上市公司年報自利性歸因的市場反應實證研究

(湖南大學 工商管理學院，長沙 410082)

一 引言

年報是上市公司對外進行信息披露的重要工具，也是投資者進行投資決策的依據。隨著語言信息在年報中所占份額的劇增，管理層對年報有更高的可操縱性。近年來國內外研究均表明上市公司年報中存在自利性歸因傾向，即將好的業績歸功于自身的管理能力，而將差績歸于外部不可控因素。

國外上世紀末已有年報自利性歸因存在性的相關研究，國內主要以孫蔓莉等人的研究為代表。孫蔓莉認為，在上市公司年報中，普遍存在自利性歸因現象，當有突發事件發生，這一現象更加明顯[1]；而自利性歸因的存在將使對企業未來業績發展的預測變得更加困難，增加交易成本，損害資本市場的效率[2]。

關于自利性歸因現象引起的經濟后果，Schwenk采用兩個實驗證明了自利性歸因對年報讀者的影響，結果表明，讀過包含自利性歸因信息年報的讀者對管理層的信任度反而普遍較低，并且承諾將予以企業的資源較少[3]。Baginski等認為自愿提供的歸因信息能改變管理層盈利預測的可信度和精準度，通過考察市場對于公司盈利預測中歸因信息的反應，他們發現歸因披露與市場反應之間具有顯著的相關關系，其中公司披露的內部歸因與市場反應具有顯著的正相關關系，而外部歸因則與市場反應之間存在顯著的負相關關系，預測中的歸因對股價具有定價作用[4-5]。Barton和Mercer認為投資者們會對歸因信息的合理性進行自身評定；結合公司業績下降的外部、不穩定歸因類型的研究，他們認為投資者若發現歸因解釋與客觀事實存在明顯的偏差，年報中的自利性歸因將導致嚴重的后果[6]。Kimbrough等對1999-2005年公布的季度盈余公告進行隨機抽樣，以研究投資者對上市公司季度盈余報告中的自利性歸因反應，討論判別自利性歸因合理性的因素；結果表明，當公司收益公告利好而同行業大部分公司均收益不佳時，市場對該公司的自利性歸因會產生更強烈的反應，投資者并非簡單直接接受自利性歸因解釋，而是通過行業業績表現和企業自身的特點來進行判斷[7]。

國內學者主要從自利性歸因現象是否存在角度進行研究。蔣亞朋等將160名個人投資者作為實驗對象，運用實驗研究方法考察了不同類型的歸因解釋對投資者購買決策的影響，從歸因信息的部位和穩定性兩個維度考量公司報告中的歸因信息是如何影響投資者的[8]；此外，除了對不同公司的橫截面數據的比較，蔣亞朋、王思等選取同一公司連續五年的數據進行縱向研究，進一步證實了自利性歸因的存在[9]。 王德發、張佳通過對2008年金融危機期間業績最好和最差的200家公司進行研究，發現金融危機時期的上市公司報表中存在頻率異常頻繁的自利性歸因現象[10]。孫蔓莉等將公司治理模式分為代理型、混合型、剝奪型，并對美、中、日三國公司進行對比研究，發現上市公司的自利性歸因現象在各國企業中確實存在，其程度因治理模式的不同而不同，其中美國公司自利性歸因程度最高，中國國有公司的程度居中，而日本公司的業績自利性歸因傾向程度最低[11]。

本文以滬A板塊的上市公司為研究對象，在已有文獻基礎上，考量自利性歸因與股價的關系，討論自利性歸因對市場反應的影響以及影響程度，以期解釋上市公司管理層在年報中有意無意的自利性解釋行為緣由，豐富目前關于自利性歸因的研究文獻。

二 假設提出與研究設計

(一)假設提出

前述文獻表明，自利性歸因的行為在上市公司年報中是存在的，公司會將好的業績歸功于自身內部管理原因，而將差的業績歸于外部原因，以誘導投資者做出有利于公司的決策，而反映投資者決定的首先是股票市場。如果文獻結論成立，則自利性歸因應能影響股票市場上企業股價表現[12][13]341-344[14]。由此提出假設1。

假設1：上市公司年報中的自利性歸因與股票市場反應呈正相關關系。

當企業業績好時，將業績得以保持并提升的原因歸功于自身內部原因，可以引導投資者對企業的管理能力以及未來的發展更信任，從而愿意給予更多的資源；而相反的，當企業業績較差時，企業將原因歸于外部環境，可以使企業避免因為業績表現不佳而遭遇投資者的懲罰。相對于沒有解釋，有自利性歸因解釋的業績能得到投資者更多的信任和寬容。由此提出假設2和假設3。

假設2：當意外盈余為正時，投資者對自利性歸因的信任程度更高，正意外盈余和自利性歸因的交互項與市場反應成正相關關系。

假設3：當意外盈余為負時，投資者對自利性歸因的信任程度較低，負意外盈余和自利性歸因的交互項與市場反應成負相關關系。

(二)主要變量的度量及模型設計

(1)主要變量的度量

被解釋變量：累計超額收益率CARi。根據前述假設，上市公司年報中自利性歸因的存在會影響投資者的決策變化，從而引起市場波動，具體表現在公司的股價上。在實證研究中，累計超額收益率常被用于衡量事件所引起的市場反應[15]。因此，本文采用累計超額收益率來表示股票市場對上市公司年報中自利性歸因行為的反應程度。CAR的計算在實證研究中得到了廣泛的運用，本文采用的CAR計算公式如下：

Rit=(Pit-Pi,t-1)/Pi,t-1

(1)

Rmt=(It-It-1)/It-1

(2)

ARit=Rit-Rmt

(3)

CARi=∑ARit

(4)

Rit表示i公司t日的實際收益率，用t日收盤股價減去t-1日收盤股價并除以前一天收盤價格所得；Rmt表示個股的正常收益率。一般來說，Rmt的計算方法有三種：市場調整法、均值調整法和市場模型法。均值調整法需要選取一個“清潔期”來計算股票日平均收益率，但是“清潔期”的股價常常受其他因素影響較大，因此舍棄該方法；而市場模型法需要考慮因素較多，計算過程復雜，國外學者對市場調整模型法和市場模型法進行比較，已驗證二者檢驗效果相差不大，因此本文選擇用市場調整法來計算Rmt，進而計算個股每日的異常收益率以及事件窗口期的累計超額收益率。此處計算Rmt的It為股市在t日的綜合收盤指數，It-1為前一日的綜合收盤指數。在本文中采用的樣本均來自滬A板塊，因此大盤的綜合指數也取自上證綜合A股指數(000002)。ARit為個股在t日的超額收益率，用當日的實際收益率減去正常收益率所得。而CARt則表示個股i在窗口期每日的異常收益率之和。

解釋變量：自利性歸因程度SS(self-serving)。1984年，Salancik和Meindl用IP、EP、IN、EN分別代表四種歸因類型：將好的業績歸于自身內部原因、將好的業績歸于外部環境、將差的業績歸于自身內部原因以及將差的業績歸于外部環境[16]。在上市公司的年報中，“管理層分析與討論”章節通常會做公司經營業績的回顧，并闡述取得好或差的業績的原因，所以這部分也是公司年報中最能體現自利性歸因現象的地方，而程度我們可以用頻率來計量，即用自利性歸因出現的頻率來代表公司年報中自利性歸因的程度。在實證模型中，我們先借鑒Kimbrough的計算方法，將“管理層討論與分析”的總句數N作為分母，而將具有自利性歸因特征的句數作為分子，計算公式為：(NIP+NEN)/N。繼而在之后的實證檢驗中借鑒孫蔓莉的自利性歸因計算方法：(IP+EN-EP-IN)/(IP+EN+EP+IN)[11]。以期檢驗模型是否有效，用以支持實證結果。

解釋變量：年度意外盈余UE。公司的盈余收益與股票非正常回報率之間存在著顯著的統計相關性，投資者通過對公司的預期期望和實際盈余差值來調整股票價格[17]。意外盈余的計算公式如下：

UEi=(EPSit-EPSi,t-1)/|EPSi,t-1|

(5)

EPSit代表公司i在第t年的盈余，采用公司年報中披露的每股收益來計算。本文中用2011年每股凈收益減去預期收益的差值除以預期收益的絕對值來計算意外盈余，而預期盈余用前一年即2010年的每股凈收益值表示。已有大量文獻證明，股票市場對正的意外盈余和負的意外盈余的反應是不對稱的[18]。因此，我們將其分成正負兩組，表示正的意外盈余和負的意外盈余[19]。

控制變量：公司規模。公司規模從來都是各類企業或經濟研究中不可忽視的一個因素。一方面，規模越大的公司，其經營業績更受投資者關注，而業績的變化更容易引起市場的波動，市場反應更加劇烈；另一方面，企業公司規模越大，代表經營能力越強，從而更能得到投資者信任，同時不對稱信息程度降低，公司業績的自利性歸因能力受到限制。因此我們將公司規模作為控制變量，并用年末最后一天的日個股流通市值的自然對數表示[20]。

(2)模型設計

綜上所述，本文采用線性回歸模型對假設進行驗證，數據分析使用Eviews6.0統計軟件。

CAR=α0+β1SS+β2UEUP+β3UEUP*SS+β4UEDOWN+β5UEDOWN*SS+β6SIZE+ε

(6)

投資者獲得公司信息的渠道有限，單純的年報中對于公司經營狀況的總結并不具備足夠的說服力，而結合公司的年度意外盈余狀況，則可以大致分辨年報中的自利性歸因是否具有可信度。所以我們將UEUP*SS和UEDOWN*SS作為正負意外盈余分別與自利性歸因程度的交互項，用以檢驗在正意外盈余和負意外盈余情況下，自利性歸因程度對投資者的市場反應敏感程度的影響。

(三)樣本選擇和數據來源

為了保證數據的可獲得性，本文選取的樣本均為上市公司，即2011年公布年報的滬A板塊的上市公司[21]。全部樣本公司的年報、股價、上證綜合A股指數等數據均來自國泰君安數據庫，樣本公司2012年第一季度每股收益EPS來自東方財富網。樣本數據選取遵循以下原則：

(1)為避免極端值對整體樣本的統計結果的影響，剔除業績過差的ST和*ST公司；

(2)由于上市公司年報與第一季度報告發布時間相近，為避免第一季度報告對統計研究結果的影響，故剔除第一季度報告與年報發布時間相差在十天以內的公司；

(3)剔除在2011年內股價異常，有停牌歷史的樣本公司。

在對數據經過篩選處理之后，剩下553家公司符合要求，對上市公司年報中自利性歸因程度的度量由筆者一人完成，由于人力限制和工作量較大，故從553家公司中隨機抽選200家公司作為初始樣本。在對200家樣本公司進行數據收集時，需要進一步剔除第一季度的盈余信息缺失的樣本，最后剩下140家樣本公司作為研究對象。

另外，本文采用內容研究方法，對樣本公司年報的“管理層討論與分析”(MD&A)部分中關于公司年度經營業績回顧的描述文字進行分析和量化，得到能反應自利性歸因程度的數據。企業管理者在回顧公司業績時，總是傾向于將好的業績歸功于自身的管理能力，而將差績歸結于外部環境或不可抗力因素。我們將這類句子劃分為具有自利性特征的語句。

(四)時窗的選擇

本文將上市公司年報的發布日定義為時間0，取年報發布后的10個交易日作為研究的窗口期。若年報發布當天不是交易日，則將年報發布日后的第一個交易日作為時間0。在以往市場反應相關研究中，窗口期的選擇多為公告日前后，在本文研究中，考慮到解釋變量的特殊性，年報中自利性歸因的語言描述對投資者產生影響主要產生于年報閱讀之后，并且在公布之前投資者無法對其作出預期估計，因此選擇從年報公布之后開始選擇窗口期。時間過長，信息噪聲越多，需要的控制變量越多，為降低信息噪聲，保證信息的有效性，本文選擇年報(0,1)、(0,5)、(0,10)、(0,15)四段時期作為窗口期進行實證檢驗，用以查看在公司年報公布日之后的短時期內股票市場對自利性歸因產生的反應。

三 實證結果分析

(一) 相關性分析及變量描述性統計

在對模型進行回歸估計時，為避免出現回歸中可能出現的變量相關，先對各變量進行相關系數分析，結果如表1所示。同時對收集到的140個樣本的相關數據進行描述性統計，結果如表2所示。

表1.各變量的VIF值

表2.各變量描述性統計

由表1可觀察到線性回歸模型中各個解釋變量和控制變量的VIF值，各變量膨脹因子的值均小于2，表明模型中不存在多重共線性關系。表2中UEUP和UEDOWN的標準差較大，是由于將2010年的公司每股收益作為分母，使得樣本數據分散而導致的結果；將UE的分母EPS做描述性統計，可以發現樣本的標準差為0.3，樣本數據較集中。

(二)多元線性回歸結果

在對模型進行回歸之前，為消除變量不同的數量和量綱對回歸結果產生的影響，先將原始數據進行標準化處理，以提高回歸結果的準確度和方法的適用性。對模型6進行的回歸結果如表3所示。

表3.自利性歸因的市場反應模型回歸

注：*表示在0.1水平上顯著，**表示在0.05水平上顯著，***表示在0.01水平上顯著，括號內為t檢驗值。

從表3的回歸結果看，上市公司年報中的自利性歸因在四個窗口期內均對累計超額收益率具有顯著的正相關關系，并且顯著性水平隨時間的增長由0.05變為0.01，說明在一定程度內，公司年報中自利性歸因的程度越高，投資者對公司采取越信任的態度，愿意給予更多的資金支持，表現在股價上即為超額收益的增長，假設1得到驗證。

正意外盈余及其與自利性歸因的交互項同超額收益也有顯著的正相關關系，說明公司的意外盈余越高，市場的反應越大，且在此前提下，投資者對公司年報的自利性歸因采取更信任的態度，假設2得到驗證。同時，我們也注意到正意外盈余與自利性歸因交互項對超額收益率影響的顯著性逐漸降低，這說明隨時間推移，人們逐漸轉向冷靜，對自利性歸因的審度也更趨于理性；而負的意外盈余及其與自利性歸因交互項對超額收益率的影響在四個窗口期內都不顯著，假設3沒有得到驗證。

(三)自利性歸因再次量化的實證檢驗

改變自利性歸因變量的計量方法，將自利性歸因對市場反應的影響做進一步的穩健性檢驗，以考察結論是否因為變量的計量方法不同而變化。檢驗結果如表4所示。

表4.自利性歸因的市場反應模型回歸(再次量化)

注：*表示在0.1水平上顯著，**表示在0.05水平上顯著，***表示在0.01水平上顯著，括號內為t檢驗值。

由上表結果可知，回歸方程中的自利性歸因、正意外盈余對市場反應的影響具有顯著性，其中自利性歸因在短期內對市場反應影響的顯著性隨時間增長而有所增強；正意外盈余對市場反應的影響具有持續的較強的顯著性；正意外盈余與自利性歸因交互項對市場的反應的影響具有一定的顯著性，但隨時間推移，顯著性降低甚至沒有顯著性；而其他變量對市場反應的影響均不顯著。回歸結果基本上與之前的研究結論一致，并未改變研究的結論。

四 結論

本文實證檢驗發現，自利性歸因程度、正意外盈余、正意外盈余與自利性歸因的交互項和累計超額收益率之間呈顯著的穩定的正相關關系，負意外盈余與自利性歸因的交互項和累計超額收益率之間則呈非顯著的負相關關系。

自利性歸因對投資者的影響主要表現如下。

(1)自利性歸因本身會在一定程度上影響投資者的投資決策。受到信息不對稱、獲取公司全面信息的渠道有限的影響，年報成為投資者研究公司經營狀況并以此形成對公司未來期許的重要工具。隨著年報中語言部分占比越來越大，語言描述的靈活多變，使得信息對于投資者具有誘導作用。印象管理理論在上市公司年報中的體現便是自利性歸因的存在，將好的業績歸功于自身，而將不好的業績歸結于外部不可抗力的因素。如“非典”期間受負面影響的社會服務業及運輸行業的公司在年報中一致提及到外部因素的作用，而受“非典”正面影響的公司則大部分提及自身的內部因素[1]。又如，通過對東方鍋爐(集團)股份有限公司在大起大落兩個階段的年報研究，可以明顯發現在業績惡化時，外部環境、行業建設停滯對公司的影響；而在業績飆升時期的年報中，則看不到產業政策調整、行業發展對公司業績的促進作用[22]。這樣的解釋方式可以使投資者在好的業績中保持甚至提高對公司未來的預期值，而在差的業績中也能對公司予以理解和包容，從而愿意繼續給予資金支持。

(2)當公司的意外盈余為正，投資者更傾向于相信年報中的自利性歸因行為，具體表現為市場股價的上升，累計超額收益率的增加。它表明投資者在閱讀并運用年報這一工具時，并不是單純、盲目地相信具有自利性歸因特征的語言描述。他們會結合公司的實際經營狀況，來判斷年報中對于公司經營業績的總結以及原因說明。當公司業績較好、有正的意外盈余產生時，管理者將業績上升歸結于自身的管理能力，并能夠得到投資者更多的信任。這是正的意外盈余對投資者的正面刺激，也是投資者對公司未來美好期待的映射，希望公司確實是在管理者的有效領導下日漸強盛。

(3)當公司的意外盈余為負時，投資者對于年報中的自利性歸因并未采取過多信任的態度。這說明當公司業績下降時，投資者對其會采取比較謹慎的態度。即便在年報中對公司經營業績進行解釋，將差績歸結于外部環境的影響，但是并不能緩解投資者的憂慮心理。投資者需要從更多角度獲取信息，了解公司客觀狀況，并作出投資決定。

綜上所述，不同情況下，上市公司年報中自利性歸因行為確實會對投資者產生影響。雖然在負意外盈余情況下自利性歸因對于股票市場的影響未能通過驗證，但是自利性歸因行為本身以及在正的意外盈余情況下自利性歸因對于股票市場的影響是可以確定的。由此我們也更能理解為何在近年的上市公司年報中，文字部分所占比例越來越大且管理層在解釋經營績效時會在有意或無意的情境下使用自利性歸因行為。研究結果警示投資者應當對公司年報進行理性閱讀，不可一味偏信年報中關于好業績的解釋，要進一步分析探討管理者在編寫年報過程中是有意地加強這種歸因行為還是客觀地對公司業績進行描述，結合公司的實際經濟運營情況，仔細分析財務報表，并從行業普遍經營狀況著眼，將公司與其他同行業內公司對比，從而確定年報中自利性歸因語言的合理性，以便做出最正確的決定。

本文以滬A板塊的上市公司作為初始樣本進行抽樣，并且樣本數只有140個，數據采用的截面數據，樣本量較小。另外，本文在對自利性歸因進行量化時，只要存在此特征的即算在內，而上市公司年報中關于業績的解釋有可能是對客觀情況的描述，文章在實證中并未對此加以區分，所以對投資者判別哪種自利性歸因屬于有意為之，哪種歸因是類似的自利性歸因，即對年報中自利性歸因的合理性探討是未來進一步研究的努力方向。

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