林钟高 秦缘 曾祥飞

【摘要】通过文本挖掘技术考察风险提示信息对财务重述的影响及分析师跟进的调节作用。 研究发现：风险提示信息与财务重述显著负相关， 分析师跟进抑制了风险提示信息对财务重述的负向影响。 进一步研究发现：风险提示信息对涉及财务信息的重述行为有更高的抑制效果; 分析师预测相对偏离度越高， 风险提示信息对财务重述的抑制作用就越弱。 该研究结论表明， 风险提示信息与企业财务重述作为企业披露信息的两种具体方式， 一方面体现了信息披露战略择机假说的博弈思想， 另一方面提示在实践中需要关注风险信息披露的内部行为与分析师跟进的外部监管机制的内外联动， 提高财务报告质量， 降低财务重述的负面影响。

【关键词】风险提示信息; 分析师跟进; 财务重述; 文本挖掘技术; 非结构化数据

【中图分类号】F275      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2020）24-0059-10

一、引言

相关数据显示， 近年来我国上市企业财务重述事件日益增多且日趋频繁。 仅就我国A股市场相关数据来看， 2010 ～ 2018年每年发生财务重述的次数明显上升， 由2010年的230次增长到2018年的835次， 年均增长率高达29.23%。 财务重述影响因素的相关研究成果众多， 然而并没有得出一致的结论， 即使是对某单一影响因素的不同实证检验得到的结论之间也存在较大差异。 现有的大部分文献倾向于以年报中披露的盈余增长、负债融资、财务杠杆等结构性财务指标研究公司财务特征对财务重述的影响， 却很少关注风险提示信息等非结构化数据与财务重述之间的关系。 目前， 非结构化信息已经占年报信息的80%以上， 它既可以看作是对财务指标的补充说明， 也在某种程度上提供了不同于财务指标的增量信息， 可以缓解信息不对称问题[1] 。 研究表明：上市公司年报中风险提示信息通过提升信息的透明度， 进而降低银行风险感知水平[2] ; 非结构化的风险信息会使得审计师提高对企业的风险评价等级， 更可能出具非标意见[3] ; 风险信息披露有助于财务报表使用者进行决策[4] 。 企业进行财务重述也很有可能是因为存在较大的经营风险， 管理层为了掩盖经营问题而进行盈余操纵。 那么， 风险提示信息披露与企业财务重述行为之间是否存在某种内在关联呢？ 风险提示信息产生的增量信息贡献如何影响企业财务重述这一行为？

与此同时， 财务重述意味着企业会计信息的真实性值得怀疑， 当公司治理机制不完善甚至失效时， 会计信息更容易出现客观错报和主观操纵， 进而导致后续财务重述次数增加[5] 。 作为公司外部治理机制， 分析师跟进应当起到降低企业盈余管理水平、监督经理人行为的作用[6] ， 从而减少财务重述发生的可能性。 但是， 由于资本市场的成熟程度和分析师跟进目的等因素的不同， 分析师跟进对公司（会计行为）治理的作用具有两面性：一方面分析师跟进起到信息中介和监督作用[7] ， 其预测结果会揭露更加真实的企业状况[8] 。 市场参与者可以根据分析师预测结果调整投资决策， 从股票市价和交易量方面给予管理层动力与压力， 从而提升会计信息质量， 并减少盈余管理行为。 另一方面， 分析师跟进的预测结果可能会起到“扩大”效应， 加剧企业管理层操纵盈余和披露虚假信息的可能性。 由于羊群效应和获取高额交易佣金动机[9] ， 分析师跟进的预测结果普遍比较乐观且存在正向偏差， 契合了大部分公司进行财务重述的需求[10] 。 然而， 已有文献大部分是从财务指标的结构化数据视角进行研究， 并未从风险提示信息等非结构化数据角度研究分析师跟进对财务重述的影响。 因此， 本文试图研究风险提示信息对财务重述的影响， 并加入分析师跟进这一重要的外部治理机制作为调节变量， 分析其对风险提示信息与财务重述之间关系的影响， 探究分析师跟进到底是符合“监督”假说还是“压力”假说。

基于此， 本文利用文本挖掘技術， 实证检验了风险提示信息与财务重述之间的关系以及分析师跟进在其中的调节效应。 本文可能的贡献如下：采用文本挖掘方法将非结构化数据引入研究， 弥补了结构化数据与非结构化数据联合作用研究的缺失， 为企业财务重述行为研究提供了一个全新的视角; 从非结构化的风险提示信息角度来考察、拓展和深化财务重述的影响因素文献; 进一步将风险信息披露的内部行为与分析师跟进的外部监督机制联合起来， 从内外两方面考察对财务重述的影响， 为建立内部行为与环境互动框架、完善和创新信息披露制度提供了经验证据， 同时为风险会计以及风险报告框架建设提供了理论支撑。

二、理论分析与研究假设

（一）风险提示信息与财务重述

风险提示信息是对财务信息的补充说明， 能为资本市场上的各方参与者提供增量信息， 但究竟会产生何种市场反应， 目前尚无定论。 一种观点认为， 风险提示信息增强了投资者对风险的感知[11] ， 导致股票交易量减少， 收益率波动增大， 进而减少企业财务重述所能获得的利益; 另一种观点认为， 企业和管理层选择自愿进行风险提示信息披露是企业内部博弈的最终结果， 目的是掩盖公司糟糕的经营状况、逃避惩罚和掩饰自利行为[12] 。 由于风险提示信息的市场作用不同， 其对财务重述的影响也具有两面性。

1. 风险提示信息披露减少了企业财务重述行为。 从信息经济学的甄别理论来看， 资本市场的各方参与者需要对获得的各种信息进行甄别和综合分析。 作为非结构化数据的风险提示信息可以向市场传递不同的信号[13] 。 风险提示信息的市场反应更加偏向于“风险观”， 其内容可能大多属于前瞻性的未知事项， 增强了市场参与者对企业的风险感知。 因此， 潜在投资者会根据企业年报中披露的风险提示信息强度来判断企业面临的风险。 当披露风险提示信息较多时， 市场参与者会更加谨慎地进行投资决策， 很可能减少股票交易和购买债券行为。 而企业进行财务重述是为了美化财务数据以提高市场参与者对公司价值的估计， 进而在补充更正公告之前高价售出股票获利和吸引投资。 在这种情况下， 风险提示信息披露和财务重述的目标是相反的。 由于目前并不要求强制披露风险提示信息， 它和财务重述都属于企业自发的行为选择。 考虑到风险提示信息会显著削弱财务重述收益， 企业出于成本效益原则进行财务重述的意愿也会降低。

从信息不对称角度来分析， 风险提示信息披露会产生“信息观”效应。 风险提示信息是对已知风险和事项的进一步说明， 会降低信息不对称程度， 从而能够减少因代理冲突导致的财务重述。 首先， 风险提示信息的披露会使得审计师更严格地执行审计程序。 由于企业内部制度不完善导致的真实错报会减少， 管理层自利行为也更容易在年报披露前被发现， 因此进行的公告更正也随之减少。 其次， 风险提示信息的披露可以作为新的管理层经营成果的评价方式， 可以降低监督成本， 有助于股东判断管理层的真实经营成果[11] ， 从而抑制管理层的自利行为。 最后， 风险提示信息的披露有利于债权人了解企业的风险状况， 会更加关注管理层的行为并进行监督， 有效减少企业财务重述。

从风险提示信息与财务重述的“趋同”角度来说， 风险提示信息的披露与进行财务重述一样， 都与企业经营目标相一致， 甚至在某种程度上都是具有经营权的管理层意志的体现。 第一， 企业为了避免声誉资本流失， 会主动减少自身的财务重述行为[14] 。 上市公司希望通过披露更多的风险提示信息， 向资本市场传递关于企业未来的准确信号， 减少投资者对前景的担忧， 以获得良好声誉。 拥有良好声誉的企业会自觉避免诸如违反契约和信息操纵等短视行为对声誉的损害。 第二， 管理层自愿披露风险提示信息是有意识地对声誉进行投资的一种方式， 经理人会尽量减少实施可能导致声誉下降的短视行为。 经理人声誉已经成为一种信息传递机制， 它将短期机会主义行为与随后可能引发的声誉下降紧密联系在一起， 成为委托代理关系能否确定的重要因素[15] 。 第三， 风险提示信息的披露会削减为了弥补未知风险的不确定性而支付的补偿成本， 降低资本成本。 为了保有融资优势， 企业会主动避免财务重述， 以免降低投资者对企业的预期。 第四， 年报风险提示信息的披露范围越大， 准确程度越高， 意味着管理层审慎对待企业风险管理， 倾向于保持当前的发展战略[16] 。 信息披露的战略择机假说①认为， 有上述心理特征的管理层倾向于谨慎风险偏好和长远利益， 并不想承担投资者减持、股价下跌等负面影响， 会主动避免财务重述行为。

2. 风险提示信息披露增加了企业财务重述行为。 首先， 从管理层诚信角度看， 风险提示信息披露能代表管理层的真实意图是建立在管理层诚信的基础上的[12] 。 当管理层诚信度较低时， 风险提示信息的披露则可能成为掩饰的工具。 第一， 如果投资者将是否披露风险提示信息作为评价企业业绩的标准， 那么不仅业绩好的企业会积极披露风险提示信息， 业绩差的企业也有对外披露风险提示信息的动机。 不主动披露风险提示信息的企业被认为实际经营状况比较糟糕， 从而无力应对不利消息带来的风险。 于是， 管理层诚信度较低的企业也有可能通过对外披露风险提示信息来掩饰企业所处的困境， 避免企业价值下降[13] 。 第二， 风险提示信息的披露也会成为管理层推卸责任的工具。 周婷婷[12] 认为， 在腐败行为发生年度， 披露较多的风险提示信息可以掩盖自利行为， 从而减少高管在腐败事件被曝光后受到的惩罚。 因此， 诚信度较低的管理层会利用风险提示信息披露谋求私利， 并不重视声誉的投资和维护， 甚至可能为了隐瞒公司真实经营状况而主动选择财务重述。

其次， 在异质观下， 内部控制存在缺陷以及未来风险较多的企业应该会披露更多的风险提示信息。 相应地， 内部监督和审核机制不完善也会导致财务信息出现错漏的概率增大， 又因为这种风险提示信息提高了审计师及监管部门对企业的风险评级， 在更严格与谨慎的审计程序之下， 企业前期年报的错漏和管理层的盈余管理行为更容易被发现并被要求更正， 财务重述可能性随之增加。 另外， 风险提示信息中披露的技术、原材料等风险可能会与企业产品及经营战略相关， 专有成本较高[17] 。 这些特有的风险提示信息披露后很可能破坏企业在产品市场的竞争地位， 导致融资成本提高。 为了避免影响企业产品竞争优势， 管理层会减少披露包含企业特有信息的内容。 那么， 如果在激烈的产品市场竞争下， 管理层选择披露较多的风险提示信息， 则说明其代理冲突非常严重， 也更容易出现财务重述的行为。

综上， 本文提出如下竞争性假设：

H1a：保持其他条件不变， 年报披露的风险提示信息越多， 企业越不容易出现财务重述行为。

H1b：保持其他条件不变， 年报披露的风险提示信息越多， 企业越容易出现财务重述行为。

（二）分析师跟进对风险提示信息与财务重述关系的调节作用

理论界对于分析师跟进的外部治理效应有着不同的观点。 “监督”假说认为， 分析师跟进能够提供真实准确的信息， 产生信息传递效应， 并对企业的财务欺诈和盈余管理行为进行有效监督[18] ; “压力”假说认为， 分析师会迫于企业管理层和控股股东压力发布虚假预测信息误导投资者。 分析师独立性较低时， 预测盈利往往会高于企业真实盈利， 造成外部盈利压力[19] 。

如果“監督”假说成立， 分析师跟进被认为有着缓解信息不对称和提高股票流动性的效果， 可以对企业产生监督治理作用。 第一， 分析师将信息加工成为公共信息， 并使其在大部分的市场参与者之间扩散是信息传递效应的基础。 分析师的专业技能决定了其会比普通投资者更加敏锐地察觉到风险提示信息传递的信号， 这种信号经由分析报告向外界公布后， 可以通过影响市场参与者的决策作用于企业股价和交易量， 为了避免企业股价下跌， 管理层会自觉约束自身行为[20] 。 第二， 在行业竞争中， 分析师跟进将企业私有信息通过预测结果向外界公开， 使其竞争对手也可以获得。 由于风险提示信息披露产生的私有成本降低， 为了获得更多信息披露带来的收益， 企业会选择披露更多信息， 信息不对称被进一步缓解。 第三， 未掌握上市企业内部情况的投资者会更相信分析师的判断， 根据分析师的预测结果进行投资决策， 而年报风险提示信息被证明能够对分析师预测结果产生增量信息价值， 提高预测准确度[21] 。 随着分析师向资本市场发布报告， 风险提示信息的披露效果也随之得到扩大。 因此， 本文认为， 分析师跟进较多， 体现了良好的外部治理功能， 能促进风险提示信息对财务重述的负向作用; 反之， 则会抑制风险提示信息对财务重述的正向作用。

如果“压力”假说成立， 分析师有选择地利用风险提示信息且不公平地向客户披露， 会使得信息不对称程度提高， 导致管理层逆向选择风险。 第一， 分析师独立性的丧失导致其对于私有信息的挖掘和利用显著减少， 对于风险提示信息这种可能降低股票交易量和公司价值的“坏消息”选择不报告或延缓报告， 这会阻碍投资者对年报中风险提示信息的认识和利用， 导致风险提示信息经由市场反应对财务重述的影响被削弱。 第二， 分析师的预测评级具有显著的趋同现象， 当前分析师的观点会正向影响之后分析师的观点， 而囿于所属券商的考核压力和潜在的佣金诱惑， 分析师大多选择发布乐观意见。 因此， 随着分析师跟进团队的增多， 最终的结果往往是出现正的盈利预测偏差[19] 。 为了避免被追责， 具有信息优势的管理层会察觉这种偏差并采取措施来拉高期末盈余， 诚信度较差的管理层甚至会选择诸如财务重述等短视行为[22] ， 并通过披露更多风险提示信息进行掩饰， 导致风险提示信息与财务重述之间的联系受到人为扭曲。 第三， 分析师和管理层合谋会使得监督效果进一步减弱。 证券分析师仅靠企业公开披露的内容很难保证预测准确度， 为了提高准确度其会依赖管理层来获取更多内部信息， 同时管理层为了保证市场表现也会迎合分析师的盈余预测。 这种双向依赖关系极有可能导致分析师与企业高管往来密切， 互换信息。 在这种信息交流的过程中， 不仅分析师会根据企业内部估计调整预测结果[23] ， 而且企业管理层也可以利用分析师的“预期管理”为自己当期的盈余管理行为背书， 分析师跟进在某种程度上成为企业高信息质量的担保， 导致风险提示信息的警示作用进一步削弱。 因此， 本文认为， 分析师跟进越多的公司， 越难以发挥外部治理作用， 会减弱风险提示信息对财务重述的负向作用; 反之， 会加强风险提示信息对财务重述的正向作用。

据此， 本文提出如下假设：

H2a：保持其他条件不变， 分析师跟进越多的公司， 风险提示信息与财务重述之间的负相关关系越强。

H2b：保持其他条件不变， 分析师跟进越多的公司， 风险提示信息与财务重述之间的正相关关系越弱。

H2c：保持其他条件不变， 分析师跟进越多的公司， 风险提示信息与财务重述之间的负相关关系越弱。

H2d：保持其他条件不变， 分析师跟进越多的公司， 风险提示信息与财务重述之间的正相关关系越强。

三、研究设计

（一）样本选择和数据来源

本文以2010 ～ 2018年A股上市公司作为研究对象， 剔除ST和PT以及数据缺失的公司， 确定最终观察值为15577个， 样本数据来自于国泰安数据库。 风险提示信息变量是使用文本分析软件ROSTCM 6和计算机SQL Server数据库软件对相应年度年报文本进行分析整理获取。 本文通过Stata 12和SPSS 22软件进行统计分析。 为了消除异常值的影响， 对所有连续变量进行缩尾（winsorize）调整。

（二）模型设定及变量定义

为检验风险提示信息与财务重述之间的关系， 以及分析师跟进对其产生的调节作用， 以风险提示信息强度为解释变量， 本文构建以下模型：

Restate=α0+α1Risk+α2Analyst+α3Risk×Analyst +α4Control+Year+Industry+δ

其中：Restate为财务重述指标， 若某年的年报发生财务重述， 则Restate取值为1， 否则为0; Risk表示风险提示信息指标， 由于年报多在“董事会报告”以及“经营情况讨论与分析”两节中披露风险相关内容， 因此借鉴罗彪等[24] 的研究， 对年报中披露的风险提示信息进行量化②。

借鉴已有文献， 本文还加入了控制变量， 各变量具体定义详见表1。

四、回归结果分析

（一）描述性统计

根据本文的描述性统计结果可知， 财务重述（Restate）的平均值为0.107， 说明在2010 ～ 2018年间有10.7%的公司进行了财务重述， 当前我国资本市场上财务重述行为较为频发。 风险提示信息（Risk）的最小值为0.319%， 最大值为2.281%， 表明不同公司间的风险披露存在较大差异; 其均值为1.026%， 说明年报中存在一定量的风险提示信息， 非财务信息披露逐渐得到重视， 该趋势也是部分源于投资者越来越多地利用非财务信息进行决策。 分析师跟进的均值为2.773， 最大值为4.714， 最小值为1， 说明不同上市公司被分析师团队进行跟踪分析的差异较大。 限于文章篇幅， 具体的描述性统计结果在正文中不予列示。

（二）单变量检验

按照是否大于行业年度均值对风险提示信息（Risk）进行分组， 对财务重述进行单变量分析。 虽然T检验和Wilcoxon检验并不显著， 但根据均值的比较， 风险提示信息高于年度行业均值时， 财务重述发生的可能性较小， 初步验证了H1a。 限于篇幅， 具体的单变量分析结果未予列示。

（三）相关性检验

相关系数检验的结果显示， 公司进行财务重述与该公司年报披露的风险提示信息负相关， 即披露的风险词频越高， 进行财务重述的可能性越低， 初步证明了H1a。 分析师跟进与财务重述之间显著负相关， 但分析师跟进是否利用了风险提示信息， 其对风险提示信息与财务重述之间的关系的影响究竟如何， 还应当在之后的回归分析中进行验证。

（四）多元回归分析

1. 风险提示信息与财务重述。 表2列示了風险提示信息与财务重述及分析师跟进调节作用的回归结果（表2中???、??、?分别表示在1%、5%、10%的水平上显著; 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）。 从表2的第（1）列可以看出， 财务重述（Restate）与风险提示信息（Risk）在5%的水平上显著负相关， 这说明风险提示信息披露强度越大， 企业财务重述行为越少， H1a成立。 风险提示信息对于财务重述起到了“信息观”的作用， 缓解了信息不对称， 抑制了企业财务重述行为。 同时风险提示信息披露的多少也与企业是否进行财务重述有着趋同关系， 风险提示信息披露越多预示着企业进行财务重述的可能性越小。 为了检验回归结果的稳健性， 第（2）列列示了Probit回归结果， 第（4）列采用了面板数据分析; 同时为了尽量消除风险提示信息从披露到被利用的时间差对回归结果的影响， 第（3）列进行了财务重述滞后一期的回归， 其结果皆与H1a相符。 而H1b不成立的原因很可能是当前市场中风险提示信息降低了信息不对称程度， 以及企业声誉机制起到了约束管理层自利行为的作用， 企业为了获取长远利益而选择避免财务重述。 即使企业是通过风险提示信息披露掩饰自身经营状况不佳， 对外披露的行为本身也使管理层加深了对所面临的风险以及未来不确定因素的认识， 能更好地采取相应措施来应对， 提高了企业日后正常发展的可能性， 从而削弱了管理层粉饰报表拉高期末盈利的动机。

2. 分析师跟进对风险提示信息影响财务重述的调节作用。 从表2的第（5）列可以看出， 交乘项（Analyst×Risk）与财务重述（Restate）在10%的水平上正相关， 结合主检验的负相关关系， 说明分析师跟进减弱了风险提示信息对财务重述的抑制作用。 第（6）列的Probit回归结果与第（5）列相同， 证明了调节作用的回归结果是稳健的， 验证了H2c。 这可能是因为， 当前我国资本市场仍然存在缺陷， 分析师跟进的作用偏向于“压力”假说。 并且由于羊群效应和乐观性的作用， 分析师预测结果的正向盈利预测偏差抵消了风险提示信息带来的风险信息增量作用。 说明分析师跟进受到分析师自身所获利益的影响， 监督治理作用并不明显。

（五）内生性检验

1. 倾向得分匹配（PSM）。 根据已有研究， 样本的选择无法完全客观， 因为选择的偏差很可能产生内生性问题， 导致财务重述与风险提示信息的关系实际上与回归结果不同。 为了解决上述问题， 本文采用倾向得分匹配（PSM）法进行内生性检验。 首先， 使用部分控制变量对treat（风险分类）③进行Logit回归， 并通过一对四匹配筛选出配对样本。 表3列示了PSM的平均处理效应（ATT）， 可以看出匹配后的风险提示信息较多组和风险提示信息较少组是否影响财务重述的差异增大， 在10%的水平上显著。 这表明， 风险提示信息对于财务重述的抑制作用依旧显著， 进一步支持了H1a。

2. 政策冲击的影响。 作为自愿性披露信息， 管理层在风险提示信息的披露上有着很大的自由度， 因此不同特征的公司披露的风险提示信息内容也存在较大差异。 研究表明， 成长性好的企业为了树立良好的企业形象会选择加大风险披露强度[26] ; 而业绩较差的公司为了掩饰糟糕的经营状况很可能会操纵盈余并隐瞒不利的风险信息[27] 。 同时， 财务重述是公司治理水平的外在表现， 较高的公司治理水平可以提高会计信息质量从而减少财务重述， 也能够缓解信息不对称使得信息披露更为全面。 但是公司特征和公司治理的相关变量较多， 难以在控制变量中全部反映， 可能存在遗漏变量问题。

因为风险提示信息的相关法律法规逐渐完善， 政策制度对公司风险提示信息披露的影响可想而知， 同时这种政策变动仅仅针对信息披露， 并不会影响公司特征和治理水平， 所以将政策制度作为外生变量进行内生性检验。 风险提示信息披露规范的修订过程如下：我国2007年《年度报告的内容与格式》开始要求披露风险提示信息， 但披露形式和内容相对简单， 在随后的2012年、2015年和2016年修订中不断强化披露要求， 并且强调风险提示信息披露的可靠性、相关性和决策关联性， 风险提示信息披露已经明显从自愿性、选择性披露向强制性、規范性披露转变。 为此， 本文借鉴孟庆斌等[28] 的研究， 将样本以年份划分为修订前（2010 ～ 2012年， 取0）和修订后（2013 ～ 2018年， 取1）两组， 采用双重差分法， 将分组风险提示信息（treat）和分组年份（post）④交乘得到DID变量， 从而检验是否存在遗漏变量导致的内生性问题。 结果如表4所示， 检验结果表明， 本文的回归结果没有受到遗漏变量的影响， 结论依然成立。

五、进一步检验

企业财务信息本身也能对财务重述造成影响， 财务重述是源于风险提示信息传递出的风险还是源于企业财务风险？ 财务重述的更正补充内容有着不同类型， 对于企业客观错报和恶意重述来说， 风险提示信息的抑制作用是否不同？ 不同预测准确度的分析师， 其利用风险提示信息作用于财务重述是否存在差异？ 接下来， 本文将对上述问题进行分析。

1. 风险提示信息的增量信息价值检验。 究竟是风险提示信息传递出的风险还是企业财务风险影响财务重述， 年报中的风险提示信息是否会与年报财务数据所传递的信息发生重叠？ 风险提示信息对财务重述的影响很可能源于其与财务信息传递出的风险存在重大不一致， 分析师也会进一步检验该重大不一致， 进而考虑将其纳入研究报告的考量范围。 因此， 本文对风险提示信息与公司固有风险之间存在的重大不一致进行了中介效应检验。

首先， 本文借鉴王雄元等[29] 的做法， 采用因子分析法对如下公司风险进行加权平均， 计算出综合风险指标（FirmRisk）。 参与因子分析的风险主要包括：市场风险， 即滞后一期的股票日收益率年度标准差（DayReturnsd）， 滞后一期的采用普通收益率法计算并剔除财务杠杆的股票贝塔系数（BetaF）; 经营风险， 即发行前三个年度经行业调整的资产收益率的标准差（ADJROAsd）， 滞后一期的应收款总资产占比（Ysdebt）; 财务风险， 即未经过行业调整的贝塔系数（Beta）、经过行业调整后的贝塔系数（IndBeta）， 以及反映破产风险的Z-score。 其次， 将得出的综合风险指标（FirmRisk）与经过标准化后的风险提示信息（STDRisk）相减并取其绝对值|FirmRisk-STDRisk|， 得到风险提示信息与公司固有风险的重大不一致性变量（DiffRisk， 以下简称“重大不一致性”）。 最后， 借鉴温忠麟等[30] 提出的中介效应检验步骤， 建立模型（1） ～ （3）。

Restate=α0+α1Risk+α2Control+e1  模型（1）

DiffRisk=β0+β1Risk+β2Control+e2  模型（2）

Restate=γ0+γ1Risk+γ2DiffRisk+γ3Control+e3 模型（3）

通过对以下三个模型进行依次检验， 实证检验了重大不一致性在风险提示信息与非标审计意见之间的中介效应， 具体检验结果见表5。

表5的回归结果显示：首先， 模型（1）中风险提示信息的估计系数显著为负， 说明风险提示信息对财务重述的总效应显著为负。 因为解释变量与被解释变量之间总效应显著， 可以进入第二步部分中介检验。 其次， 模型（2）中风险提示信息的估计系数和模型（3）中重大不一致性的估计系数都显著， 表明部分中介效应成立， 进入第三步完全中介检验。 最后， 模型（3）中风险提示信息的估计系数由模型（1）中显著为负变为不显著， 说明风险提示信息对财务重述的影响都是通过中介变量（重大不一致性）实现的， 即重大不一致性发挥了完全中介效应。

2. 财务重述类型的进一步检验。 上市公司财务重述的内容各不相同， 大部分研究认为涉及财务报表的重述与上市公司盈余管理相关， 而对于非财务报表的重述可能是出于政策的变化、技术的改进， 是对前期年报中真实错误的修改与更正。 因为与财务报表相关的财务重述一般被看作是对前期财务数据的恶意操纵， 所以相较于非财务报表重述， 其更应当得到研究关注。 那么， 风险提示信息和财务重述之间的关系是否会受到财务重述类型的影响？ 将财务重述分为财务报表重述（Restate1）与非财务报表重述（Restate2）两组， 分组检验其与风险提示信息之间的关系（回归结果见表6）。

财务重述还可分为企业进行报表粉饰的自主更正或强制更正两种， 风险提示信息对财务重述的影响也就存在着时点差异。 企业当期披露的风险提示信息越多， 审计师对企业的风险评级越高， 会实施更加严格的审计程序， 从而更容易发现前期财务问题。 审计师为了自身免责， 会强制要求企业进行重述。 但是从当期严格审核之后， 企业的信息披露质量提高， 信息不对称程度降低， 管理层自利行为得到抑制， 之后各期发生财务重述的可能性降低。 本文将财务重述分为对当期发生的重述（Restate3）与前期进行重述（Restate4）两种类型， 分组检验其与风险提示信息之间的关系（回归结果见表6）。

表6的回归结果显示， 风险提示信息与财务报表重述和非财务报表重述之间都显著负相关， 说明风险提示信息披露越多， 企业的财务重述行为越少。 第（1）列财务报表重述的显著性比第（2）列非财务报表重述的显著性更高， 说明风险提示信息对涉及财务信息的财务重述行为有更高的抑制效果。 第（3）列和第（4）列是风险提示信息与当期财务重述的logit和probit回归， 结果都是显著负相关， 而第（5）列和第（6）列是风险提示信息与前期财务重述的logit和probit回归， 结果表明两者存在正相关关系。 这表明风险提示信息对财务重述的影响存在时点性， 当期披露的风险提示信息较多， 会提高当期乃至后期的会计信息质量， 财务重述减少， 但是严格的监督和审查会使之前存在的财务信息差错更容易被发现而被要求更正， 又由于风险提示信息的时滞性， 资本市场对于过去的财务信息和风险信息的关注并不多， 所以相关关系不显著。

3. 证券分析师分类的进一步检验。 证券分析师（security analyst）的作用是向市场传递非专业人士难以发现的信息， 调整资本市场中的证券价格使其更加贴近内在价值。 本文主要研究其盈余预测和推荐评级是否会影响风险提示信息与财务重述的关系。 当盈余预测较准确时， 分析师跟进会帮助投資者更加了解股票内在价值， 但由于独立性和乐观偏好不同， 分析师对某公司的盈余预测往往会存在偏差。 迫于所属券商的业绩考核压力和佣金收入诱惑， 分析师可能更偏向于出具正向盈余预测， 因此产生的外部盈余压力可能导致财务重述增加。 下文依据相对预测准确度的不同对分析师跟进进行分类， 定义分析师相对预测准确度（RA）， 从而进一步检验其分析报告对于风险提示信息的利用程度以及对财务重述的影响。 进一步研究结果如表7所示。

表7中的回归结果表明， 交乘项（Risk×RA）与财务重述显著正相关， 当分析师相对预测准确度越高时， 风险提示信息对财务重述的抑制作用越弱。 这表明， 当分析师预测相对于平均值正向偏差越多时， 分析师跟进造成的外部盈利压力越大， 信息传递效应越弱， 从而导致分析师的监督治理效果减弱。

六、稳健性测试

为了确保研究的可靠性， 本文还进行了替代变量的稳健性测试。 将财务重述的定义调整为会计问题、敏感问题、重大财务舞弊、应法律法规或交易所要求导致的财务重述取值为1， 否则为0， 替换原先的财务重述变量。 对风险提示信息进行替代变量的稳健性测试。 借鉴罗彪等[24] 的研究， 对风险进行分类， 选取其中一种风险类型⑤重新回归。 对面板数据采用随机效应模型进行回归， 结果与原有结论一致， 证明H1a是稳健的。 限于篇幅， 稳健性测试过程未予列示。

七、结语

本文选取2010 ～ 2018年我国A股上市公司为数据样本， 在研究风险提示信息的披露对财务重述行为的作用基础上， 加入分析师跟进这一调节变量， 实证检验了分析师跟进在风险提示信息披露与财务重述关系中是起到“监督”作用还是“压力”作用。 主要结论如下：风险提示信息的披露会对财务重述行为产生显著的负向影响， 在一定程度上是企业是否进行财务重述的信号; 风险提示信息与财务信息传递的信号之间存在重大差异， 这种增量信息价值会减少企业财务重述行为; 风险提示信息与涉及财务报表的财务重述间的负相关性更加显著， 表明风险提示信息对于存在盈余管理动机的财务重述敏感性更强; 风险提示信息虽然在一定程度上提高了分析师预测精度， 但是分析师跟进机制本身在执行过程中会对管理层造成外部盈利压力， 这种外部压力反而会导致财务重述行为加剧， 减弱了风险提示信息披露对财务重述行为的影响。

研究的主要启示包括：风险提示信息对于财务重述起到了抑制作用， 无论是“风险观”下强化了投资者风险感知， 从而削弱财务重述收益， 还是“信息观”下缓解了企业信息不对称， 都抑制了企业财务重述行为。 因此监管部门需要关注风险提示信息的增量价值， 重视风险提示信息披露的规则制定， 对财务重述频发的现状进行有效治理。 分析师跟进对于财务重述行为并没有起到理论上的监督治理作用， 分析师跟进对财务重述的加剧在非结构化的风险提示信息视角依然成立， 说明了分析师跟进的相关法律法规仍需完善。 因此， 在实践中也应提示投资者对分析师跟进的结果要审慎考虑， 同时提高对风险提示信息的关注。

本文的研究还存在以下局限：年报中非结构化信息较为分散， 没有准确且统一的标准， 又因为其本身难以量化分析， 所以仅提取了“董事会报告”和“经营情况讨论与分析”章节的风险词频， 并没有对其他非财务信息进行研究; 风险的表达方式和替代名词繁多， 本文定义的风险关键词很难完全衡量企业年报中包含的全部风险信息。 以上问题只能寄希望于未来文本挖掘技术的进一步发展。

【 注 释 】

① 战略择机假说是Jeffrey等在2008年提出的，并且首次应用于分析师的信息披露，随后其他学者将其应用于财务会计的信息披露领域。其基本含义是，假定管理层会策略地选择在特定时点披露信息以实现效用最大化。风险提示信息的披露内容及其丰富程度同样符合战略择机假说的意蕴。

② 首先，选取企业年报中的“董事会报告”和“经营情况讨论与分析”两个章节作为分析对象;其次，在已有文献对风险研究的基础上，依据《迪博境内上市公司风险库》《2009年中国金融市场发展报告》以及國资委2016年颁布的《中央企业全面风险管理报告》等文献对风险的划分，在“董事会报告”中进一步筛选与风险相关的关键字词并将所有关键词合并;再次，借助文本分析软件ROSTCM6和计算机SQL Server数据库软件对所有年报资料进行评判分析，量化风险;最后，考虑到可比性，将风险变量的词频字节数除以“董事会报告”总长度，得到风险强度的标准化测量结果。

③ 为满足倾向得分匹配的检验需要，将风险提示信息按照平均值划分为风险提示信息较多组（当Risk≥平均值，treat=1）和风险提示信息较少组（当Risk<平均值，treat=0）进行检验。

④ 修订前（2010 ～ 2012年，取0）和修订后（2013 ～ 2018年，取1）。

⑤ 即选取外部风险中的市场风险，将其有关词频字节数除以“董事会报告”总长度，得到分类风险强度的标准化测量结果。

【 主 要 参 考 文 献 】、

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