业绩预告的类型会影响其准确性吗？——基于盈余管理动机视角

张 硕 赵莳雷 傅绍正

1 引 言

信息不对称是加剧资本市场波动的关键因素之一。为了缓解信息不对称，监管部门出台了半强制的业绩预告制度（罗玫和宋云玲，2012［1］）。作为关键的前瞻性信息来源，业绩预告可以及时披露经营信息、提前释放业绩风险（李晓溪等，2019［2］），是公司传递私有信息的重要方式（Beyer等，2010［3］；Huang等，2018［4］；李志生等，2017［5］）。在党的十九大报告提出“防范化解重大风险”的背景下，业绩预告的风险警示功能显得尤为重要（李晓溪等，2019［2］）。防范化解重大风险的一个基本前提是获得重大风险相关的真实数据，如果管理者提供的业绩预告信息不准确，如业绩预告与实际情况差异较大，这将严重制约业绩预告风险警示作用的发挥，因此，业绩预告的准确性是其风险警示功能发挥作用的基础。然而，业绩预告具有经验品属性，即资本市场只有在定期报告披露以后才能判断业绩预告准确与否，这使得资本市场如何预判业绩预告的准确性显得尤为重要。已有研究虽然从微观企业、宏观环境和市场监管等视角对业绩预告准确性的影响因素开展了大量研究（Hirst等，2008［6］），但无法为资本市场提供简单直接且便于观测的预判标准。此外，相比欧美资本市场，我国资本市场信息披露违法行为形式多样，动机各异，相关主体对市场、法律、专业、投资者等缺乏敬畏之心，频频试探法律底线，损害投资者利益，凸显了预判业绩预告准确性的价值所在。

虽然监管部门要求上市公司应当在1月31日之前进行业绩预告，但是管理者在业绩预告披露时间和方式上仍具有较大的自由裁量权，管理者动机是影响业绩预告行为的关键因素（Hirst等，2008［6］）。根据沪深两市证券交易所的交易规则，当管理者预计业绩出现亏损、扭亏、以及较上年度变化超过50%时，应当发布业绩预告。由于业绩预告类型取决于会计盈余，因此业绩预告类型很可能隐藏了管理者的盈余管理动机。比如，当业绩预告类型为“扭亏”时，管理者很可能为了规避监管而向上操纵盈余。那么业绩预告类型表征的盈余管理动机可以帮助投资者和分析师预判业绩预告的准确性吗？其作用机制又是什么呢？

基于此，本文以2010-2018年度资产负债表日后进行业绩预告的沪深两市A股上市公司为研究对象，实证考察盈余管理动机是否以及如何影响业绩预告准确性。研究发现，盈余管理动机与业绩预告准确性显著负相关；作用机制检验发现，审计师对盈余管理动机较强的公司进行了更多的审计调整，使得定期报告中的盈余水平偏离了业绩预告中的盈余水平，因而导致了业绩预告准确性的下降；进一步研究发现，当业绩预告消息为坏消息或业绩预告方式为强制披露时，盈余管理动机对业绩预告准确性的影响越严重；独立董事、机构投资者和证券分析师等内外部治理机制可以缓解盈余管理动机对业绩预告准确性的影响。研究表明，业绩预告类型隐藏的盈余管理动机信息，可以帮助资本市场预判业绩预告的准确性。

本文的可能贡献在于：一是可以为资本市场提供预判业绩预告准确性的更为简单直接和便于观测的标准。已有研究虽然从微观企业、宏观环境和市场监管等视角对业绩预告准确性的影响因素开展了大量研究（Hirst等，2008［6］），但这些影响因素相对于业绩预告类型而言，并不简单直接和便于观测，本文研究发现业绩预告类型隐藏的盈余管理动机信息，可以帮助资本市场预判业绩预告的准确性。

二是丰富业绩预告准确性影响因素的相关研究。Hirst等（2008）［6］指出关于影响业绩预告准确性或其它特征的先行因素（antecedent factors）的研究还很匮乏，本文通过挖掘业绩预告类型隐藏的盈余管理动机，考察盈余管理动机对业绩预告准确性的影响，可以弥补已有研究的不足，丰富业绩预告准确性影响因素的相关研究。

三是丰富了审计师抑制盈余管理的相关研究。目前关于盈余管理的研究普遍基于盈余管理模型，而盈余管理模型使用的数据都是审计师审计后的数据，但在审计的过程中，审计师在出具审计报告之前就已经抑制了部分盈余管理行为，而这部分盈余管理行为难以通过模型进行估计。本文利用审计调整这一独特数据考察审计师在审计过程中对盈余管理行为的抑制作用，可以丰富审计师抑制盈余管理的相关研究。

2 文献综述

在实务中，业绩预告是指上市公司在定期报告披露前对定期报告利润信息的预告披露。按照预告时间的不同，国外学术界将业绩预告区分为Earnings Forecast（预告时间在定期报告会计期间结束之前）和Earnings Preannouncement（预告时间在定期报告会计期间结束之后），并将Earnings Forecast作为研究重点（Hirst等，2008［6］），但国内鲜有研究进行区分。鉴于制度背景的不同，本文将分别从国外研究和国内研究两个方面分别综述业绩预告准确性的影响因素。

2.1 国外研究

国外研究主要从微观企业和宏观环境两个视角考察了业绩预测（Earnings Forecast）准确性的影响因素。基于微观企业视角，Ajinkya等（2005）［7］实证考察了公司治理机制对业绩预测准确性的影响，研究发现外部董事越多和机构投资者持股比例越高的公司的业绩预测准确性越高。Baik等（2011）［8］实证考察了CEO能力对业绩预测准确性的影响，研究发现CEO能力可以显著提高业绩预测的准确性。在此基础上，Hribar和Yang（2016）［9］进一步考察了管理者过度自信对业绩预测偏差的影响，研究发现过度自信的管理者具有更大的乐观偏差。Ittner和Michels（2017）［10］利用调查数据实证考察了内部信息环境对业绩预测准确性的影响，研究发现上市公司使用更复杂的基于风险的预测和计划流程可以降低业绩预测偏差。基于宏观环境视角，Rogers和Stocken（2005）［11］实证考察了资本市场的信息识别能力对业绩预测准确性的影响，研究发现资本市场对业绩预告信息质量的识别能力可以降低业绩预测偏差。Heflin等（2012）［12］实证考察了信息披露规则对业绩预测准确性的影响，研究发现公平信息披露规则显著提高了业绩预测的准确性。Heflin等（2016）［13］进一步研究公平信息披露规则对业绩预测准确性的影响具有非对称性，公平信息披露规则显著降低了向下调整的业绩预测的准确性，提高了向上调整的业绩预测的准确性。Kim等（2016）［14］实证考察了宏观经济形势对业绩预告准确性的影响，研究发现宏观经济不确定性越高，业绩预测的准确性越差。

2.2 国内研究

国内研究主要从微观企业、宏观环境和市场监管三个视角考察了业绩预告准确性的影响因素。基于微观企业视角，高敬忠等（2011）［15］实证考察了机构投资者对业绩预告信息质量的治理作用，研究发现机构投资者持股可以提高业绩预告准确性。高敬忠和周晓苏（2013）［16］进一步实证考察了管理层持股对业绩预告质量的影响，研究发现管理层持股可以改善业绩预告准确性。马连福等（2013）［17］得出了相同的研究结论。刘柏和卢家锐（2018）［18］实证考察了企业社会责任与业绩预告准确性之间的关系，研究发现履行社会责任越好的企业发布的业绩预告越准确。王玉涛和段梦然（2019）［19］实证考察了公司战略对业绩预告行为的影响，研究发现，相比于防御型企业，进攻型企业的业绩预告准确性更低。基于宏观环境视角，刘慧芬和王华（2015）［20］实证考察了市场竞争环境对业绩预告准确性的影响，研究发现市场竞争有助于提高业绩预告准确性，而经济政策的不确定性会弱化市场竞争对业绩预告准确性的影响。李志生等（2017）［5］实证考察了融资融券交易的信息治理效应，研究发现融资融券交易提高了业绩预告的准确性。基于市场监管视角，宋云玲和罗玫（2017）［21］实证考察了市场监管强度对业绩预告质量的影响，研究发现虽然实施了比主板更严格的强制业绩预告披露制度，中小板的业绩预告质量并未得到改善，在定期报告结束之后披露的业绩预告准确性反而更差。李晓溪等（2019）［2］基于业绩预告质量特征实证考察了年报问询函的治理效果，研究发现年报问询显著提高了业绩预告的准确性。

综上所述，国内外研究对影响业绩预告准确性的因素进行了深入探讨，并取得了丰硕的成果。但是，业绩预告的经验品属性使得资本市场如何事先判断其准确性显得尤为重要，而已有研究虽然从微观企业、宏观环境和市场监管等视角对业绩预告准确性的影响因素开展了大量研究，但无法为资本市场提供简单直接且便于观测的预判标准。相对而言，业绩预告类型更为简单直接且便于观测，并且可能隐藏了管理者盈余管理动机，可以帮助资本市场预判业绩预告的准确性。

3 理论分析与研究假说

企业理论将企业视为一系列契约的结合体（Jensen和Meckling，1976［22］）。契约各方通过签订契约明确各自在企业中的责权利，以协调彼此之间的相互关系，最终旨在实现各自利益最大化（管考磊和张蕊，2019［23］）。会计作为一个信息系统，为契约各方在企业中利益的界定、计量和分配提供了工具和手段，它不仅构成了企业契约的基础，而且影响着企业经营成果在契约各方之间的分布（雷光勇，2004［24］）。与其他契约方相比，企业管理者不仅具有信息优势，而且拥有影响甚至改变会计信息的权力，因此管理者出于自利动机很可能通过盈余管理行为来改变会计信息，从而使得以会计信息为基础的契约结果朝着对自己有利的方向变动（Healy和Wahlen，1999［25］）。管理层通过盈余管理行为改变会计信息的自利动机被称为盈余管理动机。管理者的盈余管理动机具有多样性，最具代表性的包括：一是薪酬契约动机（Healy，1985［26］；王建新，2007［27］），在分红计划下管理者会根据报告净利润与奖金金额的分段线性关系选择调高或调低净利润的会计政策。二是债务契约动机（Sweeney，1994［28］；陆正飞等，2008［29］），管理者为了降低违反债务合同的可能性会更多地利用调高利润的会计政策。三是迎合动机（Bartov等，2002［30］；肖虹和曲晓辉，2012［31］），管理者为了迎合投资者的盈余预期或分析师的盈余预测会向上操纵盈余。四是融资动机（Cohen和Zarowin，2010［32］；章卫东，2010［33］），管理者为了满足IPO、配股、增发的条件或提高融资效果会选择向上操纵盈余。五是规避监管动机（李远鹏和牛建军，2007［34］；叶康涛和臧文佼，2016［35］），管理者为了避免上市公司退市或违反外部监管规定可能有意操纵公司盈余。

业绩预告作为缓解信息不对称的重要信息披露机制，它是资本市场获取企业前瞻性信息的主要来源（Beyer等，2010［3］）。管理者动机是影响管理者业绩预告行为的关键因素（Hirst等，2008［6］），管理者出于自利动机会操纵是否披露业绩预告以及业绩预告的披露时间和方式（Doyle和Magilke，2009［36］；Dimitrov和Jain，2011［37］；鲁桂华等，2017［38］；徐高彦等，2017［39］），当然也会操纵业绩预告的信息质量（Cheng等，2013［40］；方先明和高爽，2018［41］）。作为前瞻性信息的具体分类，业绩预告类型取决于会计盈余，因此它很可能隐藏了管理者的盈余管理动机。具体而言，当业绩预告类型为“扭亏”或“大降”时，管理者很可能存在规避监管动机。中国资本市场监管制度使得发生亏损的上市公司将面临更为严厉的监管，为了避免上市公司被ST或退市，管理者很可能在亏损当年“洗大澡”或者在扭亏年度向上操纵盈余（李远鹏和牛建军，2007［34］）。当业绩预告类型为“大降”时，管理者很可能存在薪酬契约动机。由于管理者的薪酬在很大程度上取决于公司业绩，如果公司业绩出现大幅度下降，管理者很可能进一步降低当年的公司业绩（Healy，1985［26］）。当业绩预告类型为“略增”时，管理者很可能存在迎合动机。由于资本市场对未能满足盈余预期的公司所施加的惩罚远大于对满足盈余预期的奖励（Skinner和Sloan，2002［42］），而上年同期盈余水平构成了资本市场盈余预期之一，因此管理者具有强烈的动机调高盈余以实现公司业绩略增。

毋容置疑，盈余管理动机越强，管理者进行的盈余管理行为越多，这将严重降低会计信息质量，并导致一系列负面经济后果，如提高融资成本（王亮亮，2013［43］），损害投资效率（刘慧龙等，2014［44］），降低资源配置效率（黄俊和李挺，2016［45］）等。因此，如何抑制盈余管理行为便成为了公司治理的核心问题之一，而要抑制管理者的盈余管理行为，首先需要发现和揭示管理者是否存在盈余管理行为。作为重要的外部治理机制，独立审计确保会计信息真实公允的目标决定了审计师能够发现和揭示管理者的盈余管理行为，进而发挥审计监督之责起到抑制管理者的盈余管理行为。独立审计发现和揭示业绩预告中的盈余管理行为主要是通过审计调整实现的。具体而言，未经审计的业绩预告中可能存在大量的盈余管理行为，审计师在识别和评估重大错报风险后，通过实施进一步审计程序可以发现这些盈余管理行为（即错报），并要求管理者进行更正（即做出审计调整）；否则，审计师将评价未更正错报的影响，增加出具非标准审计意见的概率。为了规避非标审计意见，管理者通常会接受审计师做出的审计调整。审计调整成为最终抑制管理者盈余管理行为的基本治理机制之一。因而，审计调整可以直接揭示定期报告中的盈余水平偏离了未经审计的业绩预告中的盈余水平，即业绩预告准确性降低。基于上述分析，本文提出研究假说H1：

H1：其他条件不变，盈余管理动机越强，业绩预告的准确性越差。

4 研究设计

4.1 样本选择与数据来源

本文以2010-2018年发布业绩预告的A股上市公司为初始研究样本，并依次进行如下处理：（1）考虑到审计调整是针对年报而言的，故剔除发布一季度、上半年和三季度业绩预告，只保留年度业绩预告；（2）考虑到资产负债表日前发布的业绩预告的准确性可能会受到剩余会计期间经济业务不确定性的影响，因而无法区分预告偏差究竟是预测难度造成的还是管理者有意为之，故剔除业绩预告披露时间在资产负债表日之前的样本观测值；（3）为计算业绩预告准确性，剔除发布定性与开区间业绩预告的样本观测值；（4）剔除业绩预告类型为“不确定”的样本观测值；（5）剔除行业为金融业J、居民服务、修理和其他服务业O、教育业P的样本观测值；（6）剔除相关数据缺少的样本观测值。本文最终获得5947个公司-年度样本观测值。为避免异常值干扰，对所有连续变量进行上下限1%和99%的缩尾处理。本文使用的上市公司业绩预告数据和公司基本特征数据均来自CSMAR数据库，审计调整数据来自监管部门。

4.2 实证模型与变量定义

借鉴李志生等（2017）［5］和李晓溪等（2019）［2］等的研究，构建模型（1）对研究假设H1进行检验。

在模型（1）中，Accuracy表示业绩预告的准确性，Motivation表示管理层盈余管理的动机，如果假设H1成立，系数将显著为正。Controls表示影响业绩预告准确性的控制变量串。

（1）业绩预告准确性

借鉴董南雁等（2017）［46］等研究以业绩预告的偏离程度度量业绩预告准确性，业绩预告偏离程度越小，业绩预告越准确。如模型（2）所示，业绩预告准确性等于-1乘以业绩预告偏离度，值越大，准确性越高。如模型（3）所示，业绩预告偏离程度等于业绩预告（归属于母公司）净利润上下限的均值与年度报告实际（归属于母公司）净利润的差值除以年度报告实际（归属于母公司）净利润后取绝对值。

由于我国上市公司业绩预告大多预告的是归属于母公司的净利润，少量预告了净利润或者二者皆有，本文对于只预告了归属于母公司净利润的企业和二者皆预告的企业使用归属于母公司的净利润并用实际归属于母公司的净利润标准化，对只预告了净利润的公司使用净利润标准化，这样可以保证数据最大限度的反映业绩预告的准确性。

（2）盈余管理动机

本文基于Burgstahler和Dichev（1997）［47］和Jones（1991）［48］等研究，以业绩预告类型度量管理层的盈余管理动机，当业绩预告类型为“扭亏”或“大降”时，则认为管理者很可能存在规避监管动机；当业绩预告类型为“大降”时，则认为管理者很可能存在薪酬契约动机；当业绩预告类型为“略增”时，则认为管理者很可能存在迎合动机。如果业绩预告类型为“大降”、“扭亏”、“略增”，则Motivation取值为1，否则，取值为0。

（3）控制变量

借鉴李晓溪等（2019）［2］的研究，本文分别选取业绩预告及时性、业绩预告方向、业绩预告意愿、资产规模、托宾Q、资产负债率、总资产收益率、营业收入增长率、两权分离度、所有权性质、机构投资者持股比例和分析师跟踪作为控制变量。控制变量的定义如表1所示。

表1 控制变量定义表

5 实证结果

5.1 描述性统计

表2报告了业绩预告类型的年度分布统计情况。如表2所示，剔除不确定类型的业绩预告后，本文研究的业绩预告类型共有大增、大降、扭亏、略增、略降、续亏、续盈和转亏8种。其中，样本观测值最多的类型是略增，共计1485个，占总样本的24.97%；样本观测值最少的类型是续亏，共计170个，占总样本的2.86%；各类型业绩预告的数量基本上呈逐年递增的趋势。

表2 业绩预告类型年度分布统计表

表3报告了业绩预告上市公司的行业年度分布统计情况。如表3所示，按照证监会2012年修订的上市公司行业分类指引，本文研究的业绩预告上市公司分布于16个行业门类。其中，样本观测值最多的行业门类是C制造业，共计3844个，占总样本的64.64%；样本观测值最少的行业门类是H住宿和餐饮业，共计23个，仅占总样本的0.39%；各行业发布业绩预告的上市公司数量基本上呈逐年递增的趋势。

表3 业绩预告上市公司的行业年度分布统计表

续表

表4报告了变量的描述性统计情况和分组检验结果。由表4的Panel A可知，业绩预告准确性Accuracy的最大值是0，即业绩预告（归属于母公司）净利润上下限的均值与年度报告实际（归属于母公司）净利润相等；最小值是-1.731，即业绩预告（归属于母公司）净利润上下限的均值偏离年度报告实际（归属于母公司）净利润的幅度是173.1%；均值是-0.123，意味着业绩预告（归属于母公司）净利润上下限的均值偏离年度报告实际（归属于母公司）净利润的平均幅度是12.3%。盈余管理动机Motivation的均值是0.451，意味着在披露业绩预告的上市公司中具有盈余管理动机的样本占比为45.1%。由Panel B分组检验结果可知，具有盈余管理动机组（Motivation=1）的业绩预告准确性的均值显著低于没有盈余管理动机组（Motivation=0）的，即盈余管理动机降低了业绩预告准确性。

表4 描述性统计表

5.2 相关性分析

表5报告了所有变量的Pearson/Spearman相关系数。如表5所示，Motivation与Accuracy显著负相关，初步验证了假设H1。业绩预告类型度量的Motivation、Timeliness、Positive和Force两两之间的相关系数的绝对值均小于0.4，其他变量之间的相关系数的绝对值均小于0.6，这说明模型（1）各变量之间存在多重共线性的可能性较低。

表5 相关系数表

5.3 多元回归结果

表6报告了盈余管理动机与业绩预告准确性的多元回归结果。由表6第（2）列可知，盈余管理动机Motivation与业绩预告准确性Accuracy在1%统计水平下显著负相关，多元回归结果表明，盈余管理动机越强，业绩预告准确性越差，假设H1得到了验证。通过对比表6第（1）和第（2）列可知，在不考虑盈余管理动机的情况下，回归模型的调整拟合优度是0.056，考虑盈余管理动机后，回归模型的调拟合优度提高至0.070，使得模型的解释力度提高了25%a25%=（0.070-0.056）/0.056，这说明盈余管理动机是影响业绩预告准确性的重要解释变量。

表6 盈余管理动机对业绩预告准确性的影响

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5.4 作用机制分析

如理论分析与研究假说部分所述，盈余管理动机越强，管理者进行的盈余管理行为越多，审计师为抑制管理者的盈余管理行为需要的审计调整越多，进而导致业绩预告准确性降低。简而言之，盈余管理动机是通过影响审计师的审计调整进而影响业绩预告准确性的。因此，本文借鉴温忠麟等（2004）［49］提出的中介效应检验程序，依次对模型（1）、（4）和（5）进行回归，以检验上述中介效应。

在模型（4）中，表示审计调整，等于净利润的调整幅度。由于本文仅掌握2011-2015年的审计调整报备数据，因此作用机制检验所使用的样本区间是2011-2015年度，共计2756个样本观测值。表7报告了盈余管理动机影响业绩预告准确性的中介效应检验结果。由表7第（1）列所示，显著为负，即盈余管理动机越强，业绩预告准确性越差，假设H1再次得到验证。由表7第（2）列所示，显著为正，即盈余管理动机越强，审计调整幅度越大。由表7第（3）列所示，显著为负，即审计调整幅度越大，业绩预告准确性越差；依然显著为负，且，因此是部分中介效应，且中介效应占总效应的比例为18.23%a18.23%=0.112*0.14/0.086。中介效应检验结果表明，审计调整是盈余管理动机影响业绩预告准确性的作用路径之一。

表7 盈余管理动机影响业绩预告准确性的中介效应检验

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5.5 内生性问题

（1）样本选择偏差

考虑到上市公司并非随机披露业绩预告，本文采用Heckman两阶段回归控制样本选择偏差可能导致的内生性问题。具体而言，第一阶段以2010-2018年度所有A股上市公司为样本，对模型（6）进行Probit回归计算管理者在资产负债表日后披露业绩预告的逆米尔斯比（lambda）；第二阶段将逆米尔斯比（lambda）代入模型（1）重新进行回归，回归结果如表8所示。

在模型（6）中，Report表示管理者是否在资产负债表日后披露业绩预告，如果管理者在资产负债表日后披露业绩预告，则Report取值为1，否则Report取值为0，Controls表示影响管理者是否在资产负债表日后披露业绩预告的变量串。

表8报告了控制样本选择偏差的回归结果，如表8第（2）列示所示，lambda系数显著为正，说明上市公司并非随机在资产负债表日后披露业绩预告，样本选择偏差问题确实存在；将lambda作为控制变量后，Motivation与Accuracy依然显著负相关，即在控制了样本选择偏差后，盈余管理动机与业绩准确性依然显著负相关，假设H1依然成立。

表8 控制样本选择偏差的Heckman两阶段回归结果

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（2）遗漏重要解释变量

上市公司在样本研究区间内可能存在某些保持不变且不可观测的特征，这些特征可能既与业绩预告准确性相关，也与盈余管理动机相关，因此本文采用面板回归控制不可观测的公司异质性可能导致的内生性问题。

表9报告了控制遗漏重要解释变量的面板回归结果。如表9第（1）列所示，在固定效应模型中，盈余管理动机与业绩预告准确性显著负相关。如表9第（2）列所示，在随机效应模型中，盈余管理动机与业绩预告准确性依然显著负相关。Hausman检验结果显示，卡方等于114.72，且在1%的统计水平下显著，这说明固定效应模型回归结果的可靠性更强。面板回归结果表明，在控制不可观测的公司异质性可能导致的内生性问题后，盈余管理动机越强，业绩预告准确性越差，假设H1依然成立。

表9 控制遗漏重要解释变量的面板回归结果

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5.6 稳健性测试

（1）变更业绩预告准确性的度量方式

考虑到管理者对异常收益的损失函数具有非对称性（Ciconte等，2014［50］），管理者更倾向于使实际盈余靠近业绩预告区间的上限，因此本文采用业绩预告（归属于母公司）净利润上限替代上下限均值度量业绩预告准确性，并重新进行回归，回归结果如表10所示，实证结果保持不变。

表10 变更业绩预告准确性度量方式的回归结果

（2）变更盈余管理动机的度量方式

考虑到上市公司连续两年亏损将被特殊处理，而连续三年亏损将被退市预警，管理者很可能在无法避免连续亏损的情况下进行“洗大澡”，以避免连续三年亏损。因此本文将“续亏”作为度量盈余管理动机的业绩预告类型之一，并重新进行回归，回归结果如表11所示，实证结果保持不变。

表11 变更盈余管理动机的度量方式

5.7 进一步研究

（1）业绩预告的异质性

考虑到业绩预告类型不仅可以度量盈余管理动机，还可以度量业绩预告的方向和意愿，而这些都是影响业绩预告准确性的重要因素，它们的交互项或许可以提供更多业绩预告异质性信息，因此本文在模型（1）中分别加入它们的交互项，进一步考察业绩预告异质性对业绩预告准确性的影响，回归结果如表12所示。由表12第（1）和（3）列可知，盈余管理动机与业绩预告方向的交互项与业绩预告准确性显著正相关，这说明在披露坏消息的情况下，管理层盈余管理动机越强，业绩预告越不准确；由表12第（2）和（3）列可知，盈余管理动机与业绩预告意愿的交互项与业绩预告准确性显著负相关，这说明在强制披露的情况下，管理层盈余管理动机越强，业绩预告越不准确。

表12 业绩预告异质性的实证结果

续表

（2）公司治理机制的治理效果

考虑到业绩预告的准确性是业绩预告风险警示功能发挥作用的基础，本文进一步检验了独立董事、机构投资者和证券分析师等公司治理机制对业绩预告准确性的治理效果，回归结果如表13所示。由表13第（1）列可知，盈余管理动机与工作地点一致性（SameCityaSameCity表示工作地点一致性，如果独立董事与上市公司工作地点一致，则SameCity取值为1；否则SameCity取值为0。）的交互项（Motivation×SameCity）和业绩预告准确性显著正相关，这说明在管理者具有盈余管理动机的情况下，独立董事与上市公司工作地点一致可以提高业绩预告的准确性。由表13第（2）列可知，盈余管理动机与机构投资者持股比例的交互项（Motivation×IISH）和业绩预告准确性显著正相关，这说明在管理者具有盈余管理动机的情况下，机构投资者持股可以提高业绩预告的准确性。由表13第（3）列可知，盈余管理动机与分析师跟踪的交互项（Motivation×Analyst）和业绩预告准确性显著正相关，这说明在管理者具有盈余管理动机的情况下，分析师跟踪可以提高业绩预告的准确性。由表13第（4）列可知，盈余管理动机与研究报告关注（ReportattentionbReportattention表示研究报告关注，Reportattention等于跟踪分析上市公司的研究报告分数加1的自然对数。）的交互项（Motivation×Reportattention）与业绩预告准确性显著正相关，这说明在管理者具有盈余管理动机的情况下，研究报告关注可以提高业绩预告的准确性。

表13 公司治理机制对业绩预告准确性的治理效果检验

续表

6 研究结论

业绩预告的经验品属性使得资本市场如何预判业绩预告的准确性显得尤为重要，但已有研究难以为资本市场提供简单直接且便于观测的预判标准。本文通过挖掘业绩预告类型可能隐藏的盈余管理动机信息，以期为资本市场提供简单直接且便于观测的预判标准。研究发现，在资产负债表日后，管理者的盈余管理动机越强，业绩预告的准确性越低；作用机制检验发现，审计调整具有部分中介效应，即审计师对盈余管理动机较强的公司进行了更多的审计调整，使得定期报告中的盈余水平偏离了业绩预告中的盈余水平，从而导致了业绩预告准确性的降低；进一步研究发现，业绩预告自身特征以及上市公司内外部治理机制对两者关系具有调节作用。研究表明，业绩预告类型隐藏的盈余管理动机信息，可以帮助资本市场预判业绩预告的准确性。