业绩预告_盈余管理与经济后果

《经济问题探索》2015年第2期

业绩预告、盈余管理与经济后果

黄晓蓓，郑建明

（对外经济贸易大学，北京100029）

*

要：本文研究了业绩大幅下降强制预告制度对我国上市公司盈余管理行为的影响。结果显示，监管机

构对业绩下降的强制预告要求会诱发上市公司向上调高利润以避免业绩预告的盈余管理行为，表现为具有该类

摘

动机的上市公司可操纵性应计显著高于披露了业绩大幅下降预告的上市公司，但是该类公司并没有由此获得更

，在改善上市公司信息环境的同时也会诱高的市场回报。研究结果表明，强制的业绩预告制度是一把“双刃剑”

发上市公司的盈余管理行为，降低盈余质量；但是市场可以对这种盈余管理行为进行发现与纠正。本文的研究

为我国信息披露制度以及上市公司的盈余管理行为提供了新的经验证据。

关键词：业绩预告；强制披露；盈余管理；经济后果一、引言

在我国监管部门明线政策（bright－linerules），以及较弱的声誉惩罚机制下，我国上市公司具有强烈的盈余管理动机（Hung，Wong，2011），例如通过盈余管理来避免业绩亏损（陆建桥，1999；陈晓，戴翠玉，2004；王亚平，吴联生，白云霞，2005；雷光勇，刘慧龙，2007），或是将业绩调整至既定目标，以“迎合”或“规避”监管部门的要求，如上市公司通过盈余管理以达到配股资格等（陈小悦，2000；Chen，Yuan，2004；Haw，Qi，2005）。

为减少信息不对称，保护中小投资者的利益，我国于1998年实施业绩预告制度，要求上市公司对未来期间可能出现的业绩亏损进行预告，拉开了我国上市公司强制性业绩预告制度的序幕。2001年底，深圳交易所与上海交易所在“关于做好2001年年度报告的通知”中规定“盈利水平较上年出现大幅变动的（利润总额增减50%或以上），上市公司应当在年度结束后30个工作日内及时刊登预亏公告或业绩预警公告”，自此将业绩大幅变动纳入强制性业绩预告的范围。该制度实施后取得了较好的效果（张维迎，2002），业绩预告具有显著的信息含量，市场会对业绩预告公告类型产生预期合理的反应，尤其是坏消息的披露效应显著，业绩大幅下降预告披露后的两个交易日内，平均累计超额报酬率快速下降2.19%。（蒋义宏，童驯，

杨霞，2003）。

业绩预告制度的实施使业绩为“0”（净利润亏损或转亏为盈）与业绩变化下降幅度达到50%成为我国上市公司面临的强制性预告阈值。现已有大量文献对我国上市公司在阈值“0”附近的盈余管理进行了研究，却少有研究关注业绩预告带来的另一个坏消息阈值“业绩大幅下降50%”与上市公司盈余管理行为之间的关系。业绩下降的上市公司是否会通过盈余管理来规避强制预告带来的市场监管和负面市场反应，市场是否能够识别这种盈余管理行为并给予相应的反应，成为有趣的研究话题。

本文关注业绩大幅下降强制预告制度实施后对上市公司盈余管理行为的影响。通过分析该制度实施前后上市公司的盈余分布变化，发现该制度可以激发我国上市公司的盈余管理行为，并且这种盈余管理行为是持续存在的，业绩下降50%成为我国上市公司避免业绩大幅下降而进行盈余管理的新阀值。为了考察上市公司盈余管理的幅度及其经济后果，本文分别选取业绩变化位于阀值右方（业绩下降幅度略低于阀值）且没有披露业绩预告的上市公司与位于阀值左方（业绩下降幅度略高于阀值）并且合规披露了业绩大幅下降预告的上市公司进行配对研究，发现业绩变化略低于阀值的上市公司向上调高利润的盈余管理幅度更大。进一步比较业绩预告披露前后与财务报告公告日前后

作者简介：黄晓蓓（1985－），女，安徽阜阳人，对外经济贸易大学国际商学院博士生，研究方向：信息披露、分析师与资本市

场；郑建明（1971－），男，浙江台州人，对外经济贸易大学国际商学院教授，博士生导师，研究方向：公司财务、人民币汇率、外商直接投资。

*基金项目：教育部新世纪优秀人才支持计划（NCET－11－0623）与对外经济贸易大学学术创新团队项目“转轨时期的公司财务创新团队研究”（CXTD3－02）。

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的累计超额报酬率，发现进行盈余管理上市公司的虽然可以逃避强制业绩预告，但是市场可以识别出该类公司的盈余管理行为，导致该类公司在财务报告公告日前后产生更为显著的负面市场效应，并不能获取比业绩预告上市公司更高的市场回报，反而会因为盈余管理幅度的提高受到市场惩罚。该研究结论表明，虽然业绩预告制度可以提前释放上市公司业绩大幅下降风险，但是会对上市公司的盈余质量产生一定的负面。本文的影响，强制业绩预告制度是一把“双刃剑”研究为新兴市场强制信息披露制度的实施与上市公司

盈余管理行为及其经济后果提供了新的经验证据。本文的结构安排如下，本文第二部分在文献回顾和理论分析的基础上提出研究假说；第三部分是研究设计，描述研究样本的选择，提出研究方法和模型；第四部分是实证检验的结果及分析；最后是结论。

二、文献回顾、理论分析与研究假设

在西方研究体系中，管理层盈利预测多是在自愿披露的制度环境下进行，上市公司与盈利预测相关的盈余管理行为动机主要来自对已预测盈利值或是分析师预测值的“迎合”（Kasznik，1996；Burgstahler，Eames，2006）。业绩预告制度的实施使我国上市公司管理层的盈利预测具有强制性特征，当上市公司预计

”、“扭亏为盈”以及“业绩其未来业绩会出现“亏损

大幅下降或上升达到50%”时，上市公司需要按照监

管部门的要求，在规定时间内对业绩变动进行预告。郭娜与祁怀锦（2010）研究发现，在强制业绩预告制度实施之后，进行业绩预告披露的公司盈余管理程度要显著高于没有进行业绩预告的公司，该研究结论与西方文献相似，即上市公司会为了“迎合”业绩预告值而进行盈余管理，但是研究没有从业绩预告制度本身对盈余管理行为的影响进行探讨。王克敏，廉鹏（2012）对我国IPO盈利制度由强制披露转向自愿披露过程中发行公司的盈余管理行为进行了比较，发现放开对盈利预测的强制披露要求可以有效抑制公司的盈余管理水平，披露制度由强制性向自愿性的改革有助于改善公司的信息质量，该研究结论表明，强制的披露制度会诱发上市公司的盈余管理行为。

韦沛文（2005）最早研究了业绩预告制度设定的“阀值”对我国上市公司盈余管理行为的影响，发现上市公司在“预减”处存在向上调高利润的盈余管理行为，Huangetal（2013）采用盈余分布法进一步对该阀值附近的盈余管理行为进行了分析，发现了类型的结果，但是以上研究的研究区间较短，并且仅发现了盈余管理行为的存在，没有进一步分析上市公司盈余管理的手段及其经济后果。

①

上市公司对具有价值相关性的业绩变动信息披露决策是在对相关成本收益进行权衡之后的最优化选择（Verrecchia，1983）。在完全自愿的披露环境下，诉讼成本（litigationcost）与管理层的声誉成本可以对上市公司对业绩大幅下降的提前披露行为进行有效约束（Skinner，1994）。在我国，上市公司面临的诉讼成本与管理层声誉成本比较低。监管机构对业绩大幅下降进行强制性要求，使我国上市公司在进行预告决策时需要将政府的监管成本纳入决策范围内。强制预告的监管成本可以视为诉讼成本与声誉成本的替代品。然而，我国监管部门对业绩预告行为监管的有效性不足①，并不能降低我国上市公司后续业绩预告违规的概率（宋云玲，李志文，纪新伟，2011），而且对违规预告上市公司的处罚上存在一定的偏见性（宋云玲，2009），致使我国上市公司面临的监管成本不足以完全替代诉讼成本与声誉成本并达到规范上市公司业绩大幅下降预告行为的作用；而另一方面，业绩大幅下降的业绩预告公告会带来显著的市场负面效应，在二者的相互作用下，会激发上市公司通过盈余管理来规避披露业绩大幅下降预告的行为，因此，本文提出以下假设：

假设1：上市公司具有避免业绩大幅下降（50%）以规避业绩预告的盈余管理动机。

业绩大幅下降的上市公司按照规定披露业绩预告，需要面临监管部门对其业绩预告的时间、形式以及准确度的监管，并存在“迎合”业绩预告预测值的盈余管理动机（郭娜，祁怀锦，2010）。选择盈余管理来逃避业绩预告的上市公司可以视为其对盈余管理、推迟披露业绩下滑信息与逃避市场监管带来的成本与收益之间权衡的产物，这类公司可能会由于准确做出业绩预告的难度更大或是更容易受到监管部门的处罚而选择规避披露要求，相较于“迎合”业绩预告值的盈余管理动机而言，这类公司避免业绩预告的盈余管理动机更为强烈，盈余管理的幅度也会相应提高。因此，本文提出如下假设：

假设2：通过盈余管理规避业绩大幅下降预告的上市公司比合规披露业绩大幅下降预告上市公司的盈余管理幅度更高。

根据有效市场理论，投资者能够“看穿”上市公司的行为并做出无偏反应。业绩预告制度实施已有十余年时间，市场对业绩大幅下降预告的负面反应表明投资者已经对该制度的实施给予理性的反应，业绩下滑的风险可以在业绩预告披露时得到提前释放。成功通过盈余管理免于业绩预告的上市公司即使可以避开业绩预告带来的负面市场反应，但是当财务报告公告

从2003年至2011年，我国上市公司合规披露的比率为85%，但是在此期间内只有72家上市公司因为没有对亏损或是业绩大幅

下降进行披露受到了证监会和交易所的公开谴责。

23

时，推迟披露的业绩下滑消息会给市场带来冲击，加上投资者会对上市公司潜在的盈余管理行为进行识别

，并不能使该类公司获得高于业绩预告公与“惩罚”

司的市场回报，基于以上分析，我们提出假设3：

假设3：通过盈余管理规避业绩大幅下降预告的上市公司不能由此获得比合规披露业绩大幅下降预告的上市公司更高的市场回报。

三、研究设计（一）样本选择

表1

年度[***********][1**********]011总计

样本年度分布表

控制组[**************]80

总计[***********]0

研究组[**************]80

一行业、具有相同的股权性质、业绩变化幅度与资产规模接近。考虑到我国深沪两市对上市公司季度业绩预告的制度要求存在差异④，以及我国上市公司的盈余管理行为更多地发生在第四季度，本文仅关注上市公司避免年度业绩预告的盈余管理行为（张昕，胡大源，2008；王福胜，程富等，2013）。样本年度分布如表1所示。

（二）变量设计1.可操纵性应计

本文采用修正的JonesModel横截面模型，分年度分行业来估计可操纵性应计（雷光勇，2007）。修正的JonesModel为：

TAi，ΔＲEVi，1tt－ΔＲECi，t

=α0+α1+α2+α3

Ai，Ai，Ai，t－1t－1t－1

PPEi，t

Ai，t－1

（1）

其中TAi，t为总应计，即净利润与经营活动现金流t为销售收入量的差额；Ai，t－1为年初资产总额，ΔＲEVi，PPEi，t为固定资的增量，ΔＲECi，t为应收款项的增量，产原值。对于各年度行业上市数目少于10个的剔除该

2

行业，以上回归模型中各行业年度平均的Ｒ为

业绩大幅下降的强制预告制度于2001年实施，为考虑该制度实施前后对上市盈余管理行为的影响，本文选择1999年至2011年我国所有非IPO、非金融类的A股上市公司作为初始研究样本。考虑到我国业绩预告制度在2004年之前经过多次调整，会对上市公司的业绩预告与盈余管理行为产生影响，本文从初始样本中选取2004年至2011年的上市公司进行进一步研究。根据研究假设，位于业绩下降50%阀值右侧的上市公司具有更强的盈余管理动机以避免业绩大幅下降的强制预告，因此本文选取年度净利润变化范围处于［－45%，－50%）区间内且没有进行业绩预告的上市公司②作为具有盈余管理动机的研究样本组，并对样本组公司进行以下处理：①剔除具有业绩预告披露豁免资格的公司③；②为排除其他盈余管理动机对本文结论的影响，本文剔除研究期间内出现亏损的公司，以及具有增发配股行为，并且在增发配股前三个会计年度加权平均净资产收益率ＲOE处于0.06至0.07之间的公司，最终获得180个研究样本。此外，为每一个

0.3521。根据修正的JonesModel估计出来的参数，得出资产规模化后的非操纵性应计为：

ΔＲEVi，1t－ΔＲECi，t

珘珘珘珘=+++αNDAi，αααt0123

Ai，Ai，t－1t－1

PPEi，t

Ai，t－1

NDAi，t即为估计出来的可操纵性应计。

2.盈余管理的经济后果变量

本文通过计算年度业绩预告披露以及年度财务报告披露日前后的市场累计超额回报来考察不同组别上市公司信息披露前后的市场反应。定义CAＲ_F为财务报告披露日（如果上市公司进行了业绩快报，则为业绩快报披露日为事件日）窗口为［－1，+1］的股票累计超额回报，其中市场报酬率为相应市场的指数收益。如果事件日为非交易日，则以事件日下一个交CAＲ_A为控制组公司年度业绩预告易日作为事件日。

披露日前后三个交易日的股票累计超额回报与CAＲ_F

（2）

资产规模化后的总应计TAi，t减去非操纵性应计

研究样本公司选取一个净利润变化范围处于［－50%，之和的均值，对于研究组上市公司，该变量与财务报告披露日前后累计超额回报CAＲ_F相同。－100%）区间内且合规披露了业绩下降预告的上市公

本文借鉴相关文献，选取公司规模、国有企业、司作为配对公司，并要求配对公司与研究样本属于同

②③

在该业绩区间内，有16家上市公司进行了业绩大幅下降的披露，视为对业绩变化没有做出正确预告的上市公司予以剔除。

根据业绩预告制度的规定，预告期上一年度的EPS绝对值小于等于0．05的上市公司经过交易所同意可以免于预告，由于这类

公司规模较小且面临着较小的监管成本，与本文的研究样本可比性较差，本文没有将这类公司纳入研究范围。

④2008年起，上海交易所对半年报和第三季度报告的业绩预告不进行强制性要求。

24

资产回报率、市账比、机构投资者持股比率、审计事务所、负债比率、现金流量以及是否有分析师跟踪作为控制变量，各变量定义如表2所示。在实证分析中，

表2

变量EMDACAＲ_F

变量名称

盈余管理变量动机可操纵性应计股票累计超额回报

变量定义

对所有连续性变量在1%与99%处进行Winsorization处理。变量定义

虚拟变量：上市公司属于研究组则该变量取1，属于控制组则取值为0修正JonesModel估计出的可操纵性应计

年度财务报告披露日前后三个交易日的股票累计超额回报，如果企业在财务报告公告前披露了业绩快报，则使用业绩快报披露日为事件日业绩预告披露日前后三个交易日的股票累计超额回报与CAＲ_F之和的

CAＲ_AECPSIZESOEＲOAMBIOBIG4LEVCFOAFYearIndustry

股票累计超额回报业绩变化幅度公司规模国有企业资产回报率市账比

机构投资者持股比例审计事务所负债比率现金流量分析师跟踪年度哑变量行业哑变量

均值，对于研究组上市公司，该变量与财务报告披露日前后累计超额回报相同

与上一年度相比，净利润的增长幅度年初总资产的自然对数

二元变量，如果最终控制人为国家，机关，国有事业单位等取值为1，否则为0

总资产回报率，净资产/年初总资产

（股权市值+净债务市值）/期末总资产，其中非流通股权市值用流通股股价代替计算

二元变量，聘请的事务所为国际四大取值为1，否则为0；上市公司年初的资产负债率

经营活动产生的现金净流量/年初总资产

二元变量，如果有分析师跟踪则该值取1，否则取0

四、检验结果（一）描述性统计

表3列示了变量的描述性统计结果，从中可以看出：（1）样本公司的可操纵性应计均值与中位数均为大于零，说明业绩大幅下降上市公司普遍存在向上调

表3

变量DACAＲ_FCAＲ_AECPSIZESOEMBＲOA

MEAN0.012－0.01－0.02－0.6021.560.601.540.02

STD0.080.060.060.311.120.490.850.02

高利润的行为；（2）CAＲ_F与CAＲ_A的均值与中位数均小于零，表明市场可以对业绩大幅下降做出理性反应，财务报告与业绩大幅下降预告公告前后，上市公司的累计超额报酬率为负。

变量的描述性统计MIN－0.22－0.17－0.17－0.7920.1500.780.00

MAX0.210.120.12－0.4724.4015.110.07

MEDIAN0.02－0.01－0.02－0.541.1211.270.01

25

IOCFOBIG4LEVAF

0.140.030.050.470.62

0.170.090.220.260.48

0.00－0.33000

0.

780.2510.891

0.06

0.0400.511

图11999年至2000年我国上市公司业绩变化分布图

图2

（二）盈余分布检验

2002年至2003年我国上市公司业绩变化分布图

底业绩大幅下降强制预告制度实施，一年后上市公司分布即在－50%阀值处出现明显的断裂（图2），且这种断裂分布长期存在（图3）。表3为三个样本期间业绩下降－50%阀值左右两侧盈余分布的检验结果，可以看出，在业绩预告制度实施前，阀值左右的上市公司分布并没有显著差异。制度实施后，阀值左侧（业绩下降超过50%）的上市公司实际数量显著小于预测值，检验值为－4.24，阀值右侧（业绩下降略微小于50%）的上市公司实际数量则显著高于预测值，检验值为3.93。两侧检验值均在1%的显著性水平下显著。

本文采用Burgstahler与Dichev（1997）盈余分布检验法，对业绩大幅下降强制预告制度实施前后上市公司的盈余分布情况进行检验。图1至图3分别为制度实施前两年（1999年至2000年），制度实施后二年（2002年至2003年）至第十年（2002年至2011年）的盈余分布图。横轴为上市公司年度业绩变化幅度⑤，纵轴为每个变化区间内样本公司的数量。从图1可以看出，在制度实施前的1999年至2000年间，上市公司的数量分布在业绩下降50%处比较平滑。2001年年

⑤监管部门对“业绩”变化的主体有着不同的要求，根据有关规定，1999年至2000年，本文使用“利润总额”来计算业绩变化幅度；2002年后，采用“净利润”计算业绩变化幅度。

26

长期来看，这种不均匀分布的差异性更为显著。该结果表明业绩大幅下降预告制度的实施确实对上市公司盈余分布产生了显著的影响，而且该影响长期存在，

该结果为上市公司通过盈余管理行为避免业绩大幅下降以规避强制预告的行为提供了初步证据，假设1得以证实

。

图3

样本期间业绩变化区间1999－2000（－0.60，－0.55］（－0.55，－0.50］（－0.50，－0.45］2002－2003（－0.60，－0.55］（－0.55，－0.50］（－0.50，－0.45］2002－2011（－0.60，－0.55］（－0.55，－0.50］（－0.50，－0.45］

[1**********]571

46222628

25

实际预测值

值

2002年至2011年我国上市公司业绩变化分布图

表4

盈余分布检验表

样本期间

统计量

业绩变化区间1999－2000（－0.55，－0.50］

1.0

4.62

0.22

（－0.50，－0.45］（－0.45，－0.40］2002－2003（－0.55，－0.50］

－21.04.96

－4.24＊＊＊

（－0.50，－0.45］（－0.45，－0.40］2002－2011（－0.55，－0.50］

89318271

180

138

14.53

9.5＊＊＊

257162

43.5

27.5

6.99

3.93＊＊＊

262822

24

4.0

4.70

0.85

实际预测值

值

－50%右侧差异

标准差

统计量

－50%左侧差异

标准差

211.5－122.509.59－12.78＊＊＊（－0.50，－0.45］（－0.45，－0.40］

注：表4中实际值为相应的业绩变化区间内我国上市公司的实际数量；预测值为与阀值区间相邻的左右两个区间实际分布数量的平均数；差异值等于实际值减去预测值，标准差计算公式为

其中Pi为每个上市公司处在每个业绩变化区间内的概率；统计量等于差异值除以标准差；＊＊＊表示统计值1%水sesandlosses”一文第103页。

（三）单因素检验

盈余分布法被广泛应用于盈余管理行为的识别，可以为外生因素变化对企业盈余管理行为的影响提供直观证据，是检验盈余管理结果的有效方法，但是该方法也存在一定的缺陷，如不能估计盈余管理的幅度与使用方法等（王亚平等，2005；孟越等，2011）。本文进一步使用2004－2011年的两组配对研究样本进行

单因素检验，以比较不同组别上市公司的盈余管理幅度与带来的经济后果，结果如表5所示：

表5

变量均值（中位数）

单因素检验结果

控制组T值（Z值）

检验值

研究组均值（中位数）

iii－1i－1i+1，）“Earningsmanagementtoavoidearningsdecrea-平上显著。该计算方法参照Burgstahler与Dichev发表在JAE（1997

27

SIZEECPDANDACAＲ_FCAＲ_A

21.689（21.750）－0.470（－0.467）0.021（0.028）－0.005（－0.028）－0.017（－0.016）－0.017（－0.017）

21.819（21.841）－0.739（－0.769）0.001（0.002）－0.007（－0.031）－0.003（－0.002）－0.014（－0.016）

－1.14（－1.05）9.22

＊＊＊＊＊＊

来避免业绩预告的程度更高，该结论支持研究假设2。

此外，研究组在财务报告公布前后三天的平均累计超额回报为CAＲ_F为－0.017，控制组仅为－）

0.003，在5%的显著性水平下低于控制组，但是总体超额回报CAＲ_A与控制组并没有显著区别。该结果表明，虽然研究组的上市公司通过向上调高盈余的方法避免了业绩大幅下降预告带来的市场冲击，但是该行为会导致财务报告公告日市场对于盈余管理上市公司的负面反应更为强烈。从总体上看，通过盈余管理来避免业绩大幅下降强制披露的上市公司并没有获得比业绩预告披露组更高的超额回报，该结果同时也表明提前披露的业绩预告可以帮助市场消化部分业绩变动风险，该研究结论支持假设3。

（四）回归分析

由于配对公司在业绩变化幅度上存在显著的差异，为了控制业绩变动以及其他因素对研究结论的影响，本文设计以下模型进行多元回归分析：

DA=β0+β1EM+β2SOE+β3SIZE+β4MB+β5ＲOA+β6IO+β7CFO+β8BIG4+β9LEV+β10AF+β11ECP+

（14.74

2.39＊＊（2.10＊＊）0.62（0.84）－2.14＊＊（－1.81＊＊）－0.50（－0.32）

注：＊＊＊、＊＊、*分别表示1%、5%、10%显著性水平。T值与Z值分别检验研究组与控制组各个变量的均值与中位数是否不存在显著差异，所有变量在1%与99%处进行了Winsorization去异常值处理，下同。

结果显示，两组公司在公司规模与不可操纵应计上没有显著差异，业绩变化幅度之间存在的显著差异性与研究设定相符。研究组的可操纵性应计DA均值为0.021，在5%的显著性水平下高于控制组，表明具有盈余管理动机的业绩下降上市公司可操纵性应计要显著高于控制组上市公司，其通过向上调高盈余的方法

表6

盈余管理幅度

变量

所有样本DA

ConstantEMSOESIZEMBＲOAIO

－0.304＊＊（－2.54）0.017＊＊（2.24）－0.004（－0.51）0.015＊＊＊（2.77）－0.011（－1.46）1.741＊＊＊（6.97）0.003（0.11）

－0.027（－0.12）

－0.072（－0.19）

所有样本CAＲ_F－0.013（－0.17）－0.014＊＊（－2.01）0.003（0.41）0.001（0.28）

0.001（0.07）0.004（0.85）研究组CAＲ_F0.083（0.74）

∑βYear+∑βIndustry+εi

i

i

（3）（4）（5）

CAＲ_F=β0+β1EM+β2ECP+β3DA+β4SIZE+β5SOE+β6ＲOA+β5SOE+β6ＲOA+

∑βYear+∑βIndustry+ε

i

i

i

CAＲ_A=β0+β1EM+β2ECP+β3DA+β4SIZE+

∑βYear+∑βIndustry+ε

i

i

i

多元回归结果

盈余管理后果控制组CAＲ_F0.024（0.37）

所有样本CAＲ_A0.024（0.37）－0.004（－0.55）

0.012（1.19）－0.002（－0.42）

0.006（0.91）－0.001（－0.48）

0.007（0.85）0.002（0.42）

0.013（1.22）－0.002（－0.49）

研究组CAＲ_A－0.067（－0.85）

控制组CAＲ_A0.083（0.74）

0.107（0.36）

0.015（0.07）

0.338（1.24）

0.046（0.15）

28

CFOBIG4LEVAFECPDAYearIndustryObservations

Ｒ2F－Value

－0.782＊＊＊（－5.29）0.006（0.25）－0.011（－0.72）－0.003（－0.37）0.001（0.07）

0.010（0.94）－0.093＊＊（－2.07）

控制控制3600.66412.81

控制控制3520.0951.68

0.004（0.31）－0.131*（－1.83）控制控制1760.1601.57

0.029（1.56）－0.049（－0.88）控制控制1760.1901.52

0.009（0.88）－0.077＊＊（－2.04）控制控制3520.0881.96

－0.002（－0.27）－0.092*（－1.82）控制控制1760.1271.67

0.031*（1.66）－0.045（－0.83）控制控制1760.1802.19

注：表中所有回归系数的标准误都在公司层面上进行Cluster处理，（）里为标准误差，＊＊＊、＊＊、*分别表示1%、5%、10%显著性水平。

表6列示了以上模型的回归结果，其中各变量的EM的定义如表2所示。对于盈余管理幅度回归模型，回归系数为0.017，且在5%的水平下显著，表明在控制了上市公司业绩变化幅度及其他控制变量后，研究该结果进一步支持了假设2。对于经济后果的检验模型，我们将样本公司盈余管理幅度加入回归方程，并对所有样本、控制组以及研究组样本分开检验。结果显示，在财务报告公告日前后，研究组上市公司的累计超额回报在5%的显著性水平下低于控制组公司，而且对于研究组样本而言，盈余管理的幅度越高，超额回报越低，盈余管理幅度对控制组样本却没有显著影响；而综合看财务报告日与业绩预告披露前后的累计超额回报，研究组上市公司与控制组并不存在显著差异，同样的，研究组样本的盈余管理幅度越高，超额回报越低。以上结果表明，通过盈余管理规避业绩预告的上市公司在财务报告公告前后会获得显著的负面市场效应，而且这种负面效应会随着盈余管理程度的提高而加剧，即使考虑了业绩预告公告产生的负面影响，盈余管理的上市公司也不能获得比预告公司更高的超额回报，反而会因为盈余管理而受到市场的惩罚，该结果进一步支持了假设3。

（五）其他检验

首先，在我国，除了应计项目外，线下项目与关

2004；陈晓，2004），本文使用线下项目（营业外利润与投资收益）与关联交易作为盈余管理程度的指标，重复以上检验，没有得到显著的结果，说明应计仍然是上市公司进行盈余管理以避免业绩大幅下降的主要40%，－50%），共获得270个研究组样本，重复以上检验，结果依然稳健。最后，我们将盈余管理后果的计算窗口期延长，使用研究组与控制组财务报告公告日前后十天的超额回报以及控制组从业绩预告公告日前三日至财务报告公告后三日的超额回报之和计算CAＲ_A，本文结果不变。

五、研究结论

本文探讨了业绩大幅下降的强制预告要求对我国上市公司盈余管理行为的影响及其带来的经济后果。首先，通过对我国上市公司的盈余分布情况进行比较发现，在该制度实施后，上市公司分布在业绩下降50%处存在明显的不均匀分布，表明该制度的实施激发了上市公司的盈余管理行为，而且这种盈余管理行为长期存在。其次，通过阀值左右两侧上市公司的配对分析以及多元回归分析，发现上市公司为避免业绩预告进行向上调高利润的盈余管理幅度比披露业绩预告的上市公司更大。最后，由于通过盈余管理规避业绩预告的上市公司会在财务报告公告日获得更低的超额回报，即使其业绩大幅下降幅度显著小于披露了业

组上市公司的可操纵性应计仍然显著高于控制组公司，手段。其次，我们将研究组的设定范围扩大至［－

联交易也是我国上市公司常用的盈余管理手段（Chen，绩预告的上市公司，也不会由此获得更高的市场回报，

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，该结果反而会因为盈余管理而受到市场的“惩罚”也从另一个方面证明业绩预告具有信息含量。

该研究结论为我国强制披露制度对信息质量的影响提供了经验证据，强制预告业绩大幅下降信息虽然可以有效地缓解我国资本市场的信息不对称问题，提前释放业绩大幅下降风险，改善我国上市公司的信息环境，但是强制实施的业绩预告阀值会引发上市公司投资者可以识别这种盈余管理行为，成功规避业绩预建议我国监管部门，在坚持对上市公司大幅业绩变动进行强制披露规制的同时，采用多元化的方式鼓励上市公司对业绩变动进行自愿预告，同时建立起公平而有效的监管与奖惩制度，促进我国上市公司信息公平披露的效率和效果。参考文献：

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（编辑校对：孙敏

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