年報預約披露推遲、機構投資者持股與股價崩盤風險

許 萍 許 昕

(福州大學經濟與管理學院， 福建福州 350108)

一、引言

上世紀末以來，在我國政府政策的大力支持下，資本市場日臻完善。但由于市場的成熟度和穩(wěn)定性較差，股市“暴跌”引發(fā)的股價崩盤風險更是引起了投資者、監(jiān)管部門和學術界的廣泛關注。目前學術界普遍認為，股價崩盤風險的形成主要與以下三個方面有關：一是代理問題引發(fā)的管理層機會主義行為，進而促使管理層對壞消息進行隱藏。Jin和Myers指出，一旦壞消息積攢到一定程度而集中釋放時，就會對股價產生嚴重的不利影響，甚至可能造成股價崩盤。[1]二是從信息不對稱理論的角度出發(fā)，Hutton等認為公司的信息不對稱程度越高，股價崩盤風險越高。[2]葉康濤等的研究也發(fā)現，如果上市公司對外充分披露其內部控制信息，就可以緩解信息不對稱，一定程度上可以避免股價出現崩盤的情況。[3]三是在行為金融學理論的基礎上，學者們認為投資者信念的異質性、投資者情緒等方面也會對股價崩盤風險產生影響。例如，Hong和Stein、陳國進等研究得出了投資者異質信念程度越大，股價發(fā)生暴跌的可能性越大的共同結論。[4][5]李昊洋等發(fā)現投資者情緒會通過影響股價波動性進而增加股價崩盤的風險；尤其在情緒的影響下，機構投資者在資本市場進行交易時，其羊群行為對股價崩盤風險的影響比其他投資者更大。[6]

當前，資本市場的投資者主要是通過上市公司披露的年報來獲取與公司財務狀況、經營業(yè)績等相關的信息，因此年報披露的時間也會對投資者的決策產生影響。為均衡年報的披露時間、規(guī)范上市公司的信息披露行為，年報預約披露制度應運而生。1997年底，證監(jiān)會要求在滬深證券交易所上市的公司應向證交所約定其年報披露的時間。上交所和深交所于2002年首次形成并公開了上市公司2001年年報的預約披露時間表。

雖然我國監(jiān)管部門十分重視上市公司的年報預約披露時間的整體均衡性，與其相關的法律法規(guī)也不斷趨于完善，但是年報預約披露推遲的公司數量增加，預約披露推遲的比例也有所上升。上市公司年報預約披露推遲看似只是年報編制復雜、審計工作量大所導致，但伍利娜等、余怒濤等發(fā)現經營業(yè)績不佳、被出具非標準審計意見等才是其推遲背后的原因。[7][8]既然如此，股票市場的其他主體尤其是投資者能否對上市公司年報預約披露推遲行為有充分且清晰的認識將對投資者的投資決策產生重要影響。在股價“暴跌”現象頻發(fā)的市場環(huán)境下，上市公司寧可在資本市場上失信于投資者，也要選擇年報預約披露推遲，這一行為是否會對股價崩盤風險產生影響？

與此同時，機構投資者在我國迅速發(fā)展和壯大，已成為資本市場上的重要參與者之一。但是在相關文獻中，學者們對于機構投資者持股如何影響股價崩盤風險持有不同的觀點。其中，一類學者如An和Zhang認為穩(wěn)定型機構投資者能夠對管理層的行為進行有效監(jiān)督，因此也能減弱管理層對公司壞消息的隱藏和囤積，降低股價崩盤風險。[9]Callen和Fang、高昊宇等發(fā)現機構投資者能顯著抑制股價暴跌現象的發(fā)生，降低公司股價未來的崩盤風險。[10][11]另一類學者如陳國進等、許年行等、曹豐等的研究結論卻支持了機構投資者作為“崩盤加速器”的觀點。[12][13][14]那么，年報預約披露推遲與股價崩盤風險之間的關系是否會因機構投資者的持股而產生差異？

本文以滬深兩市2004—2017年A股主板上市的公司作為研究樣本，研究年報預約披露推遲與股價崩盤風險之間的關系，并進一步探究機構投資者持股對二者關系的調節(jié)作用。本文的貢獻可能在于：第一，已有研究發(fā)現年報預約披露推遲與股價崩盤風險正相關，本文引入機構投資者，通過實證檢驗發(fā)現機構投資者持股會加劇年報預約披露推遲與股價崩盤風險之間的正向關系，是對現有研究的有益補充。第二，現有的文獻關于機構投資者對股價崩盤風險的影響尚存爭議，本文的研究表明機構投資者是資本市場的股價“崩盤加速器”，進一步為機構投資者持股作用提供了經驗證據，拓展了機構投資者持股作用的研究。

二、理論分析和研究假設

(一)年報預約披露推遲與股價崩盤風險

雖然年報預約披露制度實施之后，提升了年報披露的及時性，但許多上市公司仍然會不惜違背最初的約定，推遲年度報告的預約披露日。

由委托代理理論可知，當自身所追求的利益目標與公司目標不一致時，管理層會選擇放棄公司目標而追求自身利益。因此，如果公司存在經營業(yè)績不佳或者被出具非標準審計意見的壞消息時，Kothari等認為，管理層出于職業(yè)憂慮、職位晉升、獎金以及股票期權等原因，往往存在隱瞞公司壞消息的動機。[15]而管理層作為委托代理關系中的代理人，掌握著公司的經濟命脈，決定著公司的信息決策。他們可以選擇在何時以何種程度披露好消息，隱瞞壞消息。謝盛紋和陶然指出，管理層隱瞞壞消息的動機和能力均已具備，此時還需取得相對有利的審計報告，因此，時間條件必不可少。[16]年報預約披露推遲所創(chuàng)造的時間差有助于管理層巧妙地進行盈余管理，掩蓋公司真實財務信息，并且也給了他們時間與審計師就審計意見進行談判。通過年報預約披露推遲的這段緩沖時間，管理層將壞消息隱藏在公司內部。而根據Jin和Myers的觀點，壞消息在公司內部逐漸累積，一定程度后超過了上市公司可承受的上限時，就會集中涌向資本市場，進而引發(fā)股價暴跌。[17]

根據信息不對稱理論，外部投資者與管理層相比處于信息劣勢，他們對年報預約披露推遲的真實原因并不了解。謝盛紋和陶然發(fā)現若是管理層利用年報預約披露推遲的時間操縱和粉飾報表，就會使得投資者無法了解到公司真實的財務狀況和經營業(yè)績，更加劇了內外部的信息不對稱，降低了信息透明度。[18]李小榮和劉行認為，如果投資者不了解公司的真實運作，可能會根據失實的信息對股價產生誤判，股價“泡沫”由此產生。[19]雖然通過年報預約披露推遲的緩沖時間可以進行盈余管理操縱公司財務信息，但是葉康濤等指出，一旦投資者得知公司的實際經營情況，“泡沫”就會破裂，股價存在暴跌風險。[20]此外，李昊洋等認為，我國資本市場上的中小投資者在進行交易時易受到主觀感覺或市場流言的影響。[21]當公司的真實經營狀況被資本市場上的外部媒體大肆宣傳報道后，會使得投資者情緒更加悲觀，由此引發(fā)的非理性拋售行為更加劇了股價崩盤的風險。

綜上所述，年報預約披露推遲不僅為管理層隱藏壞消息提供了時間條件，同時還加劇了內部和外部信息的不對稱性，增加了股價崩盤的風險?；诖耍疚奶岢黾僭O一：

H1：其他條件不變時，上市公司年報預約披露推遲會加大公司未來的股價崩盤風險。

(二)機構投資者持股的調節(jié)作用

根據前文所述，從管理層的角度出發(fā)，Kothari等、Kim等認為管理層出于更高的職業(yè)薪酬、更好的職業(yè)前景以及更多的股權激勵等，有動機和能力通過年報預約披露推遲來隱藏壞消息[22][23]，但同時管理層也面臨著來自機構投資者的壓力。Chen等認為有長期投資理念的機構投資者會“用手投票”參與公司治理。[24]如果機構投資者積極行使其股東的權利，通過及時向外界傳達不利消息、向股東提案、同管理層進行談判等方式，施加壓力與管理層，則管理層為隱藏壞消息而推遲年報預約披露時間的機會主義行為會被抑制。因此，管理層希望與機構投資者“合作”，通過為機構投資者提供公司的內幕信息為交易條件，拉攏機構投資者為其隱瞞年報預約披露推遲背后更深層次的原因。

從機構投資者的角度出發(fā)，與其他外部投資者相比，機構投資者與管理層的聯系更加密切。潘越等通過機構投資者在公司高管因績差被撤職事件上的態(tài)度發(fā)現機構投資者是公司管理層的“合謀者”。[25]由于我國資本市場尚不成熟，為獲取超額回報，部分機構投資者受利益誘惑會選擇與管理層組成“聯盟”。曹豐等認為壞消息隱藏的時間越長，機構投資者有更多的時間與管理層進行內幕交易，進而獲得的收益也越多。[26]因此，機構投資者為利用內幕消息交易獲利就有動機縱容或者幫助管理層通過年報預約披露推遲來隱藏壞消息，這大大降低了管理層通過年報預約披露推遲行為來隱藏壞消息的成本和難度。并且，機構投資者也不會向外界資本市場分享年報預約披露推遲的真實原因，加劇了內外部信息不對稱，增加股價崩盤風險。

綜上所述，站在既得利益的立場，機構投資者可能會選擇包庇管理層年報預約披露推遲的行為，這就降低了公司管理層隱藏壞消息的成本和難度。在這種情況下，管理層就會選擇通過年報預約披露推遲來隱藏壞消息。不僅如此，機構投資者也不會及時對外分享預約披露推遲背后真正的原因，這也增加了信息不透明，加劇內外部信息的不對稱。因此，機構投資者持股反而會加劇公司年報預約披露推遲所帶來的股價崩盤風險。基于此，提出假設二：

H2：其他條件不變時，機構投資者的持股會加劇年報預約披露推遲與股價崩盤風險之間的正向關系。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

由于國泰安數據庫中對于2004年以前上市公司年報預約披露日及其變更的數據較少，并且自2014年后中小板、創(chuàng)業(yè)板才開始對外披露年報的預約披露信息，樣本期較短，故本文選取滬深兩市2004年至2017年A股主板上市的公司作為主要研究樣本?？紤]到對未來股價崩盤的風險進行考察，因此對解釋變量和控制變量的選取需要滯后一期。研究數據主要來源于國泰安數據庫和銳思數據庫。其中，公司和市場周收益數據來源于銳思數據庫，年報預約披露數據、機構投資者持股比例及其他上市公司財務數據均來自于國泰安數據庫。

為確保研究結果的精確性和可靠性，本文對樣本進行如下篩選：剔除金融類上市公司的樣本；剔除ST和*ST上市公司的樣本；為保證股價崩盤風險指標計算的準確性和穩(wěn)定性，剔除年度周收益率不足30個的樣本；剔除年報首次預約披露日期或年報實際披露日期缺失的樣本；剔除機構投資者持股比例及其他財務數據缺失的上市公司樣本。最后，本文共獲得7506個有效觀測值。此外，為減輕極值引起的偏差，本文在1%和99%分位上對所有連續(xù)變量進行了Winsorize處理。

(二)變量設計

1. 股價崩盤風險

本文借鑒Kim等、許年行等、王化成等的方法[27][28][29]，在度量股價崩盤風險時，選用負收益偏態(tài)系數(Ncskew)和收益上下波動比率(Duvol)指標。具體計算方法如下：

首先，利用股票i的周收益率數據進行如下回歸：

Ri,t=β0+β1Rm,t-2+β2Rm,t-1+β3Rm,t+β4Rm,t+1+β5Rm,t+2+εi,t

(1)

其中:Ri,t為股票i在第t周的收益率，Rm,t為所有股票在第t周經過流通市值加權的平均收益率。本文將市場周收益率的滯后項和超前項加入模型(1)是為了控制股票非同步交易的影響。εi,t是模型(1)的殘差，代表股票i的周收益率未被市場解釋的部分，若εi,t為負且其值越小，則表示股票i的收益偏離市場收益的程度越大。

其次，利用模型(1)的回歸殘差，計算股票i在第t周的特有收益率：

Wi,t=Ln(1+εi,t)

(2)

再次，基于Wi,t構造股價崩盤風險的兩個衡量指標：負收益偏態(tài)系數(Ncskew)和收益上下波動比率(Duvol)。

(3)

其中:n為股票i當期的交易周數。負收益偏態(tài)系數(Ncskew)的數值越大，代表偏態(tài)系數負向偏離程度越嚴重，即股票i發(fā)生股價崩盤的風險更大。

(4)

其中:nu(nd)為股票i的周特有收益Wi，t大于(小于)年平均周特有收益Wi的周數；收益上下波動比率(Duvol)反映股票收益率分布的形態(tài)，Duvol數值越大，代表收益率分布形態(tài)越往左偏，股票i發(fā)生股價崩盤的風險越大。

2. 年報預約披露推遲

年報預約披露推遲即指上市公司年報的實際披露日晚于其在證交所預約的披露日期的情況。本文將借鑒謝盛紋和陶然的衡量方法[30]，為消除變量間較大的數據度量差異，先采用連續(xù)變量Lndelay衡量年報預約披露推遲，令Lndelay =Ln(年報實際披露日 - 年報首次預約披露日+1)，該指標值越大，年報預約披露推遲的程度越大。為保證結果可靠性，本文將在穩(wěn)健性檢驗部分采用虛擬變量Delay_0來衡量，若年報的預約披露時間存在推遲，則Delay_0取值為1，否則取值為0。

3. 機構投資者持股

本文將參照曹豐等的做法[31]，所指的機構投資者主要包括：證券投資基金、QFII、券商、保險公司、社?；?、信托、財務公司和銀行。在此基礎上，將上市公司中這八類股東的年末持股比例之和作為本文機構投資者持股的指標。

由于非金融類上市公司股東和一般法人股東的投資特征與上述八類機構投資者存在較大差異。這兩類股東可能由于專業(yè)知識不夠豐富、信息渠道不寬廣且信息處理能力不強的原因而較少以機構投資者的身份持有公司股票。因此，在主檢驗部分，機構投資者的范疇不包括這兩類股東。本文將在穩(wěn)健性部分，用所有機構投資者的持股比例作為另一個機構投資者持股指標進行穩(wěn)健性檢驗。

4. 其他控制變量

參照相關的研究文獻，本文選取以下可能對股價崩盤風險產生影響的變量作為控制變量：公司規(guī)模(Size)、資產負債率(Lev)、總資產收益率(Roa)、公司周特有收益標準差(Sigma)、信息透明度(Abacc)、賬面市值比(BM)、管理層持股情況(Mhold)，同時還引入年度虛擬變量和行業(yè)虛擬變量以分別控制年度和行業(yè)的相關影響。

變量的具體定義及衡量見表1(含主要變量與控制變量)。

表1 相關變量定義

(三)模型設計

為了檢驗假設一：上市公司年報預約披露推遲會加大公司未來的股價崩盤風險，本文構建模型(5)和模型(6)：

Ncskewi,t+1=β1Lndelayi,t+∑βqControlVariablesi,t+εi,t

(5)

Duvoli,t+1=β1Lndelayi,t+∑βqControlVariablesi,t+εi,t

(6)

其中：以t+1期的Ncskew和Duvol來衡量股價崩盤風險；Lndelay為第t期年報預約披露推遲的連續(xù)變量指標；ControlVariables為前文所述的一組控制變量，均為t年指標。如果β1顯著為正，則表示年報的預約披露推遲增加了未來的股價崩盤風險。

為檢驗假設二：機構投資者的持股會加劇年報預約披露推遲與股價崩盤風險之間的正向關系，構建模型(7)和模型(8)：

Ncskewi,t+1=β1Lndelayi,t+β2InsHoldi,t+β3Lndelayi,t*InsHoldi,t+∑βqControlVariablesi,t+εi,t

(7)

Duvoli,t+1=β1Lndelayi,t+β2InsHoldi,t+β3Lndelayi,t*InsHoldi,t+∑βqControlVariablesi,t+εi,t

(8)

其中:被解釋變量依然為t+1期的負收益偏態(tài)系數(Ncskew)和收益上下波動比率(Duvol)；解釋變量為年報預約披露推遲(Lndelay)、機構投資者持股(InsHold)及其交乘項，其他控制變量同模型(5)和(6)。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2顯示了主要變量的描述性統(tǒng)計值。股價崩盤風險的衡量指標負收益偏態(tài)系數(Ncskew)的平均值為-0.3512，最小值和最大值分別為-2.8654和1.5498，標準差為0.6936；收益上下波動比率(Duvol)的平均值為-0.1674，最小值和最大值分別為-0.9450和0.6935，標準差為0.3330，二者都反映出不同樣本公司間的股價崩盤風險存在較大差異。年報預約披露推遲的衡量指標Lndelay的均值為0.3833，標準差為0.9727，最大值為3.7612，最小值為0，表明各樣本公司推遲年報披露的時間差異大；Delay_0的均值為0.1476，標準差為0.3547，表明樣本期間內仍約有14%的公司選擇推遲披露年報。機構投資者持股比例(InsHold)的平均值是0.0543，最小值是0，最大值是0.2569，說明樣本公司股東中機構投資者持股比例較低。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(二)均值差異檢驗

為進一步驗證年報預約披露推遲對股價崩盤風險的影響，依據前文年報預約披露推遲的虛擬變量Delay_0，將總樣本按照是否發(fā)生年報預約推遲分為兩組：按時披露的子樣本組和推遲披露的子樣本組，然后對被解釋變量進行均值差異檢驗。如表3所示，推遲披露組的股價崩盤風險指標的均值高于按時披露組，該差異在1%水平上顯著為正，說明推遲年報預約披露日期可能會有更大的股價崩盤風險，初步支持假設一。

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

(三)相關性分析

本文對主要變量進行了Pearson相關系數檢驗。由表4的相關系數表可以看出，股價崩盤風險的兩個衡量指標負收益偏態(tài)系數(Ncskew)和收益上下波動率(Duvol)之間的相關系數高達0.879，在1%的水平上顯著為正，說明兩者之間的相關性較強，具有較好的一致性，都可以被用來衡量股價崩盤風險。年報預約披露推遲(Lndelay)與負收益偏態(tài)系數和收益上下波動率之間的相關系數分別為0.091和0.144，且都在1%的水平上顯著，說明在不考慮其他因素的情況下，年報預約披露推遲與股價崩盤風險之間是正相關關系，與假設一初步吻合。除了兩個被解釋變量之間的相關系數，其它兩兩相關的系數中，各系數的絕對值最大為0.457，沒有超過0.6，說明變量間的多重共線性不會對本文的回歸模型造成影響。

表4 Pearson相關系數

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

(四)年報預約披露推遲與股價崩盤風險

表5列示了年報預約披露推遲與股價崩盤風險的回歸結果。在表5的第(1)列結果中，年報預約披露推遲(Lndelay)與負收益偏態(tài)系數(Ncskew)的回歸系數為0.0538，兩者成正向關系，顯著程度為1%；在表5的第(2)列結果中，年報預約披露推遲(Lndelay)與收益上下波動比率(Duvol)的系數為0.0421，也在1%的水平上顯著為正。表明在增加相關控制變量后，年報預約披露推遲與衡量股價崩盤風險的兩個指標之間存在顯著正相關關系，也說明上市公司年報預約披露推遲會加大公司未來的股價崩盤風險，與本文提出的假設一相符合。前文分析過，在我國的資本市場上，年報預約披露推遲不僅為管理層隱藏壞消息提供了時間條件，同時還會加劇公司內部和外部資本市場的信息不對稱，這些后果均可能會增加股價崩盤的風險。

表5 年報預約披露推遲與股價崩盤風險的回歸結果

續(xù)表5

變量Ncskew(1)Duvol(2)Constant0.13350.2858***(0.78)(3.49)YearControlledControlledIndustryControlledControlledN75067506adj.R20.0990.113F25.93***29.96***

注：括號內為t統(tǒng)計量,***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

(五)機構投資者持股的調節(jié)作用

在前文的基礎上，本文進一步探究在機構投資者持股的調節(jié)作用下，年報預約披露推遲對股價崩盤風險產生的影響，回歸結果如表6所示。

注：括號內為t統(tǒng)計量,***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

在表6的第(1)列結果中，不僅年報預約披露推遲(Lndelay)與負收益偏態(tài)系數(Ncskew)的回歸系數顯著為正，并且年報預約披露推遲與機構投資者持股比例的交乘項(Lndelay*InsHold)的系數為0.4973，在1%水平上也顯著正相關。同樣在表6的第(2)列結果中，不僅年報預約披露推遲(Lndelay)與收益上下波動比率(Duvol)的回歸系數顯著為正，而且年報預約披露推遲與機構投資者持股比例的交乘項(Lndelay*InsHold)的系數為0.5921，在1%的水平上也顯著正相關。

由此可以看出，無論是用負收益偏態(tài)系數(Ncskew)還是收益上下波動比率(Duvol)來衡量股價崩盤風險，機構投資者的持股，都會加劇年報預約披露推遲與股價崩盤風險之間的正向關系，支持了本文的假設二。根據前文所述，機構投資者站在既得利益的立場可能會選擇包庇管理層年報預約披露推遲的行為，這就降低了公司管理層隱藏壞消息的成本和難度。在這種情況下，管理層就會選擇通過年報預約披露推遲來隱藏壞消息。不僅如此，機構投資者也不會及時對外分享預約披露推遲背后真正的原因，這也增加了信息不透明，加劇內外部信息的不對稱。因此，機構投資者持股反而會加劇公司年報預約披露推遲所帶來的股價崩盤風險。

(六)穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結果的穩(wěn)健性，本文還從以下角度進行了測試：

1. 由于在上市公司年報預約披露推遲影響股價崩盤風險的過程中，可能存在樣本選擇偏誤帶來的內生性問題，因此本文運用傾向得分匹配法(PSM)進行穩(wěn)健性測試，即選出與年報預約披露推遲的樣本在公司特征和外部審計情況最為接近、但未發(fā)生年報預約披露推遲的樣本進行匹配。具體步驟如下：

首先，本文參考伍麗娜等的研究[32]，用本期的測試變量，包括總資產規(guī)模(Size)、資產負債率(Lev)、資產收益率(Roa)、年度虧損虛擬變量(Loss)、未預期盈余(UE)、未預期盈余虛擬變量(DUE)、審計意見(OP)、事務所變更(Switch)對Probit模型(年報預約披露推遲概率的影響因素模型)回歸，即用模型(9)計算出每個公司每年的傾向值得分(Pscore)。

緊接著，使用半徑為0.01的半徑匹配法對每個觀測樣本匹配與其年度和行業(yè)相同、傾向值得分最為接近、但公司在對應年份未發(fā)生年報預約披露推遲的樣本。匹配后，發(fā)生年報預約披露推遲的樣本公司構成處理組，與其配對的未發(fā)生年報預約披露推遲的樣本公司為對照組。去除Probit模型中缺失變量個體，共得到900組觀測樣本。

為檢驗匹配的有效性，對Probit模型中的測試變量進行平衡性假設檢驗。如表7所示，處理組和對照組在可觀察到的公司特征及外部審計情況相關變量上無顯著差異，說明配對結果良好。

最后，使用配對后的子樣本再重新進行回歸，回歸結果如表8所示。研究結論依然與前文保持一致。

表8 傾向得分匹配

注：括號內為t統(tǒng)計量***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

2. 采用虛擬變量Delay_0替換年報預約披露推遲指標的衡量。根據年報預約披露推遲的天數=年報實際披露日-年報首次預約披露日，先計算出推遲的天數。若年報預約披露推遲天數大于0，Delay_0取值為1，否則為0。使用年報預約披露推遲的替代指標對模型重新進行回歸，研究結論仍然不變。

3. 為反映機構投資者的整體投資共性，本文參考楊海燕等、梁上坤的方法[33] [34]，采用上市公司股東中所有機構投資者的年末持股比例作為替代變量進行回歸，結果見表9，也得到與前文相同的研究結論。

表9 機構投資者持股替代度量回歸結果

注：括號內為t統(tǒng)計量,***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

五、研究結論

年報預約披露制度有效規(guī)范了上市公司的信息披露行為,均衡了年報披露時間。然而，在我國股價“暴跌”現象頻發(fā)的市場環(huán)境下，許多上市公司寧可在資本市場上失信于投資者，也要選擇年報預約披露推遲。基于此，本文選取2004年至2017年滬深A股主板上市的公司為樣本，研究年報預約披露推遲對股價崩盤風險的影響。通過實證檢驗發(fā)現：(1)年報預約披露推遲會加大公司未來的股價崩盤風險；(2)機構投資者的持股會增強年報預約披露推遲與股價崩盤風險之間的正向關系。此外，本文一系列穩(wěn)健性檢驗也進一步驗證了上述結論的可靠性。

本文的研究結論對于如何強化年報預約披露推遲的監(jiān)管、如何加強對機構投資者的引導和管理具有重要的啟示意義：(1)如果上市公司確實有推遲年報預約披露日的變更需求，證交所應當要求上市公司詳細披露年報預約披露推遲的原因。同時，證監(jiān)會及其它監(jiān)管部門應完善年報預約披露制度的獎懲機制，減少管理層通過年報預約披露推遲隱藏公司壞消息的可能性。投資者也應提升對年報預約披露推遲的關注，以緩解信息不對稱問題。(2)機構投資者作為股票市場潛在的“崩盤加速器”，政府部門應將“監(jiān)管”和“引導”兩手抓，并注重培育機構投資者參與公司治理的意識，杜絕其違法違規(guī)行為，讓機構投資者能規(guī)范有序地參與到資本市場的建設中。

注釋：

[1][17] Jin L., Myers S. C.,“R2 around the world: New theory and new tests”,JournalofFinancialEconomics,vol.79,no.2(2006),pp.257-292.

[2] Hutton A. P., Marcus A. J., “Tehranian H. Opaque financial reports, R2, and crash risk”,JournalofFinancialEconomics, vol.94,no.1(2009),pp.67-86.

[3][20] 葉康濤、曹 豐、王化成：《內部控制信息披露能夠降低股價崩盤風險嗎? 》，《金融研究》2015年第2期。

[4] Hong H., Stein J. C.,“Differences of Opinion, Short-Sales Constraints, and Market Crashes”,ReviewofFinancialStudies, vol.16,no.2(2003),pp.487-525.

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