惠麗麗 謝獲寶 魏其芳,3

（1.武漢理工大學(xué)管理學(xué)院會計系，湖北 武漢 430070；2.武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院會計系，湖北 武漢 430072；3.深圳市資道智能科技有限公司，廣東 深圳 518057）

前言

作為重要的財務(wù)信息供給方式，通用財務(wù)報告的目標是向現(xiàn)有和潛在投資者、貸款人和其他債權(quán)人提供有關(guān)報告主體的財務(wù)信息，以利于其做出向主體提供資源相關(guān)的決策(IASB《財務(wù)報告的概念框架》，2010)。2015年國際會計準則理事會(IASB)發(fā)布《財務(wù)報告概念框架(征求意見稿)》時明確指出，通用財務(wù)報告的編制從整體角度出發(fā)，未考慮特定投資者、貸款人或者其他債權(quán)人的需求，同時財務(wù)報告信息體現(xiàn)的僅僅是其法律形式，并不能如實反映與財務(wù)信息相關(guān)的經(jīng)濟現(xiàn)象及交易實質(zhì)。征求意見稿認為，財務(wù)報告的主體邊界應(yīng)該設(shè)定成為依賴財務(wù)報表信息的現(xiàn)有或潛在投資者、貸款人和其他債權(quán)人，財務(wù)報告信息應(yīng)當能夠如實反映主體經(jīng)濟活動本質(zhì)，滿足決策有用和受托責任的目標。因此鑒于其局限性，通用財務(wù)報告只能向主要使用者提供普遍、標準化財務(wù)信息，不能滿足廣義信息需求者了解與上市公司財務(wù)報表相關(guān)的宏觀和行業(yè)環(huán)境以及微觀交易實質(zhì)信息的需求，無法向不同的信息使用者提供異質(zhì)化交易信息。

伴隨可擴展商業(yè)報告語言(XBRL)技術(shù)推行，XBRL標準為財務(wù)報告使用者提供一個靈活的信息平臺，建立起不同報告系統(tǒng)之間的有效聯(lián)系，突出上市公司經(jīng)營環(huán)境以及財務(wù)報告披露環(huán)境對決策者資源配置的重要影響。首先，XBRL可以通過創(chuàng)建一個調(diào)節(jié)層方式，改善上市公司使用各式各樣的財務(wù)信息系統(tǒng)所導(dǎo)致的人工編制、系統(tǒng)復(fù)雜等問題。通過運用網(wǎng)絡(luò)技術(shù)，在較短的時間內(nèi)調(diào)解基于不同會計準則的財務(wù)報告之間的差異，為信息使用者提供更多與決策相關(guān)的信息；其次，XBRL總賬軟件可以與XBRL財務(wù)報告軟件相關(guān)聯(lián)，這種高效率的追蹤定位系統(tǒng)優(yōu)勢幫助會計師以及審計師們確保、追蹤以及監(jiān)督企業(yè)的實時交易活動，在一定程度上緩解管理層把重要信息隱藏在財務(wù)報告附注中等問題，提高財務(wù)報告的真實性。2009年起，XBRL標準在上交所和深交所推廣實施，部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)XBRL標準化信息供給在提高上市公司會計信息質(zhì)量、降低權(quán)益資本成本、緩解股價同步性、提高資本市場資源配置效率等方面發(fā)揮了積極的作用(陳宋生等，2015；李爭爭等，2013；史永和張龍平，2014；王琳和龔昕，2012；曾建光等，2013)[15][18][25][28][29]。然而現(xiàn)有文獻較少從實施XBRL標準有利于提供上市公司異質(zhì)化信息視角，研究XBRL標準對信息使用者決策效率的影響。在經(jīng)典理論中，上市公司財務(wù)報告中含有的未預(yù)期盈余信息會引發(fā)投資者對股價做出無偏反應(yīng)，但是通用財務(wù)報告披露的標準化信息并不能夠滿足不同使用者的差異化需求，實現(xiàn)其決策有用的目標。XBRL標準使得財務(wù)報表里每一筆交易的最初記錄都可以被追蹤到最終記錄，即追蹤到上市公司財務(wù)報告數(shù)據(jù)中的原始交易記錄，能夠利用計算機系統(tǒng)自動發(fā)布財務(wù)報告中除報表數(shù)字之外的交易和事項，突出上市公司異質(zhì)化財務(wù)信息，幫助報告使用者在系統(tǒng)中找到對自身決策有用的信息，提高資源配置效率，彌補財務(wù)信息使用者差異化信息的需求。在此背景下，財務(wù)分析師作為上市公司財務(wù)信息重要的搜集者，是否能夠較好利用XBRL標準，挖掘上市公司財務(wù)報告中行業(yè)層面、企業(yè)自身特質(zhì)信息，識別成本粘性形成的經(jīng)營風險，并進行更加準確、客觀的盈余預(yù)測呢？

公司成本信息是財務(wù)分析師預(yù)測盈余的重要基礎(chǔ)(Banker and Chen.，2006)[4]，其粘性特征也成為影響分析師盈余預(yù)測質(zhì)量的核心因素。Weiss(2010)[13]發(fā)現(xiàn)，在成本粘性程度較強的企業(yè)中，財務(wù)分析師的跟蹤人數(shù)少，盈余預(yù)測準確度減低，然而該研究并沒有探討成本粘性增大盈余波動性，降低財務(wù)分析師盈余預(yù)測準確程度的作用機理。本質(zhì)上，成本粘性反映企業(yè)在經(jīng)營過程中受到經(jīng)濟周期、貨幣政策等宏觀經(jīng)濟因素的影響，當收入水平發(fā)生波動時，行業(yè)特征、資產(chǎn)屬性以及高管決策行為等因素所形成的固化成本無法及時、有效縮減，盈余的不規(guī)則波動性增加，經(jīng)營風險加大。因此在收入水平不斷波動的情形下，成本粘性引發(fā)的經(jīng)營風險是增加財務(wù)分析師預(yù)測工作難度、降低其盈余預(yù)測準確程度的重要原因。基于此，本文以2005～2015年滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司為研究樣本，驗證成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量之間的關(guān)系，以及實施XBRL標準對上述關(guān)系的影響。

本文可能的貢獻在于：

第一，以往文獻多研究成本粘性的影響因素(Aderson et al.，2003；Calleja et al.，2006；江偉等，2015；孔玉生等，2007；梁上坤和張夢婷，2015；劉彥文和王玉剛，2009；劉武，2006；毛洪濤等，2015；孫崢和劉浩，2004)[2][8][16][17][19][21][22][23][26]。本文挖掘在收入波動的情形下，行業(yè)屬性、企業(yè)自身特征和高管決策行為放大經(jīng)營風險，進而降低財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量的作用機理并進行實證檢驗。本文的研究結(jié)論為成本粘性增加經(jīng)營風險提供理論支撐，為重視制造業(yè)企業(yè)成本粘性對財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量的負向影響提供啟示作用。

第二，與Weiss(2010)[13]的研究不同，本文在探討成本粘性放大制造業(yè)上市公司內(nèi)部經(jīng)營風險，并降低財務(wù)分析師預(yù)測質(zhì)量的作用機制。同時加入XBRL標準應(yīng)用于通用財務(wù)報告這一相對外生事件，檢驗異質(zhì)化信息供給對成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量之間關(guān)系的影響，為說明XBRL標準的應(yīng)用有助于財務(wù)分析師識別行業(yè)、企業(yè)層面風險提供經(jīng)驗證據(jù)。

理論分析與研究假設(shè)

財務(wù)分析師大多關(guān)注上市公司的預(yù)期收入和盈利水平，但是往往會忽略其成本特征，降低盈余預(yù)測的準確程度。Bankerand Chen(2006)[4]研究成本特征對盈余預(yù)測質(zhì)量的影響時發(fā)現(xiàn)，加入成本粘性因素后的盈余預(yù)測模型有利于提高盈余預(yù)測準確性。成本粘性增大盈余波動性，進而降低財務(wù)分析師盈利預(yù)測的準確性(Weiss，2010)[13]。以上研究主要基于成本粘性增大盈余波動性的視角展開，但是在本質(zhì)上，成本粘性效應(yīng)的產(chǎn)生源于收入波動，因而成本粘性不僅體現(xiàn)成本與收入之間的非對稱性變化，還反映出當收入發(fā)生波動時，在行業(yè)屬性、資產(chǎn)特征以及高管決策行為等因素的共同作用下，企業(yè)經(jīng)營風險被放大的過程。

根據(jù)成本粘性的定義，當企業(yè)收入下降時，約束性成本和酌量性成本并未能得到及時、有效削減，導(dǎo)致成本下降的幅度小于收入下降的幅度。眾多學(xué)者在此基礎(chǔ)上，從調(diào)整成本、代理問題和管理層決策行為三個方面驗證成本粘性的動因(Anderson et al.，2003；Banker et al.，2013；Banker et al.，2014；Chen et al.，2012)[2][5][6][9]。首先，不同行業(yè)企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入和成本構(gòu)成不同，相比其他行業(yè)，制造業(yè)上市公司生產(chǎn)資源投入較大，為了節(jié)省調(diào)整成本，企業(yè)往往會選擇簽訂長期契約。當經(jīng)營環(huán)境變化，長期契約使成本缺乏向下彈性，導(dǎo)致企業(yè)在短期內(nèi)無法及時有效削減約束性成本。一旦經(jīng)營環(huán)境惡化，資產(chǎn)使用主體和用途的改變會產(chǎn)生巨大的資產(chǎn)價值減損，成本與收入變動的非對稱性狀態(tài)加劇。其次，基于個人帝國建造動機，高管往往忽視未來宏觀經(jīng)濟走勢和收入變化，不考慮企業(yè)邊界、資源約束，進行過度投資，通過維持企業(yè)的超常規(guī)模來實現(xiàn)薪酬、名譽等方面的個人效用最大化，導(dǎo)致成本出現(xiàn)較高的增速、處于過高的水平，降低資源配置效率和效果，削弱了企業(yè)與外部經(jīng)營環(huán)境之間的適應(yīng)性，加重成本粘性。除此之外，部分學(xué)者從高管決策行為的視角研究成本粘性問題并發(fā)現(xiàn)，外部經(jīng)營環(huán)境變化不利于高管準確預(yù)估未來現(xiàn)金流水平，即決策風險加重了成本粘性的程度。Qin et al.(2015)[12]發(fā)現(xiàn)過度自信的高管樂觀估計未來銷售收入，認為銷售量下降只是源于短期經(jīng)濟波動，不需要立即對資源和成本進行調(diào)整，導(dǎo)致成本粘性加重。

以上三種動因理論揭示了成本粘性的形成過程，以及當收入發(fā)生波動時，成本粘性放大企業(yè)經(jīng)營風險的作用機理。具體表現(xiàn)為：當收入水平較高時，隨著投資活動增加，企業(yè)往往出現(xiàn)過度投資、投資效率低下、產(chǎn)能過剩等現(xiàn)象，但是較好的外部需求和市場前景消化了這些問題；當收入下降時，前期盲目擴張的企業(yè)規(guī)模和低效率投資并不能帶來穩(wěn)定的現(xiàn)金流入，高昂的成本水平也不能得到及時、有效的縮減，導(dǎo)致企業(yè)盈利水平下降，經(jīng)營風險增大。但是成本粘性現(xiàn)象產(chǎn)生的動因不同，成本與收入之間的非對稱性特征反映的經(jīng)營現(xiàn)狀具有較大的差別?；谡{(diào)整成本動因的成本粘性問題更加符合在宏觀經(jīng)濟環(huán)境波動情形下，制造業(yè)企業(yè)的客觀經(jīng)營狀況；而以代理問題和高管決策行為為動因的成本粘性問題則更多融入了管理層的主觀因素，放大了制造業(yè)企業(yè)自身的經(jīng)營風險。在此基礎(chǔ)上，財務(wù)分析師對未來經(jīng)濟走勢的判斷和成本粘性現(xiàn)象的識別，構(gòu)成影響財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量的重要因素，即如果財務(wù)分析師對成本粘性及其產(chǎn)生的動因不能準確識別，容易導(dǎo)致其盈余預(yù)測質(zhì)量降低。

基于以上分析，我們初步得到成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量之間的關(guān)系。當收入發(fā)生波動時，成本粘性增加盈余波動的不規(guī)則性變化，導(dǎo)致企業(yè)的經(jīng)營風險增大，財務(wù)分析師盈余預(yù)測難度增加，盈余預(yù)測質(zhì)量降低。因此，相比不存在成本粘性的制造業(yè)上市公司，有成本粘性特征使得財務(wù)分析師盈余預(yù)測的誤差更高，分歧度更大。本文提出∶

假設(shè)H1：成本粘性降低財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量，即導(dǎo)致盈余預(yù)測的誤差和分歧度增大。

XBRL標準的結(jié)構(gòu)體系復(fù)雜，其目標在于在成本效益原則約束下，通過便捷、高效抽取并自動轉(zhuǎn)換財務(wù)或業(yè)務(wù)信息的形式，盡可能詳細披露上市公司各項交易和事項，幫助報告使用者在系統(tǒng)中查找、獲取對自身決策有用的信息，增加信息提供者和使用者之間的交流。因此，XBRL標準的應(yīng)用有助于財務(wù)分析師識別成本粘性形成的經(jīng)營風險。具體體現(xiàn)在：首先，成本粘性表現(xiàn)為收入和成本變動程度之間的非對稱性，體現(xiàn)為在外部經(jīng)營環(huán)境變化的情形下，收入與成本變動程度之間的關(guān)系。如果通用報告無法披露上市公司經(jīng)營環(huán)境、交易事項等實質(zhì)性差異化信息，收入與成本之間的非對稱性變動所形成的風險信號無法得到有效傳遞。XBRL標準的應(yīng)用有利于補充披露企業(yè)自身、行業(yè)以及宏觀層面等基本面信息，并強調(diào)不同公司之間的差異化特征，有助于財務(wù)分析師結(jié)合經(jīng)營環(huán)境的變化，挖掘收入與成本變化之間的關(guān)系，識別可能存在的經(jīng)營風險。同時，XBRL標準支持利用軟件對不同企業(yè)的財務(wù)信息進行縱向、橫向比較，提高財務(wù)分析師信息處理能力及效率(Alles and Piechocki，2012)[1]，為其有效識別成本粘性形成的風險提供必要條件。其次，依據(jù)現(xiàn)有研究，相比通用財務(wù)報告，XBRL標準的應(yīng)用有助于提高資本市場資源配置的有效性(鄭濟孝，2015)[31]，通過標準化信息元素，減少投資者信息收集與分析成本，降低股價同步性(Dong et al.，2016；史永和張龍平，2014)[10][25]，充分發(fā)揮信息對資源配置的引導(dǎo)作用，為財務(wù)分析師盈余預(yù)測提供良好的環(huán)境。因此，XBRL標準的應(yīng)用有助于財務(wù)分析師挖掘上市公司信息，識別制造業(yè)上市公司的成本粘性形成的經(jīng)營風險，進而相對客觀、準確的進行盈余預(yù)測。

基于以上分析，XBRL標準的應(yīng)用強調(diào)上市公司披露差異化財務(wù)信息的重要性，并通過補充披露交易和事項信息，為財務(wù)分析師識別成本粘性形成經(jīng)營風險提供條件和環(huán)境，有助于緩解成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量之間的負相關(guān)關(guān)系。本文提出∶

假設(shè)H2：XBRL標準應(yīng)用提供異質(zhì)化信息之后，成本粘性降低財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量的效應(yīng)得到緩解。

圖1基于上述分析及假設(shè)，展示了成本粘性影響分析師盈余預(yù)測質(zhì)量，以及XBRL標準對上述關(guān)系的緩解作用。下文的研究設(shè)計及實證分析將論證三者的關(guān)系。

圖1 XBRL標準、成本粘性與盈余預(yù)測質(zhì)量三者之間關(guān)系

研究設(shè)計

一、模型設(shè)定與變量定義

本文驗證成本粘性對分析師盈余預(yù)測質(zhì)量的影響，因此從預(yù)測誤差和預(yù)測分歧度兩個方面模型設(shè)定。針對前文假設(shè)，本文構(gòu)建以下模型：

模型(1)-(4)中的被解釋變量分別是財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差(Ferror)和預(yù)測分歧度(Fdisp)，具體計算方式如下：

其中，F(xiàn)EPSi,j,t為財務(wù)分析師預(yù)測盈余，EPSi,t為真實盈余。

模型(1)中的解釋變量是成本粘性(dumcs)。根據(jù)成本粘性的定義，在有成本粘性的企業(yè)中，隨著營業(yè)收入上升，成本水平上升；當營業(yè)收入下降時，成本水平不會立即下降或者下降的幅度很小。因此本文參考Andersonand Lane(2007)[3]的做法，將成本的變動率定義為當期和上一期的成本隨收入變動幅度之差，同時設(shè)定當期營業(yè)收入是否低于上一期營業(yè)收入(Drev)、成本變動率(Dcost)是否大于零兩個條件來區(qū)分有成本粘性企業(yè)和無成本粘性企業(yè)(包含成本粘性程度為零和反粘性企業(yè))，以此量化成本粘性程度CS變量，并設(shè)置dumcs啞變量，成本粘性程度CS大于零時dumcs為1，小于等于零時dumcs取0。

其中，Drev和Dcost是啞變量，當時，Drev取1，否則取0。當cost_radio＞0時，Dcost取1，否則取0。

模型(2)和模型(3)中的XBBL變量指代政策實施時間啞變量。本文把2010年作為XBRL實施推廣時間的原因在于，根據(jù)XBRL在我國的推廣進程，2008年11月，我國財政部牽頭并聯(lián)合銀監(jiān)會、證監(jiān)會、保監(jiān)會、國資委、審計署、人民銀行、稅務(wù)總局等部門成立了會計信息化委員會暨XBRL中國地區(qū)組織。2010年10月財政部起草《企業(yè)會計準則通用分類標準》，并發(fā)布《基于企業(yè)會計準則的可擴展商業(yè)報告語言(XBRL)通用分類標準(征求意見稿)》征求意見的通知。此后XBRL在我國資本市場得到全面推廣。

同時，本文根據(jù)Brown(2001)、Kim and Prather-Kinsey(2010)、Weiss(2010)和[7][11][13]的研究，在模型中控制企業(yè)利潤、市值、投資機會、收入波動等公司層面控制變量，以及財務(wù)分析師預(yù)測報告距離年報披露日天數(shù)、跟蹤同行業(yè)企業(yè)數(shù)量、分析師排名等分析師層面控制變量。具體變量定義見表1。

表1 變量定義

二、研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文選取2005～2015年A股制造業(yè)企業(yè)上市公司及跟蹤的分析師預(yù)測數(shù)據(jù)為樣本，所有數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文剔除了沒有發(fā)布每股收益預(yù)測以及無法用手工補充財務(wù)數(shù)據(jù)的觀測值，對所有連續(xù)變量進行1%和99%分位縮尾處理。經(jīng)過樣本篩選，得到分析師層面17692個觀測值，公司年度觀測值8610個。

實證結(jié)果與分析

一、描述性統(tǒng)計

表2為本文主要變量的描述性統(tǒng)計，表明自變量dumcs的均值為0.1056，表明約有10.56%的樣本有成本粘性特征。本文用財務(wù)分析師個體層面數(shù)據(jù)，盈余預(yù)測誤差和分歧度均值與中位數(shù)之間的差異較大，表明不同分析師之間的預(yù)測數(shù)據(jù)差異較大。財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差，市值變量mv，投資機會變量tobinq和收入波動變量vsale基本符合正態(tài)分布。

二、相關(guān)系數(shù)分析

表3是本文主要變量的相關(guān)系數(shù)表，可以看到，財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差Ferror與分歧度Fdisp之間的相關(guān)系數(shù)為0.971，表明財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差越大，盈余預(yù)測的分歧度越大。成本粘性變量dumcs與財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差Ferror、分歧度Fdisp之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.180和0.185，表明成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差，分歧度之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。其他變量之間的相關(guān)系數(shù)都小于0.5。

三、多元回歸分析

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

表3 相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果

首先，本文對模型(1)和(2)進行檢驗。表4中，第2列和第4列是普通最小二乘法的回歸結(jié)果，第3列和第5列是固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。第2列和第3列檢驗了成本粘性對財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差的影響。結(jié)果顯示，第2列dumcs變量的回歸系數(shù)為1.888(t=6.91)，在1%水平上顯著為正值，說明在有成本粘性的樣本中，財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差更大；第3列固定效應(yīng)模型中dumcs變量的回歸系數(shù)為1.664(t=6.39)，檢驗結(jié)果與普通最小二乘法的檢驗結(jié)果一致，表明成本粘性使得財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差顯著增加，準確度降低。第4列和第5列檢驗了成本粘性對財務(wù)分析師盈余預(yù)測分歧度的影響。第4列dumcs變量的回歸系數(shù)為1.331(t=7.87)，在1%水平上顯著為正值，說明在有成本粘性的樣本中，財務(wù)分析師盈余預(yù)測分歧度更大；第5列固定效應(yīng)模型中dumcs變量的回歸系數(shù)為1.058(t=6.62)，檢驗結(jié)果與普通最小二乘法的檢驗結(jié)果一致，說明成本粘性使得財務(wù)分析師盈余預(yù)測分歧度顯著增大。本文假設(shè)H1成立。

表4 成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量的檢驗結(jié)果

其次，本文對模型(3)和(4)進行檢驗。表5中，第2列和第4列是雙重差分的回歸結(jié)果，第3列和第5列是加入固定效應(yīng)后的回歸結(jié)果。第2列和第3列檢驗了XBRL標準實施后，成本粘性對財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差的影響。結(jié)果顯示，第2列dumcs變量與XBRL變量交互項的回歸系數(shù)為-3.875(t=-5.86)，在1%水平上顯著為負值，說明XBRL標準應(yīng)用之后，成本粘性增大財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差的效應(yīng)顯著被抑制；第3列固定效應(yīng)模型中dumcs變量與XBRL變量交互項的回歸系數(shù)為-2.563(t=-4.22)，檢驗結(jié)果與第2列的檢驗結(jié)果一致，表明XBRL緩解了成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差之間的正相關(guān)關(guān)系，即XBRL標準的實施有利于財務(wù)分析師識別成本粘性問題。第4列和第5列檢驗了XBRL標準應(yīng)用之后，成本粘性對財務(wù)分析師盈余預(yù)測分歧度的影響。結(jié)果顯示，第4列dumcs變量與XBRL變量交互項的回歸系數(shù)為-2.453(t=-6.00)，在1%水平上顯著為負值，說明XBRL實施后，成本粘性增加財務(wù)分析師盈余預(yù)測分歧度的效應(yīng)顯著被抑制；第5列固定效應(yīng)模型中dumcs變量與XBRL變量交互項的回歸系數(shù)為-1.401(t=-3.75)，檢驗結(jié)果與第4列的檢驗結(jié)果一致，表明XBRL標準緩解了成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測分歧度之間的正相關(guān)關(guān)系，有利于財務(wù)分析師識別成本粘性形成的風險，其他控制變量的回歸結(jié)果與模型(1)和(2)基本一致。表5的檢驗結(jié)果表明，XBRL標準的應(yīng)用增加了上市公司信息透明度，有利于財務(wù)分析師識別制造業(yè)企業(yè)的成本粘性問題，進而提高盈余預(yù)測準確程度。本文假設(shè)H2成立。

表5 XBRL標準，成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量的檢驗

四、機制檢驗

企業(yè)規(guī)模與資源要素的配置水平密切相關(guān)，反映勞動力、生產(chǎn)資料和產(chǎn)品的集中程度。企業(yè)規(guī)模越大，生產(chǎn)成本形成的經(jīng)營風險越不容易被財務(wù)分析師識別。首先，相比小規(guī)模企業(yè)，大規(guī)模企業(yè)在規(guī)模經(jīng)濟、風險承擔和融資渠道等方面具有比較優(yōu)勢，有利于提高生產(chǎn)率(王良舉和陳甬軍，2013；張禮卿和孫俊新，2010)[27][30]。也有研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)形成的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)對提升生產(chǎn)率和降低生產(chǎn)成本的影響并不是線性的，當企業(yè)規(guī)模擴張到一定程度時，投入與產(chǎn)出之間的關(guān)系由正向變成負向，甚至沒有顯著關(guān)系(柴俊武和萬迪昉，2003；聶輝華等，2008)[14][24]，因此，規(guī)模是影響企業(yè)資源配置效率和投入產(chǎn)出比例的重要因素，有可能導(dǎo)致成本與收入變化之間的非對稱性增加、成本粘性問題加重，并進而影響財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量。其次，企業(yè)規(guī)模越大導(dǎo)致其成本水平和增速往往更高。當外部經(jīng)濟環(huán)境發(fā)生變化時，企業(yè)面臨調(diào)整成本越多，越容易使成本偏離資源配置的最佳狀態(tài)，因而企業(yè)規(guī)模越大，源于調(diào)整成本形成的成本粘性問題越嚴重，對財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量的影響也越大。XBRL標準的應(yīng)用有助于財務(wù)分析師從報表數(shù)字追蹤到實際交易事項，并對同行業(yè)企業(yè)進行有效對比，有助于財務(wù)分析師有效識別企業(yè)的經(jīng)營風險，緩解成本粘性對財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量的負向作用。因此在規(guī)模較大的企業(yè)中，XBRL標準的應(yīng)用更加有可能通過異質(zhì)化信息的披露，緩解企業(yè)成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量之間的負相關(guān)關(guān)系。

本文按照公司規(guī)模的中位數(shù)把樣本分組，進行相關(guān)檢驗?；貧w結(jié)果如表6所示，在大規(guī)模分樣本中，模型(3)和(4)的交互項dumcs*XBRL變量系數(shù)分別為-12.972和-1.733(t=-3.12；-1.81)，在1%和10%的水平上顯著，表明XBRL標準的應(yīng)用有利于財務(wù)分析師識別制造業(yè)企業(yè)的成本粘性問題，提高盈余預(yù)測準確程度。但是在小規(guī)模分樣本中，模型(3)和(4)的交互項dumcs*XBRL變量系數(shù)分別為3.338和0.277(t=2.07；0.57)，表明XBRL報告的實施未減輕成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量之間的負相關(guān)關(guān)系。對比兩組分樣本回歸結(jié)果，公司規(guī)模越大，XBRL標準的應(yīng)用越有利于緩解成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量之間的負相關(guān)關(guān)系，即公司規(guī)模是影響XBRL、成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量之間作用機制的重要變量。

表6 XBRL標準，成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量的機制檢驗

表7 穩(wěn)健性檢驗

五、穩(wěn)健性檢驗

為了增強前文實證檢驗的可靠性。本文在穩(wěn)健性檢驗中用傾向得分匹配法(PSM-DID)和替換成本粘性變量的方法進行穩(wěn)健性檢驗。

1.傾向得分匹配檢驗

本文把有成本粘性的制造業(yè)企業(yè)設(shè)置為實驗組，根據(jù)其XBRL標準應(yīng)用前一年的二級行業(yè)、盈利水平、市值、規(guī)模等指標，通過最鄰近匹配尋找到與實驗組匹配的對照組樣本。最終，本文共獲得7360個樣本進行回歸。檢驗結(jié)果如表7第2-5列所示，模型(1)dumcs變量的系數(shù)為1.272(t=3.96)，在1%水平上顯著，表明成本粘性顯著增加財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差；模型(2)dumcs變量的系數(shù)為0.900(t=4.53)，在1%水平上顯著，表明成本粘性顯著增加財務(wù)分析師盈余預(yù)測分歧度；模型(3)中交互項dumcs*XBRL變量的系數(shù)為-4.844(t=-2.80)，在1%水平上顯著，表明XBRL標準應(yīng)用后，成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差之間的負相關(guān)關(guān)系顯著緩解；模型(4)中交互項dumcs*XBRL變量的系數(shù)為-3.271(t=-3.06)，在1%水平上顯著，表明XBRL報告實施后，成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測分歧度之間的負相關(guān)關(guān)系顯著緩解。檢驗結(jié)果與前文實證結(jié)果一致。

2.替換成本粘性的度量方式

在前文中本文借鑒Anderson and Lane (2007)[3]的方法度量成本粘性，在穩(wěn)健性檢驗中，本文參考Weiss(2010)[13]的方法，找到一年中距離年末最近的營業(yè)收入下降和上升的季度，將其營業(yè)收入和營業(yè)成本帶入下列公式(9)計算成本粘性，再進行模型檢驗。由于這種方法在計算成本粘性時只考慮收入下降時成本降低相對于收入上升時成本上升的變化程度，因此結(jié)果包含成本粘性和反成本粘性。本文計算的成本粘性CS的描述性統(tǒng)計為：均值為0.0363，標準差為0.5902，中位數(shù)為-0.0001，最大值為2.2506，最小值為-1.9687，其中，均值水平高于Weiss(2010)[13]計算的美國上市公司成本粘性均值水平(-0.0174)，低于梁上坤(2016)[20]計算的我國央企成本粘性水平(0.1396)，計算結(jié)果在一定程度上說明，除去樣本期限的偏差，我國制造業(yè)上市公司成本粘性水平高于美國上市公司成本粘性水平，并且我國央企成本粘性水平更高。

模型檢驗結(jié)果如表7第6-9列所示，模型(1)CS變量的系數(shù)為1.260(t=7.35)，在1%水平上顯著，表明成本粘性顯著增加財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差；模型(2)CS變量的系數(shù)為0.675(t=6.40)，在1%水平上顯著，表明成本粘性顯著增加財務(wù)分析師盈余預(yù)測分歧度；模型(3)中交互項CS*XBRL變量的系數(shù)為-2.009(t=-2.00)，在5%水平上顯著，表明XBRL標準應(yīng)用后，成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差之間的負相關(guān)關(guān)系顯著緩解；模型(4)中交互項CS*XBRL變量的系數(shù)為-2.346(t=-3.25)，在1%水平上顯著，表明XBRL報告實施后，成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測分歧度之間的負相關(guān)關(guān)系顯著緩解。檢驗結(jié)果與前文實證結(jié)果一致。

3.動態(tài)時間效應(yīng)檢驗

根據(jù)XBRL在我國的推廣進程，本文把2010年作為XBRL實施推廣的時間。由于政策的實施具有學(xué)習效應(yīng)，部分上市公司會推遲實施時間，因此本文驗證其形成的動態(tài)時間效應(yīng)，即檢驗XBRL全面推廣后的第二年(2011年)、第三年(2012年)、第四年(2013年)和第五年(2014年)對成本粘性與分析師盈余預(yù)測質(zhì)量之間關(guān)系的影響。檢驗結(jié)果如表8所示，在XBRL實施后的第二年，模型(3)中交互項dumcs*XBRL變量的系數(shù)為-2.525(t=-4.01)，在1%水平上顯著；模型(4)中交互項dumcs*XBRL變量的系數(shù)為-1.674(t=-4.24)，在1%水平上顯著；在XBRL實施后的第三年，模型(3)中交互項dumcs*XBRL變量的系數(shù)為-3.555(t=-5.73)，在1%水平上顯著；模型(4)中交互項dumcs*XBRL變量的系數(shù)為-2.090(t=-5.43)，在1%水平上顯著；在XBRL實施后的第四年，模型(3)中交互項dumcs*XBRL變量的系數(shù)為-3.311(t=-6.47)，在1%水平上顯著；模型(4)中交互項dumcs*XBRL變量的系數(shù)為-1.555(t=-4.89)，在1%水平上顯著；在XBRL實施后的第五年，模型(3)中交互項dumcs*XBRL變量的系數(shù)為-1.157(t=-2.08)，在1%水平上顯著；模型(4)中交互項dumcs*XBRL變量的系數(shù)為-0.902(t=-2.61)，在1%水平上顯著。從回歸系數(shù)上看，回歸系數(shù)從第二年到第三年有增大的趨勢，說明XBRL的實施存在學(xué)習效應(yīng)。

表8 時間動態(tài)效應(yīng)檢驗

研究結(jié)論與建議

本文以2005～2015年滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為樣本，研究成本粘性增加企業(yè)的經(jīng)營風險、降低財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量的作用機理，以及實施XBRL標準對上述關(guān)系的緩解作用。研究結(jié)果表明，成本粘性降低財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量，增加盈余預(yù)測誤差和預(yù)測分歧度；XBRL標準應(yīng)用之后，成本粘性增加財務(wù)分析師盈余預(yù)測誤差和分歧度的效應(yīng)減弱。同時公司規(guī)模越大，XBRL標準的應(yīng)用緩解成本粘性與財務(wù)分析師盈余預(yù)測質(zhì)量之間負相關(guān)關(guān)系的效應(yīng)越顯著。本文的研究結(jié)論為XBRL標準幫助財務(wù)分析師識別企業(yè)風險、提高盈余預(yù)測質(zhì)量提供經(jīng)驗證據(jù)。誠然，本文并沒有驗證XBRL標準的應(yīng)用在多大程度上為財務(wù)分析師等財務(wù)報告使用者提供異質(zhì)化信息。不同上市公司對財務(wù)報告以外的、反映公司經(jīng)營環(huán)境和交易事項等實質(zhì)性差異化信息的補充披露質(zhì)量參差不齊，影響了XBRL標準的實施效果。因此，XBRL標準的應(yīng)用能在多大程度保證異質(zhì)化信息供給，這一隱含條件可能存在偏頗，有待未來進一步研究?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)論，本文分別向監(jiān)管部門(含滬深交易所)、財務(wù)分析師、財務(wù)報告使用人、上市公司提出以下建議：

第一，監(jiān)管部門(含滬深交易所)應(yīng)進一步深化XBRL信息披露要求，為市場提供更豐富的異質(zhì)化信息，增加個股特質(zhì)信息，提高市場有效性，降低股價同步性，提高市場資源優(yōu)化配置能力。

第二，財務(wù)分析師應(yīng)關(guān)注上市公司的成本粘性特征，善用XBRL工具挖掘成本粘性信息，提供更有說服力的盈余預(yù)測報告。

第三，財務(wù)報告使用者(含潛在投資人、債權(quán)人)應(yīng)多維度審視公司收入增長、成本粘性及分析師預(yù)測報告之間的辯證關(guān)系，提高決策有效性。

第四，上市公司，特別是規(guī)模較大的制造業(yè)上市公司，應(yīng)重視XBRL提供信息的深度和廣度，關(guān)注成本粘性的影響，抑制管理層過于自信的決策沖動，降低企業(yè)的代理成本。