年报问询函的监管效果可持续吗？——基于盈余管理角度

刘瑛（副教授） 岳子桐（首都经济贸易大学会计学院 北京 100070）

一、引言

“放松管制，加强监管”是目前我国监管改革的大方向，作为对上市公司信息披露方面承担一线监管责任的我国沪深证券交易所，已于2013年开始进行信息披露“直通车”改革，由“事前审核”过渡到“事后监管”，监管方式包括行政处罚性监管和非行政处罚性监管，而问询函则是非行政处罚性监管的重要手段，包括重组问询函、定期报告函、关注函、公司部函等，不同类型的问询函有不同的监管重点，发挥着不同的监管效果，已成为学术界和实务界探讨的焦点。

尽管我国证券交易所公开问询制度已实践数年，但许多机制尚待完善，问询作用也应进一步明确，需要大量的研究为实践指导方向。已有文献对年报问询函对企业层面、审计层面、市场层面的影响进行了研究：企业层面上，李晓溪（2019）发现公司收到年报问询函后业绩预告积极性有所提高，预测精确度有所增加，预告文本信息质量有所改善，且当问询越严重、回函越详细时，上述效果越明显；陈运森等（2019）发现公司收到问询函监管后盈余管理行为得到了抑制，且针对前一年年报或当年季报/半年报的收函总数越多或同一财务报告被问询的次数越多，当年的盈余管理程度降低幅度越大。审计层面上，陈运森（2019）发现上市公司在收到问询函后被出具非标准审计意见的概率升高，且不同问询函种类对审计质量的影响不同；彭雯等（2019）认为证券交易所监管问询增加了审计师发表持续经营审计意见的可能性，审计师变更行为发生的概率增大，且收到问询函次数越多的公司，其审计师的决策行为受到监管问询的影响越大。市场层面上，李琳（2019）发现年报问询函及其回复函披露后均出现了负面的股价反应，回复期发生内部人减持样本的负面股价反应更大；郭飞（2018）研究发现年报问询函披露的累计平均异常收益显著为负，年报问询函具有信息含量，年报问询函收入问题集中度越高，负向市场反应越大，累计异常收益越小。也有部分文献对年报问询函的影响因素进行了探讨，如余明桂等（2019）发现上市公司内部控制质量越好，收到的年报问询函的字数、问题数量越少，即问询的严重程度越小。上述文献多立足当期，探讨年报问询函产生的效果。由于我国资本市场为非强势有效市场，尚处于发展阶段，历史信息对市场效率有着极为重要的影响。“历史”是相对的——历史是由当期事件产生的，当期事件终将会成为历史，即公司当期发生的事件、披露的信息终将变成市场中的历史信息。立足时间维度，研究探寻当问询成为公司的历史事件时，是否还会对管理层、投资者产生影响，具有重要的实践意义。

年度报告作为联结上市公司和报告使用者最重要的信息载体，反映了公司的财务状况、经营成果、现金流量等。年报中所披露的利润相关指标的质量、可预测性、持续性和价值相关性更是报告使用者广泛关注的焦点。如果公司存在一定的盈余管理行为，会加剧资本市场的信息不对称性，降低市场定价效率，“泡沫累积”形成暴雷风险，并产生“劣币驱逐良币”的现象。而定期报告问询函中年报问询函关注的重点是公司披露的年报中存在的科目异常、会计政策运用、会计估计问题等，对盈余管理现象有着“靶向治疗”的作用。2015—2019年，沪深证券交易所年报问询函发函量分别为114、188、345、452、644件，可见年报问询监管力度在逐年加强。特别是年报问询函与其他类型函不同，受年报披露时间固有限制，证券交易所本年发出的年报问询函是基于公司上一年年报所作出的纠察。因此，本文将2014—2018年所有A股上市公司作为研究样本，将年报问询函作为研究对象，将对公司盈余管理程度的影响作为年报问询函的监管效果，检验监管是否有效，以及效果是否具有跨期性。研究结果表明：首先，年报问询函会显著抑制被询公司上一年的盈余管理程度，该效果具有即时性，且同一年度收到的年报问询函越多，抑制作用越明显。其次，年报问询函对公司收函当年的盈余质量带来了质量增量，说明即使问询函针对的不是公司本年报表的财务行为，也会对管理层的机会主义行为产生震慑，即对公司盈余管理具有单期跨期性抑制作用。为了使结果更加稳健以及缓解内生性问题，本文主回归采用固定效应模型，以排除遗漏不随时间变化变量带来的影响，在稳健性检验中，采用PSM匹配样本和多时点双重差分模型解决实验样本选择问题，此外还采取了替换盈余管理代理变量等方法，检验结果依旧成立。进一步地，随着时间的推移，当收到年报问询函成为一家公司的历史事件后，还会对管理层的财务行为产生一段窗口期的影响，经证明，年报问询函抑制公司盈余管理的窗口期为两年，即公司收到年报问询函的未来两年时间，会持续抑制公司的盈余管理行为，且该效果逐年递减。综上，年报问询函可以显著抑制公司的盈余管理行为，且该效果会持续两个会计年度。

本文的贡献在于，在以当期视角探讨各类问询效果的研究基础上，立足时间维度，研究普遍意义上年报问询函对公司盈余管理抑制效果的持续性与持续期，延展了对非处罚性监管的研究，为监管实践及监管效果的相关研究提供了依据。

二、理论分析与假设提出

本文从时间维度研究年报问询函对盈余信息的监管效果，以作用机制作为切入点，从一般到特殊，将问询函产生效果的即时性和跨期性分开讨论。年报问询函作为证券交易所的一种常规非处罚性监管手段，其作用机制为上市公司在年初按照相关规定将经审计后的上一年财务报告对外披露后，由证券交易所进行“事后监管”，核查该报告是否明确按照相关规定如实披露，包括科目异常值、持续经营能力、会计政策和会计估计运用是否合理等，一旦发现异常情况，便会向该公司出具问询函，并要求该公司在规定期限内进行有效回复，并向市场披露双方信函沟通的全过程。如果公司的回复内容合理解释了问询内容，则问询结束；如果不能合理解释，则应配合证券交易所对信息进行修订和补充披露，否则，证券交易所会出具警示函并采取相关措施。

宏观上，从作用机制中的核查重点来分析，陈硕等（2018）通过对2015—2017年沪深证券交易所发出的年报问询函进行分析，其关注的重点是年报数据的真实性、行业和企业战略、公司治理、重大事项和潜在风险与关联交易公允性。年报数据真实性方面主要关注存货、应收账款、主营业务收入等方面，此类问询函包括两种情况：一是同一会计信息在年报披露中存在前后不一致；二是不同会计信息在年报披露中存在自相矛盾。我国上市公司盈余管理的主要手段包括收入和费用的确认、会计政策和会计估计的变更、关联交易、资产减值准备、非经常性损益等方面（高飞，2011）。基于此，年报问询函关注重点和盈余管理手段二者形成了一种“靶向治疗”的关系。故一般地，从工作重点上看，年报问询函会抑制公司上一年的盈余管理行为，对盈余信息具有修正作用。

由于各公司和年报问询函的内容均具有一定的异质性，还需从微观上进行考虑，从作用机制中的反馈过程来分析，若年报问询函的内容非重点关注内容，虽然不能对盈余管理行为产生直接的抑制作用，但一方面，当证券交易所披露的问询函被媒体、分析师等捕捉时，被询公司会成为市场广泛关注的对象，将给公司改善信息披露质量带来巨大压力，提高了管理层的实际机会主义成本，从而抑制盈余管理行为；另一方面，根据心理霍桑效应，管理层收到问询函后，会认为自己的财务报告“被关注”，增加了其内心机会主义成本，因此即使问询内容非盈余信息相关内容，管理层也会收敛自己的盈余管理行为，从而提高上一年财务报告的盈余信息质量。

综上所述，证券交易所通过年报问询、回函、修改、警示等过程，能够提高公司上一年财务报告的盈余信息质量，从而降低当年该公司与投资者的信息不对称性，即证券交易所年报问询函对公司盈余管理行为的抑制作用具有即时性。因此本文提出假设1：

H1：证券交易所年报问询函对公司上一年年报的盈余管理程度具有即时性的抑制作用。

随着网络信息化的迅速发展，自媒体已成为日常生活中传递各种信息的主角，每年上市公司年报公布前后，都会迅速引起大量的媒体解读、券商点评等，年报监管问询也逐渐成为市场的舆情热点，为公众观察市场打开了新窗口，提供了新媒介（马建勋等，2016）。证券交易所结合投资者关注的事项对上市公司年报进行事后审核，年报问询函的内容可能会更加有效地触及投资者的“痛点”。虽然年报问询函的内容主要针对的是已经公开披露的年报信息，但对于投资者来说可能仍具有信息增量（郭飞等，2018）。根据信号传递理论，证券交易所披露某公司的相关问询函后，会导致现有投资者怀疑该公司所披露的会计信息的可靠性，产生信任危机；对潜在投资者会产生锚定效应，即先入为主，认为该公司的会计信息不可靠，形成信任壁垒，最终造成股价波动，并且这种心理现象具有跨期性。即某公司年报在第T期被证券交易所问询，投资者在第T+1期仍会对该公司有怀疑情绪，长期提高管理层的机会主义成本，影响公司的长远发展。因此，年报被问询后，管理层会倾向于在未来若干年的公司年报中披露相对真实的盈余信息，一是为了逐渐恢复外部投资者对其的信任，缓解信任危机，打破信任壁垒；二是为了降低未来的法律诉讼风险和信息风险；三是为了防止被当作重点监管对象，再次收到年报问询函。如图1所示。由于该效果会持续多久尚未获得论证，出于谨慎起见，此处仅讨论T+1期即单期跨期性。因此本文提出假设2：

图1 跨期作用机制图

H2：证券交易所年报问询函对公司盈余管理的抑制作用具有单期跨期性。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选取2014—2018年我国A股上市公司相关数据作为样本。其中年报问询函数据主要来源于证券交易所公开披露的监管信息，其他数据主要来源于CSMAR数据库。本文对样本进行了如下处理：（1）考虑到ST、*ST和PT公司的财务指标具有特殊性，将其剔除。（2）由于金融保险行业与一般行业的经营业务存在普遍差异性，故将金融保险行业的公司剔除。（3）剔除数据缺失的样本。为避免异常值影响，本文对所有连续变量进行了1%的缩尾处理。最终公司-年度观测值为12 984个。

（二）变量定义

1.盈余管理程度变量。本文使用基于总应计利润的、带截距项的、两步计算的修正的Jones模型来衡量上市公司的盈余管理程度，并基于Hribar和Nichols（2007）的研究结论：区分方向的操控性应计利润在计量盈余管理程度上优于操控性应计利润绝对值指标，该结论得到了Francis和Wang（2008）、王兵等（2011）以及 Ke等（2015）等诸多研究的验证。陈运森（2019）提出《上交所就2016年年报事后审核情况答记者问：审核中会计处理疑问》可以体现出稳健性的会计原则，使得“隐藏利润”行为更不可能被问询，所以本文选择使用区分方向的操纵性应计利润作为盈余管理程度变量。

2.问询变量。由于时间限制，证券交易所本年出具的年报问询函基于的是上期报表存在的问题，因此本文定义Inq为是否收函的哑变量，当公司在T+1年收到问询函，第T年的Inq为1，否则为0；Inq_N定义为收函数量，公司第T年的Inq_N为T+1年收到年报问询函的总数。为探究年报问询函效果的跨期性，本文定义Pr_n为跨期数的离散变量，如某公司2016年收到基于2015年年报问题的问询函，则2014—2018年的Pr_n分别为0、0、1、2、3。由于样本年度为2014—2018年，因此Pr_n∈［0，4］。

3.控制变量。本文在研究相关文献的基础上发现，盈余管理程度与公司规模、产权性质、财务杠杆、股权集中度、避亏动机（陈运森等，2019）、董高兼任情况、经营现金净流量规模密切相关，因此本文选取以上控制变量，具体变量定义如表1所示。

表1 变量设计表

（三）模型设计

针对假设1，即即时性，为了防止由于遗漏不随时间变化的个体效应变量所产生的内生性，本文基于固定效应模型，构建如下模型：

其中，i表示个体，t表示时间；ΣControli，t表示随时间和个体变化的控制变量，参见表1；μi表示个体固定效应，Σyear表示时间固定效应，ΣInd表示行业固定效应，下同。根据假设1，本文预计β1显著为负。

针对假设2，即单期跨期性，为了防止由于遗漏不随时间变化的个体效应变量所产生的内生性，本文基于固定效应模型，构建如下模型：

根据假设2，本文预计β2显著为负。

四、实证检验

（一）描述性统计和相关性检验

数据情况如表2所示，其中Panel A包括全样本主变量的描述性统计和以是否收到年报问询函（Inq）作为分组变量得到的两组均值及组间均值T检验，全样本中DA_M的均值为0.003，标准差为0.078；Size的均值为22.26，标准差为1.273；State的均值为0.345，标准差为0.475；Lev的样本均值为0.426，标准差为0.206；CFO的样本均值为0.042，标准差为0.069；AvLoss的均值为0.299，标准差为0.458，说明样本中有避亏动机的公司占28%；OC的均值为0.340，标准差为0.146；Dual的均值为0.276，标准差为0.447。从组间差异分析可知，未接到年报问询函的公司-年度样本的DA_M均值为0.007，接到年报问询函的公司-年度样本的DA_M均值为-0.027，且在1%的显著性水平上通过了均值T检验，说明年报问询函可以显著降低作用对象的操纵性应计盈余水平。Panel B列示了本文的实验组即收到年报问询函的公司样本分布，分布显示沪深证券交易所发出年报问询函的数量逐年增多，一定程度上说明年报问询函的监管力度在逐年加大。

表2 样本描述表

相关系数分析如表3所示，无论是Pearson相关系数还是Spearman相关系数，都显示统计上DA_M和Inq显著负相关，说明年报问询函可以显著降低作用对象的操纵性应计盈余水平。

表3 相关系数表

（二）基本分析

表4的Panel A列示了模型（1）的回归结果，回归结果（1）中变量Inq的系数为-0.0264，在1%的水平上显著，可见公司本年操纵性应计利润与下一年收到年报问询函显著负相关，说明年报问询函具有即时威慑力，能够减少公司的操纵性应计利润，降低公司的盈余管理程度，从而提高公司上一年所披露年报的盈余信息质量。回归结果（2）中Inq_N的系数为-0.0235，通过了1%水平上的显著性检验，说明年报问询函的即时威慑力具有叠加作用，每份年报问询函都会显著影响年报披露，促使公司盈余信息产生一定的质量增量，即公司同一年度收到的年报问询函越多，对上一年披露的年报中盈余管理程度产生的抑制效果越明显，假设1成立。

表4 年报问询函对盈余管理的抑制作用

表4的Panel B列示了模型（2）的回归结果。回归结果（1）中变量 Pr_1的系数为 -0.0101，回归结果（2）中变量Pr_1的系数为-0.0097，均在1%的水平上显著，说明公司本年操纵性应计利润与本年是否收到年报问询函显著负相关，也就是说年报问询函的威慑力具有单期跨期性，为了防止出现受到处罚、信任危机、股价下跌等后果，本年收到年报问询函后，公司管理层在下一年披露年报时会更加“小心谨慎”，从而提高本年的会计信息盈余质量，假设2成立。回归结果（1）中变量Inq的系数为-0.0269，Inq_N的系数为-0.0239，均通过了1%水平上的显著性检验，与Pane A的回归结果——年报问询函具有即时威慑力相互佐证，并且本年收到的问询函越多，公司管理层的谨慎程度越高，对盈余信息的提高效果越明显。

五、稳健性检验

（一）基于PSM配对样本的检验

由于收到年报问询函对于公司来说属于外生事件，无法采用随机分组的方法进行基于大数定理的观察研究，因此本文采用倾向得分匹配法（PSM）来削弱实验组和对照组（收到年报问询函的公司和未收到年报问询函的公司）之间混杂变量的影响。参照郭飞等（2019）、李晓溪等（2019）、陈运森等（2019）和余明桂（2019）的研究，本文通过Logit回归筛选出公司规模（Size）、股权性质（State）、财务杠杆（Lev）、股权集中度（OC）、营业规模（LOB）、审计师（Ais：审计师是“四大”为 1，否则为 0）、经营现金流量规模（CFO）、内控是否存在缺陷（Weak：内控存在缺陷为1，否则为0）、违规处理（illegal：存在财务违规为1，否则为0）、财务重述（Restate：发生财务重述为1，否则为0）、公司上市年龄（Age）作为PSM的协变量，参照Erkens等（2014）的研究，采用1∶4最近临匹配，经检验，匹配样本满足了Overlap和Common Support假设。

表5中Panel A和Panel B展示了利用PSM匹配后的样本进行OLS的结果，Panel A中（1）和（2）的Inq和Inq_N系数均在1%的水平上显著为负，Panel B中（1）和（2）的Pr_1系数均在1%的水平上显著为负，说明经过PSM削弱样本特征影响调整后，结论依然成立。

表5 基于PSM匹配样本的回归分析

为了减弱噪音——实验组（收到年报问询函的公司）的操纵性应计盈余是本身存在的固有性质，而非年报问询函产生的作用，本文采用PSM—DID来探究年报问询函对公司操纵性应计盈余的净效应。此处基于上述PSM匹配后样本，参考Beck等（2010）的研究，构建基于固定效应模型的多时点双重差分（Time-varying DID）模型，其中Di，t表示若公司T+1年收到问询函，则第T年及以后均为1，否则为0；其余变量与上文一致。样本方面，对于5年内重复收到问询函的公司，只保留首次问询数据。模型如下：

PSM—DID的回归结果列于表5中Panel C，可知D的系数为-0.0247，且在1%的水平上显著，说明公司收到问询函后显著抑制了操纵性应计盈余，提高了会计信息盈余质量，支持了前文结论。

（二）替换操纵性应计盈余代理变量

为了减弱变量噪音——上述主要结论可能是由于使用单一度量操纵性应计盈余的变量所致，此处使用基于总应计利润的、带截距项的基本Jones模型（DA）和业绩匹配的修正Jones模型（DA_K）模拟的拟合误差来衡量操纵性应计盈余，两者值越高，公司盈余管理程度越严重。DA的回归结果列于上页表6前两列，变量Inq和Pr_1分别为-0.0223和-0.0082，均在1%水平上显著为负。DA_K的回归结果列于表6后两列，变量Inq和Pr_1分别为-0.0435和-0.0166，也均在1%水平上显著为负，说明年报问询函的即时性和跨单期效果依然成立，上述主要结论依然稳健。

表6 基于替换代理变量的稳健性检验

六、进一步分析

很多学者研究表明年报问询函会对作用对象产生一系列效果，如陈运森（2019）对年报问询函内容种类进行了划分，认为上市公司收到证券交易所的年报问询函后会降低盈余管理程度，当年报问询函需要中介机构发表专业核查意见、涉及问题数量较多、涉及会计问题、公司回函明确承认错误或延期回函时，更能降低盈余管理程度，不同的年报问询函细分特征产生的监管效果不同。刘程（2019）发现证券交易所问询函显著降低了上市公司的股价崩盘风险，并且问询函数量越多，其风险抑制效应越明显。已有研究讨论了年报问询函当期会对公司产生何种影响，在此基础上，本文进一步研究了年报问询函的监管效果是否可持续以及持续期。本文研究的主题是年报问询函对上市公司盈余管理是否会有持续抑制效果，主分析中为谨慎起见，默认年报问询函对公司盈余管理程度产生的抑制效果只持续一期，此处探究该效果具体可以持续几个会计年度。本文构建以下模型：

其中，Pr_n表示跨n期的哑变量，如某公司在2016年度收到年报问询函，则2016年度Pr_1变量取值为1，Pr_2—Pr_4取值为0。

表7中Panel A列示了将Pr_1—Pr_4进行混合回归的结果，为了剔除有些公司再次被问询所带来的噪音，混合回归样本中对于2015—2019年收到两次及以上年报问询函的公司，仅保留其首次问询数据。结果表明Pr_1和Pr_2的系数分别为-0.0165和-0.0137，在1%的水平上显著为负，且|Pr_1|＞|Pr_2|，而Pr_3和Pr_4的系数均为正，且不显著。Panel B列示了将Pr_1—Pr_4进行单独回归的结果，样本方面：（1）中样本只讨论年报问询函的当期作用，剔除了所有被询公司首次收到年报问询函的当年及以后数据。（2）中样本剔除了Pr_2—Pr_4中有赋值1的观测样本，剔除了研究期间的重复收函数据。（3）—（5）中样本处理以此类推。（1）中变量Inq的系数在1%水平上显著为负，为主要结论提供了侧面支撑。（2）—（5）中Pr_1、Pr_2、Pr_3和Pr_4的系数分别为-0.0166、-0.0139、0.0024和0.0076，Pr_1和Pr_2的系数在1%的水平上显著为负，且|Pr_1|＞|Pr_2|，而Pr_3和Pr_4的系数均为正，且不显著，因此本文经过实证检验得出如下结论：从普遍意义上看，年报问询函对盈余管理行为所产生的抑制作用持续期为两个会计年度，且效果逐年减弱。

表7 年报问询效果的持续期

当证券交易所监管资源有限时，如何合理配置资源产生最优的监管效果，是一个需要解决的现实问题。本文研究结论表明，年报问询效果持续期为两年，说明证券交易所单位监管资源问询处于抑制效果持续期外公司（以下简称持续期外公司）产生的边际监管效果优于问询处于抑制效果持续期内公司（以下简称持续期内公司），但为了不使外界捕捉到证券交易所的年报问询倾向从而产生应对策略，证券交易所不能彻底忽略处在问询持续期内的公司，从而满足持续期内公司和持续期外公司之间的边际替代率递减，保证了其监管效果线是拟凹、凸向原点的。又根据实际情况，证券交易所问询单位公司耗费的监管资源不因该公司是否处在持续期而变动。如下页图2所示，纵坐标为问询持续期外公司的数量，横坐标为问询持续期内公司的数量；L线为监管资源约束线：aX+aY=m；U线为监管效果无差异曲线；L与U1交于M监管资源最优分配点，对应横坐标y1为该约束下问询持续期外公司的数量，x1为该约束下问询持续期内公司的数量，y1＞x1，刻画了资源的倾斜，从而达到监管资源最优配置。

图2 资源最优配置图

七、结论及启示

2013年7月开始实行的信息披露“直通车”制度开启了上市公司自主信息披露时代，为配套公司信息披露方式的变化，证券交易所一线监管模式也由“事前审核”转向“事后监管”，年报问询函制度成为事后监管模式的主要手段。在此背景下，本文以2015—2019年收到年报问询函的上市公司作为研究对象，基于固定效应模型，从时间维度研究了年报问询函对公司盈余管理程度的抑制作用，研究发现：年报问询函可以抑制当期报表的操纵性应计盈余，对于盈余管理有着显著的即期威慑力，且同一年度收到年报问询函的次数越多，抑制效果越明显，威慑力越大；同时，该监管效果具有单期跨期性，即显著抑制下一年度的盈余管理。为了检验结果是否稳健以及解决内生性问题，本文运用PSM方法，从一定程度上削弱了个体特征产生的样本影响，并运用匹配样本构建基于固定效应的多时点双重差分模型，结果支持上述结论；通过分组回归得出年报问询函效果的即时性和跨期性存在交互调节作用，也从侧面为上述结论提供了证据；为了解决代理变量选取产生的噪音，本文将盈余管理代理变量替换为基于总应计利润的、带截距项的基本Jones模型和业绩匹配的修正Jones模型，回归结果依旧显著。本文进一步分析了年报问询函对公司盈余管理行为产生的抑制效果持续期，结果发现，从普遍意义上看，年报问询函对于A股上市公司盈余管理的监管效果可以持续两个会计年度。

本文的启示意义在于：从证券交易所的监管层面看，年报问询函具有显著的监管效果，应加大监管力度，更好地发挥“事后监管”的作用，降低资本市场中的信息不对称性，更好地保护投资者利益，促进资本市场的健康发展。从监管资源配置层面看，根据成本效益原则，在年报问询监管过程中，应将问询监管资源多向前两期未收到年报问询函的公司倾斜，以达到成本一定的前提下，达到最优监管效果，最大化实现资本市场的信息增量。