行为金融视角下投资者情绪对财务重述行为的影响

高增亮 张俊瑞

(西安交通大学 管理学院，陕西 西安 710049)

一、引言

财务重述是指公司修正前期会计差错的过程，如果公司对过往期间的定期财务报告进行重述，说明当期财务报告质量较低[1]。Hribar和Jenkins(2004)发现，总体上财务重述会导致预期的未来盈余下降和公司权益资本成本的增加[2]；Palmrose等(2004)发现财务重述会导致负的市场反应。现有研究主要从管理层动机和公司内外部治理机制两方面研究了公司财务重述行为的影响因素[3]：Burns和Kedia(2006)研究发现总经理期权组合对股票价格的敏感性与财务错报的倾向正相关[4]；Efendi等(2007)发现当总经理持有大量的实值期权时，公司发生财务错报的可能性就会增加[5]；马晨等(2012)发现，管理层持股比例和财务重述行为之间是一种U型关系[6]；高芳(2016)则发现管理者代理问题是企业财务重述行为的重要影响因素[7]。其他研究者还发现外部审计师[8]、内部控制审计水平[9]、媒体的监督作用[10]等也会影响公司的财务重述行为。

尽管现有文献对公司财务重述行为的影响因素做了较多的探讨，但尚无学者研究管理者在不同情境下出现的不同程度的错报动机。认知心理学的研究发现乐观的情绪与“启发式(heuristic processing strategies)”的处理策略相关，而悲观的情绪与系统性的处理策略相关[13]。当市场上投资者情绪高涨时，投资者会过多依赖直觉判断或者一些简单的判断规则(如盈利水平高低)来进行投资；当投资者情绪低落时，投资者则会对所掌握的信息进行系统分析之后再做出投资决策。因此，投资者情绪是导致市场错误定价的重要因素[14]。那么，理性的管理层可能会利用投资者的这一“认知偏差”来操纵投资者的预期。基于上述分析，管理层可能会在投资者情绪高涨时“粉饰”财务报表，进而迎合投资者的乐观预期，从而增大了事后财务重述的发生概率。但是在投资者情绪高涨时进行错报，可能会导致投资者情绪回落后财务错报被发现的概率大大增加，进而损害公司的利益。因此，投资者情绪与公司的财务重述行为是否正相关是一个有待实证检验的问题。

本文可能的贡献在于：(1)探讨了投资者情绪对公司财务重述行为的影响，弥补了现有文献关于在不同情境下管理者策略性选择财务错报的不足；(2)探讨了公司的内外部治理机制对投资者情绪和财务重述行为关系的影响，进一步深化了对管理层迎合投资者乐观预期的理解；(3)有助于加强对公司财务错报行为的监督，遏制管理层迎合投资者乐观情绪而进行财务错报的行为。

二、文献回顾与研究假设

Mian 和 Sankaraguruswamy(2012)发现，股价对好的盈余消息的反应在投资者情绪高涨时期比投资者情绪低迷时期更强烈，而股价对坏的盈余消息的反应在投资者情绪低迷时期比高涨时期更强烈[11]。因此，管理层在投资者情绪高涨时有更强的动机去发布好的盈余消息，来迎合投资者的乐观预期，从而获得更高的市场回报。在投资者情绪低迷时期，管理层会更频繁地发布对未来盈余的预测，以增加投资者对公司未来长期盈余的预期；在投资者情绪高涨的时候，管理层会发布更少的对未来长期盈余的预测[12]。管理层除了在投资者情绪高涨时发布好的盈余消息外，还会通过提升投资水平来迎合投资者的乐观预期。此外，当公司的可操纵应计利润较高时(此时股价被高估)，公司会增加投资，甚至投资于一些NPV为负的项目，目的就是迎合投资者的乐观情绪；当公司的可操纵应计利润较低时(此时股价被低估)，公司会减少投资，甚至是放弃一些NPV为正的项目[13]。

当投资者情绪高涨时，投资者对公司的监督力度减弱，导致管理层通过盈余管理等方式操纵报表数字的风险降低。此外，在投资者情绪高涨时，发布好的盈余消息，市场的反应更强烈，能够获得更高的市场回报，这让管理层有更强的动机通过“粉饰”报表去增加盈余数字。综上所述，本文预期投资者情绪和财务重述行为正相关。关于投资者情绪和财务重述行为，有另外一些争论，认为当投资者情绪高涨时，公司能获得充足的融资数额和足够高的股票回报率，其粉饰报表的动机就会减弱，并且管理层同样会担忧如果在投资者情绪高涨时粉饰报表，那么当投资者情绪回落时，投资者会审视过往年度的财务报告，导致盈余管理等行为被发现，这样对公司的长远发展产生不利的影响。基于这一分析，投资者情绪与财务重述行为不相关，或者是存在负相关关系。

基于上述两种对立的观点，投资者情绪既可能与财务重述行为正相关，也有可能与财务重述行为负相关，因此二者的关系究竟如何有待实证检验，故提出本文研究假设1：

H1a：投资者情绪与上市公司的财务重述行为正相关。

H1b:投资者情绪与上市公司的财务重述行为不相关或负相关。

不同股权性质的公司，其财务重述行为也有所不同。于鹏(2007)的实证研究表明，在绝对控股条件下，最终控制人为国有性质的公司发生财务重述的可能性要高于非国有性质的公司[14]。高芳(2016)发现，管理者代理问题对财务重述的正向影响在国有控股公司的子样本中更为显著[7]。因此，提出本文研究假设2：

H2：投资者情绪与上市公司的财务重述行为的关系在国企中更为显著。

已有研究发现，大股东在公司的财务重述行为中常常扮演“监督者”的角色。当管理层拥有更多的股份，即股权集中度较高时，管理层的非股东权益最大化的自利行为就会减少。Beasley(1996)研究发现，董事会中外部董事的比例越高，公司发生财务重述的可能性越小[15]。Gorton等(2000)发现，控制权越集中的公司，其绩效也越好。上述研究表明，大股东能够对公司行为进行监督，有利于减少管理层粉饰财务报表的行为，进而降低财务重述发生的概率[16]。因此，提出本文研究假设3：

H3：投资者情绪与上市公司的财务重述行为的关系，在第一大股东持股比例较低、机构投资者持股比例较低的公司中更为显著。

Wang (2006)发现家族企业创始人持股比例越高，企业的盈余质量越高。而家族企业创始人往往都是身兼CEO和董事长两职[17]。而Shleifer 和 Vishny (1999)认为董事长和总经理如果是同一个人，会便利其“抽租”；如果两职分开，董事长可以起到监督管理层的作用[18]。因此，投资者情绪在董事长兼总经理的样本中更显著还是更不显著，难以事前进行预测，故提出本文研究假设4:

H4a: 投资者情绪与上市公司的财务重述行为的关系在董事长兼总经理的子样本中更为显著。

H4b: 投资者情绪与上市公司的财务重述行为在董事长和总经理分设的子样本中更显著。

外部审计师的监督能够减少公司的财务重述行为。王霞和张为国(2005)的研究表明外部审计师能够发现财务重述公司以往期间的蓄意错报行为，并将其体现在当期的审计意见中[19]。DeFond等(2017)发现，在采用倾向得分匹配(PSM)后，对于大多数的审计质量的代理变量，四大审计事务所的审计质量显著高于非四大审计事务所的审计质量。他们的发现意味着四大审计事务所的监督作用更强[20]。投资者情绪高涨时，管理层“粉饰”报表来提高盈余数字以获得更高的市场回报的动机可能会因为较高强度的审计师的监督而有所减弱。故提出本文研究假设5：

H5：投资者情绪与上市公司的财务重述行为的关系，在外部审计师来自非十大会计师事务所的样本中更为显著。

三、研究设计

(一)样本选择

本文选择2008～2016年的我国A股市场的上市公司为研究对象，并对样本进行了如下筛选[21] [22]：(1)剔除ST的公司样本；(2)剔除上市时间不足2年的样本；(3)剔除金融行业的样本；(4)剔除资不抵债的样本；(5)剔除有缺失值的样本。最终得到了15017个公司—年度观测值。

(二)数据来源

本文通过检索巨潮资讯网的上市公司重述公告或者更正公告来获取财务重述数据，并逐一进行检查，将因会计政策变更而进行财务重述和对财务报表进行更正的样本的RESTATEt赋值为0。本文的财务数据和投资者情绪代理指标来源于国泰安经济金融研究数据库(CSMAR)，宏观经济指标数据从国家统计局网站获得。另外，机构投资者持股数量数据来源于WIND金融数据库。

(三)检验模型

为了检验投资者情绪与上市公司财务重述行为的关系，建立如下回归模型：

Pr(RESTATEt)=β0+β1Sentimentt+Controls+YearFixedeffects+

IndustryFixedeffects+εt

(1)

本文将财务重述(RESTATEt)定义为：如果公司M为t年的年报事后发布过与财务信息相关的重述公告或者更正公告，则虚拟变量RESTATEt取值为1，否则为0。即根据财务差错发生的时间而非财务重述公告的时间来确定RESTATEt的取值[22]。此外，在本文的稳健性检验部分，采用了更为宽泛的财务重述定义，不再局限于对财务信息的更正或重述，构建虚拟变量RESTATE2t。当公司对披露的t年年报进行重述时，RESTATE2t取值为1。

模型(1)中的Sentiment代表投资者情绪的高低。本文采用3种市场层面的投资者情绪具体衡量方式：SENTMRT、CICSI和ISI。参考已有研究[23] [24]，采用主成分分析法(PCA)提取6个情绪代理变量的第一主成分来构建SENTMRT：(1)封闭式基金折价率(CEFD)；(2)IPO首日回报率(IPOR)；(3)市场换手率(TURN)；(4)消费者信心指数(CCI)；(5)A股平均市盈率(PER)；(6)新增投资者开户数(KH)。投资者情绪代理变量定义见表1。

表1 投资者情绪代理变量

最终提取出的排除宏观因素(宏观经济景气指数、工业增加值增速、工业产品产销率、投资新开工项目、房地产土地购置面积和社会货运量)影响的SENTMRT能够解释70%的变异，说明该变量可以解释大部分信息，损失的信息较少。另外，出于结果稳健性考虑，本文采用以下两种替代的投资者情绪代理变量。第一种采用易志高等(2009)构建的CICSI指数[25]，第二种采用魏星集等(2014)构建的ISI指数[26]。

模型的控制变量主要包括[21] [22]：主营业务增长率(SALES)；总资产报酬率(ROA)；财务杠杆(LEV)；公司规模(SIZE)；市账比(MB)；高管持股比例(EXECU)；第一大股东持股比例(TOP1)；董事会规模(BOARD)；独立董事比例(INDEP)；实际控制人性质(PROPERTY)，以及时间和行业的固定效应。

四、结果分析

(一)描述性统计

表2报告了本文所要研究变量的描述性统计结果，所有连续变量都进行了双向1%的缩尾处理。其中，RESTATE均值为0.063，与已有研究结果类似[22]。为了减弱量纲的影响、便于解释结果，本文的主要测试变量SENTMRT、CICSI和ISI都进行了标准化处理。本文的控制变量的描述性统计与前人的研究结果相似。分析主要变量的相关系数矩阵，发现解释变量之间的相关系数基本都低于0.3，且VIF未发现大于10的情况，表明多重共线性不会对本文的结论产生严重影响①。

表2 主要变量描述性统计

(二)回归结果分析

分别用Firth Penalized Logit模型②和Probit模型对式(1)进行估计，为控制面板数据在时间序列上的依赖，对模型1中的标准误在个体公司层面进行聚类。模型1～6的因变量都是RESTATE，模型1～3是Firth Penalized Logit模型的回归结果，模型4～6是Probit模型的回归结果。由表3可知，无论是在Firth Penalized Logit模型还是在Probit模型中，投资者情绪的3个代理变量SENTMRT、CICSI和ISI的系数都在1%水平上显著为正，说明投资者情绪和企业的财务重述行为存在正相关关系，支持了假设H1a。表3中的结果说明当投资者情绪高涨时，由于投资者对公司监督力度的减弱，以及管理层迎合投资者乐观情绪，管理层操纵报表的可能性增加，事后的财务重述行为也会增加；当投资者情绪低迷时，投资者对公司的监督力度增强，导致管理层“粉饰”报表的风险增加，事后的财务重述行为就会减少。

表3 投资者情绪与财务重述的回归结果

注：(1)括号内为z值； (2)***、**、*分别表示回归系数在 1%、 5%、10%水平上显著(双尾)。下表同。

(三)进一步研究

1. 投资者情绪、实际控制人性质和财务重述

表4-1中的模型都为Firth Penalized Logit模型，其中模型7、模型9和模型11是实际控制人为政府(中央政府或者地方政府)的样本，而模型8、模型10和模型12是实际控制人为非政府的样本。表4-1的结果说明，实际控制人为政府的公司不会对投资者情绪做出反应；而那些实际控制人为非政府的公司，更倾向于利用乐观投资者情绪导致的监督力度下降这一机会，操纵财务报表，从而增加了事后的财务重述行为，其结果拒绝了假设2。

2. 投资者情绪、股权结构和财务重述

为检验假设3，将样本按照第一大股东持股比例的高低拆分为两组，即第一大股东持股比例高于同年同行业中位数的子样本和不超过同年同行业中位数的子样本。分样本检验的结果如表4-2所示，其中，H表示第一大股东持股比例较高组，L表示第一大股东持股比例较低组。从表4-2可以看到，投资者情绪和企业财务重述行为的正相关关系只在第一大股东持股比例较低的组显著，这一结果与假设3的前半部分(关于第一大股东持股比例)相一致，说明股权的集中有利于对管理层形成监督，降低其利用乐观投资者情绪的可能性。

3. 投资者情绪、董事长兼职总经理和财务重述

将样本按照董事长是否兼职总经理拆分为两组，表4-3的J表示董事长兼职总经理的子样本，N表示董事长没有兼职总经理。从表4-3可以看到，投资者情绪和企业财务重述行为的正相关关系仅在没有兼职的子样本中显著(即模型20，模型22和模型24)，支持了假设H4b。进一步分析这两组样本，发现没有兼职的子样本公司的ROA的均值在1%的显著性水平上显著低于董事长兼职总经理的子样本的ROA，因此，董事长没有兼职总经理的样本公司有更强的动机去操纵财务报表。

4. 投资者情绪、机构投资者持股和财务重述

为检验假设3，将样本按照机构投资者持股比例(INST)的高低拆分为两组，即机构投资者持股比例高于同年同行业中位数的子样本和不超过同年同行业中位数的子样本。分样本检验的结果如表4-4所示，其中，H表示机构投资者持股比例较高组，L表示机构投资者持股比例较低组。从表4-4中可以看到，投资者情绪和企业财务重述行为的正相关关系只在机构投资者持股比例较低的组显著，这一结果与假设3的后半部分(关于机构投资者持股比例)相一致，说明外部的机构投资者能起到监督管理层的作用，可以降低管理层利用乐观投资者情绪进而操纵财务报表的可能性。

5. 投资者情绪、外部审计师监督和财务重述

为了检验假设5，按照是否是前十大会计师事务所将样本拆分为两组。前十大会计师事务所的排名根据中国注册会计师协会每年排名，如果公司的外部审计师所在事务所处于当年前十则BIG10取值为1，否则取值为0。表4-5的B代表公司的外部审计师所在事务所排名前十，而N则表示不在前十。表4-5的回归结果表明，前十大会计师事务所对公司迎合乐观投资者情绪进而操纵财务报表的动机有一定抑制作用。

表4 投资者情绪、实际控制人性质和财务重述

表4-2 投资者情绪、股权结构和财务重述

表4-3 投资者情绪、董事长兼职总经理和财务重述

表4-4 投资者情绪、机构投资者持股和财务重述

表4-5 投资者情绪、外部审计师监督和财务重述

(四)稳健性检验③

1. 为了消除公司不随时间变动的难以观测到的因素对本文结论的影响，采用个体固定效应模型重新估计模型(1)。在控制了公司固定效应后，投资者情绪的代理变量SENTMRT和CICSI的系数均在1%水平上显著为正，投资者情绪的另一代理变量ISI的系数在5%水平上显著为正，说明本文的结论不受不随时间变动的公司无法观测的特征的影响。

2.使用动量指标作为投资者情绪的代理变量。动量指标，即上一期12个月的累积月度股票收益。MONTHAGG1采用考虑现金红利再投资的月个股回报率累计回报率计算得到，而MONTHAGG2采用不考虑现金红利再投资的月个股回报的累计回报率计算得到。在替换了投资者情绪的衡量指标后，本文的结论依然稳健。

3. 为测试本文的主要结论对财务重述定义的敏感性，采用了更为宽泛的财务重述定义，不再局限于对财务信息的更正或重述。构建虚拟变量RESTATE2t。当公司对披露的t年年报进行重述时，RESTATE2t取值为1。RESTATE2t取值为1的观测值有1618个，比RESTATEt取值为1的观测值多了677个。将模型(1)中的因变量变更为RESTATE2t，重新进行回归分析。在更换了财务重述的变量后主要结论依然稳健。

4. 构建一对一的配对样本进行稳健性检验[27]。配对样本的选取依照以下标准：(1)无财务重述；(2)同一年；(3)同一行业；(4)公司规模相近；(5)在同一交易所上市；(6)主要变量数据无缺失。共得到975个财务重述的公司-年度观测，和975个无财务重述的公司-年度观测。配对样本回归结果显示，无论是Firth Penalized模型还是Probit模型，MONTHAGG1和MONTHAGG2的系数都在5%水平上显著为正，研究结论依然稳健。

五、研究结论和启示

本文选用2008～2016年我国A股上市公司为研究对象，基于行为金融理论，实证检验了投资者情绪对上市公司财务重述行为的影响。研究结果表明：(1)投资者情绪的增强会导致公司财务重述行为增加，这是因为投资者情绪高涨时，投资者监督力度减弱以及管理层迎合投资者这一乐观情绪；(2)在进一步的分样本检验中，发现投资者情绪和上市公司财务重述行为的正相关关系只在非国有企业子样本、第一大股东持股比例较低的子样本、董事长未兼任总经理的子样本、机构投资者持股比例较低的子样本和非十大会计师事务所审计的公司样本中显著。

基于上述结论，会计师事务所应注意所审计的上市公司的动态，尤其是上市公司管理层对于投资者情绪的策略性反应，在投资者情绪高涨时，密切注意管理层提供的财务报表的可信度、会计持续性和稳健性。对于监管部门而言，在投资者情绪高涨时，应加大对上市公司财务报表造假的监管和处罚力度，保护广大投资者的合法权益。同时有关部门也应增加对投资者的培训，使其更好地分析所掌握的信息，而非依赖一些简单的规则盲目投资。

注释：

①篇幅所限未报告相关性分析结果，作者备索。

②Firth Penalized Logit模型可用于修正由于因变量分布偏差造成的最大似然估计有效性降低的问题。

③篇幅所限，稳健性检验具体结果未在文中汇报，作者备索。