投資者情緒對上市公司業(yè)績快報自愿披露行為的影響

龍立 龔光明

摘?要：基于會計策略的綜合運(yùn)用視角，探尋上市公司盈余管理行為在投資者情緒影響業(yè)績快報披露過程中的中介作用。研究發(fā)現(xiàn)：公司年報中正向盈余管理程度越大，披露業(yè)績快報的可能性越大;對于盈利公司而言，高漲的投資者情緒對業(yè)績快報披露的促進(jìn)作用部分通過盈余管理策略中介，但對于虧損公司而言，高漲的投資者情緒會對業(yè)績快報披露產(chǎn)生直接抑制作用，投資者情緒高漲經(jīng)由盈余管理策略對業(yè)績快報披露所產(chǎn)生的間接正向影響，會被直接的抑制作用所遮掩。研究結(jié)論有助于深入了解上市公司不同信息披露策略之間的交互影響，并進(jìn)一步理清投資者情緒對公司不同信息披露策略的作用機(jī)理。

關(guān)鍵詞： 投資者情緒;業(yè)績快報;自愿性披露;盈余管理;迎合理論

中圖分類號：F234.4?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：?A?文章編號：1003-7217（2019）06-0085-06

一、引?言

上市公司管理層經(jīng)常面臨著兩類披露決策：第一，是否披露其私人信息;第二，如果存在強(qiáng)制性披露要求，是否以及如何調(diào)整所披露的內(nèi)容。研究第一個問題的通常是自愿性披露文獻(xiàn)，研究第二個問題的通常是盈余管理文獻(xiàn)[1]。前期研究沿兩條線索，提供了上市公司通過盈余管理[2，3]和自愿性披露策略[4-7]分別迎合投資者情緒的經(jīng)驗證據(jù)。然而，強(qiáng)制性披露和自愿性披露方式各有特點(diǎn)，面對市場投資者情緒的變化，上市公司既可能利用其中的一種披露策略（方式）予以應(yīng)對，也可能綜合運(yùn)用兩種策略（方式）形成“組合拳”以增強(qiáng)效果，因此，有必要進(jìn)一步探索的是，上市公司在披露策略或方式的選擇上存在何種權(quán)衡，更為重要的，不同披露策略或披露方式之間是否存在相互影響。

在前期文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文聚焦于投資者情緒對A股公司財務(wù)信息自愿披露的典型方式——業(yè)績快報行為的影響，重點(diǎn)探尋盈余管理①策略在投資者情緒影響業(yè)績快報披露過程中的中介作用。研究的理論貢獻(xiàn)在于：現(xiàn)有文獻(xiàn)一般對上市公司盈余管理和自愿性披露問題分開研究，探尋兩者之間相互影響的成果非常罕見，本文以投資者情緒為切入點(diǎn)，分析宏觀市場環(huán)境的變化對微觀企業(yè)多種會計策略綜合運(yùn)用的影響，既豐富了上市公司信息披露問題的研究文獻(xiàn)，也為投資者情緒與上市公司行為決策之間關(guān)系的研究提供了新思路。

二、假設(shè)提出

（一）盈余管理與業(yè)績快報披露存在相互影響嗎？

由于業(yè)績快報是對定期報告中盈余數(shù)據(jù)（如營業(yè)收入、營業(yè)利潤、利潤總額以及凈利潤等）的提前披露，從邏輯上看，應(yīng)該先有盈余數(shù)據(jù)，后有業(yè)績快報披露，否則業(yè)績快報數(shù)據(jù)將變成憑空臆測②。因此，如果上市公司希望利用盈余管理手段來調(diào)整盈余，在業(yè)績快報披露之前理應(yīng)已經(jīng)完成。也即是說，盈余管理和業(yè)績快報披露之間，只可能是前者影響后者，即上市公司先進(jìn)行盈余管理，確定了盈余數(shù)據(jù)之后再通過業(yè)績快報披露予以配合，反之，則在邏輯上難以成立。

前期一系列文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，受限于公認(rèn)會計原則及謹(jǐn)慎性要求，企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績往往無法通過會計盈余及時反映，為了傳遞公司發(fā)展的真實信息管理層有動機(jī)實施盈余管理[8-11]。A股市場的經(jīng)驗證據(jù)還表明，業(yè)績快報的披露行為可能源于管理層的信號傳遞動機(jī)，目的是為了向外界傳遞業(yè)績向好的預(yù)期[12]。綜合上述成果，本文推測，如果管理層希望向外界傳遞公司未來發(fā)展向好的信息，很可能先進(jìn)行正向盈余管理，然后披露業(yè)績快報，綜合運(yùn)用兩種策略以增強(qiáng)效果，否則，管理者將不進(jìn)行盈余管理或進(jìn)行負(fù)向盈余管理，同時傾向于不披露業(yè)績快報。至此，本文提出第一個假設(shè)：

H1?上市公司正向盈余管理程度越大，披露業(yè)績快報的可能性越大，即盈余管理大小與業(yè)績快報披露概率正相關(guān)。

（二）盈余管理在投資者情緒影響業(yè)績快報披露過程中存在中介作用嗎？

Baker 和Wurgler（2004a/b）提出的“迎合理論（catering theory）”認(rèn)為，管理者決策的目的可能是為了滿足投資者的非理性需求或喜好[13，14]?；谠摾碚?，后續(xù)一系列研究發(fā)現(xiàn)公司可能利用更名[15]、股票分拆[16]、投資[17]以及基金分拆[18]等多種策略迎合投資者的特定偏好。同時，根據(jù)Mian和Sankaraguruswamy（2012）[19]、姚海鑫等（2015）[20]提供的檢驗證據(jù)，當(dāng)情緒高漲時，投資者對于盈余信息的非理性需求表現(xiàn)為對“好消息”的強(qiáng)烈偏好。近期經(jīng)驗證據(jù)則進(jìn)一步表明，在投資者情緒高漲時，上市公司普遍利用正向盈余管理迎合投資者對“好消息”的偏好[2，3]。

結(jié)合本文第一個假設(shè)，我們進(jìn)一步推測，當(dāng)上市公司利用正向盈余管理迎合情緒高漲的投資者對“好消息”的需求時，可能會更主動地披露業(yè)績快報以增強(qiáng)策略效果。這意味著，投資者情緒可能通過影響上市公司的盈余管理策略，進(jìn)而對業(yè)績快報的自愿披露行為產(chǎn)生作用。應(yīng)該注意的是，盈余管理往往被投資者視為管理層操縱利潤的一種手段，一旦被市場發(fā)現(xiàn)，會對公司聲譽(yù)產(chǎn)生負(fù)面影響，因此，一些公司可能對該行為持謹(jǐn)慎態(tài)度。此時，提前披露業(yè)績快報就成為部分公司迎合投資者樂觀情緒的唯一選擇③。綜上，本文提出第二個假設(shè)：

H2?盈余管理在投資者情緒影響業(yè)績快報披露過程中存在部分中介作用。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

本文設(shè)定模型（1）檢驗H1。

模型（1）的等式左邊表示公司披露業(yè)績快報的概率，其中Express為虛擬變量，取值為1時表示公司披露了年度業(yè)績快報，否則取值為0。自變量EM1-3表示盈余管理大小，分別對應(yīng)根據(jù)基本瓊斯模型[21]、修正瓊斯模型[22]和收益匹配瓊斯模型[23]獲得的操縱性應(yīng)計利潤。根據(jù)前期文獻(xiàn)成果，本文從公司財務(wù)特征和公司治理等方面選取了15個控制變量（Controls），包括：年度是否虧損（Loss），虧損取1，否則取0;總資產(chǎn)對數(shù)（LnSize）;資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）;營業(yè)收入增長率（Growth）;凈資產(chǎn)收益率（ROE）;經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額/期初資產(chǎn)總額（CFO）;最終控制人性質(zhì)（State），國有控股取1，否則取0;上市時間（Months），即初次上市到觀測年度底的總月份數(shù);二職合一（Duality），董事長和總經(jīng)理是同一人時取1，否則取0;獨(dú)董比例（Ind_ratio）;獨(dú)立董事與上市公司工作地點(diǎn)一致性（Ind_address），一致取1，否則取0;第一大股東持股比例（FS_share）、管理層持股比例（Ma_share）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Ins_share）、四大事務(wù)所審計（Big4），由四大事務(wù)所審計時取1，否則取0。模型中還控制了行業(yè)（Ind）和年度（Year）差異。在回歸分析時，所有非虛擬變量都進(jìn)行了Z標(biāo)準(zhǔn)化處理（以下模型同），以便消除量綱影響并更好地分析經(jīng)濟(jì)意義。根據(jù)H1，本文預(yù)測系數(shù)α1顯著為正，表明盈余管理大小與業(yè)績快報的披露概率正相關(guān)，這意味著管理層可能利用正向盈余管理和主動披露業(yè)績快報的組合策略，向市場傳遞業(yè)績向好的消息。

為了檢驗H2，根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）提出的中介效應(yīng)檢驗程序[24]，本文構(gòu)造了三個模型，具體見模型（2）（3）和（4）。

三個模型中，自變量Sent用于衡量投資者情緒?，F(xiàn)有文獻(xiàn)提出了兩類指標(biāo)，分別用于計量市場整體投資者情緒和單個證券投資者情緒，但兩者并不完全一致。當(dāng)市場整體情緒高漲時，某些證券的投資者情緒可能低落，反之亦然，因此，上述兩類指標(biāo)不能混為一談。理論上來看，證券價格僅受本公司投資者情緒的影響，與市場整體情緒并無直接關(guān)系，因此，在探尋投資者情緒如何影響微觀企業(yè)行為時，選擇單個證券投資者情緒指標(biāo)比市場整體情緒指標(biāo)更為恰當(dāng)。本文采用分解托賓Q法[25-28]對單個證券投資者情緒進(jìn)行計量。其他變量與模型（1）相同。

應(yīng)該注意的是，前期文獻(xiàn)已經(jīng)證實，公司是否虧損（Loss）顯著調(diào)節(jié)了投資者情緒（Sent）對業(yè)績快報披露（Express）的影響[7]。模型（2）中Sent對Express總效應(yīng)的大小應(yīng)該由α1+α3Loss來刻畫，其中α3衡量了變量Loss所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)大小。同理，模型（4）中Sent對Express直接效應(yīng)的大小由γ1+γ4Loss來刻畫，其中γ4衡量了調(diào)節(jié)效應(yīng)的大小。

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2007-2017年A股所有主板公司作為初始樣本，剔除金融類公司、被特別處理的公司、必要財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司之后，獲得14081個年度觀測值。最終控制人性質(zhì)數(shù)據(jù)來源于色諾芬（CCER）數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，所有財務(wù)數(shù)據(jù)均為年報數(shù)據(jù)。

四、實證結(jié)果分析

模型（1）的回歸分析結(jié)果見表1。三個子模型中，自變量EM1、EM2和EM3的邊際效應(yīng)都是正數(shù)，并且通過了0.01或0.05水平上的顯著性檢驗，表明盈余管理大小與業(yè)績快報披露概率正相關(guān)，即實施較大程度正向盈余管理的上市公司更可能披露業(yè)績快報，H1得到驗證。這一實證結(jié)果意味著上市公司可能綜合運(yùn)用強(qiáng)制性和自愿性兩種披露方式，實施組合策略以實現(xiàn)特定目的。

模型（2）（3）和（4）回歸結(jié)果分別見表2、3和4。首先，表2中Probit回歸結(jié)果顯示自變量Sent的系數(shù)在0.01水平上顯著，說明投資者情緒顯著影響了業(yè)績快報的披露概率，中介效應(yīng)檢驗過程中的總效應(yīng)顯著;其次，表3中自變量Sent系數(shù)都是正數(shù)，并且全部通過0.01水平上的顯著性檢驗，表明投資者情緒對盈余管理大小產(chǎn)生顯著的正向影響，同時，表4中的Probit回歸結(jié)果顯示自變量EM1-3系數(shù)全部顯著為正，說明在控制了Sent之后，盈余管理大小仍然對業(yè)績快報披露概率產(chǎn)生正向影響，因此，盈余管理大小在投資者情緒影響業(yè)績快報披露過程中的中介效應(yīng)存在;最后，表4中Probit回歸結(jié)果顯示，Sent的系數(shù)在0.01水平上全部顯著為正，意味著投資者情緒除了通過盈余管理大小影響業(yè)績快報的披露之外，還會直接對業(yè)績快報披露產(chǎn)生影響，即盈余管理大小在投資者情緒影響業(yè)績快報披露過程中僅僅起到部分中介作用，H2得到驗證。

需要注意的是，表2和表4中交叉項Sent×Loss的系數(shù)都是顯著的，即公司是否盈利（Loss）分別調(diào)節(jié)了中介效應(yīng)檢驗過程中投資者情緒影響業(yè)績快報披露的總效應(yīng)和直接效應(yīng)。溫忠麟和葉寶娟（2014）[24]曾指出，非線性模型的中介效應(yīng)大小不能直接通過回歸系數(shù)a和b（即本文中的β1、γ2）直接相乘獲得?？紤]到表2和表4中模型的OLS回歸結(jié)果與Probit回歸結(jié)果差異極小，為方便起見，本文以O(shè)LS回歸結(jié)果來分析中介效應(yīng)大小。以中介變量EM1為例，當(dāng)公司盈利時（Loss=0），投資者情緒影響業(yè)績快報披露的總效應(yīng)為正（0.013，見表2），直接效應(yīng)也為正（0.012，見表4），此時中介效應(yīng)也為正（0.062×0.014，見表3和表4），可得出中介效應(yīng)在總效應(yīng)中占比約為6.7%（0.062×0.014/0.013=0.0667）;當(dāng)公司虧損時，投資者情緒影響業(yè)績快報披露的總效應(yīng)為負(fù)（0.013-0.021=-0.008，見表2），直接效應(yīng)也為負(fù)（0.012-0.021=-0.009，見表4），但是中介效應(yīng)為正（0.062×0.014，見表3和表4），由于直接效應(yīng)與中介效應(yīng)符號相反，此時發(fā)生遮掩（suppressing）問題，即正向的中介效應(yīng)抵消了部分負(fù)向的直接效應(yīng)，抵消的比例為9.6%（|（0.062×0.014）/-0.009|=0.0964）。

上述實證結(jié)論意味著：對于盈利公司而言，高漲的投資者情緒會增強(qiáng)其披露業(yè)績快報的可能性，同時也會促使其通過調(diào)增盈余的手段予以迎合，但是其中部分公司會將盈余管理與業(yè)績報告披露策略結(jié)合起來，在調(diào)增盈余之后披露業(yè)績快報以增強(qiáng)迎合效果;對于虧損公司而言，高漲的投資者情緒會從整體上降低其披露業(yè)績快報的可能性，但仍有部分公司希望通過正向盈余管理和提前披露業(yè)績快報的組合策略迎合投資者情緒，然而，這一投資者情緒經(jīng)由盈余管理策略對業(yè)績快報披露所產(chǎn)生的正向促進(jìn)作用，被更強(qiáng)大的負(fù)向直接影響所遮掩，從而難以被直接觀測。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）內(nèi)生性處理

本文使用上市公司證券代碼的百度指數(shù)作為單個證券投資者情緒（Sent）的工具變量④。百度指數(shù)是某個關(guān)鍵詞在百度搜索引擎中一段時期的搜索量。一般來看，某股票的投資者情緒越高漲，投資者利用搜索引擎搜索該股票代碼的次數(shù)也會越多，同時，作為國內(nèi)市場占有率排名第一的搜索引擎，百度的搜索量應(yīng)該最具代表性，因此，證券代碼的百度指數(shù)和該證券的投資者情緒之間可能具有較強(qiáng)的相關(guān)性。外生性方面，本文選擇年度最后一周的百度指數(shù)（取自然對數(shù)后標(biāo)準(zhǔn)化，最終得到13251個有效指標(biāo)）作為工具變量，而公司年度業(yè)績快報披露和年報盈余管理行為理論上不會受到百度搜索量的直接影響，即百度指數(shù)除了與投資者情緒相關(guān)，從而影響公司上述披露行為之外，應(yīng)該不存在其他影響公司信息披露行為的途徑，故滿足外生性條件。在對模型（2）和（4）進(jìn)行IV Probit估計（采用Newey兩階段估計法）和對模型（3）進(jìn)行2SLS回歸時，第一步（階段）回歸結(jié)果都顯示百度指數(shù)對投資者情緒的影響系數(shù)在0.01水平上顯著，說明不存在弱工具變量問題。對模型（2）和（4）進(jìn)行IV Probit估計的結(jié)果中，外生性Wald檢驗都拒絕了Probit結(jié)果有顯著的內(nèi)生性偏誤，因此，原Probit檢驗結(jié)果有效。對模型（3）進(jìn)行2SLS回歸分析的結(jié)果中，所有自變量Sent的系數(shù)均顯著為正，實證結(jié)論不變。限于篇幅，相關(guān)檢驗結(jié)果未在文中列出（下同）。

（二）其他穩(wěn)健性檢驗

本文從三個方面確保研究結(jié)論的穩(wěn)?。旱谝?，在對H1和H2進(jìn)行檢驗的過程中，我們通過三種方法來衡量模型（1）（3）和（4）中的關(guān)鍵變量盈余管理大小，一定程度上保證了結(jié)論的穩(wěn)健;第二，為了避免同一公司不同年份的擾動項之間存在自相關(guān)而導(dǎo)致的參數(shù)檢驗失效，我們通過聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差再次檢驗所有系數(shù)的顯著性，實證結(jié)論不變;第三，使用前期文獻(xiàn)廣泛運(yùn)用的權(quán)益市值賬面比（B/M）指標(biāo)衡量投資者情緒，對模型（2）、（3）和（4）進(jìn)行再次回歸，實證結(jié)論不變。

六、結(jié)?論

基于管理者綜合運(yùn)用多種會計策略的視角，本文進(jìn)一步分析了投資者情緒對上市公司信息披露行為的影響，試圖從實證的角度回答以下兩個具體問題：第一，公司的盈余管理策略是否影響業(yè)績快報的披露行為;第二，盈余管理策略是否在投資者情緒影響業(yè)績快報的自愿披露行為過程中產(chǎn)生中介作用。

經(jīng)驗證據(jù)表明：（1）盈余管理大小與業(yè)績快報的披露概率正相關(guān)，管理層可能利用調(diào)增盈余并披露業(yè)績快報的組合策略向市場傳遞未來發(fā)展向好的信息;（2）在投資者情緒高漲時，部分上市公司先利用盈余管理手段調(diào)增盈余，再通過業(yè)績快報予以提前披露（對于這些公司而言，調(diào)增盈余是其主動披露業(yè)績快報的邏輯前提），這一組合策略可能增強(qiáng)對投資者情緒的迎合效果。應(yīng)該注意的是，對于盈利公司而言，高漲的投資者情緒對公司業(yè)績快報披露的促進(jìn)作用部分通過盈余管理策略發(fā)生作用，但對于虧損公司而言，高漲的投資者情緒會對業(yè)績快報披露產(chǎn)生直接抑制作用，盡管仍有部分虧損公司希望通過正向盈余管理和提前披露業(yè)績快報的組合策略迎合投資者的樂觀情緒，然而，這一投資者情緒經(jīng)由盈余管理策略對業(yè)績快報披露所產(chǎn)生的正向促進(jìn)作用，被更強(qiáng)大的負(fù)向直接影響所遮掩，從而難以被直接觀測。本文的研究結(jié)論有助于深入了解上市公司不同信息披露策略之間的交互影響，并進(jìn)一步理清投資者情緒對上市公司不同信息披露策略的作用機(jī)理。

注釋：

①?遵從于盈余管理的傳統(tǒng)定義——“對外提供財務(wù)報告過程中的披露管理”和“會計政策的選擇行為”，本文所提及的盈余管理均指應(yīng)計盈余管理。

② 本文推斷管理層不太可能隨意編造業(yè)績快報數(shù)據(jù)。理由在于：第一，業(yè)績快報披露發(fā)生在報告期結(jié)束后，此時上期所有經(jīng)營活動都已經(jīng)完成，盈余信息的不確定性極小，完全具備客觀披露的條件;第二，根據(jù)滬深兩市《證券交易所股票上市規(guī)則》，上市公司業(yè)績快報數(shù)據(jù)出現(xiàn)偏差時董事會需要發(fā)表致歉公告，并說明內(nèi)部責(zé)任人認(rèn)定情況，披露失誤造成的負(fù)面影響或聲譽(yù)損失較大。因此，無論是從客觀條件還是主觀意愿上考慮，管理層隨意編造業(yè)績快報數(shù)據(jù)并主動披露的可能性都不大。

③ 已有經(jīng)驗證據(jù)表明，隨著投資者情緒的高漲，盈利上市公司披露業(yè)績快報的概率增加（龍立和龔光明，2017）[7]。

④ 在模型（2）和（4）中，同時將百度指數(shù)與公司是否盈利（Loss）的乘積作為交叉項Sent×Loss的工具變量。

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（責(zé)任編輯：王鐵軍）