迎合抑或是背离?——外部监督视角下投资者情绪对公司盈余管理的影响研究

李 芳,于寅健,王 松

(山东科技大学 经济管理学院,山东 青岛266590)

一、引言

自20世纪80年代以来,行为金融学的复兴为财务理论研究带来了新的发展契机。它从微观视角出发,通过研究市场环境中个体行为以及形成行为偏差的心理等动因来解释和预测金融市场的发展。行为金融学理论认为,投资者行为并不都是完全理性的,在认知过程中的偏好与个体情感等因素会导致其难以对未来市场环境做出无偏估计,这种非理性行为下的个体认知偏差被界定为投资者情绪。投资者作为一类市场主体,由情绪波动所诱发的投资决策偏差以及后续的影响受到众多学者的关注。并且,投资者情绪对企业价值、创新效率以及股票市场的影响等均得到证实。[1-3]

公司盈余管理一直是理论界关注的热门话题,现有文献从不同视角出发对盈余管理进行了诠释和研究。就盈余动机而言,有研究将其归纳为资本市场动机、契约动机以及政治成本动机[4]。Baker 和Wurgler提出应用于股利政策的迎合理论,促使管理层开始对市场参与者的投资意愿和未来预期投入更多的关注,[5]意味着上市公司为了迎合投资者情绪,可能会通过盈余管理行为传递有利于提升投资者情绪的财务信息,以达到扩大市场投资规模的目的[6]。已有学者对投资者情绪与盈余管理的关系进行研究,龙立和龚光明指出信息观下情绪的波动能够诱发管理层迎合性的机会主义盈余管理行为,[7]通常上市公司会选择正向(负向)盈余管理以迎合投资者乐观(悲观)的情绪变化[8,9]。

不同情绪期下的投资者往往带有不同的评价态度以及风格迥异的处事方式,正情绪期下的投资者具有更高的投机倾向,表现在高估现金流规模或者低估风险等两方面,并最终导致高估公司股票价值。乐观投资者对盈余利好信息的反应程度更敏感,对于股票信息的不断高估使得他们更期待获取与公司价值相关的“好消息”。而负情绪下的投资者往往会低估公司未来预计现金流和股票价值,并且倾向更加谨慎细节化地处理问题,不同情绪下关注点差异可能会对管理层产生不同的影响。与此同时,多元化外部监督的发展对公司管理人员不良行为的约束震慑效应逐步增强,证券分析师、媒体、审计师及投资者等不同监督主体均能够在不同层面对上市公司盈余行为产生协同效用。因此,管理层在盈余管理行为决策时将不得不考虑该行为所致收益及潜在风险水平,面对投资者情绪的变动,是“迎合”需求扩大最终引致的市值上涨、利润翻番,还是“背离”导向来规避外部监管等所发生的高昂处罚成本,这两者的高低权衡将会成为公司决策的重要因素。因此,在引入外部治理因素后,投资者情绪对盈余管理的影响程度也会发生显著差异。那么,投资者情绪是否会最终影响上市公司盈余管理行为?外部监督的多元化形式能否对盈余管理发挥作用?在迎合需求与监管成本的权衡下,管理层决策又会发生何种变化,这些问题有待进一步探讨。

本文可能的贡献有以下几点:(1)研究发现上市公司盈余管理行为会随着投资者情绪的波动呈现不同的变化趋势,并结合逐利动机展开进一步研究,丰富了该领域的研究。(2)现有研究较少关注外部治理环境对于迎合投资者情绪的盈余管理行为的影响。基于此,本文将外部监督因素引入投资者情绪与盈余管理的关系之中,实证检验三类不同监管行为的调节作用,进一步推动外部监督因素发挥治理作用。(3)进一步,根据情绪期的不同以及企业特质的差异,分别检验了两种情绪期下上市公司偏好何种具体盈余管理类型,以及不同企业特征下投资者情绪对盈余管理的影响程度,从而细化了具体情境的研究。

二、理论分析和研究假设

(一) 投资者情绪对盈余管理的影响

情绪可以看成是个体对本身需要和客观事物之间关系的短暂而强烈的反应,是一种主观感受、生理反应、认知互动。在证券市场中,投资者情绪被认为是一种非理性的行为因素,它体现投资者风险偏好水平、对市场环境的认知以及未来收益的预期,在反映金融市场发展态势的同时,能够在很大程度上左右上市公司经营决策。盈余管理作为上市公司普遍存在的会计信息粉饰手段,被认为是“管理者在GAAP 许可的范围内通过会计政策的选择实现自身效用最大化或公司价值最大化的行为”,[10]其变动性不仅与治理结构、经营规模以及盈利能力等公司内部动因有关,还受到投资者情绪等企业外部因素的影响[11]。通常而言,乐观投资者更为强烈的投资意愿与高涨情绪的传染效应能够为公司带来可观的未来潜在收益,并对其市值有着深入持续的影响。而悲观投资者会对上市公司未来业绩甚至整个股票市场丧失信心,倾向使用更加系统化的处理策略,更为详细地处理手头的会计信息,[12]决策判断偏于谨慎保守。

当投资者情绪落入低谷点时,管理层会在提升投资者信心所带来的潜在收益与通过盈余粉饰来传递信息的披露成本之间进行权衡,因为信息传递的滞后性和片面性会进一步加剧投资者的悲观情绪,为挽回颓势,管理层可能会倾向采用盈余管理手段,以达到鼓励投资者重拾信心获取可观的潜在收益的目的。当投资者情绪逐渐向好后,盈余管理所获收益不足以弥补高昂的诉讼费用和未知的处罚风险,综合考量下的披露成本反倒成为阻碍盈余手段的一大因素。另外,情绪的正向势头可能使得上市公司倾向于披露更加真实的会计信息而非过多粉饰盈余,故盈余管理运用程度随投资者情绪的高涨出现减少的趋势。

但随着投资者情绪的进一步高涨,迎合动机与利己动机可能又成为公司盈余管理行为的主要驱动。Mian 和 Sankaraguruswamy指出情绪乐观状态下,投资者更期待接收与公司业绩相关的“好消息”,[13]这表明投资者在情绪高涨时对盈余利好信息的反应程度更敏感,同时对与市值、盈利等相关的积极信息抱有更强烈的需求,渴望获取越来越多的“好消息”。管理层出于迎合动机,有理由采取措施来面对投资者不断走高的期望偏好,盈余管理的运用程度可能又随之增加。同时,利己主义指出,管理者在公司经营管理行为中,可能为实现利润最大化而采取机会主义行为,随着投资者情绪的上涨,利好信息需求程度变得更为强烈的同时,其带来的边际收益也愈大,而且极度乐观的投资者对盈余粉饰行为的辨别度降低,故盈余管理被外界识别的概率有所降低,管理层可能会通过盈余管理,试图提高短期业绩、向外界传递利好信息以获得更多的股价上涨边际收益。

盈余管理可以被细分为应计盈余管理和真实盈余管理。它们具有不同的性质和特点,应计盈余管理直接利用会计政策调节利润,操控手段简单易行,但容易被监管方识别。真实盈余管理构造真实的经济活动,由于其调节手段更灵活、不易被察觉,投资者难以完全识别盈余信息。尽管这两类盈余管理存在某些不同,但它们都是管理者粉饰盈余、向外传递良性信号的手段。因此,通过以上对投资者情绪和盈余管理的分析,本文提出假设。

H1a:投资者情绪与应计盈余管理呈现U型关系。

H1b:投资者情绪与真实盈余管理呈现U型关系。

(二)外部监督的调节效应

随着我国市场体系的健全以及制度环境的进一步完善,公司层面中的“良治”不能仅依靠单一的内部治理模式,而应该越来越重视外部治理效能的发挥,聚焦于外部监督发挥的压力机制与监管机制。总的说来,外部监督的介入可有效缓解信息不对称,使公司经营业绩信息能够及时准确地到达投资者手中,管理层不必再通过盈余管理行为向外界传递盈余信号,缓释了投资者情绪变动与盈余管理运用程度之间的相关关系。具体地,随着投资者情绪的上涨,外部治理因素可以通过向上市公司施加舆论压力这一路径对盈余管理产生影响,面对各监管主体高度关注所产生的舆论压力与伴随投资者情绪而来的粉饰压力,高层管理者迫于前者更强大的外部重压,不得不减少由情绪波动引致的盈余粉饰行为,以达到避免违规处罚、保护自身声誉的目的,所以外部监督的介入,可能会由于压力机制而削弱投资者情绪与盈余管理的相关关系。另外,随着投资者情绪的进一步高涨,外部监督下强有力的监管效应,会促使上市公司为了避免高昂的诉讼成本而减弱其迎合动机,机会主义行为会因监管机制的震慑力和严格的惩戒措施而有所收敛,故外部监督的介入也可能会因监管效应在一定程度上缓释投资者情绪与盈余管理的正向作用。

外部监督所涵盖的主体广泛,本文选择监督型机构投资者、四大审计和证交所问询作为代表。如此选择的原因在于:第一,机构投资者具有监督成本低、持股水平高、资源经验丰富的特点,在有效减少信息传递噪音的同时,能够对上市公司盈余管理行为发挥积极的监督作用。另外,从投资组合视角出发,监督型机构投资者的治理动机更强,对于公司经营现状以及未来发展的关注程度更高。第二,审计监督作为一种有效的外部治理机制,不仅能够揭露宏观背景下资本市场中的违规行为,还可以对微观层面下公司个体的内外部治理起到举足轻重的作用。第三,证券交易所发函问询作为一种自律监管方式,一方面,能够完善资本市场监管体系,为证券交易所发挥监督职能提供新途径;另一方面,可以通过向上市公司施加压力而发挥一线监管作用,改善公司治理水平。

1.监督型机构投资者

利益相关者理论认为,企业的发展离不开任何一个利益相关者的参与,更注重各利益相关者的整体利益,而非仅仅看重股东或其他某一主体的利益。机构投资者作为上市公司的利益相关方,一旦辨别出上市公司存在侵害其利益的行为时,会向上市公司施加舆论压力,使得企业为维护自身声誉和形象而减少粉饰盈余的行为。现有研究认为,机构投资者能够影响分析师策略、[14]抑制业绩承诺到期前后的企业绩效波动、[15]提高上市公司盈余质量,[16]但是研究大多从机构投资者的持股比例着手,忽略了机构投资者在证券市场所采用的投资组合策略。机构投资者对投资组合中不同权重的上市公司有着不同的关注程度,更倾向于对投资组合中占有较高权重的公司发挥监督作用。汪玉兰等从投资组合视角着手,发现机构投资者能够对投资组合中权重较高的上市公司发挥有效的监督作用。[17]本文从投资组合角度出发,认定机构投资者的投资组合中前10%的上市公司为权重较高的公司,并将此类上市公司对应的证券投资认定为监督型机构投资者,分析其对上市公司盈余管理的监督效应,提出如下假设。

H2a:监督型机构投资者会抑制上市公司因投资者情绪波动而采用的应计盈余管理行为。

H2b:监督型机构投资者会抑制上市公司因投资者情绪波动而采用的真实盈余管理行为。

2.审计监督

我国经济制度不断完善,社会公众对于上市公司出具审计意见的要求也愈加严格。企业年报审计提供者已经成为投资者决策制定的一项重要标准,受到高质量审计监督的上市公司更易被投资者偏好和选择,审计质量会对上市公司迎合投资者情绪的行为发挥显著调节作用。审计质量有诸多影响因素,如事务所效率、[18]审计师声誉、[19]审计任期[20]等。高质量的审计监督在降低代理成本、缓解信息传递不对称的同时,还可以更加迅速精准地揭露年报中的错误虚假信息,发挥纠错机制,抑制财务舞弊等违规行为的发生,更大程度地对上市公司盈余行为发挥治理作用。会计信息外部使用者将高质量审计监督视为公司发展颇为有效的保险机制,同时内部管理层为维护公司声誉、吸引外部投资,也更倾向于选择高声誉、高质量的“大所”为其提供年报审计服务。投资者情绪的波动会影响管理层盈余管理行为的方式与程度,是否选择高质量审计单位作为年报审计提供者,将会对上述过程产生重要调节作用。根据以上分析,本文提出假设。

H3a:高质量的审计监督会抑制上市公司因投资者情绪变动而采用的应计盈余管理行为。

H3b:高质量的审计监督会抑制上市公司因投资者情绪变动而采用的真实盈余管理行为。

3.问询监管

现有文献对证券交易所问询的研究主要集中在市场反应、[21]审计质量、[22]信息质量[23]以及盈余管理等方面。陈运森等人研究发现上市公司收到问询函之后,管理层所采取的应计盈余管理行为显著减少。[24]证券交易所问询监管作为一种创新性的事后监督方式,以保护投资者利益为目的,通过对上市公司尚未披露或披露不完整的内容进行发函问询,迫使企业提高信息披露质量,使投资者更深入地了解公司经营现状及盈余情况。一旦某上市公司收到函件,投资者潜意识里会对已收函公司抱有消极态度,影响投资者对公司盈余的决策情绪。可见,问询监管对于投资者深度解读公司财务信息起到一定的引导作用。除此之外,问询监管可以通过向上市公司施加舆论压力进而督促管理层舍弃因短视而采取的盈余管理行为。问询函还在一定程度上增加了高层盈余管理的成本,上市公司出于效益的考虑也会选择减少使用盈余管理行为。根据上述分析,本文提出假设。

H4a:问询监管会抑制上市公司因投资者情绪变动而采用的应计盈余管理行为。

H4b:问询监管会抑制上市公司因投资者情绪变动而采用的真实盈余管理行为。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文选取2015—2020年沪深A股上市公司为样本。样本筛选标准包括:剔除ST、*ST类上市公司;剔除金融行业的样本;剔除数据缺失的样本。经过上述整理,最终获得7 843个有效观测值。研究使用的财务数据主要来自于国泰安数据库,监督型机构投资者比例数据运用Python排序筛选,问询函数据主要依据沪深证券交易所官网手工搜集、整理获得。此外,为避免极端异常值的影响,本文对除解释变量之外的所有连续变量进行了1%和99%的Winsorize处理,对解释变量进行归一化处理。

(二) 变量定义

1.被解释变量:盈余管理

(1)应计盈余管理。对于应计盈余管理的度量,借鉴已有研究做法,[25]基于检验能力更佳的截面琼斯模型,分行业分年度进行回归,将计算出的操纵性应计利润作为应计盈余管理的度量指标。具体计算过程如下:通过本年净利润NIi,t减去本年经营活动现金流量净额CFOi,t得出本年总应计利润TACi,t。分年度分行业回归,估计残差即操控性应计利润,记为DA。

(1)

其中,Ai,t-1为上市公司上年年末的总资产,ΔREVi,t为本年营业收入较上年营业收入的变化额,ΔARi,t为本年年末应收账款较上年年末应收账款的变化额,PPEi,t为本年年末固定资产。

(2)真实盈余管理。本文参考Roychowdhury的方法,[26]通过销售操控、生产操控和费用操控三种常见的真实盈余管理活动构建模型进行度量。具体计算过程如下:

(2)

(3)

(4)

其中:CFOi,t为i企业第t年的经营活动现金流净额;Salei,t为i企业第t年销售收入;PRODi,t为i企业第t年产品成本,等于营业成本与存货变动额之和;DISEXPi,t为i企业第t年的酌量性费用,等于销售费用与管理费用之和。真实盈余管理(REM)的度量通过异常经营活动现金流(REM_CFO)、异常生产成本(REM_PROD)、异常酌量性费用(REM_DISEXP)三者相加减来表示:

REM=REM_PROD-REM_CFO-REM_DISEXP。

(5)

2.解释变量:投资者情绪

本文从个体公司的面板数据出发,选用分解Tobin′sQ法计算公司层面投资者情绪以进行实证研究。将年度Tobin′sQ对描述公司基本情况的净资产收益率ROE、营业收入增长率GROW、资产负债率LEV和企业规模SIZE四个变量,以及行业Industry和年度Year两个虚拟变量进行回归,取其回归残差εi,t作为投资者情绪的度量指标记为Sent,计算公式如式(6)所示。

(6)

3.调节变量:外部监督

监督型机构投资者比例。首先,将机构投资者的持股比例与被投资上市公司的市值相乘,得到机构投资者对每家上市公司的持股价值;然后,将位于机构投资者持股价值前10%的上市公司挑选出来,将这些上市公司对应的机构投资者认定为监督型机构投资者;最后,将每个上市公司对应的监督型机构投资者数量除以该公司机构投资者总数,得到监督型机构投资者比例TMFO。

四大审计。本文将Big4这一指标设定为虚拟变量,即上市公司所聘请的会计师事务所是否为国际“四大”。“是”则为1,“否”则为0。

问询监管。本文通过沪深交易所官网手工收集上市公司数据,判断各上市公司第t年是否收到了第t-1年的年报问询函,定义Inq作为是否收函的哑变量,“收到”为1,“未收到”为0。

4.控制变量

本文选取主营收入增长率、应计总利息比率、每股净资产、总市值、高管薪酬、企业价值倍数、存货周转率、长期负债比率等指标作为控制变量。本文还加入了行业Industry与年度Year虚拟变量,以控制行业与年度固定效应。主要变量定义如表1所示。

(三)模型设计

为检验假设1和假设2,即投资者情绪波动对盈余管理带来的影响,本文构建模型(7),其中EM表示两类盈余管理,Sent代表投资者情绪。另外,为检验外部监督对投资者情绪与盈余管理的调节作用,构建模型(8),其中ES表示多元化外部监督方式。

表1 变量定义

(7)

(8)

四、 实证结果与分析

(一)描述性统计

表2列示了主要变量的描述性统计结果。通过表2可以看出,应计盈余管理DA和真实盈余管理REM的标准差分别为0.086和0.181,说明真实盈余管理操控幅度较应计盈余管理更大,由此也印证了真实盈余管理灵活性更高、操纵空间更大的特点。未列示的相关系数矩阵表明变量间不存在严重的多重共线性。

(二)相关性分析

表3报告了主要变量的Pearson相关系数,由表3可知,投资者情绪与两类盈余管理均在1%水平上存在相关关系,说明投资者情绪变动能够对公司盈余管理行为产生显著影响。

(三)多元回归结果和分析

1.投资者情绪对盈余管理的影响

表4中给出了投资者情绪对盈余管理影响的多元回归结果,验证了投资者情绪与盈余管理的关系。据表4可知,投资者情绪的平方项与应计盈余管理和真实盈余管理均在1%水平上显著为正,表明投资者情绪与两类盈余管理之间存在显著U型关系。当投资者情绪处于最低点时,信息披露成本小于未来潜在收益,管理层为提升投资者信心有动机采取盈余管理行为向外界释放良性信号,以避免公司出现市值下跌、声誉受损等情况。当投资者情绪有所上涨时,未来潜在边际收益递减使其无法弥补潜在风险和成本,且提升投资者信心的动机减弱,故盈余管理程度呈现减少的趋势。伴随情绪的进一步高涨,迎合、逐利动机会驱使管理层加大盈余管理的应用程度以实现利益最大化。综上,盈余管理行为随投资者情绪的上涨呈现先减后增的变化趋势,进而支持了H1a、H1b、H2a、H2b。

表2 各变量的描述性统计

表3 投资者情绪与盈余管理相关系数表

表4 主效应回归结果

2.外部监督的调节效应

本文参考Law等、王双进等对含有二次项调节效应的统计检验方法,[27,28]借鉴Haans等提出的分析范式,[29]从曲线形态入手,通过数学推导与数据分析,对外部监督方式的调节效应进行论证。

本文的研究模型是关于自变量投资者情绪(Sent)的二次函数,该二次函数的曲线形态由该曲线顶点的曲率K决定,即二次函数在该点的二阶导数。模型(8)是用来探究外部监督方式的调节效应,在省略控制变量后,可以将其简化成公式(9),对其求二阶导数得到曲线顶点的曲率K,见公式(10),而对于U型曲线,其顶点曲率应当大于0,且K越大曲线越陡峭。在明确曲线形态的函数表达式后,可以通过K对ES求偏导数从而获得外部监督这一调节变量对曲线形态所施加的影响,见公式(11)。由公式(11)可知,外部监督对曲线形态的影响取决于ρ5的正负,如果ρ5显著为正,那么当出现严格的监管方式时,K就会越大,即曲线形态愈加陡峭;如果ρ5显著为负,则ES越大时,K越小,即曲线形态趋于平缓。

EM=ρ0+ρ1Sent+ρ2Sent2+ρ3ES+ρ4ES×Sent+ρ5ES×Sent2

=ρ0(ρ1+ρ4ES)Sent+(ρ2+ρ5ES)Sent2+ρ3ES,

(9)

K=EM″=2(ρ2+ρ5ES),

(10)

(11)

表5列示了监督型机构投资者、外部审计以及问询监管对投资者情绪与盈余管理行为的调节效应回归结果。由表5列(1)和列(2)可以看出,TMFO_Sent2的系数显著为负,说明由于监督型机构投资者的加入,投资者情绪与盈余管理之间的U型曲线有所变缓,即监督型机构投资者对“投资者情绪-盈余管理”间的U型关系发挥了显著的负向调节作用,H2a、H2b得到证实。同理,列(3)至列(6)中,外部审计、问询监管与Sent2的二次项交互项系数均显著为负,说明高质量的外部审计及证监会问询对投资者情绪与盈余管理之间的U型关系起到显著调节作用,H3a、H3b、H4a、H4b均得到证实。

表5 外部监督的调节作用回归结果

续表5

五、进一步研究

(一)不同投资者情绪期与盈余管理

鉴于不同情绪期内管理层的应对策略会有所不同,故对于投资者情绪期进行细致划分,以探究不同情绪期内盈余管理行为的变化。本文将情绪值大于0的样本认定为情绪高涨期,否则为情绪低迷期。表6展示了不同情绪期下,投资者情绪与两类盈余管理方式的回归结果。据表可以看出。

(1)在投资者高涨期,投资者情绪与两类盈余管理均在1%水平上呈显著U型关系。在高涨前期,公司利润并不需要完全依靠盈余管理手段来实现,单纯的情绪增长以及乐观情绪传染即可使得公司股价上涨、利润可观;而随着情绪的进一步高涨,公司的经营情况不再能顺利满足外界对盈余利好消息的高度需求,故转而采用盈余管理等调节手段,以迎合一路高升的投资者情绪。另外,在高涨后期,盈余操纵的潜在成本与风险相对较低,管理层在对风险与收益进行权衡后,有理由加大盈余管理的使用力度。

(2)在情绪低落期,投资者情绪与两类盈余管理在1%的水平上呈显著倒U型关系。情绪低落初期内的投资者通常会低估公司市值及未来发展潜力,此时管理层基于信号传递目的,会选择通过盈余管理向外界传递自身经营尚可的信息内容,从而发挥会计信息的估值作用。随着低落情绪逐渐好转,投资者关注向利好方向发展,但审慎细致的会计信息处理方式仍会使管理层面临较大的机会成本,故盈余管理水平又会转而下降。

表6 不同投资者情绪期与盈余管理的回归结果

(二)企业特征效应

投资者情绪对盈余管理的影响不仅与上市公司背后的行为动机相关,还与企业自身特质有密切关系。具备何种特征的上市公司会更大程度地应用盈余管理,以及公司异质性是如何影响投资者情绪与盈余管理之间的关系的问题,值得进一步研究讨论。企业生命周期理论指出,企业的发展会经历多个不同阶段,而每一个阶段都有其各自对应的财务特征和相适宜的发展战略。其中,成长型企业作为一种发展迅速但运行尚不稳定且资金易短缺的一类企业,管理层更有动机进行盈余管理以辅助业绩提升和修饰会计信息,且对于处在生长期内的企业来说,盈余管理手段的运行效果更加显著。另外,高管持股比例的高低包含管理人职位、利益等信息,与投资者情绪对盈余管理的影响程度密切相关。因此,本文将进一步分别探究企业生命周期和高管持股对投资者情绪与盈余管理的异质性作用。

本文以成长性和高管持股比例的中位数为界限,分组检验不同企业类型下投资者情绪对盈余管理的影响程度。表7和表8依次报告了不同企业生命周期和不同高管持股下,市场情绪与盈余管理的回归结果。由表7可以看出,成长型企业样本组中,投资者情绪的平方项与两类盈余管理均在1%水平上显著相关。对比来看,在显著性水平或者回归系数方面,成长型企业受到投资者情绪的影响而采用盈余管理的程度明显要大于非成长型企业,这说明较大的融资需求和平滑利润等动机都会促使成长型企业增加盈余管理的使用。

表7 不同企业生命周期下的投资者情绪与盈余管理的回归结果

另外,由表8可以看出,在高管持股比例不同的企业样本下,相比于持股比例低的公司来说,管理层持股比例高的企业受到投资者情绪的影响而粉饰盈余的程度更强,投资者情绪的平方项与两类盈余管理均呈现显著正相关关系。管理层持股比例作为反映公司高管薪酬、职位等信息的一项指标,会受到市场情绪变化的影响而进一步导致公司市值的波动,管理层为维护声誉、保持良好形象以及追求利益最大化,会使用盈余管理粉饰会计信息。故高管持股比例越高的企业,投资者情绪影响盈余管理行为的程度越大。综上,对于成长型、高管持股比例高的企业,投资者情绪对盈余管理行为的影响程度更强。

表8 不同高管持股比例下的投资者情绪与盈余管理的回归结果

表9 多重共线性检验

六、稳健性检验

(一)多重共线性检验

本文对模型的多重共线性问题进行检验,计算结果如表9所示。通过表9可以看出,所有自变量的方差膨胀因子VIF均小于3,说明模型中的所有自变量均不存在多重共线性问题。

(二)替换相关变量检验

现有文献在计量投资者情绪时,多采用市场层面的计量方法,但是盈余管理行为属于公司层面的行为,因此上文中我们选取了与之更为匹配的公司层面投资者情绪计量方法。为了检验结果的稳健性,本文尝试使用市场层面的投资者情绪计量方法来进行稳健性检验。借鉴易志高等人的做法,[30]通过构建CICSI综合情绪指数表来度量投资者情绪。在对变量进行替换之后重新进行回归,实证结果与上述结果基本一致。

(三)外部监督调节效应的进一步检验

为进一步证实不同的外部监督手段对“投资者情绪-盈余管理”间U型非线性关系的调节作用,本文划分四种情况:未引入外部监督调节效应、引入监督型机构投资者调节效应、引入外部审计调节效应、引入问询监管调节效应,并分别进行U-Test检验,检验结果如表10所示。

表10 不同外部监督手段调节效应的U-Test结果

由表10可以看出,在未引入外部监督调节效应之前,投资者情绪与盈余管理间的U-Test检验结果显示拒绝原假设H0,两者之间存在显著U型关系。而在引入外部监督调节之后,U型最低点左侧曲线下限处斜率由原来的-0.856变为-0.769(监督型机构投资者调节下)、-0.725(外部审计调节效应下)、-0.771(问询监管调节效应下)。同时,U型最低点右侧曲线上限处斜率由原来的2.094依次变为2.030、1.915、2.014,这说明引入调节变量前后,U型曲线形态存在显著差异,并且曲线会随外部监管的介入变得更加平缓,从而验证了外部监督方式对投资者情绪与盈余管理之间的负向调节作用。

(四)内生性问题的检验

投资者情绪与盈余管理之间可能会存在内生性问题,而内生性问题又可能是由于样本选择偏误或者互为因果等原因造成的。因此,本文就Heckman两阶段回归模型弱化二者之间的内生性问题进行进一步分析讨论。在本文中,Heckman两阶段最小二乘法的第一阶段为投资者情绪的检验模型,通过Probit回归计算出逆米尔斯比率IMR。除本文的控制变量外,加入了托宾Q值和亏损状况,具体内容见式(12)。其中,Probit(Senti,t)是投资者情绪的哑变量,当投资者情绪大于0时为1,否则为0。第二阶段将第一阶段求出的逆米尔斯比率IMR作为控制变量,代入投资者情绪与盈余管理模型中进行回归分析。

Probit(Senti,t)=ψ+ψ1Tobin′s Qi,t+ψ2Lossi,t+ψ3∑Controli,t+Industry+Year+ρi,t。

(12)

Heckman第二阶段回归结果如表11所示。逆米尔斯比率系数通过了显著性检验,说明投资者情绪与盈余管理存在一定的内生性问题。弱化投资者情绪与真实盈余管理二者内生性后的结果与本文的研究结论保持一致,说明本文的结论能够通过内生性稳健性检验。

七、结论与启示

本文从外部监督视角出发,研究投资者情绪与盈余管理之间的相关关系,并实证检验监督型机构投资者、外部审计以及问询监管对上述二者的调节作用。基于我国A股上市公司2015—2020年7 843个有效观测样本,研究发现:投资者情绪与两类盈余管理均呈显著U型关系,以提升投资者信心为目的的盈余管理会随情绪的上涨呈现减缓的趋势,伴随情绪的继续高涨,管理层迎合、逐利的主导心理会使上市公司不愿继续倾向披露真实会计信息,而是重新选择盈余管理来最大化获取利益,故盈余管理程度又呈现上升趋势。另外,监督型机构投资者、外部审计、问询函监管等外部监督手段的介入,能够在一定程度上抑制上市公司迎合投资者情绪的盈余管理行为。同时,本文针对不同情绪期、不同企业特质下的投资者情绪和盈余管理进行了进一步研究,发现在情绪低落期时,投资者情绪与盈余管理呈现先增后减的倒U型非线性关系,而在情绪高涨期,盈余管理会随情绪的不断高涨呈现先减后增的U型变化关系;投资者情绪对盈余管理的影响程度对成长型企业和高管持股比例高的公司尤为显著。

表11 弱化内生性问题的Heckman第二阶段回归结果

基于本文的理论分析与实证结果,对机构投资者、外部监管部门以及证券交易所提出以下几点建议。(1)作为监督型机构投资者,在拓宽投资渠道的同时,应当加强监督意愿,提高对上市公司盈余管理的警惕度,自觉主动地参与到公司治理过程中,发挥有效的外部监管作用。(2)第三方审计机构应提升审计质量、提高审计效率,加强对上市公司应计和真实盈余管理的审查力度,加深会计报告中异常盈余信息披露的详细程度。通过外部监管部门提升上市公司对外披露的信息质量,能为机构投资者团体综合考核上市公司、合理评估投资风险、提高上市公司盈余质量提供有效的信息保障。(3)证券交易所应不断优化我国非处罚性监管制度,充分发挥问询函的监管作用。交易所在扩大监管范围的同时,可以重点关注问题企业,对于信息传递不及时、披露不规范的上市公司给予更多的关注。针对多次问询无果的企业,应加大惩罚力度,推动企业提高信息披露质量和治理能力。未来可以关注问询机制与其他监管机制的有机结合,以促进我国监管体制的进一步优化升级。