投資者情緒與上市公司自愿性信息披露迎合策略
——基于業(yè)績快報行為的實證檢驗

(1.湖南大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖南 長沙 410082；2.湖南商學(xué)院 會計學(xué)院，湖南 長沙 410205)

投資者情緒與上市公司自愿性信息披露迎合策略
——基于業(yè)績快報行為的實證檢驗

龍立1,2龔光明1

(1.湖南大學(xué)工商管理學(xué)院，湖南長沙410082；2.湖南商學(xué)院會計學(xué)院，湖南長沙410205)

以我國A股主板上市公司業(yè)績快報行為作為分析對象，對投資者情緒是否以及如何影響公司自愿性信息披露決策進(jìn)行了實證檢驗。檢驗結(jié)果表明：(1)當(dāng)公司盈利時，隨著投資者情緒的高漲，上市公司披露業(yè)績快報的概率增加，而當(dāng)公司虧損時，投資者情緒水平越高，公司披露業(yè)績快報的概率則越低；(2)在公司披露業(yè)績快報的前提下，投資者情緒越高漲，業(yè)績快報中的盈利數(shù)據(jù)越被高估。上述結(jié)果意味著上市公司可能策略性地利用業(yè)績快報行為來應(yīng)對投資者情緒的波動，并從經(jīng)驗事實上支持了行為金融學(xué)的迎合理論。在當(dāng)前A股市場整體信息披露質(zhì)量欠佳的前提下，該研究結(jié)論有助于完善證券市場相關(guān)規(guī)制、對市場進(jìn)行有效的引導(dǎo)或監(jiān)管，為深化市場改革提供新思路。

投資者情緒；自愿性信息披露；業(yè)績快報；迎合理論

一、引言

投資者情緒問題一直是行為金融研究的熱點。國外一系列研究成果表明，投資者情緒會對上市公司的投資、公司更名、股票分拆以及信息披露等行為決策產(chǎn)生顯著影響(Stein，1996；Baker等，2003；Cooper等，2001/2005；Bergman和Roychowdhury，2008；Baker等，2009；Polk和Sapienza，2009；Brown等，2012)[1]-[8]。然而，國內(nèi)相關(guān)研究主要關(guān)注投資者情緒如何影響公司投融資等財務(wù)決策(花貴如等，2010/2011；劉志遠(yuǎn)和靳光輝，2013；張慶和朱迪星，2014；黃宏斌和劉志遠(yuǎn)，2014；靳光輝，2015；黎珍等，2017；崔豐慧等，2016；黃宏斌等，2016)[9]-[17]，但結(jié)合我國國情，探尋投資者情緒與公司信息披露策略之間關(guān)系的文獻(xiàn)目前尚不多見。

在上市公司信息披露行為中，自愿性披露由于自主性和靈活性強被認(rèn)為更能體現(xiàn)公司管理者的策略意圖，而其中，尤以財務(wù)信息的自愿披露最受理論界和實務(wù)界關(guān)注，前期文獻(xiàn)Bergman和Roychowdhury(2008)以及Brown 等(2012)就一致聚焦于投資者情緒如何影響公司財務(wù)信息的自愿披露[5][8]。借鑒以上兩篇文獻(xiàn)思路，我們試圖利用A股市場經(jīng)驗數(shù)據(jù)，檢驗投資者情緒對我國上市公司自愿性信息披露策略的影響。與王俊秋等(2013)[18]不同，本文以上市公司業(yè)績快報而不是業(yè)績預(yù)告來分析公司自愿性信息披露策略，其原因在于：雖然我國上市公司財務(wù)信息的自愿披露有盈利(業(yè)績)預(yù)測、業(yè)績預(yù)告和業(yè)績快報三種途徑，但從實際情況來看，盈利(業(yè)績)預(yù)測往往存在內(nèi)容形式化、數(shù)據(jù)指標(biāo)不具體等突出問題，業(yè)績預(yù)告則帶有半強制半自愿的性質(zhì)，可能在一定程度上影響管理者的自主性，只有業(yè)績快報(對于主板上市公司而言)才屬于我國當(dāng)前制度下的完全自愿行為；更為重要的是，與盈利(業(yè)績)預(yù)測和業(yè)績預(yù)告相比，業(yè)績快報公布的數(shù)據(jù)指標(biāo)更為全面和詳細(xì)，因此更適合于實證檢驗①。

本文的主要貢獻(xiàn)在于：首先，結(jié)合我國實際首次提供了投資者情緒影響上市公司自愿性信息披露策略(業(yè)績快報披露)的大樣本經(jīng)驗證據(jù)，這進(jìn)一步豐富了投資者情緒與公司行為決策關(guān)系的研究文獻(xiàn)；其次，眾多學(xué)者分別從股利政策、投資決策、公司更名、股票分拆以及基金分拆方面驗證了行為金融學(xué)的“迎合理論”，本文則從公司信息披露方面對該理論進(jìn)行了驗證，充實了“迎合理論”的相關(guān)證據(jù)；最后，對上市公司自愿性信息披露動機的探尋一直是實證會計領(lǐng)域的經(jīng)典議題，本文的研究結(jié)論表明，公司披露業(yè)績快報的動機可能源于對市場投資者情緒的迎合，這為后續(xù)相關(guān)研究提供了一個新的視角，進(jìn)一步拓展了自愿性信息披露動機以及業(yè)績快報行為的研究文獻(xiàn)。

二、文獻(xiàn)回顧及假設(shè)提出

(一)文獻(xiàn)回顧

1.投資者情緒與公司行為決策。行為金融文獻(xiàn)中，投資者情緒被認(rèn)為是“投資者對公司價值的預(yù)期脫離了基本面的系統(tǒng)性偏差”(Baker和Wurgler，2006/2007；Brown等，2012)[19][20][8]。隨著投資者情緒的存在性得到證實，研究者開始探尋這一現(xiàn)象對公司行為決策的影響。

現(xiàn)有成果中，投資者情緒對公司財務(wù)行為的影響主要包括對投資的影響和對融資的影響兩個方面，其中又以前者的相關(guān)成果最為豐富。研究者從多個角度分析和檢驗了投資者情緒對公司投資決策的影響機理，提出了以下“四個渠道”的解釋機制。第一，股權(quán)融資渠道。這一機制認(rèn)為投資者情緒的高漲會導(dǎo)致股價上漲，而股權(quán)依賴性公司會利用這一契機增發(fā)股票來籌資，進(jìn)而加大投資規(guī)模，反之則放棄投資項目(Stein，1996；Baker 等，2003；劉端和陳收，2006；Chang等，2007)[1][2][21][22]。第二，理性迎合渠道。借鑒Baker和Wurgler(2004)的“股利迎合理論”[23][24]，Polk和Sapienza(2009)提出投資者情緒影響公司投資決策的“理性迎合渠道”，其經(jīng)驗證據(jù)表明管理者為了迎合投資者高漲(低落)的情緒會增加(削減)公司投資[7]。以此為基礎(chǔ)，劉志遠(yuǎn)和靳光輝(2013)、張慶和朱迪星(2014)以及靳光輝(2015)分別從股東持股比例、管理層持股以及現(xiàn)金持有量等角度進(jìn)一步分析了我國上市公司通過投資行為迎合投資者情緒的背景條件[11][12][14]。第三，管理者樂觀主義的中介效應(yīng)渠道?；ㄙF如等(2011)將管理者樂觀主義作為中介變量引入投資者情緒對公司投資決策的影響機制，發(fā)現(xiàn)投資者高漲的情緒會導(dǎo)致管理者產(chǎn)生樂觀傾向，進(jìn)而擴大企業(yè)的投資規(guī)模[10]。第四，信貸融資中介效應(yīng)傳導(dǎo)渠道。黃宏斌和劉志遠(yuǎn)(2014)提出并驗證了“信貸融資中介效應(yīng)傳導(dǎo)渠道”，認(rèn)為高漲的投資者情緒可以促使企業(yè)增加信貸融資規(guī)模，進(jìn)而擴大投資規(guī)模[13]。除上述文獻(xiàn)聚焦于投資者情緒如何影響公司投資問題外，近期一些國內(nèi)研究還關(guān)注投資者情緒對公司融資方面的影響，有證據(jù)表明投資者情緒可能改變企業(yè)的融資約束和融資難度(崔豐慧等，2016)[16]，并顯著調(diào)節(jié)了企業(yè)生命周期與企業(yè)融資約束、企業(yè)生命周期與企業(yè)融資方式之間的關(guān)系(黃宏斌等，2016)[17]。

Bergman和Roychowdhury(2008)最早檢驗了投資者情緒與公司信息披露決策之間的關(guān)系[5]，然而Brown等(2012)曾指出，Bergman和Roychowdhury僅提供了投資者情緒影響管理層盈余預(yù)測披露的非決定性證據(jù)[8]。Brown等(2012)則以上市公司備考業(yè)績指標(biāo)(“pro forma”earnings metrics)②的自愿披露作為研究對象，發(fā)現(xiàn)投資者情緒高漲時，公司在季報中披露備考業(yè)績指標(biāo)的可能性加大(尤其是備考業(yè)績指標(biāo)高于傳統(tǒng)業(yè)績指標(biāo)時)，并將該指標(biāo)放在報告中更為突出的位置予以強調(diào)[8]。盡管Brown等(2012)提供了投資者情緒影響公司自愿性信息披露行為的可靠證據(jù)，但該研究聚焦于備考業(yè)績披露這一特定行為，尚不具有代表性和全面性，也不符合我國證券市場的現(xiàn)實背景。王俊秋等(2013)以A股公司為樣本，發(fā)現(xiàn)在投資者情緒低落時管理層自愿披露業(yè)績預(yù)告的動機更強、披露的數(shù)據(jù)指標(biāo)更具體并且對壞消息更為樂觀[18]。不過，正如前文所述，在我國證券市場的制度背景下，業(yè)績預(yù)告行為并非分析上市公司自愿性信息披露策略的最佳選擇，而且與業(yè)績快報精確披露的數(shù)據(jù)指標(biāo)相比，業(yè)績預(yù)告中普遍存在的定性披露方式、業(yè)績指標(biāo)的區(qū)間估計模式等都給實證檢驗帶來較大的困難和不確定性。

2.迎合理論。一系列行為金融文獻(xiàn)將投資者的非理性行為與管理者理性決策結(jié)合起來，逐漸形成“迎合理論”的觀點，其核心假設(shè)為“公司進(jìn)行各項決策時以滿足投資者的需求或喜好為目的”。Long(1978)最早發(fā)現(xiàn)，為了迎合投資者需要，美國公共事業(yè)類公司選擇發(fā)放現(xiàn)金股利而不是股票股利[25]。Baker和Wurgler(2004)正式提出“股利迎合理論”的基本模型并得到了實證數(shù)據(jù)的證實，其研究結(jié)果表明：當(dāng)投資者對發(fā)放股利的公司給予更高的溢價時，管理層會選擇發(fā)放股利，否則將不發(fā)股利。這驗證了“理性的管理層能夠識別市場的錯誤定價，在權(quán)衡利弊之后將迎合市場需求制定股利政策”這一假設(shè)[23][24]。在Baker和Wurgler(2004)的基礎(chǔ)上，Li和Lie(2006)發(fā)現(xiàn)股利支付水平與股利溢價顯著相關(guān)，進(jìn)一步支持了“股利迎合理論”[26]。后續(xù)的相關(guān)研究將“股利迎合理論”擴展到公司投資(Polk和Sapienza，2009；肖虹和曲曉輝，2012)[7][27]、更名(Cooper等，2001/2005)[3][4]、股票分拆(Baker等，2009)[6]以及基金分拆(俞紅海等，2014)[28]等其他方面并相繼得到驗證。然而迄今為止，上市公司利用信息披露策略迎合投資者需求的相關(guān)證據(jù)仍然罕見。

(二)假設(shè)提出

借鑒Polk和Sapienza(2009)提出的“理性迎合渠道”[7]，我們認(rèn)為，投資者情緒對公司自愿性信息披露行為的影響機理也可以通過迎合理論予以解釋。Mian和Sankaraguruswamy(2012)提供的經(jīng)驗證據(jù)表明，與情緒低落期相比，投資者情緒高漲時對好消息的需求將更加強烈[29]。以此為依據(jù)，我們推測隨著投資者情緒的高漲，盈利公司越來越傾向于主動、及時地披露業(yè)績快報并且在一定程度上樂觀地估計盈利數(shù)據(jù)，以此來迎合投資者對好消息的偏好，而虧損公司則傾向于不披露業(yè)績快報，以避免“澆滅”投資者高漲的情緒，從而避免股價下跌。根據(jù)上述推斷，我們提出以下三個方面的具體假設(shè)：

假設(shè)1(H1)：當(dāng)公司盈利時，隨著投資者情緒的高漲，上市公司披露業(yè)績快報的可能性增加；當(dāng)公司虧損時，隨著投資者情緒的高漲，上市公司披露業(yè)績快報的可能性下降。

假設(shè)2(H2)：在公司披露業(yè)績快報的前提下，投資者情緒越高漲，公司披露業(yè)績快報就越及時。

假設(shè)3(H3)：在公司披露業(yè)績快報的前提下，投資者情緒越高漲，業(yè)績快報中披露的盈利數(shù)據(jù)就越被高估。

三、研究設(shè)計

(一)關(guān)鍵變量定義

一年度的第一季度，由于在時間上存在明確的先后關(guān)系，所以兩者之間的影響邏輯只可能是后者(業(yè)績快報披露行為)受到前者(投資者情緒)的影響。這種研究設(shè)計也能在一定程度上避免解釋變量和被解釋變量互為因果所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2對文中所有主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計。Express的均值為0.1298，說明只有將近13%的樣本觀測值披露了業(yè)績快報，自愿披露業(yè)績快報并不是A股上市公司的普遍行為。Timeliness均值和中位數(shù)都在60天左右，而標(biāo)準(zhǔn)差約為34天，最大值為118天，最小值為-1天，說明公司披露業(yè)績快報的時間差異較大，并沒有太多規(guī)律可循。Accuracy均值和中位數(shù)都接近0，意味著總體而言，業(yè)績快報中利潤總額被高估和被低估的程度、概率都基本相同，從極端值可知最大被高估了約24%，最小被低估了約15%。投資者情緒變量Sent的均值和中位數(shù)都小于0，說明市場中投資者情緒整體較為低落，這與我國股市在研究時間窗口內(nèi)始終處于低谷的現(xiàn)實情況一致，在一定程度上也證明了我們衡量投資者情緒的方法是合理的。Loss的均值約為0.09，說明只有9%的樣本觀測業(yè)績是虧損的。限于篇幅，對于其他控制變量我們不再作詳細(xì)討論。

表2主要變量描述性統(tǒng)計

(二)回歸分析

式(1)、(2)和(3)的回歸分析結(jié)果如表3所示。對于式(1)，我們根據(jù)公司年度盈利狀況將總樣本分為盈利樣本組和虧損樣本組分別進(jìn)行回歸。由于式(1)設(shè)定為非線性模型，其估計系數(shù)并非自變量的邊際效應(yīng)，因此我們在表3中提供了各個變量的邊際效應(yīng)和對應(yīng)的Z統(tǒng)計量，以便能更好地分析回歸結(jié)果的經(jīng)濟意義。盈利樣本組中Sent的邊際效應(yīng)為0.012，并且通過了0.01水平上的顯著性檢驗，說明投資者情緒水平每提升1個標(biāo)準(zhǔn)差，公司披露年度業(yè)績快報的可能性增加1.2%；虧損樣本組中Sent的邊際效應(yīng)為-0.031，通過了0.05水平上的顯著性檢驗，說明投資者情緒水平每提升1個標(biāo)準(zhǔn)差，公司披露業(yè)績快報的可能性下降3.1%。上述結(jié)論完全符合H1的預(yù)期，即當(dāng)公司盈利時，披露業(yè)績快報的可能性與投資者情緒水平正相關(guān)；當(dāng)公司虧損時，披露業(yè)績快報的可能性與投資者情緒水平負(fù)相關(guān)。式(2)檢驗了在公司披露業(yè)績快報的前提下，投資者情緒水平對披露及時性的影響。回歸結(jié)果中自變量Sent的系數(shù)并不顯著，說明在控制了其他相關(guān)因素后，投資者情緒對業(yè)績快報披露的及時性沒有影響，H2不成立。式(3)檢驗了在公司披露業(yè)績快報的前提下，投資者情緒水平對業(yè)績快報披露準(zhǔn)確性的影響。回歸結(jié)果中自變量Sent的系數(shù)為0.029，并且通過了0.05水平上的顯著性檢驗，說明投資者情緒與業(yè)績快報中盈利數(shù)據(jù)(利潤總額)的準(zhǔn)確性顯著正相關(guān)，即投資者情緒越高漲，業(yè)績快報中披露的利潤總額就越被高估，H3得到驗證。

式(1)和式(3)的實證結(jié)果都表明，上市公司試圖利用業(yè)績快報的自愿披露策略來迎合投資者情緒的變化：在公司盈利時，通過披露業(yè)績快報和高估其中的盈利數(shù)據(jù)來迎合投資者高漲的情緒，在公司虧損時，為了維持投資者日益高漲的情緒管理層越來越傾向于不披露業(yè)績快報。上述結(jié)論與行為金融的迎合理論預(yù)期一致。

表3投資者情緒與公司業(yè)績快報行為多元回歸分析結(jié)果

注：(1)***、**、*分別表示0.01、0.05、0.1的顯著性水平；(2)括號中的Z統(tǒng)計量或T統(tǒng)計量都是根據(jù)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差計算；(3)式(1)中所有自變量的邊際效應(yīng)都是通過Stata軟件的mfx命令求得。

五、穩(wěn)健性檢驗

上文通過對樣本觀測分組回歸驗證了H1，為了進(jìn)一步保證結(jié)論的穩(wěn)健性，我們在式(1)中引入調(diào)節(jié)變量Loss和交互項Sent*Loss并利用全部樣本觀測值再次進(jìn)行回歸，模型的具體設(shè)定和回歸結(jié)果分別見式(4)和表4。

P(Express=1)=Φ(α0+α1Sent+α2Loss +α3Loss * Sent + ∑Controls+∑Ind+∑Year+ε)

(4)

在自變量Sent的系數(shù)α1顯著的前提下，如果交互項Loss*Sent的系數(shù)α3顯著，則說明調(diào)節(jié)變量Loss對投資者情緒水平和業(yè)績快報披露概率之間的關(guān)系產(chǎn)生了顯著影響。為了考察交互項Sent*Loss對模型整體效果的影響，我們在表4中分別提供了帶交互項和不帶交互項的兩種回歸結(jié)果。在不加入交互項時，自變量Sent和調(diào)節(jié)變量Loss的邊際效應(yīng)分別為0.009和0.037，各自通過了0.05水平的顯著性檢驗，而在加入交互項Sent*Loss后，兩個變量的邊際效應(yīng)和顯著性水平都得到了明顯提升，這意味著變量Sent和Loss之間確實存在交互作用，交互項的加入有效地改善了模型的整體效果，否則將會產(chǎn)生遺漏變量偏誤而無法得到對自變量Sent的無偏估計。值得注意的是，正如Ai和Norton(2003)以及Norton 等(2004)指出的，在Probit等非線性模型中交互項的邊際效應(yīng)并不能通過Stata軟件的mfx命令求得，其顯著性也不能由該命令報告的Z檢驗來判斷，大量文獻(xiàn)中曾出現(xiàn)此類統(tǒng)計技術(shù)的應(yīng)用錯誤[32][33]。鑒于此，我們使用了Norton 等(2004)[33]設(shè)計的inteff命令來估計式(4)中交互項的邊際效應(yīng)和顯著性水平。

式(4)加入交互項后Sent邊際效應(yīng)為0.012，在0.01水平上顯著，而交互項Sent*Loss的邊際效應(yīng)為-0.036，通過了0.05水平上的顯著性檢驗。這說明當(dāng)公司虧損時，Sent的邊際效應(yīng)則為-0.024(=0.012-0.036)，此時投資者情緒水平和公司披露業(yè)績快報的概率負(fù)相關(guān)，即投資者情緒越高漲，公司披露業(yè)績快報的可能性越低；當(dāng)公司盈利時，Sent的邊際效應(yīng)為0.012，此時投資者情緒水平和公司披露業(yè)績快報的概率正相關(guān)，即投資者情緒越高漲，公司披露業(yè)績快報的可能性越高。這一結(jié)論與前文分組回歸的結(jié)論完全一致，說明H1的檢驗結(jié)果是穩(wěn)健的⑦。

表4投資者情緒與公司業(yè)績快報披露概率的多元回歸分析結(jié)果

注：(1)***、**、*分別表示0.01、0.05、0.1的顯著性水平；(2)括號中的Z統(tǒng)計量根據(jù)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差計算；(3)除交互項外，其他自變量的邊際效應(yīng)和Z統(tǒng)計量都是通過Stata軟件的mfx命令求得，交互項的邊際效應(yīng)和Z統(tǒng)計量則通過Stata軟件的inteff命令求得。

六、結(jié)論及政策建議

有關(guān)行為金融學(xué)的研究文獻(xiàn)已經(jīng)證實，投資者情緒是導(dǎo)致證券“錯誤定價”進(jìn)而造成市場長期失效的重要原因，而近年來A股“大起大落”式運行狀況表明，與西方成熟市場相比，我國證券市場受投資者情緒的影響可能更為嚴(yán)重。因此，研究我國證券市場中投資者情緒問題有著良好的現(xiàn)實基礎(chǔ)和重要的實踐意義。

我們利用A股數(shù)據(jù)實證檢驗了投資者情緒是否以及如何影響上市公司自愿性信息披露策略，結(jié)論表明，投資者情緒對上市公司自愿披露業(yè)績快報的可能性以及業(yè)績快報中盈利數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性都會產(chǎn)生顯著影響。具體而言：當(dāng)公司盈利時，隨著投資者情緒的高漲，上市公司披露業(yè)績快報的概率增加，而當(dāng)公司虧損時，投資者情緒水平越高，公司披露業(yè)績快報的概率則越低；另外，業(yè)績快報中的盈利數(shù)據(jù)會隨著投資者情緒的高漲而被高估。上述結(jié)果意味著，公司可能策略性地利用業(yè)績快報行為來應(yīng)對投資者情緒的波動：在盈利時，通過自愿披露業(yè)績快報和高估其中的盈利數(shù)據(jù)迎合投資者日益高漲的情緒；在虧損時，為了維持投資者高漲的情緒則傾向于不披露業(yè)績快報。這與行為金融的“迎合理論”預(yù)期一致。此外，我們也發(fā)現(xiàn)投資者情緒對公司披露業(yè)績快報的及時性沒有顯著影響。

信息質(zhì)量是決定市場效率的關(guān)鍵。在當(dāng)前A股市場整體信息披露質(zhì)量欠佳的現(xiàn)實前提下，加強自愿性信息披露問題的研究，有助于為完善證券市場相關(guān)規(guī)制、深化市場改革提供新思路。我們的研究結(jié)論也有助于各方參與者更加深刻地理解市場行為，準(zhǔn)確把握投資者情緒的變化及其影響、公司自愿性披露行為的動機等，進(jìn)而有助于投資者制定正確的投資策略，也有助于監(jiān)管者對市場進(jìn)行有效引導(dǎo)或監(jiān)管。

注釋：

①盈利(業(yè)績)預(yù)測是報告期結(jié)束前進(jìn)行的“預(yù)測”，而業(yè)績預(yù)告和業(yè)績快報都屬于報告期結(jié)束后進(jìn)行的“預(yù)告”，不過后兩者在強制性、披露形式和披露內(nèi)容方面又存在較大區(qū)別。根據(jù)我國滬深兩市《證券交易所股票上市規(guī)則》(以下簡稱《規(guī)則》)，上市公司預(yù)計業(yè)績出現(xiàn)虧損或大幅變動時必須在會計年度結(jié)束后1個月內(nèi)進(jìn)行業(yè)績預(yù)告，其他情況可以自愿披露業(yè)績預(yù)告。另外，《規(guī)則》提及，上市公司可以在定期報告披露前發(fā)布業(yè)績快報，同時對業(yè)績快報中應(yīng)該披露的財務(wù)數(shù)據(jù)和指標(biāo)做出了明確的規(guī)定。

②為反映企業(yè)可持續(xù)的“核心”業(yè)績，國外一些上市公司管理者會根據(jù)私人信息對基于GAAP的業(yè)績指標(biāo)進(jìn)行調(diào)整，排除其中的暫時性項目，從而形成備考業(yè)績指標(biāo)。

③借鑒Morck 等(1990)、Shin和Stulz(1998)、Goyal和Yamada(2004)以及張戈和王美今(2007)等的方法，本文在控制行業(yè)類型的前提下，分年度將年末Tobin’Q對反映公司基本面的變量組(凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負(fù)債率、營業(yè)收入增長率以及規(guī)模對數(shù))進(jìn)行回歸，再以殘差作為衡量投資者情緒水平的代理變量。

④本文僅考察上市公司年度業(yè)績快報行為，原因在于：其一，中期財務(wù)數(shù)據(jù)可能會受季節(jié)性、周期性因素的影響，相對而言年度財務(wù)數(shù)據(jù)更具綜合性和穩(wěn)定性，因此年度業(yè)績快報也最被使用者關(guān)注；其二，如果將年度業(yè)績快報和中期業(yè)績快報混合在一起進(jìn)行考察，可能會破壞研究對象的同質(zhì)性。

⑤公司規(guī)模通過總資產(chǎn)對數(shù)衡量；財務(wù)杠桿通過資產(chǎn)負(fù)債率衡量；最終控制人性質(zhì)設(shè)定為虛擬變量，國有控股時變量取值為1，否則為0；董事長與總經(jīng)理二職合一設(shè)定為虛擬變量，二職合一時取值為1，否則為0；董事會規(guī)模通過董事會人數(shù)來衡量；監(jiān)事會規(guī)模通過監(jiān)事會人數(shù)來衡量；上市時間定義為公司初次上市到樣本觀測年度12月止總月份數(shù)；回報波動性定義為考慮現(xiàn)金紅利再投資的月個股回報率年度標(biāo)準(zhǔn)差。

⑥滬深兩所對于主板上市公司的業(yè)績快報行為一直都是采取鼓勵的態(tài)度而非強制性要求，但對于中小板和創(chuàng)業(yè)板，深交所的相關(guān)規(guī)定則具有強制性。根據(jù)深交所《中小企業(yè)板信息披露業(yè)務(wù)備忘錄第1號：業(yè)績預(yù)告、業(yè)績快報及其修正》和《創(chuàng)業(yè)板信息披露業(yè)務(wù)備忘錄第11號——業(yè)績預(yù)告、業(yè)績快報及其修正》，年報預(yù)約披露在3～4月的中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司，應(yīng)當(dāng)在2月底之前披露年度業(yè)績快報。鑒于此，中小板和創(chuàng)業(yè)板的業(yè)績快報行為不再屬于自愿性披露的范疇，所以我們的初始樣本只包含了主板上市公司。另外，本文將研究時間窗口選擇為2007～2013年，是為了避免會計政策的變化對上市公司自愿性披露策略產(chǎn)生影響，我國2007年開始實施全新的《企業(yè)會計準(zhǔn)則》，并在2014年再次進(jìn)行了大規(guī)模的修訂。

⑦在未報告的檢驗中，我們還在式(4)中增加了凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為控制變量，以控制企業(yè)盈利狀況變化所帶來的影響，為了避免可能存在的多重共線性，我們刪除了部分不顯著的原有控制變量，最后的回歸數(shù)據(jù)顯示假設(shè)1的檢驗結(jié)果依然穩(wěn)健。

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(責(zé)任編輯：肖加元)

F832.5

：A

：1003-5230(2017)05-0096-09

2017-07-01

湖南省教育廳科學(xué)研究項目“投資者情緒與上市公司信息披露迎合策略研究”(14C0634)

龍 立(1981— )，男，湖南長沙人，湖南大學(xué)工商管理學(xué)院博士生，湖南商學(xué)院會計學(xué)院講師； 龔光明(1962— )，男，湖南澧縣人，湖南大學(xué)工商管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。