投资者情绪、分析师关注与会计稳健性

周跃远 康进军

一、引 言

上市公司利益相关者之间的信息不对称是影响资本市场资源配置效率的关键因素，具有信息优势的大股东与管理层可能会利用其控制权损害债权人与中小投资者的利益。会计稳健性对缓解利益相关者之间的信息不对称具有重要作用，有利于保护中小投资者利益[1]。现有关于会计信息质量与资本市场配置效率的研究大都基于“理性人”假设，探讨公司内部控制质量、大股东行为、股权结构等治理因素对会计稳健性的影响，但现实资本市场中的管理层、投资者及分析师等参与者并不是完全理性的，会计稳健性有可能受到投资者情绪、分析师关注等行为因素的影响。

目前关于投资者情绪、分析师关注如何影响上市公司会计稳健性方面的研究较为匮乏。投资者情绪对会计信息披露的影响以国外学者的研究为主。Bergman和Roychowdhury的研究表明，管理层为了迎合投资者的情绪，会选择性地进行收益信息的确认与披露、战略性地选择信息披露政策[2]。国内学者则主要聚焦在研究外部分析师对公司会计信息披露行为的影响。胡玮佳等研究发现，外部分析师对公司关注度较高时，公司管理层倾向于下调盈余预期，披露更稳健的会计信息来引导分析师的预测，避免发生“盈余意外”而导致股价严重下跌[3]。在我国资本市场上，投资者情绪的波动如何影响公司会计稳健性的选择，分析师关注是否会对投资者情绪与会计稳健性的相关关系起到调节作用，目前国内学者尚未进行深入研究。

基于上述分析，本文以2012-2020年A股上市公司为样本对“投资者情绪、分析师关注及会计稳健性”这三者之间的关系进行研究。本文的主要贡献在于：（1）首次采用我国上市公司数据验证投资者情绪这一非理性因素对会计稳健性的影响，丰富了会计稳健性影响因素的相关研究。（2）从行为因素的角度出发，结合分析师关注，探究了投资者情绪与分析师关注对会计稳健性的联合影响，发现分析师关注可以缓解投资者情绪与会计稳健性之间的负相关关系。（3）对投资者情绪影响会计稳健性的机理进行猜想与检验，发现管理层倾向于迎合中小投资者的高涨情绪，验证了迎合理论的观点。

二、文献回顾及研究假设

（一）投资者情绪与会计稳健性

投资者情绪是指投资者对公司股票的总体乐观或悲观情绪，或者投资者对公司未来业绩的信念与基本价值的偏差[4]。目前与投资者情绪相关的文献主要探究其与企业投融资、盈余管理以及股票收益率等之间的关系，投资者情绪与会计稳健性的相关研究较为匮乏，并且对于二者之间的关系也未达成一致的观点。

一方面，基于市场惩罚以及诉讼风险的相关研究认为，投资者情绪会对会计稳健性产生积极的影响。Mian和Sankaraguruswamy指出，“坏消息”报告意味着要受到市场惩罚，并且发现高情绪期的股价对坏收益消息的敏感性低于低情绪期，随着市场情绪的增强，投资者对收益公告中现金流减少的消息的惩罚会降低，因此管理层会在投资者情绪高涨的时期加快损失的确认，采用更稳健的会计政策[5]。Ge等的研究指出，在情绪高涨期，股票容易被高估，如果不及时报告“坏消息”则可能会误导投资者大量投资，在情绪消退后公司出现较差的收益会使其蒙受巨大损失。为了弥补损失，这些投资者有强烈的动机对被投资公司提起诉讼，而公司面临的诉讼风险成本往往高于调整会计稳健性的成本，因此为了降低诉讼风险，当投资者情绪高涨时，公司在报告收益时会更为保守[6]。

另一方面，基于迎合理论的研究大都认为投资者情绪升高会降低公司的会计稳健性。首先，Bergman和Roychowdhury研究发现，公司管理层会根据投资者情绪调整信息披露政策，当投资者情绪高涨、对未来收益的预期相对乐观时，管理层会减少自愿披露，保持沉默[2]。当股票价格上涨时，投资者会对公司产生乐观预期，乐观情绪会使得投资者产生更高的投机倾向[5]，此时他们希望听到更多的“好消息”。随着投资者情绪的高涨，管理层会通过增加异常应记项目、披露调整后的收益额[7]、披露更多的超过GAAP收益的指标[8]、进行正向盈余管理等手段来迎合投资者对公司未来业绩的乐观预期。迎合投资者的乐观预期会使得投资者情绪保持在高涨状态，此时他们会更少关注风险，更高估计收益，从而进行激进的股票投资，并使得股票价格继续升高并维持在较高水平[9]。高股价能够增加企业价值，提高市场对公司的预期，有利于企业的经营，为管理层带来更高的回报。因此，在委托代理的背景下，管理层有能力和动机采取更不稳健的会计政策，对“好消息”进行更多的报告。其次，悲观的投资者会比乐观的投资者对被投资企业进行更多的审查[7]，因此在情绪低落时期，管理层为了降低悲观投资者增加审查所产生的较高披露成本，会更加保守地对外报告信息。基于上述分析，本文提出假设1。

H1：投资者情绪与会计稳健性之间存在负相关关系，即投资者情绪越高涨，会计稳健性越低。

（二）投资者情绪、分析师关注与会计稳健性

目前关于投资者情绪、分析师关注对会计稳健性影响的研究比较有限，尚未有学者直接对三者之间的关系进行研究。Kim等的研究指出，更多金融分析师的跟踪会抑制管理层在情绪高涨期对损失确认的速度[10]。结合上述分析推测，分析师关注可能对投资者情绪与会计稳健性之间的关系产生调节作用。首先，分析师在资本市场中发挥着信息中介作用，因为与普通投资者相比，分析师更加专业，可以对公司的财务信息进行专业分析并进行预测，然后将信息传达给投资者。已有大量研究考察了分析师的信息中介作用。潘岳等[11]的研究指出，较高的分析师关注可以使公司的信息得到更加全面以及多角度的解读，从而降低投资者之间的信息不对称程度；Frankel和Li[12]使用内幕交易利润作为管理者与外部投资者之间信息不对称的代理指标，发现当公司的分析师覆盖率较高时，内部交易利润较低；Hong等[13]研究发现，对于分析师覆盖率较高的公司来说，动量策略的利润较低，这表明投资者更容易获得与这些公司有关的信息。以上研究表明，分析师的信息中介作用缓解了信息不对称，能够使投资者更加全面地了解公司的盈余状况，为投资者决策提供更多的参考，减少投资者对企业股票和业绩的信念偏差，起到稳定投资者情绪的作用。所以在更多分析师的关注下，由投资者情绪引发的管理层调整会计稳健性的行为能够得到一定的缓解。其次，分析师也发挥着一定的监督作用，对管理层的在职消费[14]、违规行为[15]等产生一定的监督效应，从而使管理层操纵信息的行为受到限制。Yu[16]的研究发现，分析师监督能够对管理层的盈余管理行为产生抑制效应，进而对会计稳健性产生积极的影响；王玉和王建忠[17]的研究也为分析师的监督作用提供了证据。由以上分析可知，一方面，作为一项外部监督机制，分析师关注会使得管理层为迎合投资者情绪进行选择性信息披露的行为得到更强的约束；另一方面，作为信息中介，较高的分析师关注能够提供更加丰富的研报信息，起到稳定投资者情绪的作用。基于以上分析，本文提出假设2。

H2：在分析师关注的情况下，投资者情绪对会计稳健性的影响得到缓解，即分析师关注能够削弱投资者情绪与会计稳健性之间的关系。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2012-2020年A股上市公司为样本对象，并对数据进行以下处理：（1）剔除金融行业上市公司；（2）剔除当年IPO上市公司；（3）剔除ST、*ST或PT类股票；（4）剔除数据缺失的样本；（5）对连续变量进行上下1﹪的Winsorize处理。最终得到24060个样本观测值，使用的数据均来源于国泰安CSMAR数据库。

（二）变量描述

1．投资者情绪

投资者情绪的衡量指标主要包括整体市场情绪指标和个股投资者情绪指标两类，虽然个股投资者情绪会受到整体市场情绪的影响，并且与其趋同，但是两者并不完全一致。龚光明等指出，在进行微观层面的研究时，采用个股投资者情绪更为合适。Tobin’Q中包含了对公司的理性估值和非理性定价等内容，其中非理性定价是投资者情绪导致的，因此将Tobin’Q中的错误定价部分分离出来，得到的指标能较好地对投资者情绪进行衡量。因此，本文借鉴张庆和朱迪星[18]的做法，将平均Tobin’Q值进行分离，对每一个公司进行如下分年度回归：

式（1）中，Sizei,t代表i公司第t年的公司规模，Levi,t代表i公司第t年的杠杆率，ROAi,t代表i公司第t年的盈利能力。本文将模型的拟合值Qfi,t作为投资机会的替代变量，并以残差Qei,t=Qi,t-Qfi,t作为投资者情绪的代理变量，记为Sentiment。

2．分析师关注

分析师关注是指分析师跟踪公司发布的信息，对其进行分析预测，并对外发布预测报告。本文借鉴刘少波等的研究设计，对一年内跟踪分析过某一公司的分析师（团队）数量加1取对数，来度量该公司的分析师关注，即分析师关注的代理变量Analyst=Ln（1+n），其中n为当年对目标企业发布预测报告的分析师人数。

3．会计稳健性

本文采用Khan和Watts对经典的Basu模型进行修正，并以此度量会计稳健性。Basu的经典模型如下：

式（2）中，EPSi,t表示公司i在第t年的每股盈余，Pi,t-1表示公司i在第t-1年末的股票价格。Ri,t表示公司i在第t年的股票收益率与第t年的市场收益率的差值，DRi,t为虚拟变量，当Ri,t≥0时，DRi,t=0，否则DRi,t=1。因此，β2表示会计收益对“好消息”的反应速度，β3表示会计收益对“坏消息”的反应速度，β4则表示会计收益对“坏消息”的反应相对于对“好消息”反应的速度增量。由于会计稳健性是指公司在确认会计收益时对“好消息”的确认应比对“坏消息”的确认具有更高的可靠性程度，因此本文用β4表示会计稳健性水平。Khan和Watts认为，公司规模（Size）、负债率（Lev）和市值与账面价值比率（MB）会对会计稳健性产生影响，所以选取三者作为工具变量对Basu模型进行修正，设计出度量公司年度会计稳健性的指标C_Scorei,t[19]。其具体做法为：将模型（2）和模型（3）代入模型（1），得到模型（4）。

然后对模型（5）进行分年度回归，得到系数λ1、λ2、λ3和λ4，将它们带入模型（3），计算得到会计稳健性C_Score。

4．控制变量

参照许浩然等[20]的研究，本文选取公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产净利润率（ROA）、账面市值比（BM）、独立董事比例（Indep）、产权性质（SOE）、第一大股东持股比例（Top1）、是否由四大进行审计（Big4）、管理层持股比例（Mshare）、两职合一（Dual）、董事会规模（Board）、现金流比率（Cashflow）为控制变量，具体变量说明见表1。

表1 变量定义

（三）模型的构建

对面板数据进行Hausman检验，结果拒绝随机效应模型。为使结果更加稳健，本文构建固定效应模型对样本数据进行回归。

为了检验投资者情绪对会计稳健性的影响，构建模型（6）来检验假设1。

为了研究分析师关注对投资者情绪与会计稳健性之间关系的调节作用，构建模型（7）来检验假设2。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表2展示了描述性统计结果。从表2可以看出，会计稳健性（C_Score）的均值为0.059，最小值为-0.346，最大值为0.729，说明我国上市公司的稳健性水平差异较大。投资者情绪（Sentiment）最大值为13.061，最小值为-4.808，表明我国资本市场上个股投资者情绪状况差距较大。分析师关注（Analyst）的最小值为0，说明存在未被分析师关注的企业，最大值为4.331，表明有的公司分析师关注人数高达76人。

（二）相关性分析

从相关系数矩阵（未列出）可以看出，投资者情绪（Sentiment）与会计稳健性（C_Score）在1﹪的水平上负相关，说明投资者情绪升高会使会计稳健性降低，初步支持了假设1。同时对数据进行方差膨胀因子检验，结果显示，各变量的VIF均小于2，平均VIF小于2，说明变量之间不存在严重的多重共线性问题。

（三）回归结果分析

1．投资者情绪与会计稳健性

表3第（1）列报告了模型（6）的回归结果。结果显示，投资者情绪在1﹪的显著性水平下抑制了会计稳健性，支持了假设1，验证了迎合理论的观点。在投资者乐观时期，管理层为了迎合投资者的乐观预期，会采用不稳健的会计政策进行信息披露，报告更多的正面消息以达到维持高股价的目的。

2．投资者情绪、分析师关注与会计稳健性

表3第（2）列报告了模型（7）的回归结果，可以看出，加入Sentiment×Analyst后，投资者情绪对会计稳健性的负向影响依然存在，进一步验证了假设1。交乘项Sentiment×Analyst的系数在1﹪的水平上显著为正，即交乘项与会计稳健性显著正相关，可以看出分析师关注缓解了投资者情绪对会计稳健性的负向影响，即分析师关注度越高，投资者情绪与会计稳健性之间的负相关关系越弱，支持了假设2。

考虑到模型中的交乘项可能造成多重共线性问题，本文将投资者情绪（Sentiment）和分析师关注（Analyst）两个变量分别进行中心化处理，再相乘得到c_Sentiment×c_Analyst，最后用c_Sentiment×c_Analyst代替Sentiment×Analyst对模型（7）进行回归。回归结果如表3第（3）列所示，与上述结果基本保持一致。

表3 基准回归结果

注：括号内为t值，*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平下显著（下同）。

（四）稳健性检验

1．替换自变量

本文参考龚光明等的做法，采用权益市值账面比（MB）替代投资者情绪（Sentiment），并将替换变量代入模型（6）进行回归。表4第（1）列结果表明，变量替换后的回归结果与前文结果基本一致。

2．将解释变量滞后一期

考虑到投资者情绪对企业行为影响的时滞性，本文将解释变量滞后一期进行回归。如表4第（3）和第（4）列所示，投资者情绪的系数依然显著为负，且交乘项系数显著为正，结果未发生显著改变。

3．更换回归方法

采用混合OLS方法对模型（7）进行回归，回归结果列示在表4第（5）列。结果显示，Sentiment的系数与会计稳健性之间依然呈现显著的负向相关关系，交乘项Sentiment×Analyst的系数依然为正，并且通过了1﹪水平上的显著性测试。

表4 稳健性检验

4．内生性问题

为解决可能存在的内生性问题，本文采用PSM的方法对样本进行1:1配对。考虑到自变量为连续变量，以投资者情绪的正负为标准进行分组，分为情绪高涨组（实验组）和情绪低落组（对照组），然后取资产负债率（Lev）、总资产净利率（ROA）、公司规模（Size）、现金流比率（Cashflow）为协变量，采用Logit模型进行1：1近邻匹配，得到15824个匹配样本。使用匹配后的样本对模型（6）和（7）进行回归，回归结果如表5所示，与全样本回归结果相比，未发生显著改变。

表5 PSM样本回归

Year 控制 控制Industry 控制 控制N 15824 15824 A-R2 0.884 0.884

五、进一步研究

（一）投资者情绪影响会计稳健性的机制分析

由前文分析可知，管理层会为了迎合投资者的乐观情绪对会计稳健性进行调整，通过报告过于乐观的消息促使理性程度较低的中小投资者大量投资，使得公司股价维持在较高水平。由此推断，投资者情绪对会计稳健性的影响机制是管理层为迎合投资者的高涨情绪对会计稳健性进行调整。因此，笔者推断在情绪高涨时期二者之间的负相关关系会更显著。

为了检验上述猜想机制，本文将样本按照投资者情绪分为情绪高涨组（Sentiment＞0）和情绪低落组（Sentiment＜0）并进行回归，回归结果如表6所示。可以看出，在情绪高涨期投资者情绪与会计稳健性之间存在显著的负相关关系，对情绪高涨组和全样本回归结果中投资者情绪（Sentiment）的系数进行组间差异检验，结果表明回归系数存在显著差异，即高涨组中Sentiment系数的绝对值显著大于表3中全样本回归结果中其系数的绝对值，表明在情绪高涨时期，投资者情绪对会计稳健性的影响更大，相反在情绪低落组则不存在这种关系，验证了管理者倾向于迎合投资者乐观情绪，进而对会计稳健性做出调整这一机制。

表6 投资者情绪分组回归

SOE -0.001 -0.003*** -0.002***（-1.244） （-4.820） （-4.300）Top1 0.003 0.000 0.002（1.194） （0.219） （1.596）Big4 -0.000 0.001 0.000（-0.088） （0.737） （0.394）Mshare -0.002 0.007*** 0.004***（-0.798） （4.944） （2.808）Dual ＜0.001 ＜-0.001 ＜0.001（0.222） （-0.162） （0.231）Board -0.007*** 0.002 -0.002*（-2.627） （1.092） （-1.758）Cashflow 0.002 0.009** 0.006**（0.328） （2.317） （2.083）_cons 1.176*** 1.301*** 1.148***（109.308） （0.009） （182.946）Year 控制 控制 控制Industry 控制 控制 控制N 8929 13942 24060 A-R2 0.866 0.881 0.896

（二）不同产权性质下投资者情绪、分析师关注与会计稳健性的关系

在我国，国有企业作为国有资本的运营主体，承担着国家使命，相比于非国有企业，其受到中央及地方政府更严格的监管[21]。严格的监管会对管理层、外部分析师等市场参与者的行为产生更强的约束，从而减少资本市场上的信息操纵行为。因此产权性质可能会影响投资者情绪、分析师关注和会计稳健性之间的关系。本文将样本按照产权性质分为国有组和非国有组，对模型（6）和（7）进行回归，回归结果如表7所示。在非国有样本中，Sentiment的系数的绝对值大于国有样本组，组间差异显著，说明在国有企业受到的监管更加严格的情况下，其信息披露政策受非理性因素的影响相对较弱。同时在两个子样本中，Sentiment×Analyst的系数都在1﹪的水平上显著为正，与前文的假设分析保持一致。

表7 产权性质分组回归

Sentiment×Analyst 0.001***（3.181） （4.069）Size -0.059***-0.058***-0.061***-0.060***（-141.177）（-117.601）（-190.104）（-158.870）Lev 0.316***0.001***0.291*** 0.290*** 0.316***（116.644）（116.634）（192.172）（191.996）ROA -0.002 0.009 -0.020***-0.019***（-0.200） （1.108） （-5.906） （-5.413）BM 0.004*** 0.004*** 0.005*** 0.005***（12.759） （11.456） （14.151） （13.280）Indep 0.007 0.007 -0.003 -0.002（0.976） （1.007） （-0.484） （-0.392）Top1 0.002 0.001 0.001 0.001（0.598） （0.325） （0.642） （0.523）Big4 0.002* 0.002 -0.003** -0.003**（1.749） （1.575） （-2.124） （-2.119）Mshare 0.006 0.007 0.004*** 0.005***（0.813） （0.968） （3.380） （3.715）Dual ＜-0.001 ＜-0.001 ＜0.001 ＜0.001（-0.179） （-0.011） （0.787） （0.850）Board -0.004* -0.003 -0.002 -0.002（-1.671） （-1.256） （-1.080） （-1.006）Cashflow 0.009 0.011** 0.005 0.005（1.558） （1.988） （1.358） （1.324）_cons 1.139*** 1.111*** 1.172*** 1.166***（117.888）（102.410）（140.674）（126.408）Year 控制 控制 控制 控制Industry 控制 控制 控制 控制N 8279 8279 15781 15781 A-R2 0.875 0.887 0.876 0.886

六、结论与建议

本文以2012-2020年A股上市公司非平衡数据为样本，探究了投资者情绪对会计稳健性产生的影响，同时考察了分析师关注对投资者情绪与会计稳健性之间关系的调节作用。实证研究发现：

1．投资者情绪越高涨，公司的会计稳健性越低，验证了“迎合理论”的观点。

2．分析师关注度能够缓解投资者情绪对会计稳健性的负面影响，起到负向调节的作用。

3．在情绪高涨时期，投资者情绪对会计稳健性的负向影响更强，表明管理层倾向于迎合投资者的乐观情绪。

4．在不同产权性质下，投资者情绪与会计稳健性之间的关系存在显著差异，国有企业中投资者情

绪对会计稳健性的影响相对较弱。基于此，本文提出以下建议：

1．公司管理层要选择合理的会计稳健性水平，完善会计信息审查和披露制度，保证对外披露的会计信息真实可靠。

2．我国资本市场中中小投资者的非理性程度较高，其投资行为易受到过度投机等非理性因素的影响，因此监管部门应当加强对非理性投资者的关注与引导，提高其甄别信息的能力，减少非理性投资行为。

3．监管部门应当加强对分析师等信息中介的监管力度，制定更加严格的从业资质要求，明确信息披露标准，提高违约成本，以便形成良好的市场交易秩序。

4．相关法律部门应当完善中小投资者保护的相关法律法规，加强对企业会计信息披露、证券分析报告以及资本市场证券操纵行为的法律监督，减少中小投资者因信息劣势而导致利益被侵占的现象。