【摘要】本文以2002 ～ 2017年我國(guó)滬深A(yù)股上市公司為研究樣本， 從理論和實(shí)證兩方面考察期望績(jī)效反饋對(duì)企業(yè)盈余質(zhì)量特征的影響。研究發(fā)現(xiàn)： 當(dāng)企業(yè)未達(dá)到期望績(jī)效時(shí)， 較大的績(jī)效差距會(huì)降低企業(yè)盈余持續(xù)性和盈余反應(yīng)系數(shù)、 加大企業(yè)盈余波動(dòng)性以及分析師盈余預(yù)測(cè)誤差。進(jìn)一步研究表明， 消極的期望績(jī)效反饋會(huì)對(duì)企業(yè)未來(lái)的盈余持續(xù)性、 盈余波動(dòng)性產(chǎn)生長(zhǎng)期的負(fù)面影響。

【關(guān)鍵詞】期望績(jī)效反饋；盈余持續(xù)性；盈余波動(dòng)性；盈余預(yù)測(cè)誤差；盈余反應(yīng)

【中圖分類號(hào)】 F253.7 " " 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A " " "【文章編號(hào)】1004-0994（2023）19-0071-10

一、 引言

盈余指標(biāo)體現(xiàn)了企業(yè)在一定期間的經(jīng)營(yíng)成果， 是企業(yè)生存和發(fā)展的基石， 也是債權(quán)人、 投資者的利益保障。隨著我國(guó)資本市場(chǎng)的快速發(fā)展， 盈余質(zhì)量問(wèn)題越發(fā)成為各方利益相關(guān)者關(guān)注的焦點(diǎn)， 尤其在信息不對(duì)稱和代理沖突存在的環(huán)境下， 高質(zhì)量盈余信息對(duì)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展乃至整個(gè)資本市場(chǎng)機(jī)制的優(yōu)化都具有重要意義。而相較于盈余質(zhì)量本身， 企業(yè)盈余質(zhì)量特征的變化更能直觀體現(xiàn)出公司的成長(zhǎng)性、 風(fēng)險(xiǎn)性與價(jià)值性， 是外部投資者、 證券分析師以及政府部門等進(jìn)行決策與判斷的重要參考指標(biāo)， 直接對(duì)其決策行為產(chǎn)生影響?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)企業(yè)盈余質(zhì)量特征的影響因素做了充分探討， 集中在兩方面： 從公司外部來(lái)看， 法律法規(guī)、 外部監(jiān)督、 政府部門以及行業(yè)景氣程度等都會(huì)對(duì)企業(yè)盈余持續(xù)性、 盈余波動(dòng)性以及盈余預(yù)測(cè)誤差等造成影響（吳璇等，2017； 汪健和曲曉輝，2015； 許慧，2010； 劉玉玉和唐嘉尉，2017）； 從公司內(nèi)部來(lái)看， 融資約束程度、 內(nèi)部控制情況、 企業(yè)金融化、 CFO兼任董事、 高管權(quán)力以及情緒等都會(huì)影響企業(yè)盈余質(zhì)量特征（陳國(guó)輝和伊閩南，2018； 陳燊等，2020；買生和王賽，2020；李澎等，2019；劉婧等，2020）。既有文獻(xiàn)主要是基于靜態(tài)視角研究企業(yè)盈余質(zhì)量特征， 然而盈余質(zhì)量特征還會(huì)直接受到公司基本經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響（Dechow等，2010）， 經(jīng)營(yíng)績(jī)效又是企業(yè)所處環(huán)境動(dòng)態(tài)性的直觀體現(xiàn)， 會(huì)影響管理層偏好（Wiseman和Gomez-Mejia，1998）。

期望績(jī)效反饋理論認(rèn)為， 經(jīng)濟(jì)人會(huì)根據(jù)過(guò)去的目標(biāo)和績(jī)效來(lái)確定對(duì)組織的期望水平。當(dāng)實(shí)際績(jī)效超出預(yù)期時(shí)， 會(huì)產(chǎn)生積極的期望績(jī)效反饋； 而當(dāng)實(shí)際績(jī)效低于預(yù)期時(shí)， 則會(huì)產(chǎn)生消極的期望績(jī)效反饋（Cyert和March，1963）。組織變革理論和前景理論均認(rèn)為， 有限理性經(jīng)濟(jì)人是趨于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的， 當(dāng)企業(yè)獲得積極的期望績(jī)效反饋時(shí)， 組織一般不會(huì)進(jìn)行變革； 反之， 績(jī)效下滑會(huì)引致管理層的審查（Greve，2003）。在考核過(guò)程中， 組織變革隨之發(fā)生， 具體表現(xiàn)為戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型、 并購(gòu)與剝離、 裁員、 新市場(chǎng)擴(kuò)張等（連燕玲等，2015）， 而深刻的組織變革行為將導(dǎo)致公司盈余時(shí)間序列特征暫時(shí)或者永久改變（Frankel和Litov，2008）， 從而對(duì)盈余質(zhì)量特征產(chǎn)生影響。因此， 企業(yè)盈余質(zhì)量特征可能會(huì)受到企業(yè)期望績(jī)效反饋的動(dòng)態(tài)影響。

近年來(lái)， 大量研究利用期望績(jī)效反饋理論的觀點(diǎn)和思想， 探索期望績(jī)效反饋對(duì)管理層行為的影響（杜運(yùn)周等，2015）， 但大多關(guān)注期望績(jī)效反饋如何影響企業(yè)的戰(zhàn)略傾向、 創(chuàng)新等行為（Mantere等，2012； 王菁等，2014； 連燕玲等，2015）， 少數(shù)文獻(xiàn)雖涉及公司盈余質(zhì)量方面， 卻僅關(guān)注到虧損績(jī)效對(duì)企業(yè)單一盈余管理行為的影響（史魯豫，2016； 蔣大富和熊劍，2012； 吳聯(lián)生等，2007）。期望績(jī)效反饋比期望績(jī)效能夠引發(fā)更加強(qiáng)烈的企業(yè)行為（王倩和曹玉昆，2020）， 目前尚缺乏從多方面考察中國(guó)制度背景下期望績(jī)效反饋對(duì)企業(yè)盈余質(zhì)量特征變化影響的研究。

鑒于此， 本文在2002 ～ 2017年我國(guó)滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上， 從盈余持續(xù)性、 盈余波動(dòng)性、 盈余預(yù)測(cè)以及盈余反應(yīng)四個(gè)方面系統(tǒng)研究期望績(jī)效反饋對(duì)企業(yè)盈余質(zhì)量特征的影響， 重點(diǎn)探索消極期望績(jī)效反饋對(duì)公司未來(lái)盈余質(zhì)量特征的長(zhǎng)期影響， 以期為管理層、 投資者、 分析師等信息使用者提供決策依據(jù)。相比既有研究， 本文貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面： ①基于期望績(jī)效反饋的動(dòng)態(tài)視角， 將組織變革理論和前景理論應(yīng)用到會(huì)計(jì)盈余質(zhì)量研究中， 從四個(gè)盈余質(zhì)量屬性方面綜合探討了期望績(jī)效反饋對(duì)公司未來(lái)盈余質(zhì)量特征的影響， 拓展了盈余質(zhì)量特征影響因素的研究。②基于管理層視角， 通過(guò)消極期望績(jī)效反饋—組織行為變革—盈余質(zhì)量特征變化的路徑， 探索了期望績(jī)效反饋對(duì)盈余質(zhì)量特征的長(zhǎng)期影響， 豐富了期望績(jī)效反饋影響企業(yè)決策行為的經(jīng)濟(jì)后果研究。③已有研究并未對(duì)企業(yè)績(jī)效與企業(yè)盈余質(zhì)量之間可能存在內(nèi)生性問(wèn)題做深入的探討和應(yīng)對(duì)， 而本文采用傾向匹配得分方法， 能夠較好地解決變量之間存在的內(nèi)生性問(wèn)題。

二、 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)綜述

盈余持續(xù)性用以衡量企業(yè)盈余質(zhì)量， 代表其當(dāng)期會(huì)計(jì)盈余持續(xù)到下一期的可能性（Schipper和Vincent，2003）。以往文獻(xiàn)主要從應(yīng)計(jì)項(xiàng)目、 報(bào)表可讀性、 盈余管理、 審計(jì)質(zhì)量、 內(nèi)部控制、 多元化經(jīng)營(yíng)、 政府補(bǔ)助、 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性等方面考察了盈余持續(xù)性的影響因素（Richardson等，2005；Doyle等，2007；Dichev 和Tang，2009；Homburg等，2018；張國(guó)清和趙景文，2008；肖華和張國(guó)清，2013； 張俊瑞等，2016；李馨子，2019；田高良等，2019）。

盈余波動(dòng)性是考察企業(yè)盈余風(fēng)險(xiǎn)的重要指標(biāo)， 這是因?yàn)閮H用績(jī)效水平的高低來(lái)評(píng)判公司業(yè)績(jī)的好壞具有一定的片面性?，F(xiàn)有研究表明， 盈余波動(dòng)性受到經(jīng)濟(jì)因素和會(huì)計(jì)因素的影響（Dichev和Tang，2009）， 其中， 公允價(jià)值計(jì)量（唐凱桃和楊彥婷，2016）、 產(chǎn)品結(jié)構(gòu)（De Yong和Roland，2001）、 政府補(bǔ)助（李馨子，2019）會(huì)加大盈余波動(dòng)性， 而公司規(guī)模（De Haan和Poghosyan，2012）、 管理層的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避（Abdel-Khalik，2007）、 盈余平滑（Gao和Zhang，2015）、 委托理財(cái)（孫健等，2016）能夠減小盈余波動(dòng)性。

以往文獻(xiàn)主要從以下三個(gè)角度考察了盈余預(yù)測(cè)的影響因素： 第一， "在Bhushan（1989）提出分析師服務(wù)供求關(guān)系模型后， "Lang和Lundholm（1996）、 王雄元等（2017）等采用該模型發(fā)現(xiàn)上市公司信息披露狀況能夠降低分析師的盈余預(yù)測(cè)誤差； 第二， 分析師在決定是否對(duì)企業(yè)進(jìn)行盈余預(yù)測(cè)時(shí)會(huì)將其個(gè)人收益納入選擇標(biāo)準(zhǔn)， 因而不愿關(guān)注無(wú)形資產(chǎn)資本化程度較高的企業(yè)（蘇治等，2013）； 第三， 信息獲取成本也是分析師進(jìn)行盈余預(yù)測(cè)的考慮因素之一（蔡衛(wèi)星和曾誠(chéng)，2010）。

盈余反應(yīng)系數(shù)表征著市場(chǎng)對(duì)盈余信息的反應(yīng)（Collins和Kothari，1989）。Hayn（1995）用盈余反應(yīng)系數(shù)度量企業(yè)盈余質(zhì)量的受認(rèn)可度， 高盈余反應(yīng)系數(shù)意味著市場(chǎng)認(rèn)可該盈余信息， 公司股價(jià)充分反映了其基本面， 盈余信息可靠性較高； 反之， 盈余信息就不可靠。

通過(guò)回顧上述文獻(xiàn)， 發(fā)現(xiàn)前期關(guān)于企業(yè)盈余質(zhì)量特征的研究主要基于靜態(tài)視角， 但是現(xiàn)實(shí)中管理層的決策行為往往還會(huì)受到期望績(jī)效水平的顯著影響。不同的期望績(jī)效反饋會(huì)促使組織進(jìn)行不同的變革， 改變盈余生成方式， 進(jìn)而直接對(duì)其盈余質(zhì)量特征產(chǎn)生影響。當(dāng)實(shí)際績(jī)效高于或低于期望績(jī)效水平時(shí)， 管理層的財(cái)務(wù)決策行為存在較大差異。組織變革理論和前景理論均認(rèn)為， 理性經(jīng)濟(jì)人傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)， “獲益”會(huì)改變管理者的風(fēng)險(xiǎn)偏好， 趨于采用穩(wěn)健的財(cái)務(wù)決策， 而“損失”則會(huì)驅(qū)動(dòng)管理層進(jìn)行大幅調(diào)整， 使其財(cái)務(wù)決策更加激進(jìn)。因此， 消極的期望績(jī)效反饋更可能會(huì)影響企業(yè)盈余質(zhì)量特征。

（二）研究假設(shè)

新古典經(jīng)濟(jì)理論指出， 資本是影響上市公司盈余水平高低的重要因素之一（Acemoglu等，2018）， 資源配置會(huì)影響盈余持續(xù)性（Dichev和Tang，2009）。而期望績(jī)效反饋會(huì)影響企業(yè)資源配置決策， 進(jìn)而影響盈余持續(xù)性。當(dāng)實(shí)際績(jī)效未達(dá)到期望水平時(shí)， 會(huì)導(dǎo)致企業(yè)價(jià)值下降（王化成等，2019）。Rudy和Johnson（2016）發(fā)現(xiàn)， 管理層在面對(duì)高不確定性時(shí)傾向于采取激進(jìn)的經(jīng)營(yíng)策略， 如縮小組織規(guī)模、 資產(chǎn)剝離， 多元化和并購(gòu)等（王菁等，2014）， 這些行為都會(huì)使公司對(duì)資源分配做出較大調(diào)整， 資源變化程度隨著績(jī)效反饋差距的加大而提高， 而且這些激進(jìn)的經(jīng)營(yíng)行為會(huì)使得公司資產(chǎn)價(jià)值有所下降， 進(jìn)而影響盈余持續(xù)性。比如： Burgstahler和Dichev（1997）發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)某項(xiàng)業(yè)務(wù)的績(jī)效較好時(shí)， 管理層會(huì)繼續(xù)在該項(xiàng)業(yè)務(wù)投入更多資源； 當(dāng)該項(xiàng)業(yè)務(wù)的績(jī)效不佳時(shí)， 管理層會(huì)做出調(diào)整， 甚至削減投資。Lawrence等（2017）研究發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)公司管理層或者股東發(fā)現(xiàn)某項(xiàng)業(yè)務(wù)或者產(chǎn)品持續(xù)虧損時(shí)， 會(huì)剝離該項(xiàng)業(yè)務(wù)或者減少對(duì)該業(yè)務(wù)的投資。因此， 本文認(rèn)為， 在消極的期望績(jī)效反饋下， 實(shí)際績(jī)效低于期望績(jī)效越多， 公司資源配置情況發(fā)生改變的概率就越大， 公司資產(chǎn)價(jià)值下降的可能性也越大， 使得當(dāng)期盈余與下一期盈余價(jià)值相關(guān)性下降， 從而降低盈余持續(xù)性?；谏鲜龇治觯?本文提出以下研究假設(shè)：

H1： 若其他條件不變， 消極的期望績(jī)效反饋會(huì)顯著降低公司盈余持續(xù)性。

基于期望績(jī)效反饋理論， 消極的期望績(jī)效反饋將從三個(gè)方面對(duì)公司盈余波動(dòng)性產(chǎn)生影響。首先， 負(fù)向的績(jī)效差距越大， 意味著公司當(dāng)期盈余與下期盈余相關(guān)性越低， 從整個(gè)時(shí)間序列來(lái)看， 各期盈余波動(dòng)性增大， 特別是當(dāng)管理層對(duì)負(fù)向績(jī)效差距較大的業(yè)務(wù)進(jìn)行調(diào)整時(shí)， 可能會(huì)導(dǎo)致盈余生成方式發(fā)生根本性改變， 使得各期收益相關(guān)性下降， 從而使盈余波動(dòng)性加大。其次， 如果公司選擇投資新項(xiàng)目， 則會(huì)因新增項(xiàng)目的極大不確定性提高公司業(yè)績(jī)波動(dòng)程度。一方面， 由于管理層缺乏成功經(jīng)驗(yàn)， 新投產(chǎn)項(xiàng)目需要較長(zhǎng)時(shí)間才能產(chǎn)生盈利； 另一方面， 新增項(xiàng)目無(wú)論是在市場(chǎng)知名度、 核心競(jìng)爭(zhēng)力還是商業(yè)模式建立方面都需要較長(zhǎng)時(shí)間， 后進(jìn)入者在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中將面臨較大的不確定性， 這些都將增加新增項(xiàng)目的投資風(fēng)險(xiǎn)， 進(jìn)而導(dǎo)致公司整體盈余波動(dòng)性加大。即使公司管理層具有相當(dāng)豐富的投資經(jīng)驗(yàn)投資新的項(xiàng)目并且成功運(yùn)營(yíng)， 源自新業(yè)務(wù)的盈余創(chuàng)造會(huì)與現(xiàn)有盈余存在正相關(guān)關(guān)系， 這也會(huì)使得公司的盈余波動(dòng)性加大。最后， 如果公司負(fù)向績(jī)效差距較大， 表明公司業(yè)務(wù)或者產(chǎn)品在市場(chǎng)上缺乏競(jìng)爭(zhēng)力， 銷售下降將導(dǎo)致市場(chǎng)份額縮減， 利潤(rùn)虧損將導(dǎo)致投入到產(chǎn)品研發(fā)、 人員培訓(xùn)等方面的資源承諾減少， 這些將進(jìn)一步削減業(yè)務(wù)或者產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力（陳彬和姚堯，2016）， 從而使公司在資本市場(chǎng)上處于長(zhǎng)期低迷的狀態(tài)。在這種情況下， 公司權(quán)益資本成本上升， 融資約束增大， 可持續(xù)投入資源受限， 從而導(dǎo)致盈余波動(dòng)性加大?；谝陨戏治?， 提出本文第二個(gè)研究假設(shè)：

H2： 若其他條件不變， 消極的期望績(jī)效反饋會(huì)顯著加大公司盈余波動(dòng)性。

作為資本市場(chǎng)中的重要信息來(lái)源之一， 分析師盈余預(yù)測(cè)能夠?yàn)橥顿Y者提供更多信息， 通過(guò)緩解信息不對(duì)稱來(lái)降低企業(yè)的資本成本（Beyer等，2010）。然而， 在證券投資實(shí)踐中， 分析師獲取的信息有限， 盈余預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確性受到企業(yè)歷史盈余績(jī)效和管理層盈余預(yù)測(cè)的影響。一方面， 當(dāng)公司負(fù)向績(jī)效差距較大時(shí)， 盈余波動(dòng)性也較大， 而分析師并不能充分理解盈余波動(dòng)性對(duì)未來(lái)盈余的影響（Dichev和Tang，2009）。Harris和 Bromiley（2007）的研究也指出， 當(dāng)公司績(jī)效低于期望水平時(shí)， 公司財(cái)務(wù)誤報(bào)的可能性就更高， 那么此時(shí)分析師基于之前的經(jīng)驗(yàn)和企業(yè)提供的資料進(jìn)行盈余預(yù)測(cè)將導(dǎo)致誤差加大。另一方面， 源于負(fù)向績(jī)效差距所引起的一系列公司變革行為會(huì)導(dǎo)致盈余生成方式改變， 此時(shí)， 由于管理層缺乏足夠的信息和經(jīng)驗(yàn)來(lái)應(yīng)對(duì)業(yè)務(wù)模式改變帶來(lái)的盈余不確定性， 尤其是當(dāng)公司做出業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型或進(jìn)行新項(xiàng)目投資決策時(shí)， 管理層更不愿承擔(dān)過(guò)高風(fēng)險(xiǎn)， 項(xiàng)目盈余的不確定性將更大， 因此， 管理層的盈余預(yù)測(cè)誤差也將會(huì)增加， 進(jìn)而導(dǎo)致分析師盈余預(yù)測(cè)誤差也將增大?；谝陨戏治觯?提出本文第三個(gè)研究假設(shè)：

H3： 若其他條件不變， 消極的期望績(jī)效反饋會(huì)顯著增大分析師盈余預(yù)測(cè)誤差。

在消極的期望績(jī)效反饋下， 較大的績(jī)效差距會(huì)給管理層帶來(lái)巨大壓力， 使其有隱藏壞消息的動(dòng)機(jī)， 即使不良經(jīng)營(yíng)績(jī)效會(huì)驅(qū)動(dòng)管理層進(jìn)行行為變革， 但由于變革結(jié)果難以把握， 為保證聲譽(yù)、 薪酬和職位的穩(wěn)定， 管理層便會(huì)采取“報(bào)喜不報(bào)憂”的信息披露策略（Ball，2009） ， 抑或是有意加大文本信息理解難度， 妨礙投資者對(duì)負(fù)面盈余信息的解讀。此時(shí)， 投資者無(wú)法得到高質(zhì)量的文本信息來(lái)解讀公司盈余， 從而弱化了市場(chǎng)對(duì)盈余信息的反應(yīng)。此外， 消極的期望績(jī)效反饋會(huì)導(dǎo)致企業(yè)盈余持續(xù)性下降、 波動(dòng)性加大。一方面， 盈余持續(xù)性降低會(huì)影響投資者對(duì)未來(lái)盈余估計(jì)時(shí)間點(diǎn)和盈余折現(xiàn)值大小的判斷（吳璇等，2017）； 另一方面， 前期研究均發(fā)現(xiàn)盈余持續(xù)性是盈余反應(yīng)系數(shù)的重要決定因素（Kormendi和Lipe，1987； Collins和Kothari，1989）， 并且盈余持續(xù)性與盈余反應(yīng)系數(shù)系統(tǒng)性正相關(guān)（Kormendi和Lipe，1987）。這意味著， 當(dāng)公司的消極期望績(jī)效反饋導(dǎo)致盈余持續(xù)性下降時(shí)， 盈余反應(yīng)系數(shù)也會(huì)隨之降低?；谝陨戏治?， 提出本文第四個(gè)研究假設(shè)：

H4： 若其他條件不變， 消極的期望績(jī)效反饋將導(dǎo)致公司盈余反應(yīng)系數(shù)下降。

三、 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到分析師預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)從2002年開(kāi)始披露， 以及外部環(huán)境對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理的影響， 結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性和完整性， 本文選擇2002 ～ 2017年我國(guó)滬深A(yù)股上市公司為研究對(duì)象， 在此基礎(chǔ)上進(jìn)行如下篩選：①剔除金融行業(yè)公司； ②剔除數(shù)據(jù)缺失的公司； ③根據(jù)Banker等（2017）的做法， 剔除公司當(dāng)期銷售收入與上期銷售收入之比小于0.5或者大于2的公司； ④剔除前五年缺乏連續(xù)觀測(cè)值的樣本。最終， 本文獲得11281個(gè)公司—年度觀測(cè)值用于測(cè)試H1、 H2和H4， 獲得6473個(gè)觀測(cè)值用于測(cè)試H3。所用數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安（CSMAR）和萬(wàn)德（Wind）數(shù)據(jù)庫(kù)。此外， 本文對(duì)所有的連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%水平的縮尾（Winsorize）處理。

（二）模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)期望績(jī)效反饋對(duì)公司盈余持續(xù)性的影響， 借鑒Dichev和Tang（2009）、 竇歡和陸正飛（2017）的研究， 構(gòu)建如下模型：

Earni， t+1=α1+α2Earni， t+α3GAPi， t+α4Earni， t×

GAPi， t+ " " " " " αkControli， t+∑IND+∑YEAR+εi， t " （1）

參考國(guó)內(nèi)有關(guān)以期望績(jī)效反饋為解釋變量的研究， 本文將所有被解釋變量滯后一期處理， 因?yàn)楸疚脑噲D研究的是績(jī)效反饋對(duì)企業(yè)后續(xù)盈余質(zhì)量特征變化的影響， 這樣做有利于避免解釋變量與被解釋變量之間互為因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題。其中： Earni， t+1代表i公司第t+1年的盈余持續(xù)性； GAPi， t為i公司第t年的期望績(jī)效反饋， 數(shù)值越小意味著負(fù)向績(jī)效差距越大； Earni， t×GAPi， t為i公司第t年的盈余持續(xù)性與其期望績(jī)效反饋的交乘項(xiàng)， 用以考察期望績(jī)效反饋對(duì)公司盈余持續(xù)性的影響， 該交乘項(xiàng)的系數(shù)是本文研究的關(guān)鍵。根據(jù)前文提出的H1， 預(yù)計(jì)α4顯著為正， 即在消極期望績(jī)效反饋下， 公司實(shí)際績(jī)效低于期望水平的程度越大， 公司盈余持續(xù)性越低。Control為除去行業(yè)和年份的控制變量。

為檢驗(yàn)期望績(jī)效反饋對(duì)公司盈余波動(dòng)性的影響， 參照盧闖等（2011）的研究， 構(gòu)建如下模型：

VolEi， t+1=α1+α2GAPi， t+α3VolEi， t+

αkControli， t+∑IND+∑YEAR+εi， t （2）

其中， VolEi， t+1為i公司第t+1年的盈余波動(dòng)性， 由于t期盈余波動(dòng)性同時(shí)也會(huì)受到當(dāng)期績(jī)效反饋的影響， 在模型中對(duì)t期盈余波動(dòng)性加以控制。根據(jù)H2， 預(yù)期回歸系數(shù)α2將顯著為負(fù)， 即在消極期望績(jī)效反饋下， 公司實(shí)際績(jī)效低于期望水平的程度越大， 公司盈余波動(dòng)性越大。

為檢驗(yàn)期望績(jī)效反饋對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)誤差的影響， 構(gòu)建如下模型：

FEi， t+1=α1+α2GAPi， t+α3FEi， t-1+ " " " " " αkControli， t+∑IND+∑YEAR+εi， t （3）

其中， FEi， t+1為i公司第t+1年的盈余預(yù)測(cè)誤差， 本文在模型中增加了t-1期盈余預(yù)測(cè)誤差而非t期盈余預(yù)測(cè)誤差， 是因?yàn)楹笳呖赡芘ct期負(fù)的期望績(jī)效反饋以及潛在的難以預(yù)期的壞消息相關(guān)。Hwang等（1996）研究發(fā)現(xiàn)， 對(duì)于業(yè)績(jī)不好的公司， 分析師盈余預(yù)測(cè)誤差是盈利公司盈余預(yù)測(cè)誤差的10倍。根據(jù)H3， 預(yù)計(jì)α2顯著為負(fù)， 即消極的期望績(jī)效反饋會(huì)導(dǎo)致分析師盈余預(yù)測(cè)誤差增大。

為檢驗(yàn)期望績(jī)效反饋對(duì)盈余反應(yīng)系數(shù)的影響， 本文在Hayn（2019）的盈余響應(yīng)經(jīng)典模型基礎(chǔ)上進(jìn)行如下拓展：

Reti， t+1=α1+α2ETPi， t+1+α3GAPi， t+α4ETPi， t+1×

GAPi， t+ " " " " " "αkControli， t+∑IND+∑YEAR+εi， t （4）

其中： Reti， t+1表示i公司第t+1年的盈余反應(yīng)；ETPi， t+1代表i公司第t+1年的每股收益與第t年的股票價(jià)格之比； ETPi， t+1×GAPi， t為i公司第t+1年的每股收益與第t年股票價(jià)格之比和期望績(jī)效反饋的交乘項(xiàng)， 用以考察期望績(jī)效反饋對(duì)盈余反應(yīng)的影響?；谘芯縃4， 本文預(yù)計(jì)α4顯著為正， 即消極的期望績(jī)效反饋會(huì)導(dǎo)致公司盈余反應(yīng)系數(shù)下降。

（三）變量定義

1. 被解釋變量。根據(jù)研究設(shè)計(jì)， 本文以公司盈余生成過(guò)程的四個(gè)重要的盈余質(zhì)量特征作為被解釋變量。盈余持續(xù)性（Earn）： 凈利潤(rùn)除以期初與期末總資產(chǎn)賬面均值； 盈余波動(dòng)性（VolE）： 前5年（不包括本年度）總資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差； 盈余預(yù)測(cè)誤差（FE）： 分析師預(yù)測(cè)每股收益的中位數(shù)減實(shí)際每股收益的絕對(duì)值除以年初股票價(jià)格； 盈余反應(yīng)（Ret）： 公司t+1年4月末收盤價(jià)除以t年4月末調(diào)整后的收盤價(jià)（考慮分紅）。

2. 解釋變量。本文以實(shí)際績(jī)效與期望績(jī)效的差距來(lái)表示期望績(jī)效反饋， 并構(gòu)建獨(dú)立的歷史期望模型［（5）式和（6）式］和行業(yè)期望模型 ［（8）式和（9）式］計(jì)算企業(yè)期望績(jī)效差距：

HisGAPi， t=I1（Pi， t-1-Ai， t-1） （5）

HisEXCi， t=（1-I1）（Pi， t-1-Ai， t-1） （6）

其中， Pi， t-1表示i企業(yè)第t-1期的實(shí)際績(jī)效， 本文借鑒王化成等（2019）的做法采用總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）衡量。由于本文考察的是實(shí)際績(jī)效與歷史期望績(jī)效水平之間的差異對(duì)企業(yè)未來(lái)盈余質(zhì)量特征的影響， 因而對(duì)Pi， t-1進(jìn)行了滯后一期處理。Ai， t-1為i企業(yè)第t-1期的歷史期望績(jī)效水平， 取i企業(yè)第t-2期實(shí)際績(jī)效（Pi， t-2）與第t-2期歷史期望績(jī)效（Ai， t-2）的加權(quán)平均數(shù)， 計(jì)算公式為：

Ai， t-1=（1-α）Pi， t-2+αAi， t-2 （7）

其中， 參數(shù)α介于0至1之間， 基于回歸模型擬合最優(yōu)原則， 本文取α=0.5。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性， 令參數(shù)α依次以0.1遞減， 研究結(jié)論保持不變。設(shè)置虛擬變量I1， 當(dāng)Pi， t-1-Ai， t-1＜0時(shí)， 取I1=1。HisGAPi， t=I1（Pi， t-1－Ai， t-1）＜0表示消極期望績(jī)效反饋， 取值越小， 差距越大。設(shè)置虛擬變量1-I1， HisEXCi， t=（1－I1）（Pi， t-1－Ai， t-1）≥0表示積極期望績(jī)效反饋， 取值越大， 差距越大。由于本文主要考察消極期望績(jī)效反饋對(duì)企業(yè)盈余質(zhì)量特征的影響， 因此將HisEXCi， t作為控制變量放入模型中。

IndGAPi， t=I2（Pi， t-1-IAi， t-1） （8）

IndEXCi， t=（1-I2）（Pi， t-1-IAi， t-1） （9）

其中： Pi， t-1表示i企業(yè)第t-1期的實(shí)際績(jī)效， 以總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）表示； IAi， t-1為i企業(yè)第t-1期的行業(yè)期望績(jī)效， 取i企業(yè)第t-2期同行業(yè)企業(yè)實(shí)際績(jī)效的中位數(shù)（IPi， t-1）與第t-2期行業(yè)期望績(jī)效（IAi， t-1）的加權(quán)， 計(jì)算公式為：

IAi， t-1=（1-α）Pi， t-2+αIAi， t-2 （10）

同上， 取參數(shù)α=0.5。期望水平的權(quán)重設(shè)計(jì)可以在0 ～ 1之間進(jìn)行修正， 對(duì)結(jié)果無(wú)顯著影響。按照上述方法， 重新設(shè)置虛擬變量I2、 1-I2， IndGAPi， t代表消極期望績(jī)效反饋， IndEXCi， t代表積極期望績(jī)效反饋， 同樣將IndEXCi， t作為控制變量放入模型中。

3. 控制變量。本文選取的控制變量如表1所示。此外， 還控制了行業(yè)（IND）和年份（YEAR）固定效應(yīng)。

四、 實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。盈余持續(xù)性的均值為0.042， 最小值和最大值分別為-0.148和0.221， 表明我國(guó)上市公司盈余持續(xù)性水平較低、 差異較大； 盈余波動(dòng)性、 盈余預(yù)測(cè)誤差和盈余反應(yīng)的均值分別為0.034、 0.244和1.856?；跉v史期望績(jī)效水平的消極期望績(jī)效反饋均值為-0.019， 說(shuō)明實(shí)際績(jī)效平均低于歷史期望績(jī)效0.019； 基于行業(yè)期望績(jī)效水平的消極期望績(jī)效反饋均值為-0.017， 表明實(shí)際績(jī)效平均低于行業(yè)期望績(jī)效0.017。此外， 本文對(duì)所有變量進(jìn)行了方差膨脹因子檢驗(yàn)， VIF值均小于10。

（二）回歸分析

1. "期望績(jī)效反饋對(duì)盈余持續(xù)性的影響。基于我國(guó)滬深A(yù)股上市公司2002 ～ 2017年面板數(shù)據(jù)， 分別從歷史期望績(jī)效水平和行業(yè)期望績(jī)效水平兩個(gè)角度出發(fā)， 針對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸， 回歸結(jié)果如表3所示。第（1）、 （2）列是基于歷史期望績(jī)效水平， 考察消極期望績(jī)效反饋對(duì)盈余持續(xù)性的影響。第（1）列未加入任何控制變量， Earni， t×GAPi， t的系數(shù)顯著為正， 第（2）列加入全部控制變量之后， Earni， t×GAPi， t的系數(shù)為0.028， 仍在1%的水平上顯著為正， 說(shuō)明消極的期望績(jī)效反饋降低了企業(yè)盈余持續(xù)性。第（3）、 （4）列是基于行業(yè)期望績(jī)效水平， 不論是否加入控制變量， Earni， t×GAPi， t的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 說(shuō)明基于行業(yè)期望水平的消極反饋對(duì)盈余持續(xù)性具有顯著影響， 實(shí)際績(jī)效低于期望績(jī)效的程度越大， 盈余持續(xù)性越低， H1成立。整體來(lái)看， 行業(yè)期望績(jī)效反饋對(duì)盈余持續(xù)性的影響要大于歷史期望績(jī)效反饋。

期望績(jī)效反饋的交乘項(xiàng)系數(shù)不僅在統(tǒng)計(jì)上顯著， 在經(jīng)濟(jì)上也十分顯著。當(dāng)期公司面臨消極的歷史期望績(jī)效反饋和行業(yè)期望績(jī)效反饋時(shí)， 下期盈余持續(xù)性會(huì)分別下降5.2%（0.028/0.538）和345.2%（1.940/0.562）。當(dāng)企業(yè)實(shí)際績(jī)效低于期望水平時(shí)， 說(shuō)明公司現(xiàn)有的經(jīng)營(yíng)模式是不成功的， 公司更有可能改變?cè)邪l(fā)展模式、 調(diào)整現(xiàn)有資源利用方式， 以謀求未來(lái)業(yè)績(jī)的改善， 這種調(diào)整可能涉及外部調(diào)整或內(nèi)部調(diào)整， 進(jìn)而使得公司盈余持續(xù)性降低。

2. 期望績(jī)效反饋對(duì)盈余波動(dòng)性的影響。表4是分別基于歷史和行業(yè)兩個(gè)角度檢驗(yàn)期望績(jī)效反饋對(duì)公司盈余波動(dòng)性的影響。為了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性， 基于模型（2）， 同時(shí)估計(jì)了兩種不同的方程形式： 不添加控制變量和添加全部控制變量。表4的第（1）、（3）列不添加任何控制變量， 估計(jì)期望績(jī)效反饋對(duì)盈余波動(dòng)性的凈影響結(jié)果， GAPi， t的回歸系數(shù)顯著為負(fù)； 第（2）、（4）列加入控制變量后， GAPi， t的系數(shù)依然顯著為負(fù)。結(jié)果表明， 在消極期望績(jī)效反饋下， 實(shí)際績(jī)效與期望績(jī)效的差距越大， 盈余波動(dòng)性越大， H2成立。

根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)表， 樣本期內(nèi)盈余波動(dòng)性的均值為0.034， 如果公司實(shí)際績(jī)效與期望績(jī)效的差距每增加一個(gè)單位， 將會(huì)導(dǎo)致盈余波動(dòng)性增加17.6%（0.006/0.034）或者129.4%（0.044/0.034）。當(dāng)企業(yè)實(shí)際績(jī)效低于期望績(jī)效時(shí)， 管理層傾向于采取高風(fēng)險(xiǎn)的經(jīng)營(yíng)策略， 而這種行為變革具有較大的不確定性， 會(huì)增加企業(yè)資產(chǎn)價(jià)值的波動(dòng)幅度、 降低各期收益的相關(guān)性， 進(jìn)而導(dǎo)致盈余波動(dòng)性加大。

3. 期望績(jī)效反饋對(duì)盈余預(yù)測(cè)誤差的影響。表5檢驗(yàn)了期望績(jī)效反饋對(duì)盈余預(yù)測(cè)誤差的影響。本文分別采用最小二乘估計(jì)（OLS）和最小均方誤差估計(jì)（LAD）方法進(jìn)行估計(jì)。Gu和Wu（2003）認(rèn)為分析師在做盈余預(yù)測(cè)時(shí)， 更愿意使自己的預(yù)測(cè)誤差絕對(duì)值的均值最小， 而不是讓預(yù)測(cè)誤差平方的均值最小， 如果分析基于均值進(jìn)行盈余預(yù)測(cè)， 那么管理層會(huì)做出樂(lè)觀的估計(jì)， 而如果基于中位數(shù)進(jìn)行預(yù)測(cè)就會(huì)得到無(wú)偏的盈余預(yù)測(cè)結(jié)果。Lim（2001）等也發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)分析師面臨線性損失函數(shù)時(shí)， 他們傾向使誤差絕對(duì)值無(wú)條件均值最小化。因此， 這就要求在估計(jì)模型時(shí)采用最小均方誤差估計(jì)（LAD）方法。

表5中第（1）、 （2）列采用OLS方法進(jìn)行估計(jì)， 第（3）、 （4）列采用LAD方法進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果顯示， 基于歷史期望水平的GAPi，t系數(shù)在兩種估計(jì)方法下都顯著為負(fù)； 基于行業(yè)期望水平的GAPi，t系數(shù)在LAD方法下在5%的水平上顯著為負(fù)， 而在OLS方法下為負(fù)但不顯著， 本文的H3得到驗(yàn)證， 即消極的期望績(jī)效反饋會(huì)增大分析師盈余預(yù)測(cè)誤差。分析師主要基于之前的經(jīng)驗(yàn)和公司數(shù)據(jù)進(jìn)行盈余預(yù)測(cè)， 當(dāng)企業(yè)實(shí)際績(jī)效低于期望水平時(shí)， 管理層的高風(fēng)險(xiǎn)行為不利于分析師對(duì)企業(yè)的實(shí)際情況進(jìn)行預(yù)測(cè)， 使得盈余預(yù)測(cè)誤差增大。

4. 期望績(jī)效反饋對(duì)盈余反應(yīng)的影響。消極的期望績(jī)效反饋會(huì)導(dǎo)致分析師盈余預(yù)測(cè)誤差增大， 那么又會(huì)對(duì)市場(chǎng)投資者產(chǎn)生怎樣的影響呢？基于模型（4）， 同樣從歷史和行業(yè)兩方面考察消極的期望績(jī)效反饋對(duì)盈余反應(yīng)的影響， 回歸結(jié)果見(jiàn)表6。ETPi， t+1×GAPi， t的回歸系數(shù)均顯著為正， 表明公司績(jī)效下滑后， 資本市場(chǎng)對(duì)公司報(bào)告未來(lái)一期的盈余反應(yīng)是消極的， 進(jìn)而降低了盈余反應(yīng)系數(shù)， H4成立。當(dāng)公司實(shí)際績(jī)效低于期望績(jī)效時(shí)， 將會(huì)導(dǎo)致盈余反應(yīng)系數(shù)下降77.5%（4.590/5.921）、 208.9%（12.974/6.212）。消極的期望績(jī)效反饋意味著企業(yè)未來(lái)盈利能力的下降， 而管理層為了穩(wěn)住投資者， 存在隱匿負(fù)面消息的動(dòng)機(jī)， 這將導(dǎo)致投資者不能準(zhǔn)確了解公司的盈余情況， 進(jìn)而降低市場(chǎng)反應(yīng)。此外， 當(dāng)公司面臨消極的期望績(jī)效反饋時(shí)， 負(fù)面消息一旦被識(shí)破， 投資者將更不愿進(jìn)行長(zhǎng)期投資， 從而抑制盈余反應(yīng)。

（三）進(jìn)一步研究

如果公司當(dāng)期發(fā)生績(jī)效下滑， 是否會(huì)對(duì)公司未來(lái)的盈余質(zhì)量特征產(chǎn)生持續(xù)性影響呢？本文設(shè)定未來(lái)三年預(yù)測(cè)期t+i（其中i=1，2，3）， 檢驗(yàn)當(dāng)期t期績(jī)效下滑是否會(huì)對(duì)企業(yè)未來(lái)盈余持續(xù)性和盈余波動(dòng)性產(chǎn)生持續(xù)影響， 估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表7和表8。表7是消極期望績(jī)效反饋對(duì)企業(yè)未來(lái)長(zhǎng)期盈余持續(xù)性的影響， 結(jié)果顯示， 無(wú)論是基于歷史期望績(jī)效反饋的研究， 還是基于行業(yè)期望績(jī)效反饋的研究， 當(dāng)期消極的期望績(jī)效反饋結(jié)果至少降低未來(lái)兩期的盈余持續(xù)性。表8是消極的期望績(jī)效反饋對(duì)企業(yè)未來(lái)長(zhǎng)期盈余波動(dòng)性的影響， 結(jié)果顯示， 當(dāng)期績(jī)效下滑程度越大， 對(duì)企業(yè)未來(lái)三期盈余波動(dòng)性的影響就越大。這表明， 消極的期望績(jī)效反饋不僅給公司盈余持續(xù)性與波動(dòng)性帶來(lái)短期一次性沖擊， 而且會(huì)對(duì)公司未來(lái)盈余持續(xù)性和波動(dòng)性產(chǎn)生長(zhǎng)期持久的負(fù)面影響。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 內(nèi)生性問(wèn)題的處理。為了緩解樣本選擇偏誤問(wèn)題， 本文采用傾向得分匹配法（PSM）， 將樣本分為實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組， 實(shí)驗(yàn)組為企業(yè)實(shí)際績(jī)效低于歷史期望績(jī)效的樣本， 其余樣本均為對(duì)照組， 通過(guò)最近鄰匹配、 半徑匹配以及核匹配法進(jìn)行樣本匹配獲得平均處理效應(yīng)ATT值， 用以估計(jì)期望績(jī)效差距對(duì)企業(yè)盈余質(zhì)量特征的影響。

（1）共同支撐假設(shè)檢驗(yàn)。由圖1匹配前和匹配后的圖形可知， 匹配前實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的傾向得分概率分布存在明顯差異， 而匹配后上述差異縮小， 共同支撐假設(shè)得到較好的驗(yàn)證。

（2）平衡性假設(shè)檢驗(yàn)。由表9可知， 匹配后變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差的絕對(duì)值均小于5%， 表明匹配效果較好。絕大部分變量匹配前的組間差異顯著， 而匹配之后組間差異的T值均不顯著， 滿足平衡性假設(shè)。

（3）期望績(jī)效落差對(duì)企業(yè)盈余質(zhì)量特征的ATT估計(jì)。由表10可知， 匹配前實(shí)驗(yàn)組的盈余持續(xù)性（Earn）、 盈余反應(yīng)（Ret）的均值低于對(duì)照組， 實(shí)驗(yàn)組的盈余波動(dòng)性（VolE）和盈余預(yù)測(cè)誤差（Fe）的均值高于對(duì)照組。在最近鄰匹配組中， 實(shí)際績(jī)效低于歷史期望績(jī)效企業(yè)的盈余持續(xù)性均值為0.0335， 實(shí)際績(jī)效高于歷史期望績(jī)效企業(yè)的盈余持續(xù)性均值為0.0473， ATT平均處理效應(yīng)為-0.0137， 在1%的水平上顯著， 說(shuō)明消極的期望績(jī)效反饋對(duì)企業(yè)盈余持續(xù)性具有顯著的負(fù)面效應(yīng)， 半徑匹配和核匹配的ATT值分別為-0.0135和-0.0143， 且均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)， 這證明假設(shè)1的結(jié)果具有穩(wěn)健性。同樣地， 消極的期望績(jī)效反饋對(duì)企業(yè)盈余波動(dòng)性具有顯著的正面影響， 對(duì)企業(yè)盈余反應(yīng)具有顯著的負(fù)面影響， H2和H4得到驗(yàn)證。而消極的期望績(jī)效反饋對(duì)盈余預(yù)測(cè)誤差的結(jié)果并不顯著， H3并未得到支持。

2. 更換期望績(jī)效度量方式。為了進(jìn)一步保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性， 本文以凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為績(jī)效反饋的衡量指標(biāo)重新進(jìn)行檢驗(yàn)（限于篇幅，結(jié)果略）。從對(duì)盈余持續(xù)性的影響來(lái)看， Earni，t×GAPi，t的系數(shù)至少在5%的水平上顯著為正， 說(shuō)明本文的H1具有穩(wěn)健性； 從對(duì)盈余波動(dòng)性的影響來(lái)看， GAPi，t的系數(shù)分別為-0.082和-0.156， 都在1%的水平上顯著為負(fù)， 說(shuō)明本文的H2具有穩(wěn)健性； 從對(duì)盈余預(yù)測(cè)性的影響來(lái)看， 基于歷史維度得出的GAPi，t的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)， 而基于行業(yè)維度的系數(shù)不顯著， 但為負(fù)數(shù)， 支持了本文的H3； 從對(duì)盈余反應(yīng)的影響來(lái)看， 基于行業(yè)維度得出的ETPi，t×GAPi，t的系數(shù)在10%的水平上顯著為正， 而基于歷史維度的系數(shù)不顯著， 但也為正數(shù)， 支持了本文的H4。

3. 重新定義研究區(qū)間。考慮到2007年新企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)帶來(lái)的影響， 為確保本文的研究結(jié)果不是由于會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的變化造成的， 重新選擇2008 ～ 2017年作為樣本區(qū)間（限于篇幅，結(jié)果略）進(jìn)行檢驗(yàn)， 發(fā)現(xiàn)本文結(jié)論依然沒(méi)有發(fā)生變化。

4. 更換盈余持續(xù)性變量的度量方式。參照肖華和張國(guó)清（2013）的方法， 使用主營(yíng)業(yè)務(wù)資產(chǎn)收益率作為盈余持續(xù)性的度量指標(biāo)， 對(duì)H1重新進(jìn)行檢驗(yàn)， 發(fā)現(xiàn)交乘項(xiàng)Earn×GAP的回歸系數(shù)仍然顯著為正， 檢驗(yàn)結(jié)果與上文無(wú)顯著差異。同時(shí)， 考慮到非正常損益會(huì)對(duì)企業(yè)盈余質(zhì)量產(chǎn)生影響， 本文基于扣除非正常損益后的凈利潤(rùn)重新計(jì)算盈余持續(xù)性， 解釋變量系數(shù)的顯著性并沒(méi)發(fā)生太大變化。限于篇幅， 檢驗(yàn)結(jié)果未列出。

五、 研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

在全球經(jīng)濟(jì)不振的情況下， 面對(duì)績(jī)效下滑， 公司管理層傾向于以戰(zhàn)略變革、 并購(gòu)與剝離、 新市場(chǎng)擴(kuò)張和研發(fā)投入等方式進(jìn)行回應(yīng)， 公司經(jīng)營(yíng)上的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變不僅會(huì)影響資源投入情況， 而且具有較大的不確定性， 最終會(huì)影響公司一系列盈余質(zhì)量特征。然而， 以往文獻(xiàn)缺乏基于期望績(jī)效反饋理論對(duì)期望績(jī)效差距影響公司盈余質(zhì)量特征的研究， 因此本文利用2002 ～ 2017年我國(guó)滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)， 通過(guò)理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)， 從四個(gè)方面考察了期望績(jī)效反饋對(duì)公司盈余質(zhì)量特征的影響， 得到如下結(jié)論： 公司盈余質(zhì)量特征受到績(jī)效動(dòng)態(tài)變化的沖擊， 當(dāng)面臨消極的期望績(jī)效反饋時(shí)， 較大的期望績(jī)效差距會(huì)導(dǎo)致公司盈余持續(xù)性下降、 盈余波動(dòng)性加大， 繼而對(duì)盈余預(yù)測(cè)性和盈余反應(yīng)產(chǎn)生影響， 即會(huì)導(dǎo)致盈余預(yù)測(cè)誤差增加， 盈余反應(yīng)系數(shù)下降。進(jìn)一步研究表明， 消極的期望績(jī)效反饋不僅會(huì)對(duì)公司盈余持續(xù)性與盈余波動(dòng)性產(chǎn)生短期一次性沖擊， 而且會(huì)對(duì)公司未來(lái)盈余持續(xù)性和盈余波動(dòng)性產(chǎn)生長(zhǎng)期持久的負(fù)面影響。

（二）啟示

本研究有助于增進(jìn)人們對(duì)我國(guó)上市公司盈余質(zhì)量及其經(jīng)濟(jì)后果的認(rèn)識(shí)。首先， 對(duì)于企業(yè)管理層而言， 面對(duì)績(jī)效下滑， 越來(lái)越多的公司想要通過(guò)實(shí)行差異化戰(zhàn)略來(lái)改善企業(yè)的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)， 以便于在瞬息萬(wàn)變的市場(chǎng)環(huán)境中確立自身的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)， 但在戰(zhàn)略選擇與變革過(guò)程中， 企業(yè)應(yīng)合理認(rèn)識(shí)行為變革對(duì)未來(lái)盈余持續(xù)性和盈余波動(dòng)性的影響強(qiáng)度， 通過(guò)對(duì)自身實(shí)力進(jìn)行準(zhǔn)確評(píng)估后， 科學(xué)制定差異化戰(zhàn)略， 避免因急于改善業(yè)績(jī)而對(duì)其盈余持續(xù)性和盈余波動(dòng)性造成長(zhǎng)期負(fù)面影響。其次， 對(duì)于投資者而言， 當(dāng)上市公司面臨消極的期望績(jī)效反饋時(shí)， 投資者應(yīng)充分利用其豐富的專業(yè)知識(shí)和廣泛的信息渠道， 更快、 更敏感地感知企業(yè)的“績(jī)效困境”， 積極參與公司治理， 為管理層出謀劃策， 避免其盲目進(jìn)行組織變革。最后， 對(duì)于證券分析師而言， 由于存在盈余“功能鎖定”的現(xiàn)象， 僅僅考慮企業(yè)盈余的持續(xù)性是不足以客觀、 全面地分析企業(yè)盈余質(zhì)量的， 還應(yīng)將企業(yè)績(jī)效下滑而采取的行動(dòng)納入投資預(yù)測(cè)之中， 關(guān)注盈余波動(dòng)性及其所帶來(lái)的市場(chǎng)反應(yīng)， 從而提高盈利預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性。

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