張 靜 王生年 吳春賢

(石河子大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 石河子 832000)

一、引言

從2001年NASDAQ市場上的互聯(lián)網(wǎng)泡沫到2007年的美國次貸危機(jī)，從2008年全球金融海嘯到2010年歐洲主權(quán)債務(wù)危機(jī)，投資者表現(xiàn)出很強(qiáng)的非理性特征，大量情緒交易造成市場大幅震蕩。2015年至今，全球資本市場的資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)劇烈，資產(chǎn)價(jià)格偏離內(nèi)在價(jià)值即資產(chǎn)誤定價(jià)問題日趨嚴(yán)重，而我國資本市場尚處在新興發(fā)展階段，資產(chǎn)誤定價(jià)問題更為突出。長期持續(xù)的錯(cuò)誤定價(jià)會(huì)導(dǎo)致資本市場資源配置功能得不到充分發(fā)揮，阻礙資本市場的健康發(fā)展，嚴(yán)重危及金融安全。深入剖析資產(chǎn)誤定價(jià)的產(chǎn)生機(jī)理以緩解資產(chǎn)誤定價(jià)，是目前我國資本市場研究領(lǐng)域亟須解決的重要問題。盡管已有研究指出投資者情緒偏差的存在，并從不同角度證實(shí)了其對(duì)股票價(jià)格具有影響，但大多研究強(qiáng)調(diào)投資者情緒產(chǎn)生的主觀因素，忽略了情緒交易產(chǎn)生的客觀原因，對(duì)于“如何改善客觀因素抑制情緒交易的產(chǎn)生，以緩解投資者情緒對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)的影響”這一問題，仍無法給出清晰的解答與可行的建議。會(huì)計(jì)信息是投資者投資決策的重要依據(jù)，投資者情緒的產(chǎn)生離不開作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量重要內(nèi)容之一的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響。本文基于行為金融學(xué)、信息不對(duì)稱理論及信號(hào)傳遞理論，在考察投資者情緒對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)的影響的基礎(chǔ)上，以會(huì)計(jì)信息為視角，研究會(huì)計(jì)穩(wěn)健性差是否是投資者情緒產(chǎn)生的客觀因素，即提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能否有效抑制情緒交易行為的產(chǎn)生、緩解投資者情緒對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)的影響，并進(jìn)一步探討會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在投資者情緒與資產(chǎn)誤定價(jià)關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用在新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施前后的差異。

本文可能的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：第一，已有的關(guān)于投資者情緒對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)影響的研究，側(cè)重關(guān)注投資者情緒產(chǎn)生的主觀因素，而忽略了情緒產(chǎn)生的客觀因素。本文以會(huì)計(jì)信息為視角，從情緒交易產(chǎn)生的客觀因素出發(fā)，構(gòu)建“會(huì)計(jì)穩(wěn)健性—投資者情緒—資產(chǎn)誤定價(jià)”的路徑，是對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)形成機(jī)理的深入探索。第二，本文的進(jìn)一步研究部分，考察了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)投資者情緒與資產(chǎn)誤定價(jià)之間的調(diào)節(jié)作用在新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施前后是否存在差異，實(shí)際上也是對(duì)新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施效果的有效驗(yàn)證。第三，本文的研究結(jié)論為全面理解投資者情緒導(dǎo)致的資產(chǎn)誤定價(jià)，并為相關(guān)部門從會(huì)計(jì)穩(wěn)健性入手，尋求具體可行的途徑來緩解投資者情緒對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)的影響提供了必要的理論依據(jù)與實(shí)證證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)投資者情緒與資產(chǎn)誤定價(jià)

行為金融學(xué)認(rèn)為，投資者情緒是否會(huì)導(dǎo)致資產(chǎn)被錯(cuò)誤定價(jià)，取決于以下兩個(gè)條件：一是，投資者的情緒對(duì)投資者行為決策具有重要影響[1]；二是，有限套利[2]。受到投資者情緒的影響，股價(jià)會(huì)暫時(shí)偏離內(nèi)在價(jià)值，如果套利行為不受限制，股價(jià)還會(huì)回到內(nèi)在價(jià)值上來，然而當(dāng)套利受限時(shí)，這種偏離將持續(xù)，即賣空限制會(huì)顯著阻礙投資者情緒主導(dǎo)型的資產(chǎn)誤定價(jià)的消除途徑[3]。已有研究證實(shí)了國外的證券市場環(huán)境滿足這兩個(gè)條件，并發(fā)現(xiàn)投資者情緒能夠影響公司股價(jià)[4]。相對(duì)于西方比較成熟的證券市場，我國證券市場還處于發(fā)展階段，投資者行為受情緒影響的特征明顯，同時(shí)有限套利的問題突出，因此滿足以上兩個(gè)條件。從投資者情緒對(duì)投資行為的影響來看，我國證券市場的參與者以個(gè)人投資者為主，相對(duì)于專業(yè)的機(jī)構(gòu)投資者，個(gè)人投資者的專業(yè)投資知識(shí)有限，投資決策通常偏重主觀判斷，隨情緒“追漲殺跌”。同時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者也并非完全理性，盡管具備專業(yè)知識(shí)及預(yù)測(cè)分析能力，但在決策時(shí)，往往忽視公司基本面信息而過度關(guān)注市場心理預(yù)期，投機(jī)傾向明顯。兩類投資者均存在情緒交易的主觀心理偏差，其行為決策會(huì)受到主觀情緒的影響。從有限套利方面看，我國證券市場長期受到賣空限制的制約，有限套利嚴(yán)重，即便是在推出融資融券和股指期貨后，賣空限制有所放松，但由于融資與融券之間發(fā)展極度不平衡，融資交易規(guī)模遠(yuǎn)大于融券規(guī)模，融券機(jī)制的作用微弱，市場中看空觀點(diǎn)的表達(dá)通道仍不通暢，無法充分反映市場上的負(fù)面信息[5]，并且中小投資者會(huì)因?yàn)楣芍钙谪浗灰组T檻限制，而并不具備賣空資格。因此，我國證券市場以個(gè)人投資者為主的特殊投資者結(jié)構(gòu)和長期存在賣空限制的特殊制度背景，二者共同導(dǎo)致了我國證券市場投資者情緒勢(shì)必會(huì)對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)產(chǎn)生影響。

具體而言，在積極的情緒狀態(tài)下，投資者買入意愿強(qiáng)烈，風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)薄弱，往往注重投資效率，多以頻繁激進(jìn)交易方式為主，比如追加交易量、追捧高價(jià)股等。這種積極參與市場交易的行為會(huì)不斷將資產(chǎn)價(jià)格推高[6]。由于套利的限制，證券市場中只有樂觀情緒的投資者參與交易，悲觀情緒的投資者因?yàn)槭艿劫u空限制的制約不能參與到證券市場中來，樂觀的投資者成為證券市場中主導(dǎo)力量，股票價(jià)格反映出的都是樂觀投資者的態(tài)度，以至于股票價(jià)格相對(duì)上市公司的內(nèi)在價(jià)值被大大高估[7]。當(dāng)個(gè)人情緒演化成系統(tǒng)性的群體偏差，使得情緒不再呈現(xiàn)個(gè)體特征而表現(xiàn)出明顯的社會(huì)性時(shí)，在社會(huì)群體互動(dòng)機(jī)制作用下，投資者情緒交互傳染，交易行為往往開始趨同，致使個(gè)體對(duì)股價(jià)的高估演變成群體性高估，驅(qū)使著價(jià)格向上偏離內(nèi)在價(jià)值的程度加深。同時(shí)，投資者情緒與股價(jià)存在反饋機(jī)制[8]，股票價(jià)格的推高滿足了投資者的期望，增強(qiáng)了投資者的信心，強(qiáng)化了投資者的樂觀情緒，從而進(jìn)一步抬高股價(jià)，由此吸引更多的投資者買入，推動(dòng)這種反饋機(jī)制不斷循環(huán)進(jìn)行下去，從而加劇股價(jià)被高估的程度。由此，提出假設(shè)1：

H1：投資者情緒越樂觀，股價(jià)越被高估。

(二)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、投資者情緒與資產(chǎn)誤定價(jià)

投資者情緒作為有限理性的代表性偏差，嚴(yán)重影響投資者對(duì)股票的正確估值，這種心理偏差的產(chǎn)生除了源于自身主觀因素外，還受到客觀因素的影響。會(huì)計(jì)信息是投資者做出投資決策的重要依據(jù)，會(huì)計(jì)信息反映出的公司收益與損失，或者公司披露信息內(nèi)容的“好”與“壞”是投資者情緒交易產(chǎn)生的重要客觀因素。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性差的公司對(duì)收益的確認(rèn)比對(duì)損失的確認(rèn)更積極，對(duì)好消息的發(fā)布比壞消息更及時(shí)，這就可能促使投資者樂觀情緒的產(chǎn)生，進(jìn)而影響資產(chǎn)誤定價(jià)。

從信息不對(duì)稱角度看，管理層擁有相關(guān)公司內(nèi)部的信息，這種信息并沒有為外部投資者所獲得，由于管理層薪酬、職位等與股票價(jià)格關(guān)系密切，出于提高薪酬、職位等動(dòng)機(jī)，管理層有可能積極提前確認(rèn)收益或者向外部投資者頻繁釋放公司盈余的利好消息，而盡量規(guī)避確認(rèn)損失或者向市場瞞報(bào)不利于公司盈余的壞消息，刺激投資者引發(fā)樂觀情緒，吸引投資者買入股票推高股價(jià)，從而獲取管理層私人收益[9]。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性作為一種有效的公司治理機(jī)制，可以抑制管理層不計(jì)或少計(jì)損失、高估凈資產(chǎn)和利潤以擅自提高盈余，以及抑制管理層隱瞞壞消息、頻繁釋放好消息的動(dòng)機(jī)。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性程度較高的上市公司，損失被及時(shí)確認(rèn)計(jì)入會(huì)計(jì)盈余，不利盈余的壞消息被及時(shí)披露，更多真實(shí)、客觀的會(huì)計(jì)盈余信息被外部投資者掌握，外部投資者與管理層之間的信息不對(duì)稱明顯降低[10][11]，因此，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性通過緩解信息不對(duì)稱，抑制投資者樂觀情緒，進(jìn)而緩解樂觀情緒交易持續(xù)推高股價(jià)的問題。

從信號(hào)傳遞理論看，由于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性要求上市公司管理層及時(shí)確認(rèn)費(fèi)用和負(fù)債，不高估收入和資產(chǎn)，所以披露出的會(huì)計(jì)信息呈現(xiàn)出較低的公司利潤和資產(chǎn)，對(duì)外傳遞出公司預(yù)期損失的信息，投資者根據(jù)這種穩(wěn)健的會(huì)計(jì)信息對(duì)上市公司內(nèi)在價(jià)值的評(píng)估較謹(jǐn)慎，對(duì)股價(jià)預(yù)期較客觀，可以有效降低投資者的樂觀程度，最終使得股票的市場價(jià)格對(duì)內(nèi)在價(jià)值的正向偏離度縮小。或者說，由于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性要求對(duì)壞消息的確認(rèn)比好消息的確認(rèn)更加及時(shí)，壞消息的披露傳遞出公司發(fā)展不利的信號(hào)，使樂觀情緒投資者對(duì)股價(jià)的樂觀預(yù)期作出向下調(diào)整。當(dāng)壞消息頻繁傳遞出來時(shí)，因受到信號(hào)刺激，投資者樂觀情緒明顯降低，通過大量買入股票持續(xù)推高股價(jià)的可能性降低，這種壞消息披露的越多，投資者樂觀情緒導(dǎo)致的股價(jià)被高估的可能性越小。因此，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性本身對(duì)損失和收益確認(rèn)、壞消息和好消息確認(rèn)的不對(duì)稱性特征，可以通過信號(hào)傳遞的作用，抑制投資者樂觀情緒，從而緩解情緒交易導(dǎo)致股價(jià)被高估的問題。

綜上所述，無論是從外部投資者與上市公司管理層之間信息不對(duì)稱的角度還是信號(hào)傳遞的角度，均可以推出提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠有效抑制投資者樂觀情緒，進(jìn)而緩解樂觀情緒對(duì)股價(jià)高估的影響。會(huì)計(jì)信息越穩(wěn)健，其對(duì)投資者樂觀情緒的抑制作用越明顯，對(duì)投資者樂觀情緒與股價(jià)高估正向關(guān)系的負(fù)向調(diào)節(jié)作用也越大。由此，提出假設(shè)2：

H2：會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高能夠緩解投資者樂觀情緒對(duì)股價(jià)高估的正向影響。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2002～2012年滬深兩市A股上市公司為樣本①，數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，經(jīng)整理計(jì)算所得。在用Stata13.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行回歸分析前，對(duì)初始樣本進(jìn)行如下處理：剔除ST、PT類型的上市公司；剔除金融和保險(xiǎn)行業(yè)的上市公司以及相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的公司。同時(shí)，為消除極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%水平的Winsorize處理。最終，獲得有效樣本為6357個(gè)。

(二)變量定義

1．資產(chǎn)誤定價(jià)。資產(chǎn)誤定價(jià)的實(shí)質(zhì)是股票價(jià)格偏離其內(nèi)在價(jià)值，對(duì)上市公司內(nèi)在價(jià)值進(jìn)行準(zhǔn)確估計(jì)是衡量誤定價(jià)的關(guān)鍵。Lee(1999)對(duì)衡量上市公司內(nèi)在價(jià)值的各種方法進(jìn)行檢驗(yàn)比較得出，采用剩余收益模型計(jì)算的內(nèi)在價(jià)值估計(jì)量在時(shí)間序列性質(zhì)上顯著優(yōu)于其他方法[12]。本文以此為借鑒，首先用剩余收益模型對(duì)上市公司內(nèi)在價(jià)值進(jìn)行估計(jì)，再以股票價(jià)格與內(nèi)在價(jià)值偏離程度作為誤定價(jià)的衡量。其中，在應(yīng)用剩余收益模型時(shí)，本文結(jié)合我國證券市場的現(xiàn)實(shí)狀況，做出了適應(yīng)性調(diào)整，以更加適合我國國情。

計(jì)算上市公司內(nèi)在價(jià)值Vt的剩余收益模型的基本形式為：

(1)

式(1)中，b是賬面價(jià)值，而bt+τ-1+xt+τ-bt+τ是未來t期的股利。

Frankel和Lee(1998)假設(shè)未來三年的盈余能夠持續(xù)，對(duì)剩余收益模型進(jìn)行了修正[13]，用修正后的剩余收益模型衡量證券市場股票內(nèi)在價(jià)值Vt：

(2)

式(2)中，Vt為每股內(nèi)在價(jià)值，f(1)t、f(2)t、f(3)t分別是分析師對(duì)未來一年、二年、三年的盈余預(yù)測(cè)值，bt為每股權(quán)益賬面價(jià)值，r為資本成本。有研究表明，在使用估計(jì)的內(nèi)在價(jià)值Vt做截面回歸時(shí)，選擇不同的資本成本r對(duì)分析結(jié)果影響不大，本文選用5%作為固定資本成本[14][15]。饒品貴和岳衡(2012)認(rèn)為利用分析師盈余預(yù)測(cè)進(jìn)行模型估值存在一定問題。首先，分析師預(yù)測(cè)盈余普遍比較樂觀，尤其是對(duì)公司的長期盈余的預(yù)測(cè)更為樂觀，因此分析師的預(yù)測(cè)盈余比公司實(shí)際盈余顯著要高，這可能導(dǎo)致運(yùn)用分析師預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)得到的公司內(nèi)在價(jià)值出現(xiàn)高估[16]；其次，分析師可能根據(jù)股票近期的走勢(shì)情況調(diào)整盈余預(yù)測(cè)，從而使得他們的預(yù)測(cè)滯后于市場的整體預(yù)期[17]，比如分析師的盈余預(yù)測(cè)不能反映市場對(duì)公司現(xiàn)金流的預(yù)測(cè)；再次，分析師在預(yù)測(cè)盈余時(shí)傾向于關(guān)注大公司和經(jīng)營狀況比較好的公司，而對(duì)小公司和經(jīng)營陷入困境的公司則關(guān)注較少，這使得運(yùn)用剩余收益模型估值時(shí)存在樣本選擇上的偏差；最后，由于我國證券分析師的數(shù)量較少[18]，無法滿足剩余收益模型大樣本估值的需要。所以，有必要對(duì)該模型進(jìn)行適應(yīng)性調(diào)整。本文借鑒Hou等(2012)的預(yù)測(cè)方法對(duì)公司未來一至三年的盈余進(jìn)行預(yù)測(cè)[17]。具體的預(yù)測(cè)模型如下：

Earningsi,t+r=β0+β1Asseti，t+β2Dividendi，t+β3DDi，t+β4Earningi，t+

β5NegEi，t+β6Accruali，t+εi,t+r

(3)

式(3)中，Earningsi,t+r是公司未來一至三年的每股盈余預(yù)測(cè)值；Asseti,t是每股總資產(chǎn)，它是公司盈余的基礎(chǔ)；Dividendi,t是每股股利，股利信息反映公司未來盈余的持續(xù)性；DDi,t為是否發(fā)放股利的虛擬變量，分配股利的公司未來的盈利能力更強(qiáng)；Earningsi,t是當(dāng)年的每股盈余；NegEi,t為是否虧損的虛擬變量，盈余與其他會(huì)計(jì)變量同樣存在中值反轉(zhuǎn)特征；Accruali,t是每股應(yīng)計(jì)項(xiàng)目。

同時(shí)，本文借鑒徐壽福和徐龍炳(2015)的做法，通過估計(jì)出上市公司內(nèi)在價(jià)值V并計(jì)算該公司股票當(dāng)年所有交易日收盤價(jià)的平均值P，構(gòu)建變量Deviation = |1-V/P|[19]，其中V

2．投資者情緒。已有研究衡量投資者情緒的方法主要有兩類：直接度量和間接度量。向投資者發(fā)放問卷、采訪投資者等調(diào)查方法，可以較為直接準(zhǔn)確地獲取投資者的事前情緒信息，但是信息采集需要耗費(fèi)大量精力和時(shí)間等各項(xiàng)成本，調(diào)查樣本的選擇也容易出現(xiàn)偏差，而僅有的相對(duì)權(quán)威的調(diào)查指標(biāo)“央視看盤”與“巨潮投資者信心指數(shù)”在時(shí)間上缺乏連續(xù)性，無法采用[20]。另外，直接指標(biāo)也無法精確刻畫投資者在不同股票上所表現(xiàn)出的情緒差異[21]。而間接指標(biāo)比直接指標(biāo)更容易獲取，成本較低，主要通過市場表現(xiàn)度量投資者的事后情緒，比如用市場成交量、換手率、市場收益率、市場上的上漲家數(shù)與下跌家數(shù)的比值、封閉式基金折價(jià)等單一指標(biāo)衡量，或者綜合以上指標(biāo)利用主成分分析法構(gòu)建情緒指數(shù)衡量[22]。但市場綜合指標(biāo)衡量的是市場情緒，無法衡量個(gè)股情緒，而且綜合指標(biāo)中包含的噪聲信息較多，因此在衡量個(gè)股情緒方面，單一指標(biāo)優(yōu)于綜合指標(biāo)。單一指標(biāo)中，換手率被認(rèn)為是一個(gè)較好的投資者情緒指標(biāo)，因?yàn)閾Q手率可以代表觀點(diǎn)分歧，從而能夠刻畫投資者情緒，而且作為流動(dòng)性指標(biāo)，能夠反映投資者的參與程度，當(dāng)投資者情緒高漲時(shí)，股票買賣參與的積極性也變高[23]。綜上，借鑒陳鵬程和周孝華(2016)的做法[24]，本文選擇換手率作為投資者情緒的代理變量。

3．會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。本文借鑒Khan和Watts(2009)計(jì)算的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指數(shù)作為上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的代理變量[25]，具體計(jì)算公式如下：

EPSi,t/Pi,t-1=β0+β1RETi,t+β2Di,t+β3Di,t*RETi,t+εi,t

(4)

Gscorei,t=β1=μ1+μ2Sizei,t+μ3M/Bi,t+μ4Levi,t

(5)

Cscorei,t=β3=λ1+λ2Sizei,t+λ3M/Bi,t+λ4Levi,t

(6)

式(4)是Basu(1997)模型[26]，把式(5)和式(6)代入模型(4)中，進(jìn)行回歸，得到各個(gè)參數(shù)，然后將這些參數(shù)代回式(5)和式(6)中，即可求得每個(gè)公司的Gscorei,t和Cscorei,t的值。Cscorei,t越大，表明公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越強(qiáng)。

其中，EPSi,t為每股盈余；RETi,t為i公司在第t年5月1日至第t+1年4月30日止的經(jīng)過市場調(diào)整的股票回報(bào)率；Di,t為虛擬變量，當(dāng)RETi,t為負(fù)時(shí)，Di,t取值為1，否則為0；M/Bi,t為公司市賬比，等于i公司t年的股票市值/凈資產(chǎn)賬面價(jià)值；Levi,t為資產(chǎn)負(fù)債率，等于i公司t年總負(fù)債/總資產(chǎn)；Sizei,t為公司的規(guī)模，等于i公司t年的總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)。

4．控制變量。對(duì)影響資產(chǎn)誤定價(jià)的重要因素進(jìn)行充分考慮后，最終選取以下控制變量：公司規(guī)模Size、資產(chǎn)負(fù)債率Lev、成長性Growth、盈利能力Roe、上市年齡Age、第一大股東持股比例Large、董事長與總經(jīng)理是否兩職合一Dual?？刂谱兞繑?shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。另外，為了控制行業(yè)和年度的影響，分別設(shè)置了行業(yè)和年度虛擬變量。

變量定義及具體說明見表1：

表1 變量說明表

(三)回歸模型

考慮到投資者情緒對(duì)股價(jià)高估的影響存在內(nèi)生性，即可能不是因?yàn)橥顿Y者情緒而導(dǎo)致股價(jià)高估，而是由于股價(jià)高估激發(fā)了投資者情緒。故采用滯后一期的投資者情緒變量與當(dāng)期的股價(jià)高估回歸。為檢驗(yàn)假設(shè)1，擬采用模型(7)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，預(yù)期α1的符號(hào)顯著為正。

Deviationi,t=α0+α1Senti,t-1+Control Variablei,t+εi,t

(7)

為檢驗(yàn)假設(shè)2，擬采用模型(8)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。

Deviationi,t=α0+α1Senti,t-1+α2Cscorei,t+α3Senti,t-1*Cscorei,t+

Control Variablei,t+εi,t

(8)

Senti,t-1*Cscorei,t是投資者情緒與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的交乘項(xiàng)，以考察會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的調(diào)節(jié)作用，預(yù)期α3的符號(hào)顯著為負(fù)。Control Variablei,t為控制變量組。在對(duì)模型估計(jì)前，先進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果確定使用面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。并且在全樣本回歸檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，以投資者情緒Senti,t-1的中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)劃分樣本，保留大于中位數(shù)的樂觀情緒組子樣本，再次對(duì)模型(7)、(8)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2是變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。股價(jià)高估的均值為0.7，表明樣本公司市場價(jià)值向上偏離其內(nèi)在價(jià)值的部分占市場價(jià)值的比例高達(dá)70% 。投資者情緒的均值和中位數(shù)分別為7.71和6.58，說明在我國證券市場中，投資者對(duì)股票價(jià)格的估計(jì)普遍表現(xiàn)得較為樂觀。投資者情緒的標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到5.09，表明不同時(shí)期投資者情緒的波動(dòng)較大。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的最小值為-0.03，最大值為0.04，即不同公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性差異較大。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)檢驗(yàn)結(jié)果與分析

表3是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、投資者情緒與股價(jià)高估的回歸結(jié)果，從表3的回歸結(jié)果(1)可以看出，投資者情緒的系數(shù)顯著為正，說明隨著投資者情緒的高漲，投資者買入意愿強(qiáng)烈，頻繁激進(jìn)的交易方式會(huì)不斷將資產(chǎn)價(jià)格推高。由于套利的限制，悲觀情緒的投資者因?yàn)槭艿劫u空限制的制約不能參與到證券市場中來，樂觀情緒的投資者成為證券市場中的主導(dǎo)力量，股票價(jià)格反映出的都是樂觀投資者的態(tài)度，以至于股票價(jià)格相對(duì)上市公司內(nèi)在價(jià)值被大大高估。當(dāng)情緒演化成系統(tǒng)性的群體偏差，使得情緒不再呈現(xiàn)個(gè)體特征而表現(xiàn)出明顯的社會(huì)性時(shí)，投資者情緒交互傳染，交易行為開始趨同，致使個(gè)體對(duì)股價(jià)的高估演變成群體性高估，驅(qū)使著價(jià)格向上偏離內(nèi)在價(jià)值的程度加深。股價(jià)不斷被推高滿足了投資者的期望，反過來又強(qiáng)化投資者樂觀情緒，進(jìn)一步擴(kuò)大了情緒交易，這種反饋機(jī)制不斷循環(huán)進(jìn)行下去，股價(jià)被高估的程度不斷加劇。由此，證明了假設(shè)1：投資者情緒越樂觀，股價(jià)越被高估。

從表3回歸結(jié)果(2)看出，投資者情緒與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性交乘項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，一方面說明，隨著會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高，損失被及時(shí)確認(rèn)并計(jì)入會(huì)計(jì)盈余，不利盈余的壞消息被及時(shí)披露，外部投資者與上市公司管理層之間的信息不對(duì)稱程度明顯降低，從而抑制投資者樂觀情緒，進(jìn)而緩解樂觀情緒交易持續(xù)推高股價(jià)使得股價(jià)被高估的問題。另一方面，隨著會(huì)計(jì)穩(wěn)健的提高，會(huì)計(jì)信息呈現(xiàn)出較低的公司利潤和資產(chǎn)，對(duì)外傳遞出預(yù)期損失的信息和公司發(fā)展不利的信號(hào)，使得樂觀情緒投資者對(duì)股價(jià)的樂觀預(yù)期作向下調(diào)整，即通過信號(hào)傳遞的作用，抑制投資者樂觀情緒，從而緩解情緒交易導(dǎo)致股價(jià)被高估的問題。由此，證明了假設(shè)2：會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高可以顯著緩解投資者樂觀情緒對(duì)股價(jià)高估的正向影響。

表3 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、投資者情緒與股價(jià)高估回歸結(jié)果

注：表中數(shù)據(jù)為各變量的回歸系數(shù)，括號(hào)內(nèi)數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示顯著性水平為 1%、5%、10%，下表同。

為更加直觀看出投資者樂觀情緒與股價(jià)高估的關(guān)系，以投資者情緒的中位數(shù)分組，將全樣本劃分為樂觀情緒組與悲觀情緒組，根據(jù)研究需要只保留樂觀情緒組，得到回歸(3)、(4)的結(jié)果。從結(jié)果(3)可以看出，樂觀情緒組的投資者情緒的回歸系數(shù)顯著為正，同樣證明了假設(shè)1。從結(jié)果(4)看，樂觀情緒組的投資者情緒與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性交乘項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，同樣證明了假設(shè)2。

(三)基于新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施的進(jìn)一步檢驗(yàn)

以上研究結(jié)果表明，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)投資者情緒與股價(jià)高估之間的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高能夠緩解投資者樂觀情緒對(duì)股價(jià)高估的正向影響?，F(xiàn)實(shí)中，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性很大程度是由會(huì)計(jì)制度決定的，不同的會(huì)計(jì)制度對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性強(qiáng)弱的要求不同。財(cái)政部于2006年發(fā)布新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，對(duì)穩(wěn)健性的會(huì)計(jì)處理方面的內(nèi)容做了多處修訂，比如“包括商譽(yù)在內(nèi)的所有資產(chǎn)在發(fā)生減值時(shí)都應(yīng)計(jì)提減值準(zhǔn)備、不允許長期資產(chǎn)減值準(zhǔn)備轉(zhuǎn)回”“企業(yè)對(duì)交易或者事項(xiàng)進(jìn)行會(huì)計(jì)確認(rèn)、計(jì)量和報(bào)告應(yīng)當(dāng)堅(jiān)持應(yīng)有的謹(jǐn)慎，不應(yīng)高估資產(chǎn)或者收益、低估負(fù)債或者費(fèi)用”等，這一系列修訂反映出新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則對(duì)穩(wěn)健性的要求有所提高，所以進(jìn)一步檢驗(yàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的調(diào)節(jié)作用在新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施前后是否存在差異，具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

首先，為證明會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施后會(huì)計(jì)穩(wěn)健性增強(qiáng)，本文借鑒蔡吉甫(2013)的做法構(gòu)造模型(9)[27]：

Deviationi,t=α0+α1Befori,t*Cscorei,t+α2Posti,t*Cscorei,t+ Control Variablei,t+εi,t

(9)

Befori,t和Posti,t均為時(shí)間虛擬變量。由于新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則從2007年1月1日起在上市公司范圍內(nèi)全面實(shí)施，故以2007年作為劃分的標(biāo)志，若樣本期屬于2002～2006年，Befori,t取1，否則取0；反之，如果樣本期屬于2007～2012年，則Posti,t取1，否則取0。設(shè)置交乘項(xiàng)Befori,t*Cscorei,t和Posti,t*Cscorei,t，若新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則相對(duì)于之前執(zhí)行的舊會(huì)計(jì)準(zhǔn)則顯著提高了上市公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，則交乘項(xiàng)Posti,t*Cscorei,t的回歸系數(shù)(絕對(duì)值)應(yīng)顯著大于Befori,t*Cscorei,t的回歸系數(shù)(絕對(duì)值)，否則說明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施后沒有實(shí)質(zhì)變化或發(fā)生了相反的變化。

其次，為考察新舊會(huì)計(jì)準(zhǔn)則下的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)投資者情緒與股價(jià)高估之間的調(diào)節(jié)作用的差異，構(gòu)造模型(10)：

Deviationi,t=α0+α1Senti,t-1+α2Cscorei,t+α3Posti,t*Senti,t-1*Cscorei,t+

Control Variablei,t+εi,t

(10)

若交乘項(xiàng)Posti,t*Senti,t-1*Cscorei,t的系數(shù)符號(hào)顯著為負(fù)，則說明在新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施后，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)投資者情緒與股價(jià)高估之間的負(fù)向調(diào)節(jié)作用顯著增強(qiáng)。

表4是會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施前后會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、投資者情緒與股價(jià)高估之間關(guān)系的回歸結(jié)果。從表4的回歸結(jié)果(5)可以看出，交乘項(xiàng)Befori,t*Cscorei,t與Posti,t*Cscorei,t的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，表明在新舊會(huì)計(jì)準(zhǔn)則下，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性均能夠有效緩解股價(jià)高估。其中，交乘項(xiàng)Posti,t*Cscorei,t系數(shù)的絕對(duì)值顯著大于Befori,t*Cscorei,t系數(shù)的絕對(duì)值，說明相對(duì)于之前執(zhí)行的舊會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施顯著提高了上市公司的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。從回歸結(jié)果(6)、(7)看，交乘項(xiàng)Posti,t*Senti,t-1*Cscorei,t的系數(shù)均顯著為負(fù)，說明由于新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則在會(huì)計(jì)處理方面積極貫徹穩(wěn)健性原則，提高了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的要求，因而在新準(zhǔn)則實(shí)施后，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性要求增強(qiáng)的情況下，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的作用更加凸顯，即新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施后，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性要求緩解投資者情緒對(duì)股價(jià)高估影響的負(fù)向調(diào)節(jié)作用表現(xiàn)得更為顯著。

表4 會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施前后會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、投資者情緒與股價(jià)高估之間關(guān)系的回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

投資者情緒的衡量是本文實(shí)證分析部分的難點(diǎn)和關(guān)鍵點(diǎn)，為了確保研究結(jié)論的可靠性，有必要替換投資者情緒的衡量指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。已有研究表明，前期的市場收益率對(duì)投資者情緒有明顯的刺激，前期市場收益率越高，投資者情緒越樂觀。市場收益率的這一作用也被稱之為動(dòng)量效應(yīng)[28]。前期較短時(shí)間內(nèi)的市場收益率才會(huì)對(duì)投資者情緒產(chǎn)生刺激作用，動(dòng)量效應(yīng)在半年內(nèi)顯著存在，超過半年或者更長時(shí)間動(dòng)量效應(yīng)便不會(huì)存在，且上一期累積月度股票收益率越大，投資者情緒越樂觀[29]?；诖?，本部分?jǐn)M采用前期市場累積收益率衡量投資者情緒，以不同累積收益率的時(shí)間區(qū)間分別衡量：首先，以公司前一年最后90個(gè)交易日的累積收益率來衡量投資者情緒，對(duì)模型(7)、(8)重新進(jìn)行估計(jì)。其次，為保證結(jié)果穩(wěn)健，擴(kuò)大市場累積收益率的度量期間，選取前一年7月至12月，共6個(gè)月的累積月度股票收益率指標(biāo)，再次對(duì)模型(7)、(8)進(jìn)行估計(jì)。經(jīng)過以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果仍然支持前文假設(shè)，不改變?cè)薪Y(jié)論，因此研究結(jié)果較穩(wěn)?、?。

五、結(jié)論與建議

本文基于行為金融學(xué)、信息不對(duì)稱理論、信號(hào)傳遞理論，在考察投資者情緒對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)產(chǎn)生影響的基礎(chǔ)上，以會(huì)計(jì)信息為視角，從投資者情緒交易的客觀因素出發(fā)，重點(diǎn)分析和檢驗(yàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)投資者情緒與資產(chǎn)誤定價(jià)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，回答了提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能否有效緩解投資者情緒對(duì)資產(chǎn)誤定價(jià)的影響這一問題。本文研究結(jié)果表明：投資者情緒越樂觀，股價(jià)越被高估；會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的提高能夠緩解投資者樂觀情緒對(duì)股價(jià)高估的正向影響。進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，相比新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施前，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的這種負(fù)向調(diào)節(jié)作用顯著存在于新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施后。

根據(jù)以上研究結(jié)論本文提出以下建議：第一，加強(qiáng)投資者理性投資教育。投資者情緒會(huì)嚴(yán)重影響其對(duì)股票的正確估值，所以加強(qiáng)投資者的理性投資教育，對(duì)提高證券市場定價(jià)效率非常重要。具體來說，證券監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)該從政策制定的角度，積極做好投資者理性投資教育的引導(dǎo)和推動(dòng)工作；證券公司等證券服務(wù)機(jī)構(gòu)應(yīng)該發(fā)揮其對(duì)投資者情緒疏導(dǎo)的主要窗口作用，加強(qiáng)宣傳教育，避免群體性投資者情緒交易的發(fā)生。以上監(jiān)管機(jī)構(gòu)和服務(wù)機(jī)構(gòu)應(yīng)各負(fù)其責(zé)，幫助投資者樹立正確的投資理念，提高投資者理性程度，緩解投資者情緒交易導(dǎo)致的資產(chǎn)誤定價(jià)。第二，制定“適度運(yùn)用”會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的標(biāo)準(zhǔn)。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠緩解投資者因過分樂觀預(yù)期進(jìn)行情緒交易導(dǎo)致的股價(jià)高估。同時(shí)，由于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性過高會(huì)損害公司盈余信息的有用性，故在我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則完善的過程中，應(yīng)該既關(guān)注會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的穩(wěn)健性的積極作用，又要考慮到會(huì)計(jì)穩(wěn)健性過高影響會(huì)計(jì)信息有用性的問題，制定出“適度運(yùn)用”會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的標(biāo)準(zhǔn)。比如把“重要性”的原則融入“穩(wěn)健性”中，在一般的交易過程中，會(huì)計(jì)處理應(yīng)該以會(huì)計(jì)信息的相關(guān)性為主；而對(duì)于重大的利好或者風(fēng)險(xiǎn)較大的特殊交易等容易引起投資者情緒的事項(xiàng)，則應(yīng)該優(yōu)先考慮會(huì)計(jì)的穩(wěn)健性原則。通過會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的“適度運(yùn)用”，有效發(fā)揮會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)樂觀情緒導(dǎo)致股價(jià)高估的緩解作用，提高證券市場定價(jià)效率。

注釋：

①本文原始數(shù)據(jù)區(qū)間為2003～2015年，由于實(shí)證分析中解釋變量投資者情緒取值滯后一期，故起始時(shí)間為2002年，同時(shí)由于估計(jì)上市公司內(nèi)在價(jià)值時(shí)未來三年盈余預(yù)測(cè)的需要，截止時(shí)間為2012年，所以實(shí)際有效區(qū)間為2002～2012年。這一期間我國股市經(jīng)歷了從熊市到牛市再到熊市的劇烈震蕩，在這種劇烈震蕩中，資產(chǎn)誤定價(jià)的表現(xiàn)更為顯著，為研究資產(chǎn)誤定價(jià)提供了一個(gè)良好的研究背景。

②限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果并未呈現(xiàn)。如有需要，可向作者索取。

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