陳國輝，劉 斌

（東北財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，遼寧 大連 116025）＊

一、引言

場外市場（Over The Counter Market），簡稱OTC市場，又稱柜臺市場，是全球歷史最悠久的證券交易場所。作為現(xiàn)代資本市場體系的重要組成部分，場外市場為所在國經(jīng)濟活動，特別是處于成長期的企業(yè)和中小企業(yè)籌集大量初始資本；同時，它也為風(fēng)險投資提供介入和退出通道，并通過風(fēng)險投資活動帶動高科技企業(yè)的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

（一）場外市場現(xiàn)狀和研究范圍

我國的場外市場范圍比較廣泛，包含深圳證券交易所代辦股份轉(zhuǎn)讓系統(tǒng)內(nèi)的新三板企業(yè)、老三板企業(yè)、B股退市轉(zhuǎn)入企業(yè)，還包含天津濱海新區(qū)、武漢高科技園區(qū)等84個國家級高新科技園區(qū)中的非上市公司。

然而，目前場外市場的研究范圍卻僅能傾向于新三板。這是因為：（1）場外市場的主體是各地以高新園區(qū)形式創(chuàng)立的高新技術(shù)企業(yè)，深交所新三板企業(yè)正是場外主體市場的典型代表。（2）老三板和B股退市轉(zhuǎn)入的企業(yè)均為退市公司，財務(wù)狀況差；據(jù)統(tǒng)計，2009～2010年上述兩類企業(yè)財務(wù)報表報出情況，發(fā)現(xiàn)報表報出率在50%～70%之間，已不完整。（3）各地獨自創(chuàng)立的場外市場大都沒有公開數(shù)據(jù)，或數(shù)據(jù)難以取得。以天津股權(quán)交易所為例，該交易所是為天津濱海新區(qū)和全國非上市非公眾股權(quán)提供的交易平臺。然而，其股權(quán)交易頻度較低、規(guī)模較小，股價數(shù)據(jù)也較難取得。

因此，本文將場外市場的研究范圍定位于新三板，即中關(guān)村科技園區(qū)非上市股份有限公司。

（二）文獻回顧與理論分析

Ball、Brown（1968），Beaver（1968）首次應(yīng)用實證方法將會計盈余同股票收益聯(lián)系起來，發(fā)現(xiàn)會計盈余信息的信息含量以及其對投資者決策的有用性［1，2］。在國外場外市場研究中，Grant（1980）運用了Ball、Brown（1968）近似的研究思路，發(fā)現(xiàn)場外市場企業(yè)披露的年度盈余信息比紐交所（NYSE）企業(yè)披露的年度盈余公告含有更多信息含量［3］。并同時認(rèn)為，投資者對場外市場股票盈余信息的反應(yīng)更強烈，究其原因可能是投資者對于場外市場的信息獲取渠道更集中于盈余公告和年度報告中的公司信息。

在國內(nèi)的研究中，趙宇龍（1998）的文章正是Ball、Brown研究思路的延續(xù)，檢驗中發(fā)現(xiàn)上海證券交易市場未預(yù)期會計盈余的符號與股票非正常報酬率的符號之間存在統(tǒng)計意義的顯著相關(guān)，這一發(fā)現(xiàn)支持會計盈余數(shù)據(jù)的披露具有信息含量；另外，研究檢驗結(jié)果不支持上海證券市場具有半強勢效率的假設(shè)［4］。隨后，陳浪南、姚正春（2000）在控制其余變量的基礎(chǔ)上對股利政策的市場反應(yīng)進行了實證研究［5］；孔小文、于笑坤（2003）通過配對分組的方式，從股利宣告的市場反應(yīng)及股利信息內(nèi)涵兩個方面分析上市公司股利政策信號傳遞效應(yīng)［6］。國內(nèi)的該類場外市場研究較少，在僅有的研究中，崔志娟（2010）研究了場外市場效率，通過同美國場外市場以及國內(nèi)主板市場的比對，認(rèn)為國外成熟場外市場是弱勢有效市場，我國深市的代辦股權(quán)轉(zhuǎn)讓系統(tǒng)和天津股權(quán)交易所柜臺市場還談不上是有效市場［7］。

Ball、Brown（1968）和趙宇龍（1998）的研究有著共同的市場背景，即紐交所和上交所各自市場的發(fā)展和變革時期。我國的場外市場恰巧同樣處于這樣的一個歷史時期。新三板市場設(shè)立于2006年1月，截至2009年7月共有掛牌公司50余家，形成統(tǒng)計意義上的規(guī)模。相似的研究背景對于研究方法的選用有極大借鑒意義。

以下擬利用場外市場財務(wù)報表及股價變動的公開數(shù)據(jù)，對該類特定市場的基本特征進行判斷；并計算累計超額收益率CAR。

二、研究設(shè)計

（一）研究樣本和研究區(qū)間

本文的研究范圍定位于新三板企業(yè)。截止2009年7月1日新三板市場共56家，樣本代碼430002～430056。按照表1的列示，剔除ST公司1家和已轉(zhuǎn)板上市公司5家，樣本總計50家。雖然剔除的5家公司是陸續(xù)轉(zhuǎn)板上市的，但完全剔除的原因是無法保證數(shù)據(jù)的持續(xù)性和可比性。

關(guān)于樣本選取的時長，誠然越長的時間序列越能夠客觀的描述市場狀態(tài)。但截至2009年中期，該類市場企業(yè)的規(guī)模才達到50家以上，能夠具備一定研究規(guī)模，這就限定了研究區(qū)間起點。本文的研究需要用到股價變動的數(shù)據(jù)，然而2010年年報最后報出日為4月30日。因此，股價P的數(shù)據(jù)選取需要截至2011年中期，這也限定了研究區(qū)間的終點。于是，本文的研究區(qū)間限定為2009～2010年。選擇了這兩年的中報和年報時點，共4期，以增加研究的頻度。

（二）窗口期確定

1.窗口判定時限選取。趙宇龍（1998）采用的窗口期為［－8，＋8］周（［－8，＋8］周表示報表報出日前后各8周的時間區(qū)間，下同），這與當(dāng)時的歷史背景有關(guān)。隨著信息時代的來臨，投資者通過網(wǎng)絡(luò)和其他渠道獲取各種信息的能力越來越強，反映在投資決策中即交易反應(yīng)時間越來越短。目前的會計學(xué)者通常采用［－5，＋5］日或［－10，＋10］日研究主板市場，這樣也能夠規(guī)避長窗口的信息噪音。新三板公司采用配對成交，現(xiàn)在設(shè)置30%幅度，超過此幅度要公開買賣雙方信息；且資金結(jié)算一般是凍結(jié)狀態(tài)，使用時要預(yù)約。由于交易的復(fù)雜性，市場中股價變動暨收益率變動時限要相對主板市場長，因此，事件窗口的窗口期可能更寬。

選用的窗口判斷時限為［－4，＋4］周，假設(shè)在該區(qū)間內(nèi)能包含會計盈余披露的全部信息，這樣做也是考慮到避免其他交易信息帶來的信息噪音。因此每支股票的收益率Rit取值為周收益率，具體變量見表1。

2.正常報酬率E（R）的確定。新三板市場處于起步階段，部分樣本自上市日至取值日不足半年，缺乏歷史數(shù)據(jù)；而且，交易的復(fù)雜性導(dǎo)致交易數(shù)量和頻度相對較低。因此，E（R）的計算采用市場調(diào)整法更為合理。市場調(diào)整法特別適合于以下幾種類型：（1）剛上市缺乏歷史數(shù)據(jù)；（2）長期停牌；（3）大盤狂跌；（4）因吸收合并等因素導(dǎo)致歷史記錄不再適用。新三板市場特征符合上述類型的大部分特征。因此，正常報酬率E（R）取值為市場周收益率Rmt。

表1 變量及計算方法表

3.非正常報酬率AR和平均非正常報酬率AAR的計算。個股周非正常報酬率ARit的數(shù)值為個股周收益率與正常報酬率的差額；全部樣本的周平均非正常報酬率AARt的取值為50家樣本的均值。計算和觀察AARt的波動情況，就能夠直觀看到市場平均非正常報酬率的峰值和谷底，能夠觀察到會計盈余信息披露日前后超額收益變化，并由此判斷該盈余信息對超額收益的歷史影響，用于確定窗口期。

4.窗口期的判斷。根據(jù)上述方法計算的AAR圖示，如圖1和圖2所示，超額收益率的顯著變化多發(fā)生在報表日前后的［－2.TIF，＋2］周內(nèi)，坐標(biāo)橫軸刻度［－2W.TIF，＋2W］。之所以將第四期（即2010年年報）獨立表示，是因為該期超額收益率顯著高于前三期，若放置于同一坐標(biāo)軸，則會淡化前三期的影響。

因此，CAR窗口期選擇為報表日前后的［－2.TIF，＋2］周。

（三）平均累計超額收益率CAAR的比對設(shè)計

1.累計超額收益率CAR和其均值CAAR的計算。CARit表示單個企業(yè)在t期的累計超額收益率，從（－2）周開始累積［（－2）周表示報表報出日前兩周，其在圖示中的刻度為（－2）W，代表同一含義，下同］，w代表了累積的終點周，其最大值為報表日后兩周，即（＋2）周。CAARQt表示Q個企業(yè)累計超額收益率的均值。

圖1 前三期AAR變化圖

圖2 第四期AAR變化圖

2.CARit分組設(shè)計。根據(jù)盈余信息披露將CARit分為兩組：第一組為好消息組，取其組內(nèi)企業(yè)家數(shù)的平均值標(biāo)記為CAAR＋t。所謂好消息，是指盈余披露為正值，即盈利。第二組為壞消息組，標(biāo)記為CAAR－t。所謂壞消息，是指盈余披露為負(fù)值，或盈余為零（保留到小數(shù)點后兩位）。

如果將t期披露好消息的企業(yè)數(shù)量定義為Q個，則壞消息的企業(yè)數(shù)量為50－Q個。計算公式如下：

（四）好、壞消息披露同非正常報酬率AR定性評價的回歸設(shè)計

根據(jù)比對設(shè)計的分組原則，稀釋每股收益EPS作為盈余披露，其正、負(fù)值代表投資者收到好消息與壞消息的不同組別。這里將好消息賦值為1，則壞消息賦值為0。同樣，將個股非正常報酬率ARit進行定性評價，那么，第w周的評價指標(biāo)用AR（Q）wit表示，其含義為：如果非正常報酬率AR為正值，則認(rèn)為投資者獲得了超額收益，可將其賦值為1；如果非正常報酬率AR為零或負(fù)值，則認(rèn)為投資者沒有獲得超額收益，可將其賦值為0。

會計信息傳遞會引發(fā)市場反應(yīng)，股利信號模型顯示：會計信息不對稱，會使得會計盈余（股利）作為一種信號傳遞，引發(fā)市場連鎖反應(yīng)，最終對整體投資者決策帶來影響［8］。因此，可以推理：EPS好消息信號會帶來AR正向波動；EPS壞消息信號會帶來AR負(fù)向波動。也就是說，投資者獲得好消息意味著更可能獲得正的非正常報酬率，即形成超額收益；反之，投資者獲得壞消息可能意味著負(fù)的非正常報酬率，形成超額虧損。于是，分析可以得出：好、壞消息披露類別虛擬變同個股非正常報酬率存在正相關(guān)關(guān)系。另外，場外市場交易頻度低的特性還需要引入適合的控制變量以利于觀測二者關(guān)系。運用逐步回歸法確定窗口期內(nèi)某周的交易量VOLwit能夠起到良好的控制作用。綜上提出以下假設(shè)：

H1：投資者在第w周的非正常報酬率AR（Q）wit同消息類別虛擬變量GB（EPS）正相關(guān)。

三、數(shù)據(jù)檢驗

首先，將50家樣本企業(yè)，累計共四期（分別為2009中報、2009年報、2010中報和2010年報）的200個觀測值作為混合樣本，對樣本進行測評。其后，將以上四期觀測值依期分開測評。數(shù)據(jù)來自萬德Wind數(shù)據(jù)庫。

（一）混合樣本檢驗

1.分組觀測與描述性統(tǒng)計。以EPS披露情況為基礎(chǔ)，依照研究設(shè)計對200個CARit樣本進行分組，得出好、壞消息不同投資組合CAAR曲線走勢圖（圖3）。

圖3 混合樣本不同投資組合的CAAR走勢圖

由圖3可以看出：在（－2）周，好、壞兩個投資組合的超額收益率是相近的，僅相差5%；但在（－1）周，兩個投資組合的累計超額收益率的差額是30%，并在以后的三周大致保持這樣的差額走勢?？梢姡顿Y者不能提前數(shù)周開始預(yù)測盈余表現(xiàn)，只是在報表公布日前一周通過某些渠道獲知報告內(nèi)容。這一表現(xiàn)與Grant（1980）發(fā)現(xiàn)的場外市場的信息獲取渠道更集中于盈余公告和年度報告中的公司信息相符。值得說明的是，好壞兩個投資組合的超額收益率最大差異表現(xiàn)在報表報出日當(dāng)周（0）W，其均值差額達到31.43%，如表2所示。

由于投資組合分組的基礎(chǔ)是會計盈余信息EPS的披露，這說明市場能夠區(qū)分盈利或虧損、好與壞兩種不同性質(zhì)的盈余數(shù)據(jù)，這同時說明會計盈余數(shù)據(jù)的披露對場外市場投資者傳遞了與投資決策有用的信息。雖然在（－1）周開始，無論投資哪個組合的企業(yè)，平均來看都是相對于市場收益盈利的。但是投資者在［－1.TIF，＋2］周變現(xiàn)，好消息組合的累計超額收益相比投資壞消息組合，又可獲得將近30%的額外收益。

2.模型回歸分析。根據(jù)混合樣本CAAR走勢圖和描述性統(tǒng)計結(jié)果，（－1）周是非正常報酬率ARit明顯變化和區(qū)分的時間點。依據(jù)假設(shè)1和模型設(shè)計，運用Logit模型回歸方法，對（－1）周和附近兩周，即分別為（－2）周、（－1）周和（0）周的非正常報酬率AR（Q）－2、AR（Q）－1、AR（Q）0同 GB（EPS）的相關(guān)關(guān)系進行了檢驗。檢驗中使用的模型組合為：

表2 混合樣本描述統(tǒng)計量表

運用Eviews軟件對模型（2）回歸得到表3中所示的如下結(jié)果：（1）GB（EPS）同（－2）周的AR（Q）－2之間相關(guān)性不顯著；GB（EPS）同（－1）周的AR（Q）－1之間存在Z值為0.1水平上顯著的正相關(guān)關(guān)系；GB（EPS）同報出日當(dāng)周 （0）W 的AR（Q）0之間存在Z值為0.05水平上顯著的正相關(guān)關(guān)系。這說明好、壞消息的披露在（－1）周達到顯著時點；并且，信息披露對非正常報酬率影響在（0）周更大。（2）VOL－2、VOL－1、VOL0作為控制變量，其Z值均在0.01水平上顯著，能夠起到良好的控制作用。（3）模型組合中各分項模型的Log likelihood在－110～－126之間；Mc－Fadden R－squared在0.08～0.13之間；模型LR statistic（2df）的P值和常數(shù)項C的Z值均在0.01水平上顯著，說明模型可信。因此，假設(shè)成立，即是由于盈余信息EPS的披露形成了好消息與壞消息，引起非正常報酬率ARit的波動，最終導(dǎo)致不同分組的CAAR走勢產(chǎn)生明顯差異。時間點起始于（－1）周，可能是因為投資者在報出日前一周預(yù)知和獲悉了企業(yè)的盈余狀況。

（二）分期檢驗

為了觀察場外市場投資者在不同時期對會計盈余數(shù)據(jù)的使用和辨別情況，將50家樣本企業(yè)的4期樣本分開。通過檢驗和觀察發(fā)現(xiàn)，2009中報、2009年報的盈余信息披露，沒有對不同投資組合的累計超額收益率產(chǎn)生質(zhì)的區(qū)分（如圖5）或者提供了相反的影響（如圖4）。2009年年報EPS盈余信息的披露，雖然在（－1）周將壞消息組合的累計超額收益率輕微降低，但壞消息組合還是高于好消息組合的收益。這說明該時期場外市場處于無效狀態(tài)，會計盈余數(shù)據(jù)還沒有得到多數(shù)投資者的重視。

表3 模型（2）回歸結(jié)果表

圖4 2009中報報表日CAAR走勢圖

2010中報、2010年報的盈余信息披露，對不同投資組合的累計超額收益率產(chǎn)生了有效區(qū)分。由圖6可以看出：2010中報（－2）周，好、壞兩個投資組合的超額收益率均接近0%，并在隨后一周保持接近。但在（0）周，兩個組合的CAAR明顯區(qū)分。好消息組合快速上揚，并保持在7%；壞消息組合的收益一路下跌。圖7同樣驗證了這樣的事實，只是有效區(qū)分的時間點變?yōu)椋ǎ?）周，下跌之后在窗口期后期有震蕩調(diào)整。

圖5 2009年報報表日CAAR走勢圖

圖6 2010中報報表日CAAR走勢圖

圖7 2010年報報表日CAAR走勢圖

四、結(jié) 論

我國的場外市場范圍比較廣泛，但由于公開數(shù)據(jù)的查找限制，目前場外市場的研究范圍卻僅能傾向于新三板。新三板能夠很好的代表場外市場的主體，即各地以高新園區(qū)形式創(chuàng)立的高新技術(shù)企業(yè)。

在窗口期的判定中，考慮到配對成交和資金預(yù)約的特殊性，筆者認(rèn)為場外市場中CAR的窗口期可能長于主板市場，于是采用了以周為單位的數(shù)據(jù)。根據(jù)全部樣本周平均非正常報酬率AAR的分布，筆者判定了場外市場的CAR窗口期一般為報表日前后的［－2.TIF，＋2］周。

通過混合樣本檢驗顯示：市場能夠區(qū)分盈利或虧損、好與壞兩種不同性質(zhì)的EPS盈余數(shù)據(jù)，說明場外市場盈余信息披露對投資者超額收益有顯著影響。這同時表明會計盈余數(shù)據(jù)的披露對場外市場投資者傳遞了與投資決策有用的信息。

在分年度檢驗中，2009年披露的盈余信息還不具備有效的信息含量。雖然2009年報盈余信息的披露對部分投資者產(chǎn)生了正面影響，縮小了好、壞消息兩個投資組合CAAR的差額，但并未帶來質(zhì)的效用。這可能與新三板市場剛剛形成規(guī)模有關(guān)，亦可能與金融危機沖擊有關(guān)。2010年通過中報和年報披露的盈余信息具有信息含量，可能預(yù)示著場外市場的完善和成熟。

由于場外市場的有效性不穩(wěn)定，樣本檢驗結(jié)果沒有找到場外市場具有半強勢有效的證據(jù)，但可以根據(jù)現(xiàn)有的混合數(shù)據(jù)和愈來愈好的市場趨勢，特別是2010年數(shù)據(jù)檢驗結(jié)果對投資者帶來的幫助，推斷該市場處于弱勢有效狀態(tài)。

［1］Ray Ball，Philip Brown.An empirical evaluation of accounting income numbers［J］.Journal of Accounting Research，1968，（6）：159－178.

［2］William H.Beaver.The information content of annual earnings announcements［J］.Journal of Accounting Research，1968，（2）：67－92.

［3］Edward B.Grant.Market implications of differential amounts of interim information［J］.Journal of Accounting Research，1980，（18）：255－268.

［4］趙宇龍.會計盈余披露的信息含量——來自上海股市的經(jīng)驗數(shù)據(jù)［J］.經(jīng)濟研究，1998，（7）：42－50.

［5］陳浪南，姚正春.我國股利政策信號傳遞作用的實證研究［J］.金融研究，2000，（10）：69－76.

［6］孔小文，于笑坤.上市公司股利政策信號傳遞效應(yīng)的實證分析［J］.管理世界，2003，（6）：114－118.

［7］崔志娟.柜臺市場效率與會計信息配置模式的優(yōu)化［J］.會計研究，2010，（8）：23－27.

［8］Sudipto Bhattacharya.Imperfect information，dividend policy，and“the bird in the hand”fallacy［J］.The Bell Journal of Economics，1979，（10）：259－270.