林鐘高，常 青

一、問題的提出

業(yè)績預告作為市場信息的重要部分，受到市場參與者的廣泛關注，但每年均有不少公司頻繁變更業(yè)績預告，且上市業(yè)績預告變更現(xiàn)象逐年增長，尤其是近幾年來更是創(chuàng)下歷史高峰。業(yè)績預告反復變更帶來顯著的市場負效應，也因此引起股價的劇烈波動(羅玫 等，2016)，甚至導致投資者損失(劉婷 等，2012)。國內(nèi)外學者從高管特征、高管自身行為、信息質(zhì)量等方面，考察分析了業(yè)績預告的影響因素以及經(jīng)濟后果(Goldman et al.，2006；Hirst et al.，2008；Rogers et al.，2005；Lee et al.，2012；Nagar et al.，2003；王浩 等，2015)。但是在以往的研究中，鮮有學者從高管持股這一內(nèi)部公司治理(薪酬)角度考察其對業(yè)績預告變更的影響，更是缺少在高管持股變更動態(tài)視角下的影響研究。在高管持股越來越成為企業(yè)重要的薪酬與治理方式，尤其是當前混合所有制改革對薪酬體系可能帶來巨大挑戰(zhàn)的情況下，研究高管持股對業(yè)績預告變更的影響更具理論與現(xiàn)實價值。

問題的重要性還在于，內(nèi)部控制作為一項內(nèi)部治理機制，又是企業(yè)高管的激勵約束機制，是否能夠以及如何在業(yè)績預告變更過程中起到應有的控制作用，促使業(yè)績預告準確反映企業(yè)的未來業(yè)績趨勢？Balsam等(2014)發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵與存在內(nèi)部控制重大缺陷的可能性顯著負相關。李伶俐等(2018)發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制對高管持股效應具有顯著的調(diào)節(jié)作用，能夠抑制高管的自利行為與權(quán)力的過度濫用。劉建秋等(2018)發(fā)現(xiàn)，高管持股激勵是對企業(yè)內(nèi)部控制的有效促進，高質(zhì)量的內(nèi)部控制與高管持股的有機結(jié)合有助于企業(yè)履行社會責任。何玉等(2018)發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠降低上市公司對業(yè)績預告進行修正的可能性，并且會減少上市公司業(yè)績預告修正的次數(shù)。李常青等(2018)發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制的質(zhì)量越高，業(yè)績快報存在重大錯報的可能性也就越小，同時降低了業(yè)績快報誤差，業(yè)績快報質(zhì)量相應較高。童麗靜等(2016)發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制的質(zhì)量越高，上市公司業(yè)績預告信息的可靠性也就越高。但是在以往的研究中，并未同時考慮在高管持股這一利益機制下，內(nèi)部控制對業(yè)績預告及其變更的可能影響，更沒有從業(yè)績預告變更的不同方向分析考察其間錯綜復雜的關系，這為本文的進一步研究提供了重要契機。

基于以上分析，本文從動靜結(jié)合的視角分析考察高管持股及其變更對業(yè)績預告及變更的影響，并在此基礎上進一步檢驗內(nèi)部控制這一風險免疫機制在其中的調(diào)節(jié)作用。本文可能的貢獻在于：第一，提供了業(yè)績預告變更影響因素的增量證據(jù)，拓展和豐富了業(yè)績預告變更經(jīng)濟后果的動因研究。本文不僅從靜態(tài)考察高管持股對于業(yè)績預告變更的影響，而且從高管持股變更這一動態(tài)視角提供了高管持股對業(yè)績預告變更影響的證據(jù)，一方面深化和豐富了業(yè)績預告變更研究的文獻，也同時豐富了高管持股行為的研究文獻，為薪酬制度的設計提供了增量證據(jù)。第二，拓展了內(nèi)部控制經(jīng)濟后果的相關文獻。內(nèi)部控制作為企業(yè)風險免疫機制，既是公司治理的核心，同時又受到企業(yè)高管的影響，高管持股所具有的私利特性是否影響了內(nèi)部控制的應有價值，在高管持股的現(xiàn)實情境下是否失去了內(nèi)部控制抑制高管行為的應有作用？本文通過業(yè)績預告變更的檢驗提供了這方面的證據(jù)，在一定程度上驗證了內(nèi)部控制的公司治理價值，豐富了內(nèi)部控制在改善企業(yè)經(jīng)營管理、促進企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展方面的文獻。第三，實踐價值方面。業(yè)績預告制度在我國雖然處于強制性披露階段，但我國的業(yè)績預告監(jiān)管體系尚不成熟，上市公司信息披露尚不規(guī)范。本文的研究在一定程度上揭示了上市公司業(yè)績預告“變臉”的謎團，對于完善業(yè)績預告制度、警示市場參與者的投資決策具有參考價值與政策指導意義。

二、理論分析與研究假設

(一)高管持股對業(yè)績預告變更的影響

盡管定期報告的存在使得業(yè)績預告具有后期可驗證性，但企業(yè)高管仍然存在操縱的空間(楊志，2005)，業(yè)績預告變更(“變臉”)成為上市公司一道獨特的風景線(紀新偉 等，2011)。高管持股激勵在降低代理成本與提高績效方面具有良好效應(Shleifer et al.，1997；Kaplan et al.，1994)的同時，仍然存在“隧道效應”，存在“利己”與“利他”、“眼前”與“長遠”等多方面的利益博弈困境問題(韓亮亮 等，2006)，高管持股可能在以下三個方面影響業(yè)績預告及其變更。

1.從信息質(zhì)量角度看，高管基于免責心理會選擇對業(yè)績預告進行變更，進而影響會計信息質(zhì)量。Jensen等(1976)認為，兩權(quán)分離背景下，公司存在嚴重的委托代理問題，導致管理層產(chǎn)生道德風險和逆向選擇行為，具體表現(xiàn)為通過盈余管理等方式提供虛假會計信息，股權(quán)激勵存在明顯的掠奪效應(Brown，2002；Burns et al.，2006；Peng et al.，2008)。也就是說，根據(jù)經(jīng)濟人假說，股權(quán)激勵并沒有完全實現(xiàn)高管和股東的利益趨同，甚至可能導致高管為了實現(xiàn)自己任期內(nèi)的利益，影響會計信息的穩(wěn)健性，進而影響企業(yè)的信息質(zhì)量(李梅 等，2018)。具體來說，高管持股比例越低，越是偏好于會計穩(wěn)健性，高管發(fā)布的當期業(yè)績預告具有較高的質(zhì)量，后期變更業(yè)績預告的可能性較小。而高管持股比例增加，會使高管把更多的精力放在自身利益上，會計信息披露偏離了信息披露預期。Kedia等(2009)研究發(fā)現(xiàn)，高管行權(quán)數(shù)比重越高，公司發(fā)生盈余重述行為越嚴重，會計信息質(zhì)量越差。Bamber等(2010)研究發(fā)現(xiàn)，高管激勵程度越大，承受風險的能力越強，但會計信息質(zhì)量越差。因為高管持股比例越高，就具有越大的權(quán)力影響決策，當高管自身利益與股東利益發(fā)生沖突時，高管更有可能采取激進的會計政策，以獲得自身利益的最大化，從而影響當期的業(yè)績預告質(zhì)量。但是后期報告的存在使得發(fā)布的業(yè)績預告具有可檢驗性，因而錯誤的業(yè)績預告信息增加了企業(yè)的法律訴訟，影響企業(yè)聲譽(Baginski et al.，2004)。Cornell等(1989)指出，當管理層發(fā)布的業(yè)績預告與實際的盈余情況不符時，公司可能會面臨質(zhì)疑和訴訟，基于降低風險、維護聲譽以及免責心理，持股高管會選擇在后期對業(yè)績預告進行更正(高敬忠 等2011；馬連福 等，2013)。也就是說，高管持股比例越高，后期高管進行業(yè)績預告變更的可能性越大。

2.從高管自利動機角度看，持股高管基于自身利益的考量會選擇對業(yè)績預告進行變更。“高層梯隊理論”認為，高管內(nèi)在認知、情感、價值觀等心理因素決定其決策行為(Hambrick et al.，1984)，其有限理性決策將會影響有效管理、經(jīng)營績效及未來發(fā)展(王浩 等，2015)。Goldman等(2006)研究發(fā)現(xiàn)，除了公司內(nèi)部的管理層特征，高管持股的操縱行為還來自上市公司所處的法律和市場環(huán)境，即持股高管對公司業(yè)績預告往往會站在自身角度而非外部市場參與者角度進行“機會主義披露”，這樣披露的結(jié)果就會“事與愿違”(王玉濤 等，2011)，給外部市場參與者帶來損失。Hirst等(2008)發(fā)現(xiàn)，管理層動機是影響管理者發(fā)布或后期修正業(yè)績預告的主要因素之一。張馨藝等(2012)發(fā)現(xiàn)，高管持股比例越高的上市公司，越有可能進行擇時披露。Nagar等(2003)認為，股權(quán)激勵程度越高，業(yè)績預告越頻繁地修正以滿足權(quán)證行使的定價需求。業(yè)績預告變更與上市公司股價密切相關，投資者會根據(jù)業(yè)績預告修正的方向做出不同的反應。羅玫等(2016)發(fā)現(xiàn)，股市對于業(yè)績預告變更具有顯著反應。高管持股比例的增加，會使高管把更多的精力放在公司股價上，對于上市公司持股高管而言，在多大程度上通過操縱盈余信息影響股價，這一點是無法直接預測的，因此，高管有可能會通過選擇一些“次優(yōu)”行為，最有可能采取的就是后期對業(yè)績預告進行變更，來達到影響股價的效果，從而獲取利益。Rogers等(2005)認為，持股高管有動機擇機發(fā)布“不利消息”預告以獲得更低的股價。蔡寧(2012)發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵規(guī)模與業(yè)績預告利好或利空程度成正比，高管通常會擇機發(fā)布“利己消息”來達到獲取利益的目的，而業(yè)績預告變更就是這種擇機發(fā)布的重要表現(xiàn)。

3.從高管操縱動機角度看，高管會選擇通過盈余管理等手段，對業(yè)績預告進行變更。是否進行業(yè)績預告變更是高管多動機博弈后的結(jié)果，信息的不對稱使得企業(yè)外部的市場參與者只能以低成本的方式獲得企業(yè)公開發(fā)布的業(yè)績預告信息，這在一定程度上助長了企業(yè)高管的操縱行為，因為股權(quán)激勵制度將高管利益與公司股價緊密掛鉤，為了保證有令人滿意的公司業(yè)績以推動股價上漲，通過盈余管理變更業(yè)績預告成為企業(yè)高管最常用的一種操縱手段?！昂緶闲奔僬f認為，內(nèi)外部監(jiān)督和治理機制的不完善，不僅使得高管持股無法發(fā)揮對管理者的激勵效果(李增泉，2000)，而且誘導管理層通過盈余管理等手段實現(xiàn)自身利益最大化(Warfield，2011；Peterson，2012)。Leuz等(2002)發(fā)現(xiàn)盈余管理的差異是管理者試圖獲取私有利益造成的，通過盈余管理可以向市場參與者隱藏企業(yè)的真實業(yè)績，從而形成對外部市場參與者的誤導和侵害。李常青等(2004)發(fā)現(xiàn)高管持股與盈余管理在一定程度上顯著正相關。此外，盈余管理與業(yè)績預告變更之間存在密切關系。盈余管理作為一種較為隱蔽的手段，更有可能被高管人員利用，已有研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)績預告變更過程中存在著明顯的盈余管理行為(Kasznik et al.，1999；胡志穎 等，2011)，而盈余管理的程度越高，上市公司發(fā)生業(yè)績預告變更的可能性越大(紀新偉 等，2011)。

綜合以上分析，提出研究假設H1：

H1：在其他條件不變的情況下，高管持股比例越高，越有可能進行業(yè)績預告變更。

(二)內(nèi)部控制對高管持股影響業(yè)績預告變更的調(diào)節(jié)效應

內(nèi)部控制作為企業(yè)風險免疫機制，具有促進企業(yè)實現(xiàn)發(fā)展戰(zhàn)略，保護投資者利益的契約特征(李萬福 等，2011)，關注內(nèi)部控制在企業(yè)管理中的免疫作用，成為理論界關注的焦點。那么，提高企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量是否能夠有效緩解高管基于自身利益操縱業(yè)績預告的行為？內(nèi)部控制在其中究竟扮演了什么角色？

1.從會計信息質(zhì)量角度看，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠保證財務報告的質(zhì)量，減少高管對企業(yè)業(yè)績預告進行后期變更的可能性。業(yè)績預告是一種減少內(nèi)部管理者與外部投資者信息不對稱的信息披露方式，而業(yè)績預告變更是管理層對已發(fā)布的業(yè)績預告進行修正，上市公司之所以隨意修正已發(fā)布的業(yè)績預告，跟其內(nèi)部治理機制密切相關(何玉 等，2018)。內(nèi)部控制的質(zhì)量較低，則意味著內(nèi)部控制難以充分發(fā)揮提高信息質(zhì)量的效用，會計信息的穩(wěn)健性較低，業(yè)績預告存在錯誤信息的可能性增加，從而導致后期對業(yè)績預告進行變更的可能性增大(田高良 等，2010)，降低了業(yè)績預告的可靠性?？梢姡瑑?nèi)部控制成為業(yè)績預告信息產(chǎn)出的重要制度基礎，具有合理保證財務信息的可靠性、提高質(zhì)量和會計穩(wěn)健性、降低財務報告重大錯報風險的功用(方紅星，2011)，上市公司的內(nèi)部控制水平越高，業(yè)績預告信息的可靠性越高(童麗靜 等，2016)，從而降低了業(yè)績預告變更的可能性，減少發(fā)生業(yè)績預告變更的可能性。

2.從持股高管自身行為角度來看，內(nèi)部控制還可以有效約束管理層操縱業(yè)績預告信息的行為。西方國家長期實施的股權(quán)激勵實踐表明，在不完善的股票市場、會計準則和法律環(huán)境下，高管持股的自利行為、管理防御效應以及機會主義動機將得到強化，這在安然事件中已經(jīng)得到充分證明。沒有一整套透明、公正、有效的監(jiān)督機制，股權(quán)激勵將是企業(yè)和市場的災難，高管的利己主義思想和行為將無法遏制。在這種情況下，無論是之前發(fā)布的業(yè)績預告還是后來的業(yè)績預告變更都帶有管理層主觀預測的成分，容易受到持股高管個人私利動機的影響，持股高管明知企業(yè)業(yè)績不好，卻故意發(fā)布“好”的業(yè)績預告，待股價上漲后借機拋售股票，從中獲利，然后再發(fā)布一則修正公告。內(nèi)部控制作為企業(yè)內(nèi)部的風險免疫機制，具有針對高管權(quán)力的制衡約束與自我檢視監(jiān)督的良好作用，通過在內(nèi)部控制報告中與股東討論公司發(fā)展戰(zhàn)略和會計政策，使他們確信公司處于有效的控制之下，矯正投資者對財務報表可靠性及內(nèi)部控制效果的理解，進而確保業(yè)績預告信息的可靠性，降低業(yè)績“變臉”的可能性。因此，我們有理由認為，上市公司高水平的內(nèi)部控制具有很好的管理監(jiān)督與制約作用，能有效制止管理人員變更業(yè)績預告以達到自己利益最大化的行為，顯著提高業(yè)績預告信息的可靠性，減少發(fā)生業(yè)績預告修正的可能性。

3.從公司治理角度看，內(nèi)部控制可以提高公司的治理水平。公司治理和內(nèi)部控制在公司董事會環(huán)節(jié)實現(xiàn)完美嵌入與融合，可有效抑制公司的非效率投資，實現(xiàn)兩者在抑制非效率投資方面的分工效應(李萬福 等，2011)。而且內(nèi)部控制作為公司治理的風險免疫機制，在公司治理結(jié)構(gòu)、治理機制以及治理績效的評價上都發(fā)揮著重要作用，自然也對上市公司的業(yè)績預告變更行為產(chǎn)生重要的影響。沒有系統(tǒng)而有效的內(nèi)部控制，公司治理將成為一紙空文(楊雄勝，2005)。同時，內(nèi)部控制對于高管持股效應具有調(diào)節(jié)作用，高質(zhì)量的內(nèi)部控制水平能夠弱化高管持股對于企業(yè)社會責任履行的負面作用，對持股高管濫用職權(quán)的行為予以制約和監(jiān)督(李伶俐 等，2018)?？梢姡瑑?nèi)部控制質(zhì)量越高，公司治理水平也就越高。而治理水平越高，高管操縱業(yè)績預告的空間也就越小，業(yè)績預告變更的可能性也就越低。

綜合以上分析，提出研究假設H2：

H2：在其他條件不變的情況下，高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以緩解高管持股比例與業(yè)績預告變更之間的正向關系，減少業(yè)績預告變更的發(fā)生。

三、研究設計

(一)樣本選擇

本文以滬深兩市主板2007—2017年A股上市公司為初始研究樣本，剔除金融保險類、實際控制人缺失、業(yè)績預告變更不確定以及研究數(shù)據(jù)缺失的樣本，最后得到的觀測值為22492個。本文對連續(xù)變量進行了1%的Winsorize處理，以消除極端值的影響。本文所使用的業(yè)績預告變更數(shù)據(jù)通過手工從上市公司的年報中搜集獲得，內(nèi)部控制數(shù)據(jù)來自迪博數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)采集和處理工作主要使用EXCEL和STATA13.0完成。

(二)模型設定與變量定義

為了檢驗研究假設，本文構(gòu)建如下模型：

Revit=β0+β1MG_SHit+β2ICit+β3MG_SHit×ICit+β4Sizeit+β5Growthit+β6Complexit+

β7ROAit+β8Top1it+β9Levit+β10Asqit+β11Lossit+β12ECIit+β13GOVit+β14Auditorit

+β15Opinionit+β16MPit+β17Mergeit+β18DAit+β19DUit+β20Efnit+β21Lawsuitit+

β22Indit+β23Yearit+εit

1.被解釋變量。業(yè)績預告變更Rev，本文借鑒紀新偉等(2011)的做法，如果業(yè)績預告過程中出現(xiàn)變更，取值為1，否則為0。

2.解釋變量

(1)高管持股比例(MG_SH)。本文借鑒王浩等(2015)、李維安等(2006)的做法，采用上市公司當年高管持股數(shù)與總股數(shù)的比值來衡量高管持股。

(2)內(nèi)部控制(IC)。本文借鑒目前內(nèi)部控制研究中常用的迪博內(nèi)部控制指數(shù)，該指數(shù)越高，表明內(nèi)部控制質(zhì)量越高。

3.控制變量。參考有關文獻的做法，本文還控制了其他一系列變量，具體變量說明見表1。

表1 變量定義表

四、回歸檢驗與實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。業(yè)績預告變更均值為0.093，最大值為1，最小值為0，表明上市公司業(yè)績預告存在一定程度的變更現(xiàn)象。高管持股的均值為6.287，最小值和最大值分別為0和60.856，這表明不同公司的高管持股比例存在較大差異。內(nèi)部控制質(zhì)量IC的均值為6.453，最小值為0，最大值達到9.104，級差比較大，這表明我國上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量差距較大，整體上有待提升。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

續(xù)表2

(二)單變量檢驗

表3列示了高管持股與業(yè)績預告變更的單變量分析結(jié)果。對于業(yè)績預告變更來說，從高管持股看，無論是T檢驗還是Wilcoxon檢驗，均顯示高管持股比例低的企業(yè)比高管持股高的企業(yè)業(yè)績預告變更的可能性顯著更低。

表3 高管持股與業(yè)績預告變更的單變量檢驗結(jié)果

說明：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著，下表同；T統(tǒng)計值為業(yè)績預告變更(Rev)的均值檢驗，Z統(tǒng)計值為Wilcoxon檢驗。

(三)相關性檢驗

由表4列示的主要變量相關性檢驗結(jié)果可見，變量之間的相關系數(shù)不超過0.5，說明不存在嚴重的多重共線性問題。高管持股與業(yè)績預告變更在1%水平上顯著正相關，表明高管持股比例越高，越有可能基于自利動機對業(yè)績預告進行操縱，上市公司業(yè)績預告變更現(xiàn)象越頻繁發(fā)生。加入內(nèi)部控制后，內(nèi)部控制與業(yè)績預告變更在1%水平上顯著負相關，表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于抑制持股高管變更業(yè)績預告的行為。當然，更為嚴格的檢驗，還有待后文的進一步回歸分析。

表4 主要變量的相關性檢驗結(jié)果

續(xù)表4

說明：左下三角為Pearson相關性檢驗結(jié)果，右上三角為Spearman相關性檢驗結(jié)果。

(四)多元回歸分析

表5第(1)列，首先檢驗了高管持股與業(yè)績預告變更之間的關系，MG_SH與Rev在1%水平上顯著正相關，假設H1得證?？紤]到可能存在的內(nèi)生性問題，本文對被解釋變量做了滯后一期處理，結(jié)果如表5第(2)列所示，MG_SH與Rev在5%水平上顯著正相關，進一步驗證了假設H1。本文進一步考察在內(nèi)部控制的作用下，高管持股與業(yè)績預告變更之間的關系，如表5第(3)列所示，MG_SH與Rev在5%水平上顯著正相關，再一次驗證了假設H1；IC與Rev在1%水平上顯著負相關，IC與MG_SH的交乘項與Rev在10%的水平上顯著負相關，驗證了假設H2。為了進一步驗證假設H2，本文以內(nèi)部控制指數(shù)中位數(shù)為依據(jù)，將大于中位數(shù)的劃分為高質(zhì)量內(nèi)部控制企業(yè)，低于中位數(shù)的劃分為低質(zhì)量內(nèi)部控制企業(yè)，以檢驗不同內(nèi)部控制質(zhì)量水平下高管持股對上市公司業(yè)績預告變更的不同影響?；貧w結(jié)果如表5第(4)列和第(5)列所示，相對于低質(zhì)量的企業(yè)，高質(zhì)量內(nèi)部控制的企業(yè)高管持股對業(yè)績預告變更的負面影響較小，其中，低內(nèi)部控制水平組MG_SH與Rev在1%水平上正相關，系數(shù)為0.0006；而對于高內(nèi)部控制水平組而言，MG_SH與Rev在5%水平上正相關，系數(shù)為0.0005，表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制水平弱化了高管持股對業(yè)績預告變更的影響，假設H2再一次得到驗證。進一步對表5第(4)和(5)列進行CHOW檢驗可知，F(xiàn)統(tǒng)計量為31.93，P統(tǒng)計量接近于0，說明分組回歸的結(jié)果存在顯著性差異。

表5 內(nèi)部控制、高管持股與業(yè)績預告變更的回歸結(jié)果

續(xù)表5

說明：已對回歸方程中的異方差問題進行了檢驗和處理，括號內(nèi)提供的Z值經(jīng)過異方差穩(wěn)健修正。

(五)內(nèi)生性檢驗

為了檢驗高管持股與業(yè)績預告變更之間可能存在的內(nèi)生性問題，我們采用傾向得分匹配法(PSM)進行處理?？紤]到PSM的解釋變量應為虛擬變量，我們對解釋變量(MG_SH)進行中位數(shù)分組，若高管持股比例大于中位數(shù)，取值為1，相反則取值為0。在經(jīng)過匹配程序后，樣本中高管持股比例高和低的企業(yè)在其他的特征上都基本相同，僅在高管持股比例上有差異。這樣，從理論的角度，我們要估計高管持股對業(yè)績預告變更的影響，就只需要簡單比較這兩類企業(yè)在業(yè)績預告變更指標上的差異。由表6可見，在沒有經(jīng)過傾向值匹配的情況下，回歸結(jié)果顯示高管持股比例高和持股比例低的業(yè)績預告變更差異為0.048，高管持股比例高的業(yè)績預告變更比高管持股比例低的企業(yè)高出66%左右，而在經(jīng)過傾向值匹配之后，這一效應大概是25%。這表明內(nèi)生性的存在會使回歸結(jié)果嚴重高估，而采用傾向值匹配的方法則有效避免了這一問題。此外，采用傾向值匹配之后的業(yè)績預告變更盡管差異變小，但此時的T值為3.50，表明高管持股對業(yè)績預告變更的影響在統(tǒng)計上仍然是非常顯著的。

表6 PSM方法下高管持股與業(yè)績預告變更的內(nèi)生性檢驗(最鄰近匹配法)

說明：表內(nèi)提供的T值經(jīng)過異方差穩(wěn)健修正。

五、基于動態(tài)視角的進一步檢驗

以上研究都是建立在高管持股與業(yè)績變更靜態(tài)基礎上的，并沒有考慮高管持股增減持的變化方向以及業(yè)績變更的方向。在實際工作中，這些動態(tài)的情況更是值得關注。因而，在以上研究的基礎上，本文從動態(tài)的角度做進一步考察。

(一)高管持股變動的動態(tài)研究

從前文研究可以得出，高管持股比例越高，越傾向于進行業(yè)績預告變更。當高管增持股份，表明對企業(yè)未來的發(fā)展前景充滿信心，基于自利行為，高管會選擇業(yè)績預告變更。相反，當高管減持股份后，特別是大規(guī)模減持股份后，基于對風險的厭惡，尤其是持股高管對于風險的厭惡遠遠大于通過操縱所獲得的收益時，高管不會傾向于變更業(yè)績預告。另一方面，從委托代理理論角度看，作為上市公司管理層，為了使公司股價上升，高管會傾向于采取相應手段向外界傳遞企業(yè)發(fā)展良好、經(jīng)營狀況穩(wěn)定等積極信號。而對于持股高管而言，基于自身股價收益的考慮，更是如此。當高管增持后，自身持股比例增加，基于前文的研究，高管會選擇變更業(yè)績預告。當高管減持后，自身持股比例減少，基于信息傳遞假說，投資者認為高管減持是因為套現(xiàn)之需，從而會改變自己的決策，若此時持股高管變更業(yè)績預告，會進一步導致股價下跌，影響股票市場的穩(wěn)定，甚至給企業(yè)造成損失。無論是基于自身利益的衡量還是企業(yè)發(fā)展的需要，減持高管不會變更業(yè)績預告。

此外，在抑制高管操縱行為的眾多機制中，內(nèi)部控制有著特殊的作用和價值。高管增持后，持股比例增加，利益的驅(qū)使使高管傾向于進行業(yè)績預告變更。而高質(zhì)量的內(nèi)部控制水平能夠抑制高管的自利行為，能夠?qū)芾韺拥臋?quán)力進行制衡和監(jiān)督，降低管理層凌駕于內(nèi)部控制之上對業(yè)績預告進行操控的可能性，從而降低業(yè)績預告發(fā)生變更的可能性。趙息等(2013)發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制可以約束企業(yè)非理性的并購行為，維護并購的市場動機，保護企業(yè)利益。趙康生等(2017)發(fā)現(xiàn)高管持股弱化了其機會主義動機，有助于促進高管履行社會責任，有效降低企業(yè)的違規(guī)風險和訴訟風險。而高管減持后，高管持股比例減少，隨著內(nèi)部控制水平的提高，公司的治理能力隨之提高，從而削弱管理者在職消費、剝奪股東財富和進行其他非價值最大化的行為，對于高管而言，操縱的動機不復存在，使得高管與股東利益趨同，不會傾向于進行業(yè)績預告變更。

因此，本文推論高管持股變動方向與業(yè)績預告變更相關，高管增持比例與業(yè)績預告變更正相關，高管減持比例與業(yè)績預告變更負相關。隨著內(nèi)部控制水平的提高，內(nèi)部控制會弱化高管增持對業(yè)績預告變更的負面影響，而強化高管減持對業(yè)績預告變更的正向影響。

基于以上分析，在上文模型的基礎上，借鑒趙淑芳(2018)的研究，將高管增持變動方向分為增持比例和減持比例兩種類型，增加高管持股變動方向(ΔMG_SH)、增持比例(GZB)和減持比例(GJB)三個研究變量，進一步考察其對業(yè)績預告變更的影響。高管增持變動方向采用后一年高管持股比例減去前一年高管持股比例衡量，增持比例為上市公司當年增減持變動比例為正，減持比例為上市公司當年增減持變動比例為負。此外，由于本節(jié)研究的是高管持股變動對業(yè)績預告變更的影響，為了使研究結(jié)果更具有可靠性，剔除了本年相對于上一年高管持股比例不變的樣本，最終總樣本為11892個，回歸結(jié)果如表7所示。

本文首先檢驗了高管持股變動與業(yè)績預告變更之間的關系，據(jù)表7第(1)列所示，ΔMG_SH與Rev在1%水平上顯著負相關，產(chǎn)生這種現(xiàn)象的可能原因是高管減持樣本高于增持樣本，這一點從表7可以看出，高管增持的研究樣本為4049個，減持樣本為7843個。為了進一步考察高管持股變動對業(yè)績預告變更的影響，將總樣本分為高管增持組和高管減持組，回歸結(jié)果如表7第(2)列和第(5)列所示，增持組GZB與Rev正相關，減持組GJB與Rev在1%水平上顯著負相關。由于考慮到內(nèi)生性問題，本文借鑒Hu等(2010)的研究，對被解釋變量做了滯后兩期的處理，如表7第(3)列和第(6)列所示，增持組GZB與Rev在10%水平上顯著正相關，減持組GJB與Rev在10%水平上顯著負相關，我們的推論的前半部分得到驗證。加入內(nèi)部控制后，如表7第(4)列所示，GZB與Rev在10%水平上顯著正相關，IC與Rev在1%水平上顯著負相關，GZB與IC的交乘項存在負相關關系，表明加入內(nèi)部控制后弱化了增持對業(yè)績預告變更的負面影響；而對于減持組而言，如表7第(7)列所示，GJB與Rev在10%水平上顯著負相關，IC與Rev在1%水平上顯著負相關，GJB與IC的交乘項存在負相關關系，表明加入內(nèi)部控制后強化了減持對業(yè)績預告變更的正面影響，由此，我們的推論得到驗證。

表7 基于高管持股變動(動態(tài))研究的回歸檢驗結(jié)果

說明：為了節(jié)省篇幅，控制變量不再具體列示，資料備索。下表同。

(二)業(yè)績預告變更的動態(tài)研究

我國上市公司在發(fā)布業(yè)績預告變更公告時，證監(jiān)會強調(diào)公司應當對業(yè)績變更的原因進行說明?；诖耍覀儗I(yè)績預告變更的原因分為兩類：悲觀型(壞消息)和樂觀型(好消息)。樂觀型包括兩種變更，如從“略增”到“預增”變動，或從“預減”到“略減”變動，以及業(yè)績預告的方向雖未變更，但業(yè)績有所提高，如從“預增50%” 變更到“預增100%”。同樣，悲觀型也包括兩種變更，如從“預增”到“略增”變動，或從“略減”到“預減”變動，以及業(yè)績預告的方向雖未變更，但業(yè)績有所下降，如從“預減100%” 變更到“預減50%”。業(yè)績預告變動的方向不同，對上市公司股價的影響是不同的，股市對于樂觀型的業(yè)績預告變更反應更為強烈。

一方面，從高管披露動機來看，業(yè)績預告變更的現(xiàn)象在上市公司中屢屢發(fā)生，在業(yè)績預告變更反復中，投資者遭受嚴重損失，研究業(yè)績預告變更類型的重要性不言而喻。而對于不同類型的業(yè)績預告變更的市場反應，“樂觀型”和“悲觀型”對股價波動的影響并不平衡，這種現(xiàn)象在很多國家和地區(qū)普遍存在。已有學者研究發(fā)現(xiàn)，市場參與者對于“悲觀型”的消極反應要大于對“樂觀型”的積極反應(Kothair，2001)，因此，相對于樂觀型，上市公司管理層對于悲觀型的業(yè)績預告可能會延遲變更或者選擇不變更。另一方面，在理性人假說的情況下，管理層亦存在選擇性披露業(yè)績預告變更原因的動機。過去的研究表明，公司的會計業(yè)績與管理層的離職風險呈負相關關系(Conyon et al.，2014；Jenter et al.，2015)，即當公司業(yè)績越差時，職工越有可能離職，在這種情形下，公司管理者會更傾向于向業(yè)績好的方向變更。另一方面，從股價的市場反應這一角度來看，當高管持股比例過高時，會增加高管的防御動機(王海妹 等，2014)，高管基于自身利益的最大化，會傾向于選擇向上變更業(yè)績預告。當持股高管向上變更業(yè)績預告后，基于信號傳遞效應，投資者普遍會認為公司發(fā)展前景較佳、企業(yè)風險較低，會計信息質(zhì)量較高，進而使公司股價上升，此時，持股高管會獲得資本利得的收益，從而謀取私利。羅玫等(2016)發(fā)現(xiàn)，相對于樂觀型，股市對于悲觀型的業(yè)績預告變更的反應更糟糕。若持股高管選擇向下變更業(yè)績預告，投資者對于“悲觀型”的業(yè)績預告，會認為公司發(fā)展前景較差，基于風險規(guī)避意識會拋售持有的股票，從而使股價降低，持股高管從而喪失部分收益，企業(yè)也面臨較大風險。然而，高管存在風險厭惡情緒，而高管持股會加強這種風險厭惡情緒(Sanders，2001)，對于高管而言，如果當期股價增值的獲利收益遠遠大于充滿不確定性的未來績效，此時會采取相對保守的業(yè)績披露戰(zhàn)略以保護股價的穩(wěn)定性，業(yè)績預告向下變更的可能性大大減少。因此，基于自身利益以及規(guī)避風險的考量，高管持股比例越高，越可能傾向于選擇向上變更業(yè)績預告。由此我們推論：相對于悲觀的業(yè)績預告變更，持股高管更傾向于變更為樂觀的業(yè)績預告，而內(nèi)部控制能夠弱化高管持股對業(yè)績預告變更的負面影響。

基于以上分析，我們在上文模型的基礎上把被解釋變量Rev替換為業(yè)績預告變更方向(DIS)。借鑒趙環(huán)等(2011)的研究，把業(yè)績預告變更方向(DIS)分為兩種類型，如果是樂觀型，取值為1，如果是悲觀型，取值為0?；貧w結(jié)果如表8所示。在表8第(1)列中，我們對MG_SH與DIS做了單變量回歸，發(fā)現(xiàn)MG_SH與DIS在1%的水平上顯著正相關，初步說明了高管持股比例越高，越傾向變更為樂觀的業(yè)績預告。在表8第(2)列中，加入控制變量后，MG_SH與DIS在10%的水平上顯著正相關，說明相對于悲觀的業(yè)績預告變更，持股高管更傾向于將業(yè)績預告變更為樂觀型?？紤]到主變量之間可能存在內(nèi)生性問題，我們對被解釋變量做了滯后一期和滯后兩期的處理，結(jié)果如表8第(3)列和第(4)列所示，MG_SH與DIS至少在10%的水平上顯著正相關。加入內(nèi)部控制后，回歸結(jié)果如表8第(5)列所示，MG_SH與DIS在5%水平上顯著正相關，MG_SH和IC的交乘項與DIS在10%水平上顯著負相關，驗證了我們的推論。

六、穩(wěn)健性檢驗

基于保證研究結(jié)果可靠性的考慮，本文進行了兩個方面的穩(wěn)健性檢驗：第一，剔除ST類公司后重新回歸，研究結(jié)論保持不變。如表9第(1)列所示，MG_SH與Rev在5%水平上顯著正相關，假設H1得證。本文進一步考察在內(nèi)部控制的作用下，高管持股與業(yè)績預告變更之間的關系，如表9第(2)列所示，MG_SH與Rev在5%水平上顯著正相關，再一次驗證了假設H1；IC與Rev在1%水平上顯著正相關，

表8 基于業(yè)績預告變更(動態(tài))研究的回歸檢驗結(jié)果

IC與MG_SH交乘項與Rev在10%的水平上顯著正相關，驗證了假設H2。為了進一步驗證假設 H2，以內(nèi)部控制指數(shù)中位數(shù)分組檢驗不同內(nèi)控水平下高管持股對上市公司業(yè)績預告變更的影響，回歸結(jié)果如表9第(3)列和第(4)列所示?；貧w發(fā)現(xiàn)，相對于低水平的企業(yè)，較高內(nèi)部控制質(zhì)量的企業(yè)高管持股對業(yè)績預告變更的負面影響較小，表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制水平弱化了高管持股對業(yè)績預告變更的影響，假設H2再一次得證。進一步對表9第(3)和(4)列進行CHOW檢驗可知，F(xiàn)統(tǒng)計量為29.57，P統(tǒng)計量接近于0，說明分組回歸的結(jié)果存在顯著性差異。

表9 剔除ST公司后的穩(wěn)健性測試結(jié)果

第二，借鑒趙環(huán)(2011)、劉成立(2010)的研究，以第三季度發(fā)布了業(yè)績預告并且又在之后數(shù)月內(nèi)第二次對業(yè)績預告進行更正的公司為業(yè)績預告變更的替代變量，重新進行多元回歸后，研究結(jié)論基本保持不變。如表10第(1)列所示，MG_SH與Rev在10%水平上顯著正相關，假設H1得證。我們進一步考察在內(nèi)部控制的作用下，高管持股與業(yè)績預告變更之間的關系，如表10第(2)列所示，MG_SH與Rev在10%水平上顯著正相關，再一次驗證了假設H1；IC與Rev在1%水平上顯著正相關，IC與MG_SH交乘項與Rev正相關，接近于顯著，驗證了假設H2。為了進一步驗證假設 H2，以內(nèi)部控制指數(shù)中位數(shù)分組檢驗不同內(nèi)部控制質(zhì)量水平下高管持股對上市公司業(yè)績預告變更的影響，回歸結(jié)果如表10第(3)列和第(4)列所示。回歸發(fā)現(xiàn)，相對于低水平的企業(yè)，較高內(nèi)控質(zhì)量的企業(yè)高管持股對業(yè)績預告變更的負面影響較小，假設H2再一次得證。進一步對表10第(3)和(4)列進行CHOW檢驗可知，F(xiàn)統(tǒng)計量為10.43，P統(tǒng)計量接近于0，說明分組回歸的結(jié)果存在顯著性差異。

表10 業(yè)績預告變更替代變量的穩(wěn)健性檢驗

七、結(jié) 論

本文以滬深兩市A股上市公司2007—2017年的數(shù)據(jù)，檢驗高管持股對業(yè)績預告變更的影響，以及內(nèi)部控制與高管持股及兩者的交互作用對業(yè)績預告變更的影響。研究結(jié)果表明，高管持股比例越高，高管越有可能基于自身利益對業(yè)績預告進行變更；在高管的這種操縱行為下，作為內(nèi)部治理機制的內(nèi)部控制會有效發(fā)揮自身的功能，隨著內(nèi)部控制質(zhì)量的提升，高管持股對業(yè)績預告變更的負面影響會有所緩解，高質(zhì)量的內(nèi)部控制顯著降低了業(yè)績預告變更現(xiàn)象的發(fā)生。按照高管持股變動的方向分組后發(fā)現(xiàn)，高管持股變動方向與業(yè)績預告變更相關，高管增持，業(yè)績預告向上變更，減持則業(yè)績預告向下變更。隨著內(nèi)部控制水平的提高，內(nèi)部控制會弱化高管增持對業(yè)績預告變更的負面影響，強化高管減持對業(yè)績預告變更的正面影響。按照業(yè)績預告變更的方向進一步分組后發(fā)現(xiàn)，相對于悲觀的業(yè)績預告，持股高管更傾向于變更為樂觀的業(yè)績預告，而內(nèi)部控制的加入弱化了高管持股對業(yè)績預告變更方向的負面影響。

在市場和法律制度不健全、公司治理機制不完善的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體，實施股權(quán)激勵制度受到的制約因素更為復雜與多元，過度迷信高管股權(quán)激勵的長期效應以及與股東利益的趨同作用，顯然具有很大的不確定性。因此，企業(yè)激勵制度的安排，要有比較完善的制度機制與環(huán)境保障，尤其是宏觀視角的法律制度與市場環(huán)境的優(yōu)化，在眼下，實施多元化的高管激勵政策和制度安排，也許是不錯的選擇。同時，在會計準則和市場監(jiān)管準則的安排方面，如何完善我國的業(yè)績預告制度，也是一個十分重要的問題，一方面對于業(yè)績預告制度要有一定的“避風港”政策，區(qū)別不同的變更原因，免除企業(yè)過多過重的業(yè)績預告責任，另一方面更為重要的是完善業(yè)績預告的發(fā)布依據(jù)、業(yè)績的計算依據(jù)以及變更理由等方面的規(guī)定，對于業(yè)績預告頻繁變更與主觀變更的，必須予以嚴肅懲戒，讓企業(yè)承擔相應的信息披露責任。當然，不管是股權(quán)激勵制度還是業(yè)績預告制度，實際上都建立在健全有效的內(nèi)部控制治理體系上，一個有效、足以自律的內(nèi)部控制體系，也許才是保證激勵機制有效、業(yè)績預告可靠的重要保證。

盡管本文考慮到了較多方面的內(nèi)生性問題，由于股權(quán)激勵是一個十分復雜的系統(tǒng)性問題，尤其是股權(quán)激勵行權(quán)事務的安排，更是一個極富藝術(shù)與技術(shù)的行為，因此，本文無法進一步深入細節(jié)，揭示更為深層的可能變化。同樣道理，企業(yè)業(yè)績預告變更的原因也是多方面的，既有市場的原因，也有制度的原因，甚至主客觀因素攪和在一起，本文也沒有進一步區(qū)分業(yè)績預告變更的更為具體的原因。這些問題有待于后續(xù)研究的細化與深化。