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投资者情绪与盈余管理———基于应计盈余管理与真实盈余管理的实证研究

来源：欧得旅游网

第2期(总第399期)

2017年2月

ResearchonFinancialandEconomicIssues

财经问题研究

摇摇

Number2(GeneralSerialNo郾399)

February,2017

投资者情绪与盈余管理

———基于应计盈余管理与真实盈余管理的实证研究

鹿摇坪1,冷摇军2

(1郾辽宁大学商学院,辽宁摇沈阳摇110136;2郾宁波大学商学院,浙江摇宁波摇315211)摘摇要:笔者基于行为财务视角,研究了投资者情绪对公司盈余管理行为的影响,并考察了应计盈余管理与真实盈余管理之间的权衡。结果表明,投资者情绪对公司盈余管理行为具有显著影响,而且管理者会策略性地权衡应计盈余管理与真实盈余管理的使用。在投资者情绪高涨期,公司管理者利用应计盈余管理调增盈余,但随着投资者情绪高涨期的不断延长,管理者利用会计应计调增盈余的行为减弱,而利用真实盈余管理调增盈余的行为增强。在投资者情绪低迷期,初期,管理者不会利用盈余管理向上操纵盈余,但随着投资者情绪低迷期的不断延长,管理者同时运用应计盈余管理和真实盈余管理调增盈余。笔者的研究结论为盈余管理的市场时机理论提供了经验证据。

关键词:投资者情绪;公司盈余管理;应计盈余管理;真实盈余管理

中图分类号:F275郾2摇摇文献标识码:A摇摇文章编号:1000鄄176X(2017)02鄄0088鄄09

摇摇一、文献回顾

向影响。从短期来看,一旦管理者认为公司的市场价格偏高,在融资工具的选择上就会偏向权益申请再融资的公司数量更多。申请再融资成功的公司,市场时机适合时融资规模更大[3]。唐蓓[4]研究发现,当以市净率反映市场投资者情绪时,对于主并公司,投资者情绪导致的股票价格高估程度越大,则并购的投资规模就越大。潘敏和朱迪星[5]实证结果显示,上市公司投资水平对市场情绪的敏感性与市场指数正相关,在市场投资者情绪上行周期,上市公司投资对投资者情绪变化的敏感性显著。

融资[2]。更进一步,市场投资者情绪高涨时,

投资者情绪对公司盈余管理行为的影响研究

源于两个领域研究的发展。一个是公司行为的市场时机假说的检验;另一个是投资者情绪对盈余公告的市场反应的影响。

(一)公司行为的市场时机假说检验研究

模型证明,管理者可以利用市场的无效性合理安排融资来创造价值。随后的一些文献为各种公司行为的市场时机理论提供了经验证据。以市值账面比度量管理者对市场时机的预测,市场时机确实能够对中国上市公司的股权融资产生显著的正

Stein[1]最先提出市场时机的概念,其理论

收稿日期:2016鄄11鄄15

基金项目:国家自然科学基金青年项目“地方晋升、资源配置与企业扩张行为研究冶(71602082);国家社会科学基金项目

“东北老工业基地国有企业混合所有制改革中的公司治理问题研究冶(15BGL077);辽宁省社会科学规划基金项目“新常态下辽宁省企业并购中的盈余管理行为研究冶(L16DGL003)

作者简介:鹿摇坪(1980-),男,辽宁沈阳人,讲师,博士,主要从事行为财务与资本市场研究。E鄄mail:108@qq郾com

冷摇军(1977-),男,四川德阳人,讲师,博士研究生,主要从事公司财务研究。E鄄mail:lengjun2000@sina郾com

响研究

(二)投资者情绪对盈余公告市场反应的影随着行为财务的发展,越来越多的学者放松

笔者在现有研究的基础上,通过构建反映中国资本市场投资者情绪的综合指数,以中国A股上市公司为研究样本,实证检验投资者情绪对公司盈余管理行为的影响,并考察在投资者情绪高涨期或低迷期应计盈余管理与真实盈余管理之间的权衡,以弥补该领域现有研究的不足。

二、理论分析与研究假设

行为财务理论指出,投资者在面对新信息时往往存在某种心理偏差,例如锚定、代表性以及谨慎性等[12]。短期内个体投资者之间的心理偏差并不是相互抵消,而是相互传染而趋同,从而市场往往被某种情绪所控制[13]。理性投资者或套利者并不像传统模型所反映的那样将股价推向其内在价值,股票价格往往被噪音交易者主导[12]。基于行为财务框架,蒋玉梅和王明照[6]以及鹿坪和姚海鑫[7]都发现,在投资者情绪高涨期,市场对利好盈余消息具有更加积极的反应,在投资者情绪低迷期,市场对利空盈余消息具有更加消极的反应。那么,公司管理者会不会利用投资者情绪对盈余公告的市场反应的系统性影响,策略性地选择盈余管理的时机呢?Rajgo鄄pal等[8]最早注意到了这个问题。他们认为,当利好盈余消息的市场溢价更高(低)时,管理者向上操纵盈余的动机也更强(弱)。该理论假说也得到了一些经验证据的支持,Simpson[10]和姚海鑫等[11]都发现,管理者在投资者情绪高涨期有强烈的动机通过操纵性应计高报盈余以获得更大幅度的股价上涨。

但是,上述研究忽视了一个重要的问题,由于会计应计具有转回性质,如果投资者情绪高涨期不断延续,那么管理者无法在长期中持续地使用应计盈余管理。由于管理者操纵盈余的手段不仅有应计盈余管理,还有真实盈余管理,因此在整个经营周期内,管理者会根据市场投资者情绪策略性地权衡这两种盈余管理方式的使用。在投资者情绪高涨期,利好盈余消息具有更大的积极市场反应,管理者会倾向于优先使用应计盈余管理调增盈余。但是,如果投资者情绪高涨期不断延长,管理者持续调增会计应计的空间逐渐降低,应计利润倒转的压力会不断增大。因此,笔者预期,随着投资者情绪高涨期的延续,管理者实施应计盈余管理的数量逐渐降低,而实施真实盈余管理的数量不断上升。相反,在投资者情绪低迷期,在市场情绪高涨期实施过大量的应计盈

行为人完全理性的假设,开始研究投资者情绪对信息公告的市场反应的影响。蒋玉梅和王明照[6]发现,在投资者情绪高涨期,市场对利好盈余消息具有更加积极的反应,在投资者情绪低迷期,市场对利空盈余消息具有更加消极的反应。鹿坪和姚海鑫[7]的证据表明,利好(利空)盈余消息的反应系数在情绪高涨期比在情绪低迷期更高(低),利好(利空)盈余消息的反应系数与投资者情绪正(负)相关。上述研究结果表明,上市公司盈余公告的市场反应不仅包含非投资者情绪成分,同时还包含投资者情绪成分。响研究

(三)投资者情绪对公司盈余管理行为的影在上述两个领域已有研究的基础上,Rajgo鄄

pal等[8]以投资者情绪作为市场时机的度量指标,提出了盈余管理的市场时机假说,即当利好盈余消息的市场溢价更高(低)时,管理者向上操纵盈余的动机也更强(弱),公司的盈余管理行为可以由资本市场中的投资者情绪来解释。此后的一些文献为该假说提供了经验支持。Ali和Gurun[9]发现,会计应计的错误定价在投资者情绪高涨期高于情绪低迷期,公司管理者利用了会计应计在投资者情绪高涨期的更高估值,通过调增应计利润高报盈余。Simpson[10]的证据表明,在投资者情绪高涨期,管理者通过调增会计应计高报盈余以迎合投资者对公司未来业绩的乐观预期。在投资者情绪低迷期,管理者往往保守地报告盈余(不调增会计应计或调减会计应计)以减轻悲观投资者更高的监督所导致的披露成本的上升。姚海鑫等[11]发现,公司盈余的操纵性应计成分与盈余反应系数正相关。对于公布利好盈余消息的公司,投资者情绪越高涨,二者之间的正相关关系越强。对于公布利空盈余消息的公司,投资者情绪越低迷,二者之间的正相关关系越强。

然而,上述研究存在一个共同的局限性,即将盈余管理限定为应计盈余管理。事实上,盈余管理存在两种方式。一种是通过会计选择或会计估计实现对盈余的操纵;另一种是通过改变运营、投资或融资决策的时机和结构安排来操纵盈余。

余管理的公司已经很难有调增应计利润的空间,会计应计表现出强烈的反转趋势。但是,随着投资者情绪低迷期的不断延续,公司股价不断下降的趋势使得管理者推动股价上升的意愿增强,因此管理者有动机运用盈余管理调增公司利润。笔者认为,此时的会计应计已经发生了一定程度的反转,具备了一定的应计盈余管理的操作空间,但出于对未来投资者情绪高涨期调增会计应计预留操作空间的考虑,公司管理者并不会大量使用应计盈余管理。基于以上分析,笔者提出下列研究假设:

H1:在投资者情绪高涨期,公司管理者利用应计盈余管理调增盈余,但随着投资者情绪高涨期的不断延长,管理者利用会计应计调增盈余的行为减弱,而利用真实盈余管理调增盈余的行为增强。

H2:在投资者情绪低迷期,初期,管理者不会利用盈余管理向上操纵盈余,但随着投资者情绪低迷期的不断延长,管理者运用盈余管理调增盈余,此时管理者可能使用应计盈余管理,也可能使用真实盈余管理,或者同时使用这两种盈余管理方式。

三、研究设计(一)主要变量说明

财经问题研究摇摇2017年第2期摇摇总第399期TAit驻REVit-驻RECitPPEit1

=琢+茁1+茁2+着Ai,t-1Ai,t-1Ai,t-1Ai,t-1it

(2)

驻REV为销售收入的变动;驻REC为应收账款的变动;PPE为固定资产的原值。估计方程(2)后,得到三个参数琢、茁1和茁2的估计值。代入下式得到非操纵性应计(经过期初总资产调整)。

^NDAit=琢

Ai,t-11^1+茁

驻REVit-驻RECit^PPEit

+茁2

Ai,t-1Ai,t-1

(3)

其中,TA为总会计应计;A为总资产;

最后将总应计减去非操纵性应计得到操纵性应计(经过期初总资产调整):

DAit=

TAit

-NDAit

Ai,t-1

(4)

3郾真实盈余管理程度的度量(RM)

笔者根据Roychowdhury模型度量公司的真

实盈余管理程度。Roychowdhury[15]主要通过经营活动现金流量、可操控性费用以及生产成本来考察接近零利润基准的公司是否存在真实盈余管理行为。其中操控性费用包括广告费用、研发费用(R&D)、销售费用和管理费用。

根据Dechow等[16]的研究,正常经营活动现金流量可以表达为当期销售及销售变动的函数:

CFOtSt驻St1

=琢0+琢1+茁1+茁2+着At-1At-1At-1At-1t

(5)

1郾投资者情绪(SENT)借鉴Baker和Wurgler

[14]

的方法,笔者选取

下列源指标:封闭式基金折价(DCEF),换手率(TURN),IPO筹资金额(IPOA),IPO首日收益率(IPOR),消费者信心指数(CCI),股市新增投资者开户数(NIA)。为了降低这些源指标与系统性风险可能存在的关联,将这些源指标分别与若干宏观经济变量进行回归,以剔除系统性风险因素的影响。笔者选取的反映宏观经济周期的变量包括工业增加值增速、宏观经济景气指数、消费者价格指数、工业生产者出厂价格指数。并运用主成分分析法将各个主成分与变量的负载乘以相应主成分的加权平均值,最终得到考虑宏观经济周期的投资者情绪指数方程如下:

0郾305IPORt+0郾101CCIt-1+0郾338NIAt-1

SENTt=0郾136DCEFt+0郾227TURNt-1+0郾138IPOAt+

(1)

At-1为第t-1期末的总资产;St为第t期的销售收入;驻St为第t期的销售收入变动。对于每个期间,公司实际经营活动现金流量与“正常冶经营活动现金流量之差即为异常经营活动现金流量。方程(5)的回归残差即为异常经营活动现金流量的度量。

正常销售成本可以表达为同期销售收入的线性函数:

COGStSt1

=琢0+琢1+茁1+着At-1At-1At-1t

(6)

其中,CFOt为第t期的经营活动现金流量;

其中,COGSt为第t期销售成本。

正常的存货增长可以用如下方程进行估计:

驻INVt驻St驻St-11

=琢0+琢1+茁1+茁2+着t

At-1At-1At-1At-1

(7)

2郾应计盈余管理程度的度量(AM)

第t-1期的销售收入变动。

其中,驻INVt为第t期的存货变动;驻St-1为将生产成本定义为:PRODt=COGSt+

笔者使用修正的Jones模型估计盈余的操纵

性应计成分,并以此来度量应计盈余管理的程度。具体模型如下:

驻INVt,合并方程(6)与方程(7),用下式估计正常生产成本:

PRODtSt驻St驻St-11

=琢0+琢1+茁1+茁2+茁3+着t(8)At-1At-1At-1At-1At-1

(二)模型设定

个期间,公司实际生产成本与“正常冶生产成本之差即为异常生产成本。方程(8)的回归残差即为异常生产成本。

操控性费用可以表达为销售收入的函数:

DISEXPtSt-11

=琢0+琢1+茁+着At-1At-1At-1t

(9)

其中,PRODt为第t期的生产成本。对于每

等[11]的方法,笔者构建如下模型检验投资者情绪对公司应计盈余管理和真实盈余管理的影响。

琢6DUAL+琢7NOA+琢8SEO+琢9LITIGA+琢10MBE+琢11AUDIT+INDUSTRY+QUARTER+着

茁6DUAL+茁7NOA+茁8SEO+茁9LITIGA+茁10MBE+茁11AUDIT+茁12MSHARE+茁13DISTRESS+INDUSTRY+QUARTER+着

(11)

RM=茁0+茁1SENT+茁2LEV+茁3SIZE+茁4TOP1+茁5COM+

(10)

AM=琢0+琢1SENT+琢2LEV+琢3SIZE+琢4TOP1+琢5COM+

借鉴Badertscher[17]、Zang[18]以及姚海鑫

为第t-1期的销售收入。对于每个期间,公司实际操控性费用与“正常冶操控性费用之差即为异常操控性费用。方程(9)的回归残差即为异常操控性费用。

综合异常经营活动现金流量(Ab_CFO)、异常生产成本(Ab_PROD)和异常操控性费用(Ab_DISEXP)可以得到真实盈余管理的总体度量,即RM=Ab_PROD-Ab_CFO-Ab_DISEXP。

表1变摇量被解释变量解释变量

名摇称应计盈余管理程度真实盈余管理程度

投资者情绪财务杠杆公司规模第一大股东持股比例

管理者薪酬二职合一盈余管理弹性

控制变量

权益再融资法律诉讼盈余基准审计质量市场份额财务困境行业季度

符摇号AMRMSENTLEVSIZETOP1COMDUALNOASEOLITIGAMBEAUDITMSHAREDISTRESSINDUSTRYQUARTER

其中,DISEXPt为第t期的操控性费用;St-1

其中,模型(10)中的AM和模型(11)

中的RM均为被解释变量,分别度量公司应计盈余管理和真实盈余管理程度。SENT为解释变量。此外,借鉴Badertscher[17]、Zang[18]、Sawic鄄ki和Shrestha[19]以及姚海鑫等[11]的方法,笔者加入了一系列的控制变量。上述各变量的含义如表1所示。

变量含义

说摇明

根据修正的Jones模型度量根据Roychowdhury模型度量根据式(1)计算

公司总负债与总资产的比值公司总资产的自然对数

第一大股东持股数量与公司流通股总量之比根据式(12)计算

哑变量,当CEO与董事长为同一人时取1,否则取0净营运资产占净资产的比例

哑变量,当公司在当期进行权益再融资时取1,否则取

哑变量,当公司处于高法律诉讼风险行业时取1,否则取0

哑变量,当公司达到或超过分析师盈余预测时取1,否则取0

哑变量,当审计单位为“四大冶时取1,否则取0公司销售额占所在行业销售总额的比重使用Altman(1968)的Z-Score

摇摇需要说明的是,COM为管理者股权和期权占总薪酬的比例,借鉴Bergstresser和Philip鄄pon[20]的方法,笔者根据下式计算管理者股权和期权占总薪酬的比例:

COMit=

其中,PRICE为i公司股票在第t期的收盘价;SHARES和OPTIONS分别为i公司管理者在

0郾01伊PRICEit伊(SHARESit+OPTIONSit)

(12)

0郾01伊PRICEit伊(SHARESit+OPTIONSit)+CASHPAYit

第t期持有的股票和期权的数量;CASHPAY为i公司管理者的现金薪酬。

(三)样本选择和数据来源

财经问题研究摇摇2017年第2期摇摇总第399期

表2报告了变量的描述性统计结果以及在不同情绪期的比较。应计盈余管理程度(AM)和0郾036和0郾013,表明中国上市公司普遍存在使用应计盈余管理和真实盈余管理操纵盈余的行为。从投资者情绪高涨期与低迷期之间的差异来看,AM为0郾078,在5%水平上显著,RM为者情绪期,公司管理者的应计盈余管理行为存在显著差异,但真实盈余管理行为则无显著差异。0郾849,表明中国股市投资者情绪波动较大,情绪高涨期与低迷期的差异为2郾766,且在1%水平上高度显著。控制变量方面,权益再融资(SEO)、盈余基准(MBE)和财务困境(DIS鄄统计上显著,其余变量则没有表现出显著差异。TRESS)在投资者情绪高涨期与低迷期的差异在投资者情绪(SENT)度量指标的标准差为-0郾003,在统计上不显著,这表明在不同的投资真实盈余管理程度(RM)的度量均值分别为

笔者以沪深股市2001—2013年期间A股上市公司为样本,鉴于相关研究数据的可得性,笔者剔除金融类样本、ST和PT样本以及相关财务数据缺失样本。另外,为消除异常值的影响,对除投资者情绪外的变量进行了99%Winsorize处理,最终得到的样本量为31684个。笔者将投资者情绪指数大于0的期间定义为情绪高涨期,小于0的期间定义为情绪低迷期,从而情绪高涨17429个。本文的公司财务数据来自CSMAR数据库、RESSET数据库和WIND数据库,消费者信心指数来自国家统计局网站,股市新增投资者数据来自中国证券登记结算统计年报。

四、实证结果与分析(一)描述性统计

表2变摇量AMRMSENTLEVSIZETOP1COMDUALNOASEOLITIGAMBEAUDITMSHAREDISTRESS

313131313131313131313131313131N

全样本均摇值

标准差0郾4410郾2270郾8490郾1741郾1610郾1790郾2430郾35郾6900郾5170郾2360郾3090郾1950郾5612郾570

期样本量为14255个,情绪低迷期样本量为

描述性统计情绪高涨期均摇值

标准差0郾2160郾2510郾6810郾1131郾1490郾1530郾2570郾4034郾9840郾7250郾2700郾2650郾1980郾4202郾204

情绪低迷期-0郾0210郾014-1郾2320郾36121郾6940郾3260郾1410郾1740郾3500郾2230郾0830郾4330郾0410郾0352郾974均摇值

标准差0郾2580郾1960郾40郾01郾1280郾1700郾2090郾3785郾8060郾4010郾2210郾2900郾10郾4832郾498

组间差异

0郾078*(2郾391)-0郾003(-0郾870)

2郾766*(14郾385)0郾004(0郾571)0郾240(0郾3)0郾018(0郾293)-0郾015(-0郾747)-0郾007(-0郾594)-0郾032(-0郾752)

0郾248*(2郾296)0郾004(0郾290)

0郾3*(2郾165)-0郾002(-0郾203)-0郾001(-0郾227)

***

摇注:*、*和*分别表示10%、5%和1%水平上显著;括号中的数字为t值;下同。

6840郾036

6840郾013684-0郾1186840郾36268421郾8416840郾3366840郾1356840郾1726840郾3416840郾3136840郾0846840郾26840郾0416840郾0356842郾6981414141414141414141414141414142550郾0572550郾0112551郾5342550郾36525521郾9332550郾3442550郾1262550郾1672550郾3182550郾4712550郾0872550郾7972550郾0392550郾0342552郾285171717171717171717171717171717429429429429429429429429429429429429429429429

-0郾6*(1郾923)

行为

(二)投资者情绪高涨期与公司盈余管理表3报告了高涨的投资者情绪对应计盈余管

结果与Simpson[10]和姚海鑫等[11]的结论一致。但随着投资者情绪高涨期的不断延长,管理者在后期使用应计盈余管理高报盈余的行为不再显著,原因在于会计应计具有转回性质,管理者无法在长期中持续地使用操纵性应计调增盈余。当投资者情绪高涨期不断延续时,在初期一直利用操纵性应计调增盈余的管理者会发现其面临的会计应计倒转的压力不断增大,从而在后期放弃使用应计盈余管理,该结果与袁知柱和王书光[21]

理影响的回归结果。在投资者情绪高涨期持续期内,解释变量SENT的系数均为正,数值大小呈下降趋势,而且在前24个月期间在统计上显著,而在后12个月期间则不显著。这表明在投资者情绪高涨初期,管理者利用利好盈余消息更加积极的市场反应,通过应计盈余管理调增盈余,该

在研究股权价值高估对应计盈余管理行为的影响

表3变摇量SENTTOP1DUALNOASEOLITIGAAUDIT

軍R

中的结论一致。

投资者情绪高涨期与应计盈余管理

投资者情绪高涨期摇AM为被解释变量

0郾011*(2郾078)

6个月

SIZE

LEV

COM

**********-0郾018*(-3郾237)-0郾019*(-3郾113)-0郾018*(-3郾205)-0郾015*(-2郾976)-0郾017*(-3郾131)**0郾021*(2郾913)

***-0郾003*(-2郾045)-0郾003*(-1郾977)-0郾003*(-2郾050)

0郾013*(2郾759)

0郾013*(2郾792)

0郾041*(3郾174)**

0郾040*(3郾228)

*0郾008*(2郾105)

12个月

0郾036*(3郾131)

*0郾010*(2郾031)

18个月

-0郾003*(-1郾941)

0郾015*(2郾833)

**0郾041*(3郾0)

0郾008*(1郾794)

24个月

-0郾002*(-1郾6)

0郾015*(2郾740)

**0郾042*(3郾049)

0郾005(1郾332)

30个月

-0郾002*(-1郾863)

-0郾018*-2郾986)**0郾017*(2郾805)

**0郾046*(2郾902)

0郾004(0郾965)

36个月

0郾007(1郾462)0郾003(1郾598)

0郾005(1郾497)0郾003(1郾631)

MBEN

-0郾003*(-1郾707)-0郾011*(-1郾782)

0郾079*(6郾415)**0郾016*(2郾756)

**0郾009*(3郾0)

-0郾003*(-1郾755)-0郾012*(-1郾717)

0郾078*(6郾678)**0郾013*(2郾599)

**0郾008*(2郾953)

-0郾003*(-1郾772)-0郾016*(-1郾932)

0郾081*(6郾2)**0郾015*(2郾694)

**0郾011*(3郾170)

0郾004*(1郾680)

0郾005(1郾441)0郾006(1郾387)0郾003(1郾609)

0郾004(1郾407)0郾003(1郾586)

0郾006(1郾452)0郾003(1郾514)

0郾009*(3郾033)**0郾018*(2郾930)**0郾073*(6郾345)

-0郾003(-1郾592)

0郾007*(2郾445)

常数项

-0郾010*(-1郾698)

142550郾103

**0郾013*(2郾651)**0郾077*(7郾593)

-0郾002(-1郾638)-0郾009(-1郾634)

142550郾101

-0郾003*(-1郾691)-0郾014*(-1郾871)

0郾075*(7郾839)**0郾020*(2郾946)

**0郾009*(3郾119)

142550郾106

142550郾103

142550郾105

142550郾098

摇摇表4报告了高涨的投资者情绪对真实盈余管

表4变摇量SENTTOP1DUALNOASEOLITIGAMSHARE常数项

軍R

理影响的回归结果。

投资者情绪高涨期与真实盈余管理

投资者情绪高涨期摇RM为被解释变量

0郾004(1郾159)

6个月

0郾002(0郾747)0郾000(0郾9)0郾004(1郾332)12个月

0郾005(1郾346)18个月

0郾007(1郾620)0郾000(1郾072)0郾005(1郾310)0郾000(0郾382)0郾005(1郾428)24个月

0郾012*(1郾774)0郾000(0郾828)0郾008(1郾575)30个月

0郾016*(1郾915)

36个月

SIZE

LEV

COM

-0郾010*(-2郾134)*0郾032*(2郾469)*0郾063*(1郾982)*0郾015*(2郾074)

-0郾001*(-1郾857)0郾003(1郾256)0郾001(0郾426)

*0郾029*(2郾386)*

0郾034*(2郾311)*

0郾035*(2郾508)

-0郾007*(-1郾793)

0郾026*(2郾285)

-0郾013*(-2郾106)*0郾031*(2郾498)

-0郾001(-1郾495)0郾006(1郾408)

0郾023*(2郾048)*

0郾027*(2郾313)

0郾023*(2郾117)*0郾069*(2郾075)*0郾018*(2郾312)

-0郾004(-1郾518)

0郾037*(2郾533)*0郾081*(2郾294)*0郾021*(2郾3)

-0郾002(-0郾861)

-0郾001*(-1郾695)

0郾034*(2郾653)*0郾075*(2郾126)*0郾016*(2郾178)

*0郾039*(2郾482)

-0郾005(-1郾637)0郾004(1郾466)

0郾018*(2郾235)

0郾0*(1郾839)0郾008*(1郾748)

0郾061*(1郾901)-0郾001(-0郾476)-0郾008*(-1郾675)

0郾011*(2郾249)

AUDIT

MBE

-0郾007(-1郾558)

0郾009*(2郾061)

0郾008*(1郾813)

-0郾001(-0郾601)-0郾003(-0郾823)-0郾012(-1郾093)

142550郾087

0郾011*(1郾938)0郾007(1郾632)

-0郾002(-0郾679)-0郾002(-0郾596)0郾008*(1郾773)-0郾012(-1郾2)

142550郾090

-0郾001(-0郾527)-0郾005(-0郾941)0郾005(1郾360)-0郾013(-1郾168)

142550郾0

DISTRESSN

-0郾014(-1郾175)

142550郾085

************-0郾041*(-4郾347)-0郾045*(-4郾1)-0郾039*(-4郾518)-0郾052*(-4郾966)-0郾053*(-5郾153)-0郾062*(-5郾939)

0郾009*(2郾133)

-0郾012(-1郾152)

142550郾085

-0郾006(-1郾310)

0郾009*(2郾024)

-0郾011(-1郾039)

142550郾086

0郾008*(1郾976)*

0郾010*(2郾095)

由表4可知,在投资者情绪高涨期持续期内,解释变量SENT的系数均为正,数值大小呈上升趋势,而且在前24个月期间在统计上不显著,而在后12个月期间则显著。这表明在投资者情绪高涨初期,管理者没有利用真实盈余管理调增盈余,而在后期则显著地使用了这种盈余管理手段。

结合表3的分析,笔者认为在投资者情绪高涨期,管理者使用盈余管理高报盈余的行为中存在对应计盈余管理与真实盈余管理的选择。在实施真实盈余管理时,一方面管理者需要改变公司的实际经营活动,并可能因此损害公司的长期价值,另一方面管理者必须要在会计期间内实施,而一直到期末才能知道这种操纵行为对当期盈余

带来的影响,因此其实施数量可能与管理者的预期存在偏差。相比之下,在实施应计盈余管理时,一方面管理者不需要操纵实际经营活动,公司的现金流量不会受到影响,另一方面管理者可以在期末根据盈余数值与自身预期的差异利用操纵性应计实现一次性调整。因此,应计盈余管理是优先选择的方式。但是受制于会计应计的转回特性,管理者无法在长期中持续地使用应计盈余管理向上操纵盈余,因此在投资者情绪高涨期不断延续的后期,管理者将放弃应计盈余管理,转而使用真实盈余管理向上操纵盈余。行为

(三)投资者情绪低迷期与公司盈余管理表5报告了低迷的投资者情绪对应计盈余管

表5变摇量SENTTOP1DUALNOASEOLITIGAAUDITN2軍RMBECOMSIZELEV

6个月

12个月

财经问题研究摇摇2017年第2期摇摇总第399期

理影响的回归结果。在投资者情绪低迷期的前期,解释变量SENT的系数均为正,而且在前12个月期间在统计上显著。在此期间投资者情绪和操纵性应计均为负,二者之间的正相关关系在很大程度上是由于在投资者情绪高涨期过度调增操纵性应计,从而导致未来期间的反转。在投资者情绪低迷期的后期,解释变量SENT的系数均为负,而且在后12个月期间在统计上显著。这表明随着投资者情绪低迷期的不断延续,会计应计反转的压力不断降低,管理者利用会计应计调增盈余逐渐具备了操作空间,因此操纵性应计由负转变为正,公司使用应计盈余管理调增盈余的行为又变得显著起来。

投资者情绪低迷期与应计盈余管理

投资者情绪低迷期摇AM为被解释变量

0郾005*(1郾685)

0郾006*(1郾712)

0郾003(1郾528)18个月

-0郾002(-0郾7)

24个月

-0郾007*(-1郾819)

-0郾003*(-1郾983)-0郾007(-1郾568)

30个月

-0郾004*(-2郾152)-0郾003*(-1郾996)-0郾011*(-1郾922)-0郾005(-1郾417)

0郾016*(2郾203)*

0郾012*(2郾076)

0郾007(1郾591)0郾005(1郾137)0郾002(1郾062)

0郾011*(1郾746)0郾006(1郾192)0郾004(1郾376)

-0郾002*(-1郾912)

-0郾007(-1郾635)0郾010*(1郾699)0郾005(1郾126)0郾004(1郾298)

0郾015*(2郾166)

-0郾002*(-1郾859)

-0郾005(-1郾585)0郾010*(1郾753)0郾004(1郾039)0郾005(1郾443)

0郾014*(2郾072)0郾010*(1郾867)0郾011*(1郾926)

0郾006(1郾043)0郾006(1郾637)

-0郾006*(-1郾740)-0郾002*(-1郾837)

-0郾004(-1郾280)0郾009*(1郾673)0郾010(1郾558)0郾006(1郾571)

0郾012*(1郾9)

36个月

0郾012(2郾248)

0郾003(1郾525)

0郾053*(5郾604)

17429

常数项

0郾010*(1郾742)0郾008(1郾493)

0郾090

0郾014(2郾1)0郾001(0郾883)

0郾060*(6郾118)

17429

0郾013*(1郾817)0郾005(1郾327)

0郾088

0郾012(2郾107)0郾002(1郾169)

0郾052*(5郾795)

17429

0郾011*(1郾708)0郾007(1郾481)

0郾086

0郾013(2郾068)0郾001(0郾955)0郾013*(1郾875)0郾011*(1郾706)

0郾088

0郾039*(5郾027)

17429

0郾015(2郾096)0郾001(0郾874)

0郾026*(5郾269)

17429*

0郾016*(1郾992)0郾008(1郾633)

0郾018*(2郾312)0郾001(0郾4)

0郾015*(1郾930)0郾010*(1郾728)

0郾094

0郾091

0郾012*(4郾153)

17429

摇摇表6报告了低迷的投资者情绪对真实盈余管理影响的回归结果。在投资者情绪低迷期的前期,解释变量SENT的系数正负都有,但在统计上都不显著,这表明管理者并没有显著地使用真实盈余管理操纵盈余。在投资者情绪低迷期的后期,SENT的系数显著为负,表明公司管理者利用真实盈余管理向上操纵盈余。

结合表5的分析,笔者认为,在投资者情绪低迷期,管理者使用盈余管理高报盈余的行为中存在对应计盈余管理与真实盈余管理的选择。在投资者情绪低迷期的初期,在投资者情绪高涨期实施过大量的应计盈余管理的公司面临着较强的会计应计倒转的压力,因此,管理者难以实施应计盈余管理。与此同时,由于真实盈余管理的成

本较高,管理者利用真实活动操纵盈余的行为并不显著。随着投资者情绪低迷期的不断延续,公司股价持续下跌,管理者报告利好盈余消息刺激股价上涨的压力不断增大。此时管理者对盈余管理方式的选择是同时运用应计盈余管理和真实盈余管理。一方面,尽管应计盈余管理具有不影响公司现金流量和操作简单等优势,但为了给未来的投资者情绪高涨期预留调增会计应计的操作空5中,在投资者情绪低迷期的后期SENT的系数间,管理者并不会大量地实施应计盈余管理,表仅在10%水平上显著的结果也说明了这一点。另一方面,由于应计盈余管理的运用程度不足,管理者还使用了一定数量的真实盈余管理向上操纵盈余。

表6变摇量SENTTOP1DUALNOASEOLITIGAMSHARE常数项N

2軍RAUDITMBECOMSIZELEV

6个月

12个月

投资者情绪低迷期与真实盈余管理

投资者情绪低迷期摇AM为被解释变量

-0郾003(-1郾342)0郾025*(1郾927)

-0郾001(-1郾565)0郾024(2郾058)0郾004(1郾239)

-0郾005(-1郾395)0郾028*(1郾917)0郾012*(1郾933)0郾003(0郾818)0郾005

-0郾001*(-1郾722)-0郾005(-1郾429)0郾028(2郾2)0郾006(1郾506)

0郾035*(2郾081)

*0郾027*(1郾973)

0郾001(0郾739)

0郾025(2郾197)

0郾006(1郾577)

0郾042*(2郾173)

-0郾006(-1郾453)

0郾024*(1郾869)0郾000(1郾047)

0郾002(0郾984)

18个月

-0郾004(-1郾207)0郾023*(1郾904)-0郾001(-1郾598)

0郾022*(1郾971)0郾005(1郾462)*

0郾033*(2郾053)*0郾012*(2郾021)0郾001(0郾3)*

0郾014*(1郾976)0郾004(1郾209)

24个月

-0郾010*(-1郾772)-0郾002*(-1郾4)-0郾003(-1郾274)

0郾021*(2郾035)*0郾044*(2郾298)

30个月

0郾024*(1郾946)

-0郾013*(-1郾947)-0郾001*(-1郾681)

-0郾005(-1郾457)

0郾024*(2郾188)0郾006(1郾632)*

0郾051*(2郾430)*0郾012*(2郾0)0郾001(0郾765)*

0郾015*(2郾013)0郾003(1郾157)

36个月

0郾020*(1郾798)

-0郾005(-1郾407)

0郾009*(1郾726)0郾011*(1郾948)0郾002(1郾170)

0郾014*(1郾994)-0郾001(-0郾522)

DISTRESS

-0郾009(-1郾073)

0郾030*(7郾218)

17429

0郾011*(1郾847)-0郾001(-0郾593)

0郾018*(6郾574)

17429

0郾012*(1郾948)0郾001(0郾695)0郾011*(1郾903)-0郾002(-1郾049)0郾012*(1郾952)-0郾002(-0郾787)-0郾010(-1郾182)

(1郾804)0郾006

-0郾012(-1郾256)

(1郾977)

(四)稳健性检验

0郾0790郾081

-0郾015*(-5郾346)

17429

0郾005

(1郾868)

-0郾009(-1郾037)0郾004

0郾015*(2郾049)-0郾002(-0郾7)

0郾080

0郾009*(4郾929)

17429

(1郾722)

-0郾011(-1郾269)0郾005

0郾079

****

-0郾016*(-5郾602)-0郾021*(-5郾935)

1742917429

(1郾875)

-0郾014(-1郾480)0郾005*(1郾816)

0郾085

0郾086

以纠正可能存在的选择偏差。

酌4SIZE+酌5ROA+酌6GROWTH+酌7AF+着

SUSPECT=酌0+酌1BENCH+酌2ISSUANCE+酌3COM+

(13)

1郾关键变量的替换

笔者进行了如下两个方面的稳健性检验:采用动量指标,即上期股票累计回报作为投

其中,SUSPECT为哑变量,当公司达到或

资者情绪的度量[22];使用Francis等[23]模型度量应计盈余管理程度,该模型将Dechow和Dichev[24]模型和修正的Jones模型相结合,从而克服了上述两种模型单独使用所存在的缺陷;使用Gunny[25]模型度量真实盈余管理程度,Gun鄄ny[25]根据公司的异常研发支出(R&D)、异常销售和管理费用(SG&A)、异常生产成本和异常操控性费用来判断和度量公司的真实盈余管理行为。替换上述变量后对模型(10)和模型(11)进行重新回归,结果一致。

2郾控制可能存在的内生性

超过上期盈余时取值为1,否则为0;BENCH代表公司在过去4个季度中超过上期盈余或分析师盈余预测的次数;ISSUANCE为哑变量,当公司发行权益性证券时取1,否则取0;COM为管理者股权和期权占总薪酬的比例,计算方法见研究设计部分;ROA为总资产收益率;GROWTH为公司的增长机会,等于期初权益的市值与账面价值之比;AF为分析师追踪人数的对数值。对上述的两阶段回归模型进行回归后,结果基本一致,未发生实质性变化。

五、结摇论

笔者以沪深股市2001—2013年期间A股上市公司为样本,通过构建反映中国资本市场投资者情绪的综合指数,实证检验投资者情绪对公司盈余管理行为的影响,并考察在投资者情绪高涨或低迷期应计盈余管理与真实盈余管理之间的权衡,得到了如下的研究结论:投资者情绪对公司盈余管理行为具有显著影响,而且管理者会策略性地权衡应计盈余管理与真实盈余管理的使用。在投资者情绪高涨期,公司管理者利用应计盈余管理调增盈余,但随着投资者情绪高涨期的不断延长,管理者利用会计应计调增盈余的行为减

在研究投资者情绪与公司盈余管理行为时可

能存在内生性问题,盈余管理行为导致更多的利好盈余消息可能推动投资者情绪的上升。自选择问题会导致运用OLS回归得到的系数是有偏的。为了解决这个问题,笔者使用Heckman的两阶段回归法。

在第一阶段回归中,模型(13)估计全体样本公司实施盈余管理的概率,并得到逆米尔斯比率(IMR)。在第二阶段回归模型(10)和模型(11)中,笔者对有很大概率实施了盈余管理的样本公司的检验中加入IMR作为控制变量,

弱,而利用真实盈余管理调增盈余的行为增强。在投资者情绪低迷期,初期,管理者不会利用盈余管理向上操纵盈余,但随着投资者情绪低迷期的不断延长,管理者同时运用应计盈余管理和真实盈余管理调增盈余。

笔者的研究结论有助于深化对盈余管理的市场时机以及在投资者情绪高涨期或低迷期应计盈余管理与真实盈余管理之间权衡的理解,对于完善会计准则、强化公司治理和审计监督,具有一定的参考意义。参考文献:

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(责任编辑:于振荣)

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