許元鐙，許超亞，鐘廷勇

(1.上海商學(xué)院 財務(wù)金融學(xué)院，上海 200235；2.西南大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，重慶 400715；3.重慶工商大學(xué) 會計學(xué)院，重慶 400067)

一、引言

黨的二十大報告指出，要強化金融穩(wěn)定保障體系，依法將各類金融活動全部納入監(jiān)管，守住不發(fā)生系統(tǒng)性風(fēng)險的底線。為防范化解重大金融風(fēng)險，提高資本市場的抗沖擊能力，各國政府均不斷強化信息披露規(guī)則和內(nèi)容要求。2019年12月，我國十三屆全國人大常委會第十五次會議審議通過了新修訂的《中華人民共和國證券法》，專設(shè)“信息披露”章節(jié)；2020年7月，中國證監(jiān)會起草了《上市公司信息披露管理辦法(修訂稿)》(征求意見稿)，更加強調(diào)完善信息披露制度。然而，目前我國信息披露違規(guī)現(xiàn)象仍然屢禁不止，避重就輕、延遲披露、信息超載以及虛假陳述等現(xiàn)象十分普遍，這不僅造成我國上市公司與資本市場無法良性發(fā)展，還會影響中國的金融與經(jīng)濟安全?？梢姡接懫髽I(yè)信息披露質(zhì)量的影響因素對我國資本市場的健康可持續(xù)發(fā)展意義重大。

經(jīng)營績效作為企業(yè)生存和發(fā)展的基石，是影響企業(yè)信息披露質(zhì)量的重要因素，但目前尚無學(xué)者從期望績效反饋角度考察經(jīng)營績效如何影響企業(yè)信息披露質(zhì)量。企業(yè)行為理論認為，組織通常會基于本企業(yè)的歷史績效和同行業(yè)其他企業(yè)的績效，對本企業(yè)的經(jīng)營績效設(shè)定一個期望水平[1]，當(dāng)組織績效高于期望水平時，產(chǎn)生期望順差；當(dāng)組織績效低于期望水平時，產(chǎn)生期望落差，由此形成不同的期望績效反饋。已有研究顯示，經(jīng)營績效是企業(yè)所處環(huán)境動態(tài)性的一種體現(xiàn)，會影響企業(yè)行為與代理人偏好[2]。從前景理論來看，有限理性經(jīng)濟人是趨于損失厭惡的，在期望順差狀態(tài)，管理層容易滿足現(xiàn)狀、出現(xiàn)組織惰性，一般會選擇保持現(xiàn)狀或減少冒險行為；在期望落差狀態(tài)，為了規(guī)避損失，管理層更加具有冒險動機，可能會進行諸如創(chuàng)新、風(fēng)險投資、履行社會責(zé)任等積極變革，也可能會引發(fā)尋租、財務(wù)舞弊、違規(guī)經(jīng)營等消極行為。由于管理層是負責(zé)編制上市公司披露報告的人員，在面對不同的期望績效反饋時，其自身判斷與戰(zhàn)略決策必然會影響上市公司的信息披露質(zhì)量[1]。鑒于此，本文基于動態(tài)視角，考察了期望績效反饋與企業(yè)信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系，旨在為投資者、監(jiān)管機構(gòu)等外部監(jiān)督力量深入理解企業(yè)信息披露行為提供新見解，以期得到助力資本市場健康有序發(fā)展的有益啟示。

二、研究假設(shè)

(一)期望落差與信息披露質(zhì)量

前景理論指出，相比于獲得某特定份額的“獲益”，決策者會更關(guān)心如何規(guī)避同等份額的“損失”。因此，在期望落差情境下，管理層為了規(guī)避確定的損失狀態(tài)，更愿意承擔(dān)額外的風(fēng)險，進行一系列行為變革。Clatworthy和Jones(2003)指出，業(yè)績下滑是企業(yè)進行印象管理的主要動機[3]，當(dāng)經(jīng)營業(yè)績不理想時，管理層會試圖通過一系列表述性操縱方式來管理利益相關(guān)者對公司業(yè)績的印象。一方面，期望落差會引發(fā)企業(yè)對財務(wù)信息進行印象管理。當(dāng)業(yè)績未到期望水平時，管理層會通過操縱年報可讀性來模糊對業(yè)績的解釋，如引入會計術(shù)語，增加句子長度，利用年報中的圖表、圖片、語氣等來影響外界對業(yè)績的認知，或通過盈余管理手段進行財務(wù)包裝。另一方面，期望落差會引發(fā)企業(yè)對非財務(wù)信息進行印象管理。根據(jù)信號傳遞理論，期望落差不僅會向市場傳遞出企業(yè)經(jīng)營不善的不利信號，還會為管理層貼上能力不足和管理不善的標簽，對其職位、聲譽和薪酬產(chǎn)生威脅，因此，當(dāng)其進行行為變革時，管理層會將此視為一個成長機會，但目前公司自身業(yè)務(wù)尚無足夠的資金積累以支持其進行一系列行為變革，故資金需求會導(dǎo)致管理層盡可能象征性地向銀行、金融機構(gòu)及其他利益相關(guān)者傳達他們所希望看到的內(nèi)容，通過與規(guī)范和期望的匹配，獲得社會認可及融資便利性，如選擇“報喜不報憂”的信息披露方式向利益相關(guān)者隱瞞、弱化自己不足，或者通過“夸張”的披露方式解釋年報中反映的不良業(yè)績是由于行為變革的高額成本造成的，等等。因此，在期望落差狀態(tài)下，企業(yè)既可能會對財務(wù)信息進行印象管理，對較差的經(jīng)營績效進行“漂白”，也可能會對非財務(wù)信息進行印象管理，利用象征性舉措而非實質(zhì)性行動進行掩飾，進而降低公司信息披露質(zhì)量?；谝陨戏治?，提出假說1。

H1：在其他條件不變的情況下，期望落差顯著降低了企業(yè)的信息披露質(zhì)量。

(二)期望順差與信息披露質(zhì)量

在期望順差情境下，管理層認為當(dāng)前組織處于一種經(jīng)營良好、高效運轉(zhuǎn)的狀態(tài)，滿意的業(yè)績狀態(tài)增強了管理層對前期戰(zhàn)略規(guī)劃的信心以及組織行為慣性，以致其搜尋新的行為變革的動機不強，故一般不會做出偏移當(dāng)前運行軌跡的決策，但這并不代表企業(yè)不需要維系與各方利益相關(guān)者的關(guān)系。第一，從公司外部層面來看，根據(jù)信號理論，在信息不對稱的情況下，業(yè)績較好的上市公司將會提供較高質(zhì)量的信息披露，利用信息傳導(dǎo)效應(yīng)，向外界傳遞公司經(jīng)營狀況良好、未來發(fā)展的潛力及競爭優(yōu)勢，不僅可以降低投資者對公司價值未來發(fā)展的不確定性，增強公司股票的流動性，還可以暢通信息需求方和供給方之間的溝通渠道，降低資本誤定價和企業(yè)風(fēng)險的發(fā)生概率，有利于企業(yè)的存續(xù)和發(fā)展。第二，從公司內(nèi)部層面來看，由于目前我國上市公司中高管績效的考核仍然以會計業(yè)績?yōu)橹鱗4]，因此，管理層也希望能夠通過高質(zhì)量的信息披露，使股東更好地評價其與公司績效之間的關(guān)系，增強股東對其能力的信心，繼而提升自身聲譽和薪酬水平。因此，當(dāng)企業(yè)處于期望順差狀態(tài)時，企業(yè)更傾向于進行高質(zhì)量的信息披露?；谝陨戏治?，提出假設(shè)2。

H2：在其他條件不變的情況下，期望順差顯著提高了企業(yè)的信息披露質(zhì)量。

(三)機構(gòu)投資者對期望績效反饋與信息披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)

近年來，機構(gòu)投資者作為資本市場的專業(yè)投資力量，在維護資本市場的穩(wěn)定發(fā)展方面發(fā)揮著不可忽視的作用。然而，目前學(xué)術(shù)界從不同的角度探討了機構(gòu)投資者參與公司治理的行為表現(xiàn)，但仍未形成統(tǒng)一定論。本文認為，隨著企業(yè)經(jīng)營績效的動態(tài)變化，機構(gòu)投資者所扮演的角色也會有所不同。第一，在期望落差狀態(tài)下，機構(gòu)投資者與上市公司更能表現(xiàn)出監(jiān)督與被監(jiān)督的關(guān)系。這是因為，當(dāng)企業(yè)因各種原因而導(dǎo)致績效變差時，機構(gòu)投資者要想在短時間內(nèi)退出目標企業(yè)并不可能，尤其是當(dāng)機構(gòu)投資者的持股比例較高時，短時間內(nèi)全身而退更不可能，這便會激發(fā)機構(gòu)投資者參與公司治理的意愿和動機。從這個角度來看，期望落差會增強機構(gòu)投資者對企業(yè)的監(jiān)管意愿，促使其積極改善內(nèi)部治理狀況，提高信息披露質(zhì)量。第二，在期望順差狀態(tài)下，機構(gòu)投資者會放松對上市公司的監(jiān)管。一方面，從有限注意理論來看，我國機構(gòu)投資者大都采取投資組合的策略，其精力和資源有限[5]，同等條件下，會選擇將有限的精力和資源投入到績效不佳的企業(yè)中，因此，在期望順差狀態(tài)下，機構(gòu)投資者會放松對績優(yōu)企業(yè)的監(jiān)督力度；另一方面，“策略合謀”假說認為，為實現(xiàn)投資價值最大化，機構(gòu)投資者可能會選擇與管理層形成“策略聯(lián)盟”，由于機構(gòu)投資者的薪酬主要依賴于季度業(yè)績，故期望順差可能催化機構(gòu)投資者作為“逐利主體”的合謀動機。基于以上分析，提出假說3。

H3：在其他條件不變的情況下，機構(gòu)投資者對績效反饋與企業(yè)信息披露質(zhì)量間起負向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2003—2019年我國深市A股上市公司為研究樣本，并根據(jù)研究需要剔除以下樣本：剔除金融、保險類上市公司；剔除ST、*ST企業(yè)；剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本，為了消除極端值的影響，對所有連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)進行Winsorize縮尾處理，最終獲得8248個觀測值。衡量信息披露質(zhì)量的上市公司信息披露考評結(jié)果來源于深交所網(wǎng)站的“信息披露考評”欄目，其余數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理用Stata15完成。

(二)變量定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為信息披露質(zhì)量(IDQ)。采用深交所對上市公司的年度信息披露考評作為信息披露質(zhì)量的代理指標。深圳證券交易所于2001年5月發(fā)布《上市公司信息披露工作考核辦法》，從2002年起基于真實性、準確性、完整性、及時性、合法合規(guī)性和公平性六方面分等級對上市公司的信息披露工作進行考評，最終考評結(jié)果分為優(yōu)秀、良好、合格與不合格四個等級。相對于其他指標，該考評指標較為客觀，且具有一定的權(quán)威性，因此本文采用該指標來衡量信息披露質(zhì)量。為了進行量化分析，本文將四個等級依次賦值為4(優(yōu)秀)、3(良好)、2(合格)、1(不合格)，數(shù)值越大，說明信息披露質(zhì)量越好。

2.解釋變量

本文的解釋變量為期望績效反饋(GAP、EXC)。由于企業(yè)是基于歷史維度和行業(yè)維度來設(shè)置績效期望水平的，且這兩種維度的績效反饋涉及的信息來源也不同，因此，獨立的歷史和行業(yè)期望模型更符合期望績效反饋理論的初始模型，故本文分別使用歷史期望績效反饋、行業(yè)期望績效反饋來衡量期望績效反饋。此外，由于本文研究的是期望績效反饋對企業(yè)會計信息披露質(zhì)量的滯后影響，為了避免可能出現(xiàn)的反向因果關(guān)系，所有自變量均滯后一期。借鑒王化成等(2019)[6]的做法，構(gòu)建如下模型：

(1)歷史期望績效反饋

HisGAPi,t=I1(Pi,t-1-Ai,t-1)

(1)

HisEXCi,t=(1-I1)(Pi,t-1-Ai,t-1)

(2)

Pi,t-1表示i企業(yè)第t-1期的實際績效，采用總資產(chǎn)報酬率ROA衡量。Ai,t-1表示i企業(yè)第t-1期的歷史期望水平，取i企業(yè)第t-2期實際績效(Pi,t-2)與第t-2期歷史期望績效(Ai,t-2)的加權(quán)，計算公式為：

Ai,t-1=(1-α)Pi,t-2+αAi,t-2

(3)

其中，參數(shù)α介于0至1之間，基于回歸模型擬合最優(yōu)原則，本文取α=0.4。設(shè)置虛擬變量I1，當(dāng)Pi，t-1-Ai，t-1<0時，I1等于1，則HisGAPi，t=I1(Pi，t-1-Ai，t-1)<0表示企業(yè)i第t期的歷史期望落差，該變量取值均為負，取值越小代表實際績效低于期望水平的差距越大。同時，設(shè)置虛擬變量1-I1，HisEXCi,t=(1-I1)(Pi，t-1-Ai，t-1)≥0表示企業(yè)i第t期的歷史期望順差，該變量取值均為正，取值越大代表實際績效高于期望水平的差距越大。

(2)行業(yè)期望績效反饋

lndGAPi,t=I2(Pi，t-1-IAi,t-1)

(4)

lndEXCi,t=(1-I2)(Pi，t-1-IAi,t-1)

(5)

Pi，t-1表示i企業(yè)第t-1期的實際績效；IAi,t-1為i企業(yè)第t-1期的行業(yè)期望水平，取i企業(yè)第t-2期行業(yè)內(nèi)全部企業(yè)實際績效的中位數(shù)(IPi,t-2)與第t-2期行業(yè)期望績效(IAi,t-2)的加權(quán)，計算公式為：

IAi,t-1=(1-α)Pi,t-2+αIAi,t-2

(6)

與前文類似，仍然取參數(shù)α=0.4。按照上述方法，重新設(shè)置虛擬變量I2、1-I2，IndGAPi,t代表企業(yè)i第t期的行業(yè)期望落差，IndEXCi,t代表企業(yè)i第t期的行業(yè)期望順差。

3.調(diào)節(jié)變量

本文的調(diào)節(jié)變量為機構(gòu)投資者(INS)。參考袁知柱等(2014)[7]的研究方法，用機構(gòu)投資者持股數(shù)量合計除以總股本表示，其中機構(gòu)投資者由投資基金、證券公司、QFII、保險公司、社?；?、企業(yè)年金、信托公司、財務(wù)公司和銀行9個明細類別組成。INS越大，表明該企業(yè)的機構(gòu)投資者持股比例越高。

4.控制變量

參考以往文獻，本文在模型中控制如下變量，并用Controls表示：公司規(guī)模(SIZE)，年末資產(chǎn)總額的自然對數(shù)；公司成長能力(GROWTH)，用營業(yè)收入增長率來表示；資產(chǎn)負債率(LEV)，年末總負債除以總資產(chǎn)；經(jīng)營現(xiàn)金流量(OCF)，上市公司經(jīng)營凈現(xiàn)金流量/總資產(chǎn)；管理層權(quán)力(POWER)，董事長、總經(jīng)理由同一人擔(dān)任，則賦值為1，否則為0；獨立董事比例(INDPER)，獨立董事人數(shù)與董事會總?cè)藬?shù)的比值；第一大股東持股比例(TOP1)，年末第一大股東持股比例；國內(nèi)前十大會計師事務(wù)所審計(BIG10)，屬于國內(nèi)前十大會計師事務(wù)所審計賦值為1，否則為0；此外，本文還控制了行業(yè)(IND)、年份(YEAR)固定效應(yīng)。

(三)回歸模型

為驗證期望順差、期望落差分別與信息披露質(zhì)量的關(guān)系，構(gòu)建如下模型：

IDQi,t=β0+β1GAPi,t-1+β2EXCi,t-1+∑βkControlsi,t-1+∑YEAR+∑IND+ε

(7)

為驗證機構(gòu)投資者對兩者之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，構(gòu)建如下模型：

IDQi,t=β0+β1GAPi,t-1+β2EXCi,t-1+β3INSi,t-1+β4GAPi,t-1*INSi,t-1+β5EXCi,t-1*INSi,t-1+∑βkControlsi,t-1+∑YEAR+∑IND+ε

(8)

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計

下頁表1為主要變量的描述性統(tǒng)計。其中，IDQ的最大值為4，最小值為1，均值為3.115，標準差為0.603，說明我國上市公司的信息披露質(zhì)量整體水平較高，但仍存在較大差異。從歷史期望績效反饋來看，HisGAP和HisEXC的平均值分別為-0.016和0.010，說明實際業(yè)績低于歷史業(yè)績期望的平均差距為0.016，實際業(yè)績高于歷史業(yè)績期望的平均差距為0.010。從行業(yè)期望績效反饋來看，IndGAP和IndEXC的平均值分別為-0.015和0.026，說明實際業(yè)績平均低于行業(yè)業(yè)績期望0.015，實際業(yè)績平均高于行業(yè)業(yè)績期望0.026。INS的最大值為34.490，最小值為0，均值為7.750，標準差為7.538，說明機構(gòu)投資者持股比例在樣本公司之間的差異也較大。

(二)回歸結(jié)果分析

1.期望落差與信息披露質(zhì)量

根據(jù)Hausman檢驗，P值為0，表明拒絕原假設(shè)，因此，本文選用固定效應(yīng)模型進行回歸分析。基于我國上市公司2003—2019年面板數(shù)據(jù)，分別從歷史期望績效水平和行業(yè)期望績效水平兩個維度出發(fā)，考察不同的期望績效反饋對上市公司信息披露質(zhì)量的影響，針對模型(1)進行回歸，回歸結(jié)果見隔頁表2的第(1)、(2)兩列。其中，第(1)列為基于歷史期望績效水平，第(2)列為基于行業(yè)期望績效水平。結(jié)果顯示，當(dāng)企業(yè)處于期望落差狀態(tài)時，無論是基于歷史期望績效反饋，還是基于行業(yè)期望績效反饋，期望落差(GAP)的系數(shù)估計值均在1%水平上顯著為正，說明期望落差顯著降低了上市公司的信息披露質(zhì)量，驗證了本文的假設(shè)1。這是因為，當(dāng)企業(yè)當(dāng)期的組織績效低于期望水平時，一方面，會使管理層面臨聲譽受損、離職、降薪的風(fēng)險；另一方面，管理層試圖通過一系列行為變革來改善企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績，而這一系列行為變革又具有較大的不確定性，比如創(chuàng)新活動具有投入大、風(fēng)險高、滯后性的特點，這不僅會加劇企業(yè)的債務(wù)壓力，一旦失敗還會引發(fā)股價崩盤風(fēng)險，因此，對本企業(yè)的財務(wù)信息與非財務(wù)信息進行印象管理、采用“報喜不報憂”的信息披露方式或“言行不一致”的表述性操縱方式成為其應(yīng)對各方利益相關(guān)者質(zhì)疑的短期策略。

表1 描述性統(tǒng)計分析

2.期望順差與信息披露質(zhì)量

當(dāng)企業(yè)處于期望順差狀態(tài)時，基于行業(yè)期望績效反饋的回歸結(jié)果顯示，IndEXC的系數(shù)估計值在1%水平上顯著為正；基于歷史期望績效反饋的回歸結(jié)果顯示，HisEXC的系數(shù)雖不顯著，但也為正，說明期望順差顯著促進了上市公司信息披露質(zhì)量的提升，驗證了本文的假設(shè)2。這可能是因為，在企業(yè)當(dāng)期組織績效高于期望水平時，企業(yè)更希望通過披露高質(zhì)量的會計信息，利用信息傳導(dǎo)效應(yīng)，向外界傳遞公司經(jīng)營狀況良好、未來發(fā)展的潛力及競爭優(yōu)勢，不斷提升公司聲譽；同時，管理層作為委托人，也希望通過披露高質(zhì)量的會計信息向董事會和外界證明自身能力，對其職位、聲譽和薪酬產(chǎn)生正向影響。故無論是基于企業(yè)層面，還是基于管理層自身，當(dāng)企業(yè)處于期望順差狀態(tài)時，均傾向于進行高質(zhì)量的信息披露。

3.機構(gòu)投資者對績效反饋與信息披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)

下頁表2第(3)至(6)列為模型(2)的回歸結(jié)果，即分別基于歷史和行業(yè)兩個角度檢驗機構(gòu)投資者持股比例對期望績效反饋與上市公司信息披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)。其中，第(3)、(4)兩列為基于歷史期望績效水平，第(5)、(6)兩列為基于行業(yè)期望績效水平。由(3)、(5)兩列可知，加入全部控制變量之后，在歷史期望績效反饋下，交乘項HisGAP*INS的系數(shù)估計值為負；在行業(yè)期望績效反饋下，交乘項IndGAP*INS的系數(shù)估計值為-0.0609，在10%水平上顯著為負，說明當(dāng)企業(yè)處于期望落差狀態(tài)時，機構(gòu)投資者持股能夠改善期望落差對企業(yè)信息披露質(zhì)量的抑制作用。第(4)、(6)兩列顯示，加入全部控制變量之后，在歷史期望績效反饋下，交乘項HisEXC*INS的系數(shù)估計值雖不顯著但為負；在行業(yè)期望績效反饋下，交乘項IndEXC*INS的系數(shù)估計值為-0.0471，在1%水平上顯著為負，說明當(dāng)企業(yè)處于期望順差狀態(tài)時，機構(gòu)投資者持股弱化了期望順差對企業(yè)信息披露質(zhì)量的促進作用，驗證了本文的假設(shè)3。

表2 期望績效反饋與信息披露質(zhì)量

這可能是因為，我國機構(gòu)投資者大都采取投資組合的策略，其精力和資源有限，同等條件下，會選擇將有限的精力和資源投入到績效不佳的企業(yè)中，而放松對績優(yōu)企業(yè)的監(jiān)督力度。當(dāng)機構(gòu)投資者參與績效不佳的公司治理時，其具備的信息優(yōu)勢、資金優(yōu)勢、信息傳遞功能等不僅會對管理層形成有效監(jiān)督，還會幫助其進行積極變革、改善績效，繼而促使其提高信息披露質(zhì)量。當(dāng)投資者在業(yè)績不佳的企業(yè)中得不到預(yù)期的回報時，便會希望從業(yè)績良好的企業(yè)中得到更多，因此，期望順差可能會催化機構(gòu)投資者作為“逐利主體”的合謀動機，進而造成信息披露質(zhì)量的降低。

(三)異質(zhì)性分析

1.市場競爭異質(zhì)性檢驗

由于市場是企業(yè)生存的重要外部環(huán)境之一，因此，無論是期望落差與企業(yè)信息披露質(zhì)量間的關(guān)系，還是期望順差與企業(yè)信息披露質(zhì)量間的關(guān)系，都會受到市場競爭程度的影響。據(jù)此，本文參考Beiner等(2011)[8]的做法，采用赫芬達爾指數(shù)度量市場競爭，并按行業(yè)計算市場競爭程度的均值，將樣本分為高市場競爭組和低市場競爭組進行回歸分析，回歸結(jié)果見表3。

表3 基于市場競爭、內(nèi)部控制質(zhì)量的分組檢驗結(jié)果

由表3中的第(1)至(4)列可知，無論是基于歷史期望績效反饋，還是基于行業(yè)期望績效反饋，期望落差GAP的回歸系數(shù)在高市場競爭組顯著為正，而在低市場競爭組并未通過顯著性檢驗；同樣，期望順差EXC的回歸系數(shù)在高市場競爭組顯著為正，而在低市場競爭組也未通過顯著性檢驗。這可能是因為，當(dāng)企業(yè)處于期望落差狀態(tài)時，其管理層會進行一系列行為變革，一方面，市場競爭越激烈，為“防止公司秘密泄露”，減少競爭劣勢成本，管理層會傾向于披露更少的信息；另一方面，由于這一系列行為變革具有較大的不確定性，一旦失敗后，市場投資者預(yù)期被打破、大量利空消息的產(chǎn)生會進一步加劇企業(yè)的股價崩盤風(fēng)險，因此，當(dāng)企業(yè)經(jīng)營績效不好時，市場競爭越激烈，企業(yè)的信息披露動機就越弱，從而降低信息披露的質(zhì)量。當(dāng)企業(yè)處于期望順差狀態(tài)時，其管理層認為當(dāng)前管理和實踐都不存在問題，一般不會做出偏移當(dāng)前運行軌跡的戰(zhàn)略決策，但是，激烈的市場競爭壓縮了公司的盈利空間，不利于企業(yè)維持好績效，因此，面對市場競爭，為了保持競爭優(yōu)勢，增強股票的流動性，管理層會積極主動披露高質(zhì)量的會計信息。

2.內(nèi)部控制質(zhì)量異質(zhì)性檢驗

內(nèi)部控制是指企業(yè)董事會、管理層和其他員工在一定的控制環(huán)境下，通過履行牽制與約束、防護與引導(dǎo)、監(jiān)督與影響、衡量與評價等職能，旨在實現(xiàn)企業(yè)報告的可靠性、法律的遵循性、資產(chǎn)的安全性等目標而發(fā)生的一系列企業(yè)管理活動[9]，因此，內(nèi)部質(zhì)量不同，績效反饋對信息披露質(zhì)量的影響也會有所不同。鑒于此，本文參考多數(shù)文獻的做法，選取迪博“內(nèi)部控制指數(shù)”作為公司內(nèi)部控制質(zhì)量的代理變量，并按照其均值將樣本分為高內(nèi)部控制質(zhì)量組和低內(nèi)部控制質(zhì)量組進行回歸分析，回歸結(jié)果見表3中的第(5)至(8)列。由表可知，基于行業(yè)期望績效反饋顯示，期望順差僅顯著促進了內(nèi)部控制質(zhì)量較高的企業(yè)的信息披露質(zhì)量，符合我們的預(yù)期。值得注意的是，無論是基于歷史期望績效反饋，還是基于行業(yè)期望績效反饋，對于高內(nèi)部控制質(zhì)量組和低內(nèi)部控制質(zhì)量組，期望落差GAP的回歸系數(shù)均顯著為正，這說明對于經(jīng)營業(yè)績不佳的公司，其管理層出于各種目的，更可能會超越內(nèi)部控制系統(tǒng)而對外披露對本企業(yè)有利的會計信息，從而使內(nèi)部控制無法充分發(fā)揮其對信息披露質(zhì)量的提升作用。

五、穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進行了如下的穩(wěn)健性測試。第一，更換期望績效度量方式。為了避免績效度量方式的不同而導(dǎo)致檢驗結(jié)果存在差異的情況，本文選取凈資產(chǎn)收益率ROE代替ROA作為績效反饋的衡量指標，重新進行檢驗?；貧w結(jié)果顯示，加入全部控制變量后，HisGAP的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，而IndGAP的回歸系數(shù)雖不顯著但也為正，表明期望落差確實會顯著降低企業(yè)的信息披露質(zhì)量；IndEXC的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，而HisEXC的系數(shù)雖不顯著但也為正，表明期望順差會促進企業(yè)信息披露質(zhì)量的提升，研究的結(jié)果具有穩(wěn)健性，限于篇幅，本文將省略穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果，下同。第二，更改期望水平的業(yè)績權(quán)重。為了避免計算期望績效反饋的過程中，由于業(yè)績權(quán)重不同而導(dǎo)致潛在的結(jié)果差異，我們參考賀小剛等(2020)[10]的方法，根據(jù)企業(yè)t-2期實際績效Pi，t-2(權(quán)重為0.3)與第t-2期歷史期望績效Ai，t-2(權(quán)重為0.7)的加權(quán)平均數(shù)，重新計算行業(yè)期望水平和歷史期望水平，檢驗結(jié)果無顯著差異。第三，重新定義研究區(qū)間。考慮到2007年新會計準則的實施對企業(yè)財務(wù)指標帶來的影響，以及2008年金融危機可能會對績效反饋造成影響，為確保本文的研究結(jié)果不是由于會計準則的變化或金融危機造成的，參考吳建祖和袁海春(2020)[11]的方法，本文重新選擇2012—2019年作為樣本區(qū)間，對模型(7)重新進行回歸，結(jié)果顯示，本文結(jié)論依然沒有發(fā)生變化，說明控制了樣本區(qū)間的影響后，不同的期望績效反饋與企業(yè)信息披露質(zhì)量的關(guān)系依然穩(wěn)定。(1)限于篇幅，本文省略了穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果的匯報，留存?zhèn)渌鳌?/p>

六、研究結(jié)論與啟示

高質(zhì)量的信息披露對助力資本市場健康有序發(fā)展意義重大，然而，當(dāng)前我國上市公司的信息披露仍存在較大問題。為厘清問題原因并探尋潛在解決辦法，本文以我國深市A股上市公司2003—2019年的數(shù)據(jù)為樣本，基于企業(yè)不同的期望績效反饋視角，探討了企業(yè)信息披露的動機與傾向，并在此基礎(chǔ)上從公司外部治理視角探討了機構(gòu)投資者對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，期望落差顯著降低了上市公司的信息披露質(zhì)量；而期望順差顯著提高了上市公司的信息披露質(zhì)量；此外，機構(gòu)投資者會對期望績效反饋與信息披露質(zhì)量之間的關(guān)系起負向調(diào)節(jié)作用，即在期望落差狀態(tài)下，機構(gòu)投資者持股比例越高，越能夠有效發(fā)揮監(jiān)督作用，改善企業(yè)的信息披露質(zhì)量；而在期望順差狀態(tài)下，更可能催化機構(gòu)投資者的合謀動機，導(dǎo)致企業(yè)信息披露質(zhì)量的下降。進一步研究發(fā)現(xiàn)，相比市場競爭程度低、內(nèi)部控制質(zhì)量差的企業(yè)，期望順差更能促進市場競爭程度高、內(nèi)部控制質(zhì)量好的企業(yè)的信息披露質(zhì)量；期望落差更會顯著降低市場競爭程度高的企業(yè)的信息披露質(zhì)量，而對內(nèi)部控制質(zhì)量并未表現(xiàn)出異質(zhì)性。基于以上研究結(jié)論，本文提出如下建議。

第一，應(yīng)改變評判管理層能力的標準。如果過于關(guān)注公司是否實現(xiàn)期望績效，并以此作為評判管理層能力的標準，必然會導(dǎo)致管理層在進行信息披露時更加注重如何去迎合各方利益相關(guān)者，進而降低信息披露質(zhì)量。因此，外界應(yīng)減少或不以公司短期績效好壞作為考核管理層能力的標準，將管理層從不斷追逐是否實現(xiàn)短期期望績效目標的過程中解放出來，這樣才能減少管理層為了迎合利益相關(guān)者而發(fā)生的短視行為，從而提高整個資本市場的信息披露質(zhì)量。

第二，應(yīng)加強對機構(gòu)投資者的培養(yǎng)。我國機構(gòu)投資者規(guī)模不斷壯大，投資決策逐步趨于理性，多采用能夠分散風(fēng)險的投資組合策略，基于自身利益積極發(fā)揮對上市公司的監(jiān)督作用，然而這種作用僅在期望落差企業(yè)中凸顯，在期望順差狀態(tài)下更可能催化機構(gòu)投資者的合謀動機。本文的研究結(jié)論提示，為充分發(fā)揮機構(gòu)投資者的公司治理監(jiān)督作用，監(jiān)管層應(yīng)加強對機構(gòu)投資者的培養(yǎng)，建立規(guī)范有效的業(yè)績考核制度，如延長業(yè)績考核區(qū)間、構(gòu)建長期業(yè)績激勵制度、提高機構(gòu)投資者對上市公司的持股上限等，從而降低機構(gòu)投資者的短期投機行為，增強其提高公司信息披露質(zhì)量的能力，培育更多著眼于公司長期發(fā)展的合格投資者，繼而改善資本市場的信息環(huán)境。

第三，應(yīng)完善市場競爭機制和內(nèi)部控制治理機制。一方面，各監(jiān)管部門應(yīng)加強對市場競爭程度較高的行業(yè)的監(jiān)管，特別是對績效不佳的企業(yè)的監(jiān)管，不斷提高監(jiān)管的“威懾力”和“精準性”；另一方面，上市公司應(yīng)繼續(xù)完善自身的內(nèi)部控制規(guī)范體系，充分發(fā)揮內(nèi)部控制在優(yōu)化治理結(jié)構(gòu)、緩解代理沖突中的積極作用，從而促使上市公司對外披露高質(zhì)量的信息。