(1.浙江工商大學 財務與會計學院，浙江 杭州 310018；2.浙江財經大學 會計學院，浙江 杭州 310018)

準則趨同、可比性與業(yè)績預告樂觀偏差

萬鵬1陳翔宇2

(1.浙江工商大學財務與會計學院，浙江杭州310018；2.浙江財經大學會計學院，浙江杭州310018)

本文以2005～2013年間披露了年度業(yè)績預告的滬深A股上市公司為樣本，研究了財務報表可比性與管理層業(yè)績預告樂觀偏差之間的關系，研究發(fā)現(xiàn)：財務報表可比性越高的公司，其管理層業(yè)績預告樂觀偏差越小，且財務報表可比性對業(yè)績預告樂觀偏差的抑制作用在較差的信息環(huán)境和監(jiān)督環(huán)境下更強。進一步分析表明，會計準則的國際趨同提高了財務報表可比性，進而降低了管理層業(yè)績預告的樂觀偏差。這表明會計準則國際趨同通過可比性這一會計信息質量特征間接影響了公司的信息披露行為，從而豐富了會計準則國際趨同的經濟后果和會計信息決策有用觀的研究文獻。

會計準則趨同；財務報表可比性；業(yè)績預告；樂觀偏差

一、引言

可比性是一個重要的會計信息質量特征，它增強了會計信息的有用性，能夠促進財務報告目標的實現(xiàn)[1]。財務報表可比性對于資本市場的股權投資者和債權投資人尤為重要，因為可比性有助于他們對不同的投資機會進行適當?shù)谋容^，分析投資的機會成本，從而做出最優(yōu)的資本配置決策。鑒于可比性的重要性，國際會計準則理事會(IASB)在其制定的準則概念框架中將可比性作為重要的會計信息質量特征。雖然財務報表可比性在準則制定機構看來如此重要，但關于可比性的經濟后果研究卻明顯缺乏[2][3]，現(xiàn)有文獻僅考慮到財務報表可比性在分析師預測行為、股價暴跌風險以及公司估值等方面的作用。

業(yè)績預告樂觀偏差是指管理層對未來一定期間的業(yè)績預告值高于真實值的差額，反映了管理層業(yè)績預告存在樂觀的“偏見”程度。如果管理層業(yè)績預告的樂觀偏差越高，則推遲了公司壞消息的公之于世，意味著管理層暫時隱藏了壞消息，沒有盡職地履行對股東的受托責任。基于財務報表可比性有利于降低管理層隱藏壞消息的動機和能力[3]，本文關注的第一個問題就是，財務報表可比性是否能降低管理層業(yè)績預告的樂觀偏差。

除了可比性的經濟后果研究外，其他關于可比性的研究主要集中在會計準則國際趨同是否提高了可比性的問題上[4][5]，并認為準則趨同提高了可比性。我國2006年企業(yè)會計準則在整體框架、內涵和實質上實現(xiàn)了與國際會計慣例的趨同[6]，并得到了有效實施[7]，那么，我國2006年企業(yè)會計準則的國際趨同是否帶來了財務報表可比性的提高呢？對此尚無經驗證據(jù)，這也成為本文研究的另一個問題。

為回答上述問題，本文采用De Franco等(2011)的財務報表可比性度量方法[8]，以披露了2005～2013年度業(yè)績預告的滬深A股上市公司為樣本，分析公司的財務報表可比性與管理層業(yè)績預告的樂觀偏差之間的關系，并進一步考察2006年企業(yè)會計準則的國際趨同是否提高了財務報表可比性，并通過這一渠道影響了管理層的信息披露行為。本文研究發(fā)現(xiàn)，財務報表可比性越高的公司，其管理層業(yè)績預告的樂觀偏差越小，這一抑制作用在分析師跟隨較少的信息環(huán)境下，以及機構投資者持股比例較低和媒體關注較少的監(jiān)督環(huán)境下有所強化。以2006年企業(yè)會計準則的實施作為影響財務報表可比性的外生事件，我們的分析表明2006年企業(yè)會計準則的實施提高了上市公司的財務報表可比性，并在一定程度上通過提高財務報表可比性進而降低了管理層業(yè)績預告的樂觀偏差。

本文豐富了財務報表可比性的經濟后果研究，為公司財務信息作用于公司管理層的行為提供了經驗證據(jù)，加深了我們對財務信息作用于管理層決策機理的理解。其次，本文研究了管理層業(yè)績預告的樂觀偏差這一預測特征，回應了Hirst等(2008)的呼吁[9]，豐富了管理層盈余預測領域的研究文獻。再次，本文也為Kim等(2016)的發(fā)現(xiàn)提供了直接的證據(jù)支持[3]，表明財務報表可比性有利于降低管理層業(yè)績預告樂觀偏差這類壞消息的隱藏動機和能力。最后，本文豐富了2006年企業(yè)會計準則的經濟后果研究，為會計準則國際趨同通過提高財務報表可比性進而影響管理層的信息披露行為提供了經驗證據(jù)。

二、文獻回顧及假設提出

(一)文獻回顧

目前關于財務報表可比性經濟后果的經驗研究明顯缺乏，現(xiàn)有文獻僅考慮到可比性在分析師預測行為、股價暴跌風險以及公司估值等方面的作用。De Franco等(2011)研究了財務報表可比性對證券分析師盈余預測行為的影響，發(fā)現(xiàn)可比性越高的公司，跟隨它的證券分析師就越多，這些分析師所發(fā)布的盈余預測具有更高的準確度和更低的分歧度[8]。Kim等(2016)發(fā)現(xiàn)財務報表可比性降低了公司的股價暴跌風險[3]。Young和Zeng(2015)認為與同行具有較高可比性的公司，參考其同行公司進行估值的準確性較高[10]。

關于管理層業(yè)績預告的樂觀偏差這一特征，既有文獻主要研究了公司的財務風險、管理層內部交易動機、市場預期、公司治理機制、管理層過度自信等因素的影響。這些文獻發(fā)現(xiàn)，財務風險水平越高的公司[11]，內部人交易動機越強的公司[12][13]，提高市場預期動機越強的公司[14][15]，獨立董事比例和機構投資者持股比例越低的公司[16]，董事會規(guī)模越小的公司[17]，以及管理層過度自信水平越高的公司[18]，其管理層業(yè)績預告的樂觀偏差越大。

上述文獻主要從管理層業(yè)績預告的自利行為和外部約束機制入手，并沒有從管理層在做業(yè)績預告決策時所能獲得的信息質量方面來考慮，而根據(jù)經典財務報表分析教材的范式[19](P160—161)，公司業(yè)績的預測涉及與其他公司財務數(shù)據(jù)的對比分析，這就需要公司的財務報表具有可比性。因此，本文基于管理層所能獲得的信息質量的角度，研究財務報表可比性與管理層業(yè)績預告樂觀偏差的關系，能夠彌補現(xiàn)有文獻的缺失，為公司財務信息作用于管理層的預測行為提供經驗證據(jù)，加深我們對財務信息作用于管理層決策機理的理解。

(二)假設提出

基于經典的信息披露分析框架，管理層披露行為取決于管理層所擁有的信息披露能力和披露信息的動機[20]?；贖ealy和Palepu(2001)的研究，我們從這兩個方面來分析財務報表可比性對管理層業(yè)績預告樂觀偏差的影響。

從管理層所擁有的業(yè)績預告能力來看，管理層披露具有樂觀偏差特征的業(yè)績預告，意味著管理層在做業(yè)績預告決策時所獲得的財務信息的質量可能存在問題。作為財務信息重要的質量特征之一，財務信息可比性與管理層的業(yè)績預告能力密切相關。可比性是財務報告的重要質量特征之一，它能夠幫助信息使用者分辨出不同公司財務業(yè)績的相似和不同之處[1]。如果某一家公司的財務報表可比性不高，則意味著它與行業(yè)內其他公司的發(fā)展狀況不具有可比性，使得在判斷它在行業(yè)中的競爭優(yōu)勢時變得困難，在判斷它與行業(yè)發(fā)展趨勢的聯(lián)系時也變得更為困難，最終導致無法準確地預測該公司未來的業(yè)績。因此，財務報表可比性越高的公司，其管理層控制業(yè)績預告樂觀偏差的能力越強，更有可能發(fā)布樂觀偏差越小的業(yè)績預告。

另一方面，從管理層披露動機來看，既有研究發(fā)現(xiàn)管理層披露具有樂觀偏差的業(yè)績預告能夠幫助他們謀取內部人私利。如Irani(2003)發(fā)現(xiàn)內部人拋售股份的金額與公司業(yè)績預測的樂觀偏差存在顯著的正相關關系[12]；Beniluz(2006)也發(fā)現(xiàn)，當管理者出售所持本公司股份時，偏好于高估公司業(yè)績，而其買入股份對業(yè)績預測的樂觀偏差沒有顯著影響[13]。因此，基于代理理論的觀點，管理層為了私利有動機去披露具有樂觀偏差的業(yè)績預告。但是，投資者可以借鑒可比的同行企業(yè)來判斷目標公司的真實業(yè)績情況，進而做出合理的投資決策。在這種情況下，財務報表可比性越高的公司，其同行企業(yè)的財務信息供投資者參考使用進而對該公司真實業(yè)績的知曉程度也越高，從而降低了投資者對管理層業(yè)績預告的依賴，這一外部信息競爭機制的存在有利于抑制管理層的自利動機，進而約束管理層披露樂觀偏差較大的業(yè)績預告的行為。

上述基于管理層的能力和動機兩個角度的分析表明，在給定公司發(fā)布業(yè)績預告的情況下，可比性越高的公司，其管理層具有披露不帶樂觀偏差的業(yè)績預告的能力和不披露具有樂觀偏差業(yè)績預告的動機，據(jù)此，我們提出本文的第一個假設：

H1：保持其他條件不變，財務報表可比性越高的公司，其業(yè)績預告的樂觀偏差越低。

既有研究發(fā)現(xiàn)管理層隱藏壞消息的能力和動機取決于公司信息環(huán)境的質量[3][21]，業(yè)績預告樂觀偏差越大的公司，相當于暫時隱藏了相對較低的真實業(yè)績，因而這種能力和動機可能會受到公司信息環(huán)境質量的影響。在信息環(huán)境質量較低的公司，投資者無法獲得足夠的可供參考的信息，因此投資者可能需要借鑒可比的同行企業(yè)來判斷該公司的真實業(yè)績情況，進而做出合理的投資決策。在這種情況下，財務報表可比性越高的公司，其同行企業(yè)財務信息供投資者參考使用的決策價值越大，進而會抑制管理層的樂觀傾向，管理層業(yè)績預告的樂觀偏差越小。我們預期財務報表可比性對管理層業(yè)績預告樂觀偏差的抑制作用在信息環(huán)境質量較低時有更大程度的展現(xiàn)。據(jù)此，我們提出本文的第二個假設：

H2：保持其他條件不變，可比性與業(yè)績預告樂觀偏差的關系在較差的信息環(huán)境下更強。

財務報表可比性與管理層業(yè)績預告樂觀偏差的關系還受公司的治理監(jiān)督機制的影響。Callen和Fang(2013)發(fā)現(xiàn)機構投資者的監(jiān)督能夠制約管理層的樂觀行為，降低公司的股價暴跌風險[22]。羅進輝和杜興強(2014)發(fā)現(xiàn)媒體關注度越高的公司，其管理層隱藏負面消息的能力越弱，進而降低了公司的股價暴跌風險[23]。業(yè)績預告樂觀偏差越大的公司，相當于暫時隱藏了相對較低的真實業(yè)績，因而管理層這種能力和動機會受到媒體監(jiān)督和機構投資者監(jiān)督的抑制。因此，在媒體監(jiān)督和機構投資者監(jiān)督環(huán)境較好的情況下，財務報表可比性對業(yè)績預告樂觀偏差的抑制作用會有所降低。據(jù)此，我們提出本文的第三個假設：

H3：保持其他條件不變，可比性與業(yè)績預告樂觀偏差的關系在較差的監(jiān)督環(huán)境下更強。

既有研究發(fā)現(xiàn)國際財務報告準則的實施會提升公司的財務報表可比性[4][5]，而我國2006年企業(yè)會計準則實現(xiàn)了與國際會計慣例的趨同，中國會計準則委員會與國際會計準則理事會簽署的“聯(lián)合聲明”，對我國會計準則與國際財務報告準則趨同的事實予以了確認和肯定[6]，我國企業(yè)會計準則體系在整體框架、內涵和實質上實現(xiàn)了國際趨同，并得到了有效實施[7]。因此，2006年企業(yè)會計準則的國際趨同，應該會提高可比性這一會計信息質量。基于假設1提出的可比性與業(yè)績預告樂觀偏差的關系，我們提出本文的第四個假設：

H4：保持其他條件不變，我國會計準則的國際趨同提高了公司的財務報表可比性，進而降低了管理層業(yè)績預告的樂觀偏差。

三、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

由于財務報表可比性指標的計算需要連續(xù)16個季度的業(yè)績數(shù)據(jù)，我國自2002年才開始強制披露季度財務報告，也就是說財務報表可比性最早可獲得的公司年度數(shù)據(jù)為2005年。因此，本文選取了2005～2013年間發(fā)布了年度業(yè)績預告的滬深A股上市公司為研究樣本，并根據(jù)研究需要剔除了金融行業(yè)樣本和其他控制變量缺失的樣本，最終獲取了3813個有效觀測值作為研究樣本。在樣本年度分布上，2005～2013年間樣本由220家增加到607家，增速明顯，一方面可能是因為我國上市公司越來越多，另一方面也可能是證券監(jiān)管部門投資者保護意識越來越強，對上市公司業(yè)績預告披露管制趨嚴的結果。在行業(yè)分布上，制造業(yè)占比達到67.85%，基本符合我國A股市場中制造業(yè)占據(jù)大多數(shù)的分布情況。本文的業(yè)績預告數(shù)據(jù)來自RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文采用SAS9.3統(tǒng)計分析軟件。

(二)模型設計

本文構建了OLS回歸模型(1)來檢驗上文提出的假設1。

OPTIMISM=β0+β1COMP+β2SIZE+β3BM+β4LEV+β5EPS+β6GROWTH+β7COVER+ β8ANOPTIM+β9LENGTH+β10BIG4+β11SOE+β12DUAL+β13INDDIR+ β14INSTPCT+INDUSTRY+YEAR+ε

(1)

模型中，OPTIMISM表示公司管理層業(yè)績預告的樂觀偏差，借鑒Ajinkya等(2005)對管理層盈余預測樂觀偏差的定義[16]，我們將管理層業(yè)績預告中的每股收益預測值減去真實的每股收益，再用差額除以期初每股股價，定義為業(yè)績預告樂觀偏差。該值越大，則表示業(yè)績預告樂觀偏差越大。參考既有研究[24]，本文以De Franco等(2011)的方法來量化財務報表可比性。財務報表可比性(COMP)分別用公司與行業(yè)內其他公司的前四對組合的均值(COMP4)和公司與行業(yè)內其他公司的所有組合的中位數(shù)(COMPI)來表示。

控制變量方面，既有研究發(fā)現(xiàn)公司的外部董事比例越高、機構投資者持股比例越高、董事會人數(shù)越多以及預測期間越短，其管理層業(yè)績預告的樂觀偏差越小[16][17]，為此我們控制了獨立董事在董事會人數(shù)中的占比(INDDIR)、機構投資者持股比例(INSTPCT)以及預測期長度(LENGTH)等變量。預測期長度(LENGTH)為年度業(yè)績預告披露日與預測對應期間截止日之間的天數(shù)。

既有研究發(fā)現(xiàn)分析師預測行為和公司的所有權性質會影響公司的業(yè)績預告披露行為[16][25]，因此它們可能也會對公司的業(yè)績預告樂觀偏差產生影響，為此我們控制了公司分析師跟隨數(shù)量(COVER)、分析師預測樂觀偏差(ANOPTIM)以及公司所有權性質變量(SOE)。分析師預測樂觀偏差(ANOPTIM)為分析師每股收益的預測均值減去每股收益實際值，再除以期初每股股價。所有權性質(SOE)按照實際控制人是否為國有進行劃分，若為國有控制人則取值為1，否則取值為0。

最后，參考既有研究，我們還控制了公司規(guī)模(SIZE)、賬面市值比(BM)、資產負債率(LEV)、國際四大會計師事務所(BIG4)、公司業(yè)績變動(EPS)以及公司營業(yè)收入增長率(GROWTH)等變量[16][17][25]。公司規(guī)模(SIZE)用公司期末總資產的自然對數(shù)來表示。如果公司當年財務報告審計師為國際四大會計師事務所，則BIG4取值為1，否則為0。公司業(yè)績變動(EPS)為年度每股收益與上一年度每股收益的差異。此外，業(yè)績預告是公司高層決策的披露行為，因此，我們還控制了董事長和總經理兩職合一變量(DUAL)，如果公司的董事長和總經理為同一人，則DUAL取值為1，否則取值為0。

四、財務報表可比性與業(yè)績預告樂觀偏差

(一)描述性統(tǒng)計分析

表1為主要變量的描述性統(tǒng)計結果。為了控制極端值的影響，我們對連續(xù)變量按照上下1%分位進行了Winsorize處理。管理層業(yè)績預告樂觀偏差(OPTIMISM)的1%分位數(shù)為-3.8%，99%分位數(shù)為5.5%，表明不同上市公司的管理層業(yè)績預告樂觀偏差存在較大的差異。樣本公司中，財務報表可比性(COMP4)的均值為-0.3%，99%分位數(shù)和1%分位數(shù)分別為0和-2.1%，差異非常明顯。此外，從管理層業(yè)績預告的預測期長度(LENGTH)來看，1%分位數(shù)為-90 天，25%分位數(shù)為-25 天，中位數(shù)為 -6 天，而99%分位數(shù)為77天，表明管理層業(yè)績預告發(fā)布日最晚為次年3月17日左右，而絕大部分公司的管理層業(yè)績預告發(fā)布時間早于當年的12月31日。這說明，大部分公司在發(fā)布包括年度每股收益在內的業(yè)績預告時，年度的會計數(shù)據(jù)尚未核算完成，管理層對未來業(yè)績的預測，需要可比財務信息的支撐。

表1變量描述性統(tǒng)計結果

(二)相關性分析

限于篇幅未列示的各變量的相關系數(shù)顯示，管理層業(yè)績預告的樂觀偏差(OPTIMISM)與財務報表可比性(COMP4和COMPI)呈顯著的負相關關系，符合我們對假設1的預期。除了預測期長度(LEGNTH)和國際四大會計師事務所(BIG4)與業(yè)績預告樂觀偏差(OPTIMISM)沒有顯著的相關性外，其他主要自變量與OPTIMISM均顯著相關。由于相關性分析沒有控制其他因素的影響，還需進一步進行回歸分析。主要自變量之間的相關系數(shù)絕大多數(shù)都遠小于0.5，說明多重共線性問題不嚴重，這為后文的多元回歸分析結果的可靠性提供了一定程度的保證。

(三)財務報表可比性對業(yè)績預告樂觀偏差的影響分析

表2財務報表可比性與管理層業(yè)績預告

COMP4COMPICOMP-0.2601***(-4.5891)-0.2155***(-6.5335)控制變量YesYesYEAR/INDYesYes常數(shù)項0.0300***(5.1947)0.0295***(5.1384)ADJ-R214.44%14.93%N38133813F-value11.377***11.789***

注：括號中的數(shù)字是經公司層面cluster效應調整后的T值；*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著。限于篇幅，未報告控制變量結果，下表同。

表2為財務報表可比性與管理層業(yè)績預告樂觀偏差之間關系的OLS回歸結果，在控制了其他變量的條件下，財務報表可比性不論采用前四位組合均值COMP4還是中位數(shù)可比性COMPI，均在1%的水平上顯著地影響了管理層業(yè)績預告的樂觀偏差，即樣本公司的可比性越高，其管理層和外部信息使用者利用同行可比信息來預測公司未來業(yè)績的能力越強，外部信息使用者對管理層樂觀預測的壓力越大，兩者共同作用降低了管理層業(yè)績預告的樂觀偏差，支持了本文的假設1。

公司特征的控制變量方面，公司規(guī)模(SIZE)越大、公司業(yè)績增長(EPS)越多、公司營業(yè)收入增長(GROWTH)越快，管理層業(yè)績預告的樂觀偏差程度越低，說明在給定的公司治理水平下，公司規(guī)模越大以及業(yè)績增長越快的公司，管理層的運營能力越強，這在一定程度上會降低管理層業(yè)績預告的樂觀偏差。公司資產負債率(LEV)越高，說明公司財務風險水平越高，這就加大了企業(yè)未來發(fā)展的不確定性，進而會增強管理層業(yè)績預告的樂觀偏差程度，這與既有研究結論一致[11]。公司治理控制變量方面，相對于董事長和總經理兩職分離的公司，董事長和總經理兩職合一的公司管理層有更大的權力，更容易產生樂觀自大的預期，從而帶來了較高程度的業(yè)績預告樂觀偏差。機構投資者比率(INSTPCT)與管理層業(yè)績預告樂觀偏差在1%的水平上顯著負相關，說明機構投資者具有一定的治理能力，約束了管理層過度樂觀的披露動機，這與Ajinkya等(2005)的結論一致[16]。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗可比性與業(yè)績預告樂觀偏差之間關系的可靠性，本文進行了如下的穩(wěn)健性檢驗：

1.為了減輕不隨時間變化的遺漏變量的影響，我們采用了變化模型，如模型(2)所示。

ΔOPTIMISM=β0+β1ΔCOMP+β2ΔSIZE+β3ΔBM+β4ΔLEV+β5ΔEPS+β6ΔGROWTH+ β7ΔCOVER+β8ΔANOPTIM+β9ΔLENGTH+β10ΔBIG4+β11ΔSOE+ β12ΔDUAL+β13ΔINDDIR+β14ΔINSTPCT+INDUSTRY+YEAR+ε

(2)

在模型(2)中，我們對模型(1)中的因變量和自變量取前后兩期的差值，然后重新回歸，回歸結果如表3所示。由表3可知，不論采用財務報表可比性COMP4的改變量還是財務報表可比性COMPI的改變量，財務報表可比性的提高，均帶來了管理層業(yè)績預告樂觀偏差的下降。

2.根據(jù)De Franco等(2011)的方法[8]，我們還采用了公司與行業(yè)內其他公司的前十對組合的均值(COMP10)以及公司與行業(yè)內其他公司的所有組合的均值(COMPM)來表示財務報表可比性，回歸結果如表4的第1列和第2列所示。由表4可知，財務報表可比性COMP10和COMPM均在1%的水平上顯著為負，這表明其對管理層業(yè)績預告的樂觀偏差存在抑制作用。

表3可比性的變化與管理層業(yè)績預告樂觀偏差的變化

表4可比性與管理層樂觀偏差：其他可比性度量方法

3.公司會計系統(tǒng)對好消息與壞消息的確認具有不對稱性，企業(yè)對壞消息的確認比對好消息的確認更及時，即盈余確認具有穩(wěn)健性的特征[26]。因此，De Franco等(2011)采用單變量盈余——收益方程得到的可比性測度結果可能是有偏的(該方法默認會計盈余對好消息與壞消息的確認是對稱的)。為此，我們在計算可比性的模型中加入股票收益虛擬變量及其與股票收益的交互項，以控制盈余確認的穩(wěn)健性特征，重新計算得到財務報表可比性指標BCOMP4和BCOMPI，回歸結果如表4的后兩列所示。由表4可知，財務報表可比性BCOMP4和BCOMPI均在1%的水平上與管理層業(yè)績預告樂觀偏差顯著負相關。

(五)信息環(huán)境和監(jiān)督環(huán)境的調節(jié)效應分析

1.信息環(huán)境的影響。為了檢驗本文的假設2和假設3，我們構建了模型(3)來進行檢驗。

OPTIMISM=β0+β1COMP+β2COMP*HIE/MONI+β3HIE/MONI+β4SIZE+β5BM+ β6LEV+β7EPS+β8GROWTH+β9COVER+β10ANOPTIM+β11LENGTH+ β12BIG4+β13SOE+β14DUAL+β15INDDIR+β16INSTPCT+INDUSTRY+YEAR+ε

(3)

參照辛清泉等(2014)的研究，我們采用關注上市公司的分析師的數(shù)量來表征公司的信息環(huán)境質量[27]。我們將關注上市公司的分析師的數(shù)量按照年度和行業(yè)，從大到小排序后，按照百分位分為三組，最高一組表明分析師跟隨數(shù)量越多，公司的信息環(huán)境質量越高，用HIE表示，取值為1，最低一組則取值為0，剔除介于兩者之間的中間組。

回歸結果如表5所示，財務報表可比性COMP4和COMPI均與業(yè)績預告樂觀偏差(OPTIMISM)顯著負相關，表明財務報表可比性對業(yè)績預告樂觀偏差具有抑制作用。我們重點關注可比性與信息環(huán)境質量交互項(COMP*HIE)的顯著性，財務報表可比性COMP4和COMPI與信息環(huán)境質量(HIE)的交互項系數(shù)分別為0.5190和0.3969，均在1%的水平上顯著，說明在較高質量的信息環(huán)境下，財務報表可比性對業(yè)績預告樂觀偏差的抑制作用有所減弱。這也就意味著財務報表可比性對業(yè)績預告樂觀偏差的抑制作用在較低的信息環(huán)境質量下有更大程度的展現(xiàn)，本文的假設2得到支持。

2.監(jiān)督環(huán)境的影響?；诩扔形墨I，我們采用媒體治理和機構投資者治理作為監(jiān)督環(huán)境的代理變量[22][23]。為驗證本文的假設3，參考現(xiàn)有文獻[23]，我們采用新聞媒體報道上市公司的新聞數(shù)量來表征公司的媒體監(jiān)督水平。我們將上市公司的媒體關注數(shù)量按照年度和行業(yè)從大到小排序后，依據(jù)百分位分為三組，最高一組表明公司受到新聞媒體較多的關注，媒體對公司的監(jiān)督能力較強，用MONI表示，取值為1，最低一組則取值為0，剔除介于兩者之間的中間組?；貧w結果如表6前兩列所示。財務報表可比性COMP4和COMPI均與業(yè)績預告樂觀偏差(OPTIMISM)顯著負相關，表明財務報表可比性對業(yè)績預告樂觀偏差具有抑制作用。我們要關注的是財務報表可比性(COMP)與媒體監(jiān)督水平(MONI)交互項的顯著性，在COMP4和COMPI兩種財務報表可比性度量指標下，財務報表可比性與媒體監(jiān)督水平交互項(COMP*MONI)的回歸系數(shù)分別為0.2604和0.2171，分別在5%和1%的水平上顯著，說明在較高的媒體監(jiān)督水平下，財務報表可比性對管理層樂觀偏差的抑制作用有所減弱。這意味著財務報表可比性的作用在較低的媒體監(jiān)督水平下有更大程度的展現(xiàn)，這支持了本文的假設3。

表5信息環(huán)境的影響

表6監(jiān)督環(huán)境的影響

機構投資者持股比例采用同樣的處理方法，將上市公司的機構投資者持股比例按照年度和行業(yè)從大到小排序，然后依據(jù)百分位分為三組，最高一組表明機構投資者監(jiān)督能力較強，同樣用MONI表示，取值為1，最低一組則取值為0，剔除介于兩者之間的中間組。回歸結果如表6后兩列所示。由表6后兩列可知，機構投資者持股作為公司治理的重要監(jiān)督機制，在較高的機構投資者持股水平下，財務報表可比性對管理層業(yè)績預告樂觀偏差的抑制作用有所下降，這意味著財務報表可比性的抑制作用在較低的機構投資者監(jiān)督水平下有更大程度的發(fā)揮，這也支持了本文的假設3。

信息環(huán)境以及兩種監(jiān)督機制的調節(jié)效應分析表明，在較差的信息環(huán)境和監(jiān)督環(huán)境下，財務報表可比性對管理層業(yè)績預告樂觀偏差的抑制作用有顯著的增強，這些回歸結果進一步增強了我們對財務報表可比性與管理層業(yè)績預告樂觀偏差之間存在可靠關系的信心。

五、會計準則國際趨同的影響

在上文的多元回歸分析中，我們已經控制了一系列可能影響業(yè)績預告樂觀偏差的企業(yè)層面因素以及時間和行業(yè)固定效應，行業(yè)固定效應的引入可以緩解不同行業(yè)經營模式和環(huán)境差異對可比性與管理層業(yè)績預告樂觀偏差之間關系的影響。財務報表可比性的度量采用了前16季度數(shù)據(jù)，這有效地緩解了可比性與管理層業(yè)績預告樂觀偏差之間的反向因果關系。但是，考慮到公司的財務報表可比性水平可能受到某些未觀測到的遺漏變量的影響，而這些遺漏變量也可能同時影響管理層業(yè)績預告的樂觀偏差。為此，我們引入2006年企業(yè)會計準則的國際趨同這一外生事件來進一步處理在考察可比性與業(yè)績預告樂觀偏差之間關系時可能存在的內生性問題。

我們將2006年企業(yè)會計準則實施年份設置為會計準則國際趨同變量(IFRS)，如果是2007年及以后年份，則IFRS取值為1，否則取值為0。本文視2006年企業(yè)會計準則的實施為外生事件，并替代財務報表可比性度量指標，進入上文的模型(1)，回歸結果如表7第1列所示，結果表明，新會計準則的實施降低了管理層業(yè)績預告的樂觀偏差。雖然2006年企業(yè)會計準則自2007年1月1日開始實施，但上市公司2006年的年度財務報告已經編制了準則差異調節(jié)表，新企業(yè)會計準則可能提前對公司財務報告質量產生影響，為此我們刪除了準則發(fā)布當年的觀測值。回歸結果如表7第2列所示，結果表明，會計準則國際趨同(IFRS)對管理層業(yè)績預告的樂觀偏差仍存在明顯的抑制作用。

上文我們發(fā)現(xiàn)2006年企業(yè)會計準則的實施降低了管理層業(yè)績預告的樂觀偏差，那么，新會計準則實施這一自然事件是否是通過提高了財務報表可比性進而降低了管理層業(yè)績預告樂觀偏差呢？為此，我們做了中介效應分析。根據(jù)溫忠麟等(2005)提出的中介效應檢測程序[28]，我們按照如下步驟進行中介效應的檢驗：

1.檢驗2006年企業(yè)會計準則實施的會計準則國際趨同(IFRS)對管理層業(yè)績預告的樂觀偏差是否存在顯著影響。這一步驟上文已做分析，結果如表7所示，2006年企業(yè)會計準則實施代表的會計準則國際趨同(IFRS)對管理層業(yè)績預告的樂觀偏差在1%的水平上存在顯著負向影響。

2.進行Baron和Kenny(1986)的部分中介效應檢驗[29]。首先，檢驗會計準則國際趨同(IFRS)對財務報表可比性(COMP4)的影響，結果如表8第1列所示，回歸系數(shù)為0.0009，在1%的水平上顯著，說明2006年企業(yè)會計準則的國際趨同顯著地提高了財務報表可比性。其次，如表2所示，在模型(1)的回歸結果中，中介變量財務報表可比性(COMP4)對管理層業(yè)績預測樂觀偏差存在顯著的影響。自變量IFRS對財務報表可比性的回歸系數(shù)和中介變量COMP4對管理層業(yè)績預告樂觀偏差的回歸系數(shù)均顯著，這表明會計準則國際趨同對管理層業(yè)績預告樂觀偏差的影響，至少部分是通過提高財務報表可比性這一途徑實現(xiàn)的。至于是否完全依靠財務報表可比性來傳導會計準則國際趨同對管理層業(yè)績預告樂觀偏差的影響，即是否存在完全中介效應，還需要進一步的檢驗。

3.進行完全中介效應檢驗。在原來模型(1)中加入IFRS，如果回歸結果中會計準則國際趨同(IFRS)的系數(shù)顯著，則說明存在部分中介效應，而非完全中介效應。如表8第2列所示，會計準則國際趨同(IFRS)的系數(shù)在1%的水平上顯著，說明存在部分中介效應，即會計準則國際趨同(IFRS)部分地通過提高財務報表可比性來實現(xiàn)其對管理層業(yè)績預告樂觀偏差的影響，本文的假設4得到經驗證據(jù)支持。

表7會計準則國際趨同與管理層業(yè)績預告樂觀偏差

全樣本剔除2006年IFRS-0.0052***(-5.7936)-0.0065***(-7.5880)控制變量YesYesYEAR/INDYesYes常數(shù)項0.0331***(5.9327)0.0257***(4.5378)ADJ-R213.98%13.55%N38133549F-value11.158***10.427***

表8財務報表可比性的中介效應分析

根據(jù)溫忠麟等(2005)提出的中介效應檢測步驟[28]，本文的中介效應分析表明存在部分中介效應。此外，有研究表明Sobel檢驗的統(tǒng)計效率更高[30]。為此，我們也做了Sobel(1982)檢驗，結果顯示Z統(tǒng)計值為 -2.6904，在1%的水平上顯著，說明存在中介效應，即2006年企業(yè)會計準則的實施提高了財務報表可比性，進而降低了管理層業(yè)績預告樂觀偏差，這也支持了本文的假設4。

六、結論與政策啟示

本文以2005～2013年間披露了年度業(yè)績預告的滬深A股上市公司為研究樣本，考察了財務報表可比性與管理層業(yè)績預告樂觀偏差之間的關系。本文研究發(fā)現(xiàn)，財務報表可比性越高的公司，其管理層業(yè)績預告的樂觀偏差越小，這說明管理層在預測未來業(yè)績時，需要縱向分析公司歷史信息和橫向參考行業(yè)信息，較高質量的財務信息至關重要。一方面，財務報表可比性越高的公司，其管理層在做業(yè)績預告決策時獲得的信息基礎越好，從而降低了盲目過度樂觀的可能性。另一方面，財務報表可比性越高的公司，其同行企業(yè)財務信息供投資者參考使用進而對該公司真實業(yè)績的知曉程度越高，這一外部信息競爭機制也會抑制管理層的樂觀動機。

此外，財務報表可比性對管理層業(yè)績預告樂觀偏差的抑制作用在分析師跟隨較少的信息環(huán)境下，以及機構投資者持股比例較低和媒體關注較少的監(jiān)督環(huán)境下有所強化。這說明，對于信息環(huán)境質量較低的公司，投資者無法獲得足夠的可供參考的信息，因此投資者可能需要借鑒可比的同行企業(yè)來判斷該公司的真實業(yè)績情況，進而做出合理的投資決策。在這種情況下，財務報表可比性越高的公司，其同行企業(yè)財務信息供投資者參考使用的價值越高，進而會抑制管理層的樂觀傾向，呈現(xiàn)出較低水平的管理層業(yè)績預告樂觀偏差。媒體的關注越多，機構投資者的監(jiān)督能力越強，會降低管理層通過發(fā)布具有樂觀偏差的業(yè)績預告進而暫時隱藏較低的真實業(yè)績的能力，從而降低了財務報表可比性對管理層業(yè)績預告樂觀偏差的影響。

本文還發(fā)現(xiàn)我國2006年企業(yè)會計準則的國際趨同，通過提高財務報表可比性這一重要的中介機制，降低了管理層業(yè)績預告的樂觀偏差。這說明2006年企業(yè)會計準則的實施能夠幫助信息使用者分辨出不同公司財務業(yè)績的相似和不同之處，增強了會計信息的決策有用性，這為我國會計準則的國際趨同改革提供了支持性的經驗證據(jù)。

本文的研究結論為公司財務信息質量服務于公司管理層的決策提供了經驗證據(jù)。研究結果表明，公司管理層應保障公司財務報表的質量，較高的可比性有利于避免預測公司業(yè)績時出現(xiàn)盲目的樂觀偏差。本文的發(fā)現(xiàn)也為投資者識別管理層業(yè)績預告的質量進而指導自身的投資決策提供了識別路徑，較高質量的財務報表能夠幫助投資者區(qū)分管理層業(yè)績預告的偏差程度，進而識別真實的業(yè)績，服務于更好的投資決策。同時，本文的發(fā)現(xiàn)也為監(jiān)管機構如何減少上市公司業(yè)績預告的樂觀偏差，降低管理層暫時隱藏壞消息的能力，進而更好地促進資本市場發(fā)展提供了有價值的政策建議，即增強公司財務信息質量，提高公司的信息透明度，豐富公司的信息環(huán)境，為媒體和機構投資者的公司治理作用的發(fā)揮提供更好的監(jiān)管環(huán)境。

本文的研究結果對會計準則制定者也有重要的啟示。會計準則的國際趨同提高了財務報表可比性進而降低了管理層業(yè)績預告的樂觀偏差，這說明我國會計準則國際趨同的改革在提高會計信息可比性方面取得了一定的成效。因此，應進一步推進會計準則的國際趨同，以更好地服務于我國資本市場的健康發(fā)展。

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(責任編輯：胡浩志)

F275.2

：A

：1003-5230(2017)05-0013-10

2017-06-07

國家自然科學基金項目“管理層盈余預測樂觀偏差：影響因素與經濟后果”(71502166)；浙江省自然科學基金項目“社會信任與管理層盈余預測：理論分析與經驗證據(jù)”(LQ17G020006)；浙江省哲學社會科學規(guī)劃課題“民營上市公司強制性業(yè)績預測評價：理論分析與浙江經驗”(16NDJC192YB)

萬 鵬(1984— )，男，河南光山人，浙江工商大學財務與會計學院副教授，博士； 陳翔宇(1985— )，女，河南桐柏人，浙江財經大學會計學院講師，博士。