新媒體信息披露對股票市場的影響研究

蔣艷輝+鄭佳爾

【摘 要】 文章以2011年至2014年間“互動易”平臺的數(shù)據(jù)為樣本，深入考察上市公司信息披露質(zhì)量與股票收益率、交易量的關(guān)系。基于原始問答數(shù)據(jù)，從信息披露效率的角度構(gòu)建公司回復(fù)指數(shù)以刻畫上市公司自愿性信息披露質(zhì)量。結(jié)果表明，在控制其他影響因素之后，公司回復(fù)指數(shù)與股票收益率、交易量均存在正相關(guān)關(guān)系，其中回復(fù)指數(shù)對個股收益率僅短期影響顯著，雖然無法幫助預(yù)測收益率，但是能夠成為預(yù)測交易量的有效指標(biāo)。研究證實了公司的及時回復(fù)對消除股市信息不對稱的正面效果，以及深交所“互動易”平臺維護證券市場秩序的積極作用。此外，文章基于互動平臺的特性，設(shè)計了具有較強推廣性的新媒體披露質(zhì)量測度指標(biāo)，對日后的研究具有積極的借鑒意義。

【關(guān)鍵詞】 互動易； 信息披露； 新媒體； 股票收益率； 交易量

【中圖分類號】 F830.9 【文獻標(biāo)識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2017）08-0048-08

一、引言

隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的快速發(fā)展，各種各樣的新媒體層出不窮，不少企業(yè)已經(jīng)擁有自己的微博、微信等交流平臺。新媒體已逐漸成為當(dāng)今世界非常重要的信息集散樞紐，其開放性、及時性和互動性等特點契合資本市場的公平、公開和公正原則。

基于此，近年來新媒體對證券市場的作用逐漸引起了學(xué)者的重視[1-5]。作為傳媒手段之一，新媒體將公司信息及時、高效地傳遞給投資者。上市公司和投資者傳統(tǒng)的溝通方式主要包括年報、半年報、季報等定期報告的渠道，然而時效性差是其最大缺點。而新媒體的出現(xiàn)恰恰彌補了這一缺陷。

得益于網(wǎng)絡(luò)技術(shù)的加入，對傳統(tǒng)的信息披露制度進行改進是大勢所趨。近年來監(jiān)管機構(gòu)對待使用新媒體披露信息的態(tài)度也愈加開放。美國證券交易委員會（SEC）在2013年就曾發(fā)表聲明，允許上市公司使用Twitter、Facebook等社交媒體披露公司信息，只要上市公司提前告知投資者將要在何種社交平臺上發(fā)布信息即可。

本文的研究對象“互動易”平臺就是深交所為適應(yīng)新形勢下信息披露的需求而設(shè)立的。它由深圳證券交易所于2010年1月1日推出，在2011年11月12日基于Web 2.0平臺（類微博模式）進行系統(tǒng)升級，并改名為“互動易”。投資者可通過該平臺直接向上市公司提問，上市公司在“互動易”平臺上答復(fù)。其成立的初衷在于提高上市公司和投資者之間的溝通效率，幫助投資者將市場信息化繁為簡，使投資者在信息獲取、信息鑒別、與上市公司之間的互動交流方面更加容易。從形式上來看，“互動易”平臺上的公司回復(fù)實質(zhì)上可以視為上市公司進行的自愿性信息披露①。深交所在《上市公司信息披露工作考核辦法》（2011年修訂）第十六條也增加了對“互動易”的監(jiān)管要求，以此引導(dǎo)上市公司充分重視，不斷提高投資者關(guān)系管理水平。

目前對信息披露經(jīng)濟后果的研究主要集中在定期報告中自愿性信息披露對股權(quán)資本成本的影響方面[6-7]。文獻研究表明，信息披露主要存在兩方面潛在的益處：（1）幫助糾正公司的錯誤估值；（2）提高股票的流動性，降低資本成本[8]。理論上說，及時的信息披露使財務(wù)信息得以迅速在資本市場中擴散，將信息的滯后性影響減少到最低水平，有效地解決信息披露的及時性問題，在短時間內(nèi)降低信息不對稱[3]。傳統(tǒng)渠道下信息披露的經(jīng)濟后果已取得較為豐富的研究成果，然而對于新媒體形式下的信息披露鮮有研究。

那么新媒體是否真的如上所述在資本市場中起到積極作用呢？本文采用“互動易”平臺上公司的回復(fù)作為研究對象，引入回復(fù)指數(shù)對公司回復(fù)質(zhì)量進行刻畫，嘗試探究新媒體平臺上的公司信息披露對于股票收益率和交易量的作用。

本文的創(chuàng)新點在于針對新媒體形式下信息披露的作用進行研究，以“互動易”平臺為例，首次對該平臺上的公司回復(fù)進行挖掘分析，證明了及時的公司回復(fù)是有效的。新媒體對于公司信息披露的重要性逐漸提升，在此背景下研究“互動易”這類平臺的公司回復(fù)將更具現(xiàn)實意義。此外，根據(jù)“互動易”這類新媒體平臺的特性，本文設(shè)計了可行且具有較強推廣性的新媒體披露質(zhì)量測度指標(biāo)，對之后類似的研究具有積極的借鑒意義。

二、文獻回顧與假設(shè)提出

傳統(tǒng)的自愿性信息披露渠道以定期報告為主，其對資本市場的作用已有大量研究成果[9-12]。對公司來說，進行廣泛自愿性信息披露主要有三種資本市場效應(yīng)：提高股票流動性、降低資本成本、提升公司價值。但是由于定期報告時間跨度過大，無法滿足普通投資者日益增長的信息需求，并且是以公司為主導(dǎo)對外披露，受到公司特質(zhì)等諸多因素的限制。隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的不斷發(fā)展，各種新媒體層出不窮，微博、微信等社交媒體因其傳播速度快、時效性強、互動性強等特點發(fā)展迅速，開始在企業(yè)的投資者關(guān)系中扮演重要的角色。

國外學(xué)者較早開展新媒體對資本市場的作用研究。Wysocki[13]以發(fā)帖量度量論壇信息，考察其和公司基本面、股市表現(xiàn)之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)發(fā)帖量的確能夠預(yù)測第二天股票的交易量與異常收益率。Antweiler et al.[14]通過分析Yahoo Finance和Raging Bull兩大金融論壇的帖子，構(gòu)建情緒指數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)論壇信息可以用來預(yù)測股票波動率。

國內(nèi)類似的研究起步稍晚。張永杰等[15]不局限于特定論壇，將社交媒體信息內(nèi)容的抓取范圍擴展至整個中文互聯(lián)網(wǎng)，以此研究社交媒體信息在資產(chǎn)定價方面的影響，發(fā)現(xiàn)不斷發(fā)展的中文社交媒體蘊含著對股票收益率有著顯著解釋能力的信息內(nèi)容。金雪軍等[16]抓取了股吧在2012年10月至2013年9月期間共580萬條發(fā)帖數(shù)據(jù)，借助文本分析技術(shù)研究發(fā)現(xiàn)，看漲指數(shù)與股票收益率呈正向相關(guān)，論壇發(fā)帖量對股票成交量有著顯著的正向影響，證實了中小投資者在股票論壇的討論確實會對股票的收益率與成交量產(chǎn)生影響。

早期的研究對象主要集中于論壇信息。近年來隨著社交媒體的迅猛發(fā)展，信息的流動得到快速提高，其對資本市場的作用引起了大量學(xué)者的興趣。

Bollen et al.[1]率先開始研究Twitter對于股市的預(yù)測作用，利用抓取的推文進行文本分析，探究來自Twitter用戶的情緒和道瓊斯工業(yè)平均指數(shù)（DJIA）的相關(guān)關(guān)系。其實證結(jié)果表明，Twitter的情緒指數(shù)能提高DJIA的預(yù)測能力，預(yù)測準(zhǔn)確率高達86.7%。Bollen開創(chuàng)性的工作催生了一大批基于社交媒體在證券市場作用的研究[17-18]。

國內(nèi)外研究雖然均對新媒體在資本市場的作用進行了初步嘗試，但是絕大部分從投資者對于新媒體的使用這個角度出發(fā)，集中于投資者情緒、媒體關(guān)注度等研究方向，并未對公司使用新媒體進行信息披露的作用進行檢驗。本文嘗試在信息披露的框架下，參考Antweiler et al.[14]、Tetlock[19]的研究設(shè)計，探討公司及時的回復(fù)是否會對股票的收益率與成交量產(chǎn)生影響。

Healy et al.[8]通過對1978年至1991年共計595家公司組成的樣本進行分析，考察企業(yè)是否可以從增加的信息披露中獲益。他們發(fā)現(xiàn)，隨著公司披露程度的增加，該公司本年度和下一年的股票收益增加。金融心理學(xué)的研究表明，投資者的金融決策和股票價格會受到情緒啟發(fā)式現(xiàn)象的影響。投資者對公司股票未來表現(xiàn)的估計取決于對公司的印象[20]。實際上，對公司的印象來源眾多，而公司對投資者提問的回復(fù)是最直接的渠道之一。

公司及時的回復(fù)能夠顯著增加信息披露的透明度，有助于提升公司的形象，向投資者傳遞良好的信息。投資者對具有較高透明度的公司往往持有好印象，受到上述啟發(fā)式影響的投資者傾向于買入股票，從而在短期內(nèi)推動收益率上漲。因此提出假設(shè)1。

H1：在其他條件相同的情況下，上市公司在新媒體平臺信息披露質(zhì)量和公司股票收益率正相關(guān)，即信息披露質(zhì)量越高，公司的股票收益率越高。

股票交易量反映了股票持有者出售股票以及潛在投資者購買該股票的意愿。公司回復(fù)指數(shù)增加，在回復(fù)內(nèi)容不完全重復(fù)的前提下，即意味著每家公司帶來的相對信息量增加，這將大大降低投資者和公司之間的信息不對稱程度。由于投資者對于公司股票的交易意愿與其信息不對稱程度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，信息不對稱程度越低，股票流動性增加，從而導(dǎo)致交易量的上升[21]，由此提出假設(shè)2。

H2：在其他條件相同的情況下，上市公司在新媒體平臺的信息披露質(zhì)量和公司股票交易量正相關(guān)，即信息披露質(zhì)量越高，公司的股票交易量越高。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文研究數(shù)據(jù)中，股票收益等個股交易數(shù)據(jù)和資產(chǎn)等財務(wù)數(shù)據(jù)分別來源于CSMAR中國股票市場交易數(shù)據(jù)庫和中國上市公司財務(wù)報表數(shù)據(jù)庫。

選擇“互動易”平臺的數(shù)據(jù)作為公司自愿性信息披露的數(shù)據(jù)源主要有如下原因：（1）“互動易”覆蓋面廣，數(shù)據(jù)量大，其日均頁面瀏覽量達到6萬次以上②，累計已逾數(shù)十萬條信息。“互動易”日益受到廣大投資者的青睞，越來越多的券商研究員、機構(gòu)投資者也開始關(guān)注這一渠道，并通過“互動易”向上市公司提出問題；（2）比定期報告等傳統(tǒng)披露渠道更及時，投資者可以隨時向上市公司進行提問，公司也會在較短時間內(nèi)回復(fù)；（3）數(shù)據(jù)來源真實可靠。該平臺系全球首個由交易所承建、所有市場參與主體無償使用的上市公司與投資者互動的平臺，是獲取上市公司真實、一手信息的新渠道。社交媒體由于監(jiān)督的缺位往往缺乏傳統(tǒng)媒體的權(quán)威性和公信力，而“互動易”由于深交所特殊的背景恰好彌補了這一劣勢，同時具備傳播速度快、影響廣和權(quán)威性高等優(yōu)點。

由于本文獲取的“互動易”數(shù)據(jù)在2010年8月6日至2011年4月底有9個月的空白期（見圖1），直至2011年5月1日才有新一輪大規(guī)模的提問數(shù)據(jù)。另外，通過對公司回復(fù)時間的統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，最早的一條公司回復(fù)出現(xiàn)在2011年5月3日。同時剔除2014年第4季度牛市可能帶來的過度投機行為的影響，本文將時間區(qū)間定位于2011年5月3日至2014年9月30日。

通過對公司回復(fù)的時間分析得出，公司主要集中于上午9點至11點以及下午2點至5點回復(fù)投資者的各類問題（見圖2），雖然其余時間也有分布，但是數(shù)量非常少。另外，下午至晚上的發(fā)帖量占據(jù)了較大部分，進一步的分析表明下午2點至次日上午9點的發(fā)帖數(shù)占總數(shù)的55.97%左右，上述時間分布也符合日常作息規(guī)律?？紤]到分析的嚴(yán)謹(jǐn)性，投資者對現(xiàn)有信息的處理需要時間并且不可能利用閉市后發(fā)布的信息進行投資，因此為了更細(xì)致地分析公司回復(fù)對股市的影響，本文將深圳證券交易所閉市前1小時即當(dāng)日14時之后的信息視為第二天的信息。

（二）變量設(shè)計

1.回復(fù)指數(shù)

對公司回復(fù)進行研究的過程中，首先面臨的問題就是如何界定回復(fù)質(zhì)量。本文參考了會計信息披露質(zhì)量研究文獻，美國SEC對“高質(zhì)量的信息披露”的具體解釋是信息具有可比性、高透明度和得到充分披露。我國證監(jiān)會于2007年1月發(fā)布的《上市公司信息披露管理辦法》規(guī)定，信息披露義務(wù)人應(yīng)當(dāng)真實、準(zhǔn)確、完整、及時地披露信息。

在信息披露質(zhì)量度量的實證研究中，由于對定性化特征的衡量比較困難，因此研究者大多通過設(shè)計代理變量對信息披露質(zhì)量進行研究，其中大部分采用信息披露數(shù)量作為信息披露質(zhì)量的代理變量，傳統(tǒng)的信息披露質(zhì)量測度方法主要有分析師評級表、信息披露數(shù)量、信息披露綜合指數(shù)等[12]。由于本文研究對象是公司回復(fù)文本，因此并沒有一個權(quán)威的機構(gòu)對公司回復(fù)進行打分評級?？紤]到公司回復(fù)的文本和時間特點，本文主要從信息披露效率的角度進行回復(fù)指數(shù)的構(gòu)建。

Verrecchia[9]指出，信息披露質(zhì)量的度量不僅要衡量其所披露內(nèi)容的質(zhì)量，更應(yīng)該關(guān)注信息披露的及時性。他認(rèn)為，高質(zhì)量的信息披露應(yīng)該是迅速披露重要信息，而且能夠提供更多的前瞻性信息。因此，本文對僅依賴于披露數(shù)量的傳統(tǒng)指標(biāo)體系進行改進，將及時性融入到指標(biāo)體系中，結(jié)合“互動易“平臺問答文本自身的特點，一個公司在同一天可以回復(fù)多次，回復(fù)提問的時間可以是當(dāng)天，也可能是幾天后?？紤]到投資者對于不同回復(fù)時間間隔的問題的反饋也有所不同，因此本文引入指數(shù)衰變因子e-t來模擬間隔天數(shù)對于投資者反應(yīng)的影響，其實踐意義是回復(fù)的時間差越大導(dǎo)致該回復(fù)的信息價值越小。

因為單純的回復(fù)數(shù)還可能受到不同公司的被關(guān)注程度影響，為了消除由于關(guān)注度不同所造成的影響，對指標(biāo)進行歸一化處理，最后得出回復(fù)指數(shù)的計算公式：

其中i為回答日期與提問日期之差，ni為第i天前的問題總數(shù)。相比較傳統(tǒng)的以絕對數(shù)量代替信息披露質(zhì)量的測度方式，該回復(fù)指數(shù)進一步考慮了信息的及時性特征，同時還能夠較好地衡量不同公司之間回復(fù)質(zhì)量的差異。

2.因變量

本文的交易量指標(biāo)（Volume）采用日個股交易股數(shù)，而收益率指標(biāo)（Return）采用不考慮現(xiàn)金紅利的日個股回報率，上述數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。

3.控制變量

在控制變量選擇上，本文加入深圳A股每日市場回報率（Market Return）和公司回復(fù)的絕對數(shù)量（Reply Count），分別控制整體的市場效應(yīng)和投資者關(guān)注度不同造成的影響。

具體變量的說明和計算方法見表1。

（三）模型設(shè)計

樣本數(shù)據(jù)既包含時間序列又包含截面數(shù)據(jù)，為了更好地分析各變量間相互關(guān)系并預(yù)測其變化趨勢，本文采用面板回歸進行數(shù)據(jù)分析。同時由于投資者的反應(yīng)可能存在滯后效應(yīng)，因此本文參考Tetlock[19]的模型設(shè)計，引入了滯后5階的回復(fù)指數(shù)，使用L5（Reply Index）表示（其中L5（xt）=[xt-1xt-2xt-3xt-4xt-5]）。

為確定面板回歸模型，本文做了如下檢驗，即Hausman檢驗（用于確定選擇固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)）以及F檢驗（用于確定選擇混合效應(yīng)還是固定效應(yīng)）。根據(jù)表2的檢驗結(jié)果，F(xiàn)檢驗顯示固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合效應(yīng)模型，Hausman檢驗顯示固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機效應(yīng)模型。所以，最終對模型統(tǒng)一選擇固定效應(yīng)模型。

回歸模型如下：

其中，Reply Indexi，t表示i公司第t天的回復(fù)指數(shù)，Market Equityi，t和Asseti，t分別表示對應(yīng)時間公司的流通市值和資產(chǎn)規(guī)模，Reply Indexi，t表示對應(yīng)時間的回復(fù)總數(shù)，Market Returnt表示第t天不考慮現(xiàn)金紅利再投資的日市場回報率（流通市值加權(quán)平均法），在回歸方程中Market Equity、Asset和Reply Count均已進行對數(shù)化處理，以消除量綱的影響。

四、實證檢驗結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

針對本研究所選取的樣本，本文對上市公司披露情況以及其他解釋變量進行了描述性統(tǒng)計，結(jié)果如表3所示。從描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，由于回復(fù)數(shù)據(jù)的稀疏性導(dǎo)致80%以上與回復(fù)相關(guān)的數(shù)據(jù)為0，因此整體回復(fù)指數(shù)均值較小，只有0.041，個股每日回復(fù)量也從0至262條不等，這與“互動易”平臺推出時間比較短，整個市場的參與度較小相關(guān)。市場日回報率比較穩(wěn)定，在-0.066至0.055之間波動，其均值也趨于0。相比較而言，個股回報率變化較大，最低為-0.263，最高則為16.773，但是兩者標(biāo)準(zhǔn)差比較接近。資產(chǎn)和市值的變化波動較大，最大和最小值之間相差103以上數(shù)量級，說明A股市場存在較大的分化現(xiàn)象，這也為下文對資產(chǎn)和市值分組進行穩(wěn)健性檢驗提供了依據(jù)。雖然參與互動的公司數(shù)在逐年增加（未列出），這表明我國上市公司日益認(rèn)識到與投資者保持良好關(guān)系及信息披露的重要性，也說明越來越多的投資者開始關(guān)注“互動易”平臺，但是也應(yīng)當(dāng)看到，仍有眾多的上市公司并沒有參與到投資者的提問互動中來，說明“互動易”平臺建設(shè)和上市公司與投資者的互動還有很大的提升空間。

（二）面板回歸檢驗

公司回復(fù)指數(shù)對股票收益率和交易量影響的實證結(jié)果如表4所示，滯后一天的公司回復(fù)對于收益率的影響為負(fù)，公司回復(fù)指數(shù)每增加一個單位，將導(dǎo)致隔日收益率降低0.056%，而滯后2天和3天的回復(fù)對于收益率的影響顯著為正。通過對公司回復(fù)時間的深入分析，本文發(fā)現(xiàn)“互動易”平臺上的公司平均回復(fù)時間間隔為2.61天，因此本文認(rèn)為上述現(xiàn)象可能是投資者對于公司回復(fù)不及時的“懲罰”所致，具體主要有兩種原因：（1）投資者看到公司的回復(fù)，但是由于公司回復(fù)過晚導(dǎo)致消息的價值（時效性）大大降低，雖然公司回復(fù)了投資者的提問，但投資者對此作出負(fù)面的評價，之后才逐漸修正之前有偏的評價，對公司回復(fù)價值的認(rèn)識呈先降后升的變化。（2）由于公司回復(fù)得不及時，存在間隔數(shù)天登錄一次并集中回復(fù)的現(xiàn)象，長此以往造成投資者和公司的低效溝通，投資者也并未每天關(guān)注平臺更新，導(dǎo)致新的回復(fù)可能未被消化，此時投資者認(rèn)為公司仍“未回復(fù)”，從而作出消極的評價。受限于數(shù)據(jù)及處理能力，本文并未對上述原因進行進一步的驗證和分析。

“互動易”平臺本是為投資者和公司提供高效互動的平臺，但是有很大一部分公司的回復(fù)并不及時，個別公司漠視投資者的心聲，如烯碳新材（000511）、中信國安（000839）、陜國投A（000563）等公司在樣本中的平均回復(fù)時間達16天以上，回復(fù)間隔時間過長已經(jīng)引起了投資者的強烈質(zhì)疑③。因此考慮到回復(fù)的滯后效應(yīng)，本文將滯后5期的回復(fù)指數(shù)聯(lián)合考慮，發(fā)現(xiàn)公司回復(fù)的作用顯著為正，回復(fù)指數(shù)每增加1個單位，將導(dǎo)致股票收益率增加0.027%，這就說明，公司回復(fù)指數(shù)在以周為基本單位的時間軸上對股票收益率呈正向促進作用。然而作為控制變量的回復(fù)數(shù)量對個股回報率的作用為負(fù)，回復(fù)數(shù)量每變化1%將引起股票收益率變化0.006%，從量級上來看，其影響力低于公司回復(fù)指數(shù)。這說明公司的回復(fù)數(shù)量雖然起到了反向修正股票收益的作用，但其作用甚微，不足以抵消公司回復(fù)指數(shù)對于股票收益的整體正向促進作用。

交易量對公司回復(fù)的回歸結(jié)果顯示，除滯后第3期外，滯后期的公司回復(fù)對于交易量的作用均顯著為正，在0.1%的水平拒絕了公司回復(fù)對于交易量無影響的原假設(shè)。聯(lián)合5期同時考慮，發(fā)現(xiàn)公司回復(fù)指數(shù)每增加1個單位，將導(dǎo)致股票成交量變化2.28%，有效地支持了假設(shè)2，說明“互動易”平臺上公司的披露確實大大降低了信息不對稱程度，降低了買賣價差，提升了交易量。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了驗證上述結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別采用了對每年分組回歸和按不同市值、資產(chǎn)分組回歸以及換用總市值及對應(yīng)的收益率等方法，以檢驗公司回復(fù)對股市的作用。

如表5所示，公司回復(fù)對于股票收益率的作用除了2013年的系數(shù)在1%的水平顯著為正，其余年份均不顯著，這可能是因為2013年之前的年份公司回復(fù)的數(shù)據(jù)量過少。通過對“互動易”平臺上公司回復(fù)數(shù)的深入分析，發(fā)現(xiàn)平臺上每年的問題數(shù)量逐步上升，由2011年的36 249條猛增至2013年的239 194條，說明“互動易”逐漸得到了廣大投資者的認(rèn)可，參與程度大大提高，其在股票市場的作用也隨之增強。雖然2014年平臺回復(fù)數(shù)依舊增長迅速，但本文并未發(fā)現(xiàn)該年度公司回復(fù)對于股票收益率有顯著影響的證據(jù)，需要做進一步的研究和分析。

公司回復(fù)對于交易量的回歸結(jié)果顯示，除2011年外，2012年至2014年的系數(shù)均為正，1單位回復(fù)指數(shù)的變化將導(dǎo)致隔日交易量1.6%以上的波動，其預(yù)測作用依舊顯著。上述結(jié)果同時說明交易量對于公司回復(fù)的信號感知程度比收益率更高，也證明了公司回復(fù)在不同年份，確實起到了降低信息不對稱、提高股市的流動性的作用，從而促進了股市的成交量。

本文按照流通市值和總資產(chǎn)的大小分別劃分成高（約25%）、中（約50%）、低（約25%）三組，其中流通市值大于100萬元為中，大于400萬元為高，其余均為低；資產(chǎn)大于10億元為中，大于40億元為高，其余均為低。由表6和表7可以看出，公司回復(fù)對于股票收益率的影響主要在低市值和低資產(chǎn)的兩個分組中作用顯著，說明低市值和低資產(chǎn)的公司需要高度重視投資者關(guān)系管理。其余分組表現(xiàn)不顯著可能是上述公司由于其資產(chǎn)或市值規(guī)模大，本身就擁有較高的關(guān)注度和知名度，信息披露渠道相對公開，除“互動易”平臺外，還有其他的披露渠道，比如官網(wǎng)、新聞媒體報道等，因此“互動易”平臺上公司回復(fù)對于其收益率的變化影響并不顯著。

反觀交易量的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)公司的回復(fù)在低資產(chǎn)和中低市值的分組中作用顯著。和上述結(jié)果類似，說明以上公司需在平時多關(guān)注投資者的問題，及時進行回復(fù)和披露，以增強本公司在股票市場的競爭力。

另外，本文換用總市值和總市值加權(quán)平均法的日市場回報率作為股價效應(yīng)的衡量指標(biāo)，并對前文結(jié)論進行了重新檢驗。結(jié)果顯示，并未對前文結(jié)論的穩(wěn)健性產(chǎn)生影響。

整體來說，公司回復(fù)對于股票收益率和交易量的作用均通過了穩(wěn)健性檢驗，證明了“互動易”平臺確實在減少信息不對稱，提高投資者和公司互動效率方面起到了積極的作用。

五、結(jié)論

本文通過對“互動易”平臺上的公司回復(fù)進行分析，發(fā)現(xiàn)公司回復(fù)確實對股票收益率和交易量產(chǎn)生了正向影響，從而肯定了“互動易”平臺作為新媒體的披露方式在股票市場中所起的積極作用。對于投資者而言，“互動易”平臺提供了獲取上市公司一手信息的渠道，要善于利用這部分信息，但是利用其進行投資獲利，其實踐意義比較有限。對于公司而言，投資者的問題往往是關(guān)系公司發(fā)展的根本問題，如果一味漠視其心聲，將導(dǎo)致一些不必要的后果。公司需要增加自己的透明度，提高回復(fù)的效率，和投資者進行有效的溝通。對于監(jiān)管機構(gòu)而言，需要在日后加強對上市公司的監(jiān)管，特別是鼓勵資產(chǎn)和市值規(guī)模比較小的公司積極參與互動。雖然“互動易”平臺起到了維護證券市場公開公平公正的積極作用，但是其時效性和影響力有待加強，證券市場的參與方都應(yīng)參與其中，共同致力于打造一個有效率、公平的證券市場。

本文的創(chuàng)新點在于首次對“互動易”平臺上的公司回復(fù)進行挖掘，分析其對股票市場的作用，證明了及時的公司回復(fù)是有效的，對于股票收益率和成交量呈正向促進作用。結(jié)合公司在“互動易”平臺上回復(fù)的特點，本文設(shè)計了一種適用于非定期報告的信息披露質(zhì)量指標(biāo)，在類似的互動平臺均具有較好的推廣性。

當(dāng)然本文還存在如下不足：首先，并未對公司回復(fù)的文本進行進一步的分析和挖掘，公司的回復(fù)可能包含了一些重要的信息，比如研發(fā)、發(fā)展戰(zhàn)略等，下一步的研究可以在文本理解這個角度進行深入挖掘。此外，本文只關(guān)注了公司回復(fù)這個角色，然而“互動易”這個平臺上不僅有公司的回復(fù)，更重要的還有投資者的參與，對于公司和投資者互動的作用也是日后研究的重點之一。

【參考文獻】

[1] BOLLEN J， MAO H， ZENG X. Twitter mood predicts the stock market[J]. Journal of Computational Science， 2011，2（1）：1-8.

[2] SAXTON G D. New media and external accounting information： A critical review[J]. Australian Accounting Review， 2012，22（3）：286-302.

[3] 文雄. 新媒體對財務(wù)信息披露的影響[J]. 會計師， 2014（12）：15-17.

[4] LEE L F， et al. The role of social media in the capital market： evidence from consumer product recalls[J]. Journal of Accounting Research，2015，53（2）：367-404.

[5] 譚松濤，闞鑠，崔小勇.互聯(lián)網(wǎng)溝通能夠改善市場信息效率嗎？——基于深交所“互動易”網(wǎng)絡(luò)平臺的研究[J].金融研究，2016（3）：174-188.

[6] 曾穎，陸正飛.信息披露質(zhì)量與股權(quán)融資成本[J]. 經(jīng)濟研究，2006（2）：69-79.

[7] 李明毅，惠曉峰.上市公司信息披露與資本成本：來自中國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].管理學(xué)報，2008，5（1）： 88-127.

[8] HEALY P M， et al. Stock performance and intermediation changes surrounding sustained increases in disclosure[J]. Contemporary Accounting Research，1999，16（3）：485-520.

[9] VERRECCHIA R E. Information quality and discretionary disclosure[J]. Journal of Accounting and Economics，1990，12（4）：365-380.

[10] HEALY P M， PALEPU K G. Information asymmetry，corporate disclosure， and the capital markets： A review of the empirical disclosure literature[J]. Journal of Accounting and Economics，2001，31（1-3）：405-440.

[11] 何玉，張?zhí)煳?信息披露，信息不對稱和資本成本：研究綜述[J].會計研究，2006（6）：80-86.

[12] 孫光國，楊金鳳.財務(wù)報告質(zhì)量評價研究：文獻回顧、述評與未來展望[J].會計研究，2012（3）：31-38.

[13] WYSOCKI P D. Cheap talk on the web： The determinants of postings on stock message boards[D]. University of Michigan Business School Working Paper，1998.

[14] ANTWEILER W， FRANK M Z. Is all that talk just noise？ The information content of internet stock message boards[J]. The Journal of Finance，2004，59（3）：1259-1294.

[15] 張永杰，張維，金曦，等.互聯(lián)網(wǎng)知道的更多么？——網(wǎng)絡(luò)開源信息對資產(chǎn)定價的影響[J]. 系統(tǒng)工程理論與實踐，2011，31（4）：577-586.

[16] 金雪軍，祝宇，楊曉蘭.網(wǎng)絡(luò)媒體對股票市場的影響——以東方財富網(wǎng)股吧為例的實證研究[J].新聞與傳播研究，2013（12）：36-51.

[17] 程琬蕓，林杰.社交媒體的投資者漲跌情緒與證券市場指數(shù)[J].管理科學(xué)，2013，26（5）：111-119.

[18] CHEN H， et al. Wisdom of crowds： The value of stock opinions transmitted through social media[J]. Review of Financial Studies， 2014，27（5）：1367-1403.

[19] TETLOCK P C. Giving content to investor sentiment： The role of media in the stock market[J]. The Journal of Finance， 2007，62（3）：1139-1168.

[20] NADER J. A rose by any other name[J]. Bar news：The Journal of the NSW Bar Association，2013，Autumn：5-6.

[21] LEUZ C，VERRECCHIA R E. The Economic Consequences of Increased Disclosure （Digest Summary）[J]. Journal of Accounting Research，2000，38（5）：91-124.

[22] FAMA E F， FRENCH K R. Common risk factors in the returns on stocks and bonds[J]. Journal of Financial Economics， 1993，33（1）：3-56.

[23] 范龍振，余世典.中國股票市場的三因子模型[J]. 系統(tǒng)工程學(xué)報，2002，17（6）：537-546.

[24] 楊，陳展輝.中國股市三因子資產(chǎn)定價模型實證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2003（12）：137-141.