盈余质量与前瞻性信息披露：正向补充还是负向替代？

汪 炜，袁东任

(浙江大学 经济学院，浙江 杭州 310027)

一、 引言

随着投资者的信息需求不断增长，以会计报告为代表的财务信息逐渐不能满足其投资决策需要，非财务信息日益受到人们的关注[1]。非财务信息披露，尤其是“管理层讨论与分析”(Management Discussion and Analysis，简称MD&A)的研究成为近年来的学术热点，研究范围涉及内容覆盖面、语句变动、可读性、语气等。多数研究围绕公司运营对MD&A的内容进行分类[2]，如价格、收益、成本等。部分研究则按信息内容的时间特性分类[3]，专门研究了MD&A中的前瞻性信息。

我国上市公司年报中的前瞻性信息主要位于“董事会报告”一章，最早出现在《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第2号——年度报告的内容与格式(2002)》中，要求管理层“不能只重复财务报告的内容，应着重于已知的、可能导致财务报告难以显示公司未来经营成果与财务状况的重大事项和不确定性因素”。从2007年修订版起专门设立了“对公司未来发展的展望”小节(简称“展望”)，并在2012年修订版中进一步细化。虽然准则中采用了“应当披露”或“应当提示”等强制性词语，但每年只有不到一半的企业披露了规定的全部四类前瞻性信息，且披露的形式和数量各不相同，前瞻性信息本质上仍属于自愿披露。相比其他自愿披露或非财务信息，前瞻性信息以未来发展为视角，直接反映企业的未来经营形势和公司计划，而非会计报告的细化补充，属于“增量信息”。因此，前瞻性信息具有独特的信息价值和研究意义。

根据自愿披露动机中的资本市场交易假说，公司为了减轻信息不对称带来的逆向选择而进行信息披露，投资者对披露的反应则与信息质量有关，盈余质量反映了公司信息不对称程度和管理层信息质量，从而与自愿披露水平有负向替代或正向补充关系。而且前瞻性信息和会计报告在同一份年报中披露，两者在内容上相互补充，从不同侧面向投资者传递了公司价值，都受到公司信息环境和管理层激励的影响，因此两种信息之间必然存在某种联系。但是现有的自愿披露实证研究多关注会计报告内容(比如公司业绩)的影响，却很少考虑会计报告质量(主要指盈余质量)的作用，存在变量缺失的可能。前瞻性信息的独特特性会使其与盈余质量的关系有别于其他自愿披露，英美成熟资本市场的结论也不一定适用于国内新兴资本市场。由此可见，盈余质量与前瞻性信息披露之间的关系值得深入研究。

本文后续部分结构安排如下：第二部分是文献回顾与假说发展，第三部分是研究设计，第四部分给出了实证结果，最后是结论。

二、 文献回顾与假说发展

(一) 文献回顾

根据自愿披露动机中的资本市场交易假说，公司和外部投资者之间存在信息不对称，投资者会进行逆向选择，即将隐藏信息视为坏消息，并对公司资产进行折价。管理层可以通过信息披露来缓解信息不对称，减轻投资者的逆向选择行为，并获得提高股票流动性、降低资本成本的披露收益[4-5]。这样信息不对称程度越高的公司，投资者的信息需求越强，披露信息的估值作用越显著，管理层有动机去披露更多信息。如果用盈余质量代表信息不对称程度[注]Ecker等，Rajgopal和Venkatachalam都证实了盈余质量与信息不对称程度的负向关系，即信息不对称程度越高，盈余质量越差[21-22]，而且这两篇文章都采用了类似本文的应计质量来表示盈余质量。，则盈余质量越低(高)的公司披露更多(少)的信息，即盈余质量与自愿披露之间存在负向替代关系。

但是信息不对称只是信息披露的前提条件，并不必然导致自愿信息披露的发生[6]。因为如果披露的信息质量不高，投资者难以相信披露内容，信息披露就无法起到降低信息不对称的作用，反过来也会影响管理层披露决策。之后的研究考虑了信息质量与披露决策的内生联系，Dye和Verrecchia将信息质量分别定义为管理层拥有私有信息的概率和私有信息精度[7-8]，当信息质量提高时，投资者更容易识别管理层隐藏坏消息的行为，公司折价的压力使得管理层会披露更多信息。这样信息质量越高(低)的公司会披露更多(少)的信息，即信息质量与信息披露之间存在正向补充关系。

Einhorn扩展了Verrecchia的模型，假设公司同时披露两种信息：强制披露信息Y、自愿披露信息Z[4，8-9]。两种信息都反映公司价值X，有各自特定影响因素，也受到共有因素εYZ的影响。Z与X相关使得自愿披露具有传递公司价值的直接效应；Z与Y都受εYZ的影响，使得自愿披露又有用来评估强制披露的间接效应；当直接效应强于间接效应时，强制披露质量的提升会降低自愿披露带来的信息增量，两者之间呈负向替代关系；当间接效应强于直接效应时，共有因素的影响使得两者为正向补充关系。

相应的实证研究也没能得出统一结论。一方面，Lang用AIMR评分、盈利—回报相关度分别代表自愿披露和信息质量，发现盈利—回报相关度更低的公司有更高的AIMR评分[10]。Tasker证实了财务报告的信息价值与公司召开电话会议可能性(表示自愿披露)之间负相关[11]。另一方面，Waymire采用管理层预测表示自愿披露，用盈利波动率表示信息质量，发现管理层预测频率和盈利波动率负相关[12]。Francis等构建了自愿披露指数，证实了盈余质量好的公司会选择更高的披露水平[13]。国内仅有部分研究表述了相近观点。唐跃军等认为盈余质量较差的公司可能会出于迷惑投资者的目的而披露更多的信息[14]。谭劲松等认为盈余操纵严重的公司可能会隐瞒私有信息，降低公司透明度[15]。唐跃军等和谭劲松等分别支持负向替代关系和正向补充关系。

资本市场交易假说必须满足一个基本前提——资本市场发展比较成熟[16]，但中国还只是发展中国家，独特的社会经济制度、新兴的资本市场、尚不完善的法制环境等都使得国内上市公司在自愿披露方面会表现出与成熟资本市场不同的特征[17]。另外，管理层对不同类型的信息会有不同的披露决策[18]。前瞻性信息是公司年报中屈指可数的直接提供关于企业未来的信息来源[19]，虽有不断强化的披露规则，但管理层在内容数量和披露形式上仍有充分的操控余地[20]，这些特性使其有别于电话会议或管理层预测等自愿披露，总体的自愿披露指数又会带来其他信息的干扰。由此可见在我国新兴资本市场环境下，盈余质量与前瞻性披露之间的关系是有待深入研究的论题，不能简单套用已有研究结论。

(二) 假说发展

理论文献中的负向替代关系源于自愿披露具有传递公司价值的作用，减轻了信息不对称[4]，弥补了强制披露的不足[9]；而正向补充关系则源于信息质量会影响投资者对自愿披露的反应[8]，或共有影响因素带来的相互评估作用[9]，自愿披露必须在现有信息环境基础上发挥作用[20]。

首先，在实际披露中，财务报告反映的公司业绩在年底就已经形成，而自愿披露部分要在次年的三四月份年报发布时才进行编写，必然会受到财务报告内容的影响。比如前瞻性信息必须以财务报告反映的当前业绩为基础，对未来发展前景进行展望。而且前瞻性信息之类的自愿披露只是财务报告的补充，在内容数量、管理层和投资者的重视程度上都不可能替代财务报告。可见，财务报告与自愿性披露信息之间有先后、主次顺序，前瞻性信息难以离开财务报告而单独发挥作用，这使得两者表现为正向补充关系。

其次，目前我国法律制度尚不健全，对投资者利益的保护力度还不够；资本市场的监管经验有限，难以及时发现披露违规行为并予以惩戒；公司会选择性地或虚假地披露信息，以迷惑市场和投资者从而获取私有收益[14]，这表现为自愿披露非财务信息的异质性[1]，影响了自愿披露的估值作用。但是盈余质量可以为前瞻性信息提供可信度保障，这是因为要获得高质量的财务报告，公司必须投入大量资源建立高质量的财务报告系统和有效的内部控制制度，并会因为要获得高质量的财务报告而失去盈余管理带来的收益，比如达到市场预期、降低收购风险等。这些盈余质量的成本保证了管理层可信度，进而影响投资者对披露信息的信任程度。Athanasakou和Hussainey就证实了盈余质量与投资者对前瞻性信息披露的信任度显著正相关[23]。盈余质量对前瞻性信息披露的可信度保障作用反映了间接效应[9]，并会由此引出两者之间的正向关系。

最后，拥有国有背景的企业是上市公司的主体，国有股终极控制人缺位使得内部人控制现象严重，股东与管理层之间的代理冲突较为严重，管理层侵害股东利益的事件时有发生[24]。当代理成本较高时，股东与管理层之间的信息不对称更加严重，管理层更可能做出损害公司价值的决策来追求个人私利，并且隐瞒相关信息，降低信息披露程度[17]。这就需要一套机制来约束管理层行为，使其行动符合股东利益最大化的目标，这种机制常表现为契约形式。财务报告尤其是盈余信息广泛应用于信贷合同、管理层薪酬合同等契约的制定，这些契约可以约束包括披露决策在内的管理层行为，表现为代理成本的降低[24]。因此，高质量的财务报告可以增强契约对管理层行为的监管作用，减少管理层披露操控行为，提高自愿披露水平。这就表现为盈余质量对前瞻性披露水平有正向影响，而不仅是相关关系。

综上，本文提出H1：在其他条件相同的情况下，盈余质量越高的公司，前瞻性信息披露越多。

三、 研究设计

(一) 前瞻性信息度量

经过大量阅读年报，我们发现前瞻性信息集中于公司年报中“董事会报告”一节，少数分布在公司年报中“董事长报告书”或“董事长致辞”等章节中，内容覆盖参见《内容与格式(2007)》第三十三条的规则(二)。

本文处理步骤如下。

1. 从巨潮咨询网上下载2007—2011年所有A股上市公司年度报告。

2. 采用软件WondershareTM PDF Converter Pro将pdf文档转化成word文档。

3. 剔除金融和保险类企业、ST和*ST类企业、企业数不足20个的行业，以及上市时间不足一年的企业，最终得到7162个样本。

4. 前瞻性信息多数以标题“对公司未来发展的展望”为开始，以标题“报告期内的投资情况”为结束，通过VBA程序将两者之间的内容复制到新的文档，保存为前瞻性信息文件。若无法找到这两个标题，但是却检索出大量前瞻性信息关键词(见附录)，或者只能确定一个标题，就通过手工进行处理(附录略，感兴趣的读者可向作者及本刊索取)。

少数公司会在年报中披露“致股东”、“董事长报告书”等章节，也会包含前瞻性信息。通过VBA程序判断10页之内是否出现“致股东”、“董事长报告书”等词汇，若出现就说明存在相关章节，本文手工将包含前瞻性信息关键词的语句或段落复制出来建立前瞻性信息文件。

5. 由于pdf转换后生成的word文件存在一些格式错误，可能会影响到统计结果，需要进行如下清理。

(1) 表格问题。pdf转换后的表格都变成了文本框，VBA程序无法对其内容进行字数统计或查询。先通过VBA程序将所有文本框都变成表格，然后再进行查询。

(2) 页眉、页脚问题。页眉中基本为“××公司××年度报告”，可通过VBA程序查询“年度报告”，然后删去该行[注]在实际披露中，“年度报告”一词不会出现在前瞻性信息相关的段落中，只会在页眉中，并独占一行。。而页脚多为“××”、“××页”、“第××页”等形式，可通过VBA程序判断最后一行是否只是一个数字或者含有“××页”，若是，就将该行删去。

6. 根据《内容与格式(2007)》确定前瞻性信息的内容分类及关键词(见附录)，采用VBA程序对整理好的前瞻性信息文件进行检索，统计出内容覆盖面和字数，并进行手工校对。内容覆盖面Content定义为披露了几类信息，信息量LnChars定义为文档字数(Chars)加1的自然对数。

(二) 盈余质量度量

本文从应计质量、盈余管理程度和盈余平滑度三个维度来度量盈余质量，模型中各变量定义见下页表1。

1. 应计质量

参考Francis等的研究[13]，建立如下模型[注]本文模型中都省略了表示公司和年度的下标i、t，并用变量下标的-1、+1分别表示上一期和下一期。。

(1)

2. 盈余管理程度

参考夏立军的研究[26]，建立如下模型。

(2)

将模型(2)分行业、年度进行截面回归，其估计值即为非操控性应计NDA，操控性应计则为总应计与非操控性应计的差额，即DA=TA/Asset-1-NDA。盈余管理程度EM定义为DA绝对值的负数，即EM=-|DA|，EM数值越大，盈余管理程度越低，盈余质量越高。

3. 盈余平滑度

参考Francis等的研究[13]，本文用三年内公司业绩的标准差计算盈余平滑度，即ES=-σ(Earn)，ES数值越大，盈余平滑度越高，盈余质量也越高。

4. 加总盈余质量

参考李青原的研究[27]，本文采用简单加权百分位数赋值的方法来计算加总盈余质量EQ，即将AQ1、AQ2、EM、ES按大小排序，并赋予其所在位次的百分位数值，然后将所得数值简单加权来构造综合得分函数。EQ数值越大，盈余质量越高。

李青原认为该方法既能消除不同质量维度在量纲上的差异，又能将数值控制在0到1之间，从而消除样本观测值分布偏倚造成的影响，有利于缓解单个维度度量时存在的测量误差以及极端值的影响[27]。

(三) 模型设计

根据H1本文设计如下模型。

X=Q+Earn+Size+Debt+Same+Shrhfd10+OutDirector+State+MShare+HIndex+SEO+MA+ListExg+TobinQ+∑Year+∑Industry

(3)

X分别表示LnChars、Content，Q分别表示AQ1、AQ2、EM、ES和EQ。参考已有研究[3，13，17，28-29]，本文控制了常用的自愿披露影响因素：公司业绩(Earn)、公司事件(SEO、MA)、公司特征(TobinQ、Size、ListExg)、市场竞争(HIndex)、负债水平(Debt)、公司治理与股权特征(Same、Shrhfd10、OutDirector、State、MShare)，以及行业和年度固定效应(Year、Industry)。

由于Content是离散变量且有数量大小关系，所以在OLS估计之外，本文还采用了排序离散因变量模型OProbit和OLogit。

H1成立等价于模型(3)中Q的系数显著为正。

(四) 变量说明

模型中各变量说明如下，见表1。

表1 变量列表

四、 实证结果

(一) 统计与相关性分析

表2 描述性统计

根据表2，各公司平均盈利水平为4.1%，一份年报中的前瞻性信息数量平均为2243个字，平均披露三项内容。字数的标准差为1580，标准差均值比为0.704，说明各公司间披露水平差异较大。前瞻性信息最多的有28118个字(2010年路翔股份)，最少的没有披露任何信息。

表3 前瞻性信息的内容分布

从表3得知，每年有不到一半的公司披露了全部四类前瞻性信息，公司个数从2007年的598家逐年增加至2011年的883家。只披露一类信息的公司数量略有增加，披露两类和三类信息的公司数量增幅较为明显，但每年仍有个别公司没有披露任何前瞻性信息。其中，“战略与计划”披露最多，披露前瞻性信息的公司几乎都会披露此类信息，这是因为此类信息主要传递正面内容，相比有负面含义的风险信息，管理层有更强的披露动机。“投融资”计划披露的企业数量最少，一是部分公司确实没有相关计划；二是此项内容披露带来的专有化成本较高；三是定量信息较多，难以模糊处理，企业倾向于选择不披露。

表4 主要变量相关系数

注：下半三角为pearson相关系数，上半三角为spearman相关系数。***、**、*分别表示1%、5%和10%水平上显著，下同。

根据表4，Earn与LnChars、Content显著正相关，说明业绩越好的公司会披露越多的前瞻性信息。AQ1、AQ2、EM、ES、EQ与LnChars、Content均为正相关，仅有少数不显著，说明盈余质量与前瞻性信息披露正相关，初步证实了前文H1。AQ1、AQ2、EM、ES之间均为正相关，且高度显著，其中AQ1、AQ2都反映了应计质量，两者的pearson相关系数超过了0.5；EQ与AQ1、AQ2、EM、ES之间均高度相关，相关系数多数超过了0.5。这说明AQ1、AQ2、EM、ES反映了盈余质量的不同维度，EQ是各个质量维度的有效加总。

(二) 模型回归结果[注]限于篇幅，本文只给出核心变量的回归结果。

本文所有模型均采用行业聚类的稳健标准差，以解决行业内残差相关引起的异方差问题。并对主要连续变量进行1%的winsorize处理，以减少极端值的影响。

表5 模型(3)的回归结果

注：略去常数项和年度、行业固定效应的结果。在OLS回归时，括号内为t值，R2为调整后的R2。

表5为模型(3)采用LnChars时的回归结果。由表5可知，AQ1、AQ2、EM、ES、EQ的系数为正且高度显著，说明在其他条件不变时，应计质量越高、盈余管理越少、盈余平滑度越高、总体盈余质量越高的公司会披露越多的前瞻性信息，这证实了前文H1。从数值来看，EQ变动一个标准差带来的LnChars变动为3.84%(=0.196×0.196)，占LnChars标准差的4.08%(=0.196×0.196/0.940)；Earn变动一个标准差带来的LnChars变动为3.08%(=0.430×0.0718)，占LnChars标准差的3.28%(=0.430×0.0718/0.940)。公司业绩是最常用的自愿披露影响因素，而盈余质量对前瞻性信息披露的影响程度不亚于公司业绩。公司业绩、盈余质量分别代表强制披露的信息内容和信息质量，这说明强制披露的信息质量也是公司自愿披露的重要影响因素，其作用不亚于信息内容，现有自愿研究中常用的公司业绩、股权特征等变量没能涵盖所有的影响因素，如不考虑盈余质量，会造成变量缺失。

表5同时给出了其他因素对前瞻性信息披露的影响。Earn、Size、MShare、SEO系数全部为正且高度显著，表明业绩越好、规模越大、管理层持股比例越高、有再融资需求的公司会披露越多的前瞻性信息；ListExg全部显著为负，TobinQ在部分结果中也显著为负，说明深交所的上市公司披露的前瞻性信息更多，发展潜力大的企业倾向于少披露前瞻性信息。这些结果与前人研究结论基本一致[3，13，17，28-29]。

采用Content度量前瞻性信息时，无论是采用OLS估计，还是OProbit和OLogit模型回归，各盈余质量变量符号不变，显著性有所下降。这是因为Content取值仅为0到4，有较大的度量误差，在作为被解释变量时，会使得解释变量系数的显著性偏低。从数值上看，EQ变动一个标准差带来的Content变动为0.0417(=0.196×0.213)，占LnChars标准差的4.44%(=0.196×0.213/0.940)，与采用LnChars度量前瞻性信息时相近。

综上，盈余质量与前瞻性信息披露水平正相关，即盈余质量越好的公司会披露越多的前瞻性信息，这与Athanasakou和Hussainey以及Mouselli等的研究结论一致[23，30]。

表6 模型(3)采用Content的回归结果

注：省略了控制变量、常数项、年度和行业固定效应的结果。在OLS回归时，括号内为t值，R2为调整后的R2。在OProbit、OLogit回归时，括号内为z值，R2为伪R2。

(三) 内生性讨论

内生性问题的发生主要有三种原因：遗漏变量、度量误差和反向因果。

模型(3)中自变量的选取，尤其是盈余质量的度量充分借鉴了国内外经典研究，降低了遗漏变量的可能和度量误差的影响。

前瞻性信息与盈余质量有共同的影响因素，可能由此产生反向因果。为了避免这种情况，可以采用工具变量法进行回归分析。因为会计师审计财务报告内容，审计意见就反映了盈余质量；会计师对财务报告提出改进意见，或者公司支付更多费用来购买好的审计意见，两种行为使得审计费用与盈余质量会有正向或负向关系；根据披露规则，会计师只需要审计财务报告，无需审计前瞻性信息，甚至会计师在审计财务报告时可能无法看到财务报告之外的其他年报内容。所以，审计意见(AuditType)和审计费用(AuditFee)会与盈余质量有关，却与前瞻性信息披露无关，适合作为盈余质量的工具变量。

下页表7为采用固定效应的两阶段最小二乘法(FE2SLS)的回归结果。在第一阶段回归中，AuditType和AuditFee均高度显著，而且偏R2检验(Shea’s partial R2)均拒绝了工具变量不显著的原假设(P=0.000)，这说明AuditType和AuditFee与EQ之间高度相关，不是弱工具变量。其中AuditFee的系数为负，即审计费用越高，盈余质量越低，说明公司有动机支付更高审计费用来为差的财务报告购买好的审计意见，会计师没有真正做到独立审计[31-32]。第二阶段回归中EQ的系数均显著为正且高度显著，证实了盈余质量与前瞻性信息披露正相关。异方差下的Hausman检验(DWH检验)证实了工具变量法的合理性。

(四) 稳健性检验

对模型(3)分别进行或同时进行下列改变均不改变本文的主要结论。通过采用句子数量度量信息量；只用AQ1或AQ2表示应计质量，而不是同时采用两者；参考胡亦明和唐松莲的方法计算盈余管理和盈余平滑度[33]，或用非经常损益项目表示盈余管理程度；参考Francis等和Chen等[13，25]，对每个盈余质量维度求其公因子，或标准正态化后求均值，来计算加总的盈余质量；采用李青原、胡亦明和唐松莲的方法计算各盈余质量维度和加总的盈余质量[27，33]；参考回归结果将不显著的变量删去后重新回归；采用White稳健异方差或行业、年度双聚类方差；在内生性检验中，采用有限信息最大似然法(LIML)和广义矩(GMM)方法进行估计。

表7 工具变量法的回归结果

注：First-Stage中括号内为t值，Second-Stage中括号内为z值。省略了控制变量、常数值、年度和行业固定效应的结果。Second-Stage中的EQ为First-Stage中的拟合值结果。

五、 结论

上市公司年报中的前瞻性信息从内部人视角讨论和分析了公司未来发展前景，具有独特的信息价值和研究意义。但是研究资源的缺乏使得国内相关研究数量极少，且停留在手工打分、小样本研究的初级阶段。本文以2007—2011年我国上市公司年报为对象，采用VBA程序和手工整理相结合的方法，提取了年报中的前瞻性信息，统计了前瞻性信息的字数和内容覆盖面，并实证研究了盈余质量与前瞻性信息披露之间的关系。研究发现前瞻性信息虽有强制性的披露规则，但本质上仍属于自愿披露；盈余质量与前瞻性信息披露正向补充，即盈余质量好的公司会披露更多的前瞻性信息。

与现有研究相比，本文弥补了国内对前瞻性信息研究的不足；VBA程序处理相比手工打分不但提高了数据处理效率，可以实现大样本研究，也便于进行客观度量，增强了研究的可重复性；盈余质量与前瞻性披露水平显著正相关，不但补充了已知的自愿披露影响因素，而且验证了强制披露与自愿披露之间的相关关系。但是本研究同样有很大的改进空间，比如进一步考虑信息内容是好消息还是坏消息，区分自愿披露操纵中的披露概率选择和信息内容操纵，考虑分析师等信息中介的作用等。

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