公司信息披露質(zhì)量與傳聞澄清公告效果

林 雁 唐雪松 彭 情

一、引 言

市場傳聞是各國資本市場中都存在的現(xiàn)象。由于強勢有效的市場并不存在，因此，在資本市場中流動的信息都是真實信息、虛假信息與噪聲的混合體(瞿林瑜，2004)，上市公司的股價波動在很大程度上反映了這些信息之間的博弈過程。就市場傳聞而言，不論是真實信息的不脛而走，還是僅僅空穴來風(fēng)，在真相明了之前都會影響投資者的決策，由此對公司股價造成顯著沖擊(Liu 等，1990；Pound和Zeckhauser，1990；Ziveny等，1996；趙靜梅等，2010)。2016年5月11日，我國股市傳出傳聞稱證監(jiān)會將“叫停”互聯(lián)網(wǎng)金融等四個行業(yè)的跨界定增，由此導(dǎo)致當(dāng)日相關(guān)板塊收盤便大跌3%，有的個股受此傳聞影響一度跌停，如恒信移動。5月12日，傳聞陰云依然未散，滬指繼續(xù)受此傳聞拖累，并且一度跌破2800點①2016年5月14日搜狐證券報道:《股市脫“虛”:辟謠之前借跨界定增傳聞擠泡沫》，網(wǎng)址：http：//mt.sohu.com/ 20160514/n449449419.shtml。。有的公司甚至利用投資者的非理性故意釋放傳聞以吸引投資者注意，從而達(dá)到操縱股價的目的(Wirama 等，2017；Ma 等，2016)。可見，傳聞對市場和公司價值的危害甚大。為了維護(hù)市場交易的公平有序，我國證監(jiān)會早在1996年就發(fā)布了《上市公司發(fā)布澄清公告若干問題的通知》，規(guī)定上市公司面臨公共傳播媒介中的傳聞時，有義務(wù)立即作出澄清。

理論而言，對市場傳聞的監(jiān)管要求上市公司在傳聞出現(xiàn)后對其進(jìn)行澄清或?qū)ν顿Y者進(jìn)行警示，一方面可以增加知情投資者數(shù)量，一方面可以縮短知情交易者相對于不知情交易者的信息優(yōu)勢時長，由此能夠增進(jìn)股價的有效性(Park，2016)。然而，一些研究表明，澄清公告對股價雖具有一定的“回復(fù)作用”(趙靜梅等，2010)，但總體上“澄而不清”。根據(jù)澄清公告對傳聞是否認(rèn)還是承認(rèn)，可將澄清公告分為“否定式澄清公告”(后文稱“否定式公告”)和“肯定式澄清公告”(后文稱“肯定式公告”)。否定式公告一定程度上能夠促進(jìn)股價回調(diào)，對股價具有一定的“回復(fù)作用”(劉春林和張寧，2012；賈明等，2014)，肯定式公告則將傳聞從未經(jīng)證實的消息轉(zhuǎn)變?yōu)檎鎸嵭畔ⅲ瑥亩构蓛r上升或者下降到一個新的水平。在這個過程中投資者會進(jìn)一步獲得異常收益，因此肯定式公告對股價具有“重估作用”。但是，由于市場中信息流眾多，因此在考慮澄清公告對股價作用時，單純考慮澄清公告與傳聞這一對信息流是不夠的，公司本身的信息披露狀況也會對市場效率產(chǎn)生重要影響。唐雪松和林雁(2014)的研究表明，公司會計信息透明度的提升有利于抑制傳聞的傳播，有助于提升市場效率；徐壽福和徐龍炳(2015)的研究也表明公司信息披露質(zhì)量的提高能夠抑制市值高估公司的股價泡沫，從而糾正資本市場估值偏誤。既然公司信息披露質(zhì)量對市場效率具有重要作用，那么預(yù)期在澄清公告與傳聞的博弈中，公司信息披露質(zhì)量也會發(fā)揮出特定作用，影響最終的股價表現(xiàn)，從而既影響市場效率，也影響投資者的情緒和回報，與資本市場的健康運作息息相關(guān)。因此，探索公司信息披露質(zhì)量對傳聞澄清公告效果的影響具有重要意義，但遺憾的是，截止目前很少有學(xué)者對這一問題進(jìn)行探討。

基于此，本文以2010年至2013年深圳交易所所有A股上市公司為樣本，手工搜集了樣本期間深市公司發(fā)布的所有傳聞澄清公告，研究了公司信息披露質(zhì)量在澄清公告對股價影響過程中的作用。我們逐條判斷澄清公告對傳聞進(jìn)行否認(rèn)還是承認(rèn)，將其分為否定式公告和肯定式公告，并根據(jù)公司披露澄清公告是否積極(即是否自傳聞出現(xiàn)日起3日內(nèi)披露②我們搜集的澄清公告中，有的公告明確提出了傳聞出現(xiàn)的日期，我們以此日期作為傳聞出現(xiàn)日。)，將澄清公告分為積極披露公告和消極披露公告。

經(jīng)研究，本文發(fā)現(xiàn):(1)公司信息披露質(zhì)量對澄清公告具有 “股價回復(fù)效應(yīng)”，即公司信息披露質(zhì)量越高，否定式公告對股價的回復(fù)作用越顯著；(2)考慮澄清公告披露是否積極后發(fā)現(xiàn)，公司信息披露質(zhì)量對澄清公告效果還具有“補充效應(yīng)”，這種效應(yīng)也主要體現(xiàn)在否定式公告方面，表現(xiàn)為公司信息披露質(zhì)量越高，披露較為消極的否定式公告對股價的回復(fù)作用越顯著；(3)進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，信息披露質(zhì)量較差的公司會顯著地傾向于積極披露否定式公告，澄清假消息；而對于信息披露質(zhì)量較高的公司，在澄清真消息或者假消息時一視同仁，沒有刻意顯示出更積極或更消極地澄清哪一方；(4)區(qū)分傳聞性質(zhì)后發(fā)現(xiàn)，公司信息披露質(zhì)量促進(jìn)否定式公告的股價回復(fù)效應(yīng)主要體現(xiàn)在對負(fù)面?zhèn)髀劦某吻迳希?dāng)傳聞為負(fù)面消息時，信息披露質(zhì)量越高，澄清公告回復(fù)股價的作用越顯著；(5)區(qū)分傳聞內(nèi)容后發(fā)現(xiàn)，公司信息披露質(zhì)量促進(jìn)否定式公告的股價回復(fù)作用主要體現(xiàn)在財務(wù)類傳聞上，相對于非財務(wù)類傳聞，公司澄清財務(wù)類傳聞時，信息披露質(zhì)量越高，澄清公告回復(fù)股價的作用越顯著。

相比以往的研究，本文的貢獻(xiàn)在于:(1)本文首次將公司信息披露質(zhì)量這一重要維度納入澄清公告、傳聞與股價波動的研究框架，證明了公司信息披露質(zhì)量的提高有助于促進(jìn)否定式澄清公告的股價回復(fù)作用，既從促進(jìn)澄清公告效果的角度論證了公司信息披露質(zhì)量對提升市場效率的重要作用，也對澄清公告相關(guān)研究具有重要拓展；(2)本文在考察澄清公告的效果中加入了澄清公告披露積極性的因素，證明了在澄清公告披露較為消極的情況下，公司信息披露質(zhì)量的提升對澄清公告具有“補充效應(yīng)”，由此為提升公司信息披露質(zhì)量的有用性提供了進(jìn)一步的證據(jù)；(3)本文同時考察了肯定式澄清公告和否定式澄清公告，也從正面?zhèn)髀劇⒇?fù)面?zhèn)髀劇⒇攧?wù)類傳聞和非財務(wù)類傳聞等多角度考察了澄清公告的效果，有助于更為全面地認(rèn)識澄清公告對股價的作用。

余文安排如下:第二部分為理論分析與假設(shè)演繹，第三部分為研究設(shè)計，第四部分為實證結(jié)果，最后是文章結(jié)論與啟示。

二、理論分析與假設(shè)演繹

（一）回復(fù)效應(yīng)假說與重估效應(yīng)假說

根據(jù)對傳聞進(jìn)行否認(rèn)或承認(rèn)，我們將澄清公告分為否定式公告和肯定式公告。否定式公告能夠促進(jìn)股價回調(diào)，對股價有回復(fù)作用。劉春林和張寧(2012)從措辭的角度將否定式澄清公告分為“強否認(rèn)”和“弱否認(rèn)”兩類，研究表明“強否認(rèn)”的澄清公告有更為顯著的澄清效果。賈明等(2014)按否定式公告是否提供了實質(zhì)性證據(jù)將其分為“技術(shù)性澄清公告”和“名義性澄清公告”，研究認(rèn)為前者比后者更能有效地回復(fù)股價。對于肯定式公告來說，它對傳聞的內(nèi)容進(jìn)行了肯定，將市場傳聞從噪聲轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌鲋械恼鎸嵭畔ⅰＳ纱嗽净谠肼暤慕灰邹D(zhuǎn)變?yōu)榛谛畔⒌挠行Ы灰祝虼耍隙ㄊ焦嬖诖龠M(jìn)股價整合信息的同時也促使投資者進(jìn)一步獲得異常收益。在此過程中，公司層面違規(guī)披露次數(shù)、停復(fù)牌策略等因素也會對澄清公告效果產(chǎn)生顯著影響(劉春林和張寧，2012)。公司信息披露質(zhì)量作為重要的公司特征之一，對公司價值和市場效率都有重要影響。研究表明，公司信息披露質(zhì)量的提升有利于降低資本成本(Botosan和Plumlee，2002)、緩解信息不對稱(Bailey 等，2006)、抑制股價泡沫、糾正市場估值偏誤(Berkman等，2009；徐壽福和徐龍炳，2015)、降低傳聞的傳播，從而提升市場效率(唐雪松和林雁，2014)；財務(wù)報告透明度的增加和質(zhì)量的提升能夠增強投資者信心，使其降低在投資過程中的跟風(fēng)行為和對噪音的依賴(Khatun等，2016)。

既然提升公司信息披露質(zhì)量能夠有效糾正市場估值偏誤，緩解上市公司市場價值對內(nèi)在價值的偏離，那么可以預(yù)期，在澄清公告發(fā)布而影響股價的過程中，公司信息披露質(zhì)量也會產(chǎn)生作用。當(dāng)公司澄清公告為否定式公告時，信息披露質(zhì)量的提升將有助于促進(jìn)否定式公告對股價的回復(fù)作用，使得由于虛假傳聞產(chǎn)生的異常收益回調(diào)，從而促使股價逐漸向原有的水平回歸(回復(fù)效應(yīng))；而當(dāng)公司澄清公告為肯定式公告時，傳聞得以證實，因此在傳聞澄清之后，市場對這一信息的反應(yīng)也會促使股價上升或者下降，從而達(dá)到一個新的相對合理的水平(重估效應(yīng))。由此，本文提出以下假設(shè):

H1:公司信息披露質(zhì)量越高，澄清公告對股價的回復(fù)作用越顯著(回復(fù)效應(yīng)假說)；H2:公司信息披露質(zhì)量越高，澄清公告對股價的重估作用越顯著(重估效應(yīng)假說)。

（二）補充效應(yīng)假說

以上分析未考慮澄清公告披露的時機。對于披露時機，證監(jiān)會僅規(guī)定上市公司面臨傳聞時應(yīng)當(dāng)及時披露，但并未詳細(xì)說明“及時”是指幾天之內(nèi)。因此，上市公司可以根據(jù)自己的情況酌情選擇發(fā)布澄清公告的時點。

對于信息披露的及時性，一些研究表明及時披露信息有利于限制內(nèi)部人利用信息優(yōu)勢獲取私人收益，降低交易成本、減輕信息不對稱，因而信息披露越及時，越有用(Chambers和Penman，1984)。而且，較早發(fā)布的盈余公告市場反應(yīng)顯著大于延遲發(fā)布的盈余公告市場反應(yīng)(Gilvoly和Palmon，1982；Chambers和Penman，1984；朱曉婷和楊世忠，2006)，表明市場希望公司及時披露信息。

從以往研究來看，公司發(fā)布澄清公告對股價的回復(fù)作用并不明顯，澄清公告澄而不清(趙靜梅等，2010)。我們認(rèn)為這可能是由于以往的學(xué)者并未考慮澄清公告披露是否積極這一因素所致。傳聞傳出后，公司可能在很短時間內(nèi)發(fā)布澄清公告，不顯著的回復(fù)作用可能是傳聞和澄清公告兩者效果相抵消的結(jié)果，而信息披露質(zhì)量在澄清公告的澄清作用中可能存在補充效應(yīng)，但這一效應(yīng)在以往的研究中未能得到深入探討。對披露較積極的公告來說，其披露會引起較強的市場反應(yīng)，因此披露較積極的公告對股價影響較大，不需要依靠信息披露質(zhì)量的股價調(diào)整作用即可完成傳聞沖擊股價之后對股價的回復(fù)或者重估，因此信息披露質(zhì)量在其中所起的作用相對較弱，不會對披露較積極的澄清公告效果產(chǎn)生顯著影響；而對于披露較消極的澄清公告來說，由于披露時點距傳聞發(fā)布時點間隔相對較長，披露時市場的反應(yīng)會相對較弱，此時披露否定式公告對股價的回復(fù)作用有限，因此需要依靠其他機制促進(jìn)股價的調(diào)整，而公司信息披露質(zhì)量就是這樣一種重要機制。所以，當(dāng)公司澄清公告披露較為消極的時候，公司信息披露質(zhì)量在此時的信息流博弈過程中會發(fā)揮出較為重要的作用，能夠顯著促進(jìn)澄清公告影響股價的效果。據(jù)此，本文提出以下假設(shè):

H3:公司信息披露質(zhì)量越高，對披露較消極的公告補充效應(yīng)越強；

H3a:公司信息披露質(zhì)量越高，披露較消極的否定式公告對股價的回復(fù)作用越顯著；

H3b:公司信息披露質(zhì)量越高，披露較消極的肯定式公告對股價的重估作用越顯著。

三、研究設(shè)計

（一）樣本與數(shù)據(jù)

本文從Wind數(shù)據(jù)庫手工搜集了2010—2013年我國深市①由于《深圳交易所上市公司信息披露工作考核辦法》僅針對深圳交易所上市的公司，因此本文的樣本僅包括在深交所上市的公司。發(fā)布過傳聞澄清公告的所有A股上市公司，并做了如下處理:(1)對公告進(jìn)行逐條判斷，剔除了名為“澄清公告”而內(nèi)容并非澄清公告的公告；(2)同一個澄清公告針對多條傳聞進(jìn)行澄清的，我們將每則澄清公告單獨作為一條樣本；(3)剔除財務(wù)數(shù)據(jù)、公司治理等數(shù)據(jù)缺失的樣本；(4)剔除樣本期間深交所信息披露評級缺失的樣本，最終得到664條公司-年度觀測值作為本文的研究樣本。

為剔除極端值的影響，我們對連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的Winsorize處理。本文的財務(wù)數(shù)據(jù)、公司治理數(shù)據(jù)、股票交易數(shù)據(jù)來源于CSMAR和RESSET數(shù)據(jù)庫。

（二）模型設(shè)計與變量定義

本文采用事件研究法進(jìn)行研究。首先設(shè)計模型(1)用于檢驗H1、H2、H3a和H3b:

本文將澄清公告公布日作為事件日，即t＝0，為使結(jié)果穩(wěn)健，本文選取公告日前后三天(-3，3)和公告日當(dāng)天至公告日后第三天(0，3)事件窗，分別計算兩個窗口內(nèi)的累計異常收益。

對于正常回報率，我們選取的估計窗為(-100，-10)。參考唐雪松和馬如靜(2009)的做法，我們運用市場模型對事件窗內(nèi)每一天的異常回報率ARi,j,t(Abnormal Return)進(jìn)行估計，具體過程如下。

我們首先用市場模型，即模型(2)，估計模型中的α和β:

其中Ri,t為公司i第t天的考慮現(xiàn)金分紅的日個股回報率，Rm,t是第t天市場日回報率。之后，我們將模型(2)中估計得到的α和β代入模型(3)，以估計出公司i第t日的正常回報率:

之后，我們將上述模型得到的結(jié)果代入模型(4)，即可計算出異常回報率AR:

累計異常回報率(CAR)即為事件窗(0，3)和(-3，3)期間內(nèi)各股AR的合計值。

模型(1)中的解釋變量為公司i第t年的信息披露質(zhì)量(Ratingi,t)。參考胡奕明和唐松蓮(2007)、杜興強和周澤將(2010)、譚勁松等(2010)的研究，本文采用《深圳交易所上市公司信息披露工作考核辦法》對其上市公司信息披露狀況進(jìn)行的評級結(jié)果，對信息披露質(zhì)量(Rating)賦值為4、3、2、1，分別對應(yīng)A、B、C、D(2010年度以前為“優(yōu)秀、良好、及格、不及格”)四個等級。

控制變量包括資產(chǎn)規(guī)模(Size)、總資產(chǎn)收益率(Roa)、銷售增長率(Growth)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、董事會規(guī)模(Boardsize)、獨立董事比率(Outrat)、國有企業(yè)虛擬變量(Soe)、第一大股東持股比例(Top1)，對年度和行業(yè)固定效應(yīng)也進(jìn)行了控制。具體變量定義見表1。

在檢驗H1和H2時，我們將樣本分為“否定式公告”和“肯定式公告”兩組樣本，運用OLS對模型(1)進(jìn)行回歸估計。在檢驗H3a和H3b時，我們根據(jù)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，發(fā)現(xiàn)樣本公司的傳聞日期與澄清公告日期之間的間隔以3天為較明顯的分界點，3天以內(nèi)(含3天)公布澄清公告的樣本有185條，多數(shù)公司集中于3天之后披露，這一區(qū)間內(nèi)的樣本共375條。因此，我們將傳聞出現(xiàn)后3天及以內(nèi)發(fā)布澄清公告的樣本劃分為“澄清較積極的樣本”，而把傳聞出現(xiàn)3天后才發(fā)布澄清公告樣本劃分為“澄清較消極的樣本”，然后運用OLS對模型(1)進(jìn)行估計。

表1 變量名稱及解釋

（三）變量描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。表2中數(shù)據(jù)顯示，在澄清公告公布后3天內(nèi)和公布前后3天內(nèi)，公司累計異常收益率的絕對值均值為7.85%，中位數(shù)為5.77%，表明樣本公司在澄清公告公布前后，由于傳聞造成的異常收益仍然存在；公司信息披露質(zhì)量(Rating)的中位數(shù)為3，表明半數(shù)以上的樣本公司評級都至少為B，而5%的公司信息披露評級為A(p95＝4)。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣顯示公司信息披露質(zhì)量(Rating)與CAR(0，3)和CAR(-3，3)絕對值的相關(guān)系數(shù)都顯著為負(fù)，表明信息披露質(zhì)量越高，澄清公告對股價的回復(fù)作用越顯著，初步符合我們的預(yù)期。大多數(shù)變量的相關(guān)系數(shù)都小于0.5，表明不存在嚴(yán)重的共線性問題。由于版面問題，相關(guān)系數(shù)表未列出。

四、實證結(jié)果

（一）H1、H2的實證檢驗

表3報告了運用模型(1)對H1和H2進(jìn)行回歸檢驗的結(jié)果。第(1)列和第(2)列為對H1的回歸檢驗結(jié)果。表3數(shù)據(jù)顯示，對于否定式公告樣本，公司信息披露質(zhì)量(Rating)對兩個窗口內(nèi)CAR絕對值的回歸系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為負(fù)(t值分別為-2.09和-2.06)，表明隨著公司信息披露質(zhì)量的提升，否定式公告對由于傳聞造成的公司股價波動的回復(fù)效果也隨之提升，這與我們的H1預(yù)期相符。

控制變量方面，公司規(guī)模越大，窗口內(nèi)的累計異常收益越低；國有企業(yè)窗口期內(nèi)的累計異常收益顯著高于非國有企業(yè)，這可能是由于規(guī)模較大的公司和國有控股的公司所發(fā)布的信息更容易獲得市場信任，因而其澄清公告對公司價值的回復(fù)作用更強。

表3中第(3)列和第(4)列為運用肯定式公告樣本進(jìn)行回歸的結(jié)果，即對H2的回歸檢驗結(jié)果。可見，在兩個窗口期內(nèi)，公司信息披露質(zhì)量(Rating)的回歸系數(shù)都為正，但并不顯著，表明對于肯定式澄清公告來說，信息披露質(zhì)量對澄清公告影響股價重估的過程沒有顯著影響，H2未能得到支持。我們認(rèn)為這可能是由于我國資本市場的不完備使得市場傳聞包含“內(nèi)部人”所泄露的真實內(nèi)幕信息，由此造成市場投資者對包含真實信息的傳聞反應(yīng)不足(Yang和Luo，2014)；另外，由于我國投資者受傳統(tǒng)文化影響對市場傳聞形成了“寧可信其有”的態(tài)度(趙靜梅等，2010)，使得投資者先驗地認(rèn)為傳聞“可能是真的”，這種先驗認(rèn)知使得肯定式澄清公告的披露并未向投資者提供增量信息，從而造成市場對這類公告反應(yīng)不足，故結(jié)果不顯著。

表3 H1、H2的回歸結(jié)果

續(xù)表3

（二）H3a和H3b的回歸檢驗

表4報告了運用模型(1)對H3a進(jìn)行回歸檢驗的結(jié)果。其第(1)列和第(2)列的結(jié)果顯示，公司信息披露質(zhì)量(Rating)的回歸系數(shù)為負(fù)，但統(tǒng)計上并不顯著；而第(3)列和第(4)列的結(jié)果則顯示，變量Rating的回歸系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為負(fù)。這表明對否定式公告而言，公司信息披露質(zhì)量增強澄清公告對股價回復(fù)作用的效應(yīng)僅在公司披露澄清公告不太積極的時候顯著，說明信息披露質(zhì)量的提升對澄清公告的股價回復(fù)作用具有補充效應(yīng)，由此證實了H3a。

表4 H3a的回歸檢驗結(jié)果

續(xù)表4

表5報告了運用模型(1)對H3b進(jìn)行回歸檢驗的結(jié)果。結(jié)果顯示，其第(1)列到第(4)列解釋變量公司信息披露質(zhì)量(Rating)的系數(shù)均不顯著，表明對于肯定式公告來說，不論積極消極，公司信息披露質(zhì)量對于澄清公告的效果都沒有明顯影響。因此，未能支持H3b。

以上分析結(jié)果綜合表明，公司信息披露質(zhì)量對消極披露的澄清公告的補充效應(yīng)主要體現(xiàn)在否定式公告方面。

表5 H3b的回歸檢驗結(jié)果

續(xù)表5

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.信息披露質(zhì)量變量替換

上文運用連續(xù)賦值變量檢驗了不同澄清公告類型下信息披露質(zhì)量對于澄清公告回復(fù)股價作用的影響。為了使結(jié)果穩(wěn)健，本文首先運用虛擬變量“是否高信息披露質(zhì)量虛擬變量(Rating_dum)”替代上文中的公司信息披露質(zhì)量(Rating)重新對模型(1)進(jìn)行回歸。具體地，當(dāng)上市公司信息披露評級為A或B(“優(yōu)秀”或 “良好”)時，該變量取“1”，否則取“0”。其他變量及變量定義與前文一致。運用虛擬變量(Rating_dum)作為解釋變量對H1、H2、H3的檢驗結(jié)果如表6、表7和表8所示。可見，其結(jié)果與前文表3至表5一致，表明結(jié)論較為穩(wěn)健。

另外，參考夏利軍和鹿小楠(2005)以及伊志宏等(2010)的做法，我們運用上市公司是否被違規(guī)處罰作為信息披露質(zhì)量的代理，設(shè)置虛擬變量“是否高信息披露質(zhì)量(Highquality)”，當(dāng)公司當(dāng)年由于信息披露違規(guī)而受到證監(jiān)會、交易所、財政部等機構(gòu)的處罰，該變量取“0”，否則取“1”。運用虛擬變量替換信息披露質(zhì)量(Rating)進(jìn)行回歸的結(jié)果如表6至表8中第(2)列和第(5)列所示。結(jié)果與表3至表5一致，表明本文主要結(jié)論穩(wěn)健。

2.事件窗替換

上文中，我們選取計算累計異常收益率的事件窗為(0，3)和(-3，3)，由于我國資本市場中內(nèi)幕消息泄露問題較為嚴(yán)重，在澄清公告正式公布于媒體前可能存在消息泄露問題，因此，我們將累計異常收益率的事件窗延長為(-5，5)，重新運用模型(2)～(4)計算澄清公告公布日前后5天窗口期內(nèi)的累計異常收益率，并以上文的公司信息披露質(zhì)量(Rating)作為解釋變量重新對模型(1)進(jìn)行估計，結(jié)果見表6、表7和表8第(3)列和第(6)列。其結(jié)果表明本文主要結(jié)論沒有受到事件窗長短的影響，較為穩(wěn)健。

表6 H1、H2的穩(wěn)健性檢驗

表7 H3a的穩(wěn)健性檢驗

表8 H3b的穩(wěn)健性檢驗

續(xù)表8

3.區(qū)分披露積極程度的穩(wěn)健性檢驗

我們進(jìn)一步區(qū)分樣本公司發(fā)布澄清公告的積極程度，重新進(jìn)行H3補充效應(yīng)的檢驗。按照公布澄清公告日與傳聞出現(xiàn)日之間的時差天數(shù)(dif)將樣本重新分為時差為1天之內(nèi)(含1天)、時差為3天之內(nèi)(含3天)和時差大于3天三組，重新進(jìn)行檢驗，結(jié)果見表9①由于研究補充效應(yīng)部分的肯定式公告樣本較少，再進(jìn)行細(xì)分無法進(jìn)行回歸檢驗，故我們僅針對否定式公告進(jìn)行了披露積極性的檢驗。。

表9中數(shù)據(jù)顯示，在(-3，3)和(-5，5)兩個事件窗的設(shè)定下，信息披露質(zhì)量(Rating)的系數(shù)在前兩個分組回歸中均不顯著，僅在時差大于3天的樣本組中顯著為負(fù)，這也再次印證了我們的結(jié)論:對否定式公告而言，公司信息披露質(zhì)量增強澄清公告對股價回復(fù)作用的效應(yīng)僅在公司披露澄清公告不太積極的時候顯著，即信息披露質(zhì)量對澄清公告的股價回復(fù)作用具有補充效應(yīng)。

表9 否定式公告披露積極程度與信息披露質(zhì)量的檢驗

五、進(jìn)一步分析

（一）披露積極性、公司信息披露質(zhì)量與澄清公告類型

上文分析表明，公司信息披露質(zhì)量確實是影響傳聞澄清公告作用于股價的重要因素，其影響主要表現(xiàn)為“股價回復(fù)效應(yīng)”；考慮公司披露澄清公告是否積極后，發(fā)現(xiàn)公司信息披露質(zhì)量對澄清公告影響股價的作用還具有“補充效應(yīng)”。既然公司披露澄清公告積極性會影響公司信息披露質(zhì)量對澄清公告效果的作用，那么，從另一個角度來考慮，信息披露質(zhì)量不同的公司是否在披露澄清公告的積極性上有所差異？誰更傾向于積極披露？是傾向于積極披露否定式公告還是肯定式公告？

為考察以上問題，我們設(shè)定模型(5):

其中，被變量(ifintime)為公司i在第t年第j日發(fā)布的澄清公告是否積極披露虛擬變量，“是否積極”的概念與前文一致，積極披露時該變量(ifintime)取“1”，否則取“0”；解釋變量(Trueornot)為“傳聞是否為真”虛擬變量，當(dāng)公司發(fā)布的澄清公告為肯定式公告時，該變量取“1”，否則取“0”。控制變量與前文一致。

進(jìn)一步，我們將樣本分為“公司信息披露質(zhì)量較高組”和“公司信息披露質(zhì)量較低組”，并用Logit模型對模型(5)進(jìn)行分組回歸。為使結(jié)果穩(wěn)健，我們在區(qū)分“公司信息披露質(zhì)量較高組”和“公司信息披露質(zhì)量較低組”時采用了兩個指標(biāo)，第一個是前文中運用的“是否高信息披露質(zhì)量”虛擬變量(Rating_dum)，第二個是我們主回歸中所用的變量“公司信息披露質(zhì)量(Rating)”。由于樣本中深交所評級極好的(得分為“A”或者“優(yōu)秀”)的公司和評級極差(得分為“D”或“不及格”)的極端樣本較少，因此我們剔除了這兩部分樣本，將“公司信息披露質(zhì)量(Rating)”取值為“2”的樣本作為“公司信息披露質(zhì)量較低組”，將其取值為“3”的樣本作為“公司信息披露質(zhì)量較高組”。其結(jié)果見表10所示。

表10 披露積極性、公司信息披露質(zhì)量與澄清公告類型的回歸結(jié)果① 限于篇幅，進(jìn)一步分析中的表格控制變量均未列出，感興趣的讀者可掃描本文二維碼獲取附錄，查看完整表格，后表同。

表10的數(shù)據(jù)顯示，第(1)列和第(3)列中，“傳聞是否為真(Trueornot)”虛擬變量的系數(shù)分別在10%和5%的水平上顯著為負(fù)，而第(2)列和第(4)列中，該變量的系數(shù)并不顯著。以上結(jié)果表明，信息披露質(zhì)量較差的公司會顯著地傾向于積極披露否定式公告，盡快澄清假消息；而信息披露質(zhì)量較高的公司對真消息和假消息的澄清不存在偏頗。我們認(rèn)為，這可能是因為信息披露質(zhì)量較高的公司在對傳聞進(jìn)行澄清時會一視同仁地進(jìn)行積極澄清，不會特別積極地去澄清哪一類傳聞；信息披露質(zhì)量較差的公司本身在投資者中的認(rèn)可度較低，一旦牽涉負(fù)面?zhèn)髀劊湓谕顿Y者心目中的形象必將再次打折，因此，為防止虛假傳聞對其股價造成負(fù)面沖擊，信息披露質(zhì)量較低的公司必然對假消息更為敏感，迅速澄清的動機也更強。

（二）公司信息披露質(zhì)量、傳聞性質(zhì)與澄清公告效果

以上分析表明，公司信息披露質(zhì)量影響澄清公告的作用主要表現(xiàn)為“股價回復(fù)效應(yīng)”，“股價重估效應(yīng)”并不顯著。但是，市場中的傳聞有好消息和壞消息之分，兩種傳聞對股價的沖擊效應(yīng)并不一樣，而且面對不同傳聞，澄清公告對股價的作用也不盡一致。例如，賈明等(2014)研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)傳聞是好消息時，澄清公告對股價具有顯著作用，但對于壞消息傳聞，澄清公告對股價無顯著作用。由此我們預(yù)期，在面對不同傳聞時，公司信息披露質(zhì)量對澄清公告回復(fù)股價的作用也有所不同。

為檢驗以上預(yù)期，我們首先對針對正面?zhèn)髀労拓?fù)面?zhèn)髀勥M(jìn)行澄清的公告在不同窗口期內(nèi)的CAR值是否顯著異于零進(jìn)行了t檢驗，結(jié)果如表11所示。從表11中數(shù)據(jù)可見，對正面?zhèn)髀剚碚f，CAR均值從(-1，1)窗口內(nèi)的3.66%下降到(0，5)窗口內(nèi)的0.54%；而負(fù)面?zhèn)髀剟t恰好相反，CAR均值在(-1，1)窗口內(nèi)為-0.98%，而在(0，5)的窗口內(nèi)則變?yōu)?1.48%，表明澄清公告日后負(fù)面?zhèn)髀劧鴰淼漠惓Ｊ找娴慕^對值并未消減，反而有所增加。

以上結(jié)果表明，澄清公告對正面?zhèn)髀劸哂幸欢ǖ某吻逍Ч珜τ谪?fù)面?zhèn)髀劊粌H沒有明顯的澄清效果，反而還加劇了負(fù)面?zhèn)髀剬竟蓛r的沖擊，這與趙靜梅等(2010)、賈明等(2014)等學(xué)者的研究結(jié)論一致。

表11 正、負(fù)傳聞澄清公告CAR均值t檢驗

進(jìn)一步，我們將否定式公告的樣本根據(jù)被澄清的傳聞是正面還是負(fù)面區(qū)分為“否定式/正面?zhèn)髀劇焙汀胺穸ㄊ?負(fù)面?zhèn)髀劇眱蓚€子樣本，重新對模型(1)進(jìn)行回歸估計，結(jié)果如表12所示。表12中數(shù)據(jù)顯示，公司信息披露質(zhì)量促進(jìn)澄清公告對公司股價的回復(fù)效應(yīng)主要體現(xiàn)在對負(fù)面?zhèn)髀劦某吻暹^程中，而在對正面?zhèn)髀劦某吻暹^程中沒有顯著影響。

表12 公司信息披露質(zhì)量、傳聞性質(zhì)與否定式公告效果的回歸檢驗結(jié)果

（三）公司信息披露質(zhì)量、傳聞內(nèi)容與澄清公告效果

上文分析尚未考慮傳聞所涉及的內(nèi)容這一因素。

由于公司財務(wù)信息是投資者進(jìn)行投資決策的重要依據(jù)，因此涉及公司財務(wù)方面的信息會受到投資者的重點關(guān)注。我國資本市場中涉及公司財務(wù)經(jīng)營狀況的傳聞眾多，盈利、重組、并購、再融資等傳聞最為盛行。在趙靜梅等(2010)的研究樣本中，這類樣本占比超過90%；在劉春林和張寧(2012)的研究樣本中，這類樣本也超過了60%。在本文的研究樣本中，針對財務(wù)類傳聞進(jìn)行澄清的樣本為544條，占比為61.75%。

由于財務(wù)類傳聞在市場中較為盛行，投資者也頗為關(guān)注，因此本文將研究樣本進(jìn)一步區(qū)分為針對財務(wù)類傳聞進(jìn)行澄清的樣本和針對非財務(wù)類傳聞進(jìn)行澄清的樣本。其中，本文將涉及財務(wù)數(shù)據(jù)、經(jīng)營成果、財務(wù)造假、關(guān)聯(lián)交易、投融資、股權(quán)轉(zhuǎn)讓、兼并收購、政府資金注入等內(nèi)容的澄清公告作為財務(wù)類傳聞澄清公告樣本，其他則統(tǒng)一歸為非財務(wù)類傳聞澄清公告樣本。

根據(jù)以上分類，我們將否定式公告樣本再次劃分為財務(wù)類樣本和非財務(wù)類樣本，然后對模型(1)進(jìn)行分樣本回歸，結(jié)果見表13。表13中的數(shù)據(jù)表明，對于財務(wù)類傳聞而言，公司信息披露質(zhì)量的提高能夠顯著促進(jìn)否定式澄清公告的股價回復(fù)作用。

表13 信息披露質(zhì)量對財務(wù)類、非財務(wù)類傳聞澄清公告效應(yīng)影響的回歸結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

資本市場中的股價反映了市場中各種信息的博弈過程，澄清公告與市場傳聞是一對方向相反的信息流，而公司信息披露質(zhì)量在這對信息流的博弈過程中也會產(chǎn)生作用，影響博弈結(jié)果即股價的表現(xiàn)。本文手工搜集了2010年至2013年期間深市公司發(fā)布的所有澄清公告，并以此為樣本，研究了公司信息披露質(zhì)量在澄清公告影響股價過程中的作用。研究發(fā)現(xiàn):(1)公司信息披露質(zhì)量對否定式澄清公告具有“股價回復(fù)效應(yīng)”；(2)考慮澄清公告披露是否積極后發(fā)現(xiàn)，公司信息披露質(zhì)量對澄清公告效果還具有“補充效應(yīng)”，這種效應(yīng)也主要體現(xiàn)在否定式公告方面；(3)進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，信息披露質(zhì)量較差的公司會顯著地傾向于積極披露否定式公告，迅速澄清假消息；而信息披露質(zhì)量較高的公司，在澄清真消息或者假消息的時候一視同仁；(4)區(qū)分傳聞性質(zhì)后發(fā)現(xiàn)，公司信息披露質(zhì)量促進(jìn)否定式公告的股價回復(fù)效應(yīng)主要體現(xiàn)在對負(fù)面?zhèn)髀劦某吻迳希?5)區(qū)分傳聞內(nèi)容后發(fā)現(xiàn)，公司信息披露質(zhì)量促進(jìn)否定式公告的股價回復(fù)作用主要體現(xiàn)在對財務(wù)類傳聞的澄清上。

本文的研究結(jié)論具有一定的現(xiàn)實啟示。一方面，由于提升信息披露質(zhì)量能夠促進(jìn)澄清公告對股價的調(diào)整，助力澄清公告在與傳聞的博弈中獲得主導(dǎo)地位，有利于股價盡快回歸理性水平從而促進(jìn)市場效率。因此，上市公司應(yīng)當(dāng)加強對信息披露質(zhì)量的監(jiān)督，提升自身的信息披露質(zhì)量。另一方面，由于傳聞出現(xiàn)后不積極澄清的公司其澄清公告對股價的回復(fù)效果需要借助信息披露質(zhì)量提升等補充機制才能有效完成，而信息披露質(zhì)量的提升需要相對較長的時間才能實現(xiàn)，因此目前有效緩解傳聞對股價沖擊的方式就是對公司發(fā)布澄清公告的及時性進(jìn)行強制規(guī)范，相關(guān)機構(gòu)可考慮在規(guī)范中加入“三天以內(nèi)澄清”等明確的披露時限。