机构持股、投资者情绪与应计异象

第２８卷第１１期管理评论Ｖｏｌ．２８，Ｎｏ．１１２０１６年１１月ＭａｎａｇｅｍｅｎｔＲｅｖｉｅｗＮｏｖ．，２０１６机构持股㊁投资者情绪与应计异象鹿㊀坪㊀姚海鑫（辽宁大学商学院，沈阳１１０１３６）摘要：以２００７－２０１１年期间我国上市公司为研究样本，依据行为金融理论实证检验了投资者情绪对应计异象的影响㊂结果表明，在情绪高涨（低迷）期，会计应计错误定价的程度更高（低）㊂进一步研究表明，机构投资者整体持股对投资者情绪与应计异象之间关系的影响在不同窗口期存在差异，在短期内增强了投资者情绪对应计异象的正向影响，但在长期则减轻了投资者情绪对应计异象的正向影响㊂不同类型机构投资者持股对投资者情绪与应计异象之间关系的影响存在差异㊂关键词：应计异象；投资者情绪；机构持股；定价效率收稿日期：２０１４－０９－０５基金项目：国家社会科学基金项目（１５ＢＧＬ０７７）；国家自然科学基金青年项目（７１６０２０８２）㊂作者简介：鹿坪，辽宁大学商学院讲师，博士；姚海鑫，辽宁大学商学院教授，博士生导师，博士㊂引㊀言盈余定价一直是金融和财务领域的热点问题之一㊂Ｓｌｏａｎ［１］首次发现了应计异象现象，投资者对盈余的会计应计成分定价过高，导致当期应计水平与未来期间的股票回报负相关㊂关于应计异象的形成原因，学者们提出了多种观点㊂风险观点认为，资本市场是有效的，应计异象是由于研究者没有找到相应的风险定价因素［２，３］；套利局限性观点认为，应计异象是由于特质性波动和交易成本限制了风险规避的套利者的能力［４，５］㊂近期的研究表明，投资者心理偏差对应计异象的形成具有重要影响［６］㊂Ａｌｉ和Ｇｕｒｕｎ［７］首次研究了投资者情绪对应计异象的影响，结果表明在情绪高涨期投资者的注意力相对较低，他们不太关心由于对盈余的会计应计成分和现金流量成分的有限关注导致的错误定价所带来的损失，从而导致会计应计的过高定价㊂２０００年，中国证监会提出 超常规㊁创造性地发展机构投资者 的战略㊂在此后的１０多年时间里，我国机构投资者得到迅速发展㊂截止２０１２年底，基金管理公司管理资产３ ６１万亿元，净值２ ８７万亿元，专业机构投资者持有流通Ａ股市值比例达１７ ４％，机构投资者在我国资本市场中的地位已经举足轻重㊂Ｃｏｌｌｉｎｓ等［８］首次研究了机构持股对应计异象的影响，以机构持股作为投资者精明程度的代理变量，会计应计定价反映了精明投资者和幼稚投资者对信息加工的加权平均，机构投资者持股水平越高，会计应计错误定价程度越低㊂机构投资者更接近于有效市场假说中的 理性经济人 ，他们能够识别盈余中的会计应计成分和现金流量成分的不同持续性，并通过交易行为纠正应计异象［９，１０］㊂Ａｌｉ和Ｇｕｒｕｎ［７］虽然研究了投资者情绪对应计异象的影响，但却忽视了机构持股对上述关系可能产生的影响㊂孙健和贺春艳［１１］虽然考虑了机构投资者持股对不同情绪期下应计组合回报的影响，但却没有考虑不同窗口期下投资者情绪对应计异象的影响以及不同类型机构投资者之间的差异㊂基于上述不足，本文以２００７－２０１１年期间我国上市公司为研究样本，运用Ｍｉｓｈｋｉｎ检验法和多元线性回归法实证检验了投资者情绪对应计异象的影响㊂结果表明，高涨的投资者情绪加剧了会计应计的错误定价，低迷的投资者情绪纠正了会计应计的错误定价㊂进一步研究发现，机构整体持股对投资者情绪与应计异象之间关系的影响在不同窗口期存在差异，即在短期内增强了投资者情绪对应计异象的正向影响，但在长期则减轻了投资者情绪对应计异象的正向影响㊂不同类型机构投资者持股的影响作用存在差异㊂本文可能的贡献在于：（１）选取单项情绪指标并剔除宏观经济因素的影响，通过主成分分析法构建了反映中国股票市场投资者情绪的综合指数；（２）以实验心理学和行为金融学的研究成果为依据，从理论上分析４㊀管理评论第２８卷了投资者情绪对行为人决策的影响，并以此为基础探讨投资者情绪对应计异象的影响㊂（３）研究了在不同窗口期下投资者情绪对应计异象的影响，拓展了Ａｌｉ和Ｇｕｒｕｎ［７］的研究㊂在考察机构持股对投资者情绪与应计异象之间关系的影响时，考虑了不同类型机构投资者之间的差异，从而拓展了曾振等［１０］的研究㊂文献回顾１㊁投资者情绪与应计异象Ｈｉｒｓｈｌｅｉｆｅｒ和Ｔｅｏｈ［１２］首先从投资者心理局限的角度解释应计异象，公司同时披露盈余和现金流量，具有有限注意力和加工能力的投资者可能选择仅关注一种对公司价值信息含量更大的计量，因此他们选择盈余㊂关注盈余总额但没有区分不同盈余成分的投资者高估了应计水平较高的公司价值，低估了应计水平较低的公司价值㊂由于这种错误定价最终会被纠正，从而导致当期的高应计预测未来期间的低异常回报，而当期高现金流量则预测未来期间的高异常回报［６］㊂投资者注意力具有认知效应，投资者注意力的提高能够显著提高其对盈余构成信息的认知效率，并降低市场中投资者对会计应计的过高定价［１３］㊂而且在不同市场态势下，高㊁低关注投资者对应计定价具有不同的表现，当市场处于牛市时，高关注投资者对应计进行了合理定价，而低关注投资者则存在对应计的高估；而熊市时，高关注投资者对应计作出偏低的定价，而低关注投资者则对应计作出了较为合理的定价［１４］㊂更进一步，在投资者情绪高涨期投资者对股票的未来表现持乐观态度，他们不太关心由于有限关注盈余的会计应计成分和现金流量成分导致的错误定价可能带来的损失［１５］㊂Ａｌｉ和Ｇｕ⁃ｒｕｎ［７］的证据表明，单位会计应计错误定价程度在情绪高涨期高于情绪低迷期㊂基于会计应计构造套利组合，当投资者选择高盈余质量（低会计应计）的公司时，他们在投资者情绪低迷期获得的回报高于情绪高涨期［１１］㊂２㊁机构持股㊁投资者情绪与应计异象Ｃｏｌｌｉｎｓ等［８］首次发现机构投资者持股能够减轻应计异象现象㊂但关于机构投资者能否稳定市场情绪，从而消除资产的错误定价却存在着两种截然相反的观点㊂一方面，机构投资者的投资行为更加理性，其高价卖出低价买进的负反馈交易策略，会降低散户投资者非理性交易造成的股价波动［１６］㊂机构投资者在形成预期时考虑了个人投资者情绪㊂当个人投资者更加悲观（乐观）时，机构投资者的预期更加乐观（悲观），因为机构投资者注意到噪音交易者驱动股价低于（高于）其内在价值㊂基金经理会规避前期受到情绪高涨的投资者热捧的股票，这与情绪对抗假说（ｓｅｎｔｉｍｅｎｔｃｏｕｎｔｅｒｉｎｇｈｙｐｏｔｈｅｓｉｓ）一致［１７］㊂但另一方面，机构持股也可能加剧市场情绪的波动，从而增大应计错误定价程度㊂首先，机构投资者往往表现出羊群行为［１８］㊂机构投资者并没有根据其教育背景和专业资质分析信息，通过理性判断作出决策，而是跟随其他投资者的投资行为，趋同的投资行为导致市场情绪的更大波动［１９］㊂Ｓｃｈａｒｆｓｔｅｉｎ和Ｓｔｅｉｎ［２０］的声誉模型证明，基金经理跟随其他经理的投资策略来自声誉方面的考虑，跟随策略造成的损失并不会对个人声誉造成负面影响㊂基金经理往往效仿其他基金的投资行为，而并不考虑自己掌握的信息和个人的判断，因为他们推测其他经理可能掌握了相关信息［２１］㊂其次，机构投资者在投资者情绪乐观或悲观期时往往助推了市场情绪［２２］㊂在市场层面，随着大盘的不断高估，机构投资者的持股比例逐渐上升，推动市场情绪的进一步上升，而机构投资者在泡沫顶部的不断减仓导致了股市泡沫破裂并进而推动了股市的暴跌㊂在个股层面，在个股价格顶部前后，机构投资者的持股比例变化呈明显的 倒Ｖ型 ［２３］㊂刘斌和张健［９］，曾振等［１０］在研究机构持股对应计异象的影响时没有考虑不同类型机构投资者之间的差异，因此其研究结论具有一定的局限性㊂近期国内学者在资本市场研究中开始重视机构投资者的异质性㊂不同类型机构投资者对市场情绪的影响并不一致［２４］，而且每类机构投资者影响市场情绪的经验证据仍存在分歧㊂祁斌等［２５］发现中国证券投资基金能够降低市场波动性，并起到市场情绪 稳定器 的作用㊂但谢赤等［２６］发现证券投资基金显著增大了股票市场收益率的波动，加剧了市场非理性的上涨和下跌㊂苏艳丽和庄新田［２７］的研究也表明，中国证券投资基金存在显著的羊群行为和正反馈交易行为特征㊂唐跃军和宋渊洋［２８］的证据表明，合格境外机构投资者（ＱＦＩＩ）具有成熟的投资理念和较强的价值选择能力㊂但程天笑等［２９］发现，ＱＦＩＩ对于中国股市信息掌握较少，其交易行为倾向于追随境内机构投资者，因此是市场情绪波动的助推者㊂可见，机构投资者异质性对投资者情绪与应计异象之间关系的影响可能存在差异，但目前尚没有文献对该问题进行分析㊂第１１期鹿㊀坪，等：机构持股㊁投资者情绪与应计异象５㊀通过以上文献回顾可以发现，关于机构持股㊁投资者情绪与应计异象的已有研究成果仍存在以下不足㊂Ａｌｉ和Ｇｕｒｕｎ［７］虽然考察了投资者情绪对应计异象的影响，但却忽略了机构持股对投资者情绪与应计异象之间关系的影响㊂孙健和贺春艳［１１］虽然考虑了机构投资者持股比例对不同情绪期下应计组合回报的影响，但却没有考虑不同窗口期下投资者情绪对应计异象影响的差异㊂刘斌和张健［９］，曾振等［１０］在研究机构持股时都将各类机构投资者视为一个整体，忽略了不同类型机构投资者之间的差异㊂基于上述不足，本文研究了不同类型机构投资者持股及其整体持股对不同窗口期下投资者情绪与应计异象之间关系的影响㊂理论分析与研究假设１㊁投资者情绪与应计异象心理学表明情绪可以从信息加工方式和风险偏好两个方面影响行为人的决策［３０］㊂一方面，认知协调理论指出，我们的情绪反映了我们所处的环境，悲观情绪反映了不利环境，而乐观情绪反映了有利环境㊂行为人的信息加工策略是调整以适应环境的需要㊂不利环境会导致行为人自发地采用系统的㊁以细节为导向的加工方式；相反，有利环境则会促使自发性地使用依赖于已有知识结构和惯常做法的加工风格［３１］㊂实验心理学的证据表明，与处于负情绪的行为人相比，处于正情绪的行为人对自身能力和未来环境拥有不切实际的乐观，从而正情绪鼓励行为人依赖自身的直觉和本能而不是对信息的全面仔细分析［３２］㊂另一方面，情绪对风险偏好有影响，风险偏好可能不像经济理论所认为的那样稳定［３３］㊂实验对象面对相同的决策问题时，在不同条件下常常做出不同的选择［３４］㊂当发生损失的概率大时，乐观情绪会阻碍尝试风险㊂当损失的概率低时，乐观情绪会鼓励承担风险［３５］㊂对比正情绪和控制组的研究发现，在发生损失概率较高的环境下，具有正情绪的人往往更加谨慎或自我保护［３６］㊂根据上述实验心理学和行为金融理论，在情绪高涨期，投资者更依赖于以往所习惯的仅盯住盈余总额的信息加工方式，从而忽略会计应计的低持续性㊂同时，高涨的情绪会鼓励投资者承担更高的风险，导致他们对股票的未来表现持乐观态度，并忽视由于对盈余的会计应计成分的有限关注可能带来的损失㊂相反，在情绪低迷期，投资者更倾向于关注盈余组成，即采用以细节为导向的信息加工方式㊂同时，低迷的情绪会阻碍投资者承担风险，导致他们对股票的未来表现持悲观态度，并更加关注盈余中不同成分之间的持续性差异以避免可能的损失［１５］㊂基于以上分析，我们提出如下假设：假设１：在投资者情绪高涨（低迷）期，会计应计的错误定价程度更高（低）㊂２㊁机构持股㊁投资者情绪与应计异象机构投资者与个人投资者在精明程度和投资行为方面存在差异［３７］㊂因此，机构持股影响投资者情绪，进而影响投资者情绪与应计异象之间的关系就成为了待检验的理论逻辑㊂关于机构投资者与个人投资者之间的相互作用及其对金融资产价格的影响共有以下三个理论㊂第一个理论是理性市场观点［３８］，认为个人投资者的交易行为可能存在非理性，但这类交易并不会对价格产生显著影响，因为精明的机构交易者（套利者）会迅速抵消个人投资者非理性交易导致的股价对内在价值的偏离，从而使市场保持理性和平稳情绪状态㊂第二个理论考虑到了市场中的各种摩擦，如卖空限制㊁噪音交易者风险㊁资本局限等㊂由于这些因素，精明的机构投资者可能无法消除高涨的市场情绪导致的股价泡沫，股价是由个人投资者的噪音交易驱动的［３９］㊂第三个理论认为机构投资者可能实际上加剧了市场情绪的非理性㊂机构投资者预期正反馈交易者将会购买日后股价更高的股票，从而加剧股价的波动［４０］㊂鉴于不同类型机构投资者对市场投资者情绪影响作用的理论和经验证据都存在分歧㊂因此，关于机构投资者总体持股以及不同类型机构投资者持股对投资者情绪与应计异象之间关系的影响，本文提出如下两个对立的假设：假设２ａ：机构持股会增强投资者情绪对应计异象的正向影响；假设２ｂ：机构持股会削弱投资者情绪对应计异象的正向影响㊂研究设计１㊁主要变量说明（１）投资者情绪（Ｓｅｎｔ）㊂借鉴Ｂａｋｅｒ和Ｗｕｒｇｌｅｒ［４１］的方法，本文选取了下列源指标：封闭式基金折价６㊀管理评论第２８卷（ＤＣＥＦ）；换手率（ＴＵＲＮ）；ＩＰＯ筹资金额（ＩＰＯＡ）；ＩＰＯ首日收益率（ＩＰＯＲ）；消费者信心指数（ＣＣＩ）；新增投资者开户数（ＮＩＡ）㊂为了降低这些源指标与系统性风险可能存在的联系，本文将这些源指标分别与若干宏观经济变量做回归，以剔除系统性风险因素的影响㊂本文选取的反映宏观经济周期的变量包括：工业增加值增速㊁宏观经济景气指数㊁消费者价格指数㊁工业生产者出厂价格指数㊂本文运用主成分分析法将各个主成分与变量的负载乘以相应主成分的加权平均值㊂最终得到的剔除宏观经济周期因素的投资者情绪指数（Ｓｅｎｔ）方程如下：Ｓｅｎｔｔ＝０ １３６ＤＣＥＦｔ＋０ ２２７ＴＵＲＮｔ－１＋０ １３８ＩＰＯＡｔ＋０ ３０５ＩＰＯＲｔ＋０ １０１ＣＣＩｔ－１＋０ ３３８ＮＩＡｔ－１（１）图１至图６分别显示了封闭式基金折价率（ＤＣＥＦ）㊁市场换手率（ＴＵＲＮ）㊁ＩＰＯ融资金额（ＩＰＯＡ）㊁ＩＰＯ首日收益率（ＩＰＯＲ）㊁消费者信心指数（ＣＣＩ）和新增投资者开户数（ＮＩＡ）与投资者情绪指数（Ｓｅｎｔ）的时序图㊂上述各图显示，各个源指标与投资者情绪指数基本保持了一致的变化趋势，表明本文选取的６个源指标较为合理，反映了中国股市的投资者情绪㊂图１㊀投资者情绪与封闭式基金折价图２㊀投资者情绪与市场换手率图３㊀投资者情绪与ＩＰＯ融资金额图４㊀投资者情绪与ＩＰＯ首日收益率图５㊀投资者情绪与消费者信心指数图６㊀投资者情绪与新增投资者开户数㊀㊀图７和图８为投资者情绪与上证综指和深证综指的时序图㊂从图中可以看出本文构建的投资者情绪指数与沪深股指的波动情况大体相吻合，表明投资者情绪对证券市场行情存在着不可忽视的影响㊂（２）累计异常回报（ＣＡＲ）㊂用个股在某个交易日的原始回报减去相应的市场回报，得到日异常回报第１１期鹿㊀坪，等：机构持股㊁投资者情绪与应计异象７㊀（ＡＲ）；然后再将窗口期内各个交易日的ＡＲ累加得到累计异常回报（ＣＡＲ）㊂图７㊀投资者情绪与上证综指图８㊀投资者情绪与深证成指㊀㊀（３）会计应计（ＡＣＣ）㊂总会计应计（ＴＡｃｃ）㊂参照Ｓｌｏａｎ［１］的方法，并考虑公司规模的影响，总会计应计＝（会计盈余－经营活动净现金流量）／总资产㊂操纵性应计（ＤＡｃｃ）㊂根据修正的Ｊｏｎｅｓ模型将上市公司总会计应计分离为非操纵性应计与操纵性应计㊂（４）机构持股（Ｉｎｓｔ）㊂期末机构投资者持股数除以流通股总数㊂本文分别考虑了证券投资基金（Ｆｕｎｄ）㊁券商（Ｂｒｏｋｅｒｓ）㊁保险公司（Ｉｎｓｕｒａｎｃｅ）㊁社保基金（ＳＳＦ）㊁信托（Ｔｒｕｓｔ）和合格的境外机构投资者（ＱＦＩＩ）６类机构投资者，以及这６类机构投资者持股的总和（Ｉｎｓｔ＿Ａｌｌ）㊂２、模型设定（１）Ｍｉｓｈｋｉｎ检验本文采用Ｍｉｓｈｋｉｎ的理性预期模型检验股价是否正确地反映了盈余的会计应计成分㊂为了检验投资者情绪对会计应计市场定价的影响，在模型中加入了投资者情绪的虚拟变量ＳｅｎｔＨ（投资者情绪高涨期，取值为１；否则，取值为０），运用迭代非线性最小二乘法估计方程（２）和（３）：Ｅａｒｎｔ＋１＝γ０＋γ１Ａｃｃｒｕａｌｓｔ＋γ１ＨＳｅｎｔＨˑＡｃｃｒｕａｌｓｔ＋γ２Ｃａｓｈｔ＋γ２ＨＳｅｎｔＨˑＣａｓｈｔ＋εｔ＋１（２）㊀㊀㊀㊀㊀ＡＲｔ＋１＝δ０＋δ１［Ｅａｒｎｔ＋１－γ０－γ∗１Ａｃｃｒｕａｌｓｔ－γ∗１ＨＳｅｎｔＨˑＡｃｃｒｕａｌｓｔ－γ∗２Ｃａｓｈ－γ∗２ＨＳｅｎｔＨˑＣａｓｈｔ］＋ｕｔ（３）㊀㊀方程（２）是预测方程，其中γ１和γ２分别反映了投资者情绪低组会计应计和现金流量预测未来盈余的持续性，γ１Ｈ和γ２Ｈ反映了投资者情绪高组与低组之间的差异㊂方程（３）是估值方程，γ∗１和γ∗２分别反映了市场对投资者情绪低组的会计应计和现金流量的持续性的估计，γ∗１Ｈ和γ∗２Ｈ反映了投资者情绪高组与低组之间的差异㊂根据Ｓｌｏａｎ的结论，市场存在对会计应计的过高定价，即γ１／γ∗１＜１，该比率越小表明会计应计错误定价的程度越高，即定价效率越低；相反，若该比率越接近于１则表明会计应计错误定价的程度越低，即定价效率越高㊂根据假设１，投资者情绪越低迷，会计应计的定价效率越高，预期γ１／γ∗１越接近于１；投资者情绪越高涨，会计应计的定价效率越低，预期（γ１＋γ１Ｈ）／（γ∗１＋γ∗１Ｈ）越小，并且γ１／γ∗１＞（γ１＋γ１Ｈ）／（γ∗１＋γ∗１Ｈ）㊂（２）多元回归分析借鉴Ａｌｉ和Ｇｕｒｕｎ［７］以及Ｃｏｌｌｉｎｓ等［８］，本文构建模型（４）检验假设１，为了避免各类型机构投资者持股与机构投资者总体持股之间可能存在的自相关问题，本文分别构建模型（５）和（６）检验假设２㊂ＣＡＲｉ，ｔ＋１＝α０＋α１Ａｃｃｉｔ＋α２ＡｃｃｉｔˑＳｅｎｔｉ＋α３Ｂｅｔａｉｔ＋α４Ｓｉｚｅｉｔ＋α５ＢＭｉｔ＋α６ＥＰｉｔ＋ＹｅａｒＤｕｍｍｙ＋ＩｎｄｕｓｔｒｙＤｕｍｍｙ＋εｉｔ（４）α２ｉ，ｔ＝β０＋γｋ ６ｋ＝１Ｉｎｓｔｋｉ，ｔ－１＋φｋ ６ｋ＝１ΔＩｎｓｔｋｉ，ｔ＋εｉｔ（５）α２ｉ，ｔ＝β０＋γＩｎｓｔ＿Ａｌｌｉ，ｔ－１＋φΔＩｎｓｔ＿Ａｌｌｉ，ｔ＋εｉｔ（６）㊀㊀在方程（４）中，ＣＡＲｉ，ｔ＋１为被解释变量，表示股票在未来期间的累计异常回报㊂Ａｃｃ和ＡｃｃˑＳｅｎｔ为解释变量，其中Ａｃｃ表示会计应计水平，用总应计ＴＡｃｃ和操纵性应计ＤＡｃｃ度量㊂Ｓｅｎｔ为投资者情绪㊂已有研究显示，公司贝塔系数㊁规模㊁账面市值比以及每股收益与每股市价比率等对应计异象有显著影响［３，７］，因此本文８㊀管理评论第２８卷控制上述变量㊂其中，Ｂｅｔａ代表市场风险，它由ＣＡＰＭ估计得到；Ｓｉｚｅ代表公司规模，它等于公司总资产的自然对数；ＢＭ表示公司权益的账面价值与市场价值的比值；ＥＰ表示每股收益与每股市价的比率㊂ＹｅａｒＤｕｍｍｙ和ＩｎｄｕｓｔｒｙＤｕｍｍｙ分别表示年份和行业哑变量㊂根据Ｓｌｏａｎ［１］的结论，当期会计应计水平与股票未来期间异常回报负相关，本文预期方程（４）中α１＜０㊂交互项系数α２反映了投资者情绪对会计应计定价的影响，本文预期在投资者情绪高涨（低迷）期，会计应计的错误定价程度更高（低），从而方程（４）中α２＜０㊂在方程（５）和（６）中，方程（４）的交互项系数α２，即投资者情绪对应计异象的影响，作为被解释变量㊂Ｉｎｓｔｋｉ，ｔ－１为机构投资者在上期末的持股比例，作为解释变量㊂ΔＩｎｓｔｋｉ，ｔ控制了机构投资者持股在本期的变动㊂Ｉｎｓｔ１至Ｉｎｓｔ６分别表示证券投资基金（Ｆｕｎｄ）㊁券商（Ｂｒｏｋｅｒｓ）㊁保险公司（Ｉｎｓｕｒａｎｃｅ）㊁社保基金（ＳＳＦ）㊁信托（Ｔｒｕｓｔ）以及合格的境外机构投资者（ＱＦＩＩ），Ｉｎｓｔ＿Ａｌｌ为上述６个机构的持股总和㊂当机构持股增强投资者情绪与应计异象之间的正向关系时，预期γｋ＜０；反之，当机构持股削弱投资者情绪与应计异象之间的正向关系时，预期γｋ＞０㊂３㊁样本选择和数据来源本文以沪深股市２００７－２０１１年期间上市公司年报㊁中报和季报的盈余公告为样本㊂由于上市公司年报公告日截止到次年的４月底，同时需要使用盈余公告日后３６０个交易日的财务数据，因此样本选取截止到２０１１年㊂本文按照以下标准对样本进行筛选：（１）剔除金融类上市公司；（２）剔除ＳＴ和ＰＴ上市公司；（３）剔除相关财务数据缺失的样本㊂另外为消除异常值的影响，本文对除投资者情绪外的变量进行了９９％ｗｉｎｓｏｒｉｚｅ处理，最终得到样本观测值２５６２６个㊂本文将投资者情绪指数为正的季度定义为情绪高涨期，投资者情绪指数为负的季度定义为情绪低迷期，这样投资者情绪高涨期的样本量为１１２７５个，低迷期的样本量为１４３５１个㊂本文的公司财务数据来自ＣＳＭＡＲ数据库和ＲＥＳＳＥＴ数据库，机构投资者持股数据来自ＷＩＮＤ数据库，消费者信心指数来自国家统计局网站，股市新增投资者数据来自中国证券登记结算统计年报㊂实证结果与分析１㊁描述性统计表１　变量的描述性统计变量均值中位数最小值最大值标准差ＣＡＲ［１，９０］０ ００５０ ０１６－０ ７３４０ ６６５０ ２６２ＣＡＲ［１，１８０］０ ０１８０ ０４７－１ ３４１１ １２００ ４７０ＣＡＲ［１，３６０］０ ０３３０ １１８－２ ５９８２ ０７５０ ８６８ＴＡｃｃ０ ００７０ ００５－０ ２９００ ４１７０ １１１ＤＡｃｃ０ ０３６０ ０２４－０ ３３７０ ５９１０ ２８７Ｓｅｎｔ－０ １１８－０ ２２０－１ ０８４１ ８８９０ ７０１Ｆｕｎｄ０ １２７０ １０９００ ８４９０ ４４３Ｂｒｏｋｅｒｓ０ ０３４０ ０３１００ ８６２０ ４６１Ｉｎｓｕｒａｎｃｅ０ ０３９０ ０３３００ ２７００ ２５６ＳＳＦ０ ０４５０ ０３６００ ２５９０ ２２８Ｔｒｕｓｔ０ ０２１０ ０１７００ １９６０ ２６０ＱＦＩＩ０ ０４１０ ０３７００ ３１１０ ２８１Ｉｎｓｔ＿Ａｌｌ０ ３０７０ ２９０００ ７６９０ ４６７Ｂｅｔａ０ ９７４０ ９８６－０ １４１１ ９７２０ ３４８Ｓｉｚｅ２１ ７７２１ ６５１９ ４８２５ ４０１ １３ＢＭ０ ３６００ ３８１０ ０５６２ ４５１０ ３９８ＥＰ０ ０１６０ ０２０－０ ６１３０ ２２７０ ０５２表１报告了变量的描述性统计㊂季报㊁中报和年报后股价累计异常回报的均值和中位数均为正，表明市场对上市公司财务报告总体上做出了积极的反应㊂总应计和操纵性应计的最大值和最小值分别为０ ４１７和－０ ２９０以及０ ５９１和－０ ３３７，表明会计应计对公司盈余既存在正向影响也存在负向影响㊂投资者情绪指数的均值和中位数分别为－０ １１８和－０ ２２０，表明低迷情绪主导市场的情况更多，最大值和最小值分别为１ ８８９第１１期鹿㊀坪，等：机构持股㊁投资者情绪与应计异象９㊀和－１ ０８４，标准差达到了０ ７０１，表明不同期间投资者情绪存在很大差异㊂６类机构持股总和的最小值和最大值分别为０和７６ ９％，表明上市公司机构投资者持股比例差异很大㊂证券投资基金是我国资本市场上最大的机构投资者，其持股比例达１２ ７％，占６类机构持股总和的４１ ４％㊂券商㊁保险公司㊁社保基金㊁信托和合格的境外机构投资者的持股比例大体相当，都在５％以下㊂２㊁Ｍｉｓｈｋｉｎ检验表２的ＰａｎｅｌＡ报告了市场对会计应计定价的检验结果㊂对于会计应计，预测系数与估值系数的比率（γ１／γ１∗）分别为０ ６５４㊁０ ６０７和０ ６０５，表明市场对会计应计过高定价㊂对于现金流量，预测系数与估值系数的比率（γ２／γ２∗）分别为１ ２６３㊁１ ２７２和１ ３２９，表明市场对现金流量过低定价㊂为了检验这种定价偏误在统计上是否显著，施加定价限制后联合估计方程（２）和（３）㊂对会计应计施加定价限制（γ１＝γ１∗）后，似然率统计量值分别为１０ ６３０㊁９ ５１２和１０ ９３７，在统计上均显著，表明市场对会计应计的过高定价是显著的㊂对现金流量施加定价限制（γ２＝γ２∗）后，似然率统计量值分别为６ ６５９㊁６ ８８４和１０ ４２９，在统计上均显著，表明市场对现金流量的过低定价是显著的㊂对市场整体定价检验施加定价限制（γ１＝γ１∗，γ２＝γ２∗）后，似然率统计量值分别为１４ １７５㊁１３ ４８７和１６ １３６，在统计上均显著，表明市场对盈余不同组成部分的定价存在显著偏误㊂表２㊀Ｍｉｓｈｋｉｎ检验结果ＰａｎｅｌＡ：会计应计市场定价的检验（Ｎ＝２５６２６）变量预测系数估值系数［１，９０］［１，１８０］［１，３６０］［１，９０］［１，１８０］［１，３６０］Ａｃｃｒｕａｌｓγ１０ ３８８０ ３７６０ ３８１γ１∗０ ５９３０ ６１９０ ６３０Ｃａｓｈγ２０ ６９６０ ６９３０ ７４０γ２∗０ ５５１０ ５４５０ ５５７虚拟假设［１，９０］［１，１８０］［１，３６０］似然率统计量Ｐ值似然率统计量Ｐ值似然率统计量Ｐ值γ１＝γ１∗１０ ６３００ ００５９ ５１２０ ００８１０ ９３７０ ００５γ２＝γ２∗６ ６５９０ ０１９６ ８８４０ ０１６１０ ４２９０ ００７γ１＝γ１∗，γ２＝γ２∗１４ １７５０ ０００１３ ４８７０ ００１１６ １３６０ ０００ＰａｎｅｌＢ：投资者情绪对会计应计市场定价影响的检验（情绪高涨期Ｎ＝１１２７５，情绪低迷期Ｎ＝１４３５１）变量预测系数估值系数［１，９０］［１，１８０］［１，３６０］［１，９０］［１，１８０］［１，３６０］Ａｃｃｒｕａｌｓγ１０ ２５２０ ２４７０ ２３６γ１∗０ ２９４０ ２８９０ ２６７ＳｅｎｔＨˑＡｃｃｒｕａｌｓγ１Ｈ０ ２５７０ ２９４０ ３０８γ１Ｈ∗０ ６５２０ ７０７０ ７３０Ｃａｓｈγ２０ ３４３０ ３５６０ ３５９γ２∗０ ３３００ ３３９０ ３２５ＳｅｎｔＨˑＣａｓｈγ２Ｈ０ ９０２０ ８４１０ ８１５γ２Ｈ∗０ ５６８０ ５５９０ ５２２虚拟假设［１，９０］［１，１８０］［１，３６０］似然率统计量Ｐ值似然率统计量Ｐ值似然率统计量Ｐ值γ１＝γ１∗２ ４６１０ ６０７２ ５８９０ ２７２２ ３１３０ ２４１γ１＋γ１Ｈ＝γ１∗＋γ１Ｈ∗７ ６２６０ ０３４１３ ５３１０ ０００１１ ３０７０ ００２（γ１＋γ１Ｈ）／（γ１∗＋γ１Ｈ∗）＝γ１／γ１∗７ ２０９０ ００５１０ １０６０ ００３１０ ８５９０ ００２ＰａｎｅｌＢ报告了投资者情绪对会计应计定价影响的检验结果㊂在投资者情绪低迷期，会计应计预测系数与估值系数的比率（γ１／γ１∗）分别为０ ８５７㊁０ ８５５和０ ８８４，数值上均接近于１，表明市场对会计应计的定价略偏高㊂在投资者情绪高涨期，会计应计预测系数与估值系数的比率（γ１＋γ１Ｈ）／（γ１∗＋γ１Ｈ∗）分别为０ ５３８㊁０ ５４３和０ ５４６，表明市场对会计应计的定价过高㊂为了检验市场定价偏误的统计显著性，施加定价限制后联合估计方程（２）和（３）㊂在投资者情绪低迷期施加定价限制（γ１＝γ１∗）后，似然率统计量值分别为２ ４６１㊁２ ５８９和２ ３１３，在统计上均不显著，表明投资者情绪低迷期不存在显著的会计应计过高定价，其原因在于情绪低迷时期投资者更加关注盈余的会计应计成分与现金流量成分在持续性上的差异㊂在投资者情绪高涨期施加定价限制（γ１＋γ１Ｈ＝γ１∗＋γ１Ｈ∗）后，似然率统计量值分别为７ ６２６㊁１３ ５３１和１１ ３０７，在统计上均显著，表明投资者情绪高涨期存在显著的会计应计过高定价，其原因在于情绪高涨时期投资者往往不太关注盈余的会计应计成分与现金流量成分在持续性上的差异，进而忽视会计应计错误定价可能带来的损失㊂施加定价限制。