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北京大学光华管理学院 汤睿 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 本文的目的与总体思路 目的：证明市场不是完全有效，存在系统偏差 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 研究的渊源 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： 研究设计有误，包括未调整风险、AR度量错误、幸存者偏差、收益计算错误等 市场非完全有效，本文即属于这一分支 同时期与本文相关的研究 Rendleman, Jones, Latane, 1987 t+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 Bernard 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 Freeman 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 本文结论提要 未来AR从符号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AR 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 后面的内容： 假设的构建 思路 盈余的时间序列特点 假设1 假设2 实证检验 对假设1的组合检验 对假设2的回归检验 排除其他解释 假设构建思路 盈余的时间序列特点 对自相关的简单说明 意义： 一阶：…..abcd….. ……abcd… 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 假设1 H1:如果价格反映了季度盈余的带趋势随机游走预期（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 假设1的由来及解释 带趋势的NM： δ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 市场价格反映NM预期，从而AR就是对未预期盈余的调整： λ为盈余反应系数，通常为正 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） 假设1中“t-”的说明 T1中都是“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-1 假设2 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，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） 假设2的由来（1） 假设2的由来（2） 假设构建小结 假定市场反映了NM，而盈余却不是NM而是有自相关的时间序列特征，进而导出假设1和2 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AR 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 后面的内容： 假设的构建 思路 盈余的时间序列特点 假设1 假设2 实证检验 对假设1的组合检验 对假设2的回归检验 排除其他解释 样本的选择 来自1987年版CRSP日交易记录和1982-1987年Compustat季报记录 UE样本期间1974-1986年，共2,649家公司的96,087次公告 AR样本最多85,753个，随AR计算期不同而不同 AR定义为总回报减去相同规模组中的平均回报 不同的检验用到的样本数不同，受可收集性因素影响 对假设1的检验——组合比较 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 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 结果见T2 假设1检验结果：符号上 假设1检验结果：程度上 假设1检验结果：并非头尾现象 假设1检验结果：进一步讨论 价格调整（AR）虽有延迟，但却在后期公告日附近迅速反