业绩预告_盈余管理与经济后果

1、经济问题探索2015年第2期业绩预告、盈余管理与经济后果*黄晓禧，郑建明（对外经济贸易大学，北京100029）摘 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 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 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”，在改若上市公司信息环境的同时也会诱 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

2、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睑证据。关键词：业绩预告；强制披露；盈余管理；经济后果71994-2015 china academic journal electronic publishing house. all rights reserved, 一、引言在我国监管部门明线政策（bright - line rules ）, 以及较弱的声誉惩罚机制卜;我国上市公司具仃强烈 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，门云霞，2005;雷光勇, 刘慧龙,2007 ）

3、,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; chrn. yuan. 2004; haw. qi. 2005 ）o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，要求上巾公司对未来 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耨。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t.作日内及时刊登预亏公告或业绩预警公告”， 自此

4、将业绩大幅变动纳入强制性业绩预告的范im。该 制度实施后取得了较好的效果（张维迎，2002 ）,业绩 bi告具有显著的信息含*,市场会对业绩顼告公告类 型产生预期合理的反应，尤其是坏消息的披露效应显 著，业绩大懈下.降预告披露后的两个交易日内.平均 累计超额报酬率快速卜降2. 19% （蒋义宏.童:驯.杨霞.2003 ）。业绩预告制度的实施使业绩为“0”铮利润亏损 或转亏为盈）与业绩变化卜.降幅度达到50%成为我国 上市公司面临的强制性预告阈值。现已有大后文献对 我国上市公司在阈值附近的盈余管理进行了研 究.却少仃研究关注业绩预告带来的另一个坏消息阈 值“业绩大幅卜降50w”与上市公司公余管理

5、行为之 间的关系。业绩卜降的上市公司是否会通过伯余管理 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。本义关注业绩大幅卜际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，并旦这种盈余管理行为 是持续存在的.业绩卜降50%成为我国上市公司避免 业绩大幅卜降而进行盈余管理的新阀值。为了号察上 市公司盈余管理的幅度及犬经济后果,本文分别选取 业绩变化位于阀值6方.（业绩卜.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

6、方（业 绩卜降幅度略高于阀值）并且合规披露了业绩大幅f 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范余管理幅度更大。 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筒介：黄晓蒋（1985 -）,女.安殿阜阳人,对外经济贸易大学国际商学院博士生.研究方向：信息技容、分析师与资本市 场；郑建明0971 -）.另浙江台州人,对外经济贸易大学国际商学院教授，博士生导拜,研究方向：公司时务、人民币汇率、外商直 接投资. 基金项目：教皆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九时期的公司财 务创新团队研究” （cxt

7、d3 -02 h22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 口前后产牛.更为技著的负面市场效应,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卜降 风险,但是会时上市公司的盈余质照产生一定的负面 影响,强制业绩预告制度是一把“双刃剑”。本文的 研究为新兴市场强制信息披露制度的实施与上市公司 盈余管理行为及大经济后果提供了新的势验证据。本文的结构安排如卜，本文第二部分在文献回顾 和理论分析

8、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,管理层盈利侦测多是在自愿 披露的制度环境f进行,上露公司与盈利相关的 盈余管理行为动机主要来自对已预测盈利值或是分析 师预测隹的“迎合 （kaszn汰，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 其未来业绩会出现“亏损、扭亏为盈”以及“业绩 大幅卜降或上升达到50%”时.上市公司需要按照监 管部门的要求,在规定时间内

9、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便告制度本 身对效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彳i效抑制公司口勺盆 余管理水平,披“制度由强制性向自愿性的改革有助 于改善公司的信息质过.该研究结论我明.强制的披 露制度会诱发上市公司的盈余管理行

10、为.韦沛文。005 ）最早研究r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”处存在向上调高利涧的盈余管理 行为. huang el al q013 ）采用位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，没仃进一步分析上市公司盈余 管理的手段及其经济后果。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oitigation cost ）与管理层的声誉成本可

11、以对上市 公司对业绩大幅卜降的提前披露行为进行4i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卜降 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d,并不能降低我国上市公mj后续业绩预告违规的 概率 味云玲，李志文.纪新伟，2011）,而且对违规 赧告上市公司的处罚上.存在一定的偏见性 味云玲, 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

12、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 披露业绩大幅卜降预告的行为，因此.本文提出以卜 假设:假设1：上市公司具有避免业绩大幅卜降（50% ） 以规避业绩预告的附余管理动机。业绩大幅卜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侦告的时间、形式以及准 确度的监管，并存在“迎合”业绩预估预测值的盈余 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取余管理、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

13、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沱余管理 动机更为强烈，盈余管理的场度也会相应提高。因此, 本文提出如f假设：假设2：通过盆余管理规避业绩大幅卜降预告的上 市公司比合规披露业绩大幅卜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，市场对业绩大幅卜降预告的负面反应表明 投资并已经对该制度的实施给予理性的反应,业绩e 滑的风险可以在业绩侦告披露时得到提前释放。成功 通过盈余管理免于

14、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.我国上市公川合规披露的比率为85%,但是在此期间内只仙72家上市公司因为没仃对，;损或是业绩大辐 卜降进行披露受到了证监会和交易所的公开通货。23八/凡，=ao + a,时,推迟披露的业绩卜.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 与“惩罚”.并不能使亥类公司获得高于业绩预告公 司的市场回报,司于以上分析,我们提出假设3：假没3：通过盈余管理规避业绩大幅卜降预告的 上市公司不能由此获得比合规披露业绩大幅卜降预告 的上市公司更高的市场回报。三、研究设计（一

15、）样本选择表1样本年度分布表年度研究组控制组总计2004393978200531316220062424482007551020082525502009151530201088162011333366总计180180360业绩大帼卜降的强制僮告制度于2001年实施,为 考虑该制度实施前后对上市也余管理行为的影响,本 丈选择1999年至2011年我国所有非ip0、小金融类的 a股上市公司作为初始研究样本.考虑到我国业绩上 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2（x）4年至2011年的上市公司进行进一步研究。 根据研究假设.位于

16、业绩卜降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卜降的强 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 司之作为具有盈余管理动机的研究样本组并对样本 组公司进行以卜处理：剔除具/.业绩预告披理舲免 资格的公司附，为排除其他盈余管理动机对水文结 论的影响,本文剔除研究期间内出现亏损的公司，以 及具仃增发配股行为,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 研究样本公司选取一个净利润变化范用处于-50% . -100% ）区间内

17、且合规披露了业绩下降预告的上市公 司作为配对公司，并要求配对公司与研究样本属于同 一行业、具有相同的股权性质、业绩变化帼度与资产 规模接近。考虑到我国深沪两我对上市公司季度业绩 预告的制度要求存在差异，以及我国上市公司的盈 余管理行为更多地发牛.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。（-）变量设计1 .可操纵性应计本文采用修正的jones model横截面模型.分年度 分行业来估it可操纵性应计（雷光勇.2007 ）。修正的 jones model 为：成.，八 i- akg.,-j =

18、 ao + a, + a2； + a,aj-i（1）其中tat l为总应计.即净利润与经营活动现金流 量的差sh 4-为年初资产总额,arevij为销售收入 的增仁skkc,为应收款项的增状.ppeij为固定资 产原值。为于各年度行业上市数目少于10个的剔除该 行业,以上回归模型中各行业年度平均的r2为 0. 3521-根据修正的jones model估计出来的参数.得 出资产规模化后的非操纵性应计为：1- arel-areg,+ % + %i.f-l资产规模化后的总应计tatj减去非操纵性应计 atm,.,即为估计出来的可操纵性应计。2,盈余管理的经济后果变质本文通过计算年度业绩预告披露以及

19、年度财务报 告披露口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。|犬_/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u ）窗口为-1.+1的股 票累计超额回报,其中市场报例率为相应市场的指数 收益。如果事件口为非交易口，则以事件门卜一个交 易日作为事件日。c4k_ a为控制组公司年度业绩预告 披露目前后三个交易u的股票累汁超额回报与car_ f 之和的均值，对于研究组上市公司.该变故与财务报 告披露口前后累计超额回报ca及一广相同。本文借鉴相关文献，选取公司规模、国有企业、 在该业绩区间内,有16家上市公司进行了业绩大幅卜降的披笄.

20、视为对业绩变化没有做出正确情告的上市公司予以剔除。根据业绩预告制度的规定演告期上年度的eps绝对值小于等于0.。5的上市公诩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.本文没必将这类公司纳入研究盾围。2（x）8年起上海交易所对半年报和第三季度报告的业绩愦告不进行强制性要求，24资产wi报率、市账比、机构投资者持股比率、审计事 对所有连续性变状在1%与99%处进行winsorizmiw 务所、负债比率、现金流最以及是否有分析师跟踪作 处理。为控制变属.各变显定义如表2所示.在实证分析中.表2变量定义变国变量名称变最定义em盈余管理变状动机

21、虚拟变版:上市公司属于研究组则该变能取1.属于控制组则取值为0da可操纵性应计修正jones model估计出的可操纵性应计car_ f股票累计超额回报年度财务报告披露日前后三个交易口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口为事件ijcar_ a股票累计超额回报业绩预告披露日前后三个交易日的股票累计超额回报与gwl尸之和的 均值,对于研究组上市公司,该变址与财务报告披露日前后累il超额1-1 报相同ecp业绩变化幅度与上一年度相比，净利润的增长幅度size公司规模年初总资产的自然对数soe国有企业二元变演.如果最终控制人为国家,机关，国有事业单位等取值

22、为1, 否则为0roa资产|可报率总资产1可报率,净资产/年初总资产mh市账比瞰权市值+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1()机构投资者持股比例big4审计事务所二元空量,聘请的事务所为国际四大取值为i,否则为0；lev负债比率上市公司年初的资产负债率cfo现金流成经营活动产生的现金净流最/年初总资产af分析师跟踪二元变僦，如果有分析师跟踪则该值取1,否则取0year年度哑变就industry行业哑变鼠四、检验结果高利涧的行为；q）car_ f与cak_ a的均值与中位（一）描述性统计数均小于零，表明市场可以对业绩大幅下.降做出理性表3列示了变盘的描述性统计结

23、果,从中可以看 反应.财务报告与业绩大幅下降预告公告前后，上市出：（1）样本公司的可操纵性应计均值与中位数均为 公司的累计超额报酬率为负。大于零.说明业绩大幅下降上市公司普遍存在向上调表3变量的描述性统计变成meanstdm/nmaxmedianda0.0120. 08-0. 220.210. 02car_ f-0.010.06-0. 170. 12-0.01cak_ a-0. 020.06-0. 170. 12-0. 02ecp-0. 600. 31-0.79-0. 47一0. 54size21. 561. 1220. 1524. 401. 12soe0.600. 49011mli1.540

24、. 850. 785. 111.27roa0. 020. 020.000. 070.011()0. 140. 170.000. 780.06cfo0. 030.09-0. 330. 250.04big40. 050. 220i0lev0. 470. 2600. 890.51/if0. 620. 480111999年至200碑*4000000000000000000000cb00000000000000004 ibw立弊变化幅度图1 1999年至2000年我国上市公司业绩变化分布图71994-2015 china academic journal electronic publishing ho

25、use. all rights reserved. 2002年至2003年我国上市公司业绩变化分布图图2（二）盈余分布检险本文采用burgstahler与dichev （1997 ）盈余分布 检验法.对业绩大幅卜一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脸.图i至图3分别为制 度实施前两年（1999年至200。年），制度实施后二年 0002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削 纵轴为每个变化区间内样本公司的数地。从图1可以 看出.在制度实施前的1999年至2000年间.上市公 司的数家分布在业绩卜降50%处比较平滑。20

26、01年年 底业绩大幅卜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k期存在（图3 ）表3为三个样本期间业 绩f降-50%阀值左右两侧盈余分布的检验结果,可 以4；1；.在业绩预告制度实碓前,阀值左右的上巾公 司分布并没rr显著差弁.制度实施后.阀值左侧（业 绩下降超过50%）的上市公司实际数斌m著小于预测 值.检验值为-4.24.阀值公侧业绩卜.降略微小于 50% ）的上市公司实际数后则显著高于预测值,检脸 值为3.93。两侧检验值均在1%的显著性水平卜显著。监管部门对“业绩”变化的主体育君不同的婴求.根据有关规定 为9年至2000年,本

27、文仞川“利泗总额”来“算业绩变化 幅度：2002年后.采用“净利润”计算业绩变化幅度.26k期来看.这种不均匀分布的差井性更为显著该结 果表明业绩大幅卜降侦告制度的实施确实对上市公司 盈余分布产生了显苫的影响，而且该影响k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卜 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。71994-2015 china academic journal electronic publishing house. all rights reserved, 700表4 盈余分布检验表样本期间-50%左侧样本期间-50%右恻业绩变化m间实际 值预测 值塞异

28、标准 差统计 景业绩变化m.间实际 值预测 值差异标准 差统计显1999-20001999-2000(-0.60. -0.5522(-0.55, -0.5026(-0.55, -0.5026251.04.620.22(-0.50, -0.4528244.04.700. 85(-0.50, -0.4528(-0.45, -0.40222002 - 20032002 - 2003(-0.60, -0.5521(-0.55, -0.5025(-0.55. -0.502546-21.04.96-4.24*(-0.50, -0.457143.527.56.993.93*(-0.50, -0.4571(-

29、0.45, -0,40622002 - 20112002 -2011(-0.60, -0.55105(-0.55, -0.5089(-0.55. -0.5089211.5-122509.59-12.78(-0.5d, -0.4531818013814.539.5(-0.50. -0.45318(-0.45, -0.40271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p,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 平上显著

30、该计算方法参照 burgstahkr 与 dichev 发表在 jae （1997） ,earnings management to avoid earnings decreases and losses0 一文第 103 页。仁）单因素检脸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时企业盆余管理行为的影响提供 缶观证据,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（ze亚平等.2005；孟越等，2011 ）o本 文进一步使用2（x）4 -2011年的两组配料研究样本进行单因素检脸，以比较不同组别上市公司的盈余管理幅

31、度与带来的经济后果.结果如表5所示：表5单因素检验结果研究组控制组检验值均值（中位数）均值（中位数）t值2值）27size21.68921.819-1. 14g1.75o )(21.841 )(-1.05 )ecp-0. 470-0. 7399. 22*(-0. 467 )(-0.769 )(14.74* )l)0. 0210.0012. 39 一0. 028 )0. 002 )g. 10* )ada-0. 005-0. 0070. 62(-0. 028 )(-0. 031 )0. 84 )car_ f-0.017-0. 003-2. 14*(-0.016 )(-0. 002 )(-1.81*

32、 )car_ a-0.017-0.014-0. 50(-0.017 )(-0.016 )(-0. 32 )注：*、*、* 分别表示 1%、5% % 10% 显著性水平.t值与z值分别检脸研究组与控制组各 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 winsorizulion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,业绩变化福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卜降上市公司可操纵性应i r要显. 著高于控制组上市公司.其

33、通过向上调高盈余的方.法 来避免业绩演告的程度更高,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 计超额报为c4/cr为-0.017,控制组仅为- 0. 0()3.在5%的m著性水平卜.低于控制组，但是总体 超额网报&1a_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 法避免业绩大幅卜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.从总体上行,通过盈余管理 来避免业绩大幅卜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

34、部分业绩变 动风龈，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：m = . +bhm+b】soe +bmze+bmb +pir()a + pjo + p, cfo +bxbig4 +氏 lev +bw + 即 ecp + 工 bjeur + industry + gi(3 )cak_ f = bq +0em +p.ecp da + size + psoe + fikoa +/3, year + industry + u )car_ a =凡 + 四 em + p,ecp +

35、/3、da + 氏size + fisoe + 06k()a + year + industry + s, (5 )71994-2015 china academic journal electronic publishing house. all rights reserved. 表6多元回归结果变量盈余管理幅度盈余管理后果所有样本所有样本研究组控制组所有样本研究组控制组dacar_ fcar_ fcar_ fcar_ acar_ acar_ aconstant-0. 304* *-0.0130. 0830. 0240. 024-0. 0670. 083(-2. 54)(-0. 17 )0.

36、 74 )0. 37 )0. 37 )(-0. 85 )0. 74 )em0.017* *-0. 014* *-0.004g.24 )(-2.01 )(-0. 55 )soe-0. 0040. 0030.0010.0120. 0060. 0070.013(-0.51 )0.41 )0. 07 )(1. 19 )().91 )0. 85 )0. 22 )size0. 015 * * *0. 0010.004-0. 002-0.0010. 002-0. 002q. 77 )0. 28 )0. 85 )(-0. 42 )(-0. 48 )0. 42 )(-0. 49 )mb-0.011(-1.46)

37、roa1. 741 * * *-0. 027-0. 0720. 1070.0150. 3380. 0466 97 )(-0. 12 )(-0. 19 )0. 36 )0. 07 )(1.24 )0. 15 )1()0. 0030. 11 )28cfo-0. 782 * * *(-5. 29)big40. 0060. 25 )lev-0.011(-0. 72 )af-0. 003(-0. 37 )ecp0.0010.0100.0040. 0290. 009-0. 0020. 031*0. 07 )0. 94)0.31 )a. 56)0. 88 )(-0. 27 )0.66 )da-0. 093*

38、 *-0. 131*-0. 049-0. 077* *-0. 092*-0. 045(-2. 07 )(-1.83 )(-0. 88 )(-2.04 )(-1.82 )(-0. 83 )year控制控制控制控制控制控制控制industry .控制控制控制控制控制控制控制observations360352176176352176176r：0.6640. 0950. 1600. 1900. 0880. 1270. 180f - value12.811.681.571.521.961.672. 19（）里为标准误差,，*、*、*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, 分

39、别表示1%、5%、10%显著性水平。表6列示了以上模型的何|归结果.其中各变成的 定义如表2所示。耐于盈余管理幅度何归模型. 1/的 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后后研究 组上市公司的可操纵性应计仍然显著高于控制组公司， 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管度加入回归方程.并 时所有样本、控制组以及研究组样本分开检验.结果显示,在财芬报告公告日前后,研究组上市公司的累 计超额网报在5%的显著性水平下低于控制组公司, 而且灼于研究组样本而言,盈余管理的幅度越高,超 额p1报越低.盈余管理幅度对控

40、制组样本却没彳显著 影响；而综合看财务报告”与业绩预告披薪前后的累 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mi报越低。以匕结果表明,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.而口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。（jl）犬他检验首先.在我国.除了应计项目外,线下项目与关 联交易也是我国上市公司常用的盈余管理手段（chen.20

41、04;陈晓，2004）.本文使川线卜.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. 币: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卜降的主要 手段。其次，我们将研究组的设定范围扩大至- 40%, -50%）,共获得270个研究组样本，币:复以上 检验，结果依然稳健。最后,我们将盈余管理后果的 计算商i i期延氏.使用研究组与控制组财务报告公告 口前后十天的超额网报以及控制组从业绩预缶公告口 前三n至财务报告公告后三n的超额回报之和计第 car_ a ,本文结果不变。五、研究结论本文探讨了业绩大幅卜降的强制预告要求对我国 上市公司建余管

42、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卜降 50%处存在明显的不均匀分布,裹明该制度的实施激 发了上市公司的盈余管理行为，而且这种盈余管理行 为k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口茯得更低的超 额回报,即使其业绩大幅卜降幅度显著小于披露了业 绩预告的上市公司,也不会由此获得更高的市场回报.29反而会因为盈余管理而受到市场的“惩

43、罚二该结果 也从另一个方面证明业绩预告具有信息含ft。该研究结论为我国强制披露制度时信息质显的影 响提供了经验证据.强制债告业绩大幅卜降信息虽然 可以仃效地缓解我国资本市场的信息不对称问题,提 前释放业绩大懈下降风险.改善我同上市公司的信息 环境,但是强制实施的业绩预告阀值会引发上市公司 盈余管理行为,降低上市公司的信息质比 另方面. 投资者可以识别这种盈余管理行为，成功规避业绩预 告的上市公司并不能由此获利。基于本文的研究结论. 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 仃效的监管与奖惩制度

44、,促进我国上市公司信息公平 披露的效率和效果.参考文献：1陈晓，戴翠玉. a股亏损公司的盈余管理行为 与手段研究u.中国会计评论，2004 (12 ):299 - 310.2陈小悦，肖星，过晓艳.配股权与上市公司利润 操纵j.经济研究,2002 (1 )： 30-36.3俄德明，毛新述，姚淑瑜.上市公司预测盈余信 息披露的有用性研究来自深圳、上海般市的实证证 据j.中国会计评论,2005 q )： 253 -272.4郭娜，祁怀锦.业结预告披露与盈余管理关系 的实证研究底于中国上市公司的经脸证据j.经 济与管理研究，2010 (2 )： 81 -88.5蒋义宏，童驯，杨键.业绩预警公告的信息含

45、量 j.中国会计与财务研究,2003, 5 u )： 145 -183.6雷先勇，刘慈龙.控股股东优质、利益榆送玲至 余管理幅度一来自中国a股公司首次亏损年度的经 脸证据j.中国工业经济,2007 8 )： 90-97.7陆建桥.中国亏损上市公司盈余管理实证研究 j.会计研究，1999 (9)： 25 -35.8孟越，丛培丽，赵培羽.展于盈余分布密度检验 的亏损上市公司盈余管理行为分析j.经济与管理研 究，2011 0):117-122.9宋云玲，李志文，纪新伟.从业绩预告违规看中国 证若监管的处罚效果口：.金融研究,2011 6):136-149.10宋云玲,csrc处罚的“选择性偏见”狼于

46、 业绩预测的证据.清华大学学报.2009 61 ):52-6().11王福胜，程富，吉姗姗,阀值处的盈余分布断 层：盈余管理解择的实证检验j.会计研究.2013 6 )： 19 -26.12王克敏，廉购.首发上市盈.利预测制度变迁与 公司盈余管理研究j.会计研究,2013 g )：72 -77.13王亚平，吴联生，白云我.中国上市公司盈余 管理的频率与幅度j.经济研究,2005 (12 ):102 -112.14书沛文，许晓芳.我国预警制度与上市公司盈 余管理相关性研究.1.中国科技信息，2005 (10 ):44 - 45.15吴联生，薄仙慈，王无平.避免亏损的盈余管 理程度：上市公司与非上市公司的比较j.会计研究. 2007 0 )： 44-51.16张维迎.我国上市公司业绩预告状况研究 j.中国对外贸易，2002 8 )： 42 -45.17张昕，胡大源.亏损上市