論文摘要：股票收益的特質性波動率是公司未被市場預期的特質信息造成的。因此，當公司的信息披露頻率比較低時，股價信息含量較低，價格與價值背離較大，內部人有強烈的交易動機，外部投資者收集信息套利的激勵也越大，造成較高的特質性波動。公司的信息披露頻率較高時，公司披露了更多未被市場預期的信息，因而股價的特有波動率越高。
一、 引言
我們利用中國A股上市公司2007年～2010年的面板數據，使用類似于汪煒和蔣高峰(2004)的方法構建了一個測度公司信息透明度的指標。在控制住已發現的影響股價特質性波動的公司基本面因素后，實證檢驗了上述假設。研究發現，股價特質信息波動與上一期公司信息披露頻率負相關，與當期信息披露頻率正相關，與當期信息披露頻率二次項顯著正相關。此外，我們也檢驗了公司治理和股票特質性波動率之間的關系。治理好的公司，外部投資者更容易搜集到公司的內部信息(Ferreira & Laux，2007)，因此，股價特質性波動也更高。徐曉東和陳小悅(2003)認為非國有控股的企業，公司治理效力越高。我們使用公司控股權類型作為測度公司治理的變量，發現只有部分結果支持我們的結論，另外一部分雖然模型系數為正，但并不顯著。結果部分地支持了這一假設。
總之，本文的理論模型和實證檢驗發現股價特質性波動與公司信息透明度之間的U型關系，解決了現有文獻的矛盾，肯定了股價特質性波動是股價信息含量的測度。
二、 理論分析和假設
根據Jin和Myers(2006)的模型，信息越透明的公司，股票特質性波動率越高，但他們假定管理層未披露信息永不為外部投資者所知，這點與現實不符合。在多期動態的框架下，如果管理層未披露信息在后面的觀察期中能夠為外部投資者所獲得，并且其先前沒有被投資者預期，信息越不透明的公司，股價也可能具有更高的特質性波動率，這也是后續實證發現存在矛盾的原因。我們在Jin和Myers(2006)模型的框架下，修正了上述假設的模型如下：
公司現金流的生成過程為：Ct=K0Xt(1)
其中K0為企業最初的投資，為常數。Xt刻畫對現金流的隨機沖擊過程。其中：Xt=ft+?茲t(2)
其中，ft刻畫的是宏觀因素對企業現金流的沖擊過程，信息為市場所知。?茲t為公司特質因素的沖擊過程。
其中：?茲t=ot+pt(3)
ot為當期管理層披露的部分，pt為當期管理層未披露部分。假設公開特有信息的比例為?琢。其中，?琢∈[?琢，1]。其中，?琢為證券監管機構要求企業必須公布的公司特有信息，比如財務報表等。?琢為公司的信息透明度。
依照Jin和Myers(2006)假定，ft，?茲t為平穩的一階自回歸過程，即：
ft=f0+?漬ft-1+?著t(4)
ot=o0+?漬ot-1+?孜o，t(5)
pt=p0+?漬pt-1+?孜p，t(6)
其中，?著t，?孜o，t，?孜p，t為擾動項，刻畫的是未被市場預期到的信息沖擊，?漬∈(0，1)。公司股票的特質性波動率將由?孜o，t決定。如前所述，修正了Jin和Myers(2006)模型的假設后，假定：?孜o，t=?孜′o，t+?茁pt-1(7)
其中，?孜′o，t為t期未市場預期到的信息沖擊，其與t期公司特質信息之間的關系為?孜′o，t=?琢?茲t，即披露特有信息比例越大，未被投資者預期到的信息沖擊越多。pt-1為t-1期管理層未披露的信息，在t期其有?茁比例被投資者知曉， ?茁∈[0，1]。根據Ferreira和Laux(2007)的結論，公司治理越好的企業?茁較大。?茁pt-1為?琢的減函數，即t-1期公司披露的特有信息比例越大，下期投資者能夠搜集的內部信息量越少。
因此，我們有：Xt+1=X0+?漬Xt+?姿t+1(8)
其中，X0=f0+?茲0=f0+o0+p0，?姿t+1=?著t+1+?孜t+1=?著t+1+?孜o，t+1+?孜p，t+1
公司的內蘊價值是外部投資者基于現有信息對公司未來現金流的預期的現值，貼現因子為無風險利率r。我們有：
Kt(It)=PV{E(Ct+1|It)，E(Ct+2|It)，…，r}(9)
It為t期投資者所能觀察的信息集。It=ft+ot。根據Jin 和Myers(2006)模型的假定，當公司的分紅小于一定的數目時，外部投資者將采取行動接管公司，接管后公司的價值為?酌Kt。(1-?酌)Kt為接管的成本。因此，我們有外部投資者的價值為：
Vext(It)=?酌Kt(It)(10)
由Jin和Myers(2006)的命題三，均衡時，公司管理層的分紅比例為：
YT*=?酌E(E(CT|It))，?坌T?叟t(11)
由貝爾曼方程，結合(9)，(10)和(11)，對于外部投資者而言，公司的價值為：
Vext(It)=■(12)
公司股票在t+1期的收益率為：
■i，t+1=■-1(13)
市場的回報率為沒有特質性風險的股票額回報率：
■m，t+1=■-1(14)
根據以上假設，我們有如下命題：
命題一：如果E(?孜′o，t+1|?茁pt)=0，當信息透明度?琢∈[0，■)時，股票特質性波動率隨公司信息透明度的提高而單調遞減;
命題二：如果E(?孜′o，t+1|?茁pt)=0，?琢∈[■，1)，股票特質性波動率隨公司信息透明度的提高而單調遞增;
命題三：如果公司的信息越容易被外部投資者獲得，即被外部投資者探知的比例越大，公司的特質波動率越高。
根據上述理論模型的分析，提出如下實證假設：
H1：股價的特質性波動與公司上期信息披露頻率相關，與公司當期信息披露頻率正相關。
在內幕信息被外部投資者獲得有一定時滯效應的條件下，上期信息披露頻率越高的公司，留給下期投資者探測的內幕信息越少。因此在保持其他條件不變的前提下，公司的特質性波動率越小。當期信息披露頻率高的企業，管理層披露了更多沒有被市場預期的信息，因此，股票的特質性波動率越高。
H2：保持其它條件不變，股價特質性波動與公司的信息披露頻率呈現U型關系。
股票收益的特質性波動率是公司未被市場預期的特質信息造成的。因此，當公司的信息披露頻率比較低時，股價信息含量較低，價格與價值背離較大，內部人有強烈的交易動機，外部投資者收集信息套利的激勵也越大，造成較高的特質性波動。公司的信息披露頻率較高時，公司披露了更多未被市場預期的信息，因而股價的特有波動率越高。綜上所述，股票收益的特質性波動率與公司的信息透明度呈現U型關系。
H3：如果
司治理越好，公司未披露的信息被外部投資者探測的比例?茁越大，股價的特質波動率越高。
治理越好的公司，內部信息容易被外部投資者探知，股票的特質性波動率越高。徐曉東和陳小悅(2003)認為非國有控股的企業，公司治理效力越高。因此，我們使用所有權性質作為刻畫公司內部信息被探測的容易程度來證實這個假設。
三、 數據和變量
本文的數據來自CSMAR數據庫和WIND數據庫。其中，股票考慮現金紅利再投資日回報的數據、一年期銀行定期存款利率、日個股成交額、日個股流動市值、公司控制權類型、上市公司信息公告記錄來自CSMAR數據庫。公司主要盈利指標、分紅記錄、杠桿率、賬面價值以及其它財務報表數據皆來自WIND數據庫。樣本的選取范圍為中國A股上市公司2007年～2010年的季度數據。為了估計的穩健性，我們將深市創業板上市公司、金融行業上市公司、停盤以及財務數據缺失記錄的樣本剔除。
本文主要考察的變量有股價特質性波動、公司信息披露頻率。股票特質性波動率主要有
兩種算法。我們以日回報率為觀測值按年使用Durnev，Morck，Yeung和Zarowin(2003)的模型進行回歸：
rj，t=?茁j，0+?茁j，1rm，t+?茁j，2rm，t-1+?茁j，3ri，t+?茁j，4ri，t-1+?著j，t
其中，rj，t為t日公司j考慮現金紅利再投資的日個股回報率，rm，t(rm，t-1)為t(t-1)日滬深兩市A股經個股流通市值加權所得的周回報，ri，t(ri，t-1)為t(t-1)日公司j所在行業經個股流通市值加權所得的周回報，?著j，t為回歸所得殘差。對所得的回歸殘差值按季度求標準差即得公司j在該年的股價特質性波動，記為C_IV。
關于Zhang(2010)的方法，我們首先要計算A股市場每日的Fama-French三因子MKT，SMB和HML，然后使用如下模型按季度進行回歸：
rj，t-rt=?茁j，1MKTt+?茁j，2SMBt+?茁j，3HMLt+?著j，t
其中，rj，t為t日公司j考慮現金紅利再投資的周個股回報率，rt為當年無風險利率，我們使用日銀行定期存款利率替代，MKTt、SMBt和HMLt季度內為t日的Fama-French三因子，?著j，t為回歸所得殘差。對所得的回歸殘差值按年季度求標準差即得公司j在該季度的股價特質性波動，記為FF3_IV。
公司的信息透明度主要包括信息披露的質量和信息披露的數量兩方面。信息披露的質量指的是披露信息的準確性以及及時性。信息披露的數量指的是公司信息披露的范圍。我們借鑒汪煒和蔣高峰(2004)中關于構建測度信息披露數量的方法，統計了CSMAR‘上市公司研究系列’數據庫中，2007年～2010年每家上市公司每季度的財務公告、業績預告以及變更公告、股權激勵公告、配股、分紅和增發公告、大宗交易公告、高管違規和證監會處罰公告、關聯交易公告、資產配股公告、銀行貸款公告記錄。每條記錄記為1分，我們將每季度每個公司所有的公告記錄總分記為該季度公司信息披露得分，沒有記錄的公司的該項得分記為0。
信息披露頻率越高的公司，意味著其信息披露的范圍和頻率越高，信息越透明。信息披露頻率記為INFOR_SCORE。其它控制變量包括：凈資產收益率(ROE)、過去一年凈資產收益率波動率(VROE)、公司季度末流通市值對數值(SIZE)、杠桿率(LEVERAGE)、市帳比對數值(LMB)、上市年齡(IPO_AGE)、所有權人控制類型(OWNERSHIP_TYPE)、CSMAR數據庫產業分類(INDUSTRY_DUMMY)。
四、 實證結果及分析
我們在本小節中以信息披露得分作為公司信息透明度的測度來檢驗假設命題。實證檢驗的模型為：
IVi，t=C+?茁0INFOR_SCORE2i，t+?茁1INFOR_SCOREi，t+?茁2EARNINGSi，t-1+?茁3V_EARNINGSi，t-1+?茁CONTROL_VARIABLSi，t-1+?茁9OWNERSHIPTYPE+?茁INDUSTRYDUMMY+?茁TIMEdummy+?著i，t
回歸估計所得的結果如表1所示。基于表1，可以證實我們模型的假定條件以及模型的命題。第一，從表1 的前兩個模型，我們可以看到，公司上期的信息披露質量與當期的特質性波動率呈現顯著的負相關性，即公司上期的信息披露質量提高1個百分點，當期的股票收益的特質性波動的收益率降低0.46到1.4個百分點。這是因為，上期的信息披露數量多，公司在上期關于未來盈利的沒有被預期到的信息釋放越多。在本期時，上期留下來的未披露
信息少，因此，在保持其他條件不變時，股票的特質性波動小。第二，從表1的中間兩個模型中，我們可以看到，在保持上期信息披露質量不變時，本期的信息披露數量越多，則公司股價的特有波動率越大。第三，從表1的最后兩列中，我們可以看到，信息披露得分的二次項為顯著正，表明股票收益的特質性波動率與公司的信息透明度呈現U 型關系。即在某個區域，公司的信息透明度越低，股票收益的特質性波動越大;而在另一個區域，公司的信息透明度越高，股票收益的特質性波動越大。當公司的信息披露質量比較低時，投資者可以通過內部人交易以及信息挖掘等途徑獲得更多的公司特有信息反映在公司股價中，造成較高的特質性波動率。公司的信息披露質量較高時，公司股價中含有更高的特有信息，因此股價的特有波動率越高。第四，從表1所有權人控制類型可以看出，民營控股上市公司股價特質性波動性高于國有控股上市公司，表明治理好的企業，信息更易被投資者獲得，因而股價特質性波動率更高。這支持了假設3。
本節的研究表明，股票收益的特質性波動率是公司特有信息在股票價格中的反應。但股票收益的特質性波動率的高低與公司的信息透明度之間并不是簡單的線性關系，公司的信息透明度過過或者過低都會導致較高的特質性波動率。
五、 結論
本文研究了股價特質性波動與公司信息透明度的關系。我們首先證明了股價特質性波動與公司信息透明度之間的U型關系，解決了現有文獻的矛盾。我們的模型和實證結果都支持公司治理與股價特質性波動率的正相關性。
本文的意義集中在以下三點：第一，我們解決了之前文獻中股價特質性波動與公司信息披露關系的矛盾，進而支持了股價特質性波動是股票價格信息含量的測度的結論。其次，我們認為股價特質性波動是公司未被市場預期到的特質信息在股價中的反應。未被投資者預期到的信息的不同源導致了兩者的U型關系，也賦予股價特質性波動更深刻的含義。股價特質性波動并非特質性風險的簡單表述。如果股價特質性波動主要由公司披露的未被投資者預期的信息所導致，則我們可以認為其股票價格信息含量越高，因而其特質性風險越小，投資者所要求的未來回報會降低，進而會產生“股價特質性波動率之謎”;如果股價特質性波動由被投資者探測的未披露的信息所致，投資者會認為公司的特質性風險大，進而在未來要求更高的投資回報，因此，特質性波動率越高的公司，股票未來收益越高。第三，我們在理論上證明了股價特質性波動與公司未披露信息被探測的容易程度的正相關性。這也意味著較高的公司治理效力和較低的信息收集成本將有助于提高股票價格的信息含量。
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