证据表明:股价没有完全反映当期盈余中有关未来盈余的信息

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1、证据表明:股价没有 完全反映当期盈余中 有关未来盈余的信息Victor L. Bernard & Jacob K. Thomas*1北京大学光华管理学院 汤睿本文的目的与总体思路n目的:证明市场不是完全有效,存在系统 偏差n思路:如果完全有效,则未预期的超额收 益(下称AR)是随机的,不能被以往盈余 信息所预测;若发现存在这种预测能力, 则目的达到Date2北京大学光华管理学院 汤睿研究的渊源n源自对“盈余公告后漂移”的一系列研究“Post-earnings-announcement Drift”指在盈余 公告发布后,价格调整(表现为AR)存在延迟已有的两大类可能解释:n研究设计有误,包括未调

2、整风险、AR度量错误、幸 存者偏差、收益计算错误等n市场非完全有效,本文即属于这一分支Date3北京大学光华管理学院 汤睿同时期与本文相关的研究nRendleman, Jones, & Latane, 1987t+1期的未预期盈余(下称UE)解释了大部分漂移但使用的是长窗口,不能排他nBernard & Thomas, 1989本应在t期实现的AR有较大一部分延迟到t+1,从而说 明市场没有根据t期盈余信息调整对t+1期盈余的估计nFreeman & Tse, 1989指出盈余的时间序列表现可能解释漂移,但未正式提 出两者间的联系Date4北京大学光华管理学院 汤睿本文结论提要n未来AR从符号

3、和程度上来说都与历史UE( 尤其是近四期)的自相关结构高度相似, 从而可以在很大程度上用历史盈余信息预 测未来的ARn其他多种解释不足以解释本文发现的现象 ,从而可以认为是市场非完全有效导致Date5北京大学光华管理学院 汤睿n假设的构建思路盈余的时间序列特点假设1假设2n实证检验对假设1的组合检验对假设2的回归检验n排除其他解释后面的内容:Date6北京大学光华管理学院 汤睿假设构建思路要找到用历 史盈余预测 未来AR的 方法考察盈 余的历 史表现盈余趋 势分解Naive Model对Naive Model 的偏移各季度盈余比 去年同期的增 量之间存在自 相关性市场价格有没 有反映出这种 自

4、相关性对未 来盈余的预测 能力呢?假设市场反映了 Naive Model的预 期,但没有反映 自相关信息,从 而可以从自相关 来预测未来ARDate7北京大学光华管理学院 汤睿盈余的时间序列特点季度盈余同比变化 的自相关性SUE的自相关性t+1到t+3与t呈递减 的正相关,t+4与t呈 负相关,这些相关 性都相对较强Date8北京大学光华管理学院 汤睿对自相关的简单说明n意义:一阶:abcdabcdn公式:说明:分母两个VAR是相同的,也就是说协方 差等于相关系数乘以方差参看T1下面的例子同一列数错 位求简单相 关系数Date9北京大学光华管理学院 汤睿假设1nH1:如果价格反映了季度盈余的带

5、趋势随机 游走预期(Naive Model),那么t期盈余公 告时的AR与t-1、t-2、t-3期去除趋势后的季 度盈余同比变化(即NM意义下的UE)呈递 减的正相关,与t-4期的去除趋势后的季度 盈余同比变化呈负相关Date10北京大学光华管理学院 汤睿假设1的由来及解释n带趋势的NM:是趋势,这个公式表示本季度预计盈余是去年同季 度盈余加上一个趋势n市场价格反映NM预期,从而AR就是对未预期盈 余的调整:为盈余反应系数,通常为正n所以,AR与前期UE的相关性这样得到:AR与本 期UE正相关,本期UE与前期UE相关(T1)Date11北京大学光华管理学院 汤睿假设1中“t-”的说明nT1中都

6、是“t+”,那么t+4同t+3好像应该是负 相关(t+4与t负相关,而t+3与t正相关), 那么以t+4为s,那么s与s-1负相关,同前面 所述矛盾?T1列出的是t和t+k的相关系数,而t+k和t+s的相 关性则不能推断s与s-1的相关性必须以t+1为s,t为s-1Date12北京大学光华管理学院 汤睿假设2n如果价格反映了季度盈余的带趋势随机游走预期 (Naive Model),而实际的盈余时间序列特征却 由Brown-Rozeff模型(下称BR)表征,则:t期 AR同t-1期的盈余同比增量(对t-1期盈余的NM预 测参差)正偏相关,与t-4期盈余突变(BR预测残 差)负偏相关(见6);此外

7、,t期AR同t-1、t-2、 t-3期盈余突变呈递减正偏相关,同t-4期盈余突变 呈负偏相关(见7)Date13北京大学光华管理学院 汤睿假设2的由来(1)n前人研究表明BR模型是反映盈余时间序列特征的最 准确的单变量模型:nBR中预期盈余:0,用于表 示lag1到lag3 的正自相关Date14北京大学光华管理学院 汤睿假设2的由来(2)n市场UE分解为两部分:对BR的UE,NM与BR预期 盈余之间的差异,从而AR对UE的反应分解为:n把(3)(4)带入:n差分化简:所有t-5以前的盈余影响Date15北京大学光华管理学院 汤睿假设构建小结n假定市场反映了NM,而盈余却不是NM而是有自 相关

8、的时间序列特征,进而导出假设1和2n假设1和2实际上说的是一回事,即用历史的UE能 预测未来的ARn假设1和2的区别在于1表示的是未来AR与前四期 UE之间各自的简单相关性,假设2表示未来AR与 前四期UE联合的相关性;此外假设2需要假设盈 余的时间序列特征Date16北京大学光华管理学院 汤睿n假设的构建思路盈余的时间序列特点假设1假设2n实证检验对假设1的组合检验对假设2的回归检验n排除其他解释后面的内容:Date17北京大学光华管理学院 汤睿样本的选择n来自1987年版CRSP日交易记录和1982-1987年 Compustat季报记录nUE样本期间1974-1986年,共2,649家公

9、司的 96,087次公告nAR样本最多85,753个,随AR计算期不同而不同nAR定义为总回报减去相同规模组中的平均回报n不同的检验用到的样本数不同,受可收集性因素 影响Date18北京大学光华管理学院 汤睿对假设1的检验组合比较n组合构造:按t期SUE(标准化的NM UE) 排序后分为十组,重点考察SUE最高和最 低组n考察什么?各组在t+k期的三日(公告前两 日和公告日)AR组内平均值n结果见T2Date19北京大学光华管理学院 汤睿假设1检验结果:符号上SUE0SUE0结论:AR的符号和T1中UE的自相关结构相同,说明市场 价格按NM来预期,没有反映t期盈余信息中包含的所有后 期盈余信息

10、,从而才出现和后期NM UE相同结构的ARDate20北京大学光华管理学院 汤睿假设1检验结果:程度上结论:AR和T1中UE的自相关结构从程度上看也相同,所 谓程度是用t+1+k期的数值除以t+1期的数值,进一步说明 前面的结论the long-good-short-bad portfolio, atDate21北京大学光华管理学院 汤睿假设1检验结果:并非头尾现象t期SUE分组组号同后四期(除第三期)的AR高度相关,说明 不仅是SUE最高和最低的两组才有前面的所述的现象,而是 所有组都有Date22北京大学光华管理学院 汤睿假设1检验结果:进一步讨论n价格调整(AR)虽有延迟,但却在后期公

11、告日附近迅速反应(T2PB)n前述AR与SUE自相关机构相同的现象在不 同公司规模组合都存在,但小公司更明显 (T4、F1),说明小公司的信息更没有被 完全反映在市场价格中n按t所取的季度(四季中的哪一季)分组, 检验了结论的强健性Date23北京大学光华管理学院 汤睿假设1检验小结n经检验假设1成立n数据表明,t+1到t+4期的AR无论从符号上 还是从程度上都呈现出从t期及以前的盈余 信息中得到的UE的自相关结构高度相似, 可以认为AR可以通过前期的盈余信息预测Date24北京大学光华管理学院 汤睿对假设2的检验回归分析n回归方程从公式6、7直接得到:n由于数据限制,不能对全样本估计出BR模

12、型,两 种调整:用子样本(36%)估计BR,并用该子样进行检验用Foster模型代替BR得到(研究表明两种相关系数 达0.86),用全样本检验两种方法结果相差不大,只报告第二种Date25北京大学光华管理学院 汤睿假设2检验:变量说明n自变量:Qt-1Qt-5是NM的UE,是Foster模型的UE对两者用估计历史趋势时的标准差标准化,成为SUESUE再排序,分为十组,组号减1后除以9得到01间的 数值作为自变量(分组为了排除异常值影响,变到0 1间是为了方便解释回归系数)n因变量:三日AR从t-1期公告日到t期公告日的累计ARDate26北京大学光华管理学院 汤睿假设2检验结果结论:系数符号同

13、假设2的预计,但R2很小;用较长的AR 得出结果符号相同,程度大、R2大(T5PA,下半部)Date27北京大学光华管理学院 汤睿回归系数的经济意义(1)n按照前面自变量和因变量的构造,回归系 数b可以看作某一特定组合的ARb=(XX)-1XR,其中b是系数向量,R是因变量样 本数据向量,X为自变量样本数据矩阵R是一系列AR,代表一系列的证券(组合), 从而bk代表由上述系列证券以(XX)-1X的第k列 元素为权重组成的新组合的ARDate28北京大学光华管理学院 汤睿回归系数的经济意义(2)n由于是含截矩回归, (XX)-1X从第2行到第k行的 各行行元素和为0,从而,bk代表了一个零投入组

14、 合的ARn进一步,bk表示在xk上数值为1,在其他x上数值 为0的零投入组合的AR;bkbs表示xk上数值为1 , xs上数值为-1,其余x上数值为0的零投入组合 的ARn样本中x的取值都在01,但通过买空卖空组合和 跨期间组合能得到AR为b1b4(式8中)和AR为 b1 b2 b3 b4(式9中)零投入组合Date29北京大学光华管理学院 汤睿回归系数的经济意义(3)n前面所述的组合是根据t期以前的盈余信息构造的 ,但能在t期的三日内分别获得2.14%(式8)和 2.59%(式9)的AR(T5PA,右手列)n而根据当期UE构造的组合能在当期的三日内得到 4.18%(Foster UE)和4

15、.43%(NM UE)的AR (T5PB,右手列 )n从而,从前期盈余能推测的当期AR大约占当期股 价对当期UE调整的一半Date30北京大学光华管理学院 汤睿假设2检验小结n回归系数符号如假设2预计,系数通过t检验 ,R2很小;可以认为假设2成立n回归系数所反映的AR与前期UE的相关关系 与假设1相同n当期AR中有约一半能被前期盈余信息所预 计,从程度上说市场存在严重的系统偏差Date31北京大学光华管理学院 汤睿n假设的构建思路盈余的时间序列特点假设1假设2n实证检验对假设1的组合检验对假设2的回归检验n排除其他解释后面的内容:Date32北京大学光华管理学院 汤睿除市场失效外的可能解释n

16、理性投资者等待确认n盈余自相关结构事前不可查n交易成本解释n研究设计缺陷没有调整风险股票买卖价不同数据库中的偏差n获取一半AR的交易策略是不可行的Date33北京大学光华管理学院 汤睿理性投资者等待确认n等待以确认前期的盈余变化不是暂时性的n反驳这一说法与t+1到t+3的正号符合,但不能解释t+4的负 号完全市场上这种需等待的不确定性也应该被立即反应 掉,从而不应该出现可预测的AR由这种不确定性带来的风险补偿应该都是正的,从而 不论好消息公司还是坏消息公司都应该有正的漂移, 但事实不是Date34北京大学光华管理学院 汤睿盈余自相关结构事前不可查n由于事前不能知道盈余自相关性,所以市 场不能对它做出反应n反驳Foster在19461974样本中也发现了同结构的 盈余自相关,也就是说自相关结构有一贯性, 完全市场应该

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