吕可夫 于明洋 刘 晨 阮永平

(1.厦门大学管理学院； 2. 华东理工大学商学院)

1 研究背景

年报作为公司信息的主要载体，其充分而及时的披露是保护投资者利益、提高市场运行效率的有效机制[1,2]。目前，我国有关年报风险信息披露的准则仅对内容做出较为详细的规范，在披露时间上仍然给管理层留下较多自由操控的空间。根据证监会要求，上市公司应当在每个会计年度结束之日起4个月内披露经审计的年度报告，这意味着在截止日之前，管理层能够自主决定具体披露时间。从年报实际披露时间的分布来看，我国上市公司年报披露存在“先松后紧”的情况，大多数公司在4月底集中披露[3]，严重影响了年报信息的价值发挥与资本市场的运作效率。那么上市公司究竟为何操控年报信息的披露时间，以及如何设计一个行之有效的披露机制以提高年报信息的披露质量，已成为当下亟待解决的重要难题。

在实践中，上市公司的年报披露时间会受到多个主客观因素的影响。已有文献主要关注盈余水平等定量信息对企业择时披露行为的影响，鲜有文献讨论定性信息披露是否以及如何影响年报披露时间，而年报风险信息披露则恰好为该问题的研究提供了一个较好的场景。目前，现有文献对于年报风险信息披露效果的研究，主要从“趋异观”和“趋同观”等角度展开。总体而言，已有研究发现，作为上市公司年报中重要的定性信息，风险信息兼具风险和信息的双重属性。正因为如此，风险信息对年报择时披露的影响也具有两种可能，这个问题有待通过实证研究予以检验。本研究试图从择时披露的视角切入，探讨风险信息策略性披露的现象、成因和经济后果，为理论界和实务界理解定性信息的择时披露行为提供一个理论视角。

本研究可能的贡献如下：①以往研究多从投资者、债权人、审计师和分析师等利益相关者的视角讨论年报风险信息披露的经济后果。这些研究发现，上市公司的年报风险信息披露会对未来收益、股票收益率与交易量、权益成本、贷款成本等产生影响。但区别于已有文献，本研究主要探究上市公司对年报风险信息披露时间的操纵，旨在丰富年报风险信息披露的经济后果研究。②过去学术界主要关注上市公司对定量信息的择时披露，而对于定性信息的择时披露研究却相当匮乏，本研究则对此做出有益补充。③本研究结论还具有重要的现实意义。本研究通过对上市公司在年报风险信息披露中择时行为的探究与揭示，有利于加强市场参与者对公司延后披露以及周末披露行为的关注，从而提升其决策能力、避免投资失败；并且，本研究也为政府职能部门加强年报信息披露的制度建设、提高市场信息传递效率提供新的思路。

2 文献回顾与假设推演

2.1 文献回顾

对上市公司信息择时披露影响因素的探讨是学术界的重要议题之一，诸多学者从不同视角进行了有益的探索。首先，由于审计是年报披露前的必经程序，审计状态以及完成时间会对年报披露时间产生重大影响。大量经验证据表明，审计意见[4]、公司变更审计师[5]等因素会影响年报披露时间的选择；其次，部分学者从公司治理视角出发，发现股权集中度[6]、高管持股[7]、财务重述[8]等均对公司信息披露的及时性产生影响；还有学者发现，股票市场波动[9]以及公司规模、产权性质、财务风险和过去披露时间[10]等也与公司的择时披露行为有着密切联系。

随着研究的不断推进，学者们依托有限关注假说和管理层机会主义动机视角等理论基础，发现投资者由于处理信息的时间和认知资源有限，难以对所有信息均保持较高的关注度[11]，因而管理层有动机对信息进行择时披露，从而降低(提高)媒体和投资者对坏(好)消息的关注，维护自身利益或保持公司股价稳定。具体来说，诸多研究表明，上市公司倾向于在周末(周五、周六)或休市后披露坏消息，在周一至周四或交易时间披露好消息[7,12]。唐跃军等[13]还发现，上一年年报和一季报披露的好(坏)消息带来的积极(消极)后果，可能会影响到上市公司一季报披露的时机选择，并且上市公司会分散披露好消息，集中披露坏消息。从整体情况来看，业绩表现好、利润水平高的公司通常倾向于提前披露；与此相反的是，业绩表现差、利润水平低的公司则倾向于延迟披露[3,14]。

然而，这些研究仅探讨公司盈余水平等定量信息对年报披露时间的影响和作用机制，鲜有文献关注到定性信息也是否存在择时披露的现象。

2.2 假设推演

王雄元等[15]指出，一方面，风险信息所传递的不确定性信息能够反映企业的风险特性；另一方面，风险信息又可以促使投资者了解上市公司的风险情况，准确估计公司的价值。也就是说，年报风险信息兼具风险和信息的双重属性。从这个角度来说，风险信息对年报择时披露的影响可能存在两种效应。

首先，基于趋异观(风险)观点，一方面，年报风险信息披露揭示了企业未知的风险因素和突发事件，会提高市场参与者的风险感知[16]；另一方面，SLOVIC等[17]指出，当企业披露的风险信息数量较多且不易理解时，会引发市场参与者的负面判断乃至恐慌。并且市场参与者容易放大公司的负面信息，认为公司真正的风险水平可能远不止于此，最终，上述不利因素会反馈至公司层面，对上市公司产生消极影响。其次，从有限关注假说和管理层机会主义动机视角来说，由于投资者在不同时间段注意力存在明显不同，因此管理层会采取在工作日或工作时间披露好消息、在周末或休市时间披露坏消息的方式，令市场参与者对本公司坏消息的关注程度下降，从而使得负面信息的披露不会对公司股价等造成过度冲击。基于年报风险信息趋异观、有限关注以及管理层机会主义动机等理论视角，可以预见的是，当上市公司年报中披露的风险信息较多时，管理层更有可能选择在投资者关注度有限的时间点进行披露，以避免他们过分解读公司的负面消息从而对公司产生不利影响。由此，提出以下假设：

假设1a年报风险信息披露越多的公司越可能进行择时披露。

此外，基于趋同观(信息)观点，一方面，年报风险信息披露为市场参与者决策提供更多增量信息，增加了信息供给；另一方面，风险信息包含对公司已知的风险因素和突发事件的解释，能够缓解市场参与者与公司之间的信息不对称，从而降低投资者的风险感知，这会给企业带来更多的正面反馈。例如，MD&A中关于股价异常波动、行业变化等相关信息的解释，能够增强投资者和债权人的信心，提高他们的风险评估能力，使得公司面临的权益资本成本、银行贷款利率等均大幅下降[15,18,19]。此外，由于我国资本市场尚不成熟，投资者的信息识别能力总体较弱，当负面信息出现时，投资者容易以偏概全，从而引发股价的剧烈波动。由此可见，及时披露年报风险信息能够快速解答投资者的疑惑，为投资者提供更加全面的信息，帮助他们做出更准确的判断。年报披露越及时，越能引起市场参与者的注意，从而提高市场对信息的解读效率，进一步降低市场的信息不对称。基于年报风险信息趋同观以及缓解信息不对称等理论视角可以发现，当上市公司年报中需要披露的风险信息越多时，管理层越有可能选择及时地发布年报以回应解答利益相关者的疑惑，从而避免由于双方信息不对称而引发的股价波动。由此，提出以下假设：

假设1b年报风险信息披露越多的公司越不会进行择时披露。

3 研究设计

3.1 样本选取和数据来源

鉴于相关研究数据的可得性，本研究以2000～2019年沪深A股上市公司为初始样本展开研究。根据研究设计的需要，对初始样本进行如下筛选：①剔除银行、证券、保险等金融类上市公司；②剔除主要变量数据缺失的公司，最后获得3 677家上市公司的39 514个年度观测值。其中，年报风险信息披露数据通过对巨潮资讯网的上市公司年报进行下载，然后经Python文本分析提取得到。公司年度财务报告的实际披露时间和预约披露时间，以及其他财务数据均来自于CSMAR数据库。此外，为了消除极端值对回归结果的影响，对所有变量进行了上下1%的缩尾处理。

3.2 变量定义

3.2.1被解释变量

本研究被解释变量为择时披露，参考KOTHARI等[20]、王艳艳等[6]、饶育蕾等[21]以及钱爱民等[22]的研究，设置周末披露(W)和延迟披露(L)两组变量进行衡量。另外，基于我国披露制度的特殊性，每组变量的测算又以预约披露日和实际披露日两个日期展开。具体而言，周末披露(W)包括实际周末披露(WA)和预约周末披露(WF)，若实际披露日为周五或周六，则将实际周末披露(WA)赋值为1，否则为0；若预约披露日为周五或周六，则将预约周末披露(WF)赋值为1，否则为0。延迟披露(L)包括实际延迟(LA)和预告延迟(LF)，实际延迟(LA)等于实际披露日距离上一会计年度终止日的天数，预告延迟(LF)等于预告披露日距离上一会计年度终止日的天数。

3.2.2解释变量

本研究解释变量为年报风险信息披露水平(R)，根据KRAVET等[16]的研究，采用MD&A风险词频和MD&A文本字数之比再乘以100进行衡量。其中，MD&A风险词频的提取借鉴KRAVET等[16]、王雄元等[23]、刘晨等[24]的做法，具体过程如下：①获取MD&A文本，从巨潮资讯网中下载所有A股上市公司2000～2019年年报，保留“董事会报告”(又名“管理层讨论与分析”或“经营情况讨论与分析”)部分，即可得到MD&A文本；②构建风险词汇库，通过人工阅读的方式保留200个与风险明显相关的词汇，如“风险”“不确定”“错综复杂”“难以预测”等，并以此构建风险词汇库；③统计风险词频，先利用Jieba分词系统对每份MD&A文本进行分词，再统计风险词汇库中每个词汇在MD&A文本出现词频数，加总便可获得风险词频总数。需要指出的是，在对词频数的统计中，对关键词前具有否定意义的词(如“低”“没有”“无”等)进行了排除。具体来说，借鉴KRAVET等[16]的方法，根据中文断句符号把整个中文文本分成句子，然后对每个句子进行分词。对于分词后的每一句话，从第一个词开始向后逐词进行判断，每一个词重复以下过程：若该词为风险词，获得底分得分1分，并向前依词寻找否定词，寻找范围为上一个最近的风险词与这一个风险词之间。如果找到，该词底分乘以0。最后加总MD&A全文中所有风险词的底分，即为风险词频总数。

还需要说明的是，从文本分析实际情况来看，还有一些特殊情况：风险词和否定词连用，并且否定词在后。对于这些语法规则，定义了关键词，如“风险减少”“风险遏制”“风险排除”“风险低”“风险降低”等，以进行排除。这也是对KRAVET等[16]、王雄元等[23]词频提取方法的完善和补充。

3.2.3控制变量

根据前人的研究[2,14,25]，本研究在回归中包括了以下控制变量：公司规模(SI)，用公司总资产的自然对数来衡量；账面市值比(MT)，用所有者权益与公司市值的比值来衡量；资产负债率(LE)，用总负债占总资产的比率来衡量；产权性质(SO)，为虚拟变量，若公司为国有企业则赋值为1，否则为0；董事会规模(BO)，用董事会人数的自然对数来衡量；独立董事比例(IR)，用独立董事人数与董事会总人数的比值来衡量；第一大股东持股比例(TO)，用第一大股东持股与公司总股数的比值来衡量；上市年限(AG)，用公司上市年限加1后取自然对数来衡量；非正常性损益(SL)，用非正常性损益与总资产的比值来衡量，其中非正常性损益等于营业外收入与营业外支出的差额；资产收益率(RO)，用公司的净利润占总资产的比率来衡量；审计意见(FR)，若公司当年被出具非标准审计意见则取1，否则取0。

3.3 模型设定

为检验企业的年报风险信息披露是否存在择时披露行为，构建如下模型：

Wi,t=α0+α1×Ri,t+α2×CVi,t+

∑YE+∑FI+εi,t;

(1)

Li,t=β0+β1×Ri,t+β2×CVi,t+

∑YE+∑FI+εi,t,

(2)

式中，i和t分别代表公司和年份；W和L为本研究的被解释变量，W包括实际周末披露(WA)和预约周末披露(WF)，L包括实际延迟(LA)和预告延迟(LF)；R为本研究的解释变量，代表年报风险信息披露水平；CV为控制变量集，包括公司规模(SI)、账面市值比(MT)、资产负债率(LE)、产权性质(SO)、董事会规模(BO)、独立董事比例(IR)、第一大股东持股比例(TO)、上市年限(AG)、非正常性损益(SL)、资产收益率(RO)以及审计意见(FR)；α0、β0均代表常数项；α1、α2、β1、β2均代表系数；ε代表随机误差项；∑YE和∑FI分别代表年份、公司固定效应。本研究进行公司层面聚类调整，以消除同公司不同年份之间的自相关和异方差所带来的估计偏误。主要变量的具体定义见表1。

表1 主要变量的定义

4 实证结果分析

4.1 描述性统计与相关性分析

主要变量的描述性统计结果见表2。由表2可知，WA、WF的均值分别为0.398和0.409，表明在样本中，大约有39.8%的公司实际在周五或周六进行披露，有40.9%的公司预约在周五或周六进行披露。LA和LF的中位数分别为99.000和94.000，表明我国年报信息披露确实存在较严重的“前松后紧”现象，大部分企业都选择在最后期限到来前扎堆披露；两者的标准差分别为21.315和21.066，表明不同公司的实际披露日和预约披露日均存在较大差异。上述结果共同表明，上市公司普遍存在择时披露行为，其背后的动机以及由此带来的经济后果有待进一步关注。R的1/10分位数为0.410，9/10分位数为1.360，表明不同上市公司的风险信息披露行为表现迥异。此外，其他控制变量的描述性统计结果与已有文献基本保持一致[2,14,25]。

表2 样本描述性统计(N=39 514)

4.2 基本回归结果分析

基本回归结果见表3。列(1)和列(2)为模型(1)的回归结果，R的系数均在1%水平上显著为正，说明年报风险信息披露越多，公司预约披露日和实际披露日在周末的概率越大。列(3)和列(4)为模型(2)的回归结果，R的系数均在1%水平上显著为正，说明年报风险信息披露越多，预约披露和实际披露的时间越晚。由此可知，年报风险信息披露越多的公司越会进行择时披露。控制变量方面，资产规模越大的公司，越不会在周末进行披露，但更倾向于延迟披露；市值账面比越高的公司，策略性地选择披露时间的可能性越小；当公司的资产负债率较高以及为国有企业时，延迟披露风险信息的可能性越小；当公司的资产收益率较高时，风险信息披露得会更加及时；若公司当年被出具非标准审计意见，则更有可能延迟披露风险信息。

表3 年报风险信息与择时披露(N=39 514)

4.3 稳健性检验

4.3.1倾向得分匹配法(PSM)

考虑到企业在风险信息披露上会存在自选择问题，也就是说，风险信息披露较多的公司和风险信息披露较少的公司存在特征差异，而这些特征差异既可能影响到公司的风险信息披露水平，又可能影响到公司的择时披露行为。为了缓解该问题，本研究使用倾向得分匹配法(PSM)减少公司个体异质性对结果的影响。将年报风险信息披露值从大到小进行排序，处于前25%的样本设为处理组，其余的样本设为对照组；然后采用最近邻匹配法，基于Pscore值1∶1可重复匹配的原则，为处理组公司寻找配对样本，最终得到实验组样本7 724个，配对样本7 398个。

经PSM匹配后的年报风险信息披露与择时披露回归结果见表4。由表4可知，在列(1)和列(2)中，R的系数分别在5%和10%的水平上显著为正，表明年报风险信息披露越多的企业越可能在周末披露；在列(3)和列(4)中，R的系数均在1%水平上显著为正，表明年报风险信息披露越多的企业越可能进行延迟披露。总的来说，基于PSM的稳健性回归结果与前述检验结果基本一致，说明本研究结论较为稳健。

表4 年报风险信息与择时披露：倾向得分匹配法(N=15 122)

4.3.2工具变量法(IV)

考虑到本研究结论可能存在反向因果的内生性问题，即进行择时披露的公司可能披露更多年报风险信息，因此采用工具变量进行检验。根据前人研究可知，公司的信息披露水平会受到同行业披露水平的影响[26]，但同行业企业的风险信息披露与企业自身的择时披露行为不存在直接联系，从而满足工具变量所需的相关性和外生性要求。鉴于此，采用同行业企业的风险信息披露水平(RIV)作为工具变量对基本回归进行再次检验。具体实证结果见表5。由表5可知，列(1)为第一阶段的回归结果，RIV与R在1%水平上显著正相关，Cragg-Donald Wald的F值远大于10，这表明本研究的工具变量选取满足相关性要求。列(2)～列(5)为第二阶段的回归结果，R的系数分别在5%、1%、5%、10%水平上显著为正，表明在利用工具变量控制内生性问题之后，公司年报风险信息披露水平仍然与择时披露行为显著正相关。

表5 年报风险信息与择时披露：工具变量法(N=39 514)

4.3.3替换解释变量

为了尽可能减少年报风险信息的衡量误差对主检验回归结果可靠性的影响，本研究也采用了其他方式对该指标重新进行衡量。如采用MD&A风险词频和MD&A总词频之比乘以100进行度量，计为RW；采用年报风险词频和年报总字数之比再乘以100进行度量，计为RA。实证结果见表6。由表6可知，列(1)～列(4)为RW作为解释变量的回归结果，RW的回归系数均在1%水平上显著为正；列(5)～列(8)为RA作为解释变量的回归结果，RA的系数至少在10%水平上显著为正，表明在替换解释变量之后，本研究结论依然成立。

表6 年报风险信息与择时披露：替换解释变量(N=39 514)

5 进一步研究

5.1 机制检验

5.1.1融资约束

前文已经提及，年报风险信息披露可能增加市场参与者的风险感知、引发公司利益相关者对公司价值的负面判断，对公司产生不利影响，因此管理层产生择时披露行为。当公司面临的融资约束较高时，管理层更容易担心投资者放大公司负面消息、影响公司融资行为，从而更倾向于对年报风险信息进行择时披露。为了验证上述猜想，本研究采用构造的SA指数来衡量公司的融资约束水平，并按行业年度融资约束的中位数对样本进行分组，检验在融资约束高、低情境下，公司年报风险信息披露对择时披露的影响差异。具体来说，对于高融资约束组的样本，分组变量(FC)赋值为1；反之，对于低融资约束组的样本，分组变量(FC)赋值为0。实证结果见表7。由表7可知，在融资约束较高的公司中，R的系数均在1%水平上显著为正；而当公司面临的融资约束较低时，R的系数不显著，或在10%的水平上显著。基于似无相关模型的检验(SUEST)结果表明，R在这两组的回归系数差异至少在5%的水平上显著。这说明当公司融资约束水平较高时，管理层越有可能对年报风险信息进行择时披露。

表7 年报风险信息与择时披露的机制检验：融资约束

5.1.2再融资计划

当公司面临资金约束时，很可能通过股权再融资等方式获取资金资源[27]。如果在此之前被利益相关方过度解读所披露的风险信息，更容易导致公司出现财务困境等局面。由此可预期，在公司具有股权再融资计划时，管理层对年报风险信息进行择时披露的动机愈发强烈。如果上市公司当年发布了再融资(包括增发、配股和可转债)预案，则认为该公司具有股权再融资计划，并将SEO赋值为1；反之，赋值为0。

本研究以上市公司是否有股权再融资计划将全样本分成两部分样本，通过分组回归检验展开考察，回归结果见表8。由表8可知，在有股权再融资计划的样本中，R的回归系数在1%的水平上显著为正；在没有股权再融资计划的样本中，R的回归系数不显著或最多在5%的水平上正显著；并且，基于似无相关模型的检验(SUEST)结果表明，R在这两组的回归系数差异检验均达到1%的显著水平。这一结果表明，如果公司的融资需求较大，管理层更有可能操纵风险信息披露的时间。

表8 年报风险信息与择时披露的机制检验：再融资计划

5.2 动机检验

前文证实了年报风险信息披露越多的公司会更倾向于进行择时披露，该结论初步支持了风险信息披露“趋异观”的观点，但其内在动机尚需进一步检验。根据有限关注假说的逻辑，选择周末或延迟披露能够较好地弱化年报风险信息披露给公司带来的负面效应，因此管理层在披露年报风险信息时会进行择时披露。基于上述分析，本研究按实际周末披露、预约周末披露、实际延迟和预告延迟进行分组，检验公司年报风险信息披露对市场反应的影响。具体分组变量设置如下：若实际披露日在周五或周六，则WA取1，否则取0；若预约披露日在周五或周六，则WF取1，否则取0；若实际延迟的天数位于该值的3/4分位数之后，则L1取1，否则取0；若预告延迟的天数位于该值的3/4分位数之后，则L2取1，否则取0。参考郭晔等[28]的研究，选取年报实际披露日的前后5个交易日为事件窗口期，并以该期间内上市公司的累计异常收益率来衡量市场反应，计为CAR。由于大量研究已经证明公司盈余变动会引发市场反应，因此，本研究将上市公司当年ROA相比上一年ROA的变化(ΔRO)补充作为控制变量。

具体实证结果见表9。由表9可知，列(1)～列(4)中，当公司的实际披露日、预约披露日不在周五或周六时，年报风险信息披露水平与市场反应均在1%的水平上显著负相关；而当公司的实际披露日、预约披露日在周五或周六时，年报风险信息披露水平与市场反应的关系均不显著。该结果表明，公司选择在周五或周六披露，能够显著降低年报风险信息披露带来的负面市场反应。列(5)～列(8)中，当公司的实际延迟天数、预约延迟天数位于该值的3/4分位数之前时，年报风险信息披露水平与市场反应均在1%水平上显著为负；而当公司的实际延迟天数、预约延迟天数位于该值的3/4分位数之后时，年报风险信息披露水平与市场反应的关系均不显著。该结果表明，公司披露时间滞后越久，越能有效降低年报风险信息披露带来的负面市场反应。总体而言，以上结果共同表明，管理层主要出于降低风险信息披露带来的负面市场反应而进行择时披露，从而为有限关注假说提供了佐证。

表9 年报风险信息与择时披露的动机检验

5.3 经济后果检验

前文已经证实了上市公司会出于减少年报风险信息披露的负面市场反应的目的而进行择时披露。值得注意的是，择时披露发挥上述作用的关键在于分散投资者注意力，导致其对公司价值判断出现偏差。由此，接下去需要进一步关注的问题是：公司的这种择时披露行为是否会导致分析师对公司预测出现分歧，以及使得公司股票严重偏离其内在价值？

5.3.1分析师预测分歧

本研究通过分析师预测分歧来检验当公司择时披露年报时，投资者对公司盈余情况的判断是否准确。借鉴董望等[29]的研究，采用两种方法来衡量分析师预测分歧度，即跟踪公司i的所有分析师对公司i在第t年的每股收益预测值的标准差除以期初股价或者每股收益预测均值的绝对值，计为DP1和DP2。

本部分主要关注的是择时披露行为会如何影响投资者(如分析师)对公司盈余情况的预测，因此，这里以择时披露为解释变量，以分析师预测分歧为被解释变量，其余控制变量与前文一致。具体实证结果见表10。由表10可知，列(1)～列(4)中，WA、WF、LA及LF分别与DP1在10%、1%、1%、1%水平上显著正相关；列(5)～列(8)中，WA、WF、LA及LF分别与DP2在1%、1%、5%、10%水平上显著正相关。以上结果均证实，择时披露行为确实会增加分析师对公司的盈余预测分歧度。

表10 择时披露与分析师预测分歧

5.3.2估值偏差

此外，本研究通过估值偏差来检验择时披露对股票价格与公司内在价值的偏离程度的影响。具体来说，通过对公司的实际价值与基础价值进行对比来衡量估值偏差，并借鉴游家兴等[30]的研究中使用的两种方法来计算估值偏差指标。第一种方法以普通股的市场价值与负债的账面价值之和衡量公司的实际价值，利用行业数据推算出公司的基础价值，将二者之比进行对数化处理再取绝对值，计为AM1；第二种方法以非流通股账面价值与流通股市场价值之和衡量公司的实际价值，利用基础价值估计模型，分行业分季度进行回归并估计出公司的基础价值，将二者之比进行对数化处理再取绝对值，计为AM2。

本部分主要关注的是择时披露行为会如何影响公司的估值偏差，因此，这里以择时披露为解释变量，以估值偏差为被解释变量，其余控制变量与前文一致。具体实证结果见表11。由表11可知，列(1)～列(4)中，WA、WF、LA及LF分别与AM1在1%、10%、10%、1%水平上显著正相关；列(5)～列(8)中，WA、WF、LA及LF分别与AM2在1%、10%、1%、1%水平上显著正相关。以上结果均证实，择时披露行为确实会提高公司的估值偏差水平。

表11 择时披露与估值偏差

6 结语

本研究以2000～2019年沪深A股上市公司为研究样本，探究上市公司在披露年报风险信息这类定性信息时是否存在择时披露行为。研究发现：管理层在披露年报风险信息时会进行择时行为，并且年报风险信息披露越多，择时披露(周末披露和延迟披露)的概率越大。为了较好地解决内生性问题，本研究采用倾向得分匹配法和工具变量法进行检验，结果依然保持不变。此外，融资约束越高以及有再融资计划的公司，年报风险信息披露与择时披露之间的正相关关系越显著。经动机检验发现，管理层择时披露动机在于降低年报风险信息披露带来的负面市场反应，该结果同时也为年报风险信息披露的趋异观提供了佐证。此外，本研究进一步对年报风险信息择时披露所带来的经济后果展开检验，发现年报风险信息的择时披露最终会导致分析师对公司预测出现分歧，以及使得上市公司股票长期偏离其内在价值，出现估值偏差的现象。

本研究主要有以下启示：①在理论层面，首次探讨了管理层对文本信息的择时披露行为，从而丰富了择时披露影响因素方面的研究；同时，关于年报风险信息的策略性披露研究，主要关注管理层对披露内容的操纵，而忽略了管理层对披露时间的管理，本研究则对此进行了补充。②在实践层面，一方面，本研究有助于提高政府部门对公司信息披露的监管意识，为其后续的政策制定提供新的思路，如监管层对于上市公司的信息披露时间应加强引导与规范，尽量避免管理层为弱化负面信息而进行的择时披露行为；另一方面，该结果对加强中小投资保护和改善公司治理也具有重要意义，有助于中小投资者更好地理解上市公司的信息披露行为，提高对延迟披露以及周末披露信息的关注，从而减少因有限注意力造成的损失。

本研究还存在一些不足之处。企业面临的风险种类多样，本研究仅从总体上讨论了年报中披露的风险因素多少对择时行为的影响。实际上，不同类型的风险对企业的冲击不同，利益相关者对其容忍与接受程度也有所区别，未来还可以进一步区分不同类型的风险对管理层机会主义行为的影响有何差异。