市場類型與盈余公告后的價格漂移現象：基于A、B股的比較

張 雯，張 勝，陳思語

(1.北京信息科技大學經濟管理學院，北京 100192；2.中南財經政法大學會計學院，湖北 武漢 430073；3.國家外匯業務中心，北京 100032)

一、引 言

盈余公告后價格漂移現象(簡寫為PEAD)是一種非常典型的市場價格異象，它與著名的有效市場理論相悖，引起了學術界的廣泛關注?，F有文獻普遍發現，PEAD在各個國家的資本市場中都存在，是一個非常普遍的現象(Ball and Brown，1968；Firth，1981；毛新述等，2013)[1][2][3]。一種觀點認為，PEAD的出現只是因為研究過程中超常收益計算的系統性偏誤(Foster，Olsen and Shevlin，1984)[4]。另一種觀點則認為，投資者對信息的吸收和反應存在滯后性(Bernard and Thomas，1989 )[5]，投資者成熟度是PEAD的重要影響因素(Bhushan，1994；Bartov等，2000)[6][7]。然而，現有的PEAD研究通常只關注單一市場，對不同市場間PEAD特征的差異少有涉及，特別是國內的PEAD研究忽略了我國特殊的證券市場結構。

事實上，我國證券市場A(內資股)、B股(外資股)的市場分割體制在世界范圍內都較為獨特。這一獨特的制度背景為我們研究市場類型對PEAD的影響提供了很好的機會。A股的投資者主要是國內投資者，而B股的投資者主要是國外投資者。這兩類投資者在成熟度方面存在重大差異，國外投資者更加成熟，更有經驗，因此預計B股市場的PEAD要弱一些。本文利用2010年至2015年間A、B股上市公司在年報公告后90個交易日窗口期的數據，分別對兩個市場的PEAD現象進行了檢驗。研究結果表明，市場類型對于PEAD程度有顯著影響，A股PEAD程度顯著大于B股。進一步的研究結果表明，A股市場的信息噪音、投機動機和投資需求均顯著大于B股市場，這是導致這兩個市場的PEAD存在顯著差異的重要原因。

本文可能的研究貢獻在于：(1)大量研究已經證明A股市場存在PEAD現象，但鮮有研究對B股市場PEAD的存在性以及兩個市場間PEAD的差異進行研究。本文市場間的比較對研究市場效率和PEAD形成原因具有重要的意義，不僅是對中國證券市場的PEAD在存在性和解釋性兩方面研究的補充，也為分割市場的研究提供了PEAD這一新的視角。(2)本文聚焦于我國特殊的資本市場結構并特別梳理了B股市場發展狀況，運用實證方法解釋了其價格形成機制問題、揭示了其市場效率現狀。本文研究結論可以引發關于我國分割市場制度功能實現現狀的思考，并為如何管理A股市場，如何規劃B股市場提供政策性建議。

二、理論分析與研究假設

(一)PEAD的存在性

自Ball和Brown(1968)[1]的研究第一次發現PEAD現象后，眾多學者運用實證研究的方式，證實了PEAD在世界各國不同股票市場中存在。國內外較多文獻也已證明PEAD異象在我國A股市場上存在(程慶偉，2002；吳世農，吳超鵬2003)[8][9]。然而，尚未有針對B股市場進行的PEAD研究。那么，我國B股市場股票是否也會表現出類似的價格漂移？如果存在，與A股的PEAD現象有何聯系或差異？如果差異存在，是什么導致了這種差異？現有研究并沒有對這三個問題給出解答。介于此，本文將參考國外PEAD研究規范的實證研究方法對B股市場PEAD現象進行存在性檢驗，并將研究重心放在對第二、三個問題的解答。

我國B股市場雖然發展過程中流動性、規模等都遠不如A股市場，但是作為我國資本市場的一部分，受證監會統一管理、相似法律環境的約束，其投融資環境和制度背景有一定的同質性。而且，并沒有證據表明B股投資者可以比A股投資者更快吸收市場信息，因此我們可以預測其價格在新的信息披露后的調整同樣會產生反應不足的現象。若年報披露未被預期到的正盈余，市場會逐漸吸收該信息，股票價格會逐步上升；相反，若年報披露未被預期到的負盈余，市場給出消極的市場反應，股票價格會逐步下降。

根據上述分析，本文提出如下待檢驗假設：

H1：盈余公告后價格漂移現象(PEAD)在A、B股市場都存在。

(二)PEAD的差異

1.A、B股的市場特征。盡管中國兩個市場有一定的相似之處，兩者發展狀況差異較大，這些不同特征可能導致兩個市場PEAD程度不同。

首先，兩個市場的投資者類型不同。2001年前，B股投資者全部為境外的自然人和機構投資者。2001年2月19日，中國證監會宣布允許境內居民以合法持有的外匯開立B股賬戶交易。這一政策的的實施顯著改變了B股市場投資者結構，B股投資者中境內投資者賬戶占比超過90%，主要為持有外匯的散戶投資者。A股市場投資者包括境內機構投資者、中小投資者，開創滬港通模式后引進了一部分香港投資者。如文獻研究部分所述，大量研究發現PEAD受機構投資者占比、投資者獲取信息的能力等投資者特征的影響(Bhushan，1994；Bartov、Radharkrishman和Krinsky，2000)[6][7]。

其次，兩市場的活躍程度和信息密度不同。截至2015年末，A股上市公司共2904家，而B股上市公司僅101家。由圖1年交易金額及總市值可以看出，2000年后A股蓬勃發展，而B股停滯不前，活躍度相較A股如一潭死水。與市場的活躍程度相匹配的是信息密度的差異，活躍的A股投資者充分關注上市公司信息，并且通過除公開報告外的多種渠道獲得私人信息。

圖1 1990年至今A、B股市場年交易總金額與市場總市值

再次，B股以美元或港幣交易結算，可替代的投資渠道較多，例如H股市場和其他境外市場。而A股是人民幣股權投資為數不多的投資手段。因此，投資者投資預期可能有顯著差異，有替代投資渠道的投資者預期收益較別無選擇的投資者更高。這也將影響A、B分割市場的PEAD現象存在差異。

需要補充的是，我國現階段對資本控制和投資平臺的管控仍較為嚴格，外匯管制也尚未開放，導致兩個市場間資金無法自由流通，缺少套利機會。這將使得市場間PEAD的差異持續存在。

2.市場類型對PEAD的影響。在我國特殊的資本市場結構下，A+B雙重上市公司為兩個市場PEAD差異的研究提供了得天獨厚的“試驗場”。A+B雙重上市公司處于兩個分割市場，因此其流通股具有雙重價格，其價格形成是分割的。由于投資者類型、風險偏好以及信息獲取量等因素不同，兩個市場的價格存在明顯差異，該現象被稱為“同股不同權”現象。和世界上其他分割市場的外資股溢價現象相反，我國A+B雙重上市公司B股股價相對A股折價(Andy and Chuck，1998)[10]。另一方面，由于B股市場定位的模糊，其功能逐漸被H股等其他市場所替代，近年來B股交易愈發慘淡，這導致兩市場的信息反應效率存在差異?？梢酝茰y，在A、B兩個市場上PEAD的特征也有所不同。

根據對兩市場差異的分析，A、B股市場在投資者類型、信息密度和需求導致的投資者預期有顯著不同，這必將導致價格對信息的反應效率不同。一般來說，PEAD幅度與投資者類型和信息不確定性有很大關系(于李勝、王艷艷，2006；于李勝，2006)[11][12]。我國投投資者獲取和處理信息的能力差異很大，對信息(包括噪音)的獲取和處理將影響投資決策從而影響價格漂移程度。此外，信息不確定性也將影響PEAD程度，這是由于投資者出于保守心理，面對較大的信息不確定性時保守性偏差越大漂移明顯；另一個因素是信息不對稱性以及市場風險會影響投資者預期，這將導致無論盈余公告后未預期盈余為正還是為負，信息質量差的股票將比信息質量好的股票有更多的超常收益。

根據上述分析，本文提出如下待檢驗假設：

H2：在盈余公告后，A、B股PEAD幅度存在顯著差異。

3.市場類型代理變量對PEAD的影響。現有對PEAD的解釋性研究集中于信息不確定性、投資者類型對PEAD的影響。本文研究對象為具有中國特色的A、B股分割市場，因此本文將進一步討論分割市場間差異，并探討這些差異是否可以解釋市場間PEAD差異。參考上述討論及現有對分割市場價格形成機制的研究，A、B股市場間差異可以總結為如下三個方面：

第一是信息噪音差異。根據定期報告披露制度，A、B兩個市場都遵循中國企業會計準則編制和報告財務報告，對于境外主要發行市場允許按照國際會計準則或者當地會計準則調整財務報告，并將差異在報告中披露。隨著中國企業會計準則的國際趨同，中國與國際會計準則的實質性差異進一步縮小。根據手工查找，大部分A+B雙重上市公司披露的境內外會計準則差異為“無”，少數差異的主要為商譽，因此可以認為雙重上市公司對兩市場披露的會計盈余信息質量基本一致。除了公開報告外，投資者還可能通過社會活動、社交平臺等方式獲取小道消息，這些信息可視為信息噪音。由于語言障礙、缺乏非正式信息渠道等原因，對于B股海外投資者來說了解上市公司的途徑非常有限、私人信息匱乏，B股境外投資者非常依賴年報披露的信息作為股票買賣的依據(閻達五，孫蔓莉，2002)[13]。而A股的境內投資者通過不定期報告、媒體、小道消息等多種渠道了解上市公司的經營情況，私人信息非常豐富，信息噪音較大。按照行為金融學理論，國內投資者的投資者不夠成熟，容易對私人信息過度自信(Daniel et al.，1998；Fischer，2001)[14][15]，加之自我歸因的偏差，將會引起更大幅度的價格漂移。

第二是投機動機差異。境外投資者以及持有外匯直接參與B股交易的境內投資者相對于A股大量的散戶更為成熟。前者傾向于從基本面分析出發進行長期投資，后者更注重短期收益傾向于從價格波動中尋找投機機會。從現實來情況看，A股市場投資者主體為中小投資者，加之我國資本市場的發展歷史較短，投資者普遍缺乏經驗和有效的投資理念。我國證券市場的管理也有一定瑕疵——特別是限制賣空的規定——很可能會培養投機氛圍(梁立俊，2004)[16]。此外，A股市場機構坐莊的現象也較為嚴重。由于國內投資者的異質認知和賣空限制，莊家傾向于使用做多的方式，在盈余消息公布之際炒作概念哄抬股價。大量非理性的中小投資者的跟莊產生羊群效應，將會導致A股市場PEAD上漂幅度較 B股更大。

第三是投資需求差異。現有研究認為，受外匯制度和資本市場管制影響，國內投資渠道有限，相較之下國外投資者有更多的投資機會(Stulz and Wasserfallen，1995)[17]。對于無外匯或無交易資質的境內投資者，A股是人民幣股權投資為數不多的投資手段。B股以美元或港幣交易結算，投資替代品種較多。根據需求差異假說，雙重上市公司在需求量大的市場上流通的股票較需求量少的市場具有溢價。對于公布好消息的同一家公司，其在A股發行的股票可能在窗口期內比在B股發行的股票更受追捧，因此產生更大幅度的價格上漂；對于公布壞消息的同一家公司，持有其B股股票的投資者的拋售意愿可能較持有A股的更加強烈，因此B股可能較A股有更大幅度的價格下漂。這既是說，無論公布正或負的未預期盈余，投資需求大的A股可能較B股都有更大的累計超額收益。根據上述分析，本文提出如下待檢驗假設：

H2a：在盈余公告后，信息噪音越大，累計超額收益越大。

H2b：在盈余公告后，投機動機越強，累計超額收益越大。

H2c：在盈余公告后，投資需求越大，累計超額收益越大。

三、研究設計

(一)模型與變量

1.PEAD存在性檢驗模型。為驗證假設1，本文以公告日為第0日，公告日后90個交易日為窗口期，將A、B股市場上發布好消息(未預期盈余為正)和發布壞消息(未預期盈余非正)的上市公司的累計超額收益按照時間序列作折線圖。

本文還將用實證方法進一步驗證假設1，運行OLS模型如下：

(1)

上述模型中，被解釋變量為累計超額收益率Car，解釋變量為未預期盈余UE。預計未預期盈余UE越大，股價上漂幅度越大，UE的估計系數為正。預計公司越小，投資者越會利用PEAD進行套利操作而公司越大倉位越穩定，因此Size的估計系數為負。

2.市場類型對PEAD的解釋性檢驗模型。 為驗證假設2，本文運行如下的OLS模型：

(2)

上述模型中，累計超額收益率Car、未預期盈余UE及控制變量與模型(1)相同。B是代表市場類型的虛擬變量，其系數反映市場類型對累計超額收益的直接影響。預期B的估計系數顯著為負。B_UE是市場類型和未預期盈余的交叉項，其系數反映未預期盈余與市場類型交互后對累計超額收益的間接影響，該系數的符號及顯著性待檢驗。

本文預計兩個市場的信息噪音差異、投資動機差異和投資需求差異均是導致分割市場PEAD差異的原因。本文將模型(2)中的虛擬變量B分別替換成信息噪音、投資動機差異和投資需求差異的代理變量，檢驗三種差異對分割市場PEAD差異的解釋力度。

為驗證假設2a，本文運行如下的OLS模型：

(2a)

上述模型中，累計超額收益率Car、未預期盈余UE及控制變量與模型(2)相同。流通股市值的自然對數In(SI)是信息噪音的代理變量。一般來說，公司流通股規模越大，其信息發布的渠道越多，投資者獲得的信息中噪音越大。私人信息較多的股東容易因過度自信和自我歸因導致更大幅度的價格漂移。因此，In(SI)的估計系數為正。In(SI)_UE是信息噪音與未預期盈余的交叉項，其系數反映未預期盈余與信息噪音交互后對累計超額收益的間接影響，該系數的符號及顯著性待檢驗。

為驗證假設2b，本文運行如下的OLS模型：

(2b)

上述模型中，累計超額收益率Car、未預期盈余UE及控制變量與模型(2)相同。換手率TO是股票交易投機動機的代理變量。一般來說較大的換手率體現出活躍的套期交易。在強烈的投機動機下，莊家操控散戶跟莊的交易容易導致更大幅度的價格漂移。因此，TO的估計系數為正。TO_UE是投機動機與未預期盈余的交叉項，其系數反映未預期盈余與投機動機交互后對累計超額收益的間接影響，該系數的符號及顯著性待檢驗。

為驗證假設2c，本文運行如下的OLS模型：

(2c)

上述模型中，累計超額收益率Car、未預期盈余UE及控制變量與模型(2)相同。流通股占比SQ是股票交易投資需求的代理變量。一般來說，需求量越大的股票在交易后越會產生高溢價，可能會比投資需求小的股票產生更大的超額收益。因此，預計SQ的估計系數為正。SQ_UE是投資需求與未預期盈余的交叉項，其系數α3未預期盈余與投資需求交互后對累計超額收益的間接影響，該系數的符號及顯著性待檢驗。

(二)樣本與描述統計

本文以2010年至2015年間同時在滬、深兩市的A 、B股上市的公司作為研究樣本。樣本從2010起選取是考慮到2010年前受2008～2009年金融危機以及我國股市異常波動的影響，價格數據可能會受到較多系統因素干擾。在這六年的時間跨度內，共有86家A+B雙重上市公司數據。其中中集B(200039)、麗珠B(200513)、萬科B(200002)分別于2012年12月、2014年1月和2014年6月實現B轉H，因此將其從樣本中剔除。招商局B(200024)于2015年12月退市，但考慮到其退市不影響2015年公告后[0，90]窗口期的數據獲取，將該股票樣本保留。綜上，本文所研究的A+B雙重上市公司總數量為83家。

本文使用事件研究法對雙重上市公司在兩個市場上盈余信息公告后股價漂移的現象進行研究，以年報披露日為第0日設置90個交易日的窗口[0，90]。本文所用數據全部來源于國泰安金融數據庫，境內外會計準則差異通過上海交易所、深圳交易所的公司年報手工查找得到。經過上述篩選，最終得到有效樣本量84832個，其中A股樣本42376個，B股樣本42456個。表1報告了樣本在A、B市場及各年度分布的情況，結果顯示樣本在兩個市場及年度間的分布比較均勻。

表1 樣本分布

表2報告了模型(1)至(2c)所用變量的描述統計結果。Panel A顯示了雙重上市公司A股樣本的描述統計結果。累計超額收益Car的最大值為1.2692，最小值為-0.5593，均值為0.0088，中位數為-0.0080，說明上市公司累計超額收益分布呈現左偏，正的極端值較多，可能導致公告后總體呈現向上的漂移。未預期盈余UE的最大值為713.0176，最小值為-710.9643，均值為-0.0529，中位數為0.0005，顯示出UE的分布結果較為對稱。A股UE的標準差為48.5001，顯示出UE的分布很分散，可能存在較多極端值，因此后續需要進行縮尾處理。A股流通股市值的自然對數In(SI) 最大值為18.7137，最小值為12.5091，均值為15.2620，中位數為15.2479，分布較為對稱。A股換手率TO最大值為3.5793，最小值為0.0002，極差為3.5792。極差較大說明A股股票之間的活躍程度差異明顯。流通股占比SQ的最大值為0.9697，最小值為0.1765，均值為0.6712略小于中位數0.6915，為左偏分布。公司規模Size，即資產的自然對數的各描述統計量與B股基本相等，這是由于本文選用配對樣本，每對股票的基本面相同。

Panel B 顯示了雙重上市公司B股樣本的描述統計結果。累計超額收益Car的最大值為0.7766，最小值為-0.5188。極差和標準差分別為1.2954和0.1130，較A股較小，這說明B股累計超額收益的極端值較少。未預期盈余UE的描述統計量與A股基本相近，同樣存在有較多極端值的現象。B股流通股市值的自然對數In(SI) 最大值為17.0156，最小值為10.1041，均值為12.8606，中位數為12.6235，有輕微的右偏分布。B股換手率TO最大值為0.8862，最小值為0.0003，均值為0.1084，遠小于A股，說明活躍程度較低。TO極差為0.8859，標準差為0.1108，相比A股較小，說明B股市場內活躍度相差不大。流通股占比SQ的最大值為0.8235，最小值為0.0303，均值為0.6712，和A不同屬于右偏分布。

Panal C分別顯示了雙重上市公司全樣本的描述統計結果。各描述統計量基本處于兩市場之間。

表2 描述統計

四、實證結果

(一)PEAD存在性實證結果

本文使用實證方法補充檢驗假設1，將全樣本、A股樣本、B股樣本分別代入模型(1)進行回歸，回歸結果如表3前三列所示。全樣本的回歸結果顯示UE與Car顯著正相關，說明未預期盈余越大，累計超額收益越大，未預期盈余越小，累計超額收益越小。Size與Car在1%的顯著性水平下負相關，大盤股價值穩定，投機成分低，價格的可預測性更強。表3第二列回歸結果驗證了A股樣本的盈余漂移存在性，其結果與全樣本相似。UE與Car在1%的水平上顯著正相關，說明未預期盈余越大，累計超額收益越大，未預期盈余越小，累計超額收益越小。第三列回歸結果驗證了B股樣本的盈余漂移存在性，UE及控制變量的檢驗結果也與全樣本相似。

模型(1)回歸結果顯示，無論是A股還是B股市場，投資者都可以區分對待利好和利空消息。投資者對于有盈余好消息的股票積極做多，產生更高的累計超額收益；對于有盈余壞消息的股票積極做空，產生更低的累計超額收益。因此，PEAD現象在A、B股市場都存在，假設1成立。

表3 市場類型對盈余漂移的影響

續表

變量全樣本A股B股全樣本Year1-0.0349-0.0439-0.026-0.0346(-33.09)???(-27.96)???(-18.55)???-(33.06)???Year2-0.0269-0.0394-0.0143-0.0268(-25.41)???(-25.08)???(-10.21)???(-25.42)???Year3-0.0181-0.0380.0017-0.0175(-17.33)???(-24.42)???(1.24)(-16.69)???Year40.0083-0.01250.0290.0087(7.85)???(-8.00)???(20.79)???(7.59)???Year5-0.021-0.035-0.0071-0.0208(-19.81)???(-22.16)???(-5.01)???(-19.65)???Chi2344.17???177.97???256.27???300.57???Adj R20.02750.02840.04040.0308樣本量84832423764245684832

被解釋變量：Car；*、** 、*** 分別表示在10%、5%、1%水平顯著。下同。

(二)市場類型對PEAD的影響檢驗結果

為檢驗假設2，將全樣本代入模型(2)，回歸結果如表3第四列所示。UE和Car的相關系數顯著為正，與模型(1)一致。代表市場類別的虛擬變量B與Car的相關系數在1%的顯著水平下為負，說明A股相對于B股有更大的累計超額收益。B_UE的系數反映市場類型對于PEAD的間接作用，其回歸結果為-0.0001，雖然顯著負相關，但是系數較小，說明市場類型通過影響UE對累計超額收益造成的間接影響較小。Size與Car在1%的顯著性水平下負相關，與基本模型(1)的結果相似。

(三)市場間PEAD差異的解釋性研究

模型(2)證明了A股市場的PEAD與B股市場的差異。本文將進一步證明兩個市場的信息噪音差異、投資動機差異和投資需求差異均是導致分割市場PEAD差異的原因。為保證三者的代理變量流通股市值In(SI)、變量換手率TO以及流通股占比SQ對虛擬變量B的解釋力度，本文用獨立樣本T檢驗考察其實否在A、B市場間有顯著不同。表4報告了In(SI)、TO和SQ在A、B股間的獨立樣本t檢驗結果。結果顯示，在窗口期內，三個變量的均值差分別為2.4014、0.2921、0.3416，均值之差的P值均小于0.0001，拒絕“A、B股市場流通股市值的自然對數/換手率/流通股占比相等”的原假設。結果表明A股市場的信息噪音、投機動機和投資需求顯著大于B股市場。

表4 A、B市場間噪音差異、投資動機差異和需求差異T檢驗

此外，將模型(2)中的虛擬變量B分別替換成信息噪音、投資動機差異和需求差異的代理變量In(SI)、TO和SQ，即用雙重上市公司樣本檢驗模型(2a)、(2b)和(2c)，回歸結果見表5。

表5第一列報告了信息噪音差異對PEAD的影響。UE與Car在1%的顯著性水平上正相關，與模型(2)結果一致，驗證了PEAD的存在性。信息噪音的代理變量In(SI)與Car在1%的顯著性水平上正相關，說明信息噪音越多，PEAD程度越大。這可能是由于盈余公告外豐富的私人信息使投資者產生過度自信引發非理性地交易，累計超額收益較大。In(SI)_UE的系數衡量信息噪音對PEAD的間接影響。其系數為-0.0000，反映出信息噪音通過UE對PEAD的間接影響較小。此外，控制變量系數與模型(2)基本一致。如前文T檢驗結果所述，A股In(SI)顯著大于B股，即A股信息噪音更大。In(SI)系數為正表明A股累計超額收益更大，這與模型(2)的結論一致。因此，信息噪音差異可以很好地解釋市場類型差異，結果支持了假設2a。

表5 股票信息噪音、投機動機、投資需求差異對盈余漂移的影響

表5第二列報告了投機動機差異對PEAD的影響。投機性的代理變量TO與Car在1%的顯著性水平上正相關，說明股票的投機性交易越活躍，PEAD程度越大。TO_UE系數衡量投機動機差異對PEAD的間接影響。其系數為-0.0002，反映出投機活動通過UE對PEAD的間接影響較小。Size的回歸系數為0.0007，而模型(2)中該系數為負，這一變化可能是由于TO和Size存在一定的多重共線性。除此之外，其他系數均與模型(2)中虛擬變量B的結果一致，說明投機動機可以很好地解釋市場類型差異。如前文T檢驗結果所述，A股TO顯著大于B股。TO系數為正反映出動機性交易更活躍的A股累計超額收益更大。因此，投機動機差異可以很好地解釋市場類型差異，結果支持了假設2b。

表5第三列報告了投資需求差異對PEAD的影響。投資需求的代理變量SQ與Car在1%的顯著性水平上正相關，說明投資者交易需求越強，PEAD程度越大。SQ_UE的系數衡量投資需求差異對PEAD的間接影響。其系數為-0.0001，和模型(2)、模型(2a)、模型(2b)的結果類似，反映出不對稱性通過UE對PEAD的間接影響較小。此外，控制變量系數與模型(2)基本一致。如前文T檢驗結果所述，A股SQ顯著大于B股，即投資者對A股投資需求更大。同時，In(SI)系數為正表明A股累計超額收益更大，這與模型(2)的結論一致。因此，投資需求差異對虛擬變量B的解釋力度也較好，結果支持了假設2c。

五、穩健性檢驗

為保證結論的可靠性，本文還將從以下幾個角度進行穩健性檢驗。第一，將90天窗口期替換成60天和30天。結果顯示無論選擇60天還是30天窗口期，模型(1)至模型(2a)的回歸結果與當前高度一致。這說明PEAD現象在短期和中長期的窗口中都表現明顯，也說明信息噪音、投機動機、投資需求的市場間差異對價格形成持續產生作用。第二，將未預期盈余由小到大排序并等分為十組。UE在0%-10%的定義變量DUE為1，UE在10%-20%的定義變量DUE為2，依次類推。DUE是值為1至10的分類變量。用DUE替換UE代入待檢驗模型，模型(1)至模型(2c)依次變為：

(1)

(2)

(2a)

(2b)

(2c)

結果顯示，替換成DUE后未預期盈余的相關系數與前文的符合完全一致。此外，市場類型及市場類型的替代變量與Car的回歸系數也與前文完全一致。本文研究結論穩健。

六、研究結論

本文研究了我國A、B股市場PEAD現象以及兩市場間PEAD差異。以2010年至2015年間A、B股上市公司作為樣本，使用事件研究法驗證了年報披露后股價漂移現象在兩市場的存在性。通過實證檢驗，本文發現盈余公告后A股股價上漂幅度總體大于B股。此外，本文還利用A+B雙重上市公司樣本并引入市場類型的三個替代變量信息噪音、投機動機、投資需求為分割市場間的PEAD差異進行有效解釋。研究結果發現，A股市場的信息噪音、投機動機、投資需求顯著大于B股市場，且這三方面差異都會直接影響累計超額收益。具體來說：(1)信息噪音越大，累計超額收益越大。(2)投機動機越強，累計超額收益越大。(3)投資需求越強，累計超額收益越大。相對于B股市場，A股信息容量更大、活躍性更強、投資者更不成熟，且具有相當大的不可替代性，因此A股的累計超額收益水平高于B股。

本文提供了B股市場PEAD存在性的證據以及行為金融學角度的解釋，也為我國分割市場研究提供了PEAD這一新的視角。此外，本文的研究結論還具有一定的現實意義。實證分析的結果反映出我國同期建立的A、B股市場發展至今已經產生天壤之別。A股市場投機氛圍濃重，管理制度不夠健全。B股面臨著功能喪失和替代渠道多樣等問題，交易極不活躍，幾乎失去了新鮮血液。

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