投資者情緒、分析師關注與會計穩健性

周躍遠 康進軍

一、引 言

上市公司利益相關者之間的信息不對稱是影響資本市場資源配置效率的關鍵因素，具有信息優勢的大股東與管理層可能會利用其控制權損害債權人與中小投資者的利益。會計穩健性對緩解利益相關者之間的信息不對稱具有重要作用，有利于保護中小投資者利益[1]。現有關于會計信息質量與資本市場配置效率的研究大都基于“理性人”假設，探討公司內部控制質量、大股東行為、股權結構等治理因素對會計穩健性的影響，但現實資本市場中的管理層、投資者及分析師等參與者并不是完全理性的，會計穩健性有可能受到投資者情緒、分析師關注等行為因素的影響。

目前關于投資者情緒、分析師關注如何影響上市公司會計穩健性方面的研究較為匱乏。投資者情緒對會計信息披露的影響以國外學者的研究為主。Bergman和Roychowdhury的研究表明，管理層為了迎合投資者的情緒，會選擇性地進行收益信息的確認與披露、戰略性地選擇信息披露政策[2]。國內學者則主要聚焦在研究外部分析師對公司會計信息披露行為的影響。胡瑋佳等研究發現，外部分析師對公司關注度較高時，公司管理層傾向于下調盈余預期，披露更穩健的會計信息來引導分析師的預測，避免發生“盈余意外”而導致股價嚴重下跌[3]。在我國資本市場上，投資者情緒的波動如何影響公司會計穩健性的選擇，分析師關注是否會對投資者情緒與會計穩健性的相關關系起到調節作用，目前國內學者尚未進行深入研究。

基于上述分析，本文以2012-2020年A股上市公司為樣本對“投資者情緒、分析師關注及會計穩健性”這三者之間的關系進行研究。本文的主要貢獻在于：（1）首次采用我國上市公司數據驗證投資者情緒這一非理性因素對會計穩健性的影響，豐富了會計穩健性影響因素的相關研究。（2）從行為因素的角度出發，結合分析師關注，探究了投資者情緒與分析師關注對會計穩健性的聯合影響，發現分析師關注可以緩解投資者情緒與會計穩健性之間的負相關關系。（3）對投資者情緒影響會計穩健性的機理進行猜想與檢驗，發現管理層傾向于迎合中小投資者的高漲情緒，驗證了迎合理論的觀點。

二、文獻回顧及研究假設

（一）投資者情緒與會計穩健性

投資者情緒是指投資者對公司股票的總體樂觀或悲觀情緒，或者投資者對公司未來業績的信念與基本價值的偏差[4]。目前與投資者情緒相關的文獻主要探究其與企業投融資、盈余管理以及股票收益率等之間的關系，投資者情緒與會計穩健性的相關研究較為匱乏，并且對于二者之間的關系也未達成一致的觀點。

一方面，基于市場懲罰以及訴訟風險的相關研究認為，投資者情緒會對會計穩健性產生積極的影響。Mian和Sankaraguruswamy指出，“壞消息”報告意味著要受到市場懲罰，并且發現高情緒期的股價對壞收益消息的敏感性低于低情緒期，隨著市場情緒的增強，投資者對收益公告中現金流減少的消息的懲罰會降低，因此管理層會在投資者情緒高漲的時期加快損失的確認，采用更穩健的會計政策[5]。Ge等的研究指出，在情緒高漲期，股票容易被高估，如果不及時報告“壞消息”則可能會誤導投資者大量投資，在情緒消退后公司出現較差的收益會使其蒙受巨大損失。為了彌補損失，這些投資者有強烈的動機對被投資公司提起訴訟，而公司面臨的訴訟風險成本往往高于調整會計穩健性的成本，因此為了降低訴訟風險，當投資者情緒高漲時，公司在報告收益時會更為保守[6]。

另一方面，基于迎合理論的研究大都認為投資者情緒升高會降低公司的會計穩健性。首先，Bergman和Roychowdhury研究發現，公司管理層會根據投資者情緒調整信息披露政策，當投資者情緒高漲、對未來收益的預期相對樂觀時，管理層會減少自愿披露，保持沉默[2]。當股票價格上漲時，投資者會對公司產生樂觀預期，樂觀情緒會使得投資者產生更高的投機傾向[5]，此時他們希望聽到更多的“好消息”。隨著投資者情緒的高漲，管理層會通過增加異常應記項目、披露調整后的收益額[7]、披露更多的超過GAAP收益的指標[8]、進行正向盈余管理等手段來迎合投資者對公司未來業績的樂觀預期。迎合投資者的樂觀預期會使得投資者情緒保持在高漲狀態，此時他們會更少關注風險，更高估計收益，從而進行激進的股票投資，并使得股票價格繼續升高并維持在較高水平[9]。高股價能夠增加企業價值，提高市場對公司的預期，有利于企業的經營，為管理層帶來更高的回報。因此，在委托代理的背景下，管理層有能力和動機采取更不穩健的會計政策，對“好消息”進行更多的報告。其次，悲觀的投資者會比樂觀的投資者對被投資企業進行更多的審查[7]，因此在情緒低落時期，管理層為了降低悲觀投資者增加審查所產生的較高披露成本，會更加保守地對外報告信息?；谏鲜龇治?，本文提出假設1。

H1：投資者情緒與會計穩健性之間存在負相關關系，即投資者情緒越高漲，會計穩健性越低。

（二）投資者情緒、分析師關注與會計穩健性

目前關于投資者情緒、分析師關注對會計穩健性影響的研究比較有限，尚未有學者直接對三者之間的關系進行研究。Kim等的研究指出，更多金融分析師的跟蹤會抑制管理層在情緒高漲期對損失確認的速度[10]。結合上述分析推測，分析師關注可能對投資者情緒與會計穩健性之間的關系產生調節作用。首先，分析師在資本市場中發揮著信息中介作用，因為與普通投資者相比，分析師更加專業，可以對公司的財務信息進行專業分析并進行預測，然后將信息傳達給投資者。已有大量研究考察了分析師的信息中介作用。潘岳等[11]的研究指出，較高的分析師關注可以使公司的信息得到更加全面以及多角度的解讀，從而降低投資者之間的信息不對稱程度；Frankel和Li[12]使用內幕交易利潤作為管理者與外部投資者之間信息不對稱的代理指標，發現當公司的分析師覆蓋率較高時，內部交易利潤較低；Hong等[13]研究發現，對于分析師覆蓋率較高的公司來說，動量策略的利潤較低，這表明投資者更容易獲得與這些公司有關的信息。以上研究表明，分析師的信息中介作用緩解了信息不對稱，能夠使投資者更加全面地了解公司的盈余狀況，為投資者決策提供更多的參考，減少投資者對企業股票和業績的信念偏差，起到穩定投資者情緒的作用。所以在更多分析師的關注下，由投資者情緒引發的管理層調整會計穩健性的行為能夠得到一定的緩解。其次，分析師也發揮著一定的監督作用，對管理層的在職消費[14]、違規行為[15]等產生一定的監督效應，從而使管理層操縱信息的行為受到限制。Yu[16]的研究發現，分析師監督能夠對管理層的盈余管理行為產生抑制效應，進而對會計穩健性產生積極的影響；王玉和王建忠[17]的研究也為分析師的監督作用提供了證據。由以上分析可知，一方面，作為一項外部監督機制，分析師關注會使得管理層為迎合投資者情緒進行選擇性信息披露的行為得到更強的約束；另一方面，作為信息中介，較高的分析師關注能夠提供更加豐富的研報信息，起到穩定投資者情緒的作用。基于以上分析，本文提出假設2。

H2：在分析師關注的情況下，投資者情緒對會計穩健性的影響得到緩解，即分析師關注能夠削弱投資者情緒與會計穩健性之間的關系。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2012-2020年A股上市公司為樣本對象，并對數據進行以下處理：（1）剔除金融行業上市公司；（2）剔除當年IPO上市公司；（3）剔除ST、*ST或PT類股票；（4）剔除數據缺失的樣本；（5）對連續變量進行上下1﹪的Winsorize處理。最終得到24060個樣本觀測值，使用的數據均來源于國泰安CSMAR數據庫。

（二）變量描述

1．投資者情緒

投資者情緒的衡量指標主要包括整體市場情緒指標和個股投資者情緒指標兩類，雖然個股投資者情緒會受到整體市場情緒的影響，并且與其趨同，但是兩者并不完全一致。龔光明等指出，在進行微觀層面的研究時，采用個股投資者情緒更為合適。Tobin’Q中包含了對公司的理性估值和非理性定價等內容，其中非理性定價是投資者情緒導致的，因此將Tobin’Q中的錯誤定價部分分離出來，得到的指標能較好地對投資者情緒進行衡量。因此，本文借鑒張慶和朱迪星[18]的做法，將平均Tobin’Q值進行分離，對每一個公司進行如下分年度回歸：

式（1）中，Sizei,t代表i公司第t年的公司規模，Levi,t代表i公司第t年的杠桿率，ROAi,t代表i公司第t年的盈利能力。本文將模型的擬合值Qfi,t作為投資機會的替代變量，并以殘差Qei,t=Qi,t-Qfi,t作為投資者情緒的代理變量，記為Sentiment。

2．分析師關注

分析師關注是指分析師跟蹤公司發布的信息，對其進行分析預測，并對外發布預測報告。本文借鑒劉少波等的研究設計，對一年內跟蹤分析過某一公司的分析師（團隊）數量加1取對數，來度量該公司的分析師關注，即分析師關注的代理變量Analyst=Ln（1+n），其中n為當年對目標企業發布預測報告的分析師人數。

3．會計穩健性

本文采用Khan和Watts對經典的Basu模型進行修正，并以此度量會計穩健性。Basu的經典模型如下：

式（2）中，EPSi,t表示公司i在第t年的每股盈余，Pi,t-1表示公司i在第t-1年末的股票價格。Ri,t表示公司i在第t年的股票收益率與第t年的市場收益率的差值，DRi,t為虛擬變量，當Ri,t≥0時，DRi,t=0，否則DRi,t=1。因此，β2表示會計收益對“好消息”的反應速度，β3表示會計收益對“壞消息”的反應速度，β4則表示會計收益對“壞消息”的反應相對于對“好消息”反應的速度增量。由于會計穩健性是指公司在確認會計收益時對“好消息”的確認應比對“壞消息”的確認具有更高的可靠性程度，因此本文用β4表示會計穩健性水平。Khan和Watts認為，公司規模（Size）、負債率（Lev）和市值與賬面價值比率（MB）會對會計穩健性產生影響，所以選取三者作為工具變量對Basu模型進行修正，設計出度量公司年度會計穩健性的指標C_Scorei,t[19]。其具體做法為：將模型（2）和模型（3）代入模型（1），得到模型（4）。

然后對模型（5）進行分年度回歸，得到系數λ1、λ2、λ3和λ4，將它們帶入模型（3），計算得到會計穩健性C_Score。

4．控制變量

參照許浩然等[20]的研究，本文選取公司規模（Size）、資產負債率（Lev）、總資產凈利潤率（ROA）、賬面市值比（BM）、獨立董事比例（Indep）、產權性質（SOE）、第一大股東持股比例（Top1）、是否由四大進行審計（Big4）、管理層持股比例（Mshare）、兩職合一（Dual）、董事會規模（Board）、現金流比率（Cashflow）為控制變量，具體變量說明見表1。

表1 變量定義

（三）模型的構建

對面板數據進行Hausman檢驗，結果拒絕隨機效應模型。為使結果更加穩健，本文構建固定效應模型對樣本數據進行回歸。

為了檢驗投資者情緒對會計穩健性的影響，構建模型（6）來檢驗假設1。

為了研究分析師關注對投資者情緒與會計穩健性之間關系的調節作用，構建模型（7）來檢驗假設2。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

表2展示了描述性統計結果。從表2可以看出，會計穩健性（C_Score）的均值為0.059，最小值為-0.346，最大值為0.729，說明我國上市公司的穩健性水平差異較大。投資者情緒（Sentiment）最大值為13.061，最小值為-4.808，表明我國資本市場上個股投資者情緒狀況差距較大。分析師關注（Analyst）的最小值為0，說明存在未被分析師關注的企業，最大值為4.331，表明有的公司分析師關注人數高達76人。

（二）相關性分析

從相關系數矩陣（未列出）可以看出，投資者情緒（Sentiment）與會計穩健性（C_Score）在1﹪的水平上負相關，說明投資者情緒升高會使會計穩健性降低，初步支持了假設1。同時對數據進行方差膨脹因子檢驗，結果顯示，各變量的VIF均小于2，平均VIF小于2，說明變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）回歸結果分析

1．投資者情緒與會計穩健性

表3第（1）列報告了模型（6）的回歸結果。結果顯示，投資者情緒在1﹪的顯著性水平下抑制了會計穩健性，支持了假設1，驗證了迎合理論的觀點。在投資者樂觀時期，管理層為了迎合投資者的樂觀預期，會采用不穩健的會計政策進行信息披露，報告更多的正面消息以達到維持高股價的目的。

2．投資者情緒、分析師關注與會計穩健性

表3第（2）列報告了模型（7）的回歸結果，可以看出，加入Sentiment×Analyst后，投資者情緒對會計穩健性的負向影響依然存在，進一步驗證了假設1。交乘項Sentiment×Analyst的系數在1﹪的水平上顯著為正，即交乘項與會計穩健性顯著正相關，可以看出分析師關注緩解了投資者情緒對會計穩健性的負向影響，即分析師關注度越高，投資者情緒與會計穩健性之間的負相關關系越弱，支持了假設2。

考慮到模型中的交乘項可能造成多重共線性問題，本文將投資者情緒（Sentiment）和分析師關注（Analyst）兩個變量分別進行中心化處理，再相乘得到c_Sentiment×c_Analyst，最后用c_Sentiment×c_Analyst代替Sentiment×Analyst對模型（7）進行回歸?；貧w結果如表3第（3）列所示，與上述結果基本保持一致。

表3 基準回歸結果

注：括號內為t值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平下顯著（下同）。

（四）穩健性檢驗

1．替換自變量

本文參考龔光明等的做法，采用權益市值賬面比（MB）替代投資者情緒（Sentiment），并將替換變量代入模型（6）進行回歸。表4第（1）列結果表明，變量替換后的回歸結果與前文結果基本一致。

2．將解釋變量滯后一期

考慮到投資者情緒對企業行為影響的時滯性，本文將解釋變量滯后一期進行回歸。如表4第（3）和第（4）列所示，投資者情緒的系數依然顯著為負，且交乘項系數顯著為正，結果未發生顯著改變。

3．更換回歸方法

采用混合OLS方法對模型（7）進行回歸，回歸結果列示在表4第（5）列。結果顯示，Sentiment的系數與會計穩健性之間依然呈現顯著的負向相關關系，交乘項Sentiment×Analyst的系數依然為正，并且通過了1﹪水平上的顯著性測試。

表4 穩健性檢驗

4．內生性問題

為解決可能存在的內生性問題，本文采用PSM的方法對樣本進行1:1配對?？紤]到自變量為連續變量，以投資者情緒的正負為標準進行分組，分為情緒高漲組（實驗組）和情緒低落組（對照組），然后取資產負債率（Lev）、總資產凈利率（ROA）、公司規模（Size）、現金流比率（Cashflow）為協變量，采用Logit模型進行1：1近鄰匹配，得到15824個匹配樣本。使用匹配后的樣本對模型（6）和（7）進行回歸，回歸結果如表5所示，與全樣本回歸結果相比，未發生顯著改變。

表5 PSM樣本回歸

Year 控制 控制Industry 控制 控制N 15824 15824 A-R2 0.884 0.884

五、進一步研究

（一）投資者情緒影響會計穩健性的機制分析

由前文分析可知，管理層會為了迎合投資者的樂觀情緒對會計穩健性進行調整，通過報告過于樂觀的消息促使理性程度較低的中小投資者大量投資，使得公司股價維持在較高水平。由此推斷，投資者情緒對會計穩健性的影響機制是管理層為迎合投資者的高漲情緒對會計穩健性進行調整。因此，筆者推斷在情緒高漲時期二者之間的負相關關系會更顯著。

為了檢驗上述猜想機制，本文將樣本按照投資者情緒分為情緒高漲組（Sentiment＞0）和情緒低落組（Sentiment＜0）并進行回歸，回歸結果如表6所示?？梢钥闯?，在情緒高漲期投資者情緒與會計穩健性之間存在顯著的負相關關系，對情緒高漲組和全樣本回歸結果中投資者情緒（Sentiment）的系數進行組間差異檢驗，結果表明回歸系數存在顯著差異，即高漲組中Sentiment系數的絕對值顯著大于表3中全樣本回歸結果中其系數的絕對值，表明在情緒高漲時期，投資者情緒對會計穩健性的影響更大，相反在情緒低落組則不存在這種關系，驗證了管理者傾向于迎合投資者樂觀情緒，進而對會計穩健性做出調整這一機制。

表6 投資者情緒分組回歸

SOE -0.001 -0.003*** -0.002***（-1.244） （-4.820） （-4.300）Top1 0.003 0.000 0.002（1.194） （0.219） （1.596）Big4 -0.000 0.001 0.000（-0.088） （0.737） （0.394）Mshare -0.002 0.007*** 0.004***（-0.798） （4.944） （2.808）Dual ＜0.001 ＜-0.001 ＜0.001（0.222） （-0.162） （0.231）Board -0.007*** 0.002 -0.002*（-2.627） （1.092） （-1.758）Cashflow 0.002 0.009** 0.006**（0.328） （2.317） （2.083）_cons 1.176*** 1.301*** 1.148***（109.308） （0.009） （182.946）Year 控制 控制 控制Industry 控制 控制 控制N 8929 13942 24060 A-R2 0.866 0.881 0.896

（二）不同產權性質下投資者情緒、分析師關注與會計穩健性的關系

在我國，國有企業作為國有資本的運營主體，承擔著國家使命，相比于非國有企業，其受到中央及地方政府更嚴格的監管[21]。嚴格的監管會對管理層、外部分析師等市場參與者的行為產生更強的約束，從而減少資本市場上的信息操縱行為。因此產權性質可能會影響投資者情緒、分析師關注和會計穩健性之間的關系。本文將樣本按照產權性質分為國有組和非國有組，對模型（6）和（7）進行回歸，回歸結果如表7所示。在非國有樣本中，Sentiment的系數的絕對值大于國有樣本組，組間差異顯著，說明在國有企業受到的監管更加嚴格的情況下，其信息披露政策受非理性因素的影響相對較弱。同時在兩個子樣本中，Sentiment×Analyst的系數都在1﹪的水平上顯著為正，與前文的假設分析保持一致。

表7 產權性質分組回歸

Sentiment×Analyst 0.001***（3.181） （4.069）Size -0.059***-0.058***-0.061***-0.060***（-141.177）（-117.601）（-190.104）（-158.870）Lev 0.316***0.001***0.291*** 0.290*** 0.316***（116.644）（116.634）（192.172）（191.996）ROA -0.002 0.009 -0.020***-0.019***（-0.200） （1.108） （-5.906） （-5.413）BM 0.004*** 0.004*** 0.005*** 0.005***（12.759） （11.456） （14.151） （13.280）Indep 0.007 0.007 -0.003 -0.002（0.976） （1.007） （-0.484） （-0.392）Top1 0.002 0.001 0.001 0.001（0.598） （0.325） （0.642） （0.523）Big4 0.002* 0.002 -0.003** -0.003**（1.749） （1.575） （-2.124） （-2.119）Mshare 0.006 0.007 0.004*** 0.005***（0.813） （0.968） （3.380） （3.715）Dual ＜-0.001 ＜-0.001 ＜0.001 ＜0.001（-0.179） （-0.011） （0.787） （0.850）Board -0.004* -0.003 -0.002 -0.002（-1.671） （-1.256） （-1.080） （-1.006）Cashflow 0.009 0.011** 0.005 0.005（1.558） （1.988） （1.358） （1.324）_cons 1.139*** 1.111*** 1.172*** 1.166***（117.888）（102.410）（140.674）（126.408）Year 控制 控制 控制 控制Industry 控制 控制 控制 控制N 8279 8279 15781 15781 A-R2 0.875 0.887 0.876 0.886

六、結論與建議

本文以2012-2020年A股上市公司非平衡數據為樣本，探究了投資者情緒對會計穩健性產生的影響，同時考察了分析師關注對投資者情緒與會計穩健性之間關系的調節作用。實證研究發現：

1．投資者情緒越高漲，公司的會計穩健性越低，驗證了“迎合理論”的觀點。

2．分析師關注度能夠緩解投資者情緒對會計穩健性的負面影響，起到負向調節的作用。

3．在情緒高漲時期，投資者情緒對會計穩健性的負向影響更強，表明管理層傾向于迎合投資者的樂觀情緒。

4．在不同產權性質下，投資者情緒與會計穩健性之間的關系存在顯著差異，國有企業中投資者情

緒對會計穩健性的影響相對較弱。基于此，本文提出以下建議：

1．公司管理層要選擇合理的會計穩健性水平，完善會計信息審查和披露制度，保證對外披露的會計信息真實可靠。

2．我國資本市場中中小投資者的非理性程度較高，其投資行為易受到過度投機等非理性因素的影響，因此監管部門應當加強對非理性投資者的關注與引導，提高其甄別信息的能力，減少非理性投資行為。

3．監管部門應當加強對分析師等信息中介的監管力度，制定更加嚴格的從業資質要求，明確信息披露標準，提高違約成本，以便形成良好的市場交易秩序。

4．相關法律部門應當完善中小投資者保護的相關法律法規，加強對企業會計信息披露、證券分析報告以及資本市場證券操縱行為的法律監督，減少中小投資者因信息劣勢而導致利益被侵占的現象。