郭飛 周泳彤

(中南財經(jīng)政法大學(xué)會計學(xué)院，湖北 武漢 430073)

引言

資本市場本質(zhì)上是一個信息市場，信息披露質(zhì)量不僅影響公司的股權(quán)融資成本(Botosan，1997；Lambert et al. 2007；曾穎和陸正飛，2006)[1][22][36]和債務(wù)融資成本(李志軍等，2011)[28]，也會影響資本產(chǎn)出效率(米建華，2010)[30]和資本市場估值偏誤(徐壽福和徐龍炳，2015)[32]。近年來，滬深證券交易所加強了對上市公司信息披露的監(jiān)管。發(fā)放監(jiān)管類函件1是證券交易所對上市公司的重要監(jiān)管措施之一。其中，年報問詢函引起了廣泛的關(guān)注。那么，證券交易所的年報問詢函監(jiān)管僅僅是一個程序性過程(Johnston and Petacchi，2017)[20]還是具有豐富的信息含量(Chen and Johnston，2008)[7]值得深入研究。

已有文獻(xiàn)支持美國證監(jiān)會(SEC)發(fā)放的問詢函具有經(jīng)濟(jì)后果。一方面，問詢函影響公司利益相關(guān)者的行為，如內(nèi)部人在問詢函公布前后減持所在公司的股票(Dechow et al.，2016)[10]、機構(gòu)投資者調(diào)整其投資組合(Gietzmann and Isidro，2013)[15]等；另一方面，問詢函促進(jìn)上市公司信息披露行為的改善，降低投資者對公允價值估計的不確定性(Bens et al.，2015)[2]、減弱盈余公告市場反應(yīng)的波動程度(Chen and Johnston，2008)[7]、緩解信息不對稱(Johnston and Petacchi，2017；Dechow et al.，2016等)[20][10]。但是由于美國資本市場上問詢函披露不定期性和分散性的特點，有限關(guān)注度的投資者(Kahneman，1973)[21]對問詢函信息的獲取成本和處理成本較高(Cohen and Frazzini，2008)[5]。在問詢函披露的短期時間窗口內(nèi)，市場反應(yīng)表現(xiàn)不足或者延遲(Hirshleifer et al.，2003；Gietzmann and Isidro，2013)[19][15]。

中國資本市場無論在年報審核制度還是信息披露等方面都與美國存在較大差異，中國投資者對年報問詢函的反應(yīng)可能具有差異性。在公司覆蓋范圍上，美國SEC的年報審核具有周期性，至少每三年一次對每家上市公司的年報進(jìn)行審核(Cassell et al.,2013)[4]。而中國交易所對所有上市公司年報在審閱基礎(chǔ)上進(jìn)行事后審核，覆蓋的上市公司可能更廣。在問詢內(nèi)容上，除了關(guān)注財務(wù)信息披露真實性、完整性以外，中國交易所重點關(guān)注業(yè)務(wù)模式、行業(yè)趨勢、風(fēng)險揭示等非財務(wù)信息，將為投資者提供更豐富、多層次的信息。在年報問詢函披露時點和方式上，美國SEC要求問詢函的披露不得早于整個問詢過程后的20個交易日(SEC2013)2，且SEC問詢函的問題分散在數(shù)據(jù)庫的每個子板塊中披露(Ryans，2016)[25]，市場反應(yīng)可能出現(xiàn)延遲。而在中國，問詢函的發(fā)放和回復(fù)都要求及時披露，問詢函項目披露完整，有助于投資者及時了解相關(guān)信息，中國市場對問詢函的反應(yīng)可能比美國更加及時和強烈。

由于此前證券交易所沒有公開披露年報問詢函，上市公司對年報問詢函相關(guān)信息采取自愿性披露的方式，國內(nèi)對年報問詢函的研究一直處于空白。自2014年起，為了提高監(jiān)管透明度、加強與投資者信息溝通，證券交易所逐步公開年報問詢函3，使研究問詢函的經(jīng)濟(jì)后果成為可能。為此，本文擬對年報問詢函披露的市場反應(yīng)進(jìn)行研究，通過深入探討年報問詢函市場反應(yīng)特征和影響因素，為年報問詢函是否具有信息含量和監(jiān)管措施的有效性提供經(jīng)驗證據(jù)。

本文研究結(jié)果表明，年報問詢函披露的累計平均異常收益(CAAR,Cumulative Averge Abnormal Returm)顯著為負(fù)。這說明年報問詢函具有信息含量，通過揭示被問詢公司年報中未披露的風(fēng)險因素，改變投資者對公司的價值預(yù)期和投資行為。此外，多元回歸發(fā)現(xiàn)，年報問詢函的累計異常收益4(CAR,Cumulative Abnormal Returm)與收入問題集中度負(fù)相關(guān)，收入問題集中度越高的年報問詢函，負(fù)向市場反應(yīng)越大。投資者關(guān)注度對二者關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用。投資者關(guān)注度越高，問詢函收入集中度與負(fù)向市場反應(yīng)關(guān)系越顯著，反之，無顯著關(guān)系。

本文的研究貢獻(xiàn)在于：(1)本文首次探討了我國上市公司年報問詢函的市場反應(yīng)特征，證實年報問詢函具有信息含量，填補了國內(nèi)年報問詢函研究領(lǐng)域的空白。(2)本文為年報問詢函制度的經(jīng)濟(jì)后果提供經(jīng)驗證據(jù)，有助于監(jiān)管部門關(guān)注和理解投資者信息需求，把握年報信息監(jiān)管重點，不斷完善年報問詢函的內(nèi)容和規(guī)范上市公司信息披露行為。(3)基于年報問詢函的監(jiān)管效力和經(jīng)濟(jì)后果，本文為上市公司完善收入相關(guān)信息披露、提高信息披露水平提供了借鑒。

理論分析與研究假設(shè)

年報問詢函是證券交易所為了規(guī)范上市公司信息披露、保護(hù)投資者合法權(quán)益，對上市公司年報實施事后審核的監(jiān)管措施。每個會計年度結(jié)束后，證券交易所對上市公司提交的年度報告在審閱的基礎(chǔ)上實施事后重點審核工作，針對年報中相關(guān)會計處理、信息披露合規(guī)性、經(jīng)營風(fēng)險等問題向上市公司發(fā)放年報問詢函，并要求上市公司對年報問詢函事項在特定時間內(nèi)以回函形式進(jìn)行解釋說明、補充披露或更正原有年報信息。

在我國當(dāng)前的監(jiān)管背景下，證券交易所結(jié)合投資者關(guān)注的事項對上市公司年報進(jìn)行事后審核，年報問詢函的內(nèi)容可能更加有效觸及投資者的“痛點”。雖然年報問詢函的內(nèi)容主要針對已經(jīng)公開披露的年報信息，但對于投資者來說可能仍具有信息增量。年報問詢函的信息增量主要有兩個來源：一是專業(yè)知識背景下對公司信息的全面解讀和充分整合；二是年報問詢函的信號傳遞效應(yīng)。一方面，具有專業(yè)知識背景和信息優(yōu)勢的監(jiān)管人員對上市公司的了解更全面深入，對年報信息的解讀整合能力更強，能更有效識別出上市公司在經(jīng)營和財務(wù)上的弊病和缺陷(Ryans，2016)[25]。年報問詢函強化了如業(yè)務(wù)模式、行業(yè)趨勢、風(fēng)險揭示、財務(wù)預(yù)測等重大非財務(wù)信息的披露，可能促使公司披露更多細(xì)節(jié)性、實用性信息(Bens et al.，2016)[2]。另一方面，目前中國證券交易所對年報問詢函的公開具有選擇性，主要針對市場關(guān)注度比較高、在信息披露或經(jīng)營方面存在重大問題和缺陷的上市公司。收到年報問詢函向投資者傳遞上市公司信息披露質(zhì)量較差(Hribar et al.，2004)[17]、審計質(zhì)量較低(Baldwin et al.，2013)[3]、公司治理存在缺陷(Ettredge et al.，2011)[12]等信號。

因此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：年報問詢函的披露會產(chǎn)生市場反應(yīng)，且市場反應(yīng)為負(fù)。

已有文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，年報問詢函事項數(shù)量與以前年度報表重述、非四大會計師事務(wù)所審計、業(yè)績虧損、業(yè)務(wù)復(fù)雜性高、審計師任期短、獨立董事少等因素有正相關(guān)關(guān)系(Bens et al.，2015)[2]，年報問詢函在某種程度上傳遞了公司整體風(fēng)險水平的信號。一般來說，問詢函事項數(shù)量越多，越有可能成為問題公司(張然等，2015)[35]，負(fù)向市場反應(yīng)越顯著。

但是，年報問詢函事項數(shù)量越多，問詢函的復(fù)雜程度越高?；谕顿Y者有限關(guān)注度理論，投資者在處理上市公司公開的信息時存在精力和能力的局限(Simon，1955)[26]，信息復(fù)雜性可能提高投資者解讀信息門檻、降低信息處理效率(Kaheman，1973)[21]，導(dǎo)致市場對復(fù)雜信息反應(yīng)不足或滯后反應(yīng)(DellaVigna and Pollet，2009[11]；Hirshleifer et al.，2009[18]；You and Zhang，2009[27]；Peterson，2012[24]；Ljungqvist et al.，2014[23]；Dechow et al，2016[10]等)。由于我國對上市公司年報問詢的實踐時間較短，年報問詢函事項數(shù)量不一定與公司整體風(fēng)險水平正相關(guān)且我國資本市場的投資主體為中小股東，其信息處理能力和效率具有局限性。年報問詢函事項數(shù)量越多，問詢函復(fù)雜度越高，投資者對信息的反應(yīng)能力和速度可能越低，負(fù)向的市場反應(yīng)越小(CAR越大)。

基于此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：年報問詢函中的問詢事項數(shù)量越多，負(fù)向的市場反應(yīng)程度越小。

已有文獻(xiàn)證明并非所有問詢函的公布都產(chǎn)生市場反應(yīng)，他們研究發(fā)現(xiàn)存在重要財務(wù)報告缺陷(Dechow et al.，2016)[10]、最終導(dǎo)致財務(wù)報告重述(Johnston and Petacchi，2015)[20]的問詢函在公布時市場反應(yīng)更顯著。

收入是利潤表中最重要的項目(Ciesielski，2013)[9]，不合規(guī)的收入確認(rèn)政策是最常見的會計造假手段(Dechow et al.，2011等)[10]，美國監(jiān)管機構(gòu)已經(jīng)將收入確認(rèn)問題列為問詢函中最重要的會計政策問題之一(Ciesielski，2013)[9]。Dechow et al.(2016)[10]研究發(fā)現(xiàn)，與收入確認(rèn)相關(guān)的問詢函更可能促使內(nèi)部人減持，并把與收入確認(rèn)相關(guān)的問詢函作為問詢函重要性的代理變量。對于監(jiān)管機構(gòu)和投資者來說，收入確認(rèn)問題是一個具有關(guān)注度高、敏感性強的會計問題。年報問詢函中如果包含收入確認(rèn)問題且收入確認(rèn)問題較嚴(yán)重，可能影響市場對被問詢公司的價值預(yù)期。

基于此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：年報問詢函中存在收入確認(rèn)問題且問題越嚴(yán)重，負(fù)向的市場反應(yīng)程度越大。

研究設(shè)計

一、樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以深圳和上海證券交易所(以下簡稱“深交所”和“上交所”)官網(wǎng)公布的2015年年報問詢函為樣本5，手工檢索并整理其年報問詢函及回復(fù)文件。同時，我們對數(shù)據(jù)做了如下處理：(1)剔除截至2016年12月31日已退市的公司樣本；(2)對除虛擬變量外的其他變量進(jìn)行前后1%分位的Winsorize處理。處理后得到事件(公司)樣本249個6。

本文年報問詢函內(nèi)容數(shù)據(jù)通過手工整理而得，年報問詢函閱讀量數(shù)據(jù)從東方財富股吧網(wǎng)站手工收集而得，其他財務(wù)數(shù)據(jù)主要來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)值在網(wǎng)上手工檢索補充。數(shù)據(jù)處理和模型回歸分析使用Stata14完成。

二、模型設(shè)計

1. 事件研究法五因子模型

為了考察年報問詢函公布的市場反應(yīng)，本文采用事件研究法(Event Study)進(jìn)行實證研究(見圖1)。

圖1 事件研究時點示意圖

(1)定義事件和事件窗口的選擇。本文以年報問詢函在證券交易所網(wǎng)站的公布日期作為事件日。考慮到信息可能提前泄露，我們將事件窗口設(shè)為[-2，20]。在該區(qū)間內(nèi)，絕大多數(shù)樣本公司公布了年報問詢函及其回復(fù)文件。

(2)定義估計窗口。由于年報、一季度報公布日與年報問詢函公布日較為接近，為了減弱它們對估計系數(shù)的交叉影響，本文借鑒Campbell et al.(1997)[6]做法，將估計窗口設(shè)定為(-252，-3)共250個交易日。

(3)預(yù)期收益率估計模型。Fama和French(2015)[14]研究發(fā)現(xiàn)五因子模型對于股票收益率的解釋力度要優(yōu)于三因子模型，五因子模型可以解釋71～94%的不同組合收益率在橫截面水平的差異。目前，中國學(xué)者對于Fama-French五因子模型在中國的適用性尚未得出統(tǒng)一的結(jié)論。李志冰等(2017)[29]研究認(rèn)為五因子模型比CAPM、三因子及Carhart四因子模型有更強的解釋力。趙勝民等(2016)[37]則研究得出相較于五因子模型，三因子定價模型更適合我國。本文主要使用五因子模型估計預(yù)期收益率7。五因子模型如下：

其中，Rit是第i只股票在第t天的個股日收益率，本文采用考慮現(xiàn)金紅利的個股回報率；Rmt是第t天的股票所在市場的日收益率；Rft為無風(fēng)險收益率。SMBt，HMLt，RMWt和CMAt分別代表市值因子、賬面市值比因子、盈利能力因子和投資模式因子，數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

為了估計年報問詢函的市場反應(yīng)，首先，我們在估計窗口(-252，-3)對模型進(jìn)行OLS回歸，獲得五因子模型中各個參數(shù)的估計值。接著，將各參數(shù)估計值代入事件窗口(-2，20)相同的模型中計算預(yù)期收益率E[Rit]。最后，計算事件窗口的異常收益率AR、平均異常收益率AAR、累計異常收益率CAR以及累計平均異常收益率CAAR。指標(biāo)的計算方式如下：

2. 市場反應(yīng)的多元回歸模型

為了進(jìn)一步探討年報問詢函事項數(shù)量、收入確認(rèn)問題以及收入確認(rèn)問題集中度對市場反應(yīng)的影響，本文進(jìn)一步構(gòu)建市場反應(yīng)的多元回歸模型。多元回歸模型如下：

CARi為每個樣本公司在事件窗口內(nèi)的累計異常收益率，通過事件研究法計算而得。lnNumber為取對數(shù)后的年報問詢函事項數(shù)量。RevDum為虛擬變量，年報問詢函中涉及收入確認(rèn)問題取1，否則取0。RevCon為虛擬變量，問詢函中收入事項數(shù)量中位數(shù)以上取1，否則取0。

另外，本文基于以往文獻(xiàn)選取了以下控制變量：

(1)ViewCL為取對數(shù)后的年報問詢函閱讀量，數(shù)據(jù)取自東方財富股吧網(wǎng)站8。投資者對信息的關(guān)注度影響事件的市場反應(yīng)(DellaVigna and Pollet，2009)[11]。與其他信息(如盈余公告、定期財務(wù)報告等)相比，問詢函由于其披露時間不確定容易被投資者忽略(Ryans，2016)[25]。同時，在手工收集年報問詢函數(shù)據(jù)時，我們發(fā)現(xiàn)部分上市公司對年報問詢函及回復(fù)的披露不規(guī)范，存在選擇性披露甚至不予以披露的現(xiàn)象，增加投資者對信息的獲取難度，影響年報問詢函的市場反應(yīng)(Cohen and Frazzini，2008)[5]。本文參考Dechow等(2016)[10]和Ryans(2016)[25]的做法，選取年報問詢函的閱讀量作為投資者關(guān)注度的代理變量。

(2)ST為虛擬變量，被問詢公司為ST公司或者當(dāng)年有ST趨勢的公司取1，否則取0。當(dāng)年有ST趨勢指的是被問詢公司在上一年符合ST的某項條件，當(dāng)年有被ST的趨勢。這些條件包括扣除非經(jīng)營性損益凈利潤為負(fù)值、股東權(quán)益為負(fù)值、每股凈資產(chǎn)低于股票面值以及審計報告為無法表示意見或否定意見等。該類上市公司為了避免暫停上市或特殊處理，有動機通過真實盈余管理或應(yīng)計盈余管理改善財務(wù)指標(biāo)(張昕，2008；肖成民等，2011；謝柳芳等，2013)[34] [31] [33]，其市場行為可能相對激進(jìn)，可能對股價產(chǎn)生差異性影響。

(3)Private為虛擬變量，上市公司為民營企業(yè)取1，否則取0。

(4)Marketcapital為取對數(shù)后的總市值，代表企業(yè)市值規(guī)模。

(5)Growth為歸母凈利潤增長率，代表企業(yè)成長能力。

(6)Lev為總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值，代表企業(yè)財務(wù)杠桿。

(7)ROE為凈資產(chǎn)收益率，代表企業(yè)盈利能力。

(8)Zhuban為虛擬變量，公司上市板塊為主板的取1，否則取0。

(9)Shenshi為虛擬變量，公司在深交所上市的為1，否則取0。

(10)Indum為虛擬變量，上市公司為制造行業(yè)的取1，否則取0(按照證監(jiān)會2012年行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn))。

表1 2015年年報問詢函事項頻率統(tǒng)計

實證結(jié)果與分析

一、描述性統(tǒng)計

表1選取了2015年年報問詢函中問詢頻率較高的事項進(jìn)行了統(tǒng)計?？傮w來看，交易所對年報的審核不局限于財務(wù)信息，還包括如業(yè)務(wù)模式、行業(yè)趨勢、風(fēng)險揭示等非財務(wù)信息。具體來看，涉及收入事項的年報問詢函共149份，占比57.3%，說明收入問題是證券交易在年報審核過程中的重要問題。此外，證券交易所還重點關(guān)注上下游企業(yè)情況、關(guān)聯(lián)交易情況以及項目投資風(fēng)險，從經(jīng)營的各個環(huán)節(jié)強化上市公司對相關(guān)風(fēng)險披露，為市場合理評估企業(yè)價值和風(fēng)險提供更多細(xì)節(jié)性、實用性信息。

為了保證模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，在用Stata處理事件研究時設(shè)定估計窗口觀測值不少于30個，事件窗口觀測值不少于1個，樣本數(shù)量由此減少到178個。由于后續(xù)研究僅以這178個樣本進(jìn)行多元回歸分析，表2僅列示了該部分樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

從年報問詢函問題數(shù)量來看，樣本中平均每份年報問詢函的事項數(shù)量約為9。其中，61%的年報問詢函提及收入質(zhì)量問題，說明收入是年報審核的重要問題。ViewCL的最小值為0(即沒有公開披露問詢函文件)，中位數(shù)為10.19，最大值為11.65，分布不均勻且差異較大，說明投資者對不同公司的年報問詢函的關(guān)注度差異較大。從公司特征來看，ST或有ST趨勢的公司占49%，民營企業(yè)占比66%，樣本公司中主要為市值較小的公司，至少一半以上的歸母凈利潤增長率為負(fù)值，說明該類公司是證券交易所在年報審核過程中的重點審核對象。

表2 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計

二、市場反應(yīng)分析

1. 全樣本的市場反應(yīng)

圖2 CAAR在窗口期(-2,20)走勢

從走勢圖可以看出，在窗口期(-2，20)內(nèi)，全樣本下的CAAR總體呈下降趨勢。CAAR值在不同時段呈現(xiàn)不同波動性。其中，在窗口期(-2，2)，CAAR值下降趨勢明顯，表明年報問詢函的披露產(chǎn)生較強的市場反應(yīng)；在窗口期(6,9),CAAR值呈現(xiàn)又一個明顯下降趨勢，這是因為超過60%的樣本公司公布了問詢函的回復(fù)文件。

表 3 不同時間窗口CAAR的均值檢驗

為了更加細(xì)致地考察年報問詢函的市場反應(yīng)特征，本文對不同窗口期的CAAR均值進(jìn)行t檢驗。我們發(fā)現(xiàn)，雖然CAAR在短期事件窗口(-2，5)沒有通過統(tǒng)計檢驗，但有明顯的下降趨勢，隨著年報問詢函相關(guān)信息不斷被市場吸收，公司的風(fēng)險信息逐步釋放，在長期窗口(10,20)和(-2，20)中CAAR在5%水平下顯著為負(fù)。

事件研究結(jié)果表明，年報問詢函及其回復(fù)文件具有一定的信息增量，揭示和傳遞上市公司風(fēng)險信息，調(diào)整或強化投資者對上市公司的價值預(yù)期和風(fēng)險判斷，該結(jié)論初步支持了假設(shè)1。但年報問詢函的市場反應(yīng)存在延遲的情況，這與Dechow et al.(2016)[10]和Ryans(2016)[25]基于美國SEC發(fā)放問詢函的事件研究結(jié)果相類似。

2. 細(xì)分樣本的市場反應(yīng)分析

(1)年報問詢函事項數(shù)量分組

為了考察年報問詢函事項數(shù)量對市場反應(yīng)的影響，本文以年報問詢函事項數(shù)量的中位數(shù)分組，中位數(shù)以下為低復(fù)雜性組，中位數(shù)以上為高復(fù)雜性組，并對兩組的CAAR值進(jìn)行差異性檢驗，結(jié)果見表4。

表4 年報問詢函事項數(shù)量分組的CAAR值檢驗

從表4可知，復(fù)雜程度不同的年報問詢函，其市場反應(yīng)存在一定的差異，相對于高復(fù)雜性的年報問詢函，市場對低復(fù)雜性的年報問詢函反應(yīng)更大，但CAAR值差異沒有通過顯著性檢驗，假設(shè)2沒有得到支持。

(2)年報問詢函收入確認(rèn)問題和收入問題集中度分組

為了考察是否存在收入問題和收入問題集中度對市場反應(yīng)的影響，本文分別以是否存在收入確認(rèn)問題和收入問題中位數(shù)作為分類標(biāo)準(zhǔn)，分別進(jìn)行CAAR值差異性檢驗。如表5所示，Group1結(jié)果表明，雖然收入確認(rèn)問題子樣本的CAAR值小于非收入確認(rèn)問題子樣本，但二者沒有顯著性差異。這可能是因為年報問詢函中除了收入確認(rèn)問題外，其他問題也從不同角度揭示企業(yè)經(jīng)營狀況和風(fēng)險。Group2結(jié)果表明，高收入集中度與低收入集中度的CAAR差異為5.04%，在5%水平下顯著，收入問題集中度高的年報問詢函產(chǎn)生的負(fù)向市場反應(yīng)更大。該結(jié)果初步支持了假設(shè)3。

表5 收入確認(rèn)問題和收入集中度分組的CAAR值檢驗

三、市場反應(yīng)的多元回歸分析

為了控制其他因素對單變量分析的影響，我們進(jìn)一步構(gòu)建了多元回歸模型，以考察年報問詢函特征(年報問詢函事項的數(shù)量、收入確認(rèn)問題、收入確認(rèn)問題集中度)與市場反應(yīng)的關(guān)系，回歸結(jié)果如下：

表6 全樣本市場反應(yīng)的多元回歸結(jié)果

1. 全樣本下市場反應(yīng)的多元回歸分析

表6列示了全樣本下年報問詢函特征與市場反應(yīng)的回歸結(jié)果。列(1)的主要變量lnNumber在10%的顯著性水平下與市場反應(yīng)正相關(guān)，驗證了假設(shè)2?？赡艿慕忉屖牵阂环矫?，事項數(shù)量多的年報問詢函更多著眼于公司未來發(fā)展戰(zhàn)略或其他事項，投資者可能降低公司當(dāng)前風(fēng)險緊迫性的預(yù)期，相較于事項數(shù)量少的問詢函負(fù)向市場反應(yīng)程度更低；另一方面，問詢函事項數(shù)量過多可能會分散投資者對敏感信息的注意力，使重要信息不能得到及時反應(yīng)(DellaVigna and Pollet，2009；Hirshleifer et al.，2009；Dechow et al，2016等)[11][18][10]。

列(2)主要變量為收入問題集中度RevCon，該變量回歸系數(shù)為-0.0497(在5%水平下顯著)，表明年報問詢函收入問題的集中度對市場反應(yīng)產(chǎn)生差異影響。列(3)主要變量為RevDum，該變量的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，表明問詢函中是否存在收入問題對市場反應(yīng)沒有顯著影響。這兩個模型部分支持了假設(shè)3。

列(4)的回歸方程中包括了年報問詢函特征的三個變量。在加入RevDum后，RevCon的系數(shù)絕對值明顯增大，而RevDum系數(shù)趨向于零，進(jìn)一步驗證前述結(jié)論。

此外，ST、Private和Marketcapital系數(shù)顯著為負(fù)，Growth系數(shù)為正，這表明市場對ST或有ST趨勢公司、民營性質(zhì)公司、市值越大的公司收到年報問詢函產(chǎn)生更強烈的負(fù)向反應(yīng)，而凈利潤增長率越高的公司一定程度上可以緩沖市場對收到問詢函事件的負(fù)向評價。

2. 投資者關(guān)注度的調(diào)節(jié)作用

前文描述性統(tǒng)計結(jié)果表明，投資者對每個公司年報問詢函的關(guān)注度存在較大差異。投資者關(guān)注度是年報問詢函產(chǎn)生市場反應(yīng)的重要前提(DellaVigna and Pollet，2009；Hirshleifer et al.，2009；Dechow et al.，2016)[11][18][10]。為了考察投資者關(guān)注度(ViewCL)對收入問題集中度(RevCon)與市場反應(yīng)關(guān)系的影響，本文以取對數(shù)后的年報問詢函閱讀量的中位數(shù)區(qū)分高關(guān)注度組(閱讀量中位數(shù)以上)和低關(guān)注度組(閱讀量中位數(shù)以下)，分組進(jìn)行多元回歸分析(回歸結(jié)果見表7)。

表7分組回歸結(jié)果顯示，在高關(guān)注度組，模型(1)和模型(2)收入問題集中度(RevCon)的回歸系數(shù)分別為-0.139(5%水平下顯著)和-0.158(10%水平下顯著)，但問詢函數(shù)量(lnNumber)沒有通過顯著性檢驗。而在低關(guān)注度組，主要變量收入問題集中度(RevCon)等的回歸系數(shù)和回歸方程F值均不顯著。這表明，投資者關(guān)注度對收入問題集中度與市場反應(yīng)的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用。投資者對年報問詢函關(guān)注度越高，年報問詢函中收入問題的負(fù)面信息越容易反應(yīng)到股價中，市場對這些公司負(fù)面評價越強烈。

表7 投資者關(guān)注度的調(diào)節(jié)作用

四、穩(wěn)健性檢驗

前文使用了問詢函事項數(shù)量(Number)來度量年報問詢函反映的風(fēng)險水平。為了檢驗該指標(biāo)對市場反應(yīng)影響的穩(wěn)健性，本文以頁數(shù)(Pages)作為事項數(shù)量(Number)的替代變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果見表8和表9。

1. 全樣本下市場反應(yīng)的多元回歸分析

在全樣本下，年報問詢函頁數(shù)Pages系數(shù)不顯著，而收入問題集中度變量(RevCon)在模型(2)和(4)分別以5%和10%的水平下顯著為負(fù)，其它變量與表6全樣本回歸結(jié)果基本一致。這表明問詢函事項數(shù)量這一變量對市場反應(yīng)的解釋力度不穩(wěn)健。

2. 投資者關(guān)注度的調(diào)節(jié)作用

在投資者關(guān)注分組回歸的模型中，高關(guān)注度組下RevCon系數(shù)的絕對值有所降低，但均在5%水平下顯著，Pages系數(shù)值仍舊不顯著，其它控制變量與表7結(jié)果相比顯著性有所降低，但系數(shù)值變化不大。

表8 穩(wěn)健性檢驗—全樣本市場反應(yīng)的多元回歸結(jié)果

表9 穩(wěn)健性檢驗—投資者關(guān)注度的調(diào)節(jié)作用

研究結(jié)論和政策建議

本文通過事件研究法，考察了滬深兩市2015年年報問詢函披露的市場反應(yīng)。我們發(fā)現(xiàn)，年報問詢函及其回復(fù)文件的市場反應(yīng)顯著為負(fù)，表明年報問詢函具有信息含量，但市場反應(yīng)具有延遲性。本文進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，收入問題集中度越高的年報問詢函負(fù)向市場反應(yīng)越強。此外，投資者關(guān)注度對收入問題集中度與市場反應(yīng)的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。投資者對年報問詢函關(guān)注度越高，年報問詢函中收入問題的負(fù)面信息越容易反應(yīng)到股價中，市場對這些公司負(fù)向評價越強烈。

本文的研究局限在于：首先，本文的樣本選取僅限于交易所公布的2015年年報問詢函，后期可通過擴(kuò)大樣本使研究結(jié)果更穩(wěn)健。其次，部分上市公司對年報問詢函及其回復(fù)的披露存在規(guī)范性問題，部分上市公司只公布年報問詢函或者問詢函的回復(fù)文件，可能放大市場反應(yīng)的噪音，市場反應(yīng)結(jié)果存在一定程度的低估。最后，本文選取的影響市場反應(yīng)的因素有限，主要考慮了年報問詢函事項的數(shù)量和收入確認(rèn)兩個主要變量，不能完全涵蓋所有影響市場反應(yīng)的因素，為本文研究留下缺憾。

基于上述研究結(jié)論，本文認(rèn)為，針對目前上市公司對年報問詢函及其回復(fù)文件選擇性披露的問題，監(jiān)管部門應(yīng)進(jìn)一步加強對上市公司年報問詢函相關(guān)信息披露的日常監(jiān)管，規(guī)范上市公司信息披露行為，降低投資者對年報問詢函信息的獲取成本。此外，目前年報問詢函尚未實現(xiàn)全面公布，基于年報問詢函公布對資本市場的重要意義，全面公布應(yīng)該成為未來年報問詢函公布制度的重要方向。

注釋