1.3 会计稳健性、媒体关注与业绩预告乐观偏差 · 增强学习
本节以 2012—2019 年沪深 A 股上市公司为研究对象，探究会计稳健性与业绩预告乐观偏差的关系。研究表明：会计稳健性显著降低乐观偏差，相比于强制业绩预告，在自愿披露的样本中该降低效果更为显著。进一步研究发现，会计稳健性能够通过降低盈余管理缓解自愿业绩预告乐观偏差。研究结论为监管机构进一步完善业绩预告制度提供参考，并促使媒体发挥有效的外部监督作用。
1.3.1 引言
2019年4月中央财经工作会议明确指出，建立“以信息披露为中心的注册制”，是目前我国资本市场的重要改革目标。业绩预告制度作为上市公司信息披露的重要部分，不仅具有显著的信息含量（罗枚和宋云玲，2012），而且能够在一定程度上传递信息，存在信息外溢现象（李青原和王露萌，2020）。此外，业绩预告能够弥补财务报告的滞后性，提前释放经营风险，缓解信息不对称，保障投资者利益，因而受到学术界与实务界的高度关注。然而，我国实行强制与自愿披露相结合的业绩预告制度，这为管理层在披露时间、精度的选择方面留下一定的可操纵空间。
近年来，上市公司披露带有偏差的业绩预告的现象层出不穷。例如，康美药业(600518)在2020年1月份首次披露2019年度业绩预告净利润为-16.5亿元至-13.5亿元，4月30日发布的业绩报告则修正全年净利润为-36.48亿元，修正前后差异巨大。康美药业披露的业绩预告信息不准确且未及时披露修正公告，并且利用披露时间的可选择性，导致业绩预告存在严重的乐观偏差，误导投资者，造成不良后果。无独有偶，同方股份(600100)、光大证券(601788)等上市公司均披露过乐观偏差的业绩预告信息。
业绩预告乐观偏差,即管理层预测业绩高于实际业绩的差额。乐观偏差越高,表明管理层推迟对“坏消息”披露的意愿越明显,进而加剧内外部信息不对称,误导外部信息使用者,违背我国业绩预告制度缓解信息不对称的初衷。
业绩预告信息原本是为投资者判断上市公司经营状况提供依据。高质量的会计信息有助于投资者决策。会计稳健性作为重要的会计信息质量特征之一，要求公司面对不确定的经济事项时，延迟确认“好消息”，加速确认“坏消息”（Basu，1997），即会计稳健性有利于缓解信息不对称，提高会计信息质量（周晓苏和吴锡皓，2013），保护投资者利益。因此，有必要探究会计稳健性与业绩预告乐观偏差的关系，为进一步提高上市公司业绩预告质量提供可靠的经验证据。
基于此，本节首先研究会计稳健性是否会降低乐观偏差。其次，结合我国特殊的业绩预告制度，依据管理层披露意愿划分业绩预告类型，探究强制与自愿披露下会计稳健性对乐观偏差的影响。此外，媒体关注能够在一定程度上弥合不同投资群体间的信息鸿沟(杨玉龙等，2017)，同时对上市公司起到监督作用(醋卫华和李培功，2012)。本研究认为，作为重要的外部监督机制，媒体关注能够有效增强会计稳健性缓解乐观偏差的作用。
本研究的意义如下:第一,剖析会计稳健性对业绩预告乐观偏差的抑制作用,补充现有文献的不足,丰富了会计稳健性经济后果和业绩预告影响因素的研究。第二,通过比较两类业绩预告类型,发现会计稳健性对自愿披露业绩预告乐观偏差的降低作用更明显。研究结果有助于监管机构了解业绩预告制度实施的真实效果,紧抓监管重点,进一步完善业绩预告制度,从而规范上市公司信息披露行为,提高业绩预告披露质量。第三,本研究认为媒体能够对上市公司的信息披露行为在一定程度上予以监督。因此,鼓励媒体充分发挥有效的外部监督治理作用,使企业迫于外部环境压力更加注重披露高质量业绩预告信息。
1.3.2 假设提出
1. 会计稳健性对业绩预告乐观偏差的影响假设
会计稳健性对收益与损失采用的非对称确认方法，能够有效遏制“坏消息”延迟披露，提高“好消息”准确性，提高信息披露质量。业绩预告作为上市公司信息披露的重要组成部分，未经专业机构审计，难以保障披露质量。已报道的多起业绩预告造假事件同样表明，这种业绩预告信息与经审计的实际会计信息相比存在较大偏差。而管理层为提高市场预期，更倾向于披露具有乐观偏差的业绩预告（王俊秋等，2013）。业绩预告乐观偏差，具体表现在管理层推迟发布、掩盖“坏消息”，提早释放“好消息”，降低信息质量。本研究认为，会计稳健性作为会计信息质量的重要特征,有利于提高信息披露质量,从而降低业绩预告乐观偏差。
已有文献表明,会计稳健性对盈余信息的确认存在非对称的特征(Watts,2003),即在财务报告中包含及时完整的“坏消息”与准确可靠的“好消息”,能够提高会计信息质量,进而有效缓解乐观偏差。研究从以下两方面展开分析。
一方面，会计稳健性的核心在于及时确认“坏消息”。否则，管理层为追求个人利益，推迟对“坏消息”确认，进行的盈余调整、投资不足等不当行为，阻碍企业健康发展。在乐观偏差的动机下，管理层延迟发布“坏消息”，导致相对较低的业绩情况被掩盖。从而在短期内为公司带来显著为正的累计超额收益（杨德明和林斌，2006）。但同时，存在乐观偏差的业绩预告导致信息不对称加剧，投资者无法准确识别与判断信息。因此，会计稳健性能够抑制管理层对“坏消息”的推迟披露，进而约束其披露存在乐观偏差的业绩预告的行为。
另一方面，会计稳健性对“好消息”的确认保持足够谨慎，因而披露的“好消息”较为充分可靠，能够挤掉会计盈余中的“水分”，提高信息透明度，向投资者传达更精确的信息。因此，基于会计稳健性确认“好消息”具有充分谨慎的特征，有利于提高会计信息披露质量，从而降低乐观偏差。
综合以上分析,本研究认为会计稳健性能够遏制管理层隐藏“坏消息”的动机,并且对“好消息”的确认审慎有效,披露的会计信息更具有可靠性,能够降低业绩预告乐观偏差。基于上述分析,提出本研究的假设 H1:
H1: 会计稳健性会降低业绩预告乐观偏差。
2. 会计稳健性对不同业绩预告意愿类型乐观偏差的影响假设
我国业绩预告具有半强制性①。具体来讲，证监会规定强制业绩预告有预增、预减、亏损、首亏、扭亏为盈五种类型；自愿业绩预告具体包括略增、略减、续盈。本节从会计稳健性的特征与作用两个角度出发，探讨在强制与自愿披露下会计稳健性对乐观偏差的影响路径。
一方面，会计稳健性的本质特征在于企业面对经济不确定的事项时，应保持审慎态度。由于强制披露业绩预告的上市公司自身存在较大的业绩波动与较高的经营不确定性。因此，基于会计稳健性的“谨慎态度”，其对强制业绩预告乐观偏差的缓解作用并不显著。此外，强制披露要求管理层必须严格遵循业绩预告制度的规定，无法决定披露内容。即使预计上市公司经营状况较差，管理层亦须及时完整的披露负面消息。否则，当监管机构发现业绩预告违规行为后，上市公司以及管理层均会受到处罚。可见，在强制披露情形下，会计稳健性对乐观偏差的影响并不明显。
然而，自愿业绩预告恰好相反。管理层有强烈的动机通过操纵自愿业绩预告披露内容和时间来获取超额收益。因此，管理层更倾向于提前披露“好消息”，掩盖“坏消息”。会计稳健性对“坏消息”设立“低门槛”、对“好消息”设立“高门槛”的这一特征，使得管理层及时确认坏消息、谨慎确认好消息，能够抑制管理层的自利行为，降低自愿业绩预告乐观偏差。因此，在自愿披露情形下，会计稳健性能够缓解乐观偏差。
另一方面，会计稳健性能够降低信息不对称(LaFond and Watts,2008)。对于强制业绩预告而言，管理层不能对其披露时间、内容进行操控，必须如实反映企业真实情况，投资者能够及时知悉企业的经营状况，有助于投资者作出合理决策。因此，会计稳健性对强制业绩预告乐观偏差的影响并不明显。
但是，自愿业绩预告常被用来掩饰“坏消息”，加剧信息不对称，进而导致乐观偏差。会计稳健性缓解乐观偏差具体表现在两点：第一，抑制管理层自愿披露业绩预告的选择动机。艾拉尼(Irani,2003)证明了内部抛售股份金额会加剧业绩预告乐观偏差。这表明管理层有强烈的自利动机进行有选择的自愿披露，从而有意发布乐观偏差的业绩预告。乐观偏差的业绩预告致使管理层隐瞒公司真实状况，出现“报喜不报忧”、隐瞒“坏消息”等情形，加剧信息不对称，误导投资者决策。会计稳健性起到缓解内外部信息不对称的作用，从而有效抑制管理层出于自利动机自愿披露的业绩预告乐观偏差。第二，抑制管理层的内幕交易行为。管理层作为业绩预告信息的知情人，掌握更多私有信息，很可能出现机会主义行为，进行内幕交易。吴锡皓和张弛(2021)的研究证实会计稳健性能够提高财务报告透明度，显著遏制自愿业绩预告披露前后的内幕交易行为，有效抑制管理层出于自利动机自愿披露的业绩预告乐观偏差，限制管理层的非理性决策，从而降低乐观偏差。
本研究认为,会计稳健性对强制业绩预告乐观偏差的影响并不明显;但是能够降低自愿披露的业绩预告乐观偏差,并抑制管理层进行内幕交易,从而约束其披露较大乐观偏差的行为。基于此,提出本研究的假设 H2:
H2: 相比于强制业绩预告乐观偏差, 会计稳健性对自愿披露业绩预告乐观偏差缓解作用更显著。
3. 媒体关注对会计稳健性与自愿乐观偏差调节作用影响假设
随着互联网等新兴媒体的普及,媒体关注作为一项重要的外部治理机制逐渐成为研究热点,在我国社会发展与经济活动中的影响也越来越重要。基于以下两点分析,本研究认为媒体关注对自愿业绩预告发挥了有效的外部监管作用。
一是媒体报道能提高管理层谨慎性。由于业绩预告未经第三方机构审计，极易受到管理层自利动机影响，给管理层自愿披露留下较大的操纵空间。正所谓“人红是非多”，在社会舆论和大众情绪面前，上市公司的一举一动被无限放大，从而管理层更倾向于提供稳健的会计信息。张横峰(2017)证实，媒体报道能够有效改善公司的会计稳健性。媒体关注的增加使得管理层更加谨慎地对外公布会计信息，从而减小自愿披露的业绩预告乐观偏差。
二是良好的声誉能改善企业形象。具体而言，正面报道有利于管理层塑造良好的社会形象，促使管理层有动机提供稳健的会计信息；媒体负面报道使管理层更加谨慎，避免造成不好的社会舆论，同样有动机提高会计信息的稳健性。因此，为避免声誉受损，管理层会增强会计信息可靠性，降低乐观偏差。
本研究认为,媒体关注有助于抑制管理层为了谋取私利而有意发布的高于公司真实业绩的业绩预告这一机会主义行为,提高企业声誉,从而增强会计稳健性,最终加强会计稳健性与自愿业绩预告乐观偏差的负相关关系。综上,提出假设 H3:
H3: 媒体关注促进会计稳健性减小自愿业绩预告乐观偏差的作用。
1.3.3 研究设计
1. 样本与数据来源
深交所于 2012 年发布的《创业板信息披露业务备忘录第 11 号——业绩预告、业绩快报及其修正》公告，使我国 A 股上市公司业绩预告制度得到进一步完善并趋于稳定。
基于此，以2012年为样本收集起始点，以2012—2019年沪深A股上市公司发布的业绩预告为初始研究样本，并剔除了金融保险类公司、ST、*ST类公司、数据缺失的公司以及业绩预告类型不确定的公司的发布的业绩预告。此外，为避免同一家上市公司一年内发布多次业绩预告，造成相关数据重复计入，对于同一公司一年内披露的多次业绩预告，仅选取年度业绩预告数据且仅保留末次业绩预告数据。经筛选后得到7196个有效样本。
利用 Python 技术搜集媒体关注数据,其余数据来自国泰安数据库(CSMAR)。实证部分采用 Stata 15 处理,并对连续变量进行上下 1% 的缩尾(Winsorize)处理。
2. 变量设计
1) 被解释变量
被解释变量为业绩预告乐观偏差(Bias)。借鉴王俊秋等(2013)的研究,以业绩预告净利润与实际净利润的差额并取对数来衡量,如式(1-1)所示:
其中， Fprofi,t 表示 i 公司在第 t 年披露的业绩预告净利润， Aprofi,t 表示 i 公司
在第 t 年披露的年报净利润。
业绩预告中预测净利润数据的披露方式一般分为闭区间预测、开区间预测以及百分比预测。对不同预测方式的数据，本研究采用的计算方式为：①对于闭区间预测取业绩预告净利润上下限的均值；②开区间预测数据采用区间上限或下限的数值乘以上一年净利润率计算得到当年净利润预测值；③百分比预测数据取业绩预告净利润上下限的均值，依据上一年的净利润率，得到本年净利润预测值。
2) 解释变量
参考坎和沃茨(Kham and Watts, 2009)的方法衡量会计稳健性(C_score)。稳健性的早期计算常使用巴苏(Basu,1997)的盈余-股票收益关系模型,见式(1-2):
其中， EPSi,t 是公司 i 第 t 年的每股收益， Pi,t-1 是公司 i 第 t-1 年末的股票收盘价； Ri,t 是公司 i 第 t 年股票收益率减第 t 年的市场收益率； DRi,t 是虚拟变量，当 Ri,t<0 时， DRi,t 赋值为1，否则为0。 β2 代表会计盈余确认“好消息”的及时性； β3 反映会计盈余确认“坏消息”的及时性； β4 度量会计盈余确认“坏消息”相对于确认“好消息”的增量及时性差异。
坎和沃茨在巴苏模型的基础上拓展了其模型,见式(1-3)和式(1-4):
G-score=β3=μ1+μ2Sizei,t+μ3Levi,t+μ4MBi,ttag1-3
C-score=β4=λ1+λ2Sizei,t+λ3Levi,t+λ4MBi,ttag1-4
将式(1-3)和式(1-4)代入式(1-2)，得到估算公司层面会计稳健性模型，如式(1-5)所示：
(λ1+λ2Sizei,t+λ3Levi,t+λ4MBi,t)×DRi,t×Ri,t+εi,ttag1-5
运用上述模型,估计出 μ1 、 μ2 、 μ3 、 μ4 和 λ1 、 λ2 、 λ3 、 λ4 ; 然后, 将 λ1 、 λ2 、 λ3 、 λ4 的估计系数代入 (1-4) 式, 估算出公司层面的会计稳健性程度。
3) 调节变量
一是业绩预告披露意愿(Disclosure)。结合李馨子和肖土盛(2015)的研究，根据业绩预告类型对样本进行分组。业绩预告类型为“首亏”“续亏”“扭亏”“预增”“预减”时，为强制业绩预告，Disclosure取值为1；“略增”“略减”“续盈”类型则为自愿业绩预告，Disclosure取值为0。
二是媒体关注度(Media)。由于互联网的不断发展与普及,各类新闻网站成为投资者获取信息的重要渠道。参考逯东等(2015)的研究,本研究借助Python语言编写网络爬虫算法实现批量获取上市公司代码、新闻发布时间、新闻标题以及相关新闻链接等信息。百度新闻的访问量及影响量较大，覆盖范围广，且所有新闻均有详细的发布时间，因此，本研究通过 Python 爬虫技术，在百度新闻（http://news.baidu.com/）中输入上市公司代码搜索得到新闻报道条目，对其取自然对数来表示媒体关注度。
4) 控制变量
在参考谢雅璐(2012)的研究基础上,选取如下控制变量:公司规模(Size)、偿债能力(Lev)、盈利能力(ROE)、成长性(Growth)、两职合一(Dual)、股权集中度(FCB)、审计意见类型(OPType),并控制了年度和行业虚拟变量。变量定义如表1-2所示。
表 1-2 变量界定表
3. 模型构建
为检验假设 H1, 即会计稳健性对业绩预告乐观偏差的影响, 借鉴谢雅璐 (2012) 的研究构建模型, 如式 (1-6) 所示:
为验证假设 H2, 将上述模型中的业绩预告乐观偏差样本划分为强制业绩预
告和自愿业绩预告，并依据模型方程(1-6)进行分组回归。
为验证假设 H3, 基于模型方程(1-6), 加入会计稳健性与媒体关注的交乘项 (C_score×Media), 如模型方程(1-7) 考察媒体关注对会计稳健性和自愿业绩预告乐观偏差关系的调节作用。
1.3.4 实证研究与结果分析
1. 描述性统计
表1-3列示了主要变量的描述性统计结果，包括最小值、最大值、均值、中位数和标准差。
表 1-3 描述性统计
表1-3各变量描述性统计结果显示，业绩预告乐观偏差(Bias)的样本均值为15.986，最小值为11.431，最大值为20.144，标准差是1.722，表明各公司业绩预告乐观偏差的幅度较大；会计稳健性(C_score)均值为0.068，最大值为0.362，最小值为-0.094，说明上市公司的会计稳健性存在差异；媒体关注度(Media)的最大值为3.761，最小值0，均值为1.241，表明不同公司受到的媒体关注程度有差别。其余变量描述性统计结果与已有研究结果类似。
2. 相关性分析
表 1-4 列示了主要变量皮尔逊(Pearson)相关性分析的结果。
表 1-4 相关性分析
注：***、**、*分别表示数据在1%、5%、10%置信水平上显著。
从上表 1-4 可以看出, 会计稳健性 (C_score) 与乐观偏差 (Bias) 二者之间在 1% 的水平上呈现显著的负相关关系 (-0.142), 初步证实假设 H1; 各变量间相关系数均低于 0.6, 表明模型基本不存在多重共线性问题。
3. 多元线性回归
本研究实证检验会计稳健性对业绩预告乐观偏差的影响(H1)，回归结果如表1-5所示。
表 1-5 会计稳健性与业绩预告乐观偏差回归结果
注：括号内为 t 值；***、**、* 分别表示数据在 1%、5%、10% 置信水平上显著。
表1-5的第(1)列未加入控制变量,结果显示会计稳健性(C_score)系数为-2.799且在1%的水平上显著(t=-12.14),表明会计稳健性显著降低业绩预告乐观偏差。第(2)列控制相关因素后,显示会计稳健性(C_score)的系数为-1.517,在
1%的水平上显著 (t=-4.64) ，假设H1得到验证，即会计稳健性显著降低乐观偏差。
进一步检验在业绩预告披露意愿与媒体关注的作用下,会计稳健性与业绩预告乐观偏差的关系。假设 H2、H3 的回归结果如表 1-6 所示。
表 1-6 业绩预告披露意愿、媒体关注调节作用回归结果
注：据号内为 t 值； *** 、 ** 、 * 分别表示数据在 1%、5%、10% 置信水平上显著；强制业绩预告乐观偏差共有 4268 个样本，自愿业绩预告乐观偏差共有 2928 个样本，在自愿组中加入媒体关注调节变量后共得到 2325 个样本。
表1-6的第(1)和第(2)列为强制和自愿样本分组的回归结果，第(1)列显示会计稳健性(C_score)与强制意愿(Disclosure=1)下的乐观偏差负相关但没有通过显著性检验(t=-1.09)；第(2)列显示会计稳健性(C_score)与自愿组(Disclosure=0)乐观偏差的回归系数为-3.237，并且在1%水平显著负相关(t=-5.71)。上述回归结果表明与强制业绩预告乐观偏差相比，会计稳健性对自愿业绩预告乐观偏差缓解作用更显著，从而验证假设H2。
由表1-6第(3)列可知，自愿披露样本中的会计稳健性(C_score)与媒体关注(Media)交乘项系数为-1.282并且在 5% 的水平上显著为负，该结果表明在较高的媒体关注下，会计稳健性对自愿乐观偏差的降低作用有所提高。假设H3得到验证。
4. 稳健性检验
借鉴宋云玲和罗枚(2017)的研究,将预测净利润与实际净利润的差额,作为业绩预告偏差的衡量指标(Bias2),如式(1-8)所示。稳健性检验结果见表1-7。
表 1-7 乐观偏差衡量方式的稳健性检验
注：括号内为 t 值； ***、 **、 * 分别表示数据在 1%、 5%、 10% 置信水平上显著；替换乐观偏差衡量方式后共有 5855 个样本，其中包括 2984 个强制性乐观偏差样本以及 2871 个自愿性乐观偏差样本。
表 1-7 第(1)～(3)列的稳健性检验结果表明,会计稳健性与乐观偏差以及管理层自愿披露的业绩预告乐观偏差在1%的水平上显著负相关,假设H1与假设H2依然得到支持。第(4)列结果表明媒体关注在自愿业绩预告乐观偏差的样本中起到较好的调节效果,假设H3再次得到验证。
5. 进一步研究
上述研究结果表明,会计稳健性对自愿业绩预告乐观偏差的缓解作用更显著。为进一步探究会计稳健性通过何种机制对自愿业绩预告乐观偏差产生影响,对其影响路径进行分析。
会计稳健性确认收益与损失的非对称性与管理层盈余管理行为密切相关。会计稳健性作为重要的内部治理机制，能够在一定程度上抑制应计盈余管理(肖成民和吕长江，2010)。郭兆颖(2020)的研究同样表明，会计稳健性约束管理层的盈余管理行为，降低其盈余管理程度。管理层利用自身信息优势，通过盈余管理手段操纵自愿业绩预告披露信息，必然会增加内外部信息不对称，损害业绩预告披露质量，影响业绩预告的乐观偏差。因此，本研究从应计盈余管理的角度考虑会计稳健性对自愿业绩预告乐观偏差的影响路径。以修正的琼斯(Jones)模型计算得出可操纵性应计利润(discretionary accruals, DA)作为应计盈余管理的衡量指标，借鉴温忠麟、叶宝娟(2014)的研究进行分析。本研究的模型为中介效应的第一步，其回归结果见表1-5的第(2)列，即在自愿披露样本组里会计稳健性(C_score)的回归系数为-3.237。并在此基础上构建回归模型如式(1-9)和式(1-10)所示。
(1 - 10)
表 1-8 应计盈余管理的中介效应检验
注：括号内为 t 值；***、**、* 分别表示数据在 1%、5%、10% 置信水平上显著；由于加入应计盈余管理这一中介变量，所以自愿组样本有所删减，共计 2916 个样本。
从表1-7的第(1)列可知，第(1)列会计稳健性(C_score)的系数为-0.042，第(2)列盈余管理中介变量(DA)的系数为0.832，两者相乘的间接效应为-0.035，与会计稳健性的直接效应系数(-14.536)符号一致。表明盈余管理存在部分中介效应，会计稳健性会抑制管理层操纵盈余管理的行为，进而降低自愿业绩预告乐观偏差。
1.3.5 研究结论与建议
1. 研究结论
本研究基于2012—2019年我国A股上市公司数据，考察会计稳健性与业绩预告乐观偏差的关系。研究发现：(1)会计稳健性显著降低乐观偏差；(2)相比于强制业绩预告，会计稳健性对自愿披露的乐观偏差缓解作用更显著；(3)媒体关注有效强化稳健性对自愿业绩预告乐观偏差的缓解作用。进一步研究证实应计盈余管理是会计稳健性抑制自愿业绩预告乐观偏差的一个传导机制。
2. 研究建议
首先，监管机构应建立健全自愿性业绩预告信息披露规范，鼓励上市公司积极自愿披露高质量的业绩预告信息。其次，监管机构需要加强对公司管理层的监督，规范管理层的信息披露行为，降低其机会主义行为动机，从而更好地保护投资者利益。此外，业绩预告是一种预测性信息，投资者在使用业绩预告信息时需要关注并合理利用会计稳健性的信息，作出正确投资决策。最后，应当促使媒体这一外部监督机制起到督促上市公司提升业绩预告质量、披露具有“含金量”信息的作用。
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