鹿坪　冷軍

摘要：筆者基于行為財務視角，研究了投資者情緒對公司盈余管理行為的影響，并考察了應計盈余管理與真實盈余管理之間的權衡。結果表明，投資者情緒對公司盈余管理行為具有顯著影響，而且管理者會策略性地權衡應計盈余管理與真實盈余管理的使用。在投資者情緒高漲期，公司管理者利用應計盈余管理調(diào)增盈余，但隨著投資者情緒高漲期的不斷延長，管理者利用會計應計調(diào)增盈余的行為減弱，而利用真實盈余管理調(diào)增盈余的行為增強。在投資者情緒低迷期，初期，管理者不會利用盈余管理向上操縱盈余，但隨著投資者情緒低迷期的不斷延長，管理者同時運用應計盈余管理和真實盈余管理調(diào)增盈余。筆者的研究結論為盈余管理的市場時機理論提供了經(jīng)驗證據(jù)。

關鍵詞：投資者情緒；公司盈余管理；應計盈余管理；真實盈余管理

中圖分類號：F275.2 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2017）02-0088-09

一、文獻回顧

投資者情緒對公司盈余管理行為的影響研究源于兩個領域研究的發(fā)展。一個是公司行為的市場時機假說的檢驗；另一個是投資者情緒對盈余公告的市場反應的影響。

（一）公司行為的市場時機假說檢驗研究

Stein最先提出市場時機的概念，其理論模型證明，管理者可以利用市場的無效性合理安排融資來創(chuàng)造價值。隨后的一些文獻為各種公司行為的市場時機理論提供了經(jīng)驗證據(jù)。以市值賬面比度量管理者對市場時機的預測，市場時機確實能夠對中國上市公司的股權融資產(chǎn)生顯著的正向影響。從短期來看，一旦管理者認為公司的市場價格偏高，在融資工具的選擇上就會偏向權益融資。更進一步，市場投資者情緒高漲時，申請再融資的公司數(shù)量更多。申請再融資成功的公司，市場時機適合時融資規(guī)模更大。唐蓓研究發(fā)現(xiàn)，當以市凈率反映市場投資者情緒時，對于主并公司，投資者情緒導致的股票價格高估程度越大，則并購的投資規(guī)模就越大。潘敏和朱迪星實證結果顯示，上市公司投資水平對市市場情緒的敏感性與市場指數(shù)正相關，在市場投資者情緒上行周期，上市公司投資對投資者情緒變化的敏感性顯著。

（二）投資者情緒對盈余公告市場反應的影響研究

隨著行為財務的發(fā)展，越來越多的學者放松行為人完全理性的假設，開始研究投資者情緒對信息公告的市場反應的影響。蔣玉梅和王明照發(fā)現(xiàn)，在投資者情緒高漲期，市場對利好盈余消息具有更加積極的反應，在投資者情緒低迷期，市場對利空盈余消息具有更加消極的反應。鹿坪和姚海鑫的證據(jù)表明，利好（利空）盈余消息的反應系數(shù)在情緒高漲期比在情緒低迷期更高（低），利好（利空）盈余消息的反應系數(shù)與投資者情緒正（負）相關。上述研究結果表明。上市公司盈余公告的市場反應不僅包含非投資者情緒成分，同時還包含投資者情緒成分。

（三）投資者情緒對公司盈余管理行為的影響研究

在上述兩個領域已有研究的基礎上，Rajgo-pal等以投資者情緒作為市場時機的度量指標，提出了盈余管理的市場時機假說，即當利好盈余消息的市場溢價更高（低）時，管理者向上操縱盈余的動機也更強（弱），公司的盈余管理行為可以由資本市場中的投資者情緒來解釋。此后的一些文獻為該假說提供了經(jīng)驗支持。All和Gurun發(fā)現(xiàn)，會計應計的錯誤定價在投資者情緒高漲期高于情緒低迷期，公司管理者利用了會計應計在投資者情緒高漲期的更高估值，通過調(diào)增應計利潤高報盈余。Simpson的證據(jù)表明，在投資者情緒高漲期，管理者通過調(diào)增會計應計高報盈余以迎合投資者對公司未來業(yè)績的樂觀預期。在投資者情緒低迷期，管理者往往保守地報告盈余（不調(diào)增會計應計或調(diào)減會計應計）以減輕悲觀投資者更高的監(jiān)督所導致的披露成本的上升。姚海鑫等發(fā)現(xiàn)，公司盈余的操縱性應計成分與盈余反應系數(shù)正相關。對于公布利好盈余消息的公司，投資者情緒越高漲，二者之間的正相關關系越強。對于公布利空盈余消息的公司。投資者情緒越低迷，二者之間的正相關關系越強。

然而，上述研究存在一個共同的局限性，即將盈余管理限定為應計盈余管理。事實上，盈余管理存在兩種方式。一種是通過會計政策選擇或會計估計實現(xiàn)對盈余的操縱；另一種是通過改變運營、投資或融資決策的時機和結構安排來操縱盈余。

筆者在現(xiàn)有研究的基礎上，通過構建反映中國資本市場投資者情緒的綜合指數(shù)，以中國A股上市公司為研究樣本，實證檢驗投資者情緒對公司盈余管理行為的影響，并考察在投資者情緒高漲期或低迷期應計盈余管理與真實盈余管理之間的權衡，以彌補該領域現(xiàn)有研究的不足。

二、理論分析與研究假設

行為財務理論指出，投資者在面對新信息時往往存在某種心理偏差，例如錨定、代表性以及謹慎性等。短期內(nèi)個體投資者之間的心理偏差并不是相互抵消，而是相互傳染而趨同，從而市場往往被某種情緒所控制。理性投資者或套利者并不像傳統(tǒng)模型所反映的那樣將股價推向其內(nèi)在價值，股票價格往往被噪音交易者主導?；谛袨樨攧湛蚣?，蔣玉梅和王明照以及鹿坪和姚海鑫都發(fā)現(xiàn)，在投資者情緒高漲期。市場對利好盈余消息具有更加積極的反應。在投資者情緒低迷期，市場對利空盈余消息具有更加消極的反應。那么，公司管理者會不會利用投資者情緒對盈余公告的市場反應的系統(tǒng)性影響，策略性地選擇盈余管理的時機呢？Rajgo-pal等最早注意到了這個問題。他們認為，當利好盈余消息的市場溢價更高（低）時，管理者向上操縱盈余的動機也更強（弱）。該理論假說也得到了一些經(jīng)驗證據(jù)的支持，Simpson和姚海鑫等都發(fā)現(xiàn)，管理者在投資者情緒高漲期有強烈的動機通過操縱性應計高報盈余以獲得更大幅度的股價上漲。

但是，上述研究忽視了一個重要的問題，由于會計應計具有轉回性質，如果投資者情緒高漲期不斷延續(xù)，那么管理者無法在長期中持續(xù)地使用應計盈余管理。由于管理者操縱盈余的手段不僅有應計盈余管理，還有真實盈余管理，因此在整個經(jīng)營周期內(nèi)。管理者會根據(jù)市場投資者情緒策略性地權衡這兩種盈余管理方式的使用。在投資者情緒高漲期，利好盈余消息具有更大的積極市場反應，管理者會傾向于優(yōu)先使用應計盈余管理調(diào)增盈余。但是，如果投資者情緒高漲期不斷延長，管理者持續(xù)調(diào)增會計應計的空間逐漸降低，應計利潤倒轉的壓力會不斷增大。因此，筆者預期，隨著投資者情緒高漲期的延續(xù)，管理者實施應計盈余管理的數(shù)量逐漸降低，而實施真實盈余管理的數(shù)量不斷上升。相反，在投資者情緒低迷期，在市場情緒高漲期實施過大量的應計盈余管理的公司已經(jīng)很難有調(diào)增應計利潤的空間，會計應計表現(xiàn)出強烈的反轉趨勢。但是，隨著投資者情緒低迷期的不斷延續(xù)，公司股價不斷下降的趨勢使得管理者推動股價上升的意愿增強，因此管理者有動機運用盈余管理調(diào)增公司利潤。筆者認為，此時的會計應計已經(jīng)發(fā)生了一定程度的反轉，具備了一定的應計盈余管理的操作空間，但出于對未來投資者情緒高漲期調(diào)增會計應計預留操作空間的考慮，公司管理者并不會大量使用應計盈余管理。基于以上分析，筆者提出下列研究假設：

H1：在投資者情緒高漲期，公司管理者利用應計盈余管理調(diào)增盈余，但隨著投資者情緒高漲期的不斷延長，管理者利用會計應計調(diào)增盈余的行為減弱，而利用真實盈余管理調(diào)增盈余的行為增強。

H2：在投資者情緒低迷期，初期，管理者不會利用盈余管理向上操縱盈余，但隨著投資者情緒低迷期的不斷延長，管理者運用盈余管理調(diào)增盈余，此時管理者可能使用應計盈余管理，也可能使用真實盈余管理，或者同時使用這兩種盈余管理方式。

三、研究設計

（一）主要變量說明

1.投資者情緒（SENT）

借鑒Baker和Wurgler的方法。筆者選取下列源指標：封閉式基金折價（DCEF），換手率（TURN），IPO籌資金額（IPOA），IPO首日收益率（IPOR），消費者信心指數(shù)（CCI），股市新增投資者開戶數(shù)（NIA）。為了降低這些源指標與系統(tǒng)性風險可能存在的關聯(lián)，將這些源指標分別與若干宏觀經(jīng)濟變量進行回歸，以剔除系統(tǒng)性風險因素的影響。筆者選取的反映宏觀經(jīng)濟周期的變量包括工業(yè)增加值增速、宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)、消費者價格指數(shù)、工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)。并運用主成分分析法將各個主成分與變量的負載乘以相應主成分的加權平均值，最終得到考慮宏觀經(jīng)濟周期的投資者情緒指數(shù)方程如下：

（1）

2.應計盈余管理程度的度量（AM）

筆者使用修正的Jones模型估計盈余的操縱性應計成分，并以此來度量應計盈余管理的程度。具體模型如下：

（2）

其中，TA為總會計應計；A為總資產(chǎn)；△REV為銷售收入的變動；△REC為應收賬款的變動；PPE為固定資產(chǎn)的原值。估計方程（2）后，得到三個參數(shù)α、β₁和β₂的估計值。代人下式得到非操縱性應計（經(jīng)過期初總資產(chǎn)調(diào)整）。

（3）

最后將總應計減去非操縱性應計得到操縱性應計（經(jīng)過期初總資產(chǎn)調(diào)整）：

（4）

3.真實盈余管理程度的度量（RM）

‘筆者根據(jù)Royehowdhury模型度量公司的真實盈余管理程度。Roychowdhury主要通過經(jīng)營活動現(xiàn)金流量、可操控性費用以及生產(chǎn)成本來考察接近零利潤基準的公司是否存在真實盈余管理行為。其中操控性費用包括廣告費用、研發(fā)費用（R&D）、銷售費用和管理費用。

根據(jù)Dechow等的研究，正常經(jīng)營活動現(xiàn)金流量可以表達為當期銷售及銷售變動的函數(shù)：

（5）

其中，CFO_t為第t期的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量；A_t-1為第t-1期末的總資產(chǎn)；S_t為第t期的銷售收入；△S_t為第t期的銷售收入變動。對于每個期間，公司實際經(jīng)營活動現(xiàn)金流量與“正?！苯?jīng)營活動現(xiàn)金流量之差即為異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流量。方程（5）的回歸殘差即為異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流量的度量。

正常銷售成本可以表達為同期銷售收入的線性函數(shù)：

（6）

其中，COGS_t為第t期銷售成本。

正常的存貨增長可以用如下方程進行估計：

（7）

其中，△INV_t為第t期的存貨變動；△S_t-1為第t-1期的銷售收入變動。

將生產(chǎn)成本定義為：PROD_t=COGS_t+△INV_t，合并方程（6）與方程（7），用下式估計正常生產(chǎn)成本：

（8）其中，PROD_t為第t期的生產(chǎn)成本。對于每個期間，公司實際生產(chǎn)成本與“正常”生產(chǎn)成本之差即為異常生產(chǎn)成本。方程（8）的回歸殘差即為異常生產(chǎn)成本。

操控性費用可以表達為銷售收入的函數(shù)：

（9）

其中，DISEXP_t為第t期的操控性費用；S_t-1為第t-1期的銷售收入。對于每個期間，公司實際操控性費用與“正?！辈倏匦再M用之差即為異常操控性費用。方程（9）的回歸殘差即為異常操控性費用。

綜合異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流量（Ab_CFO）、異常生產(chǎn)成本（Ab_PROD）和異常操控性費用（Ab_DISEXP）可以得到真實盈余管理的總體度量，即RM=Ab_PROD-Ab_CFO-Ab_DISEXP。

（二）模型設定

借鑒Badertscher、Zang以及姚海鑫等的方法，筆者構建如下模型檢驗投資者情緒對公司應計盈余管理和真實盈余管理的影響。

（10）

（11）

其中，模型（10）中的AM和模型（11）中的RM均為被解釋變量，分別度量公司應計盈余管理和真實盈余管理程度。SENT為解釋變量。此外，借鑒Badertscher、Zang、Sawic-ki和Shrestha以及姚海鑫等的方法，筆者加入了一系列的控制變量。上述各變量的含義如表1所示。

需要說明的是，COM為管理者股權和期權占總薪酬的比例，借鑒Bergstresser和Philip-pon的方法，筆者根據(jù)下式計算管理者股權和期權占總薪酬的比例：

（12）

其中，PRICE為i公司股票在第t期的收盤價；SHARES和OPTIONS分別為i公司管理者在第t期持有的股票和期權的數(shù)量；CASHPAY為i公司管理者的現(xiàn)金薪酬。

（三）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

筆者以滬深股市2001-2013年期間A股上市公司為樣本，鑒于相關研究數(shù)據(jù)的可得性，筆者剔除金融類樣本、ST和PT樣本以及相關財務數(shù)據(jù)缺失樣本。另外，為消除異常值的影響。對除投資者情緒外的變量進行了99%Winsorize處理，最終得到的樣本量為31684個。筆者將投資者情緒指數(shù)大于0的期間定義為情緒高漲期，小于0的期間定義為情緒低迷期，從而情緒高漲期樣本量為14255個，情緒低迷期樣本量為17429個。本文的公司財務數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫、RESSET數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫，消費者信心指數(shù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，股市新增投資者數(shù)據(jù)來自中國證券登記結算統(tǒng)計年報。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了變量的描述性統(tǒng)計結果以及在不同情緒期的比較。應計盈余管理程度（AM）和真實盈余管理程度（RM）的度量均值分別為0.036和0.013，表明中國上市公司普遍存在使用應計盈余管理和真實盈余管理操縱盈余的行為。從投資者情緒高漲期與低迷期之間的差異來看，AM為0.078，在5%水平上顯著，RM為-0.003，在統(tǒng)計上不顯著，這表明在不同的投資者情緒期，公司管理者的應計盈余管理行為存在顯著差異，但真實盈余管理行為則無顯著差異。投資者情緒（SENT）度量指標的標準差為0.849，表明中國股市投資者情緒波動較大，情緒高漲期與低迷期的差異為2.766。且在1%水平上高度顯著?？刂谱兞糠矫妫瑱嘁嬖偃谫Y（SEO）、盈余基準（MBE）和財務困境（DIS-TRESS）在投資者情緒高漲期與低迷期的差異在統(tǒng)計上顯著，其余變量則沒有表現(xiàn)出顯著差異。

（二）投資者情緒高漲期與公司盈余管理行為

表3報告了高漲的投資者情緒對應計盈余管理影響的回歸結果。在投資者情緒高漲期持續(xù)期內(nèi)，解釋變量SENT的系數(shù)均為正，數(shù)值大小呈下降趨勢，而且在前24個月期間在統(tǒng)計上顯著。而在后12個月期間則不顯著。這表明在投資者情緒高漲初期，管理者利用利好盈余消息更加積極的市場反應，通過應計盈余管理調(diào)增盈余。該結果與Simpson和姚海鑫等的結論一致。但隨著投資者情緒高漲期的不斷延長，管理者在后期使用應計盈余管理高報盈余的行為不再顯著，原因在于會計應計具有轉回性質，管理者無法在長期中持續(xù)地使用操縱性應計調(diào)增盈余。當投資者情緒高漲期不斷延續(xù)時，在初期一直利用操縱性應計調(diào)增盈余的管理者會發(fā)現(xiàn)其面臨的會計應計倒轉的壓力不斷增大，從而在后期放棄使用應計盈余管理，該結果與袁知柱和王書光在研究股權價值高估對應計盈余管理行為的影響中的結論一致。

表4報告了高漲的投資者情緒對真實盈余管理影響的回歸結果。

由表4可知，在投資者情緒高漲期持續(xù)期內(nèi)，解釋變量SENT的系數(shù)均為正，數(shù)值大小呈上升趨勢，而且在前24個月期間在統(tǒng)計上不顯著，而在后12個月期間則顯著。這表明在投資者情緒高漲初期，管理者沒有利用真實盈余管理調(diào)增盈余，而在后期則顯著地使用了這種盈余管理手段。

結合表3的分析，筆者認為在投資者情緒高漲期，管理者使用盈余管理高報盈余的行為中存在對應計盈余管理與真實盈余管理的選擇。在實施真實盈余管理時，一方面管理者需要改變公司的實際經(jīng)營活動，并可能因此損害公司的長期價值，另一方面管理者必須要在會計期間內(nèi)實施，而一直到期末才能知道這種操縱行為對當期盈余帶來的影響，因此其實施數(shù)量可能與管理者的預期存在偏差。相比之下，在實施應計盈余管理時，一方面管理者不需要操縱實際經(jīng)營活動，公司的現(xiàn)金流量不會受到影響。另一方面管理者可以在期末根據(jù)盈余數(shù)值與自身預期的差異利用操縱性應計實現(xiàn)一次性調(diào)整。因此，應計盈余管理是優(yōu)先選擇的方式。但是受制于會計應計的轉回特性，管理者無法在長期中持續(xù)地使用應計盈余管理向上操縱盈余。因此在投資者情緒高漲期不斷延續(xù)的后期，管理者將放棄應計盈余管理，轉而使用真實盈余管理向上操縱盈余。

（三）投資者情緒低迷期與公司盈余管理行為

表5報告了低迷的投資者情緒對應計盈余管理影響的回歸結果。在投資者情緒低迷期的前期，解釋變量SENT的系數(shù)均為正，而且在前12個月期間在統(tǒng)計上顯著。在此期間投資者情緒和操縱性應計均為負，二者之間的正相關關系在很大程度上是由于在投資者情緒高漲期過度調(diào)增操縱性應計，從而導致未來期間的反轉。在投資者情緒低迷期的后期，解釋變量SENT的系數(shù)均為負，而且在后12個月期間在統(tǒng)計上顯著。這表明隨著投資者情緒低迷期的不斷延續(xù)，會計應計反轉的壓力不斷降低。管理者利用會計應計調(diào)增盈余逐漸具備了操作空間，因此操縱性應計由負轉變?yōu)檎臼褂脩嬘喙芾碚{(diào)增盈余的行為又變得顯著起來。

表6報告了低迷的投資者情緒對真實盈余管理影響的回歸結果。在投資者情緒低迷期的前期，解釋變量SENT的系數(shù)正負都有，但在統(tǒng)計上都不顯著，這表明管理者并沒有顯著地使用真實盈余管理操縱盈余。在投資者情緒低迷期的后期，SENT的系數(shù)顯著為負，表明公司管理者利用真實盈余管理向上操縱盈余。

結合表5的分析，筆者認為，在投資者情緒低迷期。管理者使用盈余管理高報盈余的行為中存在對應計盈余管理與真實盈余管理的選擇：在投資者情緒低迷期的初期，在投資者情緒高漲期實施過大量的應計盈余管理的公司面臨著較強的會計應計倒轉的壓力，因此，管理者難以實施應計盈余管理。與此同時，由于真實盈余管理的成本較高，管理者利用真實活動操縱盈余的行為并不顯著。隨著投資者情緒低迷期的不斷延續(xù)，公司股價持續(xù)下跌，管理者報告利好盈余消息刺激股價上漲的壓力不斷增大。此時管理者對盈余管理方式的選擇是同時運用應計盈余管理和真實盈余管理。一方面，盡管應計盈余管理具有不影響公司現(xiàn)金流量和操作簡單等優(yōu)勢，但為了給未來的投資者情緒高漲期預留調(diào)增會計應計的操作空間，管理者并不會大量地實施應計盈余管理，表5中，在投資者情緒低迷期的后期SENT的系數(shù)僅在10%水平上顯著的結果也說明了這一點。另一方面，由于應計盈余管理的運用程度不足，管理者還使用了一定數(shù)量的真實盈余管理向上操縱盈余。

（四）穩(wěn)健性檢驗

筆者進行了如下兩個方面的穩(wěn)健性檢驗：

1.關鍵變量的替換

采用動量指標。即上期股票累計回報作為投資者情緒的度量；使用Francis等模型度量應計盈余管理程度，該模型將Dechow和Dichev模型和修正的Jones模型相結合，從而克服了上述兩種模型單獨使用所存在的缺陷；使用Gunny模型度量真實盈余管理程度，Gun-ny根據(jù)公司的異常研發(fā)支出（R&D）、異常銷售和管理費用（SG&A）、異常生產(chǎn)成本和異常操控性費用來判斷和度量公司的真實盈余管理行為。替換上述變量后對模型（10）和模型（11）進行重新回歸，結果一致。

2.控制可能存在的內(nèi)生性

在研究投資者情緒與公司盈余管理行為時可能存在內(nèi)生性問題，盈余管理行為導致更多的利好盈余消息可能推動投資者情緒的上升。自選擇問題會導致運用OLS回歸得到的系數(shù)是有偏的。為了解決這個問題，筆者使用Heckman的兩階段回歸法。

在第一階段回歸中，模型（13）估計全體樣本公司實施盈余管理的概率，并得到逆米爾斯比率（IMR）。在第二階段回歸模型（10）和模型（11）中，筆者對有很大概率實施了盈余管理的樣本公司的檢驗中加入IMR作為控制變量，以糾正可能存在的選擇偏差。

（13）

其中，SUSPECT為啞變量，當公司達到或超過上期盈余時取值為1，否則為0；BENCH代表公司在過去4個季度中超過上期盈余或分析師盈余預測的次數(shù)；ISSUANCE為啞變量，當公司發(fā)行權益性證券時取1，否則取0；COM為管理者股權和期權占總薪酬的比例，計算方法見研究設計部分；ROA為總資產(chǎn)收益率：GROWTH為公司的增長機會，等于期初權益的市值與賬面價值之比；AF為分析師追蹤人數(shù)的對數(shù)值。對上述的兩階段回歸模型進行回歸后，結果基本一致，未發(fā)生實質性變化。

五、結論

筆者以滬深股市2001-2013年期間A股上市公司為樣本，通過構建反映中國資本市場投資者情緒的綜合指數(shù)，實證檢驗投資者情緒對公司盈余管理行為的影響，并考察在投資者情緒高漲或低迷期應計盈余管理與真實盈余管理之間的權衡，得到了如下的研究結論：投資者情緒對公司盈余管理行為具有顯著影響，而且管理者會策略性地權衡應計盈余管理與真實盈余管理的使用。在投資者情緒高漲期，公司管理者利用應計盈余管理調(diào)增盈余，但隨著投資者情緒高漲期的不斷延長，管理者利用會計應計調(diào)增盈余的行為減弱，而利用真實盈余管理調(diào)增盈余的行為增強。在投資者情緒低迷期，初期，管理者不會利用盈余管理向上操縱盈余，但隨著投資者情緒低迷期的不斷延長，管理者同時運用應計盈余管理和真實盈余管理調(diào)增盈余。

筆者的研究結論有助于深化對盈余管理的市場時機以及在投資者情緒高漲期或低迷期應計盈余管理與真實盈余管理之間權衡的理解，對于完善會計準則、強化公司治理和審計監(jiān)督，具有一定的參考意義。

（責任編輯：于振榮）