會計信息質(zhì)量與投資決策：基于異質(zhì)信念視角

李映照（教授），張 琳

一、引言

行為金融學(xué)認(rèn)為，人是有限理性的，其心理因素和認(rèn)知偏差等對投資者決策具有重要影響。異質(zhì)信念的行為金融理論認(rèn)為，投資者異質(zhì)信念越高表示投資者意見分歧越大，當(dāng)存在賣空限制時，股票價格將主要反映樂觀投資者的意見，故投資者異質(zhì)信念越高則股票價格被高估的程度越嚴(yán)重[1，2]。由此可見，投資者異質(zhì)信念水平代表了投資者決策結(jié)果的分歧程度，同時反映了股票價格被高估的程度。

Hong、Stein[3]歸納了異質(zhì)信念形成的三種機(jī)制：漸進(jìn)信息流、有限注意及先驗(yàn)的異質(zhì)性。根據(jù)這一觀點(diǎn)可知，信息的流動速度、投資者決策所參考的信息及投資者信息解讀能力的差異是形成投資者異質(zhì)信念的關(guān)鍵。已有研究表明，產(chǎn)品競爭力[4，5]、公司治理水平[6]、公開信息披露質(zhì)量[7]、內(nèi)部控制信息[8]、管理層業(yè)績預(yù)告及其精確性[9，10]等會影響投資者異質(zhì)信念水平，但已有研究均未討論信息質(zhì)量對投資者異質(zhì)信念的影響。

相比于其他信息，會計信息在投資者信念中所占的決策權(quán)重較大，是投資者決策的重要依據(jù)，因而引發(fā)了學(xué)術(shù)界對會計信息質(zhì)量的關(guān)注。已有文獻(xiàn)主要基于同質(zhì)信念視角研究會計信息質(zhì)量的經(jīng)濟(jì)后果，認(rèn)為會計信息質(zhì)量的提高可以抑制信息環(huán)境惡化，傳遞與資源配置相關(guān)的信息，并通過降低代理成本[11]、資本成本[12，13]、非效率投資[14，15]等實(shí)現(xiàn)資源的有效配置。但是，決策的正確性和有效性才是影響資源配置效率的關(guān)鍵因素。當(dāng)未來的不確定性程度較高時，個體對待風(fēng)險的態(tài)度并不一定遵循馮·諾依曼－摩根斯坦理性概念的假設(shè)，而是偏向于采取啟發(fā)式思維來進(jìn)行思考，致使決策過程呈現(xiàn)出大量偏離理性決策的認(rèn)知偏差和心理范式。

近年來，我國股市的暴漲暴跌進(jìn)一步表明投資者普遍存在非理性，投資者異質(zhì)信念是我國資本市場的重要特征。本文基于異質(zhì)信念視角，研究會計信息質(zhì)量對投資者決策分歧度的影響，豐富了投資者異質(zhì)信念形成機(jī)制和會計信息質(zhì)量的經(jīng)濟(jì)后果方面的研究，為提高我國資本市場的資源配置效率提供了參考依據(jù)。分析師主要是對信息進(jìn)行挖掘和解讀[16-18]，在資本市場中起著信息中介的作用，是連接投資者與上市公司的橋梁。因此，本文將進(jìn)一步考察分析師在會計信息質(zhì)量影響投資者異質(zhì)信念的過程中所發(fā)揮的作用，有助于全面理解和評價分析師的治理作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）會計信息質(zhì)量與投資者異質(zhì)信念

信息是投資者形成價值判斷的重要依據(jù)，在不斷更新的信息沖擊下，投資者也會不斷更新預(yù)期，從而導(dǎo)致股價產(chǎn)生波動。有研究表明，盈余信息與股價波動具有相關(guān)性[19，20]，說明會計信息具有決策有用性[21]。相比于其他信息，會計信息在投資者信念中所占的決策權(quán)重較大，是投資者決策的重要依據(jù)。

Dechow等[22]把會計信息質(zhì)量定義為財務(wù)報告?zhèn)鬟f的與公司未來現(xiàn)金流相關(guān)的信息的精確度。提高信息披露質(zhì)量，有助于修正投資者對公司未來現(xiàn)金流預(yù)期的偏差，降低投資者意見分歧程度，進(jìn)而降低股票價格被高估的程度[23]。會計信息質(zhì)量通過影響信息環(huán)境來影響投資者決策的有效性。一方面，會計信息質(zhì)量越低，投資者面對的信息不確定性就越大，信息不確定性會加劇投資者的行為偏差[24，25]，進(jìn)而使投資者意見很難達(dá)成一致。另一方面，投資者私有信息的精度在信息不確定的環(huán)境中更難被證偽，低會計信息質(zhì)量的公司更容易成為被炒作的對象[26]，依靠私有信息的交易將更加活躍，這加劇了投資者對這類公司的意見分歧。

此外，信息不確性會提高投資者過度自信水平[26，27]，從而增加股價中的投機(jī)性泡沫[28]。同時，低質(zhì)量的會計信息會誘發(fā)更多的噪音交易[29]，非理性交易使得投資者達(dá)成一致意見的概率更低。朱波等[30]、劉斌等[31]的研究表明，會計信息質(zhì)量的提高能緩解投資者情緒對股票收益的影響，促進(jìn)投資者理性投資。換言之，高質(zhì)量的會計信息有利于減少投資者意見分歧。會計信息質(zhì)量的降低加劇了投資者與管理層之間的信息不對稱程度，使得投資者在分析和解讀信息時，更易形成心理偏差或認(rèn)知偏誤，例如“有限注意”“代表性偏誤”“過度自信”等。這在一定程度上會提高投資者決策的主觀性和非理性程度，使得投資者意見分歧更大。綜上，會計信息質(zhì)量越低，投資者行為偏差和非理性交易的可能性越大，投資者決策時達(dá)成共識的概率越小，投資者異質(zhì)信念水平越高。

如前所述，會計信息質(zhì)量越低，信息環(huán)境的不確定性就越大。心理學(xué)研究的相關(guān)文獻(xiàn)表明，信息環(huán)境的不確定性和模糊性越大，動機(jī)推理發(fā)生的可能性就越大[32]。動機(jī)推理使得決策結(jié)果受個人因素的影響更大，投資者達(dá)成一致性決策的概率更小。彈性判斷理論[33，34]認(rèn)為，隨著不確定性和模糊程度的提高，投資者選擇彈性更大。會計信息具有決策相關(guān)性是不容置疑的，但我國資本市場的信息不對稱程度較高，上市公司為了完成業(yè)績承諾、增發(fā)配售等動機(jī)對會計信息進(jìn)行操縱，改變會計信息的彈性，從而影響投資者的判斷結(jié)果。會計信息質(zhì)量越低，投資者信念形成過程中面臨的信息彈性越大，造成意見分歧的概率越大。反之，會計信息質(zhì)量越高，投資者信念形成時面臨的信息彈性越小，達(dá)成共識的概率更大，投資者異質(zhì)信念水平越低。

Hong、Stein[3]歸納了異質(zhì)信念形成的三種機(jī)制：漸進(jìn)信息流、有限注意、先驗(yàn)的異質(zhì)性。其中，先驗(yàn)的異質(zhì)性是指投資者的個人經(jīng)歷、年齡、職業(yè)以及受教育程度等各方面存在差異，導(dǎo)致其解讀信息的能力有所差異，因而對股價會有不同的預(yù)期和判斷。會計信息質(zhì)量的降低增加了信息的解讀難度。投資者在面對虛假的會計信息時，對盈余的調(diào)整程度不同，從而對公司真實(shí)業(yè)績的認(rèn)知不同，最終導(dǎo)致不同投資者對公司價值的判斷出現(xiàn)分歧，故會計信息質(zhì)量的降低進(jìn)一步強(qiáng)化了由于信息解讀能力差異所導(dǎo)致的投資者異質(zhì)信念。綜上，本文提出以下假設(shè)：

H1：會計信息質(zhì)量越低，投資者異質(zhì)信念水平越高。

（二）會計信息質(zhì)量、分析師與投資者異質(zhì)信念

分析師研究報告和盈余公告具有替代關(guān)系，兩者的信息含量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明分析師具有信息挖掘作用[16]。與其他時間段的分析師研究報告相比，公開信息披露后的三天內(nèi)，分析師發(fā)布的報告會引發(fā)更多的市場反應(yīng)，分析師發(fā)揮了信息解讀的作用[17]。薛祖云等[18]研究發(fā)現(xiàn)，分析師扮演著信息挖掘和信息解讀的雙重角色。此外，吳武清等[35]的研究表明，分析師深度跟蹤具有較強(qiáng)的價值發(fā)現(xiàn)功能，能將其發(fā)現(xiàn)的盈余管理信息傳遞給市場，減少了投資者對公司盈余管理的不當(dāng)反應(yīng)。以上研究表明，分析師扮演著信息挖掘和信息解讀的雙重角色，其發(fā)布的信息能夠影響投資者決策，有效地發(fā)揮了信息中介的作用。

從信息挖掘角度看，會計信息質(zhì)量的降低加劇了公司內(nèi)外部的信息不對稱。有研究表明，管理層與投資者之間的信息不對稱會強(qiáng)化投資者尋求私人信息的動機(jī)，從而導(dǎo)致投資者異質(zhì)信念水平提高[36]。分析師擁有多樣化的信息渠道，能夠挖掘一定的私人信息，并通過研究報告將其挖掘到的私人信息傳遞給投資者，有利于緩解投資者間的信息不對稱，進(jìn)而緩解會計信息質(zhì)量對投資者異質(zhì)信念的不利影響。

從信息解讀角度看，會計信息質(zhì)量的降低增加了信息的解讀難度。分析師作為專業(yè)的外部監(jiān)督機(jī)制，掌握著相關(guān)的行業(yè)和專業(yè)知識，能夠更好地解讀企業(yè)披露的公開信息，并通過研究報告的形式傳遞給投資者，有利于緩解投資者信息解讀能力以及時間精力等差異導(dǎo)致的意見分歧。綜上所述，本文提出以下假設(shè)：

以復(fù)合改性植物膠為稠化劑，有機(jī)絡(luò)合物為交聯(lián)劑，引入抑制劑進(jìn)一步控制緩交時間，并添加少量表面活性劑提高解堵后破膠液的排液能力，形成了暫堵壓井膠塞配方，見表1。

H2：分析師研報關(guān)注度能緩解會計信息質(zhì)量對投資者異質(zhì)信念的不利影響。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取

本文以2006 ～2017年我國滬深兩市A股上市公司為樣本，并對初始樣本進(jìn)行如下處理：①剔除相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本；②剔除金融類上市公司；③剔除當(dāng)年被ST和?ST的樣本；④由于會計信息質(zhì)量的度量需要按模型分年度、行業(yè)對系數(shù)進(jìn)行估計，為了保證估計系數(shù)的可靠性，剔除相關(guān)行業(yè)年度數(shù)據(jù)不足30 個公司的樣本；⑤為避免異常值的影響，對相關(guān)連續(xù)變量在1%的水平上進(jìn)行縮尾處理。此外，由于會計信息質(zhì)量的度量需要運(yùn)用滯后一期的財務(wù)數(shù)據(jù)，故本文實(shí)際的樣本區(qū)間為2005 ～2017 年。經(jīng)過上述篩選，最終獲得2006 ～2017年間17329個樣本，本文所有數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.投資者異質(zhì)信念。投資者異質(zhì)信念是指不同投資者對同一標(biāo)的資產(chǎn)的未來收益分布有著不同的判斷。異質(zhì)信念的衡量指標(biāo)主要有分析師意見分歧[2，37]、換手率[38-40]以及超額收益波動率[6，38]。鑒于使用分析師意見分歧來衡量異質(zhì)信念具有選擇性偏誤，而使用超額收益波動率來衡量異質(zhì)信念也存在較大誤差，同時考慮到市場流動性的影響，與張多蕾等[40]的研究一致，本文使用剔除市場流動性的年平均換手率來衡量投資者異質(zhì)信念（HB）。計算公式如下：

其中，turnoveri，t為公司i第t個交易日的日換手率，turnoverm，t為市場第t個交易日的日換手率，n為公司i一年中的實(shí)際交易天數(shù)。

2.會計信息質(zhì)量的度量。Dechow等[22]和Chen等[41]認(rèn)為，公司的盈余管理程度能反映其會計信息質(zhì)量（RQ）的高低。因此本文借鑒Chen等[41]和屈源育等[42]的研究，以可操縱性應(yīng)計利潤（DA）、可操縱收入（DR）、可操縱性應(yīng)計利潤現(xiàn)金比（AO）作為會計信息質(zhì)量的代理變量。此外，Chen 等[41]認(rèn)為，以上盈余管理程度的代理指標(biāo)各有優(yōu)勢，代表了不同方面的會計信息質(zhì)量，因此本文借鑒Chen 等[41]及屈源育等[42]的做法，用以上三個變量的第一主成分（FRQ）作為會計信息質(zhì)量的第四個代理變量。DA、DR、AO 和FRQ的值越大，則表示公司的會計信息質(zhì)量越差。

（1）可操縱應(yīng)計利潤。本文沿用Dechow等[43]修正的橫截面Jones模型[44]來計算可操縱性應(yīng)計利潤（DA），取其絕對值作為會計信息質(zhì)量的代理變量。修正的Jones[44]模型具體如下：

其中，TAit表示第t年的總應(yīng)計利潤，Ai，t-1表示第t-1 年年末總資產(chǎn)，△REVt表示第t 年銷售收入的變化額，△RECt表示第t 年應(yīng)收賬款的變化額，PPEit表示第t年固定資產(chǎn)原值。將數(shù)據(jù)分行業(yè)、年度代入模型（2）中進(jìn)行回歸，然后將估計的系數(shù)代入模型（3），由模型（3）便可計算出非可操縱性應(yīng)計利潤NDAit?？刹倏v性應(yīng)計利潤（DA）為應(yīng)計利潤減去非可操縱性應(yīng)計利潤，如模型（4）所示：

（2）可操縱收入。本文借鑒Stubben[45]和McNichols等[46]的估計方法計算可操縱收入（DR），具體模型如下：

其中，△REV 和△REC 的定義如上所述，取DR為回歸殘差的絕對值。

（3）可操縱應(yīng)計利潤現(xiàn)金比。Burgstahler等[47]發(fā)現(xiàn)公司可能虛報利潤以實(shí)現(xiàn)某些目標(biāo)，相比之下現(xiàn)金流更難操縱，因而可操縱性應(yīng)計利潤現(xiàn)金流比能反映公司的盈余管理程度。他們將可操縱性應(yīng)計利潤現(xiàn)金流比（AO）定義如下：

其中，OCF為公司的營運(yùn)現(xiàn)金流，TA的定義如上所述。

3.控制變量。借鑒張益明[5]的研究，并結(jié)合投資者異質(zhì)信念的三種形成機(jī)制[3]，本文選取公司規(guī)模（Size）、財務(wù)杠桿（Lev）、股票系統(tǒng)性風(fēng)險（Beta）、年個股回報率（Ret）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Tinst）、研報關(guān)注度（Attention）、公司成長性（Tobin'Q）、股權(quán)集中度（Top10）、上市年齡（Age）以及股權(quán)性質(zhì)（Equity）等作為控制變量。

由于有限注意，市場可投資的股票數(shù)量及投資者持股種類的增加可能導(dǎo)致投資者異質(zhì)信念水平提高，故對市場股票數(shù)量（Quantity）以及個股股東人數(shù)（Holders）也加以控制。此外，本文還加入年度（Year）和行業(yè)（Industry）虛擬變量，以控制年度和行業(yè)效應(yīng)帶來的影響。

詳細(xì)的變量定義見表1。

三、模型構(gòu)建

為了研究會計信息質(zhì)量在投資者決策層面上的經(jīng)濟(jì)后果，即檢驗(yàn)會計信息質(zhì)量與投資者異質(zhì)信念的關(guān)系，本文構(gòu)建如下模型：

為了檢驗(yàn)作為外部監(jiān)督機(jī)制的分析師在上市公司披露了較差的會計信息質(zhì)量后，能否起到信息中介作用，緩解會計信息質(zhì)量對投資者異質(zhì)信念的不利影響，本文建立如下模型：

其中，RQit分別表示DA、DR、AO和FRQ四種不同方式度量的會計信息質(zhì)量。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2可以看出，HB 的均值為0.0092，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0158，這說明在剔除了市場流通性需求后，我國投資者之間仍存在一定的意見分歧，且這種意見分歧在不同公司之間存在一定差異。會計信息質(zhì)量的代理變量DA、DR、AO 和FRQ 的均值分別為0.0601、0.0299、-0.6623、-0.3630，整體來看，樣本公司的會計信息質(zhì)量較高，但不同方面的會計信息質(zhì)量差異較大，會計信息質(zhì)量的問題仍值得關(guān)注。此外，會計信息質(zhì)量的四個代理變量的最大值和最小值差異較大，說明樣本公司的會計信息質(zhì)量的個體差異較大。樣本公司在一年內(nèi)，被研報跟蹤分析過的平均次數(shù)為1.9289。整體來看，分析師這種外部監(jiān)督機(jī)制覆蓋面較廣，但個體間存在較大差異，有些公司被多次跟蹤，最大值達(dá)到5.3936，而有些公司則沒有被研報跟蹤分析過，最小值為0。

表1 變量定義

（二）回歸結(jié)果分析

1.會計信息質(zhì)量對投資者異質(zhì)信念的影響。為了考察會計信息質(zhì)量對投資者異質(zhì)信念的影響，表3 報告了模型（7）的回歸結(jié)果。如前所述，DA、DR、AO 和FRQ 的值越大，則企業(yè)的會計信息質(zhì)量越差。表3 第（1）～（4）列的結(jié)果顯示：DA、DR、AO 和FRQ均與投資者異質(zhì)信念在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明會計信息質(zhì)量越差則投資者異質(zhì)信念水平越高，從而驗(yàn)證了H1。

表2 描述性統(tǒng)計

表3 會計信息質(zhì)量與投資者異質(zhì)信念的回歸結(jié)果

此外，從控制變量的結(jié)果上看，分析師研報關(guān)注度均與投資者異質(zhì)信念在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明具備專業(yè)分析能力的分析師發(fā)布的研究報告能在一定程度上緩解投資者間的信息不對稱，降低投資者異質(zhì)信念水平。股票數(shù)量（Quantity）與投資者異質(zhì)信念在1%的水平上顯著正相關(guān)，即市場上可供投資的標(biāo)的資產(chǎn)數(shù)量越多，投資者間的異質(zhì)信念水平越高。股東人數(shù)（Holders）與投資者異質(zhì)信念在1%的水平上顯著正相關(guān)。與Hong、Stein[3]的預(yù)期一致，股票數(shù)量越多、個股股東數(shù)量越多，有限注意使得投資者產(chǎn)生意見分歧的可能性越大，投資者異質(zhì)信念水平越高。

2.會計信息質(zhì)量與投資者異質(zhì)信念：分析師治理作用的考察。分析師在上市公司披露了質(zhì)量較差的會計信息后，能否起到信息中介的作用，緩解會計信息質(zhì)量對投資者異質(zhì)信念的不利影響呢？表4 報告了模型（8）的回歸結(jié)果，第（1）～（4）列的結(jié)果顯示：分析師研報關(guān)注度與DA、DR 的交乘項(xiàng)與投資者異質(zhì)信念水平均在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)；分析師研報關(guān)注度與AO、FRQ 的交乘項(xiàng)與投資者異質(zhì)信念負(fù)相關(guān)，但在統(tǒng)計水平上均不顯著。以上結(jié)果說明分析師具有一定的信息中介作用，但分析師的治理作用有所差異。以DA、DR 和AO 的第一主成分FRQ 度量的會計信息質(zhì)量比較全面地衡量了不同方面的會計信息質(zhì)量，但由于AO 對該綜合指標(biāo)的貢獻(xiàn)較大，研究結(jié)果也不支持分析師在會計信息質(zhì)量影響投資者異質(zhì)信念的過程中具有治理作用，H2仍有待驗(yàn)證。

表4 會計信息質(zhì)量、分析師與投資者異質(zhì)信念的回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性討論。我國只有部分股票可以進(jìn)行融資融券交易，這說明我國資本市場仍存在一定的賣空限制，當(dāng)投資者異質(zhì)信念水平較高時，股價被高估的可能性較大。上市公司可能會為了迎合投資者的價值判斷而進(jìn)行盈余管理，進(jìn)而降低會計信息的披露質(zhì)量，因此會計信息質(zhì)量和投資者異質(zhì)信念可能存在一定內(nèi)生性。

本文使用滯后一期的會計信息質(zhì)量對兩者的關(guān)系進(jìn)行再次檢驗(yàn)，目的是緩解內(nèi)生性對研究結(jié)論的影響，表5 第（1）～（4）列的結(jié)果顯示：滯后一期的DA、DR、AO 和FRQ 仍與投資者異質(zhì)信念在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明“會計信息質(zhì)量越差，投資者異質(zhì)信念水平越高”這一結(jié)論仍然成立。

表5 滯后一期會計信息質(zhì)量與投資者異質(zhì)信念的回歸結(jié)果

2.會計信息質(zhì)量的其他度量方式。本文借鑒Francis等[48]的方法，先對營運(yùn)資本應(yīng)計項(xiàng)目與前后三期的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額、本期銷售收入較上期的變動額及本期固定資產(chǎn)原值進(jìn)行回歸，然后計算前后三期回歸殘差的標(biāo)準(zhǔn)差A(yù)Q，以其作為會計信息質(zhì)量的代理變量，AQ 越高則會計信息質(zhì)量越差。

此外，有學(xué)者認(rèn)為極端業(yè)績會影響應(yīng)計項(xiàng)目，具有極端業(yè)績的企業(yè)的操控性應(yīng)計不系統(tǒng)性為零，現(xiàn)有應(yīng)計模型存在一定的計量偏誤。因此，本文使用考慮業(yè)績的應(yīng)計模型重新計算可操縱性應(yīng)計利潤DA，并取其絕對值作為會計信息質(zhì)量的代理變量，DA越大則會計信息質(zhì)量越差。

表6報告了重新計算的會計信息質(zhì)量與投資者異質(zhì)信念的回歸結(jié)果。研究結(jié)果與前文的結(jié)論一致，即會計信息質(zhì)量越低，投資者異質(zhì)信念水平越高，說明本文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3.考察分析師治理作用的其他代理變量。以跟蹤公司的分析師人數(shù)作為考察分析師治理作用的代理變量，具體定義為在一年內(nèi)，對該公司進(jìn)行跟蹤分析的分析師（團(tuán)隊(duì)）數(shù)量加1，再對其取自然對數(shù)。其中，一個團(tuán)隊(duì)數(shù)量為1，不單獨(dú)列出其成員計算數(shù)量?；貧w結(jié)果如表7 所示，研究結(jié)論與前文一致，即分析師對不同方面的會計信息質(zhì)量對投資者異質(zhì)信念的影響的治理作用有所差異。

表6 會計信息質(zhì)量與投資者異質(zhì)信念的回歸結(jié)果

表7 會計信息質(zhì)量、分析師與投資者異質(zhì)信念的回歸結(jié)果

五、研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本文利用我國A股上市公司2006 ～2017年的數(shù)據(jù)，參考屈源育等[42]的研究方法，以可操縱性應(yīng)計利潤、可操縱收入、可操縱性應(yīng)計利潤現(xiàn)金比以及三者的第一主成分來衡量會計信息質(zhì)量，基于異質(zhì)信念的視角考察會計信息質(zhì)量對投資者決策分歧程度的影響。研究發(fā)現(xiàn)，會計信息質(zhì)量越低，則投資者異質(zhì)信念水平越高。為了緩解會計信息質(zhì)量與投資者異質(zhì)信念的內(nèi)生性對研究結(jié)果的影響，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文使用滯后一期的會計信息質(zhì)量作為新的代理變量，研究結(jié)論保持不變。此外，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文還使用其他方式重新計算會計信息質(zhì)量的代理變量，研究結(jié)論仍然成立。

針對會計信息質(zhì)量的這一經(jīng)濟(jì)后果，本文考察了分析師的治理作用，研究結(jié)果表明分析師具有一定的治理作用，但分析師對不同方面的會計信息質(zhì)量對投資者異質(zhì)信念的影響的治理作用有所差異。研究發(fā)現(xiàn)，分析師研報關(guān)注度能緩解以可操縱性應(yīng)計利潤和可操縱收入衡量的會計信息質(zhì)量對投資者異質(zhì)信念的不利影響，但對以可操縱性應(yīng)計利潤現(xiàn)金比以及三者的第一主成分衡量的會計信息質(zhì)量對投資者異質(zhì)信念的影響則沒有明顯的治理作用。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，更換分析師治理作用的代理變量，研究結(jié)論不變。本文的研究結(jié)論進(jìn)一步支持了改善會計信息質(zhì)量的重要性，同時有助于全面理解和評價分析師的治理作用。

（二）啟示

上述研究結(jié)論表明，會計信息質(zhì)量越低，投資者異質(zhì)信念水平越高。根據(jù)異質(zhì)信念假說，當(dāng)存在賣空限制時，投資者異質(zhì)信念水平越高，股價被高估的可能性越大。上市公司有動機(jī)通過降低會計信息的披露質(zhì)量，以謀取股價上漲所帶來的收益。因此，完善會計準(zhǔn)則、增強(qiáng)會計信息的可讀性、減少盈余管理的空間、提高會計信息的披露質(zhì)量仍然是今后監(jiān)管層的工作重點(diǎn)。學(xué)術(shù)界和監(jiān)管層普遍聚焦于考察監(jiān)督機(jī)構(gòu)的事前監(jiān)督作用，對于監(jiān)督機(jī)構(gòu)的事后治理作用關(guān)注較少。財務(wù)丑聞的爆出和審計機(jī)構(gòu)職責(zé)的缺失增加了投資者對公開信息的信任危機(jī)，進(jìn)而提高了投資者非理性交易的可能性。因此，完善監(jiān)督機(jī)制的事后治理作用極為重要。本文的研究表明，分析師能發(fā)揮一定的信息中介作用，緩解會計信息質(zhì)量降低帶來的負(fù)面影響，但其事后治理作用并不具有穩(wěn)健性，還有待進(jìn)一步考察。會計信息質(zhì)量的降低，增加了信息的解讀難度，因此，可通過提高專業(yè)投資者的占比等途徑緩解個人特征差異對信息解讀結(jié)果的影響，減少投資者意見分歧，進(jìn)而降低股票價格被高估的風(fēng)險。

本文的不足之處在于，影響投資者異質(zhì)信念的因素有很多，且有些因素是無法獲得的。例如，在考慮投資者有限注意時，單個投資者持股種類的數(shù)據(jù)難以獲得，只能用市場股票數(shù)量以及個股股東數(shù)量來代替。此外，分析師研報只是分析師發(fā)揮信息中介作用的方式之一，而分析師人數(shù)也只能間接反映分析師的治理作用，從分析師研報和人數(shù)層面考察分析師的治理作用有一定缺陷。