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分行业信息披露能提高业绩预告质量吗?
——基于准自然实验的证据

2024-04-23张家慧宋顺林赵玲王彦超

证券市场导报 2024年4期
关键词:分行业管理层业绩

张家慧 宋顺林 赵玲 王彦超

(1.贵州财经大学会计学院,贵州 贵阳 550025;2.中央财经大学会计学院,北京 100098;3.西华大学经济学院,四川 成都 610039)

一、引言

信息披露制度是注册制改革的重点内容,完善的信息披露监管体系是证券市场健康稳定发展的重要保障。为了督促公司及时把经营信息传递给投资者,中国证监会建立了半强制的业绩预告披露制度,以帮助投资者清晰地了解公司经营状态的变化。业绩预告作为上市公司信息披露的重要方式,旨在提供公司未来预期盈余的信息,降低信息不对称程度。然而,从我国上市公司业绩预告制度执行效果来看,其并未在防范内幕交易、降低股价波动风险、警示投资者等方面发挥有效作用(何威风等,2021),上市公司频繁修正业绩预告引发了新的监管风险(李晓溪等,2019)。2020年10月,国务院发布《关于进一步提高上市公司质量的意见》明确指出,要努力完善资本市场信息披露制度建设,提高财务信息透明度,助推上市公司高质量发展。在这一背景下,如何进一步提高业绩预告披露质量成为当前亟待解决的重要问题。

关于管理层策略性披露业绩预告的动机,国内外学者分别基于微观企业和宏观市场两个层面展开研究,从激励或约束的角度考察了企业内在特质或外部环境变化对公司业绩预告质量的影响,但未充分结合我国半强制业绩预告的制度背景,关于上市公司强制性信息披露义务是否对管理层策略性信息披露行为存在溢出效应的讨论空间尚且较大。管理层通常通过自愿性信息披露和强制性信息报告来降低其与外部投资者之间的信息不对称(张然和张鹏,2011;鲁桂华等,2017),强制性的行业信息披露向投资者传递了公司的经营情况和潜在风险,可能会影响管理层策略性信息披露决策的成本收益函数,进而导致管理层业绩预告的披露行为发生改变。

证券交易所为稳步推进分行业信息披露监管而陆续发布的行业信息披露指引,有助于投资者了解公司经营的全貌和评估公司的真正价值(赵玲和黄昊,2022a)。行业信息披露指引作为分行业信息披露监管的基本规则载体,主要强调了与上市公司业务相关的行业信息和经营性信息的披露,从行业视角审视公司的经营成果。行业公司依据指引在年度报告中披露主要业务的经营情况、经营财务数据、外部环境及行业态势、风险因素等信息,一方面可以提高公司的信息透明度,有利于上市公司掌握同行公司的盈利潜力和行业整体发展趋势,降低公司对未来预期盈余的不确定性;另一方面可以帮助其他信息使用者对行业公司财务信息、经营业务、商业模式等进行横向比较,降低信息收集成本,发挥外部治理作用,约束管理层在会计信息生产过程中的机会主义行为(赵玲和黄昊,2022b)。基于此,本文利用沪深交易所分批次颁布行业信息披露指引这一准自然场景,构建双重差分模型,分析分行业信息披露是否会影响公司业绩预告披露质量。

本文可能的边际贡献在于:第一,从新的视角探究了管理层策略性披露业绩预告的影响因素,分析了以行业为维度的信息披露对业绩预告质量的影响。研究发现,行业信息披露能够改善信息环境和提高上市公司的监管风险,促使管理层战略性地调整业绩预告披露质量。

第二,基于沪深交易所分批次颁布行业信息披露指引这一准自然实验场景,考虑行业动态信息披露对市场信息环境的整体影响,更好地认识和解析在行业监管制度下,公司强制性信息披露义务增加如何改变管理层业绩预告披露决策,是对现有文献的重要补充。

第三,为分行业信息披露监管的有效性提供了直接证据和更深入的思考,对进一步基于行业层面推进财务信息与非财务信息相结合的监管工作具有一定的参考价值。

二、制度背景

为提高我国财务信息透明度,中国证监会长期以来规范上市公司信息披露内容,要求公司披露更多能揭示行业共性和市场潜在风险的信息,并对这些信息进行有效监管。为此,沪深交易所自2013年起颁布行业信息披露指引,并据此对上市公司的信息披露内容进行差异化监管(李晓等,2022)。行业信息披露指引的行业选取标准主要是关注社会发展热点行业和重点监管行业,旨在规范上市公司在特定行业中的信息披露行为,包括披露业务模式、主要产品或服务、竞争格局等信息,财务指标和会计政策披露要求,以及特定行业面临的风险因素等。如《深圳证券交易所创业板行业信息披露指引第2号——上市公司从事药品、生物制品业务》明确生物医药类公司在定期报告中披露关于药品研发和注册的相关信息,这有助于投资者更好地了解公司的核心业务和运营情况;《深圳证券交易所行业信息披露指引第15号——上市公司从事电力相关业务》要求上市公司区分电源种类和经营区域,对经营情况、财务指标进行披露,这有助于投资者评估公司在特定行业中的财务状况和绩效。

此外,行业信息披露指引还被看作是分行业信息披露监管的基本规则载体,是落实“以信息披露为中心”监管理念的重要监管依据。自我国资本市场实行分行业信息披露监管以来,交易所根据《上市公司行业信息披露指引》等对上市公司披露的财务报告进行审核,并通过发放问询函的方式对虚假信息或不完整、不合规的信息披露问题实施监管(陈运森等,2019)。因此,在分行业信息披露监管模式下,行业信息披露指引的颁布实施一方面强化了上市公司的强制性披露义务,增加上市公司定期报告中行业经营性信息的含量,降低投资者与上市公司之间的信息不对称,另一方面帮助监管人员发现业务本质,强化“刨根问底”式问询(陈蔚恒和李杲,2018),提高上市公司所面临的监管风险。

近年来,我国努力完善信息披露监管机制,健全分行业信息披露体系,旨在提高资本市场信息披露质量。2020年10月,国务院《关于进一步提高上市公司质量的意见》明确提出,上市公司应当以投资者需求为导向,完善分行业信息披露标准,优化披露内容,增强信息披露针对性和有效性。随着部分行业和公司发展阶段和价值呈现维度逐渐多样化,交易所及时对行业信息披露指引做出了适当的更新,在确保信息披露简明清晰的同时,促使上市公司披露更多的关键行业经营性信息,实现更全面、准确和透明的信息披露。

三、理论分析和研究假设

在分行业信息披露监管下,沪深交易所基于行业间经营模式和业务的差异性,颁布行业信息披露指引,制定了行业关键指标和差异化披露标准,强化公司财务数据与行业信息的关联程度,从行业视角反映公司的经营成果。从理论上看,分行业信息披露可能从以下方面对管理层的业绩预告披露决策产生影响:

第一,行业信息披露提高了上市公司对外披露的行业经营性信息含量,影响企业管理层的机会主义成本,改变其机会主义披露策略。管理层作为公司的内部人,掌握着外部市场参与者不甚了解的有关公司未来经营情况的私有信息(李馨子和肖土盛,2015),他们会利用该信息优势,策略性地发布业绩预告以攫取私人利益(Cheng et al.,2013)。然而,分行业信息披露政策能够提高投资者与管理层之间的信息透明度。分行业监管实施后,监管人员在统一监管标准的前提下对来自同一行业或从事同类经营业务的上市公司进行监管,对上市公司组织架构、经营模式、工艺流程和财务情况等的把握更加全面,并促使上市公司依据行业信息披露指引要求对外披露真实的经营性信息,降低上市公司违法违规行为发生的可能性。此外,分行业信息披露制度要求企业披露与特定行业相关的重要信息,涵盖了更广泛的内容和指标,提高了投资者所获取信息的完整性和准确性,帮助投资者更为充分地理解和掌握公司的经营情况(赵玲和黄昊,2022a),更好地识别和判断公司的未来盈利能力,降低信息不对称程度。例如,要求汽车制造行业的公司披露报告期内新增门店数量、已签订但未履行完毕的主要订单情况,以及整车和零部件产销量、收入和成本等关键技术指标,投资者将这些指标和趋势与公司毛利率水平相结合,能够判断公司毛利率水平的合理性,感知公司的潜在经营风险,识破其机会主义披露行为。在此情况下,若公司仍坚持披露与实际情况相差较大的业绩预告,就会引起投资者的讨论和监管部门的注意,加剧自身监管压力和诉讼风险。因此,分行业信息披露政策能够通过增加管理层隐瞒坏消息的成本,抑制管理层的机会主义行为,迫使其披露高质量的业绩预告。

第二,行业信息披露增加了行业信息溢出,通过强化同行企业间的同侪效应,借助外部监督的治理机制迫使企业改善业绩预告质量。同侪效应在财务研究中是指企业做出的决策会受到同行企业类似活动的影响(Roychowdhury et al.,2019),导致具有相似特征的企业在决策上呈现某种交互影响的现象,其产生的基本前提和关键因素是便利的信息交互方式以及标准化的信息传递流程(焦媛媛和李智慧,2020)。由于同一行业中的公司是相互依存的,单一公司的披露决策会受同行业其他公司决策的影响(Seo,2021)。在分行业信息披露监管下,行业信息披露指引的颁布有助于降低市场中介机构收集和分析公司经营信息的成本,进一步加速同行之间的信息溢出效应。此时,外部监督机制发挥的作用更为充分(赵玲和黄昊,2021)。分析师作为资本市场重要的信息中介,能够促进信息传播和解读,被视为公司管理层的外部监督者,他们通常会利用自身的专业知识收集和整理所关注的上市公司信息,向资本市场的投资者发布研究报告,帮助投资者更加了解上市公司,洞悉上市公司的真实业绩(杨棉之和刘洋,2016)。分行业信息披露监管政策的实施帮助分析师以更低的成本获得行业内公司经营性关键信息,加快了同行业企业间的信息流动,强化了同行业企业群组的同侪效应,迫使管理层根据行业内其他企业的经营情况对未来盈余做出合理估计。同时,由于“点名效应”的存在(Schmidt and Tyler Jr,1975),若同类企业的行业关键指标相当时,有偏见的业绩预告可能会被公司的外部监督机构看作异常值,为公司带来监管风险和声誉损失(Skinner,1994;Skinner,1997)。因此,在外部监督机制发挥作用的情况下,管理层倾向于披露高质量的业绩预告。此外,外部监督力度的提高,还能降低委托代理成本(Jensen and Meckling,1976),减少大股东或管理层的机会主义行为,管理层会为了避免法律诉讼和融资成本的提高,倾向于披露更多、更精确的信息(袁振超等,2014)。

第三,行业信息披露增加了企业间信息可比性,降低了未来盈利对管理层和投资者的不确定性。当公司与行业内其他公司的信息具有较强的可比性时,这些比较信息能够对公司管理层的业绩预告产生较大的参考价值(陈翔宇等,2015)。管理层通过将企业与同行业中其他企业的财务和非财务信息进行比较分析,更好地判断公司未来发展趋势。企业间较高的信息可比性可以帮助管理层以较低的成本获取较多对预测未来业绩有用的信息,进而提供更高质量的业绩预告。此外,外部投资者也可以通过对比同行信息提高对公司价值和未来经营风险的感知程度,更好地理解和评价公司业绩(De Franco et al.,2011)。在行业总体增长稳定的情况下,公司披露的关于经营情况等方面的信息能够降低投资者的信息处理成本,进而影响其对行业内其他公司未来盈余能力的判断(李青原和王露萌,2020)。当投资者能够较准确地估计管理层披露信息的精度时,他们就会对偏离预期精度水平的业绩预测持怀疑态度(Rogers and Stocken,2005),并使用经审计的财务报告评估预测是否可信(Cheng et al.,2013),此时管理层很难通过操纵业绩预告精确程度获得超额回报,即分行业信息披露监管政策能够通过提高行业内公司的信息可比性,使管理层提高业绩预告披露质量。

综上所述,本文认为,在行业监管下,公司披露行业经营性信息一方面能够提高公司的信息透明度,使管理层难以隐藏坏消息;另一方面该政策会加速同行之间的信息溢出和比较,不仅可以降低管理层对未来盈余的不确定性,还会对公司形成同侪压力,提高潜在的诉讼风险,使其在外部监督机制下减少策略性的机会主义行为,即在该政策的影响下,公司会倾向于提高业绩预告质量。由此,本文提出研究假设:

H1:分行业信息披露会促使公司提高业绩预告质量。

四、样本选择和模型设计

(一)样本选择

本文以2010—2020年沪深A股非金融上市公司为研究对象,探究分行业信息披露政策对公司信息披露策略的影响。上市公司业绩预告数据来自Wind数据库。公司遵守行业信息披露指引的情况,主要以沪深交易所颁布的行业信息披露指引为基础,根据文件具体内容,结合上市公司所处行业、主营业务范围和年报披露的是否遵守特殊行业信息披露指引等信息进行判断。其他财务数据均来自CSMAR数据库和Wind数据库。

为保证研究的可靠性,本文还对基本样本进行了筛选与处理,过程如下:(1)剔除在样本期内行业经营性数据信息的披露义务发生改变的公司样本;(2)剔除当年被标记为ST、*ST的公司样本;(3)剔除上市年限小于1年的公司样本;(4)剔除资不抵债的公司样本;(5)剔除财务数据缺失的公司样本。

此外,本文在验证假设时,剔除开区间估计和定性估计的业绩预告样本,且在计算业绩预告偏差时,仅保留年度业绩预告样本,最终获得2993家上市公司共15224个有效观测值。同时,为避免异常值对回归结果产生潜在影响,本文还对连续变量进行了缩尾处理。具体遵守行业信息披露指引的行业分布情况如表1所示。

表1 遵守行业信息披露指引的行业分布情况

(二)模型设计

本文基于沪深交易所分批次颁布行业信息披露指引这一准自然实验事件,建立多期双重差分模型,并控制年份固定效应和个体固定效应。此外,本文所有回归模型均采用公司层面聚类的稳健标准误估计。具体模型如下所示:

1.被解释变量

本文选取业绩预告偏差(Width)作为业绩预告质量的代理变量。参考王玉涛和王彦超(2012),业绩预告偏差(Width)用业绩预告宽度表示。宽度越小,业绩预告质量越高。具体定义如下:

其中,upper为闭区间上限,low为闭区间下限。

2.解释变量

针对处理组的期前前后检验模型,变量POST取1表示政策冲击年,为执行行业信息披露指引后的年度,取0表示执行之前。针对所有上市公司的渐近差分检验模型,变量Treat取1表示为处理组,取0表示为对照组,即两者的交乘项Treat×POST表示公司当年是否执行分行业信息披露政策。

3.控制变量

本文借鉴Ajinkya et al.(2005)、袁振超等(2014)、孟焰和王英允(2019)的研究,选择如下控制变量:公司规模Size、公司资产负债率Lev、账面市值比BM、资产收益率ROA、第一大股东持股比例Top、机构投资者持股比例Instit、公司年龄Age、预告期间长短Days、股权性质SOE、审计事务所是否“四大”Big4、公司是否亏损Loss。同时,本文控制年度固定效应(Year)和公司固定效应(Firm)。具体变量定义见表2。

表2 变量定义

(三)描述性统计

表3列示了有关变量的描述性统计结果。在样本期间,17%左右的A股上市公司受到分行业信息披露监管的影响,按要求披露行业经营性信息。此外,样本公司的业绩预告偏差Width均值(中位数)在0.25(0.18)左右,与王玉涛和王彦超(2012)的研究相似。其他变量均值与过去文献基本一致。

表3 变量的描述性统计结果

五、实证结果与分析

(一)回归分析

对模型(1)的回归结果如表4所示。针对管理层业绩预告偏差(Width),核心解释变量Treat×POST在5%水平上显著为负,系数为-0.019,表明相比未遵守行业信息披露指引的公司,遵守行业信息披露指引的公司在受到分行业信息披露监管后,降低了2%左右的业绩预告宽度,提高了业绩预告质量。也就是说,表4的结果支持了假设H1,说明分行业信息披露政策对提高管理层业绩预告质量具有积极的溢出作用。一方面,分行业信息披露政策会加速同行之间的信息溢出和比较,降低管理层对未来盈余的不确定性;另一方面,行业信息披露指引的颁布旨在帮助投资者了解公司真实的价值和潜在的风险,而公司按照指引要求在年报中披露相关行业经营性信息后,管理层很难通过操纵业绩预告精确度隐瞒有关公司风险或经营情况的信息而获得收益,并且管理层在较大的同侪压力下若披露偏差较大的业绩预告,可能导致自身诉讼风险的提高。因此,分行业信息披露政策实施后,管理层提高了业绩预告质量,表现为业绩预告偏差下降。

表4 分行业信息披露监管与业绩预告质量

(二)机制检验

Basu(1997)认为,会计稳健性是指公司在财务报告中确认坏消息比确认好消息更及时。也就是说,较高的会计稳健性意味着较少的管理者机会主义动机和较高的公司信息透明度。根据前文所述,分行业信息披露政策能够缓解管理层与股东之间的委托代理问题,通过增加上市公司的监管压力,促使其披露高质量的信息,提高企业的会计稳健性水平(林钟高和李文灿,2021)。结合郭慧婷和赵小雪(2022)的研究发现,即会计稳健性与管理层业绩预告乐观偏差呈显著的负相关关系,本文预测,分行业信息披露监管政策提高有关行业公司的会计稳健性是其改变管理层策略性披露业绩预告行为的潜在渠道。借鉴Basu(1997)、Khan and Watts(2009)、林钟高和李文灿(2021)的研究,本文使用C-score指数作为衡量上市公司会计稳健性的代理变量,C-score值越大,表示会计稳健性越高。将该值作为被解释变量代入模型(1)中,回归结果如表5列(1)所示。核心解释变量Treat×POST的系数为0.017,在1%水平上显著,表明分行业信息披露监管政策能够提高上市公司的会计稳健性水平,意味着会计稳健性的增强是分行业信息披露监管提高管理层业绩预告披露质量的重要途经。

表5 分行业信息披露监管对业绩预告披露质量的影响渠道

分行业信息披露指引要求公司公布能够揭示行业共性的个性化关键经营性指标,通过强化同行企业间的信息对比,加剧同侪压力,倒逼管理层披露高质量的业绩预告;同时会计信息可比性的提高通过降低外部信息使用者的信息获取、处理和分析成本,提高他们对公司潜在风险和真正价值的感知能力,帮助投资者更好地理解和评价公司业绩,迫使管理层提高其业绩预告质量。因此,本文将进一步考察分行业信息披露指引的实施对企业会计信息可比性的影响。参考周冬华和杨小康(2018)的研究,本文使用同行业两个公司的总应计利润差异的绝对值(Diff_TA)来衡量两个公司的会计信息可比性,其中,公司的总应计=(营业利润 经营活动现金净流量)/期初总资产。为了更好地理解,本文对该值乘以-1,调整后的数值越大,意味着公司的会计信息可比性越高。将该值作为被解释变量代入模型(1)中,回归结果如表5列(2)所示。核心解释变量Treat×POST的系数为0.037,在1%水平上显著,表明分行业信息披露监管政策能够提高上市公司的会计信息可比性。结合现有研究,会计信息可比性越高,管理层业绩预告披露质量越高。这意味着会计信息可比性的提高是分行业信息披露监管提高管理层业绩预告披露质量的另一重要途经。

(三)调节效应

1.信息环境的调节效应

分行业信息披露政策的实施帮助外部投资者获得公司的行业经营性信息,降低了与管理层的信息不对称程度,进而抑制管理层隐瞒坏消息的动机,使其披露高质量的业绩预告。公司信息环境会对两者的关系产生影响。本文基于Dechow and Sloan(1995)提出的修正Jones模型计算操纵性应计盈余质量,用其绝对值来度量企业内部信息环境,该值越大,说明信息不对称程度越高。具体地,根据期初应计盈余质量的绝对值将样本分为高低两组,若该指数高于年度均值,则DA为1,否则为0。根据表6列(1)的结果,DA×Treat×POST的回归系数显著为负,说明公司的信息不对称程度越高,分行业信息披露监管政策对管理层业绩预告偏差的负向影响越大,表明分行业信息披露政策通过规范上市公司对外披露的行业经营性信息,降低外界与管理层的信息不对称程度,使管理层很难通过夸大经营业绩来隐藏坏消息,即信息环境在分行业信息披露政策对业绩预告质量的积极影响中发挥了重要的调节作用。

表6 调节效应检验

2.外部监督的调节效应

证券分析师在资本市场中扮演着重要的角色,通过运用专业知识搜集、整理、分析上市公司相关信息,发挥外部监督作用。分行业信息披露加快了同行企业间的信息流动,降低了分析师获取信息的成本,分析师关注度提高,促使上市公司披露更高质量的业绩预告。而对于行业信息披露指引实施之前已有较高分析师关注度的上市公司,分行业信息披露政策对业绩预告质量产生的影响程度相对较小。本文根据对公司进行过跟踪分析的分析师(团队)数量和分析师发布的公司盈余预测跟踪报告数量将样本分为高低两组,若分析师(团队)数量或跟踪报告数量低于年度中位数,则Analyst或Report为1,否则为0。根据表6列(2)(3)的结果,Analyst×Treat×POST和Report×Treat×POST的回归系数均显著为负,表明上市公司分析师关注度越低,行业信息披露政策对业绩预告质量的积极影响越显著,外部监督机制成立。

3.企业风险的调节效应

首先,公司法律诉讼风险的差异会导致公司信息披露治理的差异,为缓解监管风险,管理层会采取措施改善业绩预告质量。本文进一步检验公司监管风险对分行业信息披露监管与公司业绩预告质量的调节作用。当公司面临较高的诉讼风险时,管理层会提高信息披露水平,尤其是坏消息的披露(张然和张鹏,2011)。当公司经营业绩较差时,管理层可以通过操纵业绩预告而向市场传递公司具有高业绩水平的信号(McNichols,1999);但在实际业绩宣告后,投资者发现管理层未真正扭转业绩时,可能会给公司带来诉讼,甚至造成声誉损失,导致更高的企业资本成本(董南雁等,2017)。因此,在分行业信息披露监管下,公司面对坏消息时,管理层会发布更准确的业绩预告降低潜在的法律风险。参考孟焰和王英允(2019)的研究,本文将发布为“预减”“预亏”“首亏”“续亏”的业绩预告划归为坏消息预告,Bad为1,否则为0。回归结果如表6列(4)所示。交乘项Bad×Treat×POST系数在1%水平上显著为负,说明在分行业信息披露监管下,坏消息潜在的法律风险和操纵性收益的减少会加大行业信息披露对业绩预告偏差的负面影响,更好地改善业绩预告质量。

其次,公司所处的法律制度环境将影响管理层的业绩预告行为决策。在法治水平高的地区,上市公司面临的外部监管更严格(郑建明和孙诗璐,2021),分行业信息披露监管带来的增量效应并不明显;而在法治水平较低的地区,更容易产生违规风险,受到外界关注。因此,在法律制度环境较差的地区,公司受到的监管压力更大,隐瞒真实信息而引起的诉讼风险也更大。本文根据《中国分省份市场化指数报告》(王小鲁等,2021)中的“中介组织发育和法律得分”,将各地区按年份分为法律制度环境高与低两组,若上市公司办公所属省份在法制环境较低的地区,则Mkt为1,否则为0。回归结果如表6列(5)所示,Mkt×Treat×POST的回归系数在5%水平上显著为负,说明相比处于高法制环境的公司,处于低法制环境的公司更可能感知分行业信息披露监管所带来的法律风险,进而做出降低业绩预告偏差的决策。

再次,分行业信息披露政策要求上市公司披露行业经营性信息,这能使投资者了解公司潜在的经营风险和未来盈利情况,降低管理层进行策略性信息披露可获得的超额回报,迫使其披露高质量的业绩预告。在此情况下,若分行业信息披露政策反映公司真实的经营风险是导致管理层改善业绩预告质量的原因之一,则应该能观察到:在公司经营风险更大时,分行业信息披露监管政策颁布后其管理层会更倾向于提高业绩预告质量。因此,参考已有文献,本文使用盈余波动性作为公司经营风险的代理变量,即若公司前3年净资产收益率ROA的标准差高于样本中位值,则认为公司存在较大的经营风险,Risk为1,否则为0。根据表6列(6)的结果,Risk×Treat×POST的回归系数显著为负,说明公司的经营风险越高,分行业信息披露监管政策对管理层业绩预告偏差的负向影响越大,公司的经营风险在分行业信息披露政策对业绩预告质量的积极影响中发挥了重要的调节作用。

(四)稳健性检验

1.平行趋势检验

本文主要采取多期双重差分模型对假设进行检验,因此,需要进一步研究样本是否满足平行趋势假设。本文定义了5个年份虚拟变量, 即Before2、Before1、Current、After1和After2,分别代表遵守行业信息披露指引前2年(以上)、前1年、政策当年、政策后1年和政策后2年(以上)。然后将模型(1)的Treat×POST替换成上述5个时间虚拟变量,回归结果如表7所示,平行趋势如图1所示。

图1 平行趋势(Width)

表7 行业信息披露监管的动态影响分析

由表7和图1可以看出,在行业信息披露指引颁布前,处理组和控制组的变化趋势不存在显著差异,模型基本满足平行趋势假设。此外,After1和After2的系数显著为负,进一步说明分行业信息披露监管对公司管理层业绩预告质量存在显著的积极影响,但存在滞后。

2.基于PSM-DID的检验

此外,考虑到控制组和实验组之间可能存在潜在的系统性差异,本文采取倾向性得分匹配法(propensity score matching,PSM)来缓解对这方面问题的担忧。具体是基于模型(1)中所选取的控制变量,采用最近邻半径匹配无放回的方法重新构造控制组样本,并基于PSM配对样本构建了双重差分模型,直接比较上市公司受到行业信息披露政策影响前后业绩预告质量的变化。平衡性检验结果如表8所示,表明匹配后实验组和控制组的变量间不存在显著差异。

表8 平衡性检验结果

本文进一步对基于PSM的配对样本进行回归,结果如表9列(1)所示,分行业信息披露监管显著降低了管理层业绩预告偏差,改善了业绩预告质量,表明本文结果稳健。

表9 稳健性检验

3.控制自愿性业绩预告样本

考虑到本文结果可能是由管理层自愿性业绩预告披露动机所驱动的,本文将管理层自愿披露业绩预告哑变量Voluntary作为控制变量加入模型(1)重新回归。其中,若公司当年进行自愿业绩披露,Voluntary为1,若公司当年强制披露或没有披露,Voluntary则为0。1回归结果如表9列(2)所示,核心解释变量Treat×POST的系数依然显著为负,说明本文结果稳健。

4.遗漏变量的影响

袁振超等(2014)的研究表明,公司的代理成本是影响业绩预告披露质量的重要因素,公司的代理成本越低,管理层对外披露的业绩预告精确度会越高,即两者之间存在显著的负相关关系。因此,在分行业信息披露监管下,可能存在其他遗漏变量引起公司的代理成本发生改变,进而使管理层披露高质量的业绩预告。此外,业绩预告策略性披露决策还受到公司股权结构的影响。股权集中度越高的公司,管理层的权力越有限,可能存在大股东为了私利利用自身的控股地位对管理层的业绩预告披露决策进行干预的情况。为了避免上述两方面潜在因素对研究结果的影响,本文进一步控制公司的代理成本和股权结构。具体地,参考宋云玲等(2022)的研究,在模型(1)中加入第一类代理成本AC1、第二类代理成本AC2和股权制衡度Herf5作为控制变量,回归结果如表9列(3)所示。在控制潜在遗漏变量后,系数Treat×POST仍显著为负,说明本文研究结论未受到潜在遗漏变量的影响。

5.排他性解释

首先,公司治理可能是影响业绩预告质量的重要因素之一。前文认为,分行业信息披露制度能够提高同行信息可比性和同侪压力,促使上市公司管理层披露高质量的业绩预告以避免监管风险和应对外部投资者对公司高质量信息的需求。除此之外,是否还有其他的影响路径?现有文献表明,公司治理结构对管理层的业绩预告披露行为具有约束作用。Karamanou and Vafeas(2005)研究发现,在具有更有效的董事会和审计委员会结构的公司中,管理层更有可能发布准确的盈余公告;高敬忠和周晓苏(2009)研究表明,公司的独立董事比例与管理层业绩预告的精确程度呈正相关关系。因此,为避免研究结果是来自公司治理驱动的担忧,本文在基本模型中加入董事会规模Board和独立董事人数Indpt作为控制变量,重新对模型进行回归,结果如表9列(4)所示,关键解释变量Treat×POST的系数依然保持显著,说明公司的治理结构不能解释本文的研究结论。

其次,宏观经济不确定性也可能是影响业绩预告质量的重要因素之一(Kitagawa,2021)。已有文献主要考察经济政策不确定性如何影响管理层的业绩预告披露决策,如Baginski and Rakow Jr.(2012)提出,当经济政策不确定性较高时,管理层会为了降低融资成本而发布业绩预告向外界传递关于公司未来收益的信息;周楷唐等(2017)从政策不确定的角度,发现管理层为了缓解信息不对称和提高流动性,倾向于披露精确度较高的业绩预告。因此,本文在基本模型中加入经济政策不确定性程度作为控制变量,以排除由宏观经济不确定性带来的干扰。参考李增福等(2022)的研究,本文使用Baker et al.(2016)创建的经济政策不确定指数(economic policy uncertainty index,EPU)来衡量我国经济政策不确定程度。2由于EPU是时间序列变量,所以本文在基准回归模型中没有控制年份的时间固定效应,而是借鉴李增福等(2022)的做法,在控制变量中加入GDP增长率、M2增速、物价指数等宏观变量。3回归结果如表9列(5)所示,表明本文的研究结论未受到宏观因素的影响。

最后,由于我国上市公司是被允许对前期发布的业绩预告进行修正的,因此本文样本中还存在上市公司对业绩预告进行修正的情况。这意味着业绩预告质量的提高可能并不是由于公司受到了分行业信息披露政策的影响,而是存在潜在的关键因素改变了管理层业绩预告的策略性信息披露行为,即上市公司的业绩预告修正行为可能会影响本文的研究结果。因此,为提高研究结论的可靠性,参考何威风等(2021)的研究,本文剔除了业绩预告修正的公司样本后重新对模型(1)进行回归,结果如表9列(6)所示,分行业信息披露监管政策对业绩预告质量的正向影响依然成立,表明前述研究成果依然稳健。

6.上交所废止部分行业信息披露指引

上交所于2021年1月废止了石油和天然气开采、环保服务、航空运输、医疗器械、集成电路、广播电视传输服务、农林牧渔、影视、黄金珠宝饰品、水的生产与供应、航空/船舶/铁路运输设备制造这11项行业信息披露指引。因此,参考张家慧和赵玲(2024)的研究,本文在稳健性检验中加入对上述上交所行业信息披露监管政策变化的实证检验,具体是保留上交所政策废止前后两年(2019—2022年)的公司样本,此时,若年份在2021年及以后,则Post0为1,否则为0。同时,将在该样本期间一直受到行业信息披露监管政策影响的上交所上市公司作为对照组,Treat0为0;而实验组则是因废止以上11项指引导致其行业信息披露义务发生变化的上交所上市公司,Treat0为1。回归结果如表9列(7)所示,Treat0×Post0的系数不显著,说明行业信息披露指引政策的废止对管理层业绩预告披露质量的影响不大。

7.业绩预告质量的替代变量

参考Ajinkya et al.(2005)、李晓溪等(2019)的研究,本文还以业绩预告乐观程度Bias作为业绩预告质量的代理变量,具体是管理层盈余预告值与实际值偏差的绝对值与期初市值的比值来衡量,该值越小,表示业绩预告质量越高。回归结果如表9列(8)所示,与主检验一致,表明业绩预告质量的变量度量不影响本文研究结论。

8.安慰剂检验

本文使用安慰剂检验考察研究结果是否是由偶然因素引起。具体是采用随机抽样重新确定构成处理组的样本公司和受到政策影响的时间并进行回归分析,重复1000次上述过程形成待检验的安慰剂处理组,观察回归系数的分布情况。结果如图2所示,估计系数以0为中心呈正态分布,符合安慰剂检验的预期。且实际估计系数为小概率事件,说明本文主回归结果的估计系数是受到真实分组因素的影响,并不是由偶然因素引起的,即可排除其他随机因素对结果的干扰。

图2 安慰剂检验的估计系数分布

六、结论与建议

本文以我国分批次颁布行业信息披露指引为背景,并结合半强制业绩预告制度的特点,从交易所差异化监管的角度,运用双重差分模型研究了分行业信息披露政策对管理层业绩预告披露行为的影响。研究发现,在分行业信息披露制度引起信息不对称程度降低和监管压力提高的情况下,管理层会降低业绩预告偏差以规避风险和满足外界投资者对于高质量信息的需求;且该结果受到公司信息环境、外部监督和法律诉讼风险的影响,即当公司的信息不对称程度越大、面临的外部监督水平越弱或法律诉讼风险越大时,分行业信息披露制度对业绩预告质量的正向影响越显著。此外,作用机制检验结果显示,分行业监管政策通过提高上市公司的会计稳健性和会计信息可比性,对管理层的业绩预告披露质量产生影响。

依据上述研究结论,本文提出如下建议:首先,监管部门一方面应继续推进分行业信息披露制度的完善工作,结合行业特征和属性,鼓励或强制上市公司披露更多能够揭示企业真实价值和潜在风险的非财务信息,并加强对公司信息披露的监管;另一方面应对分行业监管辅以有效的制度安排,激励上市公司披露更多的业绩信息,构建更为持续和透明的信息环境。其次,在分行业信息披露监管下,上市公司可以利用同行业其他公司披露的行业经营性信息进行对比,掌握行业未来整体的发展趋势和盈利方向,对公司自身的经营情况有更好的理解,发布高质量的业绩预告以避免分行业信息监管带来的诉讼风险和满足外部的信息需求,通过改善信息环境而提升竞争优势。最后,在分行业信息披露监管下,投资者应当充分利用同行间和供应链上的行业经营性信息,了解公司的未来盈利情况,结合公司披露的业绩预告等信息,做出有效的投资决策。 ■

注释

1.参考李晓溪等(2019)的研究,本文将“预警类型”为“略增”“略减”“续盈”“不确定”的业绩预告确认为自愿业绩预告,而“预警类型”为“预增”“预减”“首亏”“续亏”“扭亏”的业绩预告确认为强制业绩预告。此外,由于原中小板公司已于2006年全部适用强制业绩预告政策,直至2019年才转为符合条件的强制披露,且深交所于2012年要求全体创业板公司披露业绩预告,因此这些公司的Voluntary都为0。

2.由于本文使用年度数据,因此对当年12个月的指数取算术平均数并除以100,得到中国经济政策不确定指数的年度数据。

3.由于可获得的固定资产投资价格指数只到2019年,因此与主回归相比,此处的回归样本减少。

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