散户积极主义、机构投资者持股与公司盈余管理

石道元,王雨洁,王 鹏

(重庆工商大学 会计学院, 重庆 400067)

一、引言

中国结算中心最新数据显示,截至2023年1月,A股投资者达到2.13亿,其中散户比超99%。散户占比高是中国资本市场的重要特征[1]。随着网络社交媒体的发展,散户可以通过股吧发帖,股东大会线上投票等更多方式表达个人意见及看法,对公司进行积极监督,人们把这种现象称为散户积极主义[2],也有人称为中小股东积极主义。现阶段,关于散户积极主义的研究主要围绕政府政策、公司治理及公司决策三个方面展开。在政府政策方面,政府的互联网整顿措施可以保障散户通过社交媒体发挥治理功能[3],可以在一定程度上提高公司的派现意愿和派现水平;在公司治理方面,中小股东通过参与股东大会投票可以缓解信息不对称性,从而发挥间接的公司治理效应[4],从长期来看有助于改善企业绩效[5];在公司决策方面,中小股东在社交媒体上的舆论监督不仅可以促进上市公司披露自愿性业绩预告的概率[6],还可以促使高管及时披露坏消息,提高会计信息稳健性[7]。

盈余管理是指管理层在财务报告过程中运用判断或构造交易来改变会计报告结果,以误导利益相关者对公司潜在经营活动的理解,或影响基于财务报告数字的契约结果。盈余管理可分为应计盈余管理和真实盈余管理两种[8]。应计盈余管理与真实盈余管理的目的都是改变财务报告的结果,以误导和影响基于会计数字的契约结果,二者仅仅是方式和手段不同而已。当前,如何减少管理层操纵企业盈余,是学界与业界一直积极探索的课题。研究者们先后立足于股权结构[9]、董事会治理[10]及审计委员会特征[11]等视角展开了系列研究。亦有学者发现了机构投资者可以抑制管理层的盈余管理行为的证据[12]。时下,网络媒体的发展给散户积极主义提供了更多的平台,在放大舆论公共影响的同时,也提升了散户在公司治理和重大决策中的话语权,进而可能会影响到公司的盈余管理行为。学术界对散户积极主义与盈余管理之间的关系一直众说纷纭:有学者认为,散户积极主义具有人多势众的治理效应[13],通过社交媒体发声可以改善公司的投资效率[14],通过在线发声会抑制企业高管的盈余管理行为,换言之,散户积极主义具有有效监督功能。也有部分学者认为,散户积极主义会给管理层带来巨大的市场压力,从而进行更多的盈余管理[15～16]。本文认为导致上述结果的主要原因是散户积极主义变量衡量指标选择的不合理性和不同时期数据的差异性,故将选取拥有最大用户量和浏览量,目前国内最大的股票贴吧“股吧”过去11年发帖数作为散户积极主义代理变量进行研究,使其更具合理性。同时,考虑到机构投资者可以抑制管理层的盈余管理行为(郝颖,2022)[12],拟将机构投资者持股纳入调节变量。此外,考察企业产权性质、生命周期等因素对企业盈余管理的具体影响关系,以便为企业可持续发展和监管部门的有效监督提供更好的决策支持。

与已有研究相比,本文可能的边际贡献体现在:现有关于股东积极主义的研究中少有散户积极主义方面的实证研究,本研究是对股东积极主义相关研究的进一步补充和拓展,并通过实证验证了市场压力假说,为相关研究提供了证据;本研究以机构投资者持股比例作为调节变量,验证了其在散户积极主义对盈余管理影响中的调节效应,为企业改善盈余管理行为提供了新视角;通过对不同产权性质、生命周期的企业异质性分析,进一步揭示了散户积极主义对盈余管理的差异化影响,也为改善企业公司治理提供参考。

二、理论分析与研究假设

(一)散户积极主义与盈余管理

有效监督假说认为,散户积极主义可以抑制管理者的机会主义行为,可以通过社交舆论等增加企业的被关注度,揭示企业会计丑闻[17],增加企业惩罚发生的可能性[18],从而通过舆论对企业的负面影响来规范企业的行为。部分学者对于有效监督假设持认可态度。孙鲲鹏等(2020)发现,在2013年中国出台关于舆论管制的规定后,股吧的活跃度与盈余管理呈负相关关系[3]。而市场压力假说认为资本市场的考虑是管理者进行盈余管理的主要动因[15],因为散户积极主义所带来的舆论将会对股价的波动性、收益率产生一定影响,从管理层的激励机制角度出发进行分析,会计信息和股价是评价公司经营绩效的重要参考,由此散户积极主义可能引发的结果会给管理者带来巨大的市场压力,他们为满足市场的预期,有可能采取更多的机会主义行为,对投资者进行“曲意逢迎”。例如Graham等(2005)研究发现,78%被调查的高管愿意牺牲长期价值来稳定收益[19]。同时,散户在股市上多为噪音交易者,在短期绩效和市场表现达不到期望要求时往往会归因于管理层无能,因此为缓解职业忧虑、避免价格冲击风险,管理层可能会采取机会主义行为。

在网络时代,网络舆论的影响不容小觑。首先,管理者非常看重公司股价,因为公司股价直观体现了一个公司管理层的经营成果,不仅反映了公司的历史经营效果,还代表了投资者对于此公司未来的看法。而在如今网络信息泛滥的时代,任何一条好的坏的信息都有可能会对一家公司的股价产生影响,因此,我们认为管理者有理由因为散户的言论可能给公司带来的影响而去进行盈余管理。其次,即使如今中小股东有了更多的途径去了解公司的信息,但是与管理层之间仍然存在着信息不对称性。同时,中国对会计丑闻的声誉惩罚力度和法律制裁力度较低,这都给管理层进行盈余管理(包括应计盈余管理和真实盈余管理)提供了条件。基于此,本研究提出:

假说1a:散户积极主义与企业应计盈余管理水平显著正相关。

假说1b:散户积极主义与企业真实盈余管理水平显著正相关。

(二)散户积极主义、机构投资者及盈余管理

两权分离的情况下,散户股东对大股东和管理层行为进行监督的尝试是没有任何价值的,因为中小股东必须承担所有的监督成本,而所能得到的监督收益只有通过持股比例分配的一小部分。这也是大多数中小股东不作为、“搭便车”的一个重要原因。而自2001年中国证监会提出“超常规发展机构投资者”的战略以来,以证券投资基金为代表的机构投资者迅速成长,有望改善这种“搭便车”行为,成为资本市场中一支不可忽视的力量[20]。相比散户投资者,机构投资者有动机也有能力对大股东和管理者的行为进行监督。此外,由于机构投资者持股较多,如果大量抛售股票将要承担股价下跌所带来的损失,因此他们一般不会卖出全部股票。这种局面的出现必然导致机构投资者积极参与公司治理活动。此外,机构投资者汇集了财力雄厚的自然人资本,拥有比散户投资者更多的资源,能够监督大股东和管理层的行为。同时,机构投资者是证券投资专业人士管理的智囊团,设有投资部门和财富管理部门,专门负责收集和分析有关投资决策执行的信息。因此,相较于散户投资者,机构投资者往往能更快更准确地解读盈余报告中的可操纵部分和不可操纵部分,从而能及时发现公司的盈余管理行为(Balsam等,2002)[21]。同时,也更可能对公司利用盈余操控的行为进行监督和制约。由此,本研究提出如下假设:

假说2a:随着机构投资者持股比例的增多,可以缓解散户积极主义对应计盈余管理的影响。

假说2b:随着机构投资者持股比例的增多,可以缓解散户积极主义对真实盈余管理的影响。

三、研究设计

(一)样本选取和数据来源

基于股票贴吧文本数据的可取得性等因素,本文选取2011—2021年沪深A股上市公司作为初始研究样本,并对样本数据做了以下处理:剔除了ST、*ST、PT公司和金融类公司,并对所有连续变量在1%和99%的水平上进行了缩尾处理,共获取25883条数据。公司特征变量以及财务数据主要来源于CSMAR数据库,散户积极主义数据来源于东方财富网的“股吧”。“股吧”是国内目前最大的股票贴吧,在同类型中文网站中有着最大的用户数和浏览量,颇具代表性。

(二)变量定义

1．被解释变量:盈余管理(EM)

应计盈余管理(EM1):参考郑建明等(2022)的做法[16],使用修正的Jhones模型,先通过式(1)和式(2)分别进行分行业和分年度回归,接着代入式(3)以求得残差值,得到DA,最后对其取绝对值得到被解释变量应计盈余管理EM1。

(1)

(2)

(3)

其中:TA表示总的应计利润,A表示资产总额,ΔREV表示营业收入变动额,ΔREC表示应收账款变动额,PPE表示固定资产。

真实盈余管理(EM2):真实盈余管理也是管理层进行盈余操纵的一种方式,文章选取真实盈余管理(EM2)作为被解释变量。本文借鉴Roychowdhury(2006)的模型[22],借鉴高彦彦等(2023)的做法[23],主要从生产、费用和销售操控三个方面来研究真实盈余管理。式(4)为异常经营活动现金流(R_CFO)模型,式(5)为异常生产成本(R_PROD)模型,式(6)为异常操纵费用(R_DISEXP)模型。最后通过模型(7)计算出综合指标以此作为衡量企业的真实盈余管理EM2(Cohen等,2010)[24]。

(4)

(5)

(6)

EM2=R_PROD-R_CFO-R_DISEXP

(7)

其中;A表示资产总额,CFOi,t表示上市公司i在t年产生的经营活动现金净流量,Salesi,t表示上市公司i在t年的销售收入,ΔSalesi,t表示上市公司i在t年与t-1年的销售收入差额,ΔSalesi,t-1表示上市公司i在t-2年期间的销售收入与t-1年企业销售收入的变化差。PRODi,t表示上市公司i在t年的生产成本,即当前期间的运营成本和库存变化的总和。DISEXPi,t表示上市公司i在t年的可控性成本,即销售费用和管理费用的总和。

2．解释变量:散户积极主义(Activism)

文章搜集了2011年至2021年期间的相关样本公司在“股吧”中的所有帖子,参考江轩宇等(2021)的做法[25],对上市公司每年(所有自然日)在“股吧”的所有帖子总数加1取自然对数作为解释变量,衡量散户的关注程度(Public)。该指标值越大,表示上市公司的股吧讨论越热烈,散户积极主义程度越高。

3.调节变量(Inst)

机构投资者持股比例为机构投资者持股总数除以流通股本。

4.控制变量

借鉴王丹等(2020),江轩宇等(2021)学者的研究[6][25],本文从治理结构、公司特征、财务状况等角度加入了一系列可能影响企业盈余管理行为的控制变量,包括公司规模(Size)、公司盈利性(ROA)、产权性质(Soe)、公司偿债能力(Lev)、审计机构是否来自四大会计师事务所(Big4)、董事会独立性(Indep)、股权集中度(Top10)、高管薪酬(SA)、账面市值比(BM)、两职合一(Dual)、公司成立年限(FirmAge)、股价波动(CRT)、媒体关注(MCD)。具体变量及定义见表1。

(三)模型构建

为检验散户积极主义对上市公司盈余管理行为的影响,构建以下模型进行实证检验,其中模型1为主回归模型,模型2在模型1的基础上加入了调节变量,模型3在模型2的基础上加入了解释变量与调节变量的交互项,如果交互项呈现显著性,则说明具有调节作用。

模型1:

EM=α0+α1Activismi,t+α2Controli,t+Yeart+Industryi+εi,t

模型2:

EM=α0+α1Activismi,t+α2Controli,t+α3Insti,t+Yeart+Industryi+εi,t

模型3:

EM=α0+α1Activismi,t+α2Controli,t+α3Insti,t+α4Activismi,tInsti,t+Yeart+Industryi+εi,t

其中,Yeart为年份效应,Industryi为行业效应,εi,t为误差项。

四、实证结果分析

(一)描述性统计分析

表2列示了有关变量的描述性统计结果。可以看到不同上市公司散户积极主义的舆论表现有较大差异,最大值为10.943,最小值为6.870,应计盈余管理(EM1)平均水平为0.067,真实盈余管理(EM2)平均水平为0.136,说明上市公司普遍存在盈余管理行为。机构投资者持股比例(Inst)最大值为0.887,最小值为0.001,平均值为0.406,说明上市公司的持股分布中机构投资占较大比例。从控制变量的结果来看,公司规模(Siz)平均值为22.326,董事会独立性(Indep)平均值为0.376,前十大股东持股比例(Top10)平均值为0.572,与已有文献相比,控制变量的统计结果也均在合理范围之内。

表2 描述性统计

(二)主回归分析

参考于忠泊等(2011)的做法[15],对散户积极主义(Activism)与应计盈余管理(EM1)、真实盈余管理(EM2)分别进行回归,并同时控制了年份和行业效应。从表3回归分析结果可以看出,应计盈余管理(EM1)列与散户积极主义(Activism)在0.01的统计水平上呈现正相关关系,回归系数为0.008,支持假设1a,即当散户积极主义发生有1单位的变化,将会引发应计盈余管理0.008单位的变化;真实盈余管理(EM2)列与散户积极主义(Activism)的代理变量在0.01的统计水平上呈现正相关关系,回归系数为0.009,支持假设1b,即散户积极主义通过在股吧发帖,会给上市公司管理者带来一定的压力,管理者出于股价等因素考虑,短期内会对应计盈余管理、真实盈余管理进行操纵,以此来满足市场及投资者对公司盈余的要求。

表3 主回归分析

(三)稳健性分析

本文拟用了PSM倾向得分法、变量滞后一期、工具变量法、公司层面固定效应法及Robust稳健回归等方法检验主回归模型分析结果的稳健性。

1．PSM倾向评分匹配法

借鉴孔东民等(2017)的做法[26],为了减轻公司特征对研究结果的影响,采用PSM倾向评分匹配法进行匹配检验分析。以散户积极主义(Activism)变量中位数为分界点,大于中位数取值为1(处理组),否则为0(控制组)。将控制权性质(Soe)、是否来自四大会计师事务所(Big4)、董事会独立性(Indep),两职合一(Dual)等公司特征变量作为匹配变量计算倾向得分,随后采用1:1近邻匹配,匹配结果如表4所示。匹配前,控制权性质、审计机构是否来自四大会计师事务所、董事会独立性、两职合一均有显著差异(p<0.05),说明不同样本间公司特征差异显著;匹配后,以上四组公司特征干扰项在实验组和控制组两组间没有显著差异(p>0.05),匹配结果较好,实验组和控制组在公司特征上基本一致,满足倾向得分匹配的“平衡性假设检验”。对配对后样本进行回归分析,表5中(1)列、(2)列分别为配对后散户积极主义(Activism)对应计盈余管理(EM1)和真实盈余管理(EM2)的回归结果,回归系数均为0.009,在1%的水平上显著,支持原假设,支持了前文结论。

表4 PSM平行假设检验

表5 稳健性检验结果

2．自变量滞后1期

考虑到模型可能存在互为因果的内生性问题,借鉴夏芸等(2023)的做法[27],对散户积极主义(Activism)进行滞后1期处理作为解释变量,其他变量不变,进行回归分析。表5中(3)列、(4)列回归分析结果显示,在排除互为因果内生性问题之后,散户积极主义(Activism)变量滞后1期的数据与应计盈余管理(EM1)及真实盈余管理(EM2)的回归结果均在1%的统计水平上呈正相关关系,与主回归结果保持一致,表明结论是稳健的。

3．工具变量法

为进一步缓解模型内生性变量因素的影响,借鉴于忠泊等(2011)的做法[15],使用企业上市年限作为工具变量。一方面,股吧言论的多少会随着时间的推移进行累计,因此公司上市年限会影响散户积极主义代理变量,满足工具变量相关性约束条件;另一方面,盈余管理是管理者为了实现自身利益最大化的一种普遍方法手段,而与公司上市年限并无直接关联关系,这符合工具变量外生性特征。同时, Durbin-Wu-Hansman检验值均在5%的显著性水平上拒绝原假设,表明模型确实存在内生性问题;两阶段估计方法中第一阶段的F值高于10,且在1%的统计水平上显著,表明不存在弱工具变量问题。在此基础上,采用2SLS模型进行工具变量估计,以考察散户积极主义(Activism)对盈余管理的影响,从表5中(5)列、(6)列可以看出,散户积极主义与盈余管理均在5%的显著性水平上呈现正相关,与主回归结果一致,说明结论是稳健的。

4.公司层面固定效应法

考虑到个体、时间因素对回归结果可能的影响,本文采取面板数据进行固定效应分析,结果见表6所示。表6中(1)列、(3)列为公司固定效应,(2)列、(4)列为个体、时间双固定效应。表6回归结果显示,在公司固定效应及公司、时间双固定效应时,散户积极主义(Activism)与应计盈余管理(EM1),散户积极主义(Activism)与真实盈余管理(EM2)均在0.01的水平上显著,且为正相关关系,结论与主回归分析结果一致,说明结论是稳健的。

表6 公司层面固定效应结果

5．Robust稳健回归

考虑到可能存在的样本变量数据异常值对于回归结果的影响,改变回归方式采用Robust稳健回归方式,回归结果如表7所示。结果发现散户积极主义(Activism)与应计盈余管理(EM1)以及真实盈余管理(EM2)的回归系数均在1%的统计水平上显著正相关,与主回归结果一致,说明结果具有稳健性。

表7 Robust回归分析结果

(四)门槛效应分析

为检验前面主回归分析结果是否存在非线性影响关系的可能,参考Hansen(1999)的研究思路[28],分析散户积极主义是否对盈余管理有门槛效应。从表8可以看到,在对应计盈余管理(EM1)进行三重门槛效应检验时,散户积极主义通过了单一门槛检验,而双重门槛和三重门槛均不显著,表明散户积极主义对应计盈余管理(EM1)存在单一门槛效应;而表9结果显示,散户积极主义对真实盈余管理(EM2)不存在门槛效应。因此,后面的分析检验仅针对EM1。

表8 门槛效应检验(EM1)

表9 门槛效应检验(EM2)

进一步分析,可以得到散户积极主义的门槛值为9.132,95%的置信区间为[9.1097,9.1530],如表10所示。同时绘制了如图1所示的似然比统计图,也证实了单一门槛值的存在。根据单一门槛值将样本划分为两部分,Activism≤9.132,Activism>9.132,进行门槛回归分析结果如表11所示。当散户积极主义达到门槛值前,回归系数值为0.015,在1%的水平上显著,说明散户积极主义对应计盈余管理有正向影响;当Activism>9.132,回归系数值为0.016,且在1%的水平上显著,表明散户越积极,关注度越高,其对应计盈余管理的正向影响将越大,这可能是由于当散户呈现更多关注度时,管理层会更加在意企业所呈现的利润带来的各种影响,因此会进行更多的应计盈余管理。由此说明散户积极主义对应计盈余管理存在门槛效应,不是简单线性影响关系,但也不影响主回归分析得出的二者正相关影响的结论。

图1 门槛值似然比函数图

表10 门槛估计值与置信区间

表11 门槛效应回归结果

考虑到这些年互联网的快速发展,网络舆情蔓延进一步扩大,互联网不同时间发展阶段也可能会对二者之间的关系产生一定的影响。由此,本文继续以时间变量“年份”作为门槛变量来进行门槛效应检验。检验结果显示,时间变量“年份”存有2012、2013两个门槛值,进一步将变量按照年份分为2011—2012、2013、2014—2021三段进行门槛效应回归分析,回归结果表明散户积极主义对应计盈余管理(EM1)的回归系数分别为0.019,0.017,0.018,均在1%的水平上显著;散户积极主义对真实盈余管理(EM2)的回归系数分别为0.011,0.0076,0.0077,均在1%的水平上显著。由此,可以说明当处于不同年份时,散户积极主义对盈余管理产生的正向影响程度有所不同。

(五)调节效应分析

在进行调节效应分析之前,对解释变量散户积极主义(Activism)及调节变量机构投资者持股(Inst)进行标准化处理。调节效应检验模型包括模型1、模型2、模型3三个模型,其中模型3在模型2的基础上加入交互项(自变量与调节变量的乘积项),若交互项呈现显著性,则说明具有调节作用。从表12模型3可知,散户积极主义(Activism)与机构投资者持股比例(Inst)的交互项Activism×Inst,与可操纵的应计盈余管理(EM1)、真实盈余管理(EM2)均存在0.01水平的显著负相关关系,具有统计学上的显著意义。模型检验结果表明,机构投资者持股比例的提升有助于实现有效的监督,减少管理层在散户积极主义下的迎合行为,缓解市场压力,进一步提高企业的盈余质量,即机构投资者持股可以缓解散户积极主义对盈余管理的影响,支持假设2a、2b。

表12 调节效应

图2反映了调节变量机构投资者持股比例在不同水平时,散户积极主义对于盈余管理的影响差异情况。由图2可以看出,机构投资者持股较少时斜率明显较大,即散户积极主义对于盈余管理影响更大。

图2 机构投资者不同投资水平调节效应

五、进一步分析

基于已有研究,考虑到盈余管理水平不仅受散户积极主义的影响,还受企业异质性的影响。为更好厘清散户积极主义与盈余管理的关系,该部分基于企业产权性质、企业生命周期异质性视角深入分析。表13为基于企业产权性质异质性视角研究的回归影响分析结果,表14为基于企业生命周期异质性视角研究的回归影响分析结果。

表13 企业产权性质异质性分析

表14 企业生命周期异质性分析

(一)基于企业产权性质的异质性回归分析

由于不同性质的公司在规章制度以及管理监督上可能存在差异,因此基于产权性质分为央企、国企及其他类型企业进行分组回归分析。表13EM1中三列分别反映了其他企业、国企以及央企中散户积极主义(Activism)对应计盈余管理(EM1)的影响结果。其中:散户积极主义(Activism)对其他企业的应计盈余管理(EM1)存在显著正向影响,回归系数为0.006;散户积极主义对国企和央企的盈余管理均在1%的水平上呈正相关关系,回归系数分别为0.009和0.007。表13EM2中三列为散户积极主义(Activism)对其他企业、国企、央企的真实盈余管理(EM2)的回归,回归系数分别为0.006、0.011、0.009,均在1%的水平上呈现正相关关系。由此可见,散户积极主义对三种不同性质的企业盈余管理均会产生影响,其中国企的反应最为显著,其次是央企,其他企业反应效应最小。

(二)基于企业生命周期的异质性回归分析

基于Anthony等(1992)的综合指标分析法[29],以股利/收入、销售增长率、资本支出/公司价值和公司年龄四个单一指标进行单独排名(例如公司年龄:成长期=1分、成熟期=2分、衰退期=3分,其他赋值原理类似)和综合处理后,将样本企业生命周期划分为成长期,成熟期和衰退期三个阶段(陈少华等,2012)[30]。基于企业的不同生命周期分组回归结果显示,对于不同生命周期的企业,从表14EM1中的三列可以看出,散户积极主义(Activism)与应计盈余管理均在1%的水平上存在正相关关系,但是回归系数上存在差别,处在成熟期、成长期和衰退期的企业的回归系数分别为0.016、0.013、0.011,由此可见,散户积极主义对于处在成熟期的企业应计盈余管理影响最大,对于处在衰退期企业的应计盈余管理影响最小。从表14EM2中的三列可以看到,当企业生命周期处于成熟期与成长期时,散户积极主义(Activism)对真实盈余管理(EM2)存在显著正向影响,回归系数分别为0.007和0.014,均在1%的统计水平上显著,而散户积极主义对于处于衰退期的企业的盈余管理回归系数为0.004,结果不显著。这表明散户积极主义对真实盈余管理的影响更多地存在于处于成长阶段以及成熟阶段的企业,对衰退期企业来说,散户积极主义对真实盈余管理并未发挥显著作用,说明处于成长期以及成熟期的企业公司由于正在走向正轨或者各方面已经发展成熟,企业高管会更加重视企业所展现的业绩、盈余水平所产生的影响。

六、结论与启示

(一)研究结论

股东积极主义在欧美发达国家发展已久,并有法律保障。中国是新兴资本市场,有关资本市场投资者保护的法律将在相当长的一段时间内处于不断完善的阶段,中小投资者很难通过正式的治理机制参与到公司治理中以保护自身权益。互联网的发展为散户提供了一种方便且低成本的方式,可以获取到公司相关信息并且发表自己的相关言论以此来维护自己的权益。可是散户投资者由于关注有限、理性有限、以及会有投机心理,更多关注到的是短期的股票收益和经营业绩,由此产生市场压力,进一步刺激管理者的自我牟利行为,最终降低公司的信息质量。本文以2011—2021年中国沪深A股非金融类上市公司为研究对象,利用东方财富“股吧”的发帖数量作为散户积极主义代理变量,以此通过实证检验了散户积极主义对盈余管理(包括应计盈余管理和真实盈余管理)的影响,此外还验证了机构投资者持股的调节作用。研究结果表明:第一,不论是应计盈余管理还是真实盈余管理,散户积极主义会给高管带来一定压力,由此进行更多的盈余管理行为。显然,对于有效监督假说与商场压力假说,本研究实证结果有效支持了市场压力假说,且实证结果显示散户积极主义对应计盈余管理的正向影响为非线性的。第二,随着机构投资者持股比例的增加,一定程度上可以减少高管的盈余操纵行为,进一步缓解散户积极主义带来的负面影响。第三,基于企业产权性质的异质性分析发现,散户积极主义对盈余管理的正向影响在国企中最为明显,次之是央企、其他类型企业。第四,基于企业不同生命周期的异质性分析结果显示,散户积极主义处在不同生命周期企业的应计盈余管理均存在显著的正相关关系,处于成熟期的企业会做出较大的反应,而处于衰退期企业的反应较小;散户积极主义与处在成熟期和成长期企业的真实盈余管理存在显著的正相关关系,而对于处在衰退期企业的真实盈余管理不显著。

(二)政策建议

第一,完善平台搭建,加强监管部门引导工作,减少散户积极主义引发的不良舆论影响。网络平台的发展给散户投资者提供了信息交流的平台,保障了投资者“发声”和“用嘴投票”的权利,同时,网络空间由于存在信息的真实性未知问题也会给资本市场带来负面影响。对此,监管机构和公司管理者应重视网络社交平台的舆论,及时给予积极的回应,避免因微小的事件导致无法避免的言论而给公司造成影响。对于投资者网络社交媒体平台的后续建设,可以考虑关于可量化的平台提问和回复规则的制定,特别是对重大突发事件的应对和建议应重点关注,提高企业的回答效率和质量。

第二,吸引机构投资者,主动改善内部监督环境,防范高管的盈余管理行为。本文研究发现,在散户积极主义带来的市场压力下,管理层倾向于迎合散户期望,而利益相关性较强的机构投资者会增加公司的内部监督力度,从而缓解管理层的这种迎合心理以减少其盈余管理行为。由此,企业可以引进机构投资者入股,加大外部监管力度,同时积极维护与媒体的关系,拓宽真实信息的传播渠道,降低信息不对称性,促进投资者有效决策和资产合理定价,减少股价异常波动。

第三,加强内部控制,增设惩罚机制,弱化国企、央企的高管强权。自20世纪80年代初,中国开始实施国有企业分权改革以来,管理层的权利不断地加强和提升,在制度改革和治理弱化的条件下,管理层经营权凌驾于公司治理机制之上,这也方便了管理层的盈余管理行为。因此,对于国企和央企而言,应加强和提高股东大会、董事会、监事会和经营者之间的有效制衡,加强对高管的考核和监督,一旦发现高管存在盈余管理行为,应从重处罚。此外,可以建立高质量的内部控制制度和严格的执行制度,内部控制是企业正常经营的综合保证。

第四,培育核心竞争力,增加多维度业绩考核,为成长期、成熟期企业保驾护航。处于成长期的企业处于上升阶段,为了扩展市场,需要更多的外部资金,因此管理者为了向市场展示企业经营良好的信号,会比较在意企业的盈余情况。基于此,处于成长期的企业应该尽快培育和加强核心竞争力,同时注重维护好企业声誉,关注企业的长远利益;成熟期的企业进入稳定的发展状态,对外在筹资等需求不那么大,管理者可能会为了薪资升职等进行盈余管理。因此,处于成熟期的企业应该建立多维度的衡量业绩以及薪酬制度以此来规避管理层的盈余管理行为。