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，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?！被ヂ?lián)網(wǎng)金融等四個行業(yè)的跨界定增，由此導致當日相關板塊收盤便大跌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，從而達到操縱股價的目的(Wirama 等，2017；Ma 等，2016)?？梢姡瑐髀剬κ袌龊凸緝r值的危害甚大。為了維護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)后對其進行澄清或?qū)ν顿Y者進行警示，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還是承認，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股價回調(diào)，對股價具有一定的“回復作用”(劉春林和張寧，2012；賈明等，2014)，肯定式公告則將傳聞從未經(jīng)證實的消息轉變?yōu)檎鎸嵭畔?，從而使股價上升或者下降到一個新的水平。在這個過程中投資者會進一步獲得異常收益，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。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，截止目前很少有學者對這一問題進行探討。

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行否認還是承認，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 “股價回復效應”，即公司信息披露質(zhì)量越高，否定式公告對股價的回復作用越顯著；(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”，這種效應也主要體現(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作用越顯著；(3)進一步分析發(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)量促進否定式公告的股價回復效應主要體現(xiàn)在對負面?zhèn)髀劦某吻迳?，當傳聞為負面消息時，信息披露質(zhì)量越高，澄清公告回復股價的作用越顯著；(5)區(qū)分傳聞內(nèi)容后發(fā)現(xiàn)，公司信息披露質(zhì)量促進否定式公告的股價回復作用主要體現(xiàn)在財務類傳聞上，相對于非財務類傳聞，公司澄清財務類傳聞時，信息披露質(zhì)量越高，澄清公告回復股價的作用越顯著。

相比以往的研究，本文的貢獻在于:(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否定式澄清公告的股價回復作用，既從促進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”，由此為提升公司信息披露質(zhì)量的有用性提供了進一步的證據(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?、負面?zhèn)髀?、財務類傳聞和非財務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演繹，第三部分為研究設計，第四部分為實證結果，最后是文章結論與啟示。

二、理論分析與假設演繹

（一）回復效應假說與重估效應假說

根據(jù)對傳聞進行否認或承認，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股價回調(diào)，對股價有回復作用。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”和“弱否認”兩類，研究表明“強否認”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“技術性澄清公告”和“名義性澄清公告”，研究認為前者比后者更能有效地回復股價。對于肯定式公告來說，它對傳聞的內(nèi)容進行了肯定，將市場傳聞從噪聲轉變?yōu)槭袌鲋械恼鎸嵭畔?。由此原本基于噪聲的交易轉變?yōu)榛谛畔⒌挠行Ы灰祝虼?，肯定式公告在促進股價整合信息的同時也促使投資者進一步獲得異常收益。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否定式公告對股價的回復作用，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(回復效應)；而當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也會促使股價上升或者下降，從而達到一個新的相對合理的水平(重估效應)。由此，本文提出以下假設:

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

（二）補充效應假說

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當及時披露，但并未詳細說明“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顯著大于延遲發(fā)布的盈余公告市場反應(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作用并不明顯，澄清公告澄而不清(趙靜梅等，2010)。我們認為這可能是由于以往的學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，不顯著的回復作用可能是傳聞和澄清公告兩者效果相抵消的結果，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，但這一效應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，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，披露時市場的反應會相對較弱，此時披露否定式公告對股價的回復作用有限，因此需要依靠其他機制促進股價的調(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，能夠顯著促進澄清公告影響股價的效果。據(jù)此，本文提出以下假設:

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)變量進行了上下1%的Winsorize處理。本文的財務數(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）模型設計與變量定義

本文采用事件研究法進行研究。首先設計模型(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，為使結果穩(wěn)健，本文選取公告日前后三天(-3，3)和公告日當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?；貓舐剩覀冞x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?；貓舐?

之后，我們將上述模型得到的結果代入模型(4)，即可計算出異?；貓舐蔄R:

累計異?；貓舐?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行的評級結果，對信息披露質(zhì)量(Rating)賦值為4、3、2、1，分別對應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)固定效應也進行了控制。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)進行回歸估計。在檢驗H3a和H3b時，我們根據(jù)數(shù)據(jù)結構，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)絕對值的相關系數(shù)都顯著為負，表明信息披露質(zhì)量越高，澄清公告對股價的回復作用越顯著，初步符合我們的預期。大多數(shù)變量的相關系數(shù)都小于0.5，表明不存在嚴重的共線性問題。由于版面問題，相關系數(shù)表未列出。

四、實證結果

（一）H1、H2的實證檢驗

表3報告了運用模型(1)對H1和H2進行回歸檢驗的結果。第(1)列和第(2)列為對H1的回歸檢驗結果。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(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效果也隨之提升，這與我們的H1預期相符。

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行回歸的結果，即對H2的回歸檢驗結果。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為傳聞“可能是真的”，這種先驗認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不足，故結果不顯著。

表3 H1、H2的回歸結果

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進行回歸檢驗的結果。其第(1)列和第(2)列的結果顯示，公司信息披露質(zhì)量(Rating)的回歸系數(shù)為負，但統(tǒng)計上并不顯著；而第(3)列和第(4)列的結果則顯示，變量Rating的回歸系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為負。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作用的效應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作用具有補充效應，由此證實了H3a。

表4 H3a的回歸檢驗結果

續(xù)表4

表5報告了運用模型(1)對H3b進行回歸檢驗的結果。結果顯示，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主要體現(xiàn)在否定式公告方面。

表5 H3b的回歸檢驗結果

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股價作用的影響。為了使結果穩(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)進行回歸。具體地，當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的檢驗結果如表6、表7和表8所示。可見，其結果與前文表3至表5一致，表明結論較為穩(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，設置虛擬變量“是否高信息披露質(zhì)量(Highquality)”，當公司當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)進行回歸的結果如表6至表8中第(2)列和第(5)列所示。結果與表3至表5一致，表明本文主要結論穩(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)進行估計，結果見表6、表7和表8第(3)列和第(6)列。其結果表明本文主要結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

我們進一步區(qū)分樣本公司發(fā)布澄清公告的積極程度，重新進行H3補充效應的檢驗。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，重新進行檢驗，結果見表9①由于研究補充效應部分的肯定式公告樣本較少，再進行細分無法進行回歸檢驗，故我們僅針對否定式公告進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，這也再次印證了我們的結論: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作用的效應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作用具有補充效應。

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“股價回復效應”；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”。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”?？刂谱兞颗c前文一致。

進一步，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)進行分組回歸。為使結果穩(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，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果① 限于篇幅，進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，而第(2)列和第(4)列中，該變量的系數(shù)并不顯著。以上結果表明，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。我們認為，這可能是因為信息披露質(zhì)量較高的公司在對傳聞進行澄清時會一視同仁地進行積極澄清，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可度較低，一旦牽涉負面?zhèn)髀?，其在投資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“股價回復效應”，“股價重估效應”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)量對澄清公告回復股價的作用也有所不同。

為檢驗以上預期，我們首先對針對正面?zhèn)髀労拓撁鎮(zhèn)髀勥M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行了t檢驗，結果如表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。

以上結果表明，澄清公告對正面?zhèn)髀劸哂幸欢ǖ某吻逍Ч?，但對于負面?zhèn)髀?，不僅沒有明顯的澄清效果，反而還加劇了負面?zhèn)髀剬竟蓛r的沖擊，這與趙靜梅等(2010)、賈明等(2014)等學者的研究結論一致。

表11 正、負傳聞澄清公告CAR均值t檢驗

進一步，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面區(qū)分為“否定式/正面?zhèn)髀劇焙汀胺穸ㄊ?負面?zhèn)髀劇眱蓚€子樣本，重新對模型(1)進行回歸估計，結果如表12所示。表12中數(shù)據(jù)顯示，公司信息披露質(zhì)量促進澄清公告對公司股價的回復效應主要體現(xiàn)在對負面?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。

由于公司財務信息是投資者進行投資決策的重要依據(jù)，因此涉及公司財務方面的信息會受到投資者的重點關注。我國資本市場中涉及公司財務經(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，針對財務類傳聞進行澄清的樣本為544條，占比為61.75%。

由于財務類傳聞在市場中較為盛行，投資者也頗為關注，因此本文將研究樣本進一步區(qū)分為針對財務類傳聞進行澄清的樣本和針對非財務類傳聞進行澄清的樣本。其中，本文將涉及財務數(shù)據(jù)、經(jīng)營成果、財務造假、關聯(lián)交易、投融資、股權轉讓、兼并收購、政府資金注入等內(nèi)容的澄清公告作為財務類傳聞澄清公告樣本，其他則統(tǒng)一歸為非財務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類樣本和非財務類樣本，然后對模型(1)進行分樣本回歸，結果見表13。表13中的數(shù)據(jù)表明，對于財務類傳聞而言，公司信息披露質(zhì)量的提高能夠顯著促進否定式澄清公告的股價回復作用。

表13 信息披露質(zhì)量對財務類、非財務類傳聞澄清公告效應影響的回歸結果

六、結論與啟示

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“股價回復效應”；(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”，這種效應也主要體現(xiàn)在否定式公告方面；(3)進一步分析發(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)量促進否定式公告的股價回復效應主要體現(xiàn)在對負面?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)量促進否定式公告的股價回復作用主要體現(xiàn)在對財務類傳聞的澄清上。

本文的研究結論具有一定的現(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地位，有利于股價盡快回歸理性水平從而促進市場效率。因此，上市公司應當加強對信息披露質(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行強制規(guī)范，相關機構可考慮在規(guī)范中加入“三天以內(nèi)澄清”等明確的披露時限。