内部控制、高管持股与业绩预告变更

林钟高，常 青

一、问题的提出

业绩预告作为市场信息的重要部分，受到市场参与者的广泛关注，但每年均有不少公司频繁变更业绩预告，且上市业绩预告变更现象逐年增长，尤其是近几年来更是创下历史高峰。业绩预告反复变更带来显著的市场负效应，也因此引起股价的剧烈波动(罗玫 等，2016)，甚至导致投资者损失(刘婷 等，2012)。国内外学者从高管特征、高管自身行为、信息质量等方面，考察分析了业绩预告的影响因素以及经济后果(Goldman et al.，2006；Hirst et al.，2008；Rogers et al.，2005；Lee et al.，2012；Nagar et al.，2003；王浩 等，2015)。但是在以往的研究中，鲜有学者从高管持股这一内部公司治理(薪酬)角度考察其对业绩预告变更的影响，更是缺少在高管持股变更动态视角下的影响研究。在高管持股越来越成为企业重要的薪酬与治理方式，尤其是当前混合所有制改革对薪酬体系可能带来巨大挑战的情况下，研究高管持股对业绩预告变更的影响更具理论与现实价值。

问题的重要性还在于，内部控制作为一项内部治理机制，又是企业高管的激励约束机制，是否能够以及如何在业绩预告变更过程中起到应有的控制作用，促使业绩预告准确反映企业的未来业绩趋势？Balsam等(2014)发现，股权激励与存在内部控制重大缺陷的可能性显著负相关。李伶俐等(2018)发现内部控制对高管持股效应具有显著的调节作用，能够抑制高管的自利行为与权力的过度滥用。刘建秋等(2018)发现，高管持股激励是对企业内部控制的有效促进，高质量的内部控制与高管持股的有机结合有助于企业履行社会责任。何玉等(2018)发现高质量的内部控制能够降低上市公司对业绩预告进行修正的可能性，并且会减少上市公司业绩预告修正的次数。李常青等(2018)发现内部控制的质量越高，业绩快报存在重大错报的可能性也就越小，同时降低了业绩快报误差，业绩快报质量相应较高。童丽静等(2016)发现内部控制的质量越高，上市公司业绩预告信息的可靠性也就越高。但是在以往的研究中，并未同时考虑在高管持股这一利益机制下，内部控制对业绩预告及其变更的可能影响，更没有从业绩预告变更的不同方向分析考察其间错综复杂的关系，这为本文的进一步研究提供了重要契机。

基于以上分析，本文从动静结合的视角分析考察高管持股及其变更对业绩预告及变更的影响，并在此基础上进一步检验内部控制这一风险免疫机制在其中的调节作用。本文可能的贡献在于：第一，提供了业绩预告变更影响因素的增量证据，拓展和丰富了业绩预告变更经济后果的动因研究。本文不仅从静态考察高管持股对于业绩预告变更的影响，而且从高管持股变更这一动态视角提供了高管持股对业绩预告变更影响的证据，一方面深化和丰富了业绩预告变更研究的文献，也同时丰富了高管持股行为的研究文献，为薪酬制度的设计提供了增量证据。第二，拓展了内部控制经济后果的相关文献。内部控制作为企业风险免疫机制，既是公司治理的核心，同时又受到企业高管的影响，高管持股所具有的私利特性是否影响了内部控制的应有价值，在高管持股的现实情境下是否失去了内部控制抑制高管行为的应有作用？本文通过业绩预告变更的检验提供了这方面的证据，在一定程度上验证了内部控制的公司治理价值，丰富了内部控制在改善企业经营管理、促进企业持续健康发展方面的文献。第三，实践价值方面。业绩预告制度在我国虽然处于强制性披露阶段，但我国的业绩预告监管体系尚不成熟，上市公司信息披露尚不规范。本文的研究在一定程度上揭示了上市公司业绩预告“变脸”的谜团，对于完善业绩预告制度、警示市场参与者的投资决策具有参考价值与政策指导意义。

二、理论分析与研究假设

(一)高管持股对业绩预告变更的影响

尽管定期报告的存在使得业绩预告具有后期可验证性，但企业高管仍然存在操纵的空间(杨志，2005)，业绩预告变更(“变脸”)成为上市公司一道独特的风景线(纪新伟 等，2011)。高管持股激励在降低代理成本与提高绩效方面具有良好效应(Shleifer et al.，1997；Kaplan et al.，1994)的同时，仍然存在“隧道效应”，存在“利己”与“利他”、“眼前”与“长远”等多方面的利益博弈困境问题(韩亮亮 等，2006)，高管持股可能在以下三个方面影响业绩预告及其变更。

1.从信息质量角度看，高管基于免责心理会选择对业绩预告进行变更，进而影响会计信息质量。Jensen等(1976)认为，两权分离背景下，公司存在严重的委托代理问题，导致管理层产生道德风险和逆向选择行为，具体表现为通过盈余管理等方式提供虚假会计信息，股权激励存在明显的掠夺效应(Brown，2002；Burns et al.，2006；Peng et al.，2008)。也就是说，根据经济人假说，股权激励并没有完全实现高管和股东的利益趋同，甚至可能导致高管为了实现自己任期内的利益，影响会计信息的稳健性，进而影响企业的信息质量(李梅 等，2018)。具体来说，高管持股比例越低，越是偏好于会计稳健性，高管发布的当期业绩预告具有较高的质量，后期变更业绩预告的可能性较小。而高管持股比例增加，会使高管把更多的精力放在自身利益上，会计信息披露偏离了信息披露预期。Kedia等(2009)研究发现，高管行权数比重越高，公司发生盈余重述行为越严重，会计信息质量越差。Bamber等(2010)研究发现，高管激励程度越大，承受风险的能力越强，但会计信息质量越差。因为高管持股比例越高，就具有越大的权力影响决策，当高管自身利益与股东利益发生冲突时，高管更有可能采取激进的会计政策，以获得自身利益的最大化，从而影响当期的业绩预告质量。但是后期报告的存在使得发布的业绩预告具有可检验性，因而错误的业绩预告信息增加了企业的法律诉讼，影响企业声誉(Baginski et al.，2004)。Cornell等(1989)指出，当管理层发布的业绩预告与实际的盈余情况不符时，公司可能会面临质疑和诉讼，基于降低风险、维护声誉以及免责心理，持股高管会选择在后期对业绩预告进行更正(高敬忠 等2011；马连福 等，2013)。也就是说，高管持股比例越高，后期高管进行业绩预告变更的可能性越大。

2.从高管自利动机角度看，持股高管基于自身利益的考量会选择对业绩预告进行变更。“高层梯队理论”认为，高管内在认知、情感、价值观等心理因素决定其决策行为(Hambrick et al.，1984)，其有限理性决策将会影响有效管理、经营绩效及未来发展(王浩 等，2015)。Goldman等(2006)研究发现，除了公司内部的管理层特征，高管持股的操纵行为还来自上市公司所处的法律和市场环境，即持股高管对公司业绩预告往往会站在自身角度而非外部市场参与者角度进行“机会主义披露”，这样披露的结果就会“事与愿违”(王玉涛 等，2011)，给外部市场参与者带来损失。Hirst等(2008)发现，管理层动机是影响管理者发布或后期修正业绩预告的主要因素之一。张馨艺等(2012)发现，高管持股比例越高的上市公司，越有可能进行择时披露。Nagar等(2003)认为，股权激励程度越高，业绩预告越频繁地修正以满足权证行使的定价需求。业绩预告变更与上市公司股价密切相关，投资者会根据业绩预告修正的方向做出不同的反应。罗玫等(2016)发现，股市对于业绩预告变更具有显著反应。高管持股比例的增加，会使高管把更多的精力放在公司股价上，对于上市公司持股高管而言，在多大程度上通过操纵盈余信息影响股价，这一点是无法直接预测的，因此，高管有可能会通过选择一些“次优”行为，最有可能采取的就是后期对业绩预告进行变更，来达到影响股价的效果，从而获取利益。Rogers等(2005)认为，持股高管有动机择机发布“不利消息”预告以获得更低的股价。蔡宁(2012)发现股权激励规模与业绩预告利好或利空程度成正比，高管通常会择机发布“利己消息”来达到获取利益的目的，而业绩预告变更就是这种择机发布的重要表现。

3.从高管操纵动机角度看，高管会选择通过盈余管理等手段，对业绩预告进行变更。是否进行业绩预告变更是高管多动机博弈后的结果，信息的不对称使得企业外部的市场参与者只能以低成本的方式获得企业公开发布的业绩预告信息，这在一定程度上助长了企业高管的操纵行为，因为股权激励制度将高管利益与公司股价紧密挂钩，为了保证有令人满意的公司业绩以推动股价上涨，通过盈余管理变更业绩预告成为企业高管最常用的一种操纵手段。“壕沟效应”假说认为，内外部监督和治理机制的不完善，不仅使得高管持股无法发挥对管理者的激励效果(李增泉，2000)，而且诱导管理层通过盈余管理等手段实现自身利益最大化(Warfield，2011；Peterson，2012)。Leuz等(2002)发现盈余管理的差异是管理者试图获取私有利益造成的，通过盈余管理可以向市场参与者隐藏企业的真实业绩，从而形成对外部市场参与者的误导和侵害。李常青等(2004)发现高管持股与盈余管理在一定程度上显著正相关。此外，盈余管理与业绩预告变更之间存在密切关系。盈余管理作为一种较为隐蔽的手段，更有可能被高管人员利用，已有研究发现，业绩预告变更过程中存在着明显的盈余管理行为(Kasznik et al.，1999；胡志颖 等，2011)，而盈余管理的程度越高，上市公司发生业绩预告变更的可能性越大(纪新伟 等，2011)。

综合以上分析，提出研究假设H1：

H1：在其他条件不变的情况下，高管持股比例越高，越有可能进行业绩预告变更。

(二)内部控制对高管持股影响业绩预告变更的调节效应

内部控制作为企业风险免疫机制，具有促进企业实现发展战略，保护投资者利益的契约特征(李万福 等，2011)，关注内部控制在企业管理中的免疫作用，成为理论界关注的焦点。那么，提高企业内部控制质量是否能够有效缓解高管基于自身利益操纵业绩预告的行为？内部控制在其中究竟扮演了什么角色？

1.从会计信息质量角度看，高质量的内部控制能够保证财务报告的质量，减少高管对企业业绩预告进行后期变更的可能性。业绩预告是一种减少内部管理者与外部投资者信息不对称的信息披露方式，而业绩预告变更是管理层对已发布的业绩预告进行修正，上市公司之所以随意修正已发布的业绩预告，跟其内部治理机制密切相关(何玉 等，2018)。内部控制的质量较低，则意味着内部控制难以充分发挥提高信息质量的效用，会计信息的稳健性较低，业绩预告存在错误信息的可能性增加，从而导致后期对业绩预告进行变更的可能性增大(田高良 等，2010)，降低了业绩预告的可靠性。可见，内部控制成为业绩预告信息产出的重要制度基础，具有合理保证财务信息的可靠性、提高质量和会计稳健性、降低财务报告重大错报风险的功用(方红星，2011)，上市公司的内部控制水平越高，业绩预告信息的可靠性越高(童丽静 等，2016)，从而降低了业绩预告变更的可能性，减少发生业绩预告变更的可能性。

2.从持股高管自身行为角度来看，内部控制还可以有效约束管理层操纵业绩预告信息的行为。西方国家长期实施的股权激励实践表明，在不完善的股票市场、会计准则和法律环境下，高管持股的自利行为、管理防御效应以及机会主义动机将得到强化，这在安然事件中已经得到充分证明。没有一整套透明、公正、有效的监督机制，股权激励将是企业和市场的灾难，高管的利己主义思想和行为将无法遏制。在这种情况下，无论是之前发布的业绩预告还是后来的业绩预告变更都带有管理层主观预测的成分，容易受到持股高管个人私利动机的影响，持股高管明知企业业绩不好，却故意发布“好”的业绩预告，待股价上涨后借机抛售股票，从中获利，然后再发布一则修正公告。内部控制作为企业内部的风险免疫机制，具有针对高管权力的制衡约束与自我检视监督的良好作用，通过在内部控制报告中与股东讨论公司发展战略和会计政策，使他们确信公司处于有效的控制之下，矫正投资者对财务报表可靠性及内部控制效果的理解，进而确保业绩预告信息的可靠性，降低业绩“变脸”的可能性。因此，我们有理由认为，上市公司高水平的内部控制具有很好的管理监督与制约作用，能有效制止管理人员变更业绩预告以达到自己利益最大化的行为，显著提高业绩预告信息的可靠性，减少发生业绩预告修正的可能性。

3.从公司治理角度看，内部控制可以提高公司的治理水平。公司治理和内部控制在公司董事会环节实现完美嵌入与融合，可有效抑制公司的非效率投资，实现两者在抑制非效率投资方面的分工效应(李万福 等，2011)。而且内部控制作为公司治理的风险免疫机制，在公司治理结构、治理机制以及治理绩效的评价上都发挥着重要作用，自然也对上市公司的业绩预告变更行为产生重要的影响。没有系统而有效的内部控制，公司治理将成为一纸空文(杨雄胜，2005)。同时，内部控制对于高管持股效应具有调节作用，高质量的内部控制水平能够弱化高管持股对于企业社会责任履行的负面作用，对持股高管滥用职权的行为予以制约和监督(李伶俐 等，2018)。可见，内部控制质量越高，公司治理水平也就越高。而治理水平越高，高管操纵业绩预告的空间也就越小，业绩预告变更的可能性也就越低。

综合以上分析，提出研究假设H2：

H2：在其他条件不变的情况下，高质量的内部控制可以缓解高管持股比例与业绩预告变更之间的正向关系，减少业绩预告变更的发生。

三、研究设计

(一)样本选择

本文以沪深两市主板2007—2017年A股上市公司为初始研究样本，剔除金融保险类、实际控制人缺失、业绩预告变更不确定以及研究数据缺失的样本，最后得到的观测值为22492个。本文对连续变量进行了1%的Winsorize处理，以消除极端值的影响。本文所使用的业绩预告变更数据通过手工从上市公司的年报中搜集获得，内部控制数据来自迪博数据库，其他数据来自CSMAR数据库和WIND数据库。数据采集和处理工作主要使用EXCEL和STATA13.0完成。

(二)模型设定与变量定义

为了检验研究假设，本文构建如下模型：

Revit=β0+β1MG_SHit+β2ICit+β3MG_SHit×ICit+β4Sizeit+β5Growthit+β6Complexit+

β7ROAit+β8Top1it+β9Levit+β10Asqit+β11Lossit+β12ECIit+β13GOVit+β14Auditorit

+β15Opinionit+β16MPit+β17Mergeit+β18DAit+β19DUit+β20Efnit+β21Lawsuitit+

β22Indit+β23Yearit+εit

1.被解释变量。业绩预告变更Rev，本文借鉴纪新伟等(2011)的做法，如果业绩预告过程中出现变更，取值为1，否则为0。

2.解释变量

(1)高管持股比例(MG_SH)。本文借鉴王浩等(2015)、李维安等(2006)的做法，采用上市公司当年高管持股数与总股数的比值来衡量高管持股。

(2)内部控制(IC)。本文借鉴目前内部控制研究中常用的迪博内部控制指数，该指数越高，表明内部控制质量越高。

3.控制变量。参考有关文献的做法，本文还控制了其他一系列变量，具体变量说明见表1。

表1 变量定义表

四、回归检验与实证结果分析

(一)描述性统计

表2列示了主要变量的描述性统计结果。业绩预告变更均值为0.093，最大值为1，最小值为0，表明上市公司业绩预告存在一定程度的变更现象。高管持股的均值为6.287，最小值和最大值分别为0和60.856，这表明不同公司的高管持股比例存在较大差异。内部控制质量IC的均值为6.453，最小值为0，最大值达到9.104，级差比较大，这表明我国上市公司的内部控制质量差距较大，整体上有待提升。

表2 主要变量的描述性统计

续表2

(二)单变量检验

表3列示了高管持股与业绩预告变更的单变量分析结果。对于业绩预告变更来说，从高管持股看，无论是T检验还是Wilcoxon检验，均显示高管持股比例低的企业比高管持股高的企业业绩预告变更的可能性显著更低。

表3 高管持股与业绩预告变更的单变量检验结果

说明：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，下表同；T统计值为业绩预告变更(Rev)的均值检验，Z统计值为Wilcoxon检验。

(三)相关性检验

由表4列示的主要变量相关性检验结果可见，变量之间的相关系数不超过0.5，说明不存在严重的多重共线性问题。高管持股与业绩预告变更在1%水平上显著正相关，表明高管持股比例越高，越有可能基于自利动机对业绩预告进行操纵，上市公司业绩预告变更现象越频繁发生。加入内部控制后，内部控制与业绩预告变更在1%水平上显著负相关，表明高质量的内部控制有助于抑制持股高管变更业绩预告的行为。当然，更为严格的检验，还有待后文的进一步回归分析。

表4 主要变量的相关性检验结果

续表4

说明：左下三角为Pearson相关性检验结果，右上三角为Spearman相关性检验结果。

(四)多元回归分析

表5第(1)列，首先检验了高管持股与业绩预告变更之间的关系，MG_SH与Rev在1%水平上显著正相关，假设H1得证。考虑到可能存在的内生性问题，本文对被解释变量做了滞后一期处理，结果如表5第(2)列所示，MG_SH与Rev在5%水平上显著正相关，进一步验证了假设H1。本文进一步考察在内部控制的作用下，高管持股与业绩预告变更之间的关系，如表5第(3)列所示，MG_SH与Rev在5%水平上显著正相关，再一次验证了假设H1；IC与Rev在1%水平上显著负相关，IC与MG_SH的交乘项与Rev在10%的水平上显著负相关，验证了假设H2。为了进一步验证假设H2，本文以内部控制指数中位数为依据，将大于中位数的划分为高质量内部控制企业，低于中位数的划分为低质量内部控制企业，以检验不同内部控制质量水平下高管持股对上市公司业绩预告变更的不同影响。回归结果如表5第(4)列和第(5)列所示，相对于低质量的企业，高质量内部控制的企业高管持股对业绩预告变更的负面影响较小，其中，低内部控制水平组MG_SH与Rev在1%水平上正相关，系数为0.0006；而对于高内部控制水平组而言，MG_SH与Rev在5%水平上正相关，系数为0.0005，表明高质量的内部控制水平弱化了高管持股对业绩预告变更的影响，假设H2再一次得到验证。进一步对表5第(4)和(5)列进行CHOW检验可知，F统计量为31.93，P统计量接近于0，说明分组回归的结果存在显著性差异。

表5 内部控制、高管持股与业绩预告变更的回归结果

续表5

说明：已对回归方程中的异方差问题进行了检验和处理，括号内提供的Z值经过异方差稳健修正。

(五)内生性检验

为了检验高管持股与业绩预告变更之间可能存在的内生性问题，我们采用倾向得分匹配法(PSM)进行处理。考虑到PSM的解释变量应为虚拟变量，我们对解释变量(MG_SH)进行中位数分组，若高管持股比例大于中位数，取值为1，相反则取值为0。在经过匹配程序后，样本中高管持股比例高和低的企业在其他的特征上都基本相同，仅在高管持股比例上有差异。这样，从理论的角度，我们要估计高管持股对业绩预告变更的影响，就只需要简单比较这两类企业在业绩预告变更指标上的差异。由表6可见，在没有经过倾向值匹配的情况下，回归结果显示高管持股比例高和持股比例低的业绩预告变更差异为0.048，高管持股比例高的业绩预告变更比高管持股比例低的企业高出66%左右，而在经过倾向值匹配之后，这一效应大概是25%。这表明内生性的存在会使回归结果严重高估，而采用倾向值匹配的方法则有效避免了这一问题。此外，采用倾向值匹配之后的业绩预告变更尽管差异变小，但此时的T值为3.50，表明高管持股对业绩预告变更的影响在统计上仍然是非常显著的。

表6 PSM方法下高管持股与业绩预告变更的内生性检验(最邻近匹配法)

说明：表内提供的T值经过异方差稳健修正。

五、基于动态视角的进一步检验

以上研究都是建立在高管持股与业绩变更静态基础上的，并没有考虑高管持股增减持的变化方向以及业绩变更的方向。在实际工作中，这些动态的情况更是值得关注。因而，在以上研究的基础上，本文从动态的角度做进一步考察。

(一)高管持股变动的动态研究

从前文研究可以得出，高管持股比例越高，越倾向于进行业绩预告变更。当高管增持股份，表明对企业未来的发展前景充满信心，基于自利行为，高管会选择业绩预告变更。相反，当高管减持股份后，特别是大规模减持股份后，基于对风险的厌恶，尤其是持股高管对于风险的厌恶远远大于通过操纵所获得的收益时，高管不会倾向于变更业绩预告。另一方面，从委托代理理论角度看，作为上市公司管理层，为了使公司股价上升，高管会倾向于采取相应手段向外界传递企业发展良好、经营状况稳定等积极信号。而对于持股高管而言，基于自身股价收益的考虑，更是如此。当高管增持后，自身持股比例增加，基于前文的研究，高管会选择变更业绩预告。当高管减持后，自身持股比例减少，基于信息传递假说，投资者认为高管减持是因为套现之需，从而会改变自己的决策，若此时持股高管变更业绩预告，会进一步导致股价下跌，影响股票市场的稳定，甚至给企业造成损失。无论是基于自身利益的衡量还是企业发展的需要，减持高管不会变更业绩预告。

此外，在抑制高管操纵行为的众多机制中，内部控制有着特殊的作用和价值。高管增持后，持股比例增加，利益的驱使使高管倾向于进行业绩预告变更。而高质量的内部控制水平能够抑制高管的自利行为，能够对管理层的权力进行制衡和监督，降低管理层凌驾于内部控制之上对业绩预告进行操控的可能性，从而降低业绩预告发生变更的可能性。赵息等(2013)发现，内部控制可以约束企业非理性的并购行为，维护并购的市场动机，保护企业利益。赵康生等(2017)发现高管持股弱化了其机会主义动机，有助于促进高管履行社会责任，有效降低企业的违规风险和诉讼风险。而高管减持后，高管持股比例减少，随着内部控制水平的提高，公司的治理能力随之提高，从而削弱管理者在职消费、剥夺股东财富和进行其他非价值最大化的行为，对于高管而言，操纵的动机不复存在，使得高管与股东利益趋同，不会倾向于进行业绩预告变更。

因此，本文推论高管持股变动方向与业绩预告变更相关，高管增持比例与业绩预告变更正相关，高管减持比例与业绩预告变更负相关。随着内部控制水平的提高，内部控制会弱化高管增持对业绩预告变更的负面影响，而强化高管减持对业绩预告变更的正向影响。

基于以上分析，在上文模型的基础上，借鉴赵淑芳(2018)的研究，将高管增持变动方向分为增持比例和减持比例两种类型，增加高管持股变动方向(ΔMG_SH)、增持比例(GZB)和减持比例(GJB)三个研究变量，进一步考察其对业绩预告变更的影响。高管增持变动方向采用后一年高管持股比例减去前一年高管持股比例衡量，增持比例为上市公司当年增减持变动比例为正，减持比例为上市公司当年增减持变动比例为负。此外，由于本节研究的是高管持股变动对业绩预告变更的影响，为了使研究结果更具有可靠性，剔除了本年相对于上一年高管持股比例不变的样本，最终总样本为11892个，回归结果如表7所示。

本文首先检验了高管持股变动与业绩预告变更之间的关系，据表7第(1)列所示，ΔMG_SH与Rev在1%水平上显著负相关，产生这种现象的可能原因是高管减持样本高于增持样本，这一点从表7可以看出，高管增持的研究样本为4049个，减持样本为7843个。为了进一步考察高管持股变动对业绩预告变更的影响，将总样本分为高管增持组和高管减持组，回归结果如表7第(2)列和第(5)列所示，增持组GZB与Rev正相关，减持组GJB与Rev在1%水平上显著负相关。由于考虑到内生性问题，本文借鉴Hu等(2010)的研究，对被解释变量做了滞后两期的处理，如表7第(3)列和第(6)列所示，增持组GZB与Rev在10%水平上显著正相关，减持组GJB与Rev在10%水平上显著负相关，我们的推论的前半部分得到验证。加入内部控制后，如表7第(4)列所示，GZB与Rev在10%水平上显著正相关，IC与Rev在1%水平上显著负相关，GZB与IC的交乘项存在负相关关系，表明加入内部控制后弱化了增持对业绩预告变更的负面影响；而对于减持组而言，如表7第(7)列所示，GJB与Rev在10%水平上显著负相关，IC与Rev在1%水平上显著负相关，GJB与IC的交乘项存在负相关关系，表明加入内部控制后强化了减持对业绩预告变更的正面影响，由此，我们的推论得到验证。

表7 基于高管持股变动(动态)研究的回归检验结果

说明：为了节省篇幅，控制变量不再具体列示，资料备索。下表同。

(二)业绩预告变更的动态研究

我国上市公司在发布业绩预告变更公告时，证监会强调公司应当对业绩变更的原因进行说明。基于此，我们将业绩预告变更的原因分为两类：悲观型(坏消息)和乐观型(好消息)。乐观型包括两种变更，如从“略增”到“预增”变动，或从“预减”到“略减”变动，以及业绩预告的方向虽未变更，但业绩有所提高，如从“预增50%” 变更到“预增100%”。同样，悲观型也包括两种变更，如从“预增”到“略增”变动，或从“略减”到“预减”变动，以及业绩预告的方向虽未变更，但业绩有所下降，如从“预减100%” 变更到“预减50%”。业绩预告变动的方向不同，对上市公司股价的影响是不同的，股市对于乐观型的业绩预告变更反应更为强烈。

一方面，从高管披露动机来看，业绩预告变更的现象在上市公司中屡屡发生，在业绩预告变更反复中，投资者遭受严重损失，研究业绩预告变更类型的重要性不言而喻。而对于不同类型的业绩预告变更的市场反应，“乐观型”和“悲观型”对股价波动的影响并不平衡，这种现象在很多国家和地区普遍存在。已有学者研究发现，市场参与者对于“悲观型”的消极反应要大于对“乐观型”的积极反应(Kothair，2001)，因此，相对于乐观型，上市公司管理层对于悲观型的业绩预告可能会延迟变更或者选择不变更。另一方面，在理性人假说的情况下，管理层亦存在选择性披露业绩预告变更原因的动机。过去的研究表明，公司的会计业绩与管理层的离职风险呈负相关关系(Conyon et al.，2014；Jenter et al.，2015)，即当公司业绩越差时，职工越有可能离职，在这种情形下，公司管理者会更倾向于向业绩好的方向变更。另一方面，从股价的市场反应这一角度来看，当高管持股比例过高时，会增加高管的防御动机(王海妹 等，2014)，高管基于自身利益的最大化，会倾向于选择向上变更业绩预告。当持股高管向上变更业绩预告后，基于信号传递效应，投资者普遍会认为公司发展前景较佳、企业风险较低，会计信息质量较高，进而使公司股价上升，此时，持股高管会获得资本利得的收益，从而谋取私利。罗玫等(2016)发现，相对于乐观型，股市对于悲观型的业绩预告变更的反应更糟糕。若持股高管选择向下变更业绩预告，投资者对于“悲观型”的业绩预告，会认为公司发展前景较差，基于风险规避意识会抛售持有的股票，从而使股价降低，持股高管从而丧失部分收益，企业也面临较大风险。然而，高管存在风险厌恶情绪，而高管持股会加强这种风险厌恶情绪(Sanders，2001)，对于高管而言，如果当期股价增值的获利收益远远大于充满不确定性的未来绩效，此时会采取相对保守的业绩披露战略以保护股价的稳定性，业绩预告向下变更的可能性大大减少。因此，基于自身利益以及规避风险的考量，高管持股比例越高，越可能倾向于选择向上变更业绩预告。由此我们推论：相对于悲观的业绩预告变更，持股高管更倾向于变更为乐观的业绩预告，而内部控制能够弱化高管持股对业绩预告变更的负面影响。

基于以上分析，我们在上文模型的基础上把被解释变量Rev替换为业绩预告变更方向(DIS)。借鉴赵环等(2011)的研究，把业绩预告变更方向(DIS)分为两种类型，如果是乐观型，取值为1，如果是悲观型，取值为0。回归结果如表8所示。在表8第(1)列中，我们对MG_SH与DIS做了单变量回归，发现MG_SH与DIS在1%的水平上显著正相关，初步说明了高管持股比例越高，越倾向变更为乐观的业绩预告。在表8第(2)列中，加入控制变量后，MG_SH与DIS在10%的水平上显著正相关，说明相对于悲观的业绩预告变更，持股高管更倾向于将业绩预告变更为乐观型。考虑到主变量之间可能存在内生性问题，我们对被解释变量做了滞后一期和滞后两期的处理，结果如表8第(3)列和第(4)列所示，MG_SH与DIS至少在10%的水平上显著正相关。加入内部控制后，回归结果如表8第(5)列所示，MG_SH与DIS在5%水平上显著正相关，MG_SH和IC的交乘项与DIS在10%水平上显著负相关，验证了我们的推论。

六、稳健性检验

基于保证研究结果可靠性的考虑，本文进行了两个方面的稳健性检验：第一，剔除ST类公司后重新回归，研究结论保持不变。如表9第(1)列所示，MG_SH与Rev在5%水平上显著正相关，假设H1得证。本文进一步考察在内部控制的作用下，高管持股与业绩预告变更之间的关系，如表9第(2)列所示，MG_SH与Rev在5%水平上显著正相关，再一次验证了假设H1；IC与Rev在1%水平上显著正相关，

表8 基于业绩预告变更(动态)研究的回归检验结果

IC与MG_SH交乘项与Rev在10%的水平上显著正相关，验证了假设H2。为了进一步验证假设 H2，以内部控制指数中位数分组检验不同内控水平下高管持股对上市公司业绩预告变更的影响，回归结果如表9第(3)列和第(4)列所示。回归发现，相对于低水平的企业，较高内部控制质量的企业高管持股对业绩预告变更的负面影响较小，表明高质量的内部控制水平弱化了高管持股对业绩预告变更的影响，假设H2再一次得证。进一步对表9第(3)和(4)列进行CHOW检验可知，F统计量为29.57，P统计量接近于0，说明分组回归的结果存在显著性差异。

表9 剔除ST公司后的稳健性测试结果

第二，借鉴赵环(2011)、刘成立(2010)的研究，以第三季度发布了业绩预告并且又在之后数月内第二次对业绩预告进行更正的公司为业绩预告变更的替代变量，重新进行多元回归后，研究结论基本保持不变。如表10第(1)列所示，MG_SH与Rev在10%水平上显著正相关，假设H1得证。我们进一步考察在内部控制的作用下，高管持股与业绩预告变更之间的关系，如表10第(2)列所示，MG_SH与Rev在10%水平上显著正相关，再一次验证了假设H1；IC与Rev在1%水平上显著正相关，IC与MG_SH交乘项与Rev正相关，接近于显著，验证了假设H2。为了进一步验证假设 H2，以内部控制指数中位数分组检验不同内部控制质量水平下高管持股对上市公司业绩预告变更的影响，回归结果如表10第(3)列和第(4)列所示。回归发现，相对于低水平的企业，较高内控质量的企业高管持股对业绩预告变更的负面影响较小，假设H2再一次得证。进一步对表10第(3)和(4)列进行CHOW检验可知，F统计量为10.43，P统计量接近于0，说明分组回归的结果存在显著性差异。

表10 业绩预告变更替代变量的稳健性检验

七、结 论

本文以沪深两市A股上市公司2007—2017年的数据，检验高管持股对业绩预告变更的影响，以及内部控制与高管持股及两者的交互作用对业绩预告变更的影响。研究结果表明，高管持股比例越高，高管越有可能基于自身利益对业绩预告进行变更；在高管的这种操纵行为下，作为内部治理机制的内部控制会有效发挥自身的功能，随着内部控制质量的提升，高管持股对业绩预告变更的负面影响会有所缓解，高质量的内部控制显著降低了业绩预告变更现象的发生。按照高管持股变动的方向分组后发现，高管持股变动方向与业绩预告变更相关，高管增持，业绩预告向上变更，减持则业绩预告向下变更。随着内部控制水平的提高，内部控制会弱化高管增持对业绩预告变更的负面影响，强化高管减持对业绩预告变更的正面影响。按照业绩预告变更的方向进一步分组后发现，相对于悲观的业绩预告，持股高管更倾向于变更为乐观的业绩预告，而内部控制的加入弱化了高管持股对业绩预告变更方向的负面影响。

在市场和法律制度不健全、公司治理机制不完善的转型经济体，实施股权激励制度受到的制约因素更为复杂与多元，过度迷信高管股权激励的长期效应以及与股东利益的趋同作用，显然具有很大的不确定性。因此，企业激励制度的安排，要有比较完善的制度机制与环境保障，尤其是宏观视角的法律制度与市场环境的优化，在眼下，实施多元化的高管激励政策和制度安排，也许是不错的选择。同时，在会计准则和市场监管准则的安排方面，如何完善我国的业绩预告制度，也是一个十分重要的问题，一方面对于业绩预告制度要有一定的“避风港”政策，区别不同的变更原因，免除企业过多过重的业绩预告责任，另一方面更为重要的是完善业绩预告的发布依据、业绩的计算依据以及变更理由等方面的规定，对于业绩预告频繁变更与主观变更的，必须予以严肃惩戒，让企业承担相应的信息披露责任。当然，不管是股权激励制度还是业绩预告制度，实际上都建立在健全有效的内部控制治理体系上，一个有效、足以自律的内部控制体系，也许才是保证激励机制有效、业绩预告可靠的重要保证。

尽管本文考虑到了较多方面的内生性问题，由于股权激励是一个十分复杂的系统性问题，尤其是股权激励行权事务的安排，更是一个极富艺术与技术的行为，因此，本文无法进一步深入细节，揭示更为深层的可能变化。同样道理，企业业绩预告变更的原因也是多方面的，既有市场的原因，也有制度的原因，甚至主客观因素搅和在一起，本文也没有进一步区分业绩预告变更的更为具体的原因。这些问题有待于后续研究的细化与深化。