分析師實(shí)地調(diào)研是否影響并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)*

內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué) 李 雁

分析師實(shí)地調(diào)研是否影響并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)*

內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué) 李 雁

本文選取了深交所A股上市公司2012至2014年期間的并購(gòu)事件，分別以并購(gòu)公告前3個(gè)月、2個(gè)月以及1個(gè)月內(nèi)有無(wú)機(jī)構(gòu)調(diào)研作為主要的解釋變量，以并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)作為主要的被解釋變量，進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，分析了實(shí)地調(diào)研對(duì)于并購(gòu)事件的市場(chǎng)反應(yīng)，進(jìn)而對(duì)市場(chǎng)信息效率的影響?；貧w結(jié)果證明，分析師調(diào)研行為對(duì)于并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)具有負(fù)效應(yīng)：一方面，相較于沒(méi)有分析師調(diào)研的公司，有調(diào)研的公司并購(gòu)公告引起的市場(chǎng)反應(yīng)更差；另一方面，在控制其他變量的條件下，相同時(shí)間段內(nèi)機(jī)構(gòu)調(diào)研次數(shù)越多，并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)越差。

分析師調(diào)研 并購(gòu)公告 市場(chǎng)反應(yīng)

一、引言

證券分析師能否提高市場(chǎng)信息效率一直是國(guó)外研究的熱點(diǎn)。我國(guó)證券分析師行業(yè)起步較晚，但近幾年資本市場(chǎng)快速發(fā)展，我國(guó)分析師行業(yè)也日趨成熟，證券分析師對(duì)于我國(guó)股票定價(jià)有效性的影響也更多地受到業(yè)界和學(xué)術(shù)界的關(guān)注。大量文獻(xiàn)表明，證券分析師憑借自身的行業(yè)知識(shí)和多渠道信息優(yōu)勢(shì)，能夠更有效地解讀上市公司行為，從而提高了股票的定價(jià)效率。以往的國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)主要從分析師關(guān)注度、盈利預(yù)測(cè)的角度探討了分析師對(duì)于改善效率的作用，具體到信息優(yōu)勢(shì)的層面，國(guó)外部分文獻(xiàn)主要關(guān)注了電話會(huì)議、投資者見(jiàn)面會(huì)等形式對(duì)市場(chǎng)的影響，出于數(shù)據(jù)可獲得性的限制，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注實(shí)地調(diào)研的有效性。而事實(shí)上，實(shí)地調(diào)研這一與管理層最主要的互動(dòng)形式是分析師獲得私有信息的重要渠道，對(duì)分析師準(zhǔn)確解讀公司事件具有重要作用。此外，分析師自身也十分重視實(shí)地調(diào)研，根據(jù)新財(cái)富發(fā)布的《2015年中國(guó)證券研究行業(yè)報(bào)告》，賣方分析師約23%的時(shí)間用于上市公司調(diào)研。因此，從實(shí)地調(diào)研的角度探討分析師對(duì)于改善市場(chǎng)信息效率的影響意義重大。

另一方面，近幾年上市公司并購(gòu)事件呈現(xiàn)快速上升趨勢(shì)，根據(jù)wind的統(tǒng)計(jì)，2014年，我國(guó)并購(gòu)交易額較去年同期增長(zhǎng)66.4%,總金額達(dá)2.61萬(wàn)億元，并購(gòu)已經(jīng)成為我國(guó)資本市場(chǎng)十分重要的組成部分。而我國(guó)資本市場(chǎng)受噪音影響較大，對(duì)于并購(gòu)事件普遍存在過(guò)度反應(yīng)，基于此，本文在并購(gòu)的背景下，探討了分析師實(shí)地調(diào)研能否提高股價(jià)的信息含量，從一個(gè)新的角度研究了分析師對(duì)于資產(chǎn)定價(jià)和信息效率的作用，具有一定的理論意義和實(shí)踐意義。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國(guó)外文獻(xiàn) Brown和Rozeff（1978）最早關(guān)注了證券分析師的市場(chǎng)功能之后Bradshaw、Drake和Myers（2012）使用最新的樣本數(shù)據(jù)得到了同樣的結(jié)論。Womack（1996）的事件研究結(jié)果顯示，市場(chǎng)對(duì)分析師報(bào)告釋放的信息存在反應(yīng)，參考分析師評(píng)級(jí)的投資決策往往是可以獲益的。Bradley等（2014）使用高頻數(shù)據(jù)，消除了事件研究中其他事件的沖擊，得到了相同的結(jié)論。Frankel和Lee（1998）發(fā)現(xiàn)基于分析師一致性預(yù)期的公司價(jià)值評(píng)估能夠有效地反應(yīng)公司未來(lái)收益率，證明了市場(chǎng)對(duì)分析師盈利預(yù)測(cè)信息同樣做出了反應(yīng)。在美國(guó)，電話會(huì)議已經(jīng)成為公司十分重要的信息披露媒介。Bowen等（2002）從盈利預(yù)測(cè)的角度肯定了電話會(huì)議的信息作用，其他學(xué)者則從市場(chǎng)反應(yīng)層面考察了電話會(huì)議的作用，Bushee等（2003）重點(diǎn)關(guān)注了電話會(huì)議前后交易行為的變化，發(fā)現(xiàn)電話會(huì)議后公司股票換手率和收益率的波動(dòng)率都有顯著提高，說(shuō)明了電話會(huì)議釋放的增量信息有效反應(yīng)在股價(jià)中。Solomon和Soltes（2012）發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者在與管理層的私下會(huì)面中獲益，私人會(huì)面釋放的增量信息通過(guò)投資者的交易行為及時(shí)地反應(yīng)在股價(jià)中。Bushee（2011）進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)不同的私人會(huì)面形式不但影響市場(chǎng)反應(yīng)，還會(huì)影響分析師對(duì)公司的關(guān)注度。Green等（2014）發(fā)現(xiàn)與沒(méi)有舉辦見(jiàn)面會(huì)的分析師相比，承辦券商分析師發(fā)布上（下）調(diào)評(píng)級(jí)的兩日（［0，1］）累計(jì)超額收益率要高1.09%（-1.07%），進(jìn)一步研究結(jié)果表明，電話會(huì)議后承辦券商的分析師的盈利預(yù)測(cè)精度有顯著提高，而未舉辦會(huì)議分析師的預(yù)測(cè)精度則無(wú)顯著變化，同時(shí)還發(fā)現(xiàn)承辦券商的分析師發(fā)布研究報(bào)告和評(píng)級(jí)調(diào)整更及時(shí)。

（二）國(guó)內(nèi)文獻(xiàn) 朱紅軍等（2006）使用國(guó)內(nèi)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)中國(guó)證券分析師對(duì)市場(chǎng)信息效率的改善作用。進(jìn)一步的研究表明，國(guó)家、市場(chǎng)化指數(shù)、分析師的特征等都是影響分析師與股價(jià)同步性關(guān)系的重要因素。賈碗嬌等（2014）初步證明了實(shí)地調(diào)研能夠提高分析師盈利預(yù)測(cè)精度，同時(shí)降低股價(jià)同步性。而譚松濤等（2015）的實(shí)證研究結(jié)果則表明實(shí)地調(diào)研增加了分析師的樂(lè)觀偏差，降低了盈利預(yù)測(cè)精度。徐媛媛等（2015）則發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模、信息披露質(zhì)量、盈利能力、未來(lái)業(yè)績(jī)的不確定性以及投資者關(guān)注度等因素影響了分析師實(shí)地調(diào)研的概率和頻率。國(guó)內(nèi)研究并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的文獻(xiàn)主要集中于對(duì)并購(gòu)績(jī)效的探討，從目前的文獻(xiàn)來(lái)看，在并購(gòu)公告前后一段時(shí)間內(nèi)，收購(gòu)公司股東能夠獲得顯著為正的累計(jì)超額收益率（楊朝軍，劉波（2000）；李善民等（2002）；杜興強(qiáng)，聶志萍（2007）），這間接說(shuō)明了我國(guó)投資者對(duì)并購(gòu)公告存在過(guò)度反應(yīng)。

三、理論分析與研究假設(shè)

在系統(tǒng)梳理了關(guān)于分析師與市場(chǎng)信息效率、分析師與管理層互動(dòng)、并購(gòu)公告與過(guò)度反應(yīng)這三個(gè)方面的國(guó)內(nèi)外研究成果后，本文發(fā)現(xiàn)：（1）大量國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)已經(jīng)證明了分析師對(duì)市場(chǎng)信息效率的改善作用；（2）已有關(guān)于分析師與管理層互動(dòng)的少量研究主要集中于國(guó)外，而且重點(diǎn)關(guān)注了電話會(huì)議和投資者見(jiàn)面會(huì)等形式，但是這些會(huì)議形式目前在我國(guó)普及率較低，而實(shí)地調(diào)研是我國(guó)分析師與管理層互動(dòng)的最主要形式，因此本文使用中國(guó)數(shù)據(jù)，對(duì)實(shí)地調(diào)研進(jìn)行單獨(dú)研究十分必要；（3）目前尚缺少關(guān)于并購(gòu)事件中分析師信息作用的足夠研究，而且實(shí)地調(diào)研是分析師主動(dòng)搜集公司增量信息的主要渠道，我們認(rèn)為如果上市公司在并購(gòu)前一段時(shí)間內(nèi)存在分析師實(shí)地調(diào)研，這些分析師可能利用其掌握的更多的公司特質(zhì)性信息，對(duì)并購(gòu)公告進(jìn)行更好的解讀，賣方分析師可能通過(guò)發(fā)布研究報(bào)告和一對(duì)一的交流等形式將其觀點(diǎn)向投資者傳播，幫助投資者形成更理性的認(rèn)識(shí)，從而有效消除了噪音，緩解了并購(gòu)公告的過(guò)度反應(yīng)現(xiàn)象?；诖朔治觯疚牡玫搅吮疚牡牡谝粋€(gè)假設(shè)：

H1：分析師實(shí)地調(diào)研行為會(huì)削弱上市公司并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)

更進(jìn)一步地，本文認(rèn)為若考察期內(nèi)的上市公司接待的調(diào)研次數(shù)越多，一方面實(shí)地調(diào)研可能釋放更多的特質(zhì)性信息，另一方面這些信息可能通過(guò)更多的渠道傳播，進(jìn)而對(duì)累計(jì)異常收益率的負(fù)效應(yīng)越大，由此，本文得到了第二個(gè)假設(shè)：

H2：上市公司接待的分析師調(diào)研次數(shù)越多，并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)越小

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源 本文使用的數(shù)據(jù)主要包含了三個(gè)部分：一是分析師調(diào)研的數(shù)據(jù)，這一數(shù)據(jù)通過(guò)手工搜集而得。2012年7月深圳證券交易所在其投資者關(guān)系互動(dòng)平臺(tái)上新增了“投資者關(guān)系”欄目，用于上市公司向公眾及時(shí)披露近期接待的機(jī)構(gòu)調(diào)研、媒體采訪和路演等針對(duì)特定對(duì)象的投資者關(guān)系活動(dòng)情況，這為研究提供了有效的數(shù)據(jù)來(lái)源。本文對(duì)該平臺(tái)推出的2012年1月至2014年12月期間14家的投資者調(diào)研信息進(jìn)行人工搜集和整理，僅保留調(diào)研主體為分析師15的調(diào)研數(shù)據(jù)，同時(shí)在剔除掉存在信息缺失的無(wú)效數(shù)據(jù)后，共得到包含1366家深交所上市公司的75251條調(diào)研數(shù)據(jù)，一共涉及16411次調(diào)研活動(dòng)，數(shù)據(jù)內(nèi)容包括了公司代碼、調(diào)研時(shí)間、調(diào)研機(jī)構(gòu)及參與調(diào)研的分析師姓名。二是上市公司并購(gòu)數(shù)據(jù)，這一數(shù)據(jù)主要來(lái)自國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)。與調(diào)研數(shù)據(jù)相對(duì)應(yīng)，本文使用了首次公告日在2012年4月1日16至2014年12月31日期間的深交所A股上市公司并購(gòu)數(shù)據(jù)作為初始樣本，并按以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選：（1）支付方式為現(xiàn)金支付和股權(quán)支付；（2）收購(gòu)方式為要約收購(gòu)和股權(quán)轉(zhuǎn)讓；（3）為保證財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)可比性，剔除并購(gòu)方為金融類企業(yè)的并購(gòu)交易，其中行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)參照證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》；（4）為保證并購(gòu)規(guī)

其中［t1，t2］表示事件窗口期，ARit表示第i只股票第t日的異常收益率。本文參考經(jīng)典文獻(xiàn)（Daniel等，2014），采用市場(chǎng)模型計(jì)算異常期望收益率ARit，該模型能夠有效剔除與市場(chǎng)組合收益波動(dòng)相關(guān)的部分，降低了估計(jì)誤差。如式2：

其中，Rit表示第1只股票第t日的實(shí)際收益率；Rmt表示第t日的市場(chǎng)收益率，本文使用深證成指的日收益率表示：αi和βi分別表示使用市場(chǎng)模型估計(jì)的公司收益率計(jì)算參數(shù)。本文以并購(gòu)首次公告日前后1個(gè)交易日（［-1,1］）為事件窗口期，以公告日前1個(gè)月起，前推90個(gè)交易日（［-120,-31］）作為事件估計(jì)窗?？紤]可能存在信息泄露導(dǎo)致提前反應(yīng)的問(wèn)題，因此以并購(gòu)公告前1個(gè)交易日作為事件窗的起始日；同時(shí)為了避免其他事件的影響，本文僅考察了3個(gè)交易日的股價(jià)變動(dòng)。（2）解釋變量。本文的解釋變量是用于度量上市公司并購(gòu)公告前一段時(shí)間內(nèi)分析師的實(shí)地調(diào)研行為，為了更進(jìn)一步地探究調(diào)研時(shí)效性的影響，將考察時(shí)間段分為并購(gòu)公告前1個(gè)月、2個(gè)月和3個(gè)月三類分別進(jìn)行分析，若考察時(shí)間段更短的解釋變量回歸參數(shù)大于時(shí)間段更長(zhǎng)的解釋變量，那么可以認(rèn)為分析師調(diào)研具有較強(qiáng)的時(shí)效性，即距離事件發(fā)生日更近的調(diào)研活動(dòng)釋放的有價(jià)值的增量信息越多。具體而言，主要包括兩類解釋變量：（1）上市公司并購(gòu)公告日前1個(gè)月、2個(gè)月、3個(gè)月內(nèi)是否存在分析師調(diào)研，分別使用變量Visit1、Visit2、Visit3表示。如果上市公司在并購(gòu)公告前1個(gè)月內(nèi)接待了分析師調(diào)研，則Visit1取1，否則取0，其他變量取值可以此類推。（2）并購(gòu)首次公告日前1個(gè)月、2個(gè)月、3個(gè)月內(nèi)，上市公司接待的分析師調(diào)研次數(shù)，分模，剔除交易金額小于100萬(wàn)的并購(gòu)活動(dòng)（類似處理參考吳超鵬等（2008））；（5）為防止事件聚集的發(fā)生，剔除收購(gòu)公司3個(gè)月內(nèi)連續(xù)兩次并購(gòu)的樣本；（6）剔除所需關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本。本文最終得到了1021個(gè)完整的樣本觀測(cè)數(shù)據(jù)，共涉及751家上市公司。同時(shí)，本文按公司代碼和并購(gòu)首次公告日期將實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)與并購(gòu)樣本數(shù)據(jù)相匹配，得到373次并購(gòu)事件的首次并購(gòu)公告前3個(gè)月內(nèi)有分析師調(diào)研活動(dòng)，合計(jì)4321條有效調(diào)研數(shù)據(jù)。三是上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和股價(jià)數(shù)據(jù)，其中財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)包括公可規(guī)模、盈利情況、杠桿情況、公司上市時(shí)間等，這些數(shù)據(jù)用作回歸模型中的控制變量，主要來(lái)源于國(guó)泰安（CSMAR）經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)；股價(jià)數(shù)據(jù)用于計(jì)算并購(gòu)事件窗口期內(nèi)的累計(jì)超額收益率，作為回歸模型的被解釋變量，主要來(lái)源于wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量定義 （1）被解釋變量。本文主要考察了分析師調(diào)研對(duì)并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的影響。本文首先采用事件研究法測(cè)算并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)，觀察有無(wú)分析師調(diào)研的并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的區(qū)別；然后將窗口期內(nèi)的累計(jì)異常收益率（CAR）作為被解釋變量，進(jìn)行模型回歸，如式1：別使用變量Visit1_nmb、Visit2_nmb、Visit3_nmb表示。（3）控制變量。參考已有文獻(xiàn)對(duì)于并購(gòu)公告的事件研究，本文使用的控制變量主要包括收購(gòu)公司的特征變量和并購(gòu)交易的特征變量?jī)深悾唧w如下：第一，收購(gòu)公司的特征變量。公司規(guī)模（Size）：本文以公司并購(gòu)公告上一年末的流通總市值取自然對(duì)數(shù)作為公司規(guī)模的度量指標(biāo)。公司成長(zhǎng)性（Growth）：本文以公司并購(gòu)上一年末的賬面市值比（總市值／賬面價(jià)值）作為成長(zhǎng)性的度量指標(biāo)。公司盈利能力（ROE）：本文以并購(gòu)上一年末公司加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為盈利能力的代理變量。公司風(fēng)險(xiǎn)（Risk）：以公司上一年末的資產(chǎn)負(fù)債率（總負(fù)債／總資產(chǎn)）作為風(fēng)險(xiǎn)的度量。機(jī)構(gòu)持股比例（Institu）：使用并購(gòu)公告日當(dāng)季機(jī)構(gòu)投資者持股占總股本的比例衡量機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司股票的需求情況。第二，并購(gòu)交易的特征變量。并購(gòu)支付方式（Paytype）：主要考察是否為全現(xiàn)金支付，若是則取1，否則取0。并購(gòu)規(guī)模（Rellat_Size）：即目標(biāo)公司與收購(gòu)公司相對(duì)規(guī)模的比較，本文使用本次收購(gòu)交易金額占公司上一年末總市值的比重度量。具體如表1所示：

表1 變量定義

（三）模型構(gòu)建 本文認(rèn)為分析師調(diào)研活動(dòng)能夠釋放更多的公司特質(zhì)性信息，幫助市場(chǎng)更好地解讀并購(gòu)公告，有效緩解噪音交易。因此，本文首先計(jì)算了并購(gòu)公告前3個(gè)月內(nèi)，上市公司是否接待過(guò)分析師調(diào)研，依據(jù)假設(shè)，如果分析師調(diào)研活動(dòng)具備信息有效性，那么必然通過(guò)影響投資者交易行為進(jìn)而影響并購(gòu)公告窗口期內(nèi)的異常收益率，因此構(gòu)建了如下回歸模型：

其中，CARit為i公司并購(gòu)公告前后1個(gè)交易日（［-1,1］）窗口期內(nèi)的累計(jì)異常收益率，Visit3it為公司并購(gòu)公告前3個(gè)月內(nèi)是否接待上市公司調(diào)研的虛擬變量，Controls則表示一系列控制變量。為了保證樣本的充足性，同時(shí)考慮到調(diào)研信息的消化和傳遞需要一定時(shí)間，首先將考察期設(shè)定為3個(gè)月，之后再將考察期縮短至2個(gè)月和1個(gè)月，以更進(jìn)一步地分析調(diào)研活動(dòng)時(shí)效性的影響。如果假設(shè)1成立，分析師調(diào)研活動(dòng)會(huì)削弱并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)，即對(duì)窗口期內(nèi)的異常收益率具有顯著的負(fù)效應(yīng)，那么β1必然顯著為負(fù)；如果回歸結(jié)果中，β1不顯著異于0，那么分析師調(diào)研活動(dòng)釋放的信息價(jià)值，亦或者分析師的信息解讀能力就值得懷疑；如果β1與預(yù)測(cè)相反，顯著為正，那么首先可以肯定調(diào)研活動(dòng)確實(shí)釋放了增量信息，但是新增信息對(duì)于分析師解讀并購(gòu)公告的作用，亦或者新增信息的傳導(dǎo)機(jī)制就需要重新探討。更進(jìn)一步地，本文認(rèn)為上市公司接待的分析師調(diào)研次數(shù)與并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，為了驗(yàn)證假設(shè)，本文使用窗口期內(nèi)的累計(jì)異常收益率對(duì)公司接待的分析師調(diào)研次數(shù)進(jìn)行回歸，具體回歸模型如式2：

同模型（1）相同，首先仍然使用并購(gòu)公告前3個(gè)月作為考察期，之后再將考察期縮短至2個(gè)月和1個(gè)月，以進(jìn)一步分析調(diào)研活動(dòng)時(shí)效性的影響。同樣地，如果假設(shè)成立，那么將顯著為負(fù)，否則，假設(shè)不成立。

五、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì) 本文按年份首先統(tǒng)計(jì)了并購(gòu)樣本中的分析師調(diào)研情況分布，具體見(jiàn)表2，括號(hào)內(nèi)計(jì)算了該樣本數(shù)占當(dāng)年樣本總數(shù)的比例。從表中可以看出，1021個(gè)并購(gòu)樣本中，共373次并購(gòu)事件在公告前3個(gè)月內(nèi)有分析師調(diào)研情況，占總樣本的36.53%，其中的165次在公告前1個(gè)月內(nèi)有分析師調(diào)研。此外，本文通過(guò)對(duì)每年的并購(gòu)樣本數(shù)統(tǒng)計(jì)，還發(fā)現(xiàn)有分析師調(diào)研的樣本占比呈逐年上升趨勢(shì)，這也說(shuō)明分析師調(diào)研活動(dòng)越來(lái)越成為分析師不可或缺的信息搜集來(lái)源。

表2 并購(gòu)事件樣本的年份及調(diào)研情況分布（總樣本數(shù)N=1021）

此外，主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的原始性，本文對(duì)在描述性統(tǒng)計(jì)中對(duì)所有變量未進(jìn)行對(duì)數(shù)處理和winsorize處理。從表3中可以看到，并購(gòu)公告前后3個(gè)交易日的平均累計(jì)異常收益率為3%，中位數(shù)為1%，說(shuō)明了并購(gòu)公告普遍能夠帶來(lái)正的市場(chǎng)反應(yīng)，這也從側(cè)面驗(yàn)證了市場(chǎng)對(duì)并購(gòu)事件存在過(guò)度反應(yīng)的現(xiàn)象。從分析師調(diào)研情況的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可以看到，所有并購(gòu)樣本中，平均每家公司在公告前3個(gè)月內(nèi)接待了4.23次分析師調(diào)研，調(diào)研頻率最高的公司在公告前2個(gè)月內(nèi)接待了124次調(diào)研活動(dòng)，由此可見(jiàn)分析師對(duì)于不同公司的關(guān)注差別較大。從控制變量看，約有80%的并購(gòu)樣本為純現(xiàn)金支付，平均機(jī)構(gòu)持股比例為30%左右，整體水平偏低，說(shuō)明了并購(gòu)樣本的交易主體仍然是以個(gè)人投資者為主，根據(jù)Jo和Cho（2008）的研究，個(gè)人投資者對(duì)信息存在短期內(nèi)的非理性反應(yīng)，其追漲殺跌行為是市場(chǎng)過(guò)度反應(yīng)的主要推力，這也再一次為我國(guó)并購(gòu)公告存在過(guò)度反應(yīng)提供了間接證據(jù)。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析 表4列出主要變量的Pearson相關(guān)性系數(shù)，考慮到解釋變量中，分析師調(diào)研的各變量之間存在較高的相關(guān)性，本文僅選取并購(gòu)公告前3個(gè)月內(nèi)分析師調(diào)研次數(shù)作為解釋變量的代表進(jìn)行相關(guān)性分析，并對(duì)其做對(duì)數(shù)處理。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，各主要控制變量之間基本不存在有異常高相關(guān)性的情況，這降低了模型中存在多重線性的可能性。此外，分析師調(diào)研次數(shù)與窗口期內(nèi)的累計(jì)異常收益率在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，這也初步驗(yàn)證了本文的假設(shè)，即分析師調(diào)研對(duì)于并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)具有負(fù)效應(yīng)。而公司規(guī)模（Size）、盈利能力（Growth）、風(fēng)險(xiǎn)（Risk）、機(jī)構(gòu)持股（Institu）同累計(jì)異常收益率之間均呈負(fù)相關(guān)，這說(shuō)明市場(chǎng)對(duì)于規(guī)模小、盈利能力差、風(fēng)險(xiǎn)小、持股較分散的公司的并購(gòu)交易反應(yīng)更強(qiáng)烈。

表4 主要變量的相關(guān)性分析

（三）回歸分析 表5考察了分析師調(diào)研活動(dòng)對(duì)于并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的影響，其中解釋變量Vsit3、Visit2、Visit1分別代表上市公司發(fā)布并購(gòu)公告前3個(gè)月、2個(gè)月、1個(gè)月內(nèi)是否接待了分析師調(diào)研活動(dòng)。從表5可以看到，在三個(gè)模型中，分析師調(diào)研這一變量與并購(gòu)公告的累計(jì)異常收益率（CAR［-1,1］）分別在5%（Visit3）、1%（Visit2）和5%（Visit1）的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，對(duì)應(yīng)系數(shù)分別為-1.225、-1.434、-1.248，這表明分析師調(diào)研對(duì)于并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)具有負(fù)效應(yīng)，進(jìn)而驗(yàn)證了我們的假設(shè)一。具體而言，若上市公司在發(fā)布并購(gòu)公告前3個(gè)月內(nèi)接待了分析師調(diào)研活動(dòng)，平均會(huì)帶來(lái)CAR［-1,1］約1.225%的下降。在此結(jié)果上，我們將對(duì)分析師影響并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的機(jī)制做進(jìn)一步探究。我們認(rèn)為在中國(guó)這一新興市場(chǎng)，投資者的交易行為很大程度上受噪音干擾，他們對(duì)于并購(gòu)概念的非理性追逐導(dǎo)致了市場(chǎng)對(duì)并購(gòu)公告存在過(guò)度反應(yīng)（Overreaction），而分析師調(diào)研活動(dòng)能夠釋放更多關(guān)于公司經(jīng)營(yíng)狀況和未來(lái)發(fā)展規(guī)劃的實(shí)質(zhì)性信息，一方面這些信息通過(guò)上市公司的主動(dòng)披露直接傳遞給市場(chǎng)，另一方面作為這些信息的直接獲取主體，分析師通過(guò)對(duì)這些信息消化、加工，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)了對(duì)并購(gòu)公告更準(zhǔn)確的解讀，并且最終通過(guò)撰寫研究報(bào)告或者與投資者一對(duì)一交流的形式傳遞給市場(chǎng)。無(wú)論何種形式，分析師調(diào)研活動(dòng)釋放的增量信息最終通過(guò)交易者行為融入到股價(jià)中，使股價(jià)反應(yīng)了更多的公司特質(zhì)性信息，有效緩解了市場(chǎng)噪音，進(jìn)而減少了市場(chǎng)對(duì)并購(gòu)公告的過(guò)度反應(yīng)。更進(jìn)一步地，通過(guò)考察其他控制變量對(duì)累計(jì)異常收益率的影響，我們發(fā)現(xiàn)公司的規(guī)模與CAR［-1,1］在1%的顯著性水平上呈負(fù)相關(guān)，這與吳超鵬等（2008）的結(jié)論一致，表明市場(chǎng)對(duì)于小規(guī)模公司的并購(gòu)事件反應(yīng)更強(qiáng)烈，我們認(rèn)為可能的原因是小公司業(yè)務(wù)相對(duì)單一，市場(chǎng)預(yù)期并購(gòu)交易對(duì)于小公司擴(kuò)大規(guī)模、提高知名度和增加利潤(rùn)的增量效應(yīng)更顯著。此外，公司的杠桿水平（Risk）也與市場(chǎng)反應(yīng)顯著負(fù)相關(guān)，這說(shuō)明市場(chǎng)更加偏好杠桿水平低、償債能力較強(qiáng)的那一類企業(yè)的并購(gòu)活動(dòng)。機(jī)構(gòu)持股與市場(chǎng)反應(yīng)正相關(guān)，可能的原因較高比例的機(jī)構(gòu)持股增加內(nèi)幕交易的可能性。支付方式的回歸系數(shù)也在1%的顯著性水平上為負(fù)，說(shuō)明了股權(quán)收購(gòu)或股權(quán)與現(xiàn)金相結(jié)合的收購(gòu)方式能帶來(lái)更大市場(chǎng)反應(yīng)；并購(gòu)的相對(duì)規(guī)模也痛市場(chǎng)反應(yīng)呈正相關(guān)，我們認(rèn)為可能的原因同公司規(guī)模類似，收購(gòu)相對(duì)規(guī)模更大企業(yè)，對(duì)于公司擴(kuò)大規(guī)模和增加利潤(rùn)的增量作用越大。

在確定了實(shí)地調(diào)研削弱了并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)后，本文進(jìn)一步探索具體的調(diào)研次數(shù)對(duì)于市場(chǎng)反應(yīng)有何影響，通過(guò)表6可以看到，并購(gòu)公告前3個(gè)月、2個(gè)月和1個(gè)月內(nèi)的調(diào)研次數(shù)同窗口期內(nèi)的累計(jì)異常收益率在5%（Visit3_nmb）、1%（Visit2_nmb）和5%（Visit1_nmb）的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)分別為-1.767、-2.069、-1.800。上市公司接待的調(diào)研次數(shù)越多，一方面可能釋放了更多的特質(zhì)性信息，另一方面由于參與的分析師更多，這些信息可能通過(guò)更多的渠道傳播，進(jìn)而對(duì)于過(guò)度反應(yīng)的負(fù)效應(yīng)越大，這一結(jié)果支持了本文的第二個(gè)假設(shè)。此外，本模型中其他控制變量的回歸結(jié)果同模型（1）一致。

表6 分析師調(diào)研對(duì)并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn) 本文主要考察了分析師調(diào)研活動(dòng)對(duì)于并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的影響，在實(shí)證回歸模型中，使用了并購(gòu)公告日前后1個(gè)交易日（［-1,1］）的累計(jì)異常收益率作為市場(chǎng)反應(yīng)的代理指標(biāo)，為了進(jìn)一步得到更穩(wěn)健的結(jié)果，本文將窗口期分別向前和向先后延長(zhǎng)，采用并購(gòu)公告日至公告后10個(gè)交易日的累計(jì)異常收益率（CAR［0,10］）、公告日之前第2至第10個(gè)交易日的累計(jì)異常收益率（CAR［-10,-2］）定義市場(chǎng)反應(yīng)，對(duì)模型再次回歸后，所得結(jié)果與前文基本一致，這表明本文的結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論

實(shí)證結(jié)果顯示，上市公司若在并購(gòu)公告前3個(gè)月內(nèi)接待了分析師調(diào)研，其公告前后1個(gè)交易日的累計(jì)異常收益率會(huì)有顯著性的下降，而且接待的調(diào)研次數(shù)越多，累計(jì)異常收益率的下降幅度越大，同時(shí)我們將實(shí)地調(diào)研的考察期縮短至并購(gòu)公告前2個(gè)月和1個(gè)月，得到了相同的結(jié)果。這一實(shí)證結(jié)果說(shuō)明，分析師調(diào)研對(duì)于并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)具有負(fù)效應(yīng)。此外，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們使用不同的窗口期重新度量了并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)，得到的結(jié)果與實(shí)證模型一致，驗(yàn)證了本文結(jié)果的穩(wěn)健性。

此外，本文認(rèn)為分析師調(diào)研影響并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的主要機(jī)制是分析師調(diào)研活動(dòng)及時(shí)和準(zhǔn)確地向市場(chǎng)傳遞了更多的公司特質(zhì)性信息，提高了市場(chǎng)定價(jià)的準(zhǔn)確性。我們認(rèn)為在中國(guó)這一新興市場(chǎng)，投資者的交易行為很大程度上受噪音干擾，他們往往對(duì)并購(gòu)概念存在非理性追捧，導(dǎo)致了市場(chǎng)對(duì)并購(gòu)公告存在過(guò)度反應(yīng)（Overreaction），而分析師調(diào)研活動(dòng)能夠及時(shí)、準(zhǔn)確地釋放更多關(guān)于公司經(jīng)營(yíng)狀況和未來(lái)發(fā)展規(guī)劃的實(shí)質(zhì)性信息，這些信息通過(guò)上市公司的主動(dòng)披露或者分析師撰寫研究報(bào)告等途徑傳遞給市場(chǎng)，幫助投資者更好地解讀并購(gòu)事件，減少了市場(chǎng)的過(guò)度反應(yīng)，提高了定價(jià)效率。

*本文系國(guó)家社科基金項(xiàng)目“民族地區(qū)勞動(dòng)關(guān)系政府規(guī)制理論研究”（項(xiàng)目編號(hào)：13xsh023）的階段性研究成果。

［1］朱紅軍、何賢杰、陶林：《中國(guó)的證券分析師能夠提高資本市場(chǎng)的效率嗎——基于股價(jià)同步性和股價(jià)信息含量的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《金融研究》2007年第2期。

［2］譚松濤、崔小勇：《上市公司調(diào)研能否提高分析師預(yù)測(cè)精度》，《世界經(jīng)濟(jì)》2015年第4期。

［3］賈琬嬌、洪劍峭、徐媛媛：《我國(guó)證券分析師實(shí)地調(diào)研有價(jià)值嗎？——基于盈余預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性的一項(xiàng)實(shí)證研究》，《投資研究》2015年第4期。

［4］曹新偉、洪劍峭、賈琬嬌：《分析師實(shí)地調(diào)研與資本市場(chǎng)信息效率——基于股價(jià)同步性的研究》，《經(jīng)濟(jì)管理》2015年第8期。

［5］Bradshaw M.T.,M.S.Drake,J.N.Myers and L.A. Myers.A Re-examination ofAnalysts'Superiority over Time-Series Forecasts of Annual Earnings. Review of Accounting Studies,2012.

［6］Bradley D.,J.Clarke,S.Lee and C.Ornthanalai.Are Analysts'Recommendations Informative?Intraday Evidence on the Impact of Time Stamp Delays.Journal of Finance 2014.

［7］Solomon D.and E.Soltes.What Are We Meeting For? The Consequences of Private Meetings with Investors.Journal of Law&Economics,2012.

［8］Bushee B.J.,M.J.Jung and G.S.Miller.Conference Presentations and the Disclosure Milieu.Journal of Accounting Research 2011.

［9］Green T.C.,R.Jame,S.Markov and M.Subasi. Broker-hosted Investor Conferences.Journal of Accounting& Economics 2014.

（編輯 文 博）