经济师参考探讨公司信息纰漏频率对股
9页1、经济师职称论文参考探讨公司信息纰漏频率对股摘要:股票收益的特质性波动率是公司未被市场预期的特质信息造成的。因此,当公司的信息披露频率比拟低时,股价信息含量较低,价格与价值背离较大,内部人有强烈的交易动论文摘要:股票收益的特质性波动率是公司未被市场预期的特质信息造成的。因此,当公司的信息披露频率比拟低时,股价信息含量较低,价格与价值背离较大,内部人有强烈的交易动机,外部投资者收集信息套利的鼓励也越大,造成较高的特质性波动。公司的信息披露频率较高时,公司披露了更多未被市场预期的信息,因而股价的特有波动率越高。一、 引言我们利用中国A股上市公司2022年2022年的面板数据,使用类似于汪炜和蒋顶峰(2022)的方法构建了一个测度公司信息透明度的指标。在控制住已发现的影响股价特质性波动的公司根本面因素后,实证检验了上述假设。研究发现,股价特质信息波动与上一期公司信息披露频率负相关,与当期信息披露频率正相关,与当期信息披露频率二次项显著正相关。此外,我们也检验了公司治理和股票特质性波动率之间的关系。治理好的公司,外部投资者更容易搜集到公司的内部信息(Ferreira & Laux,2022),因
2、此,股价特质性波动也更高。徐晓东和陈小悦(2022)认为非国有控股的企业,公司治理效力越高。我们使用公司控股权类型作为测度公司治理的变量,发现只有局部结果支持我们的结论,另外一局部虽然模型系数为正,但并不显著。结果局部地支持了这一假设。总之,本文的理论模型和实证检验发现股价特质性波动与公司信息透明度之间的U型关系,解决了现有文献的矛盾,肯定了股价特质性波动是股价信息含量的测度。二、 理论分析和假设根据Jin和Myers(2022)的模型,信息越透明的公司,股票特质性波动率越高,但他们假定管理层未披露信息永不为外部投资者所知,这点与现实不符合。在多期动态的框架下,如果管理层未披露信息在后面的观察期中能够为外部投资者所获得,并且其先前没有被投资者预期,信息越不透明的公司,股价也可能具有更高的特质性波动率,这也是后续实证发现存在矛盾的原因。我们在Jin和Myers(2022)模型的框架下,修正了上述假设的模型如下:公司现金流的生成过程为:Ct=K0Xt(1)其中K0为企业最初的投资,为常数。Xt刻画对现金流的随机冲击过程。其中:Xt=ft+?兹t(2)其中,ft刻画的是宏观因素对企业现金流的
3、冲击过程,信息为市场所知。?兹t为公司特质因素的冲击过程。其中:?兹t=ot+pt(3)ot为当期管理层披露的局部,pt为当期管理层未披露局部。假设公开特有信息的比例为?琢。其中,?琢?琢,1。其中,?琢为证券监管机构要求企业必须公布的公司特有信息,比方财务报表等。?琢为公司的信息透明度。依照Jin和Myers(2022)假定,ft,?兹t为平稳的一阶自回归过程,即:ft=f0+?渍ft-1+?着t(4)ot=o0+?渍ot-1+?孜o,t(5)pt=p0+?渍pt-1+?孜p,t(6)其中,?着t,?孜o,t,?孜p,t为扰动项,刻画的是未被市场预期到的信息冲击,?渍(0,1)。公司股票的特质性波动率将由?孜o,t决定。如前所述,修正了Jin和Myers(2022)模型的假设后,假定:?孜o,t=?孜o,t+?茁pt-1(7)其中,?孜o,t为t期未市场预期到的信息冲击,其与t期公司特质信息之间的关系为?孜o,t=?琢?兹t,即披露特有信息比例越大,未被投资者预期到的信息冲击越多。pt-1为t-1期管理层未披露的信息,在t期其有?茁比例被投资者知晓, ?茁0,1。根据Ferreira
4、和Laux(2022)的结论,公司治理越好的企业?茁较大。?茁pt-1为?琢的减函数,即t-1期公司披露的特有信息比例越大,下期投资者能够搜集的内部信息量越少。因此,我们有:Xt+1=X0+?渍Xt+?姿t+1(8)其中,X0=f0+?兹0=f0+o0+p0,?姿t+1=?着t+1+?孜t+1=?着t+1+?孜o,t+1+?孜p,t+1公司的内蕴价值是外部投资者基于现有信息对公司未来现金流的预期的现值,贴现因子为无风险利率r。我们有:Kt(It)=PVE(Ct+1|It),E(Ct+2|It),r(9)It为t期投资者所能观察的信息集。It=ft+ot。根据Jin 和Myers(2022)模型的假定,当公司的分红小于一定的数目时,外部投资者将采取行动接管公司,接管后公司的价值为?酌Kt。(1-?酌)Kt为接管的本钱。因此,我们有外部投资者的价值为:Vext(It)=?酌Kt(It)(10)由Jin和Myers(2022)的命题三,均衡时,公司管理层的分红比例为:YT*=?酌E(E(CT|It),?坌T?叟t(11)由贝尔曼方程,结合(9),(10)和(11),对于外部投资者而言,公司的
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