王浩 向顯湖 許毅

（1.西南財經(jīng)大學 會計學院，四川 成都 611130；2.四川文理學院，四川 達州635000）

一、引言

高管持股作為重要的股權(quán)激勵方式，能夠把高管利益和股東利益有機結(jié)合起來，是有效緩解高管和股東之間委托代理問題的重要手段，已經(jīng)在實踐中被廣泛采用。與股權(quán)激勵計劃相比，高管持股具有累加性、自愿性、持續(xù)性等特點：高管持股中既可能包含高管所持原始股權(quán)和通過證券市場購買股權(quán)，又可能包含因為實施股權(quán)激勵計劃而持有股權(quán)，具有一定的累加性；股權(quán)激勵計劃作為一種重要的貨幣薪酬制度設計，具有一定的強制性要求，而高管持股中還包含自愿性股權(quán)；股權(quán)激勵計劃中的股權(quán)往往有一定的限售期，其激勵效應具有時效性，而高管持股的激勵效應則具有持續(xù)性。

國內(nèi)外學者對高管持股現(xiàn)象進行了深入研究，取得了豐富的研究成果。Jensen和 Meckling（1976）提出了公司產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、代理成本與公司價值理論，認為高管持股與公司價值正相關，當高管持有公司所有股權(quán)時，就不再存在代理成本，此時公司價值最大。Stulz（1988）認為高管持股能夠緩解委托方與代理方之間的利益沖突，降低委托代理成本。Morck等（1988）研究表明，高管持股與公司價值之間呈非線性關系，高管持股比例在小于5%或大于25%時，高管持股具有激勵效應，促使高管為了個人和股東利益而努力工作，有效降低代理成本，提高公司價值。韓亮亮等（2006）研究認為，高管持股與公司價值之間存在著區(qū)間效應，高管持股比例在小于8%或大于25%時，利益趨同效應占主導，高管持股具有正向價值激勵效應。梅世強和位豪強（2014）通過對創(chuàng)業(yè)板上市公司的實證分析，發(fā)現(xiàn)高管持股比例低于20%或高于50%時，利益趨同效應大于壕溝防御效應。上述研究成果表明，在一定條件下，高管持股對公司高管具有正向激勵效應，能夠促進會計利潤的提高和公司價值的提升。

縱觀國內(nèi)外研究文獻，主要是圍繞高管持股對高管努力程度和公司價值的影響關系展開研究，鮮有將高管持股的激勵效應研究延伸至公司信息披露領域的，特別是公司業(yè)績預告信息披露領域。業(yè)績預告是指在定期財務報告正式對外公告之前，公司管理層以預測數(shù)據(jù)方式披露的預計盈利信息，為股東和市場提供及時有效的決策信息，是公司信息披露制度的重要組成部分。那么，在一定條件下具有正向激勵效應的高管持股對公司業(yè)績預告行為有影響嗎？這種影響是促進作用還是抑制作用？業(yè)績預告行為背后的高管信息披露動機又是什么？在現(xiàn)有文獻中，還沒有直接研究高管持股對公司業(yè)績預告行為影響的文獻，本文欲在此方面進行嘗試，運用“四性”（精確性、準確性、及時性和傾向性）來刻畫公司業(yè)績預告行為，研究高管持股對公司業(yè)績預告行為的影響，并進一步深入探究與高管激勵存在密切聯(lián)系的高管經(jīng)驗在其中所起的作用，以期為上市公司強化管理和證券機構(gòu)加強監(jiān)管提供有益參考。

本文選擇2006-2013年滬、深兩市A股公司的年度數(shù)據(jù)做為樣本，以高管持股作為高管股權(quán)激勵的替代變量，以高管年齡和任職期限作為高管經(jīng)驗的替代變量，研究分析高管經(jīng)驗、高管持股對公司業(yè)績預告行為（精確性、準確性、及時性、傾向性）的影響。研究發(fā)現(xiàn)，高管持股對公司業(yè)績預告行為具有激勵效應；高管經(jīng)驗并不影響高管持股對公司業(yè)績預告行為的激勵效應；對于不同性質(zhì)信息（好信息和壞信息），高管持股對業(yè)績預告行為的影響存在差異，提供了高管進行選擇性信息披露的經(jīng)驗證據(jù)。本研究拓寬了股權(quán)激勵的研究視角，有助于正確認識股權(quán)激勵的實施效果和公司業(yè)績預告行為的影響因素。

二、理論分析和研究假設

根據(jù)委托代理理論（Jensen和 Meckling，1976；Grossman 和 Hart，1982；Fama 和 Jenson，1983；Jensen，1986），股東與高管的效用函數(shù)存在差異，各自致力于自我效用的最大化，股東追求自身財富的最大化，而高管追求報酬、在職消費和閑暇時間的最大化，這必然導致兩者的利益沖突，在缺乏有效制度約束的條件下高管的行為很可能會損害股東利益，從而產(chǎn)生委托代理問題。具體到公司的信息披露層面上，高管天然具有信息優(yōu)勢，股東處于信息劣勢地位，兩者之間存在著信息不對稱。在對外進行信息披露時，高管會基于對風險與收益、個人利益與股東利益權(quán)衡考慮進行選擇性披露，充分披露有利的好信息，粉飾和掩蓋不利的壞信息，與股東的信息需求之間產(chǎn)生代理沖突。

解決委托代理問題的最有效手段就是實施股權(quán)激勵。高管持股作為一種重要的長期股權(quán)激勵方式，是現(xiàn)代公司治理機制下解決高管與股東之間委托代理問題的重要途徑，其最大優(yōu)勢在于通過制定嚴格、完善的契約，使高管持有本公司一定股份，高管的身份得以轉(zhuǎn)化，高管擁有管理者和股東的雙重身份，這樣就把管理者利益與股東利益緊密地聯(lián)系了起來，激勵高管為了自己和股東利益努力工作，有效緩解高管與股東之間的目標異向和利益沖突，降低信息不對稱程度和委托代理成本，從而產(chǎn)生利益趨同效應和高管協(xié)同動機。李維安和李漢軍（2006）研究認為，高管持股能夠使高管和股東之間擁有更多的共同利益，是將高管個人利益與股東利益綁定的有效手段。

管家理論和利益趨同假說對利益趨同效應和高管協(xié)同動機提供了很好的解釋。根據(jù)管家理論（Donaldson和 Davis，1991），高管是為公司和股東利益服務的利他主義者，其行為受社會動機和成就動機的驅(qū)動，具有集體主義傾向。高管希望通過工作業(yè)績展示自己的才能，獲得他人、社會的認可和尊重，這種對實現(xiàn)個人價值的追求已經(jīng)超越了“經(jīng)濟人”的假設，高管將個人的名譽與公司的發(fā)展融合起來，認識到自身利益與公司和股東利益是緊密相聯(lián)的，為了實現(xiàn)公司的發(fā)展目標，高管甚至可以犧牲個人利益。利益趨同假說（Jensen和 Meckling，1976）認為，隨著持股比例的增加，高管利益與股東利益會趨于一致，高管行為偏離股東利益最大化的傾向就會減輕，委托代理問題將會得以緩解。

相對于短期薪酬激勵，高管持股屬于一種長期股權(quán)激勵形式。因此，在高管持股激勵條件下，利益趨同效應和高管協(xié)同動機主要體現(xiàn)為基于資本市場股票價值的高管利益與股東利益的一致性。高管控制著公司會計信息的披露行為，基于利益趨同效應和高管協(xié)同動機，高管持股將高管激勵與公司的信息披露行為聯(lián)系了起來，使得高管能夠直接享受信息披露帶來的股價上升、資本成本下降等收益，又會進一步激勵其采取積極的信息披露策略。同時，為了消除潛在股東對公司披露信息可信度的質(zhì)疑，在資本市場籌集更多資金，避免因信息披露問題可能面臨的訴訟，高管有動機進行積極披露。業(yè)績預告屬于重要的預測性會計信息，如果公司股價被市場低估，促使高管通過積極披露來提升股價；如果公司股價被高估，雖然高管存在投機謀利的機會，但隨后不久發(fā)布的財務報告信息將會把股價拉回到真實水平，反而造成股價起伏波動的局面，從股權(quán)激勵的長期性來看，高管仍存在著積極披露業(yè)績預告的動機，避免信息操縱引起股價較大波動。高管控制著公司業(yè)績預告的信息質(zhì)量和行為選擇，業(yè)績預告信息對股東的決策有用性越強，越能樹立公司誠實守信、求真務實的市場信譽，向信息使用者傳遞積極信號，有利于相關利益各方對公司股價的正確評判，促進公司股價的積極反映。高敬忠和周曉蘇（2013）研究發(fā)現(xiàn)，隨著高管持股比例和持股價值的提高，其選擇披露方式的精確性和及時性也隨之提高，并更趨于穩(wěn)健，一定程度上能夠減輕自愿性披露中的代理問題。

根據(jù)上述理論分析和文獻回顧，我們預期，高管持股將會對業(yè)績預告行為產(chǎn)生影響，并且這種影響將是一種促進作用的積極影響。高管持股對業(yè)績預告行為具有激勵效應，從而降低高管和股東之間的信息不對稱，在一定程度上緩解信息披露中的代理問題。

基于上述分析，提出第一個研究假設。

H1 高管持股對業(yè)績預告行為具有激勵效應，業(yè)績預告信息的決策有用性增強，從而體現(xiàn)為高管協(xié)同動機。

根據(jù)“高層梯隊理論”（Hambrick和 Mason，1984），高管內(nèi)在認知、情感、價值觀等心理因素決定其決策行為。由于內(nèi)在心理因素存在局限性，高管不可能進行完全理性決策，只能是有限理性決策，進而影響經(jīng)營管理、公司績效及未來發(fā)展。由于高管內(nèi)在心理因素難以觀測和衡量，所以，一般情況下是通過研究內(nèi)在心理因素的外化背景特征（性別、學歷、年齡和任職期限等）來研究高管內(nèi)在心理因素對其決策行為的影響。Dirk e black等 （2014）認為，在高管背景特征中，與高管經(jīng)驗密切相關的主要特征有兩個：年齡和任職期限。高管年齡代表著高管的人生經(jīng)歷，可以衡量其風險偏好和理性程度。Hambrick和Mason（1984）認為，年輕的高管，精力充沛，思維活躍，容易接受新鮮事物，在工作中充滿自信，敢于冒險，愿意承擔責任，其管理行為往往傾向于激進決策。隨著年齡的增長，高管的體能、認知能力將會下降，知識結(jié)構(gòu)、人生觀和價值觀都會發(fā)生變化，注重既有名望和地位，不愿意承擔因決策失誤而帶來的不利影響，往往傾向于回避風險，其決策行為通常比較保守。相關研究文獻已經(jīng)表明，不同年齡的高管對待風險的態(tài)度不同，有限理性決策程度存在較大差異，高管年齡影響其決策行為。高管任職期限代表著高管工作經(jīng)驗豐富程度，是影響其決策行為的重要因素。Hambrick和 Cho（1996）；Elenkov和Judge（2005）等認為，高管任職期限影響其進行戰(zhàn)略改革的意愿，任期短的高管富于改革創(chuàng)新，任期長的高管傾向于保持穩(wěn)定和持續(xù)發(fā)展。Miller（1991）、Fraser和 Greene（2006）等研究發(fā)現(xiàn)，高管任職期限越長，對公司的生產(chǎn)經(jīng)營情況越熟悉，越能處理好管理工作中遇到的老問題和新情況，管理經(jīng)驗進一步豐富，管理能力和管理水平進一步提高，其決策失誤的概率就會大大降低?？梢?，高管經(jīng)驗（高管年齡和任職期限）影響其決策行為，進而可能影響高管持股對業(yè)績預告行為的激勵效應。

“高層梯隊理論”是基于西方發(fā)達的資本市場提出來的，在當前我國特有的制度背景下是否適用？還有待于進一步的實證檢驗。我們認為，相對于西方完善的資本市場機制，我國當前薄弱的法制環(huán)境和不完善的業(yè)績預告披露機制可能會影響到“高層梯隊理論”在上市公司業(yè)績預告實踐中的適用性。

首先，當前薄弱的法制環(huán)境難以對公司的業(yè)績預告信息披露策略產(chǎn)生有效影響。我國證券市場是一個新生市場，相關法律體系和監(jiān)管機制還不完善，與業(yè)績預告相關的法律和監(jiān)管措施更是缺乏，對業(yè)績預告相關違規(guī)行為的界定和處罰都沒有嚴格標準，市場執(zhí)行力不夠，導致業(yè)績預告信息披露失實甚至扭曲。其次，我國的業(yè)績預告制度還處于起步階段，對信息披露的形式和內(nèi)容并沒有嚴格規(guī)范，公司披露的往往是非核心信息，而對重要的實質(zhì)意義上的信息卻盡力采取回避態(tài)度，直接導致業(yè)績預告信息的精確性和準確性等質(zhì)量方面存在著較大問題，信息的有用性大打折扣。

根據(jù)“高層梯隊理論”，考慮我國特有的制度背景，提出第二個對立的研究假設。

H2a 高管經(jīng)驗影響高管持股對公司業(yè)績預告行為的激勵效應。

H2b 高管經(jīng)驗不影響高管持股對公司業(yè)績預告行為的激勵效應。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文研究我國上市公司高管經(jīng)驗、高管持股對公司業(yè)績預告行為的影響。選擇2006-2013年滬、深兩市A股上市公司的年度數(shù)據(jù)做為觀測樣本。業(yè)績預告樣本是以公司-年度為標準進行收集，即每個公司每年僅保留一個觀測值，不考慮季度和半年度業(yè)績預告數(shù)據(jù)。具體篩選標準有：（1）根據(jù)行業(yè)特征，剔除金融保險業(yè)。（2）根據(jù)公司特征，剔除 ST、SST、＊ ST、S＊ST公司。（3）剔除主要變量缺失的觀測值。經(jīng)過層層剔除，共獲得13 835個有效觀測樣本。高管持股數(shù)據(jù)和業(yè)績預告數(shù)據(jù)主要來自萬得（Wind）數(shù)據(jù)庫，高管年齡和任職期限數(shù)據(jù)取自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。運用STATA12.0統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進行分析。為排除離群值的影響，對所有連續(xù)變量進行1%和99%的winsorize處理。

（二）變量定義

根據(jù)高敬忠等（2011）；王玉濤和王彥超（2012）；馬連福等（2013）的研究文獻，用“四性”來刻畫公司業(yè)績預告行為：精確性、準確性、及時性、傾向性。其中，用精確性和準確性來刻畫業(yè)績預告信息質(zhì)量，用及時性和傾向性來刻畫業(yè)績預告行為特征。

在我國上市公司的業(yè)績預告中，披露方式主要有四種：定性方式、開區(qū)間方式、閉區(qū)間方式、點值方式。由于定性方式和開區(qū)間方式反映的業(yè)績預告信息過于籠統(tǒng)，在此不予考慮，僅僅考慮反映信息相對精確的閉區(qū)間方式（其中，點值方式可以看做是區(qū)間寬度為零的特殊形式）。精確性Precision是指公司業(yè)績預告披露的閉區(qū)間大小，反映業(yè)績預告信息形式上的精確程度，Precision取值與業(yè)績預告信息質(zhì)量之間是反比例關系，Precision取值越小，精確程度越高，計算公式如下

由公式（1）可知，當業(yè)績預告方式為點值時，Precision＝0，表明業(yè)績預告的精確性最高。

準確性Accuracy是指業(yè)績預告閉區(qū)間中值與財務報告凈利潤實際值之間的偏差，反映業(yè)績預告實質(zhì)上的準確程度，Accuracy取值與業(yè)績預告信息質(zhì)量之間是反比例關系，Accuracy取值越小，準確程度越高，計算公式如下

由公式（2）可知，當業(yè)績預告閉區(qū)間中值等于財務報告凈利潤實際值時，Accuracy＝0，表明業(yè)績預告的準確性最高。

及時性Timeliness是指公司發(fā)布業(yè)績預告日期至財務報告實際公告日期之間的時間間隔，時間間隔越大，公司發(fā)布業(yè)績預告越及時。

傾向性Tendency是指公司業(yè)績預告的穩(wěn)健性或謹慎性，用（業(yè)績預告閉區(qū)間中值-財務報告凈利潤實際值）的正負來表示，如果為正，則表示樂觀，如果為負，則表示保守。

根據(jù)李維安和李漢軍（2006）、王華和黃之駿（2006）、夏紀軍和張晏（2008）、王傳彬等（2014）的研究文獻，高管持股Equity即公司高管持股比例，用高管持股數(shù)量與公司股本總數(shù)的比值來衡量，反映高管持股水平。Dequity是虛擬變量，如果高管持有本公司股份，取值為1，否則為0。

借鑒Dirk E Black等（2014）的研究方法，用高管年齡和任職期限兩個變量衡量高管經(jīng)驗。一般認為，高管年齡越大，任職期限越長，管理經(jīng)驗越豐富。

具體的變量定義見表1.

表1 變量定義及計算方法

（三）模型設計

根據(jù)相關研究文獻，構(gòu)建如下回歸模型，分析高管持股（高管持股虛擬變量Dequity）對公司業(yè)績預告行為的影響

在進行回歸分析過程中，上述模型（Ⅰ）、（Ⅱ）、（Ⅲ）、（Ⅳ）中的解釋變量Dequity可替換成Equity，分析高管持股水平對公司業(yè)績預告行為的影響，為簡化起見，省略與此相關的模型。

通過增加交乘項Dequity×Tenure、Dequity×Age、Equity×Tenure、Equity×Age，構(gòu)建如下回歸模型，分析高管經(jīng)驗、高管持股對公司業(yè)績預告行為的影響

在進行回歸分析過程中，上述模型（Ⅴ）、（Ⅵ）、（Ⅶ）、（Ⅷ）中的解釋變量Dequity、Dequity×Tenure、Dequity×Age可替換成Equity、Equity×Tenure、Equity×Age進行分析，為簡化起見，省略與此相關的模型。

四、數(shù)據(jù)檢驗與結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)描述性統(tǒng)計分析，在13 835個樣本觀測值內(nèi)，有大約三分之一的樣本（4 680個）在進行年度業(yè)績預告時運用閉區(qū)間和點值方式，相對于定性和開區(qū)間方式，預告信息質(zhì)量比較高。Precision的平均水平為25%，中位數(shù)為16%，說明大多公司在業(yè)績預告時選擇的區(qū)間寬度都比較小，形式上的信息質(zhì)量較高。Veracity的平均水平為24%，中位數(shù)為8%，反映大多公司業(yè)績預告凈利潤偏離凈利潤實際值的幅度都在均值以下，實質(zhì)上的信息質(zhì)量也較高。Timeliness的均值為4.42，中位數(shù)為4.44，大約有一半的公司業(yè)績預告日至財務報告日之間的時間間隔在平均值以上，業(yè)績預告比較及時。Tendency的均值為0.53，中位數(shù)為1，超過一半的公司在進行業(yè)績預告時進行樂觀估計。高管持股虛擬變量Dequity的平均值為69%，表明通過高管持股的形式對高管實施股權(quán)激勵已經(jīng)成為我國上市公司主要的激勵方式。高管持股水平Equity的平均值為9.03%，最大值為69.09%，說明高管持股水平整體上比較低，在不同公司之間差異較大。

表2 樣本描述性統(tǒng)計

（二）回歸結(jié)果分析

1.對研究假設一進行檢驗

基于模型（Ⅰ）、（Ⅱ）、（Ⅲ）和（Ⅳ），進行回歸分析，其中，對模型（Ⅳ）進行Logit回歸，結(jié)果如表3所示。由回歸結(jié)果可以看出，在方程（1）、（3）、（5）和（7）中，Dequity對Precision的影響系數(shù)為負數(shù)，且在1%水平上顯著；Dequity對Accuracy的影響系數(shù)為負數(shù)，且在1%水平上顯著；Dequity對Timeliness的影響系數(shù)為正數(shù)，且在5%水平上顯著；Dequity對Tendency的影響系數(shù)為正數(shù)，但不顯著，這表明，相對于高管沒有持有本公司股份來說，高管持股能夠提高公司業(yè)績預告信息質(zhì)量（形式上的精確性和實質(zhì)上的準確性）和及時性，信息的決策有用性增強，從而體現(xiàn)為高管協(xié)同動機，但高管持股與否對業(yè)績預告傾向性并沒有顯著影響，這與預期有所不同。在方程（2）、（4）、（6）和（8）中，Equity對Precision的影響系數(shù)為負數(shù)，但不顯著；Equity對Accuracy的影響系數(shù)為負數(shù)，且在1%水平上顯著；Dequity對Timeliness的影響系數(shù)為正數(shù)，且在1%水平上顯著；Dequity對Tendency的影響系數(shù)為正數(shù)，且在1%水平上顯著，這說明，高管持股水平與業(yè)績預告實質(zhì)上的準確性、及時性和傾向性是正相關關系，高管持股水平越高，信息的準確性越高，及時性越強，傾向性偏離保守，其決策有用性增強，從而體現(xiàn)為高管協(xié)同動機，但高管持股水平對業(yè)績預告形式上的精確性并沒有顯著影響，這與我們的預期有所不同?？赡艿慕忉屖?，相對于實質(zhì)上的準確性，業(yè)績預告形式上的精確性所包含的信息量較少，導致高管對此重視程度較低。綜合上述分析，高管持股對公司業(yè)績預告行為具有激勵效應，能夠促進業(yè)績預告信息質(zhì)量提高，及時性增強，傾向性偏離保守，信息的決策有用性增強，從而體現(xiàn)為高管協(xié)同動機，研究假設一基本上得到了驗證。

進一步觀察控制變量發(fā)現(xiàn)，變量Fcash、Evolatility、Eincrease、Size對Precision、Accuracy、Tendency的影響系數(shù)為負數(shù)，且基本上都顯著；對Timeliness的影響系數(shù)不確定，也就是說，公司規(guī)模越大、盈利越好、資金越多，業(yè)績預告信息形式上更加精確、實質(zhì)上更加準確、更趨于保守，但其及時性特征并不確定，這可能與公司的產(chǎn)權(quán)屬性、監(jiān)管部門的監(jiān)管強度等有關，與現(xiàn)實情況基本相符（公司經(jīng)營狀況好，會對外披露更多信息）。變量Tenure的影響系數(shù)和顯著性表明，高管任職年限越長，經(jīng)驗越豐富，越有可能進行積極披露（及時性增強，傾向性偏離保守），這與現(xiàn)有的相關研究結(jié)論基本一致。

2.對研究假設二進行檢驗

基于模型（Ⅴ）（Ⅵ）（Ⅶ）和（Ⅷ），進行回歸分析，其中，對模型（Ⅷ）進行Logit回歸，結(jié)果如表4所示。由回歸結(jié)果可以看出，在模型中分別加入交乘項Dequity×Tenure、Dequity×Age和Equity×Tenure、Equity×Age后，解釋變量Dequity的系數(shù)符號和顯著性與表3中的估計結(jié)果基本一致，符合我們的預期；解釋變量Equity的系數(shù)符號和顯著性與表3中的估計結(jié)果基本一致，也符合我們的預期，再次驗證了第一個研究假設的結(jié)論。從表4中可以看出，在方程（1）、（3）、（5）和（7）中，交乘項Dequity×Tenure、Dequity×Age除了對Tendency的影響系數(shù)在10%水平上略微顯著外，其他情況都不顯著。這表明，在高管持股的條件下，高管任職期限和年齡對業(yè)績預告行為基本上沒有顯著影響。在方程（2）、（4）、（6）和（8）中，交乘項Equity×Tenure、Equity×Age除了對Timeliness的影響系數(shù)在10%水平上略微顯著外，其他情況都不顯著。這表明，隨著高管任職期限和年齡的增大，高管持股水平對公司業(yè)績預告行為的激勵效應并未發(fā)生顯著變化。綜合上述分析，沒有證據(jù)表明高管經(jīng)驗影響高管持股對公司業(yè)績預告行為的激勵效應，拒絕了研究假設H2a，研究假設H2b通過了檢驗。實證研究表明，“高層梯隊理論”在我國的業(yè)績預告實踐中具有獨特的表現(xiàn)，高管經(jīng)驗并不影響高管持股的激勵效應?？赡艿脑蚍治鋈缦拢簭漠斍拔覈赜械闹贫缺尘敖嵌确治?，我國的市場經(jīng)濟體制還處于初級階段，市場機制還不健全，各項規(guī)章制度有待完善，業(yè)績預告制度實施較晚，這必將對公司業(yè)績預告的影響因素和實施效果產(chǎn)生深遠影響。從我國證券市場監(jiān)管角度分析，業(yè)績預告是公司的預測盈利信息，編制時間短，沒有審計、信息監(jiān)管等方面的強制要求，監(jiān)管要求的缺失使高管承擔責任的風險變小，高管經(jīng)驗在業(yè)績預告信息披露中所起的影響作用有限。從實務角度分析，按照規(guī)定，我國的年度業(yè)績預告于下一年度1月31日之前披露，正式的財務報告隨后發(fā)出，具有嚴格編制要求的財務報告信息將會很快覆蓋業(yè)績預告信息，這可能導致高管對業(yè)績預告和財務報告這兩種信息披露方式的重視程度不同，高管經(jīng)驗對業(yè)績預告信息的影響作用較小。

3.進一步分析

在我國上市公司的業(yè)績預告中，預告類型主要有九類：略增、預增、續(xù)盈、扭虧、略減、預減、首虧、續(xù)虧、不確定。根據(jù)張馨藝等（2012）、李晶（2014）的研究方法，按照業(yè)績預告類型的性質(zhì)，進一步將樣本分為好信息組和壞信息組。好信息組包括略增、預增、續(xù)盈、扭虧四種類型，壞信息組包括略減、預減、首虧、續(xù)虧、不確定五種類型。現(xiàn)有研究表明，好信息和壞信息的市場反映不同，壞信息的市場反映更加激烈。公司高管在進行業(yè)績預告行為決策時，基于對風險與收益、個人利益與股東利益權(quán)衡的考慮，對好信息和壞信息會采取不同的披露策略，因此，我們運用模型（Ⅴ）（Ⅵ）（Ⅶ）和（Ⅷ）進一步研究不同性質(zhì)信息條件下高管經(jīng)驗、高管持股對公司業(yè)績預告行為的影響。其回歸結(jié)果見表5。

由回歸結(jié)果可以看出，對于好信息來說，在方程（1）、（3）、（5）和（7）中，Dequity對Precision的影響系數(shù)為負數(shù)，且在5%水平上顯著；Dequity對Accuracy的影響系數(shù)為負數(shù)，且在5%水平上顯著；Dequity對Timeliness的影響系數(shù)為正數(shù)，且在5%水平上顯著；Dequity對Tendency的影響系數(shù)為正數(shù)，但不顯著。在方程（2）、（4）、（6）和（8）中，Equity對Precision的影響系數(shù)為負數(shù)，且在5%水平上顯著；Equity對Accuracy的影響系數(shù)為負數(shù)，且在1%水平上顯著；Dequity對Timeliness的影響系數(shù)為正數(shù)，且在1%水平上顯著；Dequity對Tendency的影響系數(shù)為正數(shù)，且在1%水平上顯著。實證結(jié)果表明，對于好信息來說，高管持股對公司業(yè)績預告行為具有激勵效應，能夠促進業(yè)績預告信息質(zhì)量提高，及時性增強，傾向性偏離保守，信息的決策有用性增強，從而體現(xiàn)為高管協(xié)同動機。

對于壞信息來說，在方程（1）、（3）、（5）和（7）中，Dequity對Precision、Accuracy的影響系數(shù)為負數(shù)，但都不顯著；Dequity對Timeliness的影響系數(shù)為正數(shù)，且在10%水平上顯著；Dequity對Tendency的影響系數(shù)為正數(shù)，但不顯著。在方程（2）、（4）、（6）和（8）中，Equity對Precision的影響系數(shù)為正數(shù)，且在5%水平上顯著；Equity對Accuracy的影響系數(shù)為負數(shù)，但不顯著；Dequity對Timeliness的影響系數(shù)為正數(shù)，且在1%水平上顯著；Dequity對Tendency的影響系數(shù)為正數(shù)，但不顯著。實證結(jié)果表明，對于壞信息來說，高管持股并不能顯著提高業(yè)績預告信息質(zhì)量，相反，高管持股可能會導致業(yè)績預告形式上的精確性降低；及時性的增強可能源于監(jiān)管部門的強制要求，而并非公司的積極披露行為。因此，對于壞信息來說，高管持股對公司業(yè)績預告行為并不具有激勵效應，壞信息沒有得到充分披露。可能的原因是，基于自身利益的考慮，高管有動機模糊壞信息的披露形式，使業(yè)績預告信息偏離實際狀況，粉飾和掩蓋不利的壞信息，從而避免引起市場不利的波動。

對于好信息來說，在方程（3）、（4）和（6）中，交乘項Dequity×Age對Accuracy的影響系數(shù)為負數(shù)，且在10%水平上顯著；交乘項Equity×Age對Accuracy的影響系數(shù)為負數(shù)，且在5%水平上顯著；交乘項Equity×Age對Timeliness的影響系數(shù)為正數(shù)，且在5%水平上顯著，這說明，隨著高管年齡的增大，高管持股對公司業(yè)績預告行為的激勵效應增強。但在其他方程中，交乘項Dequity×Tenure、Dequity×Age、Equity×Tenure和Equity×Age的系數(shù)都不顯著，因此，從整體上來說，高管經(jīng)驗并不影響高管持股對公司業(yè)績預告行為的激勵效應。對于壞信息來說，交乘項Dequity×Tenure、Dequity×Age、Equity×Tenure和Equity×Age的系數(shù)都不顯著，這表明，高管經(jīng)驗并不影響高管持股對公司業(yè)績預告行為的效應。綜合上述分析，無論是對好信息還是對壞信息來說，高管經(jīng)驗并不影響高管持股對公司業(yè)績預告行為的激勵效應，其中，對于好信息而言，高管年齡可能會增強這種激勵效應。

表3 高管持股對公司業(yè)績預告行為的影響

注：＊、＊＊、＊＊＊分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

表4 高管經(jīng)驗、高管持股對公司業(yè)績預告行為的影響

注：為了簡化，僅列示主要變量的估計結(jié)果；＊、＊＊、＊＊＊分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

表5 不同性質(zhì)信息條件下高管經(jīng)驗、高管持股對公司業(yè)績預告行為的影響

注：為了簡化，僅列示主要變量的估計結(jié)果；＊、＊＊、＊＊＊分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

表6 Heckman模型檢驗結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

為了增強研究結(jié)論的可靠性，對上述研究結(jié)果進行如下的穩(wěn)健性測試。

（1）由樣本描述性統(tǒng)計表2可知，被解釋變量Precision、Accuracy、Timeliness和Tendency存在著缺漏值，考慮到可能存在的樣本選擇偏誤和內(nèi)生性問題，運用Heckman模型重新進行估計，估計結(jié)果見表6。由Heckman模型檢驗結(jié)果可以看出，本文主要結(jié)論成立。

（2）運用Heckman模型重新對不同性質(zhì)信息（好信息和壞信息）條件下高管經(jīng)驗、高管持股對公司業(yè)績預告行為的影響進行估計，估計結(jié)果與本文結(jié)論基本一致（由于篇幅所限，此結(jié)果未列示）。

（3）本文采用 Rosenbaum 和 Rubin（1993）提出的傾向評分配比法（Propensity Score Matching，簡稱PSM）來進行檢驗，最近文獻多使用這種方法構(gòu)造對照組解決樣本選擇偏誤和內(nèi)生性問題 （Armstrong等，2010）。其基本思想在于，在評價某個變量的影響時，如果能找到與處理組盡可能相似的控制組，那么樣本選擇偏誤就可以大大降低。運用PSM對高管持股樣本（主要解釋變量Dequity）進行配對處理，刪除無法配對的樣本，降低樣本選擇偏誤，重新進行回歸分析。由PSM模型檢驗結(jié)果可以看出，本文主要結(jié)論成立（由于篇幅所限，此結(jié)果未列示）。

通過以上的穩(wěn)健性測試，我們認為本文的實證結(jié)論是相對穩(wěn)健的。

六、結(jié)論

本文研究我國上市公司高管經(jīng)驗、高管持股對公司業(yè)績預告行為的影響。通過理論分析和實證檢驗，我們發(fā)現(xiàn)，高管持股對公司業(yè)績預告行為具有激勵效應；高管經(jīng)驗并不影響高管持股對公司業(yè)績預告行為的激勵效應。

具體來說，有以下幾個方面的結(jié)論。

（1）相對于高管沒有持有本公司股份來說，高管持股能夠提高公司業(yè)績預告信息質(zhì)量（形式上的精確性和實質(zhì)上的準確性）和及時性；高管持股水平與業(yè)績預告實質(zhì)上的準確性、及時性和傾向性是正相關關系，高管持股水平越高，信息的準確性越高，及時性越強，傾向性偏離保守?？傊吖艹止蓪緲I(yè)績預告行為具有激勵效應，能夠促進業(yè)績預告信息質(zhì)量提高，及時性增強，傾向性偏離保守，信息的決策有用性增強，從而體現(xiàn)為高管協(xié)同動機。

（2）在高管持股的條件下，高管任職期限和年齡對業(yè)績預告行為基本上沒有顯著影響；隨著高管任職期限和年齡的增大，高管持股水平對公司業(yè)績預告行為的激勵效應并未發(fā)生顯著變化。總之，沒有證據(jù)表明高管經(jīng)驗影響高管持股對公司業(yè)績預告行為的激勵效應。

（3）進一步分析發(fā)現(xiàn)，對于好信息來說，高管持股對公司業(yè)績預告行為具有激勵效應，能夠促進業(yè)績預告信息質(zhì)量提高，及時性增強，傾向性偏離保守，信息的決策有用性增強，從而體現(xiàn)為高管協(xié)同動機；對于壞信息來說，高管持股對公司業(yè)績預告行為并不具有激勵效應，壞信息沒有得到充分披露；無論是對好信息還是對壞信息來說，高管經(jīng)驗并不影響高管持股對公司業(yè)績預告行為的激勵效應。其中，對于好信息而言，高管年齡可能會增強這種激勵效應。上述實證結(jié)論基本符合預期，提供了高管對不同性質(zhì)信息進行選擇性披露的經(jīng)驗證據(jù)。

本文對已有研究的發(fā)展以及研究意義有以下幾點：首先，區(qū)別于以往的研究，本文把高管激勵細化為高管持股激勵形式，把公司信息披露細化為業(yè)績預告披露形式，在研究高管持股對公司業(yè)績預告行為影響的基礎上，進一步研究高管經(jīng)驗（年齡和任職期限）對高管持股激勵效應的影響，得出了規(guī)律性的結(jié)論，深化了該領域的研究。其次，本研究將信息劃分為“好信息”和“壞信息”兩類，對比研究高管經(jīng)驗、高管持股對業(yè)績預告行為的影響，有助于加深對我國特殊制度背景下公司治理機制和信息傳導機制的認識，對于研究高管持股激勵效應的文獻是有益的補充。再次，本文的研究結(jié)論表明，高管持股對公司業(yè)績預告行為具有激勵效應，實現(xiàn)了高管利益和股東利益的有機統(tǒng)一，從而在一定程度上緩解公司信息披露中的代理問題，為公司強化內(nèi)部管理以及監(jiān)管部門完善監(jiān)管措施提供理論和經(jīng)驗證據(jù)支持。

本文實證結(jié)果表明，“高層梯隊理論”在我國的業(yè)績預告實踐中具有獨特的表現(xiàn)，高管經(jīng)驗并不影響高管持股的激勵效應，對其進行深入研究可能是未來的一個研究方向。

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