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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
