姚海鑫　　鹿　坪　　田　甜

(遼寧大學(xué) 商學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110136)

投資者情緒、盈余公告市場(chǎng)反應(yīng)與盈余操縱擇機(jī)

姚海鑫鹿坪田甜

(遼寧大學(xué) 商學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110136)

以中國(guó)滬深股市2007—2013年上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)投資者情緒、盈余公告市場(chǎng)反應(yīng)與盈余操縱擇機(jī)行為之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，利好(利空)盈余消息的盈余反應(yīng)系數(shù)(ERC)在情緒高漲期比在情緒低迷期更高(低)，利好(利空)盈余消息的ERC與投資者情緒正(負(fù))相關(guān)。第二，公司盈余的操縱性應(yīng)計(jì)成分與盈余反應(yīng)系數(shù)顯著正相關(guān)。對(duì)于公布利好盈余消息的公司，投資者情緒越高漲，二者之間的正相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)；對(duì)于公布利空盈余消息的公司，投資者情緒越低迷，二者之間的正相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)。第三， 隨著盈余反應(yīng)系數(shù)的上升，管理者提早報(bào)告利好盈余消息，推遲報(bào)告利空盈余消息的時(shí)間選擇行為會(huì)得到增強(qiáng)。

投資者情緒；盈余公告市場(chǎng)反應(yīng)；盈余操縱擇機(jī)

一、引言

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)公司盈余管理行為提出了多種理論解釋，例如：最大化自身薪酬，避免債務(wù)合同違約，降低政治成本，節(jié)約稅負(fù)，IPO (Watts and Zimmerman,1978;Dopuch and Pincus,1988;Friedlan,1994)，這些理論假說(shuō)都獲得了大量的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。然而，為什么公司調(diào)增盈余的現(xiàn)象在市場(chǎng)情緒高漲期顯著高于市場(chǎng)情緒低迷期，現(xiàn)有理論則無(wú)法給出合理解釋(Rajgopal，et al,2007)。

投資者情緒是關(guān)于未來(lái)現(xiàn)金流和投資風(fēng)險(xiǎn)的信念，但當(dāng)前的事實(shí)并不能證明該信念的合理性(Baker and Wurgler,2007)。由于投資者之間情緒的傳染性以及套利的局限性，情緒將導(dǎo)致股價(jià)在長(zhǎng)期中偏離其內(nèi)在價(jià)值(Baker and Wurgler,2006)。以此理論為基礎(chǔ)，許多文獻(xiàn)為管理者在各種公司行為中策略性地應(yīng)對(duì)投資者情緒提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。Bergman和Roychowdhury(2008)證明，公司通過(guò)披露政策策略性地應(yīng)對(duì)投資者情緒，以影響投資者受情緒驅(qū)動(dòng)的預(yù)期偏差。Polk和Sapienza(2009)的研究表明，管理者在短期內(nèi)為了追求股價(jià)最大化會(huì)迎合投資者情緒實(shí)施投資項(xiàng)目。然而，正如Baker等(2007)指出的，關(guān)于管理者如何通過(guò)盈余公告決策對(duì)投資者情緒做出策略性反應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)仍然匱乏。

Ali和Gurun(2009)檢驗(yàn)了管理者是否利用投資者情緒高漲期的過(guò)高定價(jià)來(lái)調(diào)增公司的會(huì)計(jì)應(yīng)計(jì)。然而，該文使用總應(yīng)計(jì)作為盈余管理的代理變量，這使得無(wú)法判斷在不同情緒期的盈余管理是否由操縱性應(yīng)計(jì)所引致。Simpson(2013)發(fā)現(xiàn)公司操縱性應(yīng)計(jì)與投資者情緒正相關(guān)。在投資者情緒高漲期，管理者會(huì)調(diào)增應(yīng)計(jì)利潤(rùn)以迎合投資者對(duì)公司未來(lái)業(yè)績(jī)的樂(lè)觀預(yù)期；在投資者情緒低迷期，管理者往往保守地報(bào)告盈余以減輕悲觀投資者監(jiān)督力度提高所導(dǎo)致的披露成本的上升。但該研究忽視了操縱盈余的管理者在不同的市場(chǎng)情緒期下可能策略性地選擇盈余披露的時(shí)間。

本文選取單項(xiàng)情緒指標(biāo)并剔除宏觀經(jīng)濟(jì)因素的影響，通過(guò)主成分分析法構(gòu)建出中國(guó)證券市場(chǎng)投資者情緒綜合指數(shù)，試圖回答下列問(wèn)題：(1)公司管理者是否策略性地根據(jù)市場(chǎng)投資者情緒選擇盈余操縱的時(shí)機(jī)？(2)操縱盈余的管理者在不同的市場(chǎng)情緒期下是否策略性地選擇盈余披露的時(shí)間？(3)如果上述兩個(gè)問(wèn)題的回答是肯定的，作用機(jī)理是什么？本文可能的貢獻(xiàn)是：第一，從理論上提出了公司盈余管理的市場(chǎng)時(shí)機(jī)假說(shuō)，并從經(jīng)驗(yàn)上檢驗(yàn)了管理者是否根據(jù)市場(chǎng)投資者情緒策略性地操縱盈余，補(bǔ)充和豐富了投資者情緒影響公司盈余操縱行為的相關(guān)文獻(xiàn)。第二，依據(jù)心理學(xué)中的認(rèn)知協(xié)調(diào)理論和風(fēng)險(xiǎn)偏好理論等分析了投資者情緒對(duì)盈余公告市場(chǎng)反應(yīng)的影響，管理者會(huì)根據(jù)不同市場(chǎng)情緒條件下的盈余反應(yīng)系數(shù)策略性地操縱盈余，從而揭示投資者情緒影響公司盈余操縱行為的作用機(jī)制。第三，在檢驗(yàn)管理者根據(jù)市場(chǎng)情緒策略性地選擇盈余操縱時(shí)機(jī)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步檢驗(yàn)了操縱盈余的管理者在不同市場(chǎng)情緒期下是否策略性地選擇盈余披露的時(shí)間，從而拓展了Simpson(2013)的研究。

二、文獻(xiàn)回顧、理論分析與研究假設(shè)

(一)投資者情緒與盈余公告市場(chǎng)反應(yīng)

長(zhǎng)期以來(lái)，決策研究大都忽略了行為人情緒的影響。決策制定被認(rèn)為是一個(gè)認(rèn)知過(guò)程，在各種可選擇的行動(dòng)中評(píng)估哪個(gè)行動(dòng)能產(chǎn)生最積極的結(jié)果。決策制定者被假定不帶任何感情因素評(píng)估其決策的可能結(jié)果，并選擇能使其“效用”最大化的行動(dòng)。然而，大量的實(shí)驗(yàn)心理學(xué)證據(jù)表明，情緒對(duì)行為人的判斷和決策都會(huì)產(chǎn)生顯著影響，在決策模型中加入情緒因素能顯著提高模型的解釋力。

心理學(xué)和行為金融學(xué)研究表明，情緒可以從信息加工方式和風(fēng)險(xiǎn)偏好兩個(gè)方面影響行為人的決策(Loewenstein,2000)。一方面，認(rèn)知協(xié)調(diào)理論指出，行為人的情緒反映了其所處的環(huán)境，悲觀情緒反映了不利環(huán)境，而樂(lè)觀情緒反映了有利環(huán)境。行為人的信息加工策略是通過(guò)調(diào)整以適應(yīng)環(huán)境的需要。不利環(huán)境會(huì)導(dǎo)致行為人自發(fā)地采用系統(tǒng)的、以細(xì)節(jié)為導(dǎo)向的加工方式；相反，有利環(huán)境則會(huì)促使其自發(fā)性地使用依賴于已有知識(shí)結(jié)構(gòu)和慣常做法的加工風(fēng)格(Schwarz,2002)。實(shí)驗(yàn)心理學(xué)的證據(jù)表明，與處于負(fù)情緒的行為人相比，處于正情緒的行為人對(duì)自身能力和未來(lái)環(huán)境擁有不切實(shí)際的樂(lè)觀，從而正情緒鼓勵(lì)行為人依賴自身的直覺(jué)和本能而不是對(duì)信息的全面且仔細(xì)分析(Dan and Pratt,2007)。另一方面，情緒對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好有影響，風(fēng)險(xiǎn)偏好可能不像經(jīng)濟(jì)理論所認(rèn)為的那樣穩(wěn)定(Mano,1994)。實(shí)驗(yàn)對(duì)象面對(duì)相同的決策問(wèn)題時(shí)，在不同條件下常常做出不同的選擇(Harrison and Rutstr?m,2008)。Kuvaas和Kaufmann(2004)發(fā)現(xiàn)：當(dāng)發(fā)生損失的概率大時(shí)，樂(lè)觀情緒會(huì)阻礙嘗試風(fēng)險(xiǎn)；當(dāng)損失的概率低時(shí)，樂(lè)觀情緒會(huì)鼓勵(lì)承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)比正情緒組和控制組的研究發(fā)現(xiàn)，在發(fā)生損失概率較高的環(huán)境下，具有正情緒的人往往更加謹(jǐn)慎或進(jìn)行自我保護(hù)(Fehr-Duda，et al,2010)。

心理學(xué)和行為金融學(xué)中關(guān)于行為人心理偏差的證據(jù)為投資者情緒對(duì)盈余公告市場(chǎng)反應(yīng)的影響提供了微觀基礎(chǔ)。盈余公告帶來(lái)了關(guān)于公司未來(lái)盈余和現(xiàn)金流量的信息，股價(jià)對(duì)盈余公告的反應(yīng)包括了投資者對(duì)這些增量現(xiàn)金流量的估值。在情緒高漲時(shí)期，投資者對(duì)盈余公告所反映的增量現(xiàn)金流量更可能給予樂(lè)觀的估計(jì)；而在情緒低迷時(shí)期，投資者更可能給予悲觀的估計(jì)。好的盈余消息通常反映了正的增量現(xiàn)金流量，情緒高漲時(shí)期的樂(lè)觀估計(jì)和情緒低迷時(shí)期的悲觀估計(jì)意味著情緒高漲時(shí)期比情緒低迷時(shí)期有更大的股價(jià)上漲。而差的盈余消息通常反映了負(fù)的增量現(xiàn)金流量，情緒高漲時(shí)期的樂(lè)觀估計(jì)和情緒低迷時(shí)期的悲觀估計(jì)意味著情緒高漲時(shí)期比情緒低迷時(shí)期有更小的股價(jià)下跌(Mian and Sankaraguruswamy,2012)?；谝陨戏治觯岢觯?/p>

假設(shè)1：利好(利空)盈余消息的盈余反應(yīng)系數(shù)(ERC)在情緒高漲期比在情緒低迷期更高(低)，從而利好(利空)盈余消息的ERC與投資者情緒正(負(fù))相關(guān)。

(二)投資者情緒與盈余操縱擇機(jī)

Stein(1996)最先提出市場(chǎng)時(shí)機(jī)的概念，其理論模型證明，管理者可以利用市場(chǎng)的無(wú)效性合理安排融資來(lái)創(chuàng)造價(jià)值。隨后，對(duì)企業(yè)管理層的問(wèn)卷調(diào)查(Graham，et al,2005;Brau and Fawcett,2006)和實(shí)證研究(Baker and Wurgler,2002;Alti,2006)都為公司行為的市場(chǎng)時(shí)機(jī)理論提供了證據(jù)。

Baker和Wurgler(2002)的研究表明，管理者通過(guò)識(shí)別股票市場(chǎng)窗口機(jī)會(huì)選擇融資工具，利用市場(chǎng)上暫時(shí)出現(xiàn)的低成本融資優(yōu)勢(shì)使公司價(jià)值最大化。當(dāng)公司股價(jià)被高估時(shí)，管理者會(huì)選擇股票融資，以利用股權(quán)融資成本相對(duì)較低的優(yōu)勢(shì)；當(dāng)公司股價(jià)被低估時(shí)，管理者則會(huì)選擇債務(wù)融資或股票回購(gòu)，以規(guī)避股權(quán)融資的高成本。以市值賬面比度量管理者對(duì)市場(chǎng)時(shí)機(jī)的預(yù)測(cè)，市場(chǎng)時(shí)機(jī)確實(shí)能夠?qū)χ袊?guó)上市公司的股權(quán)融資產(chǎn)生顯著的正向影響。從短期看，一旦管理者認(rèn)為公司的市場(chǎng)價(jià)格偏高，其在融資工具的選擇上就會(huì)偏向權(quán)益融資(劉瑞 等,2005)。進(jìn)一步，市場(chǎng)高漲時(shí)，申請(qǐng)?jiān)偃谫Y的公司數(shù)量更多。對(duì)于申請(qǐng)?jiān)偃谫Y成功的公司，在市場(chǎng)時(shí)機(jī)適合時(shí)其融資規(guī)模更大(王正位 等,2007)。Alti(2006)以熱發(fā)市場(chǎng)與冷發(fā)市場(chǎng)IPO公司股權(quán)發(fā)行數(shù)量來(lái)表示市場(chǎng)時(shí)機(jī)條件，發(fā)現(xiàn)熱發(fā)市場(chǎng)IPO公司資產(chǎn)價(jià)值超過(guò)IPO前76%，而冷發(fā)市場(chǎng)IPO公司僅為54%。Bergman和Roychowdhury(2008)證明，公司通過(guò)披露政策策略性地應(yīng)對(duì)投資者情緒，以影響投資者受情緒驅(qū)動(dòng)的預(yù)期偏差。在投資者情緒高漲(低迷)期，管理者進(jìn)行積極的盈余預(yù)測(cè)的頻率更高(低)，以提高(維持)投資者的樂(lè)觀情緒。

結(jié)合假設(shè)1的分析，公司盈余的操縱性應(yīng)計(jì)成分與盈余反應(yīng)系數(shù)之間正相關(guān)。進(jìn)一步，對(duì)于公布利好盈余消息的公司，隨著投資者情緒的上升，二者之間的正相關(guān)關(guān)系得到增強(qiáng)，這是因?yàn)楣芾碚邽榱死猛顿Y者情緒高漲期相對(duì)更大的正向市場(chǎng)反應(yīng)；對(duì)于公布利空盈余消息的公司，隨著投資者情緒的下降，二者之間的正相關(guān)關(guān)系得到增強(qiáng)，這是緣于公司管理者為了規(guī)避投資者情緒低迷期相對(duì)更大的負(fù)向市場(chǎng)反應(yīng)?；诖耍岢觯?/p>

假設(shè)2：公司盈余的操縱性應(yīng)計(jì)成分與盈余反應(yīng)系數(shù)正相關(guān)。對(duì)于公布利好盈余消息的公司，投資者情緒越高漲，二者之間的正相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)；對(duì)于公布利空盈余消息的公司，投資者情緒越低迷，二者之間的正相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)。

管理者對(duì)盈余的操縱行為不僅存在時(shí)機(jī)上的選擇，還存在時(shí)間上的選擇。已有研究表明，管理者會(huì)利用周末或休市投資者關(guān)注度下降期間機(jī)會(huì)主義地選擇壞消息的公布時(shí)間，換句話說(shuō)，管理者通過(guò)在投資者低關(guān)注期公布消息以“隱藏”壞消息，減輕消極的市場(chǎng)反應(yīng)。在投資者高關(guān)注期公布好消息，以利用積極的市場(chǎng)反應(yīng)(譚偉強(qiáng),2008; DellaVigna and Pollet,2009)。此外，管理者在投資者關(guān)注度較高的期間傾向于提前公布好消息，而對(duì)壞消息的披露則不具有時(shí)間偏好(Graham，et al,2005;權(quán)小鋒和吳世農(nóng),2010)。

情緒高漲期投資者的注意力相對(duì)較低，并對(duì)股票的未來(lái)表現(xiàn)持樂(lè)觀態(tài)度，此時(shí)利好盈余消息有更大的積極市場(chǎng)反應(yīng)；情緒低迷期投資者的注意力相對(duì)較高，并對(duì)股票的未來(lái)表現(xiàn)持悲觀態(tài)度，此時(shí)利空盈余消息有更大的消極市場(chǎng)反應(yīng)(Mian and Sankaraguruswamy,2012)。

因此，隨著盈余公告市場(chǎng)反應(yīng)的不斷增強(qiáng)，管理者盈余公告的時(shí)間選擇行為會(huì)得到增強(qiáng)。市場(chǎng)情緒越高漲，管理者越傾向于提早報(bào)告利好盈余消息；市場(chǎng)情緒越低迷，管理者越傾向于推遲報(bào)告利空盈余消息?；谝陨戏治觯岢觯?/p>

假設(shè)3：隨著盈余反應(yīng)系數(shù)的不斷上升，管理者提早報(bào)告利好盈余消息，推遲報(bào)告利空盈余消息的時(shí)間選擇行為會(huì)得到增強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)主要變量說(shuō)明

1.投資者情緒(Sent)

借鑒Baker和Wurgler(2006)的方法，本文選取下列源指標(biāo)：封閉式基金折價(jià)(DCEF)；換手率(TURN)；IPO籌資金額(IPOA)；IPO首日收益率(IPOR)；消費(fèi)者信心指數(shù)(CCI)；新增投資者開(kāi)戶數(shù)(NIA)。為了降低這些源指標(biāo)與系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)可能存在的聯(lián)系，將這些源指標(biāo)分別與若干宏觀經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行回歸，以剔除系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)因素的影響。本文選取的反映宏觀經(jīng)濟(jì)周期的變量包括工業(yè)增加值增速、宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)、工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)。本文運(yùn)用主成分分析法將各個(gè)主成分與變量的負(fù)載乘以相應(yīng)主成分的加權(quán)平均值。最終得到的考慮宏觀經(jīng)濟(jì)周期的投資者情緒指數(shù)(Sent)方程如下：

Sentt=0.136DCEFt+0.227TURNt-1+0.138IPOAt+0.305IPORt+

0.101CCIt-1+0.338NIAt-1

(1)

圖1至圖6分別顯示了封閉式基金折價(jià)率(CEFD)、市場(chǎng)換手率(TURN)、IPO融資金額(IPOA)、IPO首日收益率(IPOR)、消費(fèi)者信心指數(shù)(CCI)和新增投資者開(kāi)戶數(shù)(NIA)與投資者情緒指數(shù)(Sent)的時(shí)序圖。從中可見(jiàn)，各個(gè)源指標(biāo)與投資者情緒指數(shù)基本保持一致的變化趨勢(shì)，表明本文選取的6個(gè)源指標(biāo)較為合理，反映了中國(guó)股市投資者的情緒變化。

圖1　投資者情緒與封閉式基金折價(jià)率

圖2　投資者情緒與市場(chǎng)換手率

圖3　投資者情緒與IPO融資金額

圖4　投資者情緒與IPO首日收益率

圖5　投資者情緒與消費(fèi)者信心指數(shù)

圖6　投資者情緒與新增投資者開(kāi)戶數(shù)

圖7和圖8反映了投資者情緒與上證綜指和深證綜指隨時(shí)間的走勢(shì)。從中可見(jiàn)，本文構(gòu)建的投資者情緒指數(shù)與滬深股指的波動(dòng)情況大體相吻合，表明投資者情緒對(duì)證券市場(chǎng)行情存在不可忽視的影響。

圖7　投資者情緒與上證綜指

圖8　投資者情緒與深證綜指

2.累計(jì)異?；貓?bào)(CAR)

規(guī)模調(diào)整的異常回報(bào)(SAR)。首先，將市場(chǎng)全部股票按公司規(guī)模(普通股市場(chǎng)價(jià)值)十等分，計(jì)算這10組的等權(quán)平均回報(bào)；然后，用個(gè)股在某個(gè)交易日的原始回報(bào)減去相應(yīng)的按照公司規(guī)模計(jì)算的等權(quán)平均回報(bào)，得到日異?；貓?bào)(AR)；最后，將窗口期內(nèi)各個(gè)交易日的AR累加得到SAR。

市場(chǎng)調(diào)整的異?；貓?bào)(MAR)。先用個(gè)股在某個(gè)交易日的原始回報(bào)減去相應(yīng)的市場(chǎng)回報(bào)，得到日異?；貓?bào)(AR)，再將窗口期內(nèi)各個(gè)交易日的AR累加得到MAR。

3.未預(yù)期盈余(UE)

分別采用如下兩種方法計(jì)量未預(yù)期盈余：

UE1=(Earningsi,t-Earningsi,t-1)/Pi,t-1

(2)

UE2=(Earningsi,t-FEi,t)/Pi,t-1

(3)

其中：Earningsit為本期實(shí)際盈余；Earningsi,t-1為上期實(shí)際盈余，代表本期的預(yù)期盈余；FEit為分析師預(yù)測(cè)盈余；Pi,t-1為上期末股價(jià)。本文將盈余公告劃分為利好消息和利空消息。若UE>0，盈余公告即為利好消息，記做UEUp；若UE<0，盈余公告即為利空消息，記做UEDown。

4.操縱性應(yīng)計(jì)(DA)

修正的Jones模型：

TAit/Ai,t-1=α0(1/Ai,t-1)+α1(△REVit/Ai,t-1)+α2(PPEit/Ai,t-1)+εit

(4)

Dechow和Dichev(DD模型)：

TAit/Ai,t-1=α0(1/Ai,t-1)+α1(△REVit/Ai,t-1)+α2(PPEit/Ai,t-1)+

α3(CFOit/Ai,t-1)+α4(CFOi,t-1/Ai,t-1)+α5(CFOi,t+1/Ai,t-1)+εit

(5)

(二)模型設(shè)定

本文通過(guò)構(gòu)建模型(6)檢驗(yàn)假設(shè)1：

CARit=α0+α1UEUpit+α2UEUpit×Sentt+α3UEDownit+α4UEDownit×Sentt+α5UEit×Sizeit

+α6UEit×BMit+α7UEit×Betait+QuarterDummy+IndustryDummy+εit

(6)

其中，累計(jì)異?；貓?bào)(CAR)為被解釋變量；UEUp，UEUp×Sent，UEDown，UEDown×Sent為解釋變量；α1和α3分別代表利好盈余消息(GN)和利空盈余消息(BN)的盈余反應(yīng)系數(shù)(ERCGN和ERCBN)。交互項(xiàng)UEUp×Sent的系數(shù)α2和UEDown×Sent的系數(shù)α4則分別反映投資者情緒對(duì)利好盈余消息和利空盈余消息的ERC的影響。對(duì)于利好盈余消息，在情緒高漲時(shí)期市場(chǎng)對(duì)好消息反應(yīng)過(guò)度，而在情緒低迷時(shí)期市場(chǎng)對(duì)好消息反應(yīng)不足。因此，預(yù)期α2>0。同樣，對(duì)于利空盈余消息，在情緒高漲時(shí)期市場(chǎng)對(duì)壞消息反應(yīng)不足，而在情緒低迷時(shí)期市場(chǎng)對(duì)壞消息反應(yīng)過(guò)度。因此，預(yù)期α4<0。借鑒Ng等(2008)、Bird等(2014)，本文選取公司規(guī)模(Size)、賬面市值比(BM)、貝塔系數(shù)(Beta)作為控制變量。QuarterDummy為季度控制變量，IndustryDummy為行業(yè)控制變量。

本文通過(guò)構(gòu)建模型(7)檢驗(yàn)假設(shè)2：

DAit=β0+β1ERCi,t-1+β2MSOit+β3Debtit+β4Profitit+β5IOit+β6Top1it+β7SEOit+

(7)

其中，操縱性應(yīng)計(jì)(DA)為被解釋變量，上期盈余反應(yīng)系數(shù)(ERC)為解釋變量?？刂谱兞糠矫?，根據(jù)已有研究，為了使以股票為基礎(chǔ)的薪酬合同的收益最大化，同時(shí)避免違反債務(wù)合同，管理者有動(dòng)機(jī)調(diào)增公司盈余(Watts and Zimmerman,1978;李延喜 等,2007;李增福 等,2011)，為了規(guī)避高額利潤(rùn)帶來(lái)的政治成本，管理者有動(dòng)機(jī)調(diào)減公司盈余(Watts and Zimmerman,1978;張曉東,2008)，因此，本文在模型中引入管理者持股比例(MSO)、長(zhǎng)期債務(wù)與總資產(chǎn)的比率 (Debt)、公司凈利潤(rùn)(Profit)分別控制公司的薪酬契約、債務(wù)契約和政治成本；在投資者情緒高漲期，具有高異常應(yīng)計(jì)的公司比低異常應(yīng)計(jì)的公司有更大的投資機(jī)會(huì)(Simpson,2013)，在該理論下，本文所證明的關(guān)系可能并不是管理者想要利用有利的定價(jià)環(huán)境，而僅僅是反映了被遺漏的投資機(jī)會(huì)，因此本文控制了公司投資機(jī)會(huì)的水平(IO)；借鑒蘇冬蔚和林大龐(2010)，本文還控制了第一大股東持股比例(TOP1)；股權(quán)再融資啞變量(SEO)，上市公司當(dāng)期配股或增發(fā)時(shí)取1，否則取0；審計(jì)質(zhì)量啞變量(Audit)，當(dāng)財(cái)務(wù)報(bào)表由國(guó)際四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)時(shí)取1，否則取0；此外，為了控制操縱性應(yīng)計(jì)可能存在的序列相關(guān)，本文引入因變量的4階滯后項(xiàng)；由于第4季度的操縱性應(yīng)計(jì)可能不同于前三個(gè)季度，本文在模型中加入了第4季度啞變量。模型(7)在估計(jì)操縱性應(yīng)計(jì)時(shí)使用Jones模型，在確定盈余消息屬性時(shí)使用UE1計(jì)量。若β1顯著為正，表明管理者的盈余操縱行為與盈余反應(yīng)系數(shù)顯著正相關(guān)，假設(shè)2成立。進(jìn)一步，為了檢驗(yàn)操縱性應(yīng)計(jì)受到不同投資者情緒期影響的差異是否在統(tǒng)計(jì)上顯著，本文借鑒Cameron和Trivedi(2005)的Bootstrap方法，從不同情緒期的利好盈余消息和利空盈余消息樣本中隨機(jī)抽取1000次形成一個(gè)經(jīng)驗(yàn)樣本，然后檢驗(yàn)不同情緒期分組經(jīng)驗(yàn)樣本的均值差異是否在統(tǒng)計(jì)上顯著。

本文通過(guò)建立模型(8)檢驗(yàn)假設(shè)3：

ERLit=γ0+γ1Newsit+γ2Newsit×ERCit+γ3MSOit+γ4Debtit+γ5Profitit+γ6IOit+

γ7Top1it+γ8SEOit+γ9Auditit+QuarterDummy+IndustryDummy+εit

(8)

其中：ERL為被解釋變量，代表會(huì)計(jì)期末與該期盈余公告日之間相差的交易日數(shù)。解釋變量中，News為盈余消息啞變量，當(dāng)盈余公告為好消息時(shí)取1，否則取0。ERC為盈余反應(yīng)系數(shù)；控制變量同模型(7)。模型(8)估計(jì)操縱性應(yīng)計(jì)時(shí)使用Jones模型，在確定盈余消息屬性時(shí)使用UE1計(jì)量。若γ1顯著為負(fù)，表明公布利好盈余消息的公司相對(duì)于公布利空盈余消息的公司提早報(bào)告盈余消息；若γ2顯著為負(fù)，表明隨著盈余反應(yīng)系數(shù)的上升，管理者提早報(bào)告利好盈余消息，推遲報(bào)告利空盈余消息的時(shí)間選擇行為得到了增強(qiáng)，假設(shè)3成立。

(三)樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取滬深股市2007—2013年間的上市公司為樣本，并按照以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除ST和PT上市公司；(3)剔除相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本。另外，為消除異常值的影響，對(duì)除投資者情緒外的變量進(jìn)行了99% Winsorize處理，最終得到的樣本量為36716個(gè)。我們將投資者情緒指數(shù)大于0.5的期間定義為情緒高漲期，小于-0.5的期間定義為情緒低迷期，介于-0.5與0.5之間的期間定義為情緒中等期，從而情緒高漲期樣本量為12727個(gè)，情緒低迷期樣本量為13952個(gè)。本文的公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和銳思數(shù)據(jù)庫(kù)，消費(fèi)者信心指數(shù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，股市新增投資者數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)證券登記結(jié)算統(tǒng)計(jì)年報(bào)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表1報(bào)告了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。股票累計(jì)異?；貓?bào)(SAR、MAR)和未預(yù)期盈余(UE)均值均為負(fù)值，但絕對(duì)值很小，表明中國(guó)上市公司的利空盈余消息略多于利好盈余消息，市場(chǎng)對(duì)盈余消息的消極反應(yīng)略多于積極反應(yīng)；投資者情緒的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為-0.118和0.849，表明中國(guó)股市投資者情緒總體表現(xiàn)偏向于低迷，而且各期波動(dòng)較大；操縱性應(yīng)計(jì)(DA)均值為正，表明中國(guó)上市公司多數(shù)存在向上操作盈余的現(xiàn)象。

表1　描述性統(tǒng)計(jì)

表2　主要變量在不同情緒期的比較

表2報(bào)告了主要變量在不同情緒期的比較結(jié)果。股票累計(jì)異常回報(bào)和未預(yù)期盈余在投資者情緒高漲期均為正，而在投資者情緒低迷期均為負(fù)，組間差異在1%水平上高度顯著，這表明股市投資者情緒高漲期對(duì)利好盈余消息做出了積極的反應(yīng)，投資者情緒低迷期對(duì)利空盈余消息做出了消極的反應(yīng)。盈余反應(yīng)系數(shù)在投資者情緒高漲期與低迷期的差異在1%水平上高度顯著，這為本文的假設(shè)1提供了初步證據(jù)；操縱性應(yīng)計(jì)在投資者情緒高漲期的均值顯著高于投資者情緒低迷期，表明管理者在投資者情緒高漲期的向上盈余操縱行為顯著高于投資者情緒低迷期，這符合假設(shè)2的推斷。其他變量方面，僅有公司利潤(rùn)(Profit)和權(quán)益再融資啞變量(SEO)分別在10%和5%水平上顯著，其余變量的組間差異則不顯著，這表明盈余管理已有的各種理論對(duì)于管理者利用投資者情緒進(jìn)行盈余管理的行為缺乏解釋力。

(二)投資者情緒與盈余公告市場(chǎng)反應(yīng)

表3報(bào)告了投資者情緒與盈余公告市場(chǎng)反應(yīng)的回歸結(jié)果。在沒(méi)有引入投資者情緒對(duì)盈余公告市場(chǎng)反應(yīng)影響的條件下，根據(jù)股票累計(jì)異?；貓?bào)(SAR、MAR)和操縱性應(yīng)計(jì)(修正的Jones模型、DD模型)的不同計(jì)量，正未預(yù)期盈余(UEUp)和負(fù)未預(yù)期盈余(UEDown)的系數(shù)均為正，表明市場(chǎng)對(duì)利好盈余消息做出了積極反應(yīng)，對(duì)利空盈余消息做出了消極反應(yīng)，這與鹿坪和姚海鑫(2014)的結(jié)論一致。

在考慮投資者情緒對(duì)盈余公告市場(chǎng)反應(yīng)的情況下，根據(jù)股票累計(jì)異常回報(bào)(SAR、MAR)和操縱性應(yīng)計(jì)(修正的Jones模型、DD模型)的不同計(jì)量，交互項(xiàng)UEUp×Sent的系數(shù)α2均顯著為正，交互項(xiàng)UEDown×Sent的系數(shù)α4均顯著為負(fù)，表明市場(chǎng)對(duì)正未預(yù)期盈余的反應(yīng)隨著投資者情緒的提高而上升，對(duì)負(fù)未預(yù)期盈余的反應(yīng)隨著投資者情緒的提高而下降?；蛘哒f(shuō)，利好(利空)盈余消息的盈余反應(yīng)系數(shù)(ERC)在情緒高漲期比在情緒低迷期更高(低)，利好(利空)盈余消息的ERC與投資者情緒正(負(fù))相關(guān)。假設(shè)1得到支持。

利好盈余消息和利空盈余消息的盈余反應(yīng)系數(shù)分別為α1+α2Sent和α3+α4Sent，根據(jù)上述回歸結(jié)果的平均值可得ERCGN=0.516+0.242Sent和ERCBN=0.823-0.156Sent。若取一個(gè)單位的正投資者情緒，即Sent=1，利好盈余消息的ERC在投資者情緒高漲期為0.758(0.516+0.242)；若取一個(gè)單位的負(fù)投資者情緒，即Sent=-1，在投資者情緒低迷期為0.274(0.516-0.242)，這表明從投資者情緒低迷期轉(zhuǎn)到高漲期，股價(jià)對(duì)利好盈余消息的敏感性上升了176.64%(0.758/0.274-1)，表明盈余反應(yīng)系數(shù)在不同情緒期的差異為管理者操縱盈余提供了有利的市場(chǎng)時(shí)機(jī)。

表3　投資者情緒與盈余公告市場(chǎng)反應(yīng)的回歸結(jié)果

表4　投資者情緒與管理者盈余操縱時(shí)機(jī)的回歸結(jié)果

(三)投資者情緒與管理者操縱盈余的時(shí)機(jī)選擇

表4報(bào)告了盈余反應(yīng)系數(shù)與管理者盈余操縱時(shí)機(jī)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，無(wú)論利好盈余消息組還是利空盈余消息組，ERC的系數(shù)均為正，表明公司盈余的操縱性應(yīng)計(jì)成分與盈余反應(yīng)系數(shù)正相關(guān)。進(jìn)一步，對(duì)于公布利好盈余消息的公司組，ERC在投資者情緒高漲期的系數(shù)為0.733，且在1%水平上高度顯著，在投資者情緒低迷期的系數(shù)為0.341，在10%水平上顯著，表明操縱性應(yīng)計(jì)與盈余反應(yīng)系數(shù)之間的正相關(guān)關(guān)系隨著投資者情緒的上升而增強(qiáng)，原因在于公布利好盈余消息的公司管理者為了利用投資者情緒高漲期相對(duì)更高的盈余反應(yīng)系數(shù)，從而實(shí)現(xiàn)股價(jià)的更大上漲；對(duì)于公布利空盈余消息的公司組，ERC在投資者情緒高漲期的系數(shù)為0.116，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，在投資者情緒低迷期的系數(shù)為0.370，且在5%水平上顯著，表明操縱性應(yīng)計(jì)與盈余反應(yīng)系數(shù)之間的正相關(guān)關(guān)系隨著投資者情緒的下降而增強(qiáng)，原因在于公布利空盈余消息的公司管理者為了規(guī)避投資者情緒低迷期相對(duì)更大的盈余反應(yīng)系數(shù)，以避免股價(jià)大幅下跌。研究結(jié)果支持了假設(shè)2。

表5　操縱性應(yīng)計(jì)受到不同投資者情緒期影響的差異

表5報(bào)告了操縱性應(yīng)計(jì)受到不同投資者情緒期影響的差異的Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果，進(jìn)一步從統(tǒng)計(jì)上檢驗(yàn)了ERC的系數(shù)在不同情緒期之間差異的顯著性。結(jié)果顯示，對(duì)于利好盈余消息公司組，ERC的系數(shù)在投資者情緒高漲期與低迷期之間的差異為0.392，且在1%水平上高度顯著，表明在投資者情緒高漲期，操縱性應(yīng)計(jì)與盈余反應(yīng)系數(shù)之間的正相關(guān)關(guān)系顯著大于投資者情緒低迷期；對(duì)于利空盈余消息公司組，ERC的系數(shù)在投資者情緒低迷期與高漲期之間的差異為0.254，并在5%水平上顯著，表明在投資者情緒低迷期，操縱性應(yīng)計(jì)與盈余反應(yīng)系數(shù)之間的正相關(guān)關(guān)系顯著大于投資者情緒高漲期。

(四)投資者情緒與管理者操縱盈余的時(shí)間選擇

表6　投資者情緒與管理者盈余操縱時(shí)間的回歸結(jié)果

表6報(bào)告了投資者情緒與管理者盈余操縱時(shí)間的回歸結(jié)果。欄(1)和欄(3)報(bào)告了在不考慮盈余反應(yīng)系數(shù)的情況下模型(8)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，News的系數(shù)顯著為負(fù)，表明上市公司管理者存在提早報(bào)告利好盈余消息，推遲報(bào)告利空盈余消息的行為。欄(2)和欄(4)報(bào)告了在考慮盈余反應(yīng)系數(shù)的情況下模型(8)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，News的系數(shù)顯著為負(fù)，News與ERC的交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，表明隨著盈余反應(yīng)系數(shù)的上升，管理者提早報(bào)告利好盈余消息，推遲報(bào)告利空盈余消息的時(shí)間選擇行為會(huì)得到增強(qiáng)?；貧w結(jié)果支持了假設(shè)3。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文進(jìn)行了下列穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一，采用動(dòng)量指標(biāo)，即上期股票累計(jì)回報(bào)作為投資者情緒的度量(Polk and Sapienza，2009)，對(duì)模型(6)、(7)和(8)進(jìn)行重新回歸；第二，采用UE2(Earningsit-FEit)/Pi,t-1和DA2(Dechow和Dichev模型)對(duì)模型(7) 和(8) 重新回歸。分析結(jié)果與前文結(jié)論基本一致，表明本文構(gòu)建的模型是穩(wěn)健的，據(jù)此得出的結(jié)果是可靠的。限于篇幅，本文未報(bào)告詳細(xì)的回歸結(jié)果。

五、結(jié)論

本文以實(shí)驗(yàn)心理學(xué)中行為人心理偏差的證據(jù)作為投資者情緒影響盈余公告市場(chǎng)反應(yīng)的微觀基礎(chǔ)，并通過(guò)選取單項(xiàng)情緒指標(biāo)運(yùn)用主成分分析法構(gòu)建了中國(guó)證券市場(chǎng)投資者情緒的綜合指數(shù)，在此基礎(chǔ)上研究投資者情緒、盈余公告市場(chǎng)反應(yīng)與盈余操縱擇機(jī)行為之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：(1)利好(利空)的盈余消息的盈余反應(yīng)系數(shù)(ERC)在情緒高漲期比在情緒低迷期更高(低)，利好(利空)盈余消息的ERC與投資者情緒正(負(fù))相關(guān)。(2)公司盈余的操縱性應(yīng)計(jì)成分與盈余反應(yīng)系數(shù)正相關(guān)。對(duì)于公布利好盈余消息的公司，投資者情緒越高漲，二者之間的正相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)；對(duì)于公布利空盈余消息的公司，投資者情緒越低迷，二者之間的正相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)。(3)隨著盈余反應(yīng)系數(shù)的不斷上升，管理者提早報(bào)告利好盈余消息，推遲報(bào)告利空盈余消息的時(shí)間選擇行為會(huì)得到增強(qiáng)。

本文的證據(jù)表明，管理者在盈余操縱行為上表現(xiàn)出顯著的“擇機(jī)”現(xiàn)象。管理者根據(jù)市場(chǎng)投資者情緒策略性地選擇盈余操縱的時(shí)機(jī)，進(jìn)一步，在不同的市場(chǎng)情緒期還策略性地選擇報(bào)告盈余的時(shí)間，以利用投資者情緒高漲期利好盈余消息更大的積極市場(chǎng)反應(yīng)，并規(guī)避投資者情緒低迷期利空盈余消息更大的消極市場(chǎng)反應(yīng)。上述結(jié)論的啟示在于：對(duì)于投資者而言，理性看待市場(chǎng)投資者情緒高漲期和低迷期的高盈余增長(zhǎng)現(xiàn)象，能夠在一定程度上規(guī)避投資風(fēng)險(xiǎn)；對(duì)于監(jiān)管部門和審計(jì)師，在投資者情緒高漲期和低迷期應(yīng)當(dāng)加大對(duì)上市公司報(bào)告盈余的審計(jì)力度，遏制管理者利用市場(chǎng)投資者情緒的盈余操縱行為。

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(責(zé)任編輯張建軍)

Investor Sentiment, Stock Market Response to Earnings News and Market Timing of Earnings Manipulation

YAO HaiXinLU PingTIAN Tian

(School of Business, Liaoning University, Shenyang 110136)

Taking the listed companies in China from 2007 to 2013 as a sample, this paper examines the relation between investor sentiment, stock market response to earnings news and market timing of earnings manipulation. The empirical results demonstrate that: Firstly, the earnings response coefficient of good(bad) earnings news is higher during high(low) sentiment periods than during periods of low(high) sentiment, the earnings response coefficient of good(bad) earnings news is positively (negatively) related to investor sentiment; Secondly, discretional accruals of corporate earnings are significantly related to the earnings response coefficient, for the companies announcing good news, the higher the investor sentiment is, the stronger the positive correlation between them is; for the companies announcing bad news, the lower the investor sentiment is, the stronger the positive correlation between them is; Thirdly, with the earnings response coefficient increases, the behavior that managers report good earnings news early and bad earnings news lately has been strengthened.

investor sentiment; stock market response to earnings news; market timing of earnings manipulation

2014-08-29

姚海鑫(1962--)，男，遼寧北鎮(zhèn)人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，遼寧大學(xué)商學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。

鹿坪(1980--)，男，遼寧沈陽(yáng)人，遼寧大學(xué)商學(xué)院博士生。

田甜(1981--)，女，遼寧鞍山人，遼寧大學(xué)商學(xué)院博士生。

遼寧省教育廳人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目“并購(gòu)增強(qiáng)企業(yè)動(dòng)態(tài)競(jìng)爭(zhēng)力的理論與實(shí)證研究”(W2014015)。

F275

A

1001-6260(2015)02-0128-11

財(cái)貿(mào)研究2015.2