呂可夫 于明洋 劉 晨 阮永平

(1.廈門大學管理學院； 2. 華東理工大學商學院)

1 研究背景

年報作為公司信息的主要載體，其充分而及時的披露是保護投資者利益、提高市場運行效率的有效機制[1,2]。目前，我國有關(guān)年報風險信息披露的準則僅對內(nèi)容做出較為詳細的規(guī)范，在披露時間上仍然給管理層留下較多自由操控的空間。根據(jù)證監(jiān)會要求，上市公司應(yīng)當在每個會計年度結(jié)束之日起4個月內(nèi)披露經(jīng)審計的年度報告，這意味著在截止日之前，管理層能夠自主決定具體披露時間。從年報實際披露時間的分布來看，我國上市公司年報披露存在“先松后緊”的情況，大多數(shù)公司在4月底集中披露[3]，嚴重影響了年報信息的價值發(fā)揮與資本市場的運作效率。那么上市公司究竟為何操控年報信息的披露時間，以及如何設(shè)計一個行之有效的披露機制以提高年報信息的披露質(zhì)量，已成為當下亟待解決的重要難題。

在實踐中，上市公司的年報披露時間會受到多個主客觀因素的影響。已有文獻主要關(guān)注盈余水平等定量信息對企業(yè)擇時披露行為的影響，鮮有文獻討論定性信息披露是否以及如何影響年報披露時間，而年報風險信息披露則恰好為該問題的研究提供了一個較好的場景。目前，現(xiàn)有文獻對于年報風險信息披露效果的研究，主要從“趨異觀”和“趨同觀”等角度展開?？傮w而言，已有研究發(fā)現(xiàn)，作為上市公司年報中重要的定性信息，風險信息兼具風險和信息的雙重屬性。正因為如此，風險信息對年報擇時披露的影響也具有兩種可能，這個問題有待通過實證研究予以檢驗。本研究試圖從擇時披露的視角切入，探討風險信息策略性披露的現(xiàn)象、成因和經(jīng)濟后果，為理論界和實務(wù)界理解定性信息的擇時披露行為提供一個理論視角。

本研究可能的貢獻如下：①以往研究多從投資者、債權(quán)人、審計師和分析師等利益相關(guān)者的視角討論年報風險信息披露的經(jīng)濟后果。這些研究發(fā)現(xiàn)，上市公司的年報風險信息披露會對未來收益、股票收益率與交易量、權(quán)益成本、貸款成本等產(chǎn)生影響。但區(qū)別于已有文獻，本研究主要探究上市公司對年報風險信息披露時間的操縱，旨在豐富年報風險信息披露的經(jīng)濟后果研究。②過去學術(shù)界主要關(guān)注上市公司對定量信息的擇時披露，而對于定性信息的擇時披露研究卻相當匱乏，本研究則對此做出有益補充。③本研究結(jié)論還具有重要的現(xiàn)實意義。本研究通過對上市公司在年報風險信息披露中擇時行為的探究與揭示，有利于加強市場參與者對公司延后披露以及周末披露行為的關(guān)注，從而提升其決策能力、避免投資失敗；并且，本研究也為政府職能部門加強年報信息披露的制度建設(shè)、提高市場信息傳遞效率提供新的思路。

2 文獻回顧與假設(shè)推演

2.1 文獻回顧

對上市公司信息擇時披露影響因素的探討是學術(shù)界的重要議題之一，諸多學者從不同視角進行了有益的探索。首先，由于審計是年報披露前的必經(jīng)程序，審計狀態(tài)以及完成時間會對年報披露時間產(chǎn)生重大影響。大量經(jīng)驗證據(jù)表明，審計意見[4]、公司變更審計師[5]等因素會影響年報披露時間的選擇；其次，部分學者從公司治理視角出發(fā)，發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度[6]、高管持股[7]、財務(wù)重述[8]等均對公司信息披露的及時性產(chǎn)生影響；還有學者發(fā)現(xiàn)，股票市場波動[9]以及公司規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、財務(wù)風險和過去披露時間[10]等也與公司的擇時披露行為有著密切聯(lián)系。

隨著研究的不斷推進，學者們依托有限關(guān)注假說和管理層機會主義動機視角等理論基礎(chǔ)，發(fā)現(xiàn)投資者由于處理信息的時間和認知資源有限，難以對所有信息均保持較高的關(guān)注度[11]，因而管理層有動機對信息進行擇時披露，從而降低(提高)媒體和投資者對壞(好)消息的關(guān)注，維護自身利益或保持公司股價穩(wěn)定。具體來說，諸多研究表明，上市公司傾向于在周末(周五、周六)或休市后披露壞消息，在周一至周四或交易時間披露好消息[7,12]。唐躍軍等[13]還發(fā)現(xiàn)，上一年年報和一季報披露的好(壞)消息帶來的積極(消極)后果，可能會影響到上市公司一季報披露的時機選擇，并且上市公司會分散披露好消息，集中披露壞消息。從整體情況來看，業(yè)績表現(xiàn)好、利潤水平高的公司通常傾向于提前披露；與此相反的是，業(yè)績表現(xiàn)差、利潤水平低的公司則傾向于延遲披露[3,14]。

然而，這些研究僅探討公司盈余水平等定量信息對年報披露時間的影響和作用機制，鮮有文獻關(guān)注到定性信息也是否存在擇時披露的現(xiàn)象。

2.2 假設(shè)推演

王雄元等[15]指出，一方面，風險信息所傳遞的不確定性信息能夠反映企業(yè)的風險特性；另一方面，風險信息又可以促使投資者了解上市公司的風險情況，準確估計公司的價值。也就是說，年報風險信息兼具風險和信息的雙重屬性。從這個角度來說，風險信息對年報擇時披露的影響可能存在兩種效應(yīng)。

首先，基于趨異觀(風險)觀點，一方面，年報風險信息披露揭示了企業(yè)未知的風險因素和突發(fā)事件，會提高市場參與者的風險感知[16]；另一方面，SLOVIC等[17]指出，當企業(yè)披露的風險信息數(shù)量較多且不易理解時，會引發(fā)市場參與者的負面判斷乃至恐慌。并且市場參與者容易放大公司的負面信息，認為公司真正的風險水平可能遠不止于此，最終，上述不利因素會反饋至公司層面，對上市公司產(chǎn)生消極影響。其次，從有限關(guān)注假說和管理層機會主義動機視角來說，由于投資者在不同時間段注意力存在明顯不同，因此管理層會采取在工作日或工作時間披露好消息、在周末或休市時間披露壞消息的方式，令市場參與者對本公司壞消息的關(guān)注程度下降，從而使得負面信息的披露不會對公司股價等造成過度沖擊。基于年報風險信息趨異觀、有限關(guān)注以及管理層機會主義動機等理論視角，可以預(yù)見的是，當上市公司年報中披露的風險信息較多時，管理層更有可能選擇在投資者關(guān)注度有限的時間點進行披露，以避免他們過分解讀公司的負面消息從而對公司產(chǎn)生不利影響。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1a年報風險信息披露越多的公司越可能進行擇時披露。

此外，基于趨同觀(信息)觀點，一方面，年報風險信息披露為市場參與者決策提供更多增量信息，增加了信息供給；另一方面，風險信息包含對公司已知的風險因素和突發(fā)事件的解釋，能夠緩解市場參與者與公司之間的信息不對稱，從而降低投資者的風險感知，這會給企業(yè)帶來更多的正面反饋。例如，MD&A中關(guān)于股價異常波動、行業(yè)變化等相關(guān)信息的解釋，能夠增強投資者和債權(quán)人的信心，提高他們的風險評估能力，使得公司面臨的權(quán)益資本成本、銀行貸款利率等均大幅下降[15,18,19]。此外，由于我國資本市場尚不成熟，投資者的信息識別能力總體較弱，當負面信息出現(xiàn)時，投資者容易以偏概全，從而引發(fā)股價的劇烈波動。由此可見，及時披露年報風險信息能夠快速解答投資者的疑惑，為投資者提供更加全面的信息，幫助他們做出更準確的判斷。年報披露越及時，越能引起市場參與者的注意，從而提高市場對信息的解讀效率，進一步降低市場的信息不對稱?；谀陥箫L險信息趨同觀以及緩解信息不對稱等理論視角可以發(fā)現(xiàn)，當上市公司年報中需要披露的風險信息越多時，管理層越有可能選擇及時地發(fā)布年報以回應(yīng)解答利益相關(guān)者的疑惑，從而避免由于雙方信息不對稱而引發(fā)的股價波動。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1b年報風險信息披露越多的公司越不會進行擇時披露。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

鑒于相關(guān)研究數(shù)據(jù)的可得性，本研究以2000～2019年滬深A(yù)股上市公司為初始樣本展開研究。根據(jù)研究設(shè)計的需要，對初始樣本進行如下篩選：①剔除銀行、證券、保險等金融類上市公司；②剔除主要變量數(shù)據(jù)缺失的公司，最后獲得3 677家上市公司的39 514個年度觀測值。其中，年報風險信息披露數(shù)據(jù)通過對巨潮資訊網(wǎng)的上市公司年報進行下載，然后經(jīng)Python文本分析提取得到。公司年度財務(wù)報告的實際披露時間和預(yù)約披露時間，以及其他財務(wù)數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。此外，為了消除極端值對回歸結(jié)果的影響，對所有變量進行了上下1%的縮尾處理。

3.2 變量定義

3.2.1被解釋變量

本研究被解釋變量為擇時披露，參考KOTHARI等[20]、王艷艷等[6]、饒育蕾等[21]以及錢愛民等[22]的研究，設(shè)置周末披露(W)和延遲披露(L)兩組變量進行衡量。另外，基于我國披露制度的特殊性，每組變量的測算又以預(yù)約披露日和實際披露日兩個日期展開。具體而言，周末披露(W)包括實際周末披露(WA)和預(yù)約周末披露(WF)，若實際披露日為周五或周六，則將實際周末披露(WA)賦值為1，否則為0；若預(yù)約披露日為周五或周六，則將預(yù)約周末披露(WF)賦值為1，否則為0。延遲披露(L)包括實際延遲(LA)和預(yù)告延遲(LF)，實際延遲(LA)等于實際披露日距離上一會計年度終止日的天數(shù)，預(yù)告延遲(LF)等于預(yù)告披露日距離上一會計年度終止日的天數(shù)。

3.2.2解釋變量

本研究解釋變量為年報風險信息披露水平(R)，根據(jù)KRAVET等[16]的研究，采用MD&A風險詞頻和MD&A文本字數(shù)之比再乘以100進行衡量。其中，MD&A風險詞頻的提取借鑒KRAVET等[16]、王雄元等[23]、劉晨等[24]的做法，具體過程如下：①獲取MD&A文本，從巨潮資訊網(wǎng)中下載所有A股上市公司2000～2019年年報，保留“董事會報告”(又名“管理層討論與分析”或“經(jīng)營情況討論與分析”)部分，即可得到MD&A文本；②構(gòu)建風險詞匯庫，通過人工閱讀的方式保留200個與風險明顯相關(guān)的詞匯，如“風險”“不確定”“錯綜復(fù)雜”“難以預(yù)測”等，并以此構(gòu)建風險詞匯庫；③統(tǒng)計風險詞頻，先利用Jieba分詞系統(tǒng)對每份MD&A文本進行分詞，再統(tǒng)計風險詞匯庫中每個詞匯在MD&A文本出現(xiàn)詞頻數(shù)，加總便可獲得風險詞頻總數(shù)。需要指出的是，在對詞頻數(shù)的統(tǒng)計中，對關(guān)鍵詞前具有否定意義的詞(如“低”“沒有”“無”等)進行了排除。具體來說，借鑒KRAVET等[16]的方法，根據(jù)中文斷句符號把整個中文文本分成句子，然后對每個句子進行分詞。對于分詞后的每一句話，從第一個詞開始向后逐詞進行判斷，每一個詞重復(fù)以下過程：若該詞為風險詞，獲得底分得分1分，并向前依詞尋找否定詞，尋找范圍為上一個最近的風險詞與這一個風險詞之間。如果找到，該詞底分乘以0。最后加總MD&A全文中所有風險詞的底分，即為風險詞頻總數(shù)。

還需要說明的是，從文本分析實際情況來看，還有一些特殊情況：風險詞和否定詞連用，并且否定詞在后。對于這些語法規(guī)則，定義了關(guān)鍵詞，如“風險減少”“風險遏制”“風險排除”“風險低”“風險降低”等，以進行排除。這也是對KRAVET等[16]、王雄元等[23]詞頻提取方法的完善和補充。

3.2.3控制變量

根據(jù)前人的研究[2,14,25]，本研究在回歸中包括了以下控制變量：公司規(guī)模(SI)，用公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量；賬面市值比(MT)，用所有者權(quán)益與公司市值的比值來衡量；資產(chǎn)負債率(LE)，用總負債占總資產(chǎn)的比率來衡量；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SO)，為虛擬變量，若公司為國有企業(yè)則賦值為1，否則為0；董事會規(guī)模(BO)，用董事會人數(shù)的自然對數(shù)來衡量；獨立董事比例(IR)，用獨立董事人數(shù)與董事會總?cè)藬?shù)的比值來衡量；第一大股東持股比例(TO)，用第一大股東持股與公司總股數(shù)的比值來衡量；上市年限(AG)，用公司上市年限加1后取自然對數(shù)來衡量；非正常性損益(SL)，用非正常性損益與總資產(chǎn)的比值來衡量，其中非正常性損益等于營業(yè)外收入與營業(yè)外支出的差額；資產(chǎn)收益率(RO)，用公司的凈利潤占總資產(chǎn)的比率來衡量；審計意見(FR)，若公司當年被出具非標準審計意見則取1，否則取0。

3.3 模型設(shè)定

為檢驗企業(yè)的年報風險信息披露是否存在擇時披露行為，構(gòu)建如下模型：

Wi,t=α0+α1×Ri,t+α2×CVi,t+

∑YE+∑FI+εi,t;

(1)

Li,t=β0+β1×Ri,t+β2×CVi,t+

∑YE+∑FI+εi,t,

(2)

式中，i和t分別代表公司和年份；W和L為本研究的被解釋變量，W包括實際周末披露(WA)和預(yù)約周末披露(WF)，L包括實際延遲(LA)和預(yù)告延遲(LF)；R為本研究的解釋變量，代表年報風險信息披露水平；CV為控制變量集，包括公司規(guī)模(SI)、賬面市值比(MT)、資產(chǎn)負債率(LE)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SO)、董事會規(guī)模(BO)、獨立董事比例(IR)、第一大股東持股比例(TO)、上市年限(AG)、非正常性損益(SL)、資產(chǎn)收益率(RO)以及審計意見(FR)；α0、β0均代表常數(shù)項；α1、α2、β1、β2均代表系數(shù)；ε代表隨機誤差項；∑YE和∑FI分別代表年份、公司固定效應(yīng)。本研究進行公司層面聚類調(diào)整，以消除同公司不同年份之間的自相關(guān)和異方差所帶來的估計偏誤。主要變量的具體定義見表1。

表1 主要變量的定義

4 實證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。由表2可知，WA、WF的均值分別為0.398和0.409，表明在樣本中，大約有39.8%的公司實際在周五或周六進行披露，有40.9%的公司預(yù)約在周五或周六進行披露。LA和LF的中位數(shù)分別為99.000和94.000，表明我國年報信息披露確實存在較嚴重的“前松后緊”現(xiàn)象，大部分企業(yè)都選擇在最后期限到來前扎堆披露；兩者的標準差分別為21.315和21.066，表明不同公司的實際披露日和預(yù)約披露日均存在較大差異。上述結(jié)果共同表明，上市公司普遍存在擇時披露行為，其背后的動機以及由此帶來的經(jīng)濟后果有待進一步關(guān)注。R的1/10分位數(shù)為0.410，9/10分位數(shù)為1.360，表明不同上市公司的風險信息披露行為表現(xiàn)迥異。此外，其他控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與已有文獻基本保持一致[2,14,25]。

表2 樣本描述性統(tǒng)計(N=39 514)

4.2 基本回歸結(jié)果分析

基本回歸結(jié)果見表3。列(1)和列(2)為模型(1)的回歸結(jié)果，R的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明年報風險信息披露越多，公司預(yù)約披露日和實際披露日在周末的概率越大。列(3)和列(4)為模型(2)的回歸結(jié)果，R的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明年報風險信息披露越多，預(yù)約披露和實際披露的時間越晚。由此可知，年報風險信息披露越多的公司越會進行擇時披露。控制變量方面，資產(chǎn)規(guī)模越大的公司，越不會在周末進行披露，但更傾向于延遲披露；市值賬面比越高的公司，策略性地選擇披露時間的可能性越??；當公司的資產(chǎn)負債率較高以及為國有企業(yè)時，延遲披露風險信息的可能性越??；當公司的資產(chǎn)收益率較高時，風險信息披露得會更加及時；若公司當年被出具非標準審計意見，則更有可能延遲披露風險信息。

表3 年報風險信息與擇時披露(N=39 514)

4.3 穩(wěn)健性檢驗

4.3.1傾向得分匹配法(PSM)

考慮到企業(yè)在風險信息披露上會存在自選擇問題，也就是說，風險信息披露較多的公司和風險信息披露較少的公司存在特征差異，而這些特征差異既可能影響到公司的風險信息披露水平，又可能影響到公司的擇時披露行為。為了緩解該問題，本研究使用傾向得分匹配法(PSM)減少公司個體異質(zhì)性對結(jié)果的影響。將年報風險信息披露值從大到小進行排序，處于前25%的樣本設(shè)為處理組，其余的樣本設(shè)為對照組；然后采用最近鄰匹配法，基于Pscore值1∶1可重復(fù)匹配的原則，為處理組公司尋找配對樣本，最終得到實驗組樣本7 724個，配對樣本7 398個。

經(jīng)PSM匹配后的年報風險信息披露與擇時披露回歸結(jié)果見表4。由表4可知，在列(1)和列(2)中，R的系數(shù)分別在5%和10%的水平上顯著為正，表明年報風險信息披露越多的企業(yè)越可能在周末披露；在列(3)和列(4)中，R的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明年報風險信息披露越多的企業(yè)越可能進行延遲披露?？偟膩碚f，基于PSM的穩(wěn)健性回歸結(jié)果與前述檢驗結(jié)果基本一致，說明本研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

表4 年報風險信息與擇時披露：傾向得分匹配法(N=15 122)

4.3.2工具變量法(IV)

考慮到本研究結(jié)論可能存在反向因果的內(nèi)生性問題，即進行擇時披露的公司可能披露更多年報風險信息，因此采用工具變量進行檢驗。根據(jù)前人研究可知，公司的信息披露水平會受到同行業(yè)披露水平的影響[26]，但同行業(yè)企業(yè)的風險信息披露與企業(yè)自身的擇時披露行為不存在直接聯(lián)系，從而滿足工具變量所需的相關(guān)性和外生性要求。鑒于此，采用同行業(yè)企業(yè)的風險信息披露水平(RIV)作為工具變量對基本回歸進行再次檢驗。具體實證結(jié)果見表5。由表5可知，列(1)為第一階段的回歸結(jié)果，RIV與R在1%水平上顯著正相關(guān)，Cragg-Donald Wald的F值遠大于10，這表明本研究的工具變量選取滿足相關(guān)性要求。列(2)～列(5)為第二階段的回歸結(jié)果，R的系數(shù)分別在5%、1%、5%、10%水平上顯著為正，表明在利用工具變量控制內(nèi)生性問題之后，公司年報風險信息披露水平仍然與擇時披露行為顯著正相關(guān)。

表5 年報風險信息與擇時披露：工具變量法(N=39 514)

4.3.3替換解釋變量

為了盡可能減少年報風險信息的衡量誤差對主檢驗回歸結(jié)果可靠性的影響，本研究也采用了其他方式對該指標重新進行衡量。如采用MD&A風險詞頻和MD&A總詞頻之比乘以100進行度量，計為RW；采用年報風險詞頻和年報總字數(shù)之比再乘以100進行度量，計為RA。實證結(jié)果見表6。由表6可知，列(1)～列(4)為RW作為解釋變量的回歸結(jié)果，RW的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正；列(5)～列(8)為RA作為解釋變量的回歸結(jié)果，RA的系數(shù)至少在10%水平上顯著為正，表明在替換解釋變量之后，本研究結(jié)論依然成立。

表6 年報風險信息與擇時披露：替換解釋變量(N=39 514)

5 進一步研究

5.1 機制檢驗

5.1.1融資約束

前文已經(jīng)提及，年報風險信息披露可能增加市場參與者的風險感知、引發(fā)公司利益相關(guān)者對公司價值的負面判斷，對公司產(chǎn)生不利影響，因此管理層產(chǎn)生擇時披露行為。當公司面臨的融資約束較高時，管理層更容易擔心投資者放大公司負面消息、影響公司融資行為，從而更傾向于對年報風險信息進行擇時披露。為了驗證上述猜想，本研究采用構(gòu)造的SA指數(shù)來衡量公司的融資約束水平，并按行業(yè)年度融資約束的中位數(shù)對樣本進行分組，檢驗在融資約束高、低情境下，公司年報風險信息披露對擇時披露的影響差異。具體來說，對于高融資約束組的樣本，分組變量(FC)賦值為1；反之，對于低融資約束組的樣本，分組變量(FC)賦值為0。實證結(jié)果見表7。由表7可知，在融資約束較高的公司中，R的系數(shù)均在1%水平上顯著為正；而當公司面臨的融資約束較低時，R的系數(shù)不顯著，或在10%的水平上顯著。基于似無相關(guān)模型的檢驗(SUEST)結(jié)果表明，R在這兩組的回歸系數(shù)差異至少在5%的水平上顯著。這說明當公司融資約束水平較高時，管理層越有可能對年報風險信息進行擇時披露。

表7 年報風險信息與擇時披露的機制檢驗：融資約束

5.1.2再融資計劃

當公司面臨資金約束時，很可能通過股權(quán)再融資等方式獲取資金資源[27]。如果在此之前被利益相關(guān)方過度解讀所披露的風險信息，更容易導致公司出現(xiàn)財務(wù)困境等局面。由此可預(yù)期，在公司具有股權(quán)再融資計劃時，管理層對年報風險信息進行擇時披露的動機愈發(fā)強烈。如果上市公司當年發(fā)布了再融資(包括增發(fā)、配股和可轉(zhuǎn)債)預(yù)案，則認為該公司具有股權(quán)再融資計劃，并將SEO賦值為1；反之，賦值為0。

本研究以上市公司是否有股權(quán)再融資計劃將全樣本分成兩部分樣本，通過分組回歸檢驗展開考察，回歸結(jié)果見表8。由表8可知，在有股權(quán)再融資計劃的樣本中，R的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正；在沒有股權(quán)再融資計劃的樣本中，R的回歸系數(shù)不顯著或最多在5%的水平上正顯著；并且，基于似無相關(guān)模型的檢驗(SUEST)結(jié)果表明，R在這兩組的回歸系數(shù)差異檢驗均達到1%的顯著水平。這一結(jié)果表明，如果公司的融資需求較大，管理層更有可能操縱風險信息披露的時間。

表8 年報風險信息與擇時披露的機制檢驗：再融資計劃

5.2 動機檢驗

前文證實了年報風險信息披露越多的公司會更傾向于進行擇時披露，該結(jié)論初步支持了風險信息披露“趨異觀”的觀點，但其內(nèi)在動機尚需進一步檢驗。根據(jù)有限關(guān)注假說的邏輯，選擇周末或延遲披露能夠較好地弱化年報風險信息披露給公司帶來的負面效應(yīng)，因此管理層在披露年報風險信息時會進行擇時披露。基于上述分析，本研究按實際周末披露、預(yù)約周末披露、實際延遲和預(yù)告延遲進行分組，檢驗公司年報風險信息披露對市場反應(yīng)的影響。具體分組變量設(shè)置如下：若實際披露日在周五或周六，則WA取1，否則取0；若預(yù)約披露日在周五或周六，則WF取1，否則取0；若實際延遲的天數(shù)位于該值的3/4分位數(shù)之后，則L1取1，否則取0；若預(yù)告延遲的天數(shù)位于該值的3/4分位數(shù)之后，則L2取1，否則取0。參考郭曄等[28]的研究，選取年報實際披露日的前后5個交易日為事件窗口期，并以該期間內(nèi)上市公司的累計異常收益率來衡量市場反應(yīng)，計為CAR。由于大量研究已經(jīng)證明公司盈余變動會引發(fā)市場反應(yīng)，因此，本研究將上市公司當年ROA相比上一年ROA的變化(ΔRO)補充作為控制變量。

具體實證結(jié)果見表9。由表9可知，列(1)～列(4)中，當公司的實際披露日、預(yù)約披露日不在周五或周六時，年報風險信息披露水平與市場反應(yīng)均在1%的水平上顯著負相關(guān)；而當公司的實際披露日、預(yù)約披露日在周五或周六時，年報風險信息披露水平與市場反應(yīng)的關(guān)系均不顯著。該結(jié)果表明，公司選擇在周五或周六披露，能夠顯著降低年報風險信息披露帶來的負面市場反應(yīng)。列(5)～列(8)中，當公司的實際延遲天數(shù)、預(yù)約延遲天數(shù)位于該值的3/4分位數(shù)之前時，年報風險信息披露水平與市場反應(yīng)均在1%水平上顯著為負；而當公司的實際延遲天數(shù)、預(yù)約延遲天數(shù)位于該值的3/4分位數(shù)之后時，年報風險信息披露水平與市場反應(yīng)的關(guān)系均不顯著。該結(jié)果表明，公司披露時間滯后越久，越能有效降低年報風險信息披露帶來的負面市場反應(yīng)。總體而言，以上結(jié)果共同表明，管理層主要出于降低風險信息披露帶來的負面市場反應(yīng)而進行擇時披露，從而為有限關(guān)注假說提供了佐證。

表9 年報風險信息與擇時披露的動機檢驗

5.3 經(jīng)濟后果檢驗

前文已經(jīng)證實了上市公司會出于減少年報風險信息披露的負面市場反應(yīng)的目的而進行擇時披露。值得注意的是，擇時披露發(fā)揮上述作用的關(guān)鍵在于分散投資者注意力，導致其對公司價值判斷出現(xiàn)偏差。由此，接下去需要進一步關(guān)注的問題是：公司的這種擇時披露行為是否會導致分析師對公司預(yù)測出現(xiàn)分歧，以及使得公司股票嚴重偏離其內(nèi)在價值？

5.3.1分析師預(yù)測分歧

本研究通過分析師預(yù)測分歧來檢驗當公司擇時披露年報時，投資者對公司盈余情況的判斷是否準確。借鑒董望等[29]的研究，采用兩種方法來衡量分析師預(yù)測分歧度，即跟蹤公司i的所有分析師對公司i在第t年的每股收益預(yù)測值的標準差除以期初股價或者每股收益預(yù)測均值的絕對值，計為DP1和DP2。

本部分主要關(guān)注的是擇時披露行為會如何影響投資者(如分析師)對公司盈余情況的預(yù)測，因此，這里以擇時披露為解釋變量，以分析師預(yù)測分歧為被解釋變量，其余控制變量與前文一致。具體實證結(jié)果見表10。由表10可知，列(1)～列(4)中，WA、WF、LA及LF分別與DP1在10%、1%、1%、1%水平上顯著正相關(guān)；列(5)～列(8)中，WA、WF、LA及LF分別與DP2在1%、1%、5%、10%水平上顯著正相關(guān)。以上結(jié)果均證實，擇時披露行為確實會增加分析師對公司的盈余預(yù)測分歧度。

表10 擇時披露與分析師預(yù)測分歧

5.3.2估值偏差

此外，本研究通過估值偏差來檢驗擇時披露對股票價格與公司內(nèi)在價值的偏離程度的影響。具體來說，通過對公司的實際價值與基礎(chǔ)價值進行對比來衡量估值偏差，并借鑒游家興等[30]的研究中使用的兩種方法來計算估值偏差指標。第一種方法以普通股的市場價值與負債的賬面價值之和衡量公司的實際價值，利用行業(yè)數(shù)據(jù)推算出公司的基礎(chǔ)價值，將二者之比進行對數(shù)化處理再取絕對值，計為AM1；第二種方法以非流通股賬面價值與流通股市場價值之和衡量公司的實際價值，利用基礎(chǔ)價值估計模型，分行業(yè)分季度進行回歸并估計出公司的基礎(chǔ)價值，將二者之比進行對數(shù)化處理再取絕對值，計為AM2。

本部分主要關(guān)注的是擇時披露行為會如何影響公司的估值偏差，因此，這里以擇時披露為解釋變量，以估值偏差為被解釋變量，其余控制變量與前文一致。具體實證結(jié)果見表11。由表11可知，列(1)～列(4)中，WA、WF、LA及LF分別與AM1在1%、10%、10%、1%水平上顯著正相關(guān)；列(5)～列(8)中，WA、WF、LA及LF分別與AM2在1%、10%、1%、1%水平上顯著正相關(guān)。以上結(jié)果均證實，擇時披露行為確實會提高公司的估值偏差水平。

表11 擇時披露與估值偏差

6 結(jié)語

本研究以2000～2019年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，探究上市公司在披露年報風險信息這類定性信息時是否存在擇時披露行為。研究發(fā)現(xiàn)：管理層在披露年報風險信息時會進行擇時行為，并且年報風險信息披露越多，擇時披露(周末披露和延遲披露)的概率越大。為了較好地解決內(nèi)生性問題，本研究采用傾向得分匹配法和工具變量法進行檢驗，結(jié)果依然保持不變。此外，融資約束越高以及有再融資計劃的公司，年報風險信息披露與擇時披露之間的正相關(guān)關(guān)系越顯著。經(jīng)動機檢驗發(fā)現(xiàn)，管理層擇時披露動機在于降低年報風險信息披露帶來的負面市場反應(yīng)，該結(jié)果同時也為年報風險信息披露的趨異觀提供了佐證。此外，本研究進一步對年報風險信息擇時披露所帶來的經(jīng)濟后果展開檢驗，發(fā)現(xiàn)年報風險信息的擇時披露最終會導致分析師對公司預(yù)測出現(xiàn)分歧，以及使得上市公司股票長期偏離其內(nèi)在價值，出現(xiàn)估值偏差的現(xiàn)象。

本研究主要有以下啟示：①在理論層面，首次探討了管理層對文本信息的擇時披露行為，從而豐富了擇時披露影響因素方面的研究；同時，關(guān)于年報風險信息的策略性披露研究，主要關(guān)注管理層對披露內(nèi)容的操縱，而忽略了管理層對披露時間的管理，本研究則對此進行了補充。②在實踐層面，一方面，本研究有助于提高政府部門對公司信息披露的監(jiān)管意識，為其后續(xù)的政策制定提供新的思路，如監(jiān)管層對于上市公司的信息披露時間應(yīng)加強引導與規(guī)范，盡量避免管理層為弱化負面信息而進行的擇時披露行為；另一方面，該結(jié)果對加強中小投資保護和改善公司治理也具有重要意義，有助于中小投資者更好地理解上市公司的信息披露行為，提高對延遲披露以及周末披露信息的關(guān)注，從而減少因有限注意力造成的損失。

本研究還存在一些不足之處。企業(yè)面臨的風險種類多樣，本研究僅從總體上討論了年報中披露的風險因素多少對擇時行為的影響。實際上，不同類型的風險對企業(yè)的沖擊不同，利益相關(guān)者對其容忍與接受程度也有所區(qū)別，未來還可以進一步區(qū)分不同類型的風險對管理層機會主義行為的影響有何差異。