu)投資者持股對盈余宣告前后市場反應(yīng)的影響。我國有關(guān)機構(gòu)投資者持股與上市公司會計盈余信息含量的實證研究文獻(xiàn)相對較少，比較 冇代表性的和關(guān)文獻(xiàn)包括：胡志勇、魏明海（2005） 16以我國證券市

17、場2000-2002年間 財務(wù)信息為依據(jù)，以封閉式基金重倉股為對象，運用非參數(shù)檢驗和價值相關(guān)性研究的方法 論，探討了財務(wù)信息解釋能力対股價發(fā)現(xiàn)機制的影響。研究發(fā)現(xiàn)：備受責(zé)備的封閉式證券 投資基金由于具有校強的財務(wù)信息解釋能力，使其重倉股的價格發(fā)現(xiàn)機制在更大程度上反 映了公開財務(wù)信息，也使其股價成為財務(wù)信息內(nèi)涵更豐富的信息系統(tǒng)。唐盛培（2006） 17從機構(gòu)投資者與會計盈余信息的價值相關(guān)性角度進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)隨著機構(gòu)投資者 持股比例的增加，會計盈余信息的相關(guān)性增強。于李勝、王艷艷（2006） 18以我國 1999-2004年的上市公司為樣本，研究了不同類型機構(gòu)投資者對盈余漂移的影響。結(jié)果發(fā) 現(xiàn)

18、：以基金公司為代表的機構(gòu)投資者對于好消息的理解要優(yōu)于壞信息。即對于好消息，盈 余公如后機構(gòu)投資者（主要是穩(wěn)健型的機構(gòu)投資者）持有的股票的漂移小于散戶持有的股 票；但對于壞消息,機構(gòu)投資者持有的股票的漂移與散戶持有股票的漂移差異不明顯。程 書強（2006） 19以我國2000-2003年滬市a股市場的上市公司為樣本，分析了機構(gòu)投資 者在公司治理中的作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)；機構(gòu)投資者持股比例與盈余信息及時性止相關(guān)，與公 司盈余管理負(fù)相關(guān)，即公司盈余信息的及時性是吸引機構(gòu)投資的動因，同時機構(gòu)投資者持 股能夠改善公司治理結(jié)構(gòu)。由此可見，雖然機構(gòu)投資者在我國證券市場中的作用雖然有所爭議，樂觀的一方認(rèn)為機 構(gòu)投資

19、者的發(fā)展對于穩(wěn)定我國股市將起到積極的作用（楊平，2001 20；姚頤、劉志遠(yuǎn)， 粘品文檔2005e21）,悲觀的一方更多地看到機構(gòu)投資者的短期行為，以及該種行為対丁加劇股 市波動的負(fù)面效應(yīng)（莊序瑩，2001 22；吳建偉和陸美紅,200223；向銳、李琪琦, 200624）,但是隨著我國證券市場的不斷發(fā)展，機構(gòu)投資者的投機成份呈現(xiàn)減弱趨勢，機構(gòu)投資者更為看重的是通過止常的價值投資分析獲取超額回報。其中包括對上市公司各 種信息的及時獲取和正確解讀，以及對上市公司公司治理的積極參-與，努力改善上市公司 的治理結(jié)構(gòu)，規(guī)范上市公司的經(jīng)營運作，這已獲得了實證研究結(jié)論的支持。曲此本文提出 以下假說：h1：

20、會計盈余宣告前，機構(gòu)投資者持股比例越高，市場反應(yīng)越大。h2：會計盈余宣告后，機構(gòu)投資者持股公司的市場反應(yīng)呈現(xiàn)減弱趨勢，而且機構(gòu)投資者 持股比例較高的公司，其市場反應(yīng)減弱的力度更大。113：機構(gòu)投資考持股降低了上市公司會計盈余宣告的信息含量。研究設(shè)計一、樣本選擇我們以2001-2004年我國機構(gòu)投資者(主要指證券投資基金)所持有的上市公司為研究 對象。選擇2001-2004年作為研究窗口的原因是2001年我國開放式基金開始出現(xiàn)，這為 各期的對比研究提供了前提條件；而h 2001年企業(yè)會計制度開始執(zhí)行，這為研究中 會計數(shù)據(jù)的可比性提供了基礎(chǔ)。在具體選擇樣本的過程中，我們剔除了以下公司：當(dāng)年公 開發(fā)

21、行股票的上市公司、金融保險類上市公司、數(shù)據(jù)不齊備的公司。經(jīng)過上述處理后，我 們的樣本為共有2840家上帀公司，其中2001-2004每一年的樣木數(shù)分別為555、759、442 和1084家。機構(gòu)投資者持股變量數(shù)據(jù)來自上海萬得資訊科技有限公司開發(fā)的whd資訊， 財務(wù)數(shù)據(jù)和回報數(shù)據(jù)從深圳國泰安信息技術(shù)冇限公司的csmar數(shù)據(jù)庫獲取。二、研究模型為了考察機構(gòu)投資者對于累計超額回報和未預(yù)期盈余的影響，我們將分別采用單變量的 組別檢驗和多元冋歸檢驗方法。在多元冋歸中，我們以brk (2000)的檢驗?zāi)Ｐ蜑榛A(chǔ)，%1 并根據(jù)potter (1992)和el-gazzar (1998)的研究結(jié)論(size變

22、量的引入)，運用 模型(1)進(jìn)行了冋歸檢驗。cari, (p,q)0 luei, t 2uei, t inst 3sizei, t i, t (1) i, t其屮，cari, (p, q)為i公司在事件窗內(nèi)(p, q)的累積超額冋報率，木文選取盈余宣告 日前后5天和10天作為事件窗；uei,t為公司i在t期內(nèi)未預(yù)期盈余；insti,t為啞變 量，當(dāng)機構(gòu)投資者持股比例大于中位數(shù)吋，取值為1;否則為0； sizei, t為公司i在t期 內(nèi)公司資產(chǎn)的自然對數(shù)。uei, t和stzei, t均用t期年末的股價進(jìn)行平減。實證檢驗結(jié)果-、單變量分析我們首先根據(jù)未預(yù)期盈余的止負(fù)以及事件窗的不同分別進(jìn)行了單變

23、量檢驗，檢驗結(jié)果見 表1。通過觀察可以發(fā)現(xiàn)，不論未預(yù)期盈余為正還是為負(fù)，總樣木在盈余公告前均存在顯 著的累計超額回報。這在一定程度上表明，機構(gòu)投資者在盈余公告前存在信息優(yōu)勢，使得 交易進(jìn)行較為及時和準(zhǔn)確，確保自身獲取了超額冋報（較高的收益或較低的損失）。當(dāng)盈 余公告后，機構(gòu)投資者的超額回報呈現(xiàn)下降趨勢，（0, 5）事件窗內(nèi)的超額回報出現(xiàn)負(fù) 值，（1, 10）事件窗內(nèi)的超額回報雖然仍為正值，但是其絕對值較盈余公告前的大小而 言也呈下降趨勢。事件窗總樣本高持股低持股粘品文檔(-10, -1)0.01208*(7.776)0.01681*"(7,753)0.00583*(2.693)3上(

24、5 -1)0.00829*(7j44)0.01209*-(7.570)0.003264*( 1.977)3圧(0, 5)-o.ooo82(-0.518)0.00349*(1.665)-0.00651*(-2.721 )3j(i, 10)0.0029 p(l671 )0.00697*-(3.138)-0.00244：(-0.881 )2/（5 5）0.007斗7也岀*(3-947)0.01558*(6.090)-0.00324(-ij82)5x(-10, 10)0.01256*(4.963)0.02237*： 6.473 :'-0.0004'-j 11 )4.5(-10, -1

25、)-0.01068*(-6.011)000083(-0349)-0.01838*(-7.257 )5x(5 -1 )-0-00623*|： 4822)-0.00052(-0.283)-0.01070*(-6.003)3上(0, 5)-0.00199(-l234)5-64e-05(0.026)-0.00360(-1.551 )l1(1. 10)0.006002*(3.584)00078*料(3.455)000459*(1.909 ：(5 5)0.00822蚪出(-3.956)-0.00046-0.164 )001430怦導(dǎo)(-4.838)3.2(-10< 10)0.00828+(3135)

26、0.00318(0.899)-0.01724*(-4.558)3上注：小括號內(nèi)的數(shù)字為t檢驗值；*、*、*分別農(nóng)示在1%、5%、10%的水平上統(tǒng)計顯 著（雙尾檢驗）。當(dāng)把機構(gòu)投資者的持股比例按照高低進(jìn)行分組檢驗時，表1的結(jié)杲顯示機構(gòu)投資者持股 較高時，在盈余宣告前獲得的超額回報更高，且在1%的統(tǒng)計水平上與機構(gòu)投資者持股較 低的組別存在差界，假說1成立。而在盈余宣告后，持股高低的兩組其超額回報均有所下 降，只是持股較高的組別超額回報的下降幅度并未表現(xiàn)出統(tǒng)計上的顯著性。特別是當(dāng)未預(yù) 期盈余為正時，盈余宣告后機構(gòu)投資者持股公司的超額回報雖然都有所下降（高持股組的 屆額冋報變?yōu)?. 00349,低持股

27、組的超額回報變?yōu)?0. 00651）,但是機構(gòu)投資者持股較高 的一紐卻仍然顯著高于機構(gòu)投資者持股較低的一組，我們佔計這可能是曲于單變量檢驗中 影響變量缺失造成的，或會計盈余未在宣吿前充分反映有關(guān)，這有待后面的多變量冋歸檢 驗與穩(wěn)健性測試作進(jìn)一步的考察，由此，假說2部分得到支持。當(dāng)我們把事件窗擴人到盈余宣告前后的五天或十天時，檢驗結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者持股 較高的一組獲取的累計超額冋報仍然顯著高于機構(gòu)投資者持股較低的一組，支持我們前文 的推理。從而證明機構(gòu)投資者持股越高，其信息優(yōu)勢相對越叨顯這一觀點，即總體來看， 假說1和2成立。與此同時，我們還分別考察了分年度機構(gòu)投資者持股與盈余宣告前后的 市場

28、反應(yīng)的關(guān)系。各年度的檢驗結(jié)果基本與四年的混合樣本結(jié)果相一致，只是在2001年 的檢驗結(jié)果比較例外，高持股的機構(gòu)投資者組別的累計超額回報反而更低，這對能與當(dāng)時 我國機構(gòu)投資者的投資行為的規(guī)范性較差有關(guān)，機構(gòu)投資者對于信息的科學(xué)分析與利用不 足，有冃炒作和投機的成份較為嚴(yán)重。但是，到了 2002年及其以后年度，機構(gòu)投資者的 行為越趨科學(xué)化和規(guī)范化，從而也說明伴隨著我國證券市場的不斷發(fā)展，機構(gòu)投資者的投 資理念也日趨成熟。二、多元回山分析為了進(jìn)一步驗證前文的假說，我們又通過多元回歸模型分析了機構(gòu)投資者持股比例對于 會計盈余信息含量的影響(主要通過考察對盈余反應(yīng)系數(shù)的影響)，具體結(jié)果見表2。根 據(jù)精品

29、文檔表2的結(jié)呆我們發(fā)現(xiàn)，未預(yù)期盈余變量在每個事件窗的系數(shù)均顯著為正，而且事件窗為(-10, 10)模型的系數(shù)a 1 (0. 328)大于事件窗為(-10, -1)模型的系數(shù)a 1(0. 254)，事件窗為(-5, 5)模型的系數(shù)a 1 (0. 222)大于事件窗為(-5, -1)模型的 系數(shù)al (0.138),這農(nóng)明在我國證券市場上，未預(yù)期盈余具有明顯的價格效應(yīng)，同時市 場上很可能存在延續(xù)反應(yīng)現(xiàn)象。表2 2001-2004年混合樣木的多元冋歸檢驗(size變 量)押件窗(-10, -1)(5 -1 ):0 r 5 )(1 r10)(-5r 5)截距o w(4.181)009*(4.450)-

30、,005 出(-1.703)-.001( -.465).005(1.383)ue254*8(1l212).138*(8.210).084*(3.826).069*(2-956).222*(&168)ue*inst-.127 如(-2j42)-.051(-1.499)-.048(-1.080)-j 12*2361 )-j 00*(-1.799 jsize003*'：-3.757)-.002*(-3.946).001(1.535).002*(2.428.)-.001(-1.207)f值57.880*36.446*5.281*4.687*27(rgadj. rz.057.036.00

31、5.004.027注：小括號內(nèi)的數(shù)字為t檢驗值；*、*、*分別表示在1%、5%、10%的水平上統(tǒng)計顯 著(雙尾檢驗)。而我們主要考察的變量未預(yù)期盈余與機構(gòu)投資者持股比例高低的交 乘項，即系數(shù)a(-5, -1)和(0, 5)事件窗內(nèi)系數(shù)為負(fù)，但不顯著)，這說明機構(gòu)投2大多數(shù)都顯著 為負(fù)(資者的高持股變量減弱了盈余宣告后的漂移現(xiàn)彖，其原因在于在盈余宣告前機構(gòu)投資者 利用自身的信息獲取和處理優(yōu)勢對相關(guān)信息做出了充分的反應(yīng)，并體現(xiàn)于股價z屮，而到 盈余宣告后，該信息對市場的影響就隨之減弱了，從而支持了我們的假說3。此外，我們還進(jìn)行了穩(wěn)健性測試。其一，我們用公司股票市值的口然對數(shù)衡量size變 量，借此

32、反映變量的不同計量方法對研究結(jié)果的影響；其二，我們將事件窗拉長為15 天，借以考察時窗長短對研究結(jié)果的影響；具三，我們川每股凈資產(chǎn)變量替代size變量進(jìn)行回歸，借以考察每股凈資產(chǎn)變量對市場反應(yīng)的影響（具體情況見表3）。總體來說, 這些變量衡量方法的改變、替換或是時窗的改變并未影響我們的實證檢驗結(jié)果。表3 2001-2004年混合樣本的多元回歸檢驗（equity變量）撲件期(-10, -1)(-5, -1 )!： ch 5 ；1, io<-5> 5)-.005*(-1.919)-.004*(-1.949)(-2.870)-.004(-1301)-.011*(-3.529；ue.269

33、*(12.075)149*(9.054).076*(3.55005嚴(yán)(2-479 >226*(8.495)ue 叫 nst'-2.540)-.044(-1.292)-.cho(-.896.)-.102*-(-2-138)-.084(-1.526；equity.018*(3.022).014*(1166 ).016*(2.832).020*(3-408)029*(4.254)f值56.126*34.535*777$：半岀6.598*32.8o8*3adj. r21)55.034.006.033注：小括號內(nèi)的數(shù)字為t檢驗值；*、*、*分別表示在1%、5%、10%的水平上統(tǒng)計顯 著（雙

34、尾檢驗）。研究結(jié)論機構(gòu)投資者是證券市場上重要的投資主體，它對于促進(jìn)證券市場的效率發(fā)揮著重要作精 品文檔用。機構(gòu)投資者憑借自身規(guī)模經(jīng)濟（economies of scale）的優(yōu)勢，在信息收集和處理 方面的便利性和高效性口益突顯。處于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟下的中國，伴隨著資本市場的不斷發(fā)展， 機構(gòu)投資者作為市場的一大參與群體同樣獲得了較人的發(fā)展。但是，在我國機構(gòu)投資者迅 猛發(fā)展的過程中，也曾因不規(guī)范暴露出一些負(fù)而的影響，人們對于機構(gòu)投資者在我國證券 市場上的作用產(chǎn)生了不同認(rèn)識，并對機構(gòu)投資者自身具有的信息優(yōu)勢產(chǎn)生了懷疑。木文從 我國機構(gòu)投資者對上市公司信息利用狀況的視角出發(fā)，以2001-2004年證券市場上機

35、構(gòu)投 資者持股的上市公司為樣本，分析了機構(gòu)投資者持股對會計盈余信息含量的影響。研究結(jié) 杲發(fā)現(xiàn)：在盈余宣告前，機構(gòu)投資者的持股比例與市場的累計超額回報正相關(guān)，而在盈余 宣告后機構(gòu)投資者持股公司的市場累計超額冋報出現(xiàn)反轉(zhuǎn)。機構(gòu)投資者持股比例越高，盈 余宣告后的市場反應(yīng)越小，說明我國機構(gòu)投資者能夠較早地準(zhǔn)確解讀會計盈余信息，其信 息優(yōu)勢日趨明顯。注釋%1 公司傾向于在特定范圍內(nèi)口愿性披露信息的原因包括：第一，基于私人信息成木 (proprietary information costs)的考慮。企業(yè)管理當(dāng)局往往認(rèn)為向特定群體(例如，分析師和機構(gòu)投資者)，而非社會大眾披需信息可以減少曲此帯來的成本問題

36、。第 二，基于建立良好關(guān)系的考慮。機構(gòu)投資者往往是資本市場的主要參與者，他們的行為會 影響持股公司的發(fā)展，為了獲取機構(gòu)投資者的信任，管理當(dāng)局冇時會向機構(gòu)投資者進(jìn)行自 愿性披露。第三，基于法律訴訟的考慮。通過小范圍非正式的信息披露(例如，電話會 議)可能會減少由此帶來的法律訴訟風(fēng)險。%1 例如，el-gazzar (1998)考察的是(-1, 0)的市場反應(yīng)，而potter (1992)考察的 是(-60, 0)的市場反應(yīng)。很明顯，(-1,0)區(qū)間基本考察盈余公布時的市場反應(yīng)，此 時由于機構(gòu)投資者對能在更早的時期己經(jīng)獲取了與公司盈余信息相關(guān)的信息，盈余公布當(dāng) 天和前一天的市場反應(yīng)很可能就會隨著機

37、構(gòu)投資者持股比例的增高而減弱。但是，(- 60, 0)區(qū)間則考察了盈余公布前較長的時窗，在這種情況下很可能存在不同反應(yīng)的綜合 效應(yīng)。具體來說是指，也許機構(gòu)投資者在盈余公布前的較早時期獲得了冇用信息，并對其 交易行為產(chǎn)工重大影響，從而對市場反應(yīng)產(chǎn)心.較大影響；而臨近盈余公布口時市場反應(yīng)減 弱。但綜介來看，由于前期的顯著正反應(yīng)沖抵了顯著負(fù)反應(yīng)，最終使得機構(gòu)投資者的持股 比例與公司股票回報的變動呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。因此，筆者認(rèn)為，關(guān)于機構(gòu)投資者與盈余公 布前后市場反應(yīng)的事件研究可能需要考察各國機構(gòu)投資者的發(fā)展?fàn)顩r，以及盈余公布前后 的不同時窗。%1 因為根拯相關(guān)文獻(xiàn)的研究結(jié)論(atiso, 198525

38、； potter, 1992； el-gazzar, 1998),公司規(guī)模較人的公司，披露的信息相對較多，這叮能會降低未預(yù)期盈余的價格效 應(yīng)。同時，根據(jù)趙宇龍(2000) 26的研究,市場對于每股凈資產(chǎn)變量(equity)也存在 定的反應(yīng)，為此，我們在后而的附加測試中將該變量引入了模型。參考文獻(xiàn)：1 wil son, r. informational economics of sealej. the bell journal of economics. 1975, 6 (1): 184-195.2 crcady, w. m. information value and investor wea

39、lth: the case of earnings announcomentsj. journal of accounting research. 1988, 26(1):1-27.3 hand, j. r. m. a test of the extended functional fixation hypothesisj. the accounting review. 1990, 65(4):740-763.精品文檔4 el-gazzar, s. m. predisclosure infonnation and institutional ownorship: a cross-section

40、al examination of market revaluations during earnings announcement periods j. the accounting review. 1998, 73(1):119-129.5 jiambalvo, j. , s. rajgopal., and m venkatachai am. insti tutional ownership and the extent to which stock prices reflect future earningsj. contemporary accounting research. 200

41、2, 19(1):117-145.6 ayers, b,and r n. freeman. evidence that analyst following and institutionsl ownership accelerate the pricing of future earningsj. review of accounting studies. 2003, 8:47-67.7 back, k. , h. cao., and g. a. wi hard. imperfect competition among informed tradersj. the jourmal of fin

42、ance. 2000, 55(5):2117-2155.8 kyle, a. s continuous auctions and insider tradingj. economietrica. 1985, 53(6):1315-1335.9 kyle, a. s. imformed speculation with imperfect competitionj. review of economic studies. 1989, 56:317-356.10 potter, g accounting earnings announcements, institutional investor

43、conortration, and common stock returnsj. journal of accounting research. 1992, 30(spring):146-155.11 hotchkiss, e. s,and d strickland. does shareholder composition matter, evidence from the market reaction to corporate earnings announcementsj. journal of finance. 2003, 63 (4):1469-1498.12 ali, a. , c. durtschi. ,