第 36卷 第 1期
2015年 3月
渤海大学学报(自然科学版)
Journal of Bohai University(Natural Science Edition)
Vol_36．No．1
Mar．2015
会计应计、现金流量与盈余公告后股价漂移
田 甜 ，鹿 坪，李亚杰
(辽宁大学 商学院，辽宁 沈阳 110136)
摘 要：以2003—2012年期间我国上市公司盈余公告作为研究样本，将未预期盈余分解为
未预期现金流量和未预期会计应计，以此来检验 PEAD的两个主流解释：反应不足和风险调整．
研究结果表明，与未预期应计相比，未预期现金流量与股票未来回报之间的正相关关系更强．此
外，未预期现金流量对股票未来回报的预测能力大于未预期会计应计．经验证据支持了PEAD的
反应不足解释．
关键词：市场效率；盈余公告后股价漂移；风险溢价；反应不足
中图分类号：F832．5；F275．5； 文献标志码：A 文章编号：1673—0569(2015)01—0081—09
0 引言
盈余公告后股价漂移(PEAD)是一类重要的资本市场异象，该异象的广泛证据使得传统金融中的基
础理论，如有效市场假说、资本资产定价模型等遭遇了前所未有的挑战．研究者们甚至开始重新审视金融
学的基本假定，投资者是完全理性的吗?套利行为能完全迅速地消除错误定价吗?对 PEAD现象的主流
解释——反应不足和风险调整理论的解释能力如何?是否有未被识别的因素影响着资本市场的 PEAD异
象?本文正是基于此而展开研究．本文研究的重要理论意义在于：针对资本市场的PEAD异象，试图揭开
PEAD异象的影响因素和形成过程，检验已有理论对此异象的解释能力．对该问题的研究将汇聚市场效
率 、投资者行为与股票定价研究的共同问题，研究结论将对投资者更清晰地认识资本市场有效性、合理规
划投资行为、掌握股票定价规律等投资决策产生指导作用，这正是本文研究的现实意义所在．
我国资本市场成立相对较晚，对 PEAD的研究尚不充分，已有的研究主要集中于 PEAD现象在我国股
市存在性的检验，对该现象形成原因的研究则非常缺乏．
本文以盈余的组成部分——经营活动现金流量和会计应计为切入点，回答以下三个问题：(1)投资者
对经营活动现金流量和会计应计的定价是否存在差异?(2)经营活动现金流量和会计应计对股票未来回
报的预测能力是否存在差异?(3)分别依据二者构造的套利组合的回报是否依赖于共同的风险因素?通
过以上三个方面的证据来检验风险溢价和反应不足两个理论对我国 PEAD现象的解释力．
本文的贡献在于：第一，以往关于 PEAD的研究，主要检验股票异常回报与未预期盈余之间的关系．本
文则将盈余分解为经营活动现金流量和会计应计，从两个盈余组成部分的市场定价差异、对股票未来回报
的相对预测能力以及套利组合回报的影响因素人手，为 PEAD的形成原因提供了进一步的证据．证据支持
了反应不足理论，对风险调整理论则提出了新的挑战．第二，本文深化了对盈余组成部分与权益估值之间
收稿t3期：2014—10—25．
基金项目：辽宁省教育厅科学研究一般项目(No：W2014015)；辽宁省教育厅人文社会科学重点研究基地专项项 目(No：ZJ2013004)；辽
宁省教育厅科学研究一般项目(No：W2013003)；辽宁省社会科学规划基金青年项 目(No：L14CGL035)；辽宁省社会科学规划
基金一般项目(No：L14BGL017)．
作者简介：田甜(1981一)，女，辽宁大学博士研究生，主要从事公司治理与财务方面的研究．
通讯作者：ttlnu@126．com．
82 渤海大学学报(自然科学版) 第 36卷
关系的理解，为利用 PEAD异象构造投资组合提供了新的策略
1 文献评述、理论分析与研究假设
1．1 文献 评述
Ball和 Brown(1968)首次发现在盈余公告后股价仍然继续向未预期盈余的方向移动，即盈余公告后
股价漂移(PEAD)现象 ¨．此后，Bernard and Thomas(1989) ，Sadka(2006) 利用不同的样本都证明了
Ball和 Brown的结论．国内方面，韩伟华等(2004)[41、张华和张俊喜(2004) 、于李胜和王艳艳(2006) J、
陆婷(2012) 利用不同期间的数据都找到了我国证券市场 PEAD的证据．在 PEAD现象得到普遍证明
后，对该问题的研究转向了对该现象的解释．然而，究竟什么原因导致了PEAD现象却一直是个谜．目前对
于 PEAD现象的解释主要可以分为两类．一类解释认为 PEAD反映了市场均衡期望收益的一个成分，但该
成分却在研究者的资产定价模型的设定中被遗漏了．对于 PEAD，这种解释要求具有高(低)未预期盈余的
公司在某项特征方面的风险更高(低)．Ball，Kothari和 Watts(1993)首先找到了支持该理论的证据，他们
指出具有高(低)未预期盈余的公司，其 p系数增大(减小) J．以往的许多研究都假设 p系数保持不变，
这会导致异常回报的估计产生偏误．为了克服这种偏误，Ball，Kothari和 Watts使用 B系数可变动估计法，
结果表明PEAD现象不再显著．Chordia和 Shivakumar(2002)指出，盈余公告后股价漂移可以由宏观经济
因素解释，特别是通货膨胀 J．Kim和 Kim(2003)构建了一个与未预期盈余有关的风险因素，并发现包含
了这个新因素的4因素模型能够降低盈余公告后股票的异常回报 ¨．总之，这种观点认为 PEAD是由资
产定价模型设定偏误导致的，它并不能挑战有效市场理论．另一类解释认为 PEAD现象产生的原因在于市
场对盈余消息的反应是迟滞的，其原因在于信息加工摩擦阻碍了市场完全理解当前信息的预测含义．
Freeman和 Tse(1989)首先发现了该解释的线索．他们发现 PEAD在很大程度上要持续到下个季度的盈余
公告．如果一个公司在本季度宣告了正(负)的未预期盈余 ，那么市场在下个季度盈余宣告 日附近会出现
正(负)的异常反应 ．Bemard和Thomas(1990)的证据表明，根据幼稚模型得到的盈余预测误差在时间
上是自相关的．如果市场完全吸收了上期的盈余消息，则盈余预测误差不应当是自相关的 引．
我国关于 PEAD现象的早期研究主要检验其存在性，在 PEAD的存在性得到普遍性证据支持后，该领
域的研究逐渐转向了对 PEAD现象的解释．于李胜和王艳艳(2006)从信息不确定性角度出发，证明了信
息质量是 PEAD产生和持续的重要原因之一．孔东民和柯瑞豪(2007)从投资者类型的角度，研究了机构
投资者和个体投资者在驱动 PEAD中的不同作用 引¨．孔东民(2008)从套利局限性的角度探讨了我国
PEAD的原因，检验结果发现 PEAD程度与套利风险和交易成本有着显著的正关系、而与投资者熟练程度
之间显著的负相关，说明套利风险增加或交易成本增加，都会阻止市场效率，使得 PEAD效应持续，而机
构投资者则会利用 PEAD现象获利，从而在一定程度上降低该异象 ¨．陆婷(2012)将反映系统性定价偏
误的偏误定价因子引入资产定价模型能够提升模型对 PEAD的解释力，因此我国证券市场的 PEAD可能
由系统性定价偏误所致．苏明政和张庆君(2013)使用 DCC—MVGARCH模型计算了中国股票市场的异质
波动和与国际股票市场的联动关系，证明了中国股票市场异质性流动的存在，且该现象与国际股票市场的
波动存在联动性 ¨．
从上述分析可知，学术界对于 PEAD现象的成因还远未达成共识，特别是在我国，仍缺乏对 PEAD基
础理论解释的检验．本文采用了与以往文献不同的视角，以盈余的组成部分——经营活动现金流量和会计
应计为切入点，研究投资者对二者的定价差异，二者对股票未来回报的相对预测能力，以及依据二者构造
的套利组合的回报是否依赖于共同的风险因素三方面的证据来检验风险溢价和反应不足两个理论对我国
PEAD现象的解释力．以期对资本市场异象和 PEAD的进一步研究提供有价值的参考．
1．2 理论分析与研究假设
Ali(1994) 161，Hirshleifer等(2009) 发现现金流量对股票未来回报的解释力显著大于会计应计．现
第 1期 田 甜 ，鹿 坪，李亚杰：会计应计、现金流量与盈余公告后股价漂移 83
金流量的价格效应更大的重要原因在于现金流量的持续性更高(Dechow等，1998；Xie，2001)．Dechow等
(1998)证明了在预测下期现金流量方面，当期现金流量比当期盈余的预测能力更强 18 3．Xie(2001)更进一
步，他将会计应计分解为异常会计应计和正常会计应计，结果表明盈余的现金流量成分比正常应计成分的
持续性要强，而正常应计成分的持续性则高于异常应计成分．现金流量对股票未来回报的预测能力高于会
计应计的全部组成部分 ．
关于现金流量和会计应计效应存在一种解释，该解释认为幼稚的投资者只关注总盈余数字，忽视了盈余
分为现金流量和会计应计两个部分．盈余的现金流量成分与未来盈余的正相关性更强，而盈余的会计应计成
分与未来盈余的负相关性更强．忽视这种差异的投资者对具有高应计但低现金流的公司会过度乐观，对具有
低应计但高现金流的公司过度悲观．结果，具有高应计和低现金流的公司被过高定价，从而未来的异常回报
偏低．同样，低应计和高现金流的公司被过低定价，从而未来的异常回报偏高(Hirshleifer，2009) 17 J．PEAD现
象产生的本质是对盈余的错误定价．如果投资者对经营活动现金流量和会计应计这两个利润的组成部分的
定价不同，那么经营活动现金流量和会计应计代表了不同的信息，投资者应当对二者做出不同的反应．PEAD
的风险调整观点则无法解释为什么投资者对盈余的不同组成部分存在定价差异．根据上述分析，本文提出如
下假设：
H1：投资者对盈余的经营活动现金流量成分过低定价，对盈余的会计应计成分过高定价．
对未预期会计应计反应不足后的未来回报要低于对未预期现金流量反应不足后的未来回报．用反应
不足解释 PEAD意味着根据未预期现金流量构造的套利组合的回报显著高于根据未预期会计应计构造的
套利组合的回报．根据上述分析，本文提出如下假设 ：
H2a：未预期现金流量 SUCF在未预期会计应计 SUACC的基础上对未来回报提供了增量的预测能力．
H2b：未预期会计应计 SUACC在未预期现金流量 SUCF的基础上没有对未来回报提供增量的预测能
力．
如果 PEAD反映了投资者对盈余消息反应不足，根据未预期现金流策略构造投资组合获得的回报大
于根据未预期会计应计策略构造投资组合获得的回报，这意味着投资者对未预期现金流量和未预期会计
应计做出了不同的反应，从而导致了不同的回报．如果 PEAD反映了对风险的补偿，那么根据 SUCF和
SUACC策略构造的投资组合的回报将依赖于相同的风险因素或公司特征因素．因此，本文提出如下假设：
H3：未预期现金流量和未预期会计应计代表了不同的信息，二者反映了不同的风险因素．
2 研究设计
2．1 样本选择和数据来源
本文以沪深股市 2003—2012年期间上市公司的年报、中报和季报的盈余公告为样本，并按照以下标
准对样本进行筛选：(1)剔除金融类上市公司；(2)剔除sT和 上市公司；(3)剔除相关财务数据缺失的
样本；(4)为了降低异常值的影响，本文对所有连续变量均进行 l％分位数 winsorize处理．最终得到 40469
个样本观测值．本文的数据来自CSMAR数据库和锐思数据库．
2．2 主要变量说明
1．标准化未预期盈余(SUE)．
SUEn=
E 一E(E )E —E 一4)
E E
Ori Ori￡
其中： 是每股收益； 是未预期盈余的标准差．
2．标准化未预期现金流量(SUCF)和标准化未预期会计应计(SUACC)
SUCFn：—
CF
—
i
—
t -
— —
E (
—
CE
—
lt)
o-i
渤海大学学报(自然科学版) 第 36卷
SUACC = ACC 一E(ACC ) ACC —E(E )一E(CFn) — — — 一 — — — — — — —
oril ori￡
本文使用两种模型估计预期现金流量：(1)根据季度随机游走模型估计，本季度的预期现金流量等于
去年同一季度的实际现金流量，E(c )=CF ；(2)Barth等(2001)[20 3提出的估计预期现金流量的模
型，第 t期的预期现金流量是如下横截面回归的预测值：
CF“=Ol+JBlCF ，￡一l+卢2AAR ，t-l+IB3MNV,，￡一l+』B4△AP ，‘一l+』B5DEPR ，￡一l+卢6OTHER ，c_l+
其中，AAR 是应收账款的变动，△，Ⅳ 是存货的变动，zXAP 是应收账款的变动，DEPR 是折旧和摊销
费用，OTHER 是其他应计项目的总和．
2．3 研究程序
为了检验假设 1，借鉴 Mishkin(1983) 的方法，本文构建如下的模型：
EARN
．
f+1= 0+y1CFO + 2ACC +
． +1 (1)
CAR +1： +卢(EARNi， +1一 0一To CFOn—T2 )ACC“+ +l (2)
方程(1)是预测方程，它估计了经营活动现金流量和会计应计对下一年盈余预测的系数(T)．方程
(2)是估值方程，它估计了市场对经营活动现金流量和会计应计的估值系数( )．使用迭代非线性最小
二乘法估计上述方程．首先，分别不加任何限制地独立地估计方程(1)和(2)，得到预测系数( )和估值系
数(y )．然后在施加限制条件 =7‘的前提下再次估计方程(1)和(2)，目的是为了检验估值系数( )
是否显著异于预测系数( )．这里的虚拟假设是市场对盈余各个组成部分都进行了合理定价．似然率
2NLn(SSR ／SSR )(其中：N=样本数；SSR 是第二阶段限制性回归的残差平方和；SSR 是第一阶段无限制
性回归的残差平方和)服从虚拟假设下的 。分布．通过该统计量的统计显著性判断估值系数( )与预测
系数( )是否有显著差异，从而判断市场对经营活动现金流量和会计应计的定价是否合理，对二者的定价
是否存在差异，这也为市场是否将经营活动现金流量和会计应计区分为不同的信息提供证据．
为了检验假设2，本文分别根据 SUCF和 SUACC将全部公司样本等分为5组，从而形成 25个 SUCF
— SUACC组合，并检验这些组合在 180个交易 日窗口期的回报．分别控制 SUACC(SUCF)以检验 SUCF
(SUACC)是否对未来回报提供了增量预测力．由于一些文献发现 PEAD策略的回报与交易成本有关
(Bhushan(1994) ；Lesmond，Schill和 Zhou(2004) )，因此本文在检验投资组合的回报时还考虑了交
易成本因素．本文使用的交易成本代理变量是相对有效价差(ESpread)．
为了检验假设3，建立如下的模型 (3)：
CAR=Ol+ 1(R 一尺f)+』B2SMB+』B3HML+34UMD+ 5QP+ 6 +』B7 PR+JB8P删 +占 (3)
其中：CAR是股票的累计异常回报；市场风险因素(R 一 )、规模因素(SMB)、价值因素(HML)是
Fama—French三因素模型中的因素；动力因素(UMD)是Carhart(1996) 的四因素模型中的惯性因素；工
业增加值(QP)、未预期通胀(uI)、违约风险溢价的变动(UPR)是套利定价模型(APT)提出的风险因素．
PMN是控制变量，它是做多 SUE最高组、做空 SUE最低组构造的零投资组合，由于 SUCF和 SUACC都是
SUE的组成部分，因此可以预期无论根据 SUCF还是 SUACC构造投资组合时，PMN的系数都显著为正．分
别根据SUCF和SUACC将样本等分为五组，做多 SUCF(SUACC)最高组、做空 SUCF(SUACC)最低组构造
的组合的回报对上述风险因素做回归．如果某些共同的风险因素在统计上显著且符号相同，表明根据
SUCF和SUACC策略构造投资组合的回报可以由相同的风险因素解释，SUCF和 SUACC代表了相同的信
息，市场并没有对 SUCF和SUACC做出不同的反应，该结果将支持 PEAD的风险调整解释．如果没有共同
的风险因素在统计上显著且符号相同，则表明根据 SUCF和 SUACC策略构造投资组合的回报不能由相同
的风险因素解释，SUCF和 SUACC代表了不同的信息，市场对 SUCF和 SUACC做出了不同的反应，该结果
将支持PEAD的反应不足解释．
第 1期 田 甜，鹿 坪，李亚杰：会计应计、现金流量与盈余公告后股价漂移 85
3 实证结果与分析
3．1 描述性统计
表 1 SUCF十等分组的特征
分组 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Panel A：随机游走模型
SUCF 一1 81 —1．04 —0．68 —0．34 —0．08 0．06 0．37 0．69 1．10 1．89
SUE 一1．O7 —0．79 —0．64 —0．35 —0．13 —0．05 0．06 0．13 0．38 0．71
SUACC 1．39 0．71 0．51 0．28 0．03 —0．15 —0．34 —0．59 —0．82 —1．67
Panel B：BCN模型
SUCF 一1．17 —0．72 —0．47 —0．25 —0．07 0．04 0．19 0．35 0．67 1．33
SUE 一0．45 —0．32 —0．24 —0．17 —0．12 —0．07 0．03 0．10 0．19 0．31
SUACC 1．16 O．59 0．34 0．1l 一0．02 —0．15 —0．32 —0．54 —0．75 —1．46
表 1报告了根据 SUCF构造的投资组合的十等分组的描述性统计．Panel A根据随机游走模型估计未
预期现金流量，结果显示 SUE呈单调递增的趋势，SUACC呈单调递减的趋势．
因为 SUCF是 SUE的组成部分，所以 SUE与 SUCF正相关．而 SUCF与 SUACC之和等于 SUE，所以
SUCF与 SUACC负相关．Panel B显示了根据 BCN模型估计预期现金流量的结果．Panel B与Panel A的结果
一 致，但 Panel B中各组问的指标差异相对较小．比如，根据 BCN模型构造投资组合的平均 SUE从 一0．45至
0．31，而根据随机游走模型构造投资组合的平均 SUE从 一1．07至0．71．据 BCN模型构造投资组合的平均
SUCF从 一1．17至 1．33，而根据随机游走模型构造投资组合的平均 SUE从 一1．81至 1．89．关于 BCN模型的
结果为什么会更弱，一种可能的解释是该模型的估计系数的误差增加了SUCF估计值的噪音．
3．2 市场对盈余组成部分的定价检验
表2 盈余组成部分的市场定价检验
Panel A：盈余组成部分对下一年盈余的预测力
预测系数
估计值 T值
I(CFO) 0．591 5．52
2(ACC) 0．097 4．75
Panel B：盈余组成部分定价合理性检验
虚拟假设 似然率统计量
CFO： = 1 142．93
ACC： = 2 95．27
CFO，ACC： = y^1， = y^ 925．67
估值系数
估计值 T值
0．165 4．89
0．256 4．39
边际显著性水平
<0．Oool
< 0．O00l
<0．0oO1
表2的 Panel A报告了方程(1)和(2)在 Mishkin检验第一阶段的系数估计值．对于经营活动现金流
量，估值系数( =0．165)小于预测系数( =0．591)，表明市场低估了经营活动现金流量对下一年盈余
的预测能力．对于会计应计，估值系数(Y2 =0．256)大于预测系数( ，=0．097)，表明市场高估了会计应计
对下一年盈余的预测能力．为了检验这种定价偏差在统计上是否显著，本文在施加合理定价限制(y ’=
y。，y =y )后，在第二阶段联合估计方程(1)和(2)．Panel B中，检验虚拟假设(y =y )报告的似然统
计量 142．93在 0．01％的水平上显著，表明经营活动现金流量的过低定价在统计上是显著的．检验虚拟假
设( =y )报告的似然统计量95．27在0．O1％的水平上显著，表明会计应计的过高定价在统计上是显著
的．检验虚拟假设( 1=yl，y 2=y2)报告的似然统计量925．67在0．01％的水平上显著，表明市场对
这两个盈余组成部分的定价都存在偏差．
投资者对盈余的经营活动现金流量成分定价偏低，对盈余的会计应计成分定价偏高，这意味着经营活
86 渤海大学学报(自然科学版) 第 36卷
动现金流量和会计应计代表了不同的信息，投资者对它们做出了不同的反应，这为 PEAD的反应不足理论
提供了初步的证据．PEAD的风险调整理论则无法解释为什么投资者对盈余的不同组成部分存在定价差
异．
3．3 投资组合回报检验
表3 根据 SUCF和 SUACC策略构造套利组合的累计异常回报(％)
SUC ’
SUACC 1 2 3 4 5 Return(5—1) ESpread Profit(5—1)
Panel A：根据随机游走模型估计 SUCF
1 —5．16 —2．27 —0．73 1．74 4．54 9．70 0．71 8．99
(2．41) (2．26)
2 —3．95 —1．53 —0．07 2．60 4．66 8．61 0．67 7．94
(2．03) (1．97)
3 —3．14 —0．71 0．84 3．89 5．89 9．03⋯ 0．68 8．35
(2．59) (2．47)
4 —2．87 —0．03 1．62 4．65 6．94 9．81⋯ 0．76 9．05一
(2．62) (2．49)
5 —2．33 0．74 2．55 5．43 7．31 9．64— 0．73 8．91
(2．11) (2．03)
ltetum(5—1)
ESpread
Profit(5—1)
2．83
(1．35)
0．66
2．17
3．O1
(1．61)
0．61
2．40
(1．3O) (1．55)
Panel B：根据 BCN模型估计 SUCF
1 —3．43 —2．29
3．28
(1．8O)
0．68
2．60
(1．69)
3．69
(1．94)
0．59
3．10
(1．91)
2．77
(1，21)
0．64
2．13
(1．10)
一 0．54 1．16 3．02
2 —2．89 —1．54 —0．02 1．59 3．46
3 —2．41 —1．07 0．58 1．90 3．89
4 —1．92 —0．72 0．86 2．49 4．38
5 一1．23 —0．26 1。42 3．09 5．06
Return(5—1)
ESpread
Profit(5—1)
6．45
(2．01)
6．35一
(2．05)
6．30
(1．94)
6．30
(1．87)
6。29
(1．69)
0．68
0．68
0．71
0．65
0．70
5．77
(1．93)
5．67
(2．06)
5．59
(1．99)
5．65
(1．79)
5．59
(1．61)
表3报告了根据 SISCF和 SUACC策略构造的组合在季度盈余公告后 180个交易 Et窗口内的累计异
常回报．由于一些文献找到了PEAD的回报与交易成本有关的证据，我们在检验投资组合的回报时还考虑
了交易成本因素．在 Panel A中我们分别根据标准化未预期现金流量(SUCF)和标准化未预期会计应计
(SUACC)将全部公司样本等分为5组，从而形成 25个 SUCF —SUACC组合．Panel A报告了使用随机游
走模型估计 SUCF的结果．结果显示，在控制了SUACC后，SUCF五等分组的回报率是单调递增的．最高组
与最低组的异常回报率之差都超过了8％，而且均在5％的水平上显著．考虑交易成本后，各组的异常回报
率仍在 5％的水平上显著，说明交易成本对PEAD策略的回报没有显著影响．该结果表明 SUCF在 SUACC
2 O O 1 O
／ ，
、， 、)
3 6 2 1 3 9 9 7 2 9
l 0 O 1 0
％ ∞
1 l O 1 0
， ／
、J 、J ∞ 昌g
2 0 0 1 O
／ ，
加
2 0 O 1 0
第 1期 田 甜，鹿 坪，李亚杰：会计应计、现金流量与盈余公告后股价漂移 87
的基础上对未来回报提供了增量的预测能力．在控制了SUCF后，SUACC五等分组的回报率是单调递增
的．最高组与最低组的异常回报率之差都低于 4％，而且只有两组(第 3组和第 4组)在 10％的水平上显
著．考虑交易成本后 ，各组的异常回报率的显著水平没有任何变化，说明交易成本对 PEAD策略的回报没
有显著影响．这表明在 SUCF的基础上，SUACC并没有对未来回报提供增量的预测能力．Panel B报告了根
据 BCN模型估计 SUCF的结果，其结果与 Panel A相似．考虑交易成本后，SUCF在 SUACC的基础上对未
来回报提供了增量的预测能力．但在 SUCF的基础上，SUACC并没有对未来回报提供增量的预测能力．
3．4 风险因素检验
表 4 模型(3)的同归结果
表4报告了模型(3)的回归结果．当我们根据 SUCF构造套利组合时，仅有规模因素(SMB)在 10％水
平上显著，其余的因素包括市场因素(R 一R )，价值因素(HML)，动力因素(UMD)，工业增加值(QP)、未
预期通胀(uI)、违约风险溢价的变动(UPR)均不显著．此外，控制变量 PMN高度显著，这与预期一致．当
我们根据 SUACC构造套利组合时，仅有使用随机游走模型估计 SUCF时的动力因素(UMD)在 10％的水
平上显著．同样，PMN高度显著．比较根据SUCF策略和SUACC策略构造的套利组合，两者回报的影响因
素不同．规模因素(SMB)对根据 SUCF策略构造的套利组合的回报有显著影响，而根据 SUACC策略构造
的套利组合的回报则受到动力因素(UMD)的显著影响．尽管资产定价模型中包括了 Fama—French三因
素模型中的因素，Carhart的四因素模型中的惯性因素，以及套利定价模型中的若干因素，但资产定价模型
中除了PMN外，只有一个 SMB(UMD)是显著的，但截距项却是高度显著的．这表明SUCF(SUACC)策略的
回报并不能由这些因素来解释，即使控制了这些因素，根据 SUCF策略构造的投资组合仍然能够获得显著
的回报．上述结果说明SUCF和SUACC没有反映共同的风险因素，或者说市场对 SUCF和 SUACC的反应
是对不同信息的反应，PEAD的风险调整理论则无法解释这种截面差异，这与 PEAD的风险解释不一致，
与反应不足解释一致．
88 渤海大学学报(自然科学版) 第 36卷
4 稳健性检验
为了检验上述研究结论的稳健性，本文进行如下稳健性检验．本文使用下式计算未预期盈余，UE=
(Earnings 一朋 一。)，其中，胞 为分析师预测盈余．回归结果与本文的研究结论基本一致，表明本文构建
的研究模型是稳健的，据此得出的实证结果是可靠的．限于篇幅，本文未报告详细的回归结果．
5 结论
盈余公告后股价漂移(PEAD)是一类稳健的金融异象．本文以中国上市公司为研究对象，实证检验
PEAD的风险调整理论和反应不足理论的解释力．证据表明投资者对经营活动现金流量的定价偏低，而对
会计应计的定价偏高．在控制了SUACC的基础上，SUCF对未来回报提供了增量的预测能力，但 SUCF和
SUACC没有反映共同的风险因素．根据SUCF和 SUACC策略构造的投资组合的回报并不依赖于共同的风
险因素．上述证据表明，中国股市的PEAD现象与反应不足理论一致，但与风险调整理论不一致．
参考文献
(1]Ball，R．，P．Brown．An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers[J]．Journal of Accounting Research，1968，6(2)，159—178
[2]Bernard V L，Thomas J K．Post—earnings一
1989，(27)：1—36．
drift：delayed price response or risk premium?[J]．Journal of Accounting research
[3]Sadka R．Momentum and post—earnings—announcement drift anomalies：The role ofliquidity risk[JJ．Journal of Financial Economics，2006，80
(2)：309—349．
(4]韩伟华，袁克，王亚南 ，等．中国证券市场 PEAD现象实证研究(R]．深圳证券交易所第六届会员单位，基金公司研究成果 ，2004．
[5]张华，张俊喜．我国盈利公告效应的动态特征(J]．经济学(季刊)，2004，3(2)：305—318．
[6]于李胜，王艳艳．信息不确定性与盈余公告后果漂移现象(PEAD)一来 自中国上市公司的经验证据[J]．管理世界，2006，(3)：40—56．
[7]陆婷．系统性定价偏误：中国A股盈余公告后的价格漂移研究[J]．金融研究，2012，(3)：139—151．
[8]Ball，R．，Kothari S P，Watts R L．Economic determinants of the relation between earnings changes and stock returns J]．Accounting Review，
1993，(1)：622—638．
[9]Chordia T，Shivakumar L．Momentum，business cycle，andtime—varying expected returns[J]．The Joumal of Finance，2002，57(2)：985—1019．
[1o3Kim D，Kim M．A multifactor explanation of post—earnings announcement drift[J]．Journal of Financial and Quantitative Analysis，2003，38
(2)：383—398．
[1 1]Freeman R，Tse S．An earnings prediction approach to examining intercompany information transfers[J]．Journal of Accounting and Economics，
1989，15(4)：509—523．
[12]Bernard V L，Thomas JK．Evidencethat stock prices do notfullyreflecttheimplications of current earningsforfuture earnings[J]．Journal ofAc—
counting and Economics，1990，13(4)：305—340．
[13]孔东民，柯瑞豪．谁驱动了中国股市的PEAD?[J]．金融研究，2007，(10)：82—99．
[14]孔东民．有限套利与盈余公告后价格漂移(J]．中国管理科学，2008，16(6)：16—23．
[15]苏明政，张庆君．异质波动条件下中国股市与国际股市联动性的动态分析 一基于 DDC—MVGARCH模型的实证研究[J]．渤海大学学
报：自然科学版，2013，34(3)：328—334．
[16]Ali A．The incremental information content of earnings，working capital from operations，and cash flows[J]．Journal of Accounting Research，
1994，32(1)：61—74．
(17]Hirshleifer D，Hou K，Teoh S H．Accruals，cash flows，and aggregate stock returns(J]．Journal of Financial Economics，2009，91(3)：389—
406．
[18]Dechow P M，Kothari S P，L Watts R．The relation between earnings and cash flows[J]．Journal ofAccounting and Economics，1998，25(2)：
】33 一】68
(19]Xie H．The mispricing of abnormal accruals【J]．The accounting review，2001，76(3)：357—373．
[20]Barth，M．E，Cram，D．，Nelson，K．Accruals and the Prediction of Future Cash Flows[J]．The Accounting Review，2001，76：27—58
第 1期 田 甜，鹿 坪，李亚杰 ：会计应计 、现金流量与盈余公告后股价漂移 89
[21]Mishkin，F．A Rational Expectations Approach to Macroeconometrics：Testing Policy Effectiveness and Efficient Markets Models[M]．Chicago，
IL：University of Chicago Press for the National Bureau of Economic Research，1983．
[22]Bhushan，R．An Informational Efficiency Perspective on the Post—Earnings Announcement Drift[J]．Journal of Accounting and Economics，
1994，18：46—65．
[23]Lesmond，David A．Michael J．Schill，and ChunshengZhou，TheIllusory Nature ofMomentum Profits[J]．Journal ofFinancial Economics，2002，
71：349 —380．
【24)Carhart Mark M．On Persistence in Mutual Fund Performance~J]．The Journal of Finance，1997，52：57—82．
Accruals，cash flow and post— earnlngs-—-announcement dritt11 ● ·一
TIAN Tian，LU Ping，LI Ya—jie
(College of Business，Liaoning University，Shenyang 110136，China)
Abstract：This paper sets the earnings announcements of Chinag listed companies during 2003——2012 as the
study sample，and divides the unexpected earnings into the unexpected cash flow and the unexpected accruals to
test the two mainstream interpretations of PEAD：underreaction and risk adjustment．The results show that be—
tween the unexpected cash flow and the future stock returns the positive correlation is stronger compared with the
unexpected accruals．In addition，the predictive capability of the unexpected cash flow for the future stock re—
turns is greater than the unexpected accruals：The empirical evidence supports the underreaction interpretation of
PEAD．
Key words：market ffieiency；post—earning—announcement drift；risk premium ；underreaetion
(上接第66页)
Thermodynamic calculation and analysis for
synthesising adipic acid by oxidation of cyclohexane with H2 02
CHEN Mei—jun，BAO De—cai，REN Dong—mei，ZHAO Yan，XIA YuN—sheng
(College of Chemistry，Chemical Engineering，BoHai University，Jinzhou 121013，China)
Abstract：A detailed thermodynamic calculation for the reactions of oxidation of cyclohexane into adipic acid
and other products was conducted，involving A， ，A G and Ko．The results showed that all five oxidation re—
actions mentioned are exothermal between 298．1 5 K 一373．1 5 K，and the reactants will be consumed completely
when equilibrium reach．The appropriate stoichiometric ratio of hydrogen peroxide／clohexane for producing adip—
iC acid is 5：1～6：1．
Key words：cyclohexane；H2 O2；adipic acid；thermodynamic calculation
