風險提示信息、分析師跟進與財務重述

林鐘高 秦緣 曾祥飛

【摘要】通過文本挖掘技術考察風險提示信息對財務重述的影響及分析師跟進的調節作用。 研究發現：風險提示信息與財務重述顯著負相關， 分析師跟進抑制了風險提示信息對財務重述的負向影響。 進一步研究發現：風險提示信息對涉及財務信息的重述行為有更高的抑制效果; 分析師預測相對偏離度越高， 風險提示信息對財務重述的抑制作用就越弱。 該研究結論表明， 風險提示信息與企業財務重述作為企業披露信息的兩種具體方式， 一方面體現了信息披露戰略擇機假說的博弈思想， 另一方面提示在實踐中需要關注風險信息披露的內部行為與分析師跟進的外部監管機制的內外聯動， 提高財務報告質量， 降低財務重述的負面影響。

【關鍵詞】風險提示信息; 分析師跟進; 財務重述; 文本挖掘技術; 非結構化數據

【中圖分類號】F275 ? ? ?【文獻標識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2020）24-0059-10

一、引言

相關數據顯示， 近年來我國上市企業財務重述事件日益增多且日趨頻繁。 僅就我國A股市場相關數據來看， 2010 ～ 2018年每年發生財務重述的次數明顯上升， 由2010年的230次增長到2018年的835次， 年均增長率高達29.23%。 財務重述影響因素的相關研究成果眾多， 然而并沒有得出一致的結論， 即使是對某單一影響因素的不同實證檢驗得到的結論之間也存在較大差異。 現有的大部分文獻傾向于以年報中披露的盈余增長、負債融資、財務杠桿等結構性財務指標研究公司財務特征對財務重述的影響， 卻很少關注風險提示信息等非結構化數據與財務重述之間的關系。 目前， 非結構化信息已經占年報信息的80%以上， 它既可以看作是對財務指標的補充說明， 也在某種程度上提供了不同于財務指標的增量信息， 可以緩解信息不對稱問題[1] 。 研究表明：上市公司年報中風險提示信息通過提升信息的透明度， 進而降低銀行風險感知水平[2] ; 非結構化的風險信息會使得審計師提高對企業的風險評價等級， 更可能出具非標意見[3] ; 風險信息披露有助于財務報表使用者進行決策[4] 。 企業進行財務重述也很有可能是因為存在較大的經營風險， 管理層為了掩蓋經營問題而進行盈余操縱。 那么， 風險提示信息披露與企業財務重述行為之間是否存在某種內在關聯呢？ 風險提示信息產生的增量信息貢獻如何影響企業財務重述這一行為？

與此同時， 財務重述意味著企業會計信息的真實性值得懷疑， 當公司治理機制不完善甚至失效時， 會計信息更容易出現客觀錯報和主觀操縱， 進而導致后續財務重述次數增加[5] 。 作為公司外部治理機制， 分析師跟進應當起到降低企業盈余管理水平、監督經理人行為的作用[6] ， 從而減少財務重述發生的可能性。 但是， 由于資本市場的成熟程度和分析師跟進目的等因素的不同， 分析師跟進對公司（會計行為）治理的作用具有兩面性：一方面分析師跟進起到信息中介和監督作用[7] ， 其預測結果會揭露更加真實的企業狀況[8] 。 市場參與者可以根據分析師預測結果調整投資決策， 從股票市價和交易量方面給予管理層動力與壓力， 從而提升會計信息質量， 并減少盈余管理行為。 另一方面， 分析師跟進的預測結果可能會起到“擴大”效應， 加劇企業管理層操縱盈余和披露虛假信息的可能性。 由于羊群效應和獲取高額交易傭金動機[9] ， 分析師跟進的預測結果普遍比較樂觀且存在正向偏差， 契合了大部分公司進行財務重述的需求[10] 。 然而， 已有文獻大部分是從財務指標的結構化數據視角進行研究， 并未從風險提示信息等非結構化數據角度研究分析師跟進對財務重述的影響。 因此， 本文試圖研究風險提示信息對財務重述的影響， 并加入分析師跟進這一重要的外部治理機制作為調節變量， 分析其對風險提示信息與財務重述之間關系的影響， 探究分析師跟進到底是符合“監督”假說還是“壓力”假說。

基于此， 本文利用文本挖掘技術， 實證檢驗了風險提示信息與財務重述之間的關系以及分析師跟進在其中的調節效應。 本文可能的貢獻如下：采用文本挖掘方法將非結構化數據引入研究， 彌補了結構化數據與非結構化數據聯合作用研究的缺失， 為企業財務重述行為研究提供了一個全新的視角; 從非結構化的風險提示信息角度來考察、拓展和深化財務重述的影響因素文獻; 進一步將風險信息披露的內部行為與分析師跟進的外部監督機制聯合起來， 從內外兩方面考察對財務重述的影響， 為建立內部行為與環境互動框架、完善和創新信息披露制度提供了經驗證據， 同時為風險會計以及風險報告框架建設提供了理論支撐。

二、理論分析與研究假設

（一）風險提示信息與財務重述

風險提示信息是對財務信息的補充說明， 能為資本市場上的各方參與者提供增量信息， 但究竟會產生何種市場反應， 目前尚無定論。 一種觀點認為， 風險提示信息增強了投資者對風險的感知[11] ， 導致股票交易量減少， 收益率波動增大， 進而減少企業財務重述所能獲得的利益; 另一種觀點認為， 企業和管理層選擇自愿進行風險提示信息披露是企業內部博弈的最終結果， 目的是掩蓋公司糟糕的經營狀況、逃避懲罰和掩飾自利行為[12] 。 由于風險提示信息的市場作用不同， 其對財務重述的影響也具有兩面性。

1. 風險提示信息披露減少了企業財務重述行為。 從信息經濟學的甄別理論來看， 資本市場的各方參與者需要對獲得的各種信息進行甄別和綜合分析。 作為非結構化數據的風險提示信息可以向市場傳遞不同的信號[13] 。 風險提示信息的市場反應更加偏向于“風險觀”， 其內容可能大多屬于前瞻性的未知事項， 增強了市場參與者對企業的風險感知。 因此， 潛在投資者會根據企業年報中披露的風險提示信息強度來判斷企業面臨的風險。 當披露風險提示信息較多時， 市場參與者會更加謹慎地進行投資決策， 很可能減少股票交易和購買債券行為。 而企業進行財務重述是為了美化財務數據以提高市場參與者對公司價值的估計， 進而在補充更正公告之前高價售出股票獲利和吸引投資。 在這種情況下， 風險提示信息披露和財務重述的目標是相反的。 由于目前并不要求強制披露風險提示信息， 它和財務重述都屬于企業自發的行為選擇。 考慮到風險提示信息會顯著削弱財務重述收益， 企業出于成本效益原則進行財務重述的意愿也會降低。

從信息不對稱角度來分析， 風險提示信息披露會產生“信息觀”效應。 風險提示信息是對已知風險和事項的進一步說明， 會降低信息不對稱程度， 從而能夠減少因代理沖突導致的財務重述。 首先， 風險提示信息的披露會使得審計師更嚴格地執行審計程序。 由于企業內部制度不完善導致的真實錯報會減少， 管理層自利行為也更容易在年報披露前被發現， 因此進行的公告更正也隨之減少。 其次， 風險提示信息的披露可以作為新的管理層經營成果的評價方式， 可以降低監督成本， 有助于股東判斷管理層的真實經營成果[11] ， 從而抑制管理層的自利行為。 最后， 風險提示信息的披露有利于債權人了解企業的風險狀況， 會更加關注管理層的行為并進行監督， 有效減少企業財務重述。

從風險提示信息與財務重述的“趨同”角度來說， 風險提示信息的披露與進行財務重述一樣， 都與企業經營目標相一致， 甚至在某種程度上都是具有經營權的管理層意志的體現。 第一， 企業為了避免聲譽資本流失， 會主動減少自身的財務重述行為[14] 。 上市公司希望通過披露更多的風險提示信息， 向資本市場傳遞關于企業未來的準確信號， 減少投資者對前景的擔憂， 以獲得良好聲譽。 擁有良好聲譽的企業會自覺避免諸如違反契約和信息操縱等短視行為對聲譽的損害。 第二， 管理層自愿披露風險提示信息是有意識地對聲譽進行投資的一種方式， 經理人會盡量減少實施可能導致聲譽下降的短視行為。 經理人聲譽已經成為一種信息傳遞機制， 它將短期機會主義行為與隨后可能引發的聲譽下降緊密聯系在一起， 成為委托代理關系能否確定的重要因素[15] 。 第三， 風險提示信息的披露會削減為了彌補未知風險的不確定性而支付的補償成本， 降低資本成本。 為了保有融資優勢， 企業會主動避免財務重述， 以免降低投資者對企業的預期。 第四， 年報風險提示信息的披露范圍越大， 準確程度越高， 意味著管理層審慎對待企業風險管理， 傾向于保持當前的發展戰略[16] 。 信息披露的戰略擇機假說①認為， 有上述心理特征的管理層傾向于謹慎風險偏好和長遠利益， 并不想承擔投資者減持、股價下跌等負面影響， 會主動避免財務重述行為。

2. 風險提示信息披露增加了企業財務重述行為。 首先， 從管理層誠信角度看， 風險提示信息披露能代表管理層的真實意圖是建立在管理層誠信的基礎上的[12] 。 當管理層誠信度較低時， 風險提示信息的披露則可能成為掩飾的工具。 第一， 如果投資者將是否披露風險提示信息作為評價企業業績的標準， 那么不僅業績好的企業會積極披露風險提示信息， 業績差的企業也有對外披露風險提示信息的動機。 不主動披露風險提示信息的企業被認為實際經營狀況比較糟糕， 從而無力應對不利消息帶來的風險。 于是， 管理層誠信度較低的企業也有可能通過對外披露風險提示信息來掩飾企業所處的困境， 避免企業價值下降[13] 。 第二， 風險提示信息的披露也會成為管理層推卸責任的工具。 周婷婷[12] 認為， 在腐敗行為發生年度， 披露較多的風險提示信息可以掩蓋自利行為， 從而減少高管在腐敗事件被曝光后受到的懲罰。 因此， 誠信度較低的管理層會利用風險提示信息披露謀求私利， 并不重視聲譽的投資和維護， 甚至可能為了隱瞞公司真實經營狀況而主動選擇財務重述。

其次， 在異質觀下， 內部控制存在缺陷以及未來風險較多的企業應該會披露更多的風險提示信息。 相應地， 內部監督和審核機制不完善也會導致財務信息出現錯漏的概率增大， 又因為這種風險提示信息提高了審計師及監管部門對企業的風險評級， 在更嚴格與謹慎的審計程序之下， 企業前期年報的錯漏和管理層的盈余管理行為更容易被發現并被要求更正， 財務重述可能性隨之增加。 另外， 風險提示信息中披露的技術、原材料等風險可能會與企業產品及經營戰略相關， 專有成本較高[17] 。 這些特有的風險提示信息披露后很可能破壞企業在產品市場的競爭地位， 導致融資成本提高。 為了避免影響企業產品競爭優勢， 管理層會減少披露包含企業特有信息的內容。 那么， 如果在激烈的產品市場競爭下， 管理層選擇披露較多的風險提示信息， 則說明其代理沖突非常嚴重， 也更容易出現財務重述的行為。

綜上， 本文提出如下競爭性假設：

H1a：保持其他條件不變， 年報披露的風險提示信息越多， 企業越不容易出現財務重述行為。

H1b：保持其他條件不變， 年報披露的風險提示信息越多， 企業越容易出現財務重述行為。

（二）分析師跟進對風險提示信息與財務重述關系的調節作用

理論界對于分析師跟進的外部治理效應有著不同的觀點。 “監督”假說認為， 分析師跟進能夠提供真實準確的信息， 產生信息傳遞效應， 并對企業的財務欺詐和盈余管理行為進行有效監督[18] ; “壓力”假說認為， 分析師會迫于企業管理層和控股股東壓力發布虛假預測信息誤導投資者。 分析師獨立性較低時， 預測盈利往往會高于企業真實盈利， 造成外部盈利壓力[19] 。

如果“監督”假說成立， 分析師跟進被認為有著緩解信息不對稱和提高股票流動性的效果， 可以對企業產生監督治理作用。 第一， 分析師將信息加工成為公共信息， 并使其在大部分的市場參與者之間擴散是信息傳遞效應的基礎。 分析師的專業技能決定了其會比普通投資者更加敏銳地察覺到風險提示信息傳遞的信號， 這種信號經由分析報告向外界公布后， 可以通過影響市場參與者的決策作用于企業股價和交易量， 為了避免企業股價下跌， 管理層會自覺約束自身行為[20] 。 第二， 在行業競爭中， 分析師跟進將企業私有信息通過預測結果向外界公開， 使其競爭對手也可以獲得。 由于風險提示信息披露產生的私有成本降低， 為了獲得更多信息披露帶來的收益， 企業會選擇披露更多信息， 信息不對稱被進一步緩解。 第三， 未掌握上市企業內部情況的投資者會更相信分析師的判斷， 根據分析師的預測結果進行投資決策， 而年報風險提示信息被證明能夠對分析師預測結果產生增量信息價值， 提高預測準確度[21] 。 隨著分析師向資本市場發布報告， 風險提示信息的披露效果也隨之得到擴大。 因此， 本文認為， 分析師跟進較多， 體現了良好的外部治理功能， 能促進風險提示信息對財務重述的負向作用; 反之， 則會抑制風險提示信息對財務重述的正向作用。

如果“壓力”假說成立， 分析師有選擇地利用風險提示信息且不公平地向客戶披露， 會使得信息不對稱程度提高， 導致管理層逆向選擇風險。 第一， 分析師獨立性的喪失導致其對于私有信息的挖掘和利用顯著減少， 對于風險提示信息這種可能降低股票交易量和公司價值的“壞消息”選擇不報告或延緩報告， 這會阻礙投資者對年報中風險提示信息的認識和利用， 導致風險提示信息經由市場反應對財務重述的影響被削弱。 第二， 分析師的預測評級具有顯著的趨同現象， 當前分析師的觀點會正向影響之后分析師的觀點， 而囿于所屬券商的考核壓力和潛在的傭金誘惑， 分析師大多選擇發布樂觀意見。 因此， 隨著分析師跟進團隊的增多， 最終的結果往往是出現正的盈利預測偏差[19] 。 為了避免被追責， 具有信息優勢的管理層會察覺這種偏差并采取措施來拉高期末盈余， 誠信度較差的管理層甚至會選擇諸如財務重述等短視行為[22] ， 并通過披露更多風險提示信息進行掩飾， 導致風險提示信息與財務重述之間的聯系受到人為扭曲。 第三， 分析師和管理層合謀會使得監督效果進一步減弱。 證券分析師僅靠企業公開披露的內容很難保證預測準確度， 為了提高準確度其會依賴管理層來獲取更多內部信息， 同時管理層為了保證市場表現也會迎合分析師的盈余預測。 這種雙向依賴關系極有可能導致分析師與企業高管往來密切， 互換信息。 在這種信息交流的過程中， 不僅分析師會根據企業內部估計調整預測結果[23] ， 而且企業管理層也可以利用分析師的“預期管理”為自己當期的盈余管理行為背書， 分析師跟進在某種程度上成為企業高信息質量的擔保， 導致風險提示信息的警示作用進一步削弱。 因此， 本文認為， 分析師跟進越多的公司， 越難以發揮外部治理作用， 會減弱風險提示信息對財務重述的負向作用; 反之， 會加強風險提示信息對財務重述的正向作用。

據此， 本文提出如下假設：

H2a：保持其他條件不變， 分析師跟進越多的公司， 風險提示信息與財務重述之間的負相關關系越強。

H2b：保持其他條件不變， 分析師跟進越多的公司， 風險提示信息與財務重述之間的正相關關系越弱。

H2c：保持其他條件不變， 分析師跟進越多的公司， 風險提示信息與財務重述之間的負相關關系越弱。

H2d：保持其他條件不變， 分析師跟進越多的公司， 風險提示信息與財務重述之間的正相關關系越強。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

本文以2010 ～ 2018年A股上市公司作為研究對象， 剔除ST和PT以及數據缺失的公司， 確定最終觀察值為15577個， 樣本數據來自于國泰安數據庫。 風險提示信息變量是使用文本分析軟件ROSTCM 6和計算機SQL Server數據庫軟件對相應年度年報文本進行分析整理獲取。 本文通過Stata 12和SPSS 22軟件進行統計分析。 為了消除異常值的影響， 對所有連續變量進行縮尾（winsorize）調整。

（二）模型設定及變量定義

為檢驗風險提示信息與財務重述之間的關系， 以及分析師跟進對其產生的調節作用， 以風險提示信息強度為解釋變量， 本文構建以下模型：

Restate=α0+α1Risk+α2Analyst+α3Risk×Analyst +α4Control+Year+Industry+δ

其中：Restate為財務重述指標， 若某年的年報發生財務重述， 則Restate取值為1， 否則為0; Risk表示風險提示信息指標， 由于年報多在“董事會報告”以及“經營情況討論與分析”兩節中披露風險相關內容， 因此借鑒羅彪等[24] 的研究， 對年報中披露的風險提示信息進行量化②。

借鑒已有文獻， 本文還加入了控制變量， 各變量具體定義詳見表1。

四、回歸結果分析

（一）描述性統計

根據本文的描述性統計結果可知， 財務重述（Restate）的平均值為0.107， 說明在2010 ～ 2018年間有10.7%的公司進行了財務重述， 當前我國資本市場上財務重述行為較為頻發。 風險提示信息（Risk）的最小值為0.319%， 最大值為2.281%， 表明不同公司間的風險披露存在較大差異; 其均值為1.026%， 說明年報中存在一定量的風險提示信息， 非財務信息披露逐漸得到重視， 該趨勢也是部分源于投資者越來越多地利用非財務信息進行決策。 分析師跟進的均值為2.773， 最大值為4.714， 最小值為1， 說明不同上市公司被分析師團隊進行跟蹤分析的差異較大。 限于文章篇幅， 具體的描述性統計結果在正文中不予列示。

（二）單變量檢驗

按照是否大于行業年度均值對風險提示信息（Risk）進行分組， 對財務重述進行單變量分析。 雖然T檢驗和Wilcoxon檢驗并不顯著， 但根據均值的比較， 風險提示信息高于年度行業均值時， 財務重述發生的可能性較小， 初步驗證了H1a。 限于篇幅， 具體的單變量分析結果未予列示。

（三）相關性檢驗

相關系數檢驗的結果顯示， 公司進行財務重述與該公司年報披露的風險提示信息負相關， 即披露的風險詞頻越高， 進行財務重述的可能性越低， 初步證明了H1a。 分析師跟進與財務重述之間顯著負相關， 但分析師跟進是否利用了風險提示信息， 其對風險提示信息與財務重述之間的關系的影響究竟如何， 還應當在之后的回歸分析中進行驗證。

（四）多元回歸分析

1. 風險提示信息與財務重述。 表2列示了風險提示信息與財務重述及分析師跟進調節作用的回歸結果（表2中???、??、?分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著; 已對回歸方程中的異方差問題進行了檢驗和處理， 括號內提供的Z值經過異方差穩健修正）。 從表2的第（1）列可以看出， 財務重述（Restate）與風險提示信息（Risk）在5%的水平上顯著負相關， 這說明風險提示信息披露強度越大， 企業財務重述行為越少， H1a成立。 風險提示信息對于財務重述起到了“信息觀”的作用， 緩解了信息不對稱， 抑制了企業財務重述行為。 同時風險提示信息披露的多少也與企業是否進行財務重述有著趨同關系， 風險提示信息披露越多預示著企業進行財務重述的可能性越小。 為了檢驗回歸結果的穩健性， 第（2）列列示了Probit回歸結果， 第（4）列采用了面板數據分析; 同時為了盡量消除風險提示信息從披露到被利用的時間差對回歸結果的影響， 第（3）列進行了財務重述滯后一期的回歸， 其結果皆與H1a相符。 而H1b不成立的原因很可能是當前市場中風險提示信息降低了信息不對稱程度， 以及企業聲譽機制起到了約束管理層自利行為的作用， 企業為了獲取長遠利益而選擇避免財務重述。 即使企業是通過風險提示信息披露掩飾自身經營狀況不佳， 對外披露的行為本身也使管理層加深了對所面臨的風險以及未來不確定因素的認識， 能更好地采取相應措施來應對， 提高了企業日后正常發展的可能性， 從而削弱了管理層粉飾報表拉高期末盈利的動機。

2. 分析師跟進對風險提示信息影響財務重述的調節作用。 從表2的第（5）列可以看出， 交乘項（Analyst×Risk）與財務重述（Restate）在10%的水平上正相關， 結合主檢驗的負相關關系， 說明分析師跟進減弱了風險提示信息對財務重述的抑制作用。 第（6）列的Probit回歸結果與第（5）列相同， 證明了調節作用的回歸結果是穩健的， 驗證了H2c。 這可能是因為， 當前我國資本市場仍然存在缺陷， 分析師跟進的作用偏向于“壓力”假說。 并且由于羊群效應和樂觀性的作用， 分析師預測結果的正向盈利預測偏差抵消了風險提示信息帶來的風險信息增量作用。 說明分析師跟進受到分析師自身所獲利益的影響， 監督治理作用并不明顯。

（五）內生性檢驗

1. 傾向得分匹配（PSM）。 根據已有研究， 樣本的選擇無法完全客觀， 因為選擇的偏差很可能產生內生性問題， 導致財務重述與風險提示信息的關系實際上與回歸結果不同。 為了解決上述問題， 本文采用傾向得分匹配（PSM）法進行內生性檢驗。 首先， 使用部分控制變量對treat（風險分類）③進行Logit回歸， 并通過一對四匹配篩選出配對樣本。 表3列示了PSM的平均處理效應（ATT）， 可以看出匹配后的風險提示信息較多組和風險提示信息較少組是否影響財務重述的差異增大， 在10%的水平上顯著。 這表明， 風險提示信息對于財務重述的抑制作用依舊顯著， 進一步支持了H1a。

2. 政策沖擊的影響。 作為自愿性披露信息， 管理層在風險提示信息的披露上有著很大的自由度， 因此不同特征的公司披露的風險提示信息內容也存在較大差異。 研究表明， 成長性好的企業為了樹立良好的企業形象會選擇加大風險披露強度[26] ; 而業績較差的公司為了掩飾糟糕的經營狀況很可能會操縱盈余并隱瞞不利的風險信息[27] 。 同時， 財務重述是公司治理水平的外在表現， 較高的公司治理水平可以提高會計信息質量從而減少財務重述， 也能夠緩解信息不對稱使得信息披露更為全面。 但是公司特征和公司治理的相關變量較多， 難以在控制變量中全部反映， 可能存在遺漏變量問題。

因為風險提示信息的相關法律法規逐漸完善， 政策制度對公司風險提示信息披露的影響可想而知， 同時這種政策變動僅僅針對信息披露， 并不會影響公司特征和治理水平， 所以將政策制度作為外生變量進行內生性檢驗。 風險提示信息披露規范的修訂過程如下：我國2007年《年度報告的內容與格式》開始要求披露風險提示信息， 但披露形式和內容相對簡單， 在隨后的2012年、2015年和2016年修訂中不斷強化披露要求， 并且強調風險提示信息披露的可靠性、相關性和決策關聯性， 風險提示信息披露已經明顯從自愿性、選擇性披露向強制性、規范性披露轉變。 為此， 本文借鑒孟慶斌等[28] 的研究， 將樣本以年份劃分為修訂前（2010 ～ 2012年， 取0）和修訂后（2013 ～ 2018年， 取1）兩組， 采用雙重差分法， 將分組風險提示信息（treat）和分組年份（post）④交乘得到DID變量， 從而檢驗是否存在遺漏變量導致的內生性問題。 結果如表4所示， 檢驗結果表明， 本文的回歸結果沒有受到遺漏變量的影響， 結論依然成立。

五、進一步檢驗

企業財務信息本身也能對財務重述造成影響， 財務重述是源于風險提示信息傳遞出的風險還是源于企業財務風險？ 財務重述的更正補充內容有著不同類型， 對于企業客觀錯報和惡意重述來說， 風險提示信息的抑制作用是否不同？ 不同預測準確度的分析師， 其利用風險提示信息作用于財務重述是否存在差異？ 接下來， 本文將對上述問題進行分析。

1. 風險提示信息的增量信息價值檢驗。 究竟是風險提示信息傳遞出的風險還是企業財務風險影響財務重述， 年報中的風險提示信息是否會與年報財務數據所傳遞的信息發生重疊？ 風險提示信息對財務重述的影響很可能源于其與財務信息傳遞出的風險存在重大不一致， 分析師也會進一步檢驗該重大不一致， 進而考慮將其納入研究報告的考量范圍。 因此， 本文對風險提示信息與公司固有風險之間存在的重大不一致進行了中介效應檢驗。

首先， 本文借鑒王雄元等[29] 的做法， 采用因子分析法對如下公司風險進行加權平均， 計算出綜合風險指標（FirmRisk）。 參與因子分析的風險主要包括：市場風險， 即滯后一期的股票日收益率年度標準差（DayReturnsd）， 滯后一期的采用普通收益率法計算并剔除財務杠桿的股票貝塔系數（BetaF）; 經營風險， 即發行前三個年度經行業調整的資產收益率的標準差（ADJROAsd）， 滯后一期的應收款總資產占比（Ysdebt）; 財務風險， 即未經過行業調整的貝塔系數（Beta）、經過行業調整后的貝塔系數（IndBeta）， 以及反映破產風險的Z-score。 其次， 將得出的綜合風險指標（FirmRisk）與經過標準化后的風險提示信息（STDRisk）相減并取其絕對值|FirmRisk-STDRisk|， 得到風險提示信息與公司固有風險的重大不一致性變量（DiffRisk， 以下簡稱“重大不一致性”）。 最后， 借鑒溫忠麟等[30] 提出的中介效應檢驗步驟， 建立模型（1） ～ （3）。

Restate=α0+α1Risk+α2Control+e1 ?模型（1）

DiffRisk=β0+β1Risk+β2Control+e2 ?模型（2）

Restate=γ0+γ1Risk+γ2DiffRisk+γ3Control+e3 模型（3）

通過對以下三個模型進行依次檢驗， 實證檢驗了重大不一致性在風險提示信息與非標審計意見之間的中介效應， 具體檢驗結果見表5。

表5的回歸結果顯示：首先， 模型（1）中風險提示信息的估計系數顯著為負， 說明風險提示信息對財務重述的總效應顯著為負。 因為解釋變量與被解釋變量之間總效應顯著， 可以進入第二步部分中介檢驗。 其次， 模型（2）中風險提示信息的估計系數和模型（3）中重大不一致性的估計系數都顯著， 表明部分中介效應成立， 進入第三步完全中介檢驗。 最后， 模型（3）中風險提示信息的估計系數由模型（1）中顯著為負變為不顯著， 說明風險提示信息對財務重述的影響都是通過中介變量（重大不一致性）實現的， 即重大不一致性發揮了完全中介效應。

2. 財務重述類型的進一步檢驗。 上市公司財務重述的內容各不相同， 大部分研究認為涉及財務報表的重述與上市公司盈余管理相關， 而對于非財務報表的重述可能是出于政策的變化、技術的改進， 是對前期年報中真實錯誤的修改與更正。 因為與財務報表相關的財務重述一般被看作是對前期財務數據的惡意操縱， 所以相較于非財務報表重述， 其更應當得到研究關注。 那么， 風險提示信息和財務重述之間的關系是否會受到財務重述類型的影響？ 將財務重述分為財務報表重述（Restate1）與非財務報表重述（Restate2）兩組， 分組檢驗其與風險提示信息之間的關系（回歸結果見表6）。

財務重述還可分為企業進行報表粉飾的自主更正或強制更正兩種， 風險提示信息對財務重述的影響也就存在著時點差異。 企業當期披露的風險提示信息越多， 審計師對企業的風險評級越高， 會實施更加嚴格的審計程序， 從而更容易發現前期財務問題。 審計師為了自身免責， 會強制要求企業進行重述。 但是從當期嚴格審核之后， 企業的信息披露質量提高， 信息不對稱程度降低， 管理層自利行為得到抑制， 之后各期發生財務重述的可能性降低。 本文將財務重述分為對當期發生的重述（Restate3）與前期進行重述（Restate4）兩種類型， 分組檢驗其與風險提示信息之間的關系（回歸結果見表6）。

表6的回歸結果顯示， 風險提示信息與財務報表重述和非財務報表重述之間都顯著負相關， 說明風險提示信息披露越多， 企業的財務重述行為越少。 第（1）列財務報表重述的顯著性比第（2）列非財務報表重述的顯著性更高， 說明風險提示信息對涉及財務信息的財務重述行為有更高的抑制效果。 第（3）列和第（4）列是風險提示信息與當期財務重述的logit和probit回歸， 結果都是顯著負相關， 而第（5）列和第（6）列是風險提示信息與前期財務重述的logit和probit回歸， 結果表明兩者存在正相關關系。 這表明風險提示信息對財務重述的影響存在時點性， 當期披露的風險提示信息較多， 會提高當期乃至后期的會計信息質量， 財務重述減少， 但是嚴格的監督和審查會使之前存在的財務信息差錯更容易被發現而被要求更正， 又由于風險提示信息的時滯性， 資本市場對于過去的財務信息和風險信息的關注并不多， 所以相關關系不顯著。

3. 證券分析師分類的進一步檢驗。 證券分析師（security analyst）的作用是向市場傳遞非專業人士難以發現的信息， 調整資本市場中的證券價格使其更加貼近內在價值。 本文主要研究其盈余預測和推薦評級是否會影響風險提示信息與財務重述的關系。 當盈余預測較準確時， 分析師跟進會幫助投資者更加了解股票內在價值， 但由于獨立性和樂觀偏好不同， 分析師對某公司的盈余預測往往會存在偏差。 迫于所屬券商的業績考核壓力和傭金收入誘惑， 分析師可能更偏向于出具正向盈余預測， 因此產生的外部盈余壓力可能導致財務重述增加。 下文依據相對預測準確度的不同對分析師跟進進行分類， 定義分析師相對預測準確度（RA）， 從而進一步檢驗其分析報告對于風險提示信息的利用程度以及對財務重述的影響。 進一步研究結果如表7所示。

表7中的回歸結果表明， 交乘項（Risk×RA）與財務重述顯著正相關， 當分析師相對預測準確度越高時， 風險提示信息對財務重述的抑制作用越弱。 這表明， 當分析師預測相對于平均值正向偏差越多時， 分析師跟進造成的外部盈利壓力越大， 信息傳遞效應越弱， 從而導致分析師的監督治理效果減弱。

六、穩健性測試

為了確保研究的可靠性， 本文還進行了替代變量的穩健性測試。 將財務重述的定義調整為會計問題、敏感問題、重大財務舞弊、應法律法規或交易所要求導致的財務重述取值為1， 否則為0， 替換原先的財務重述變量。 對風險提示信息進行替代變量的穩健性測試。 借鑒羅彪等[24] 的研究， 對風險進行分類， 選取其中一種風險類型⑤重新回歸。 對面板數據采用隨機效應模型進行回歸， 結果與原有結論一致， 證明H1a是穩健的。 限于篇幅， 穩健性測試過程未予列示。

七、結語

本文選取2010 ～ 2018年我國A股上市公司為數據樣本， 在研究風險提示信息的披露對財務重述行為的作用基礎上， 加入分析師跟進這一調節變量， 實證檢驗了分析師跟進在風險提示信息披露與財務重述關系中是起到“監督”作用還是“壓力”作用。 主要結論如下：風險提示信息的披露會對財務重述行為產生顯著的負向影響， 在一定程度上是企業是否進行財務重述的信號; 風險提示信息與財務信息傳遞的信號之間存在重大差異， 這種增量信息價值會減少企業財務重述行為; 風險提示信息與涉及財務報表的財務重述間的負相關性更加顯著， 表明風險提示信息對于存在盈余管理動機的財務重述敏感性更強; 風險提示信息雖然在一定程度上提高了分析師預測精度， 但是分析師跟進機制本身在執行過程中會對管理層造成外部盈利壓力， 這種外部壓力反而會導致財務重述行為加劇， 減弱了風險提示信息披露對財務重述行為的影響。

研究的主要啟示包括：風險提示信息對于財務重述起到了抑制作用， 無論是“風險觀”下強化了投資者風險感知， 從而削弱財務重述收益， 還是“信息觀”下緩解了企業信息不對稱， 都抑制了企業財務重述行為。 因此監管部門需要關注風險提示信息的增量價值， 重視風險提示信息披露的規則制定， 對財務重述頻發的現狀進行有效治理。 分析師跟進對于財務重述行為并沒有起到理論上的監督治理作用， 分析師跟進對財務重述的加劇在非結構化的風險提示信息視角依然成立， 說明了分析師跟進的相關法律法規仍需完善。 因此， 在實踐中也應提示投資者對分析師跟進的結果要審慎考慮， 同時提高對風險提示信息的關注。

本文的研究還存在以下局限：年報中非結構化信息較為分散， 沒有準確且統一的標準， 又因為其本身難以量化分析， 所以僅提取了“董事會報告”和“經營情況討論與分析”章節的風險詞頻， 并沒有對其他非財務信息進行研究; 風險的表達方式和替代名詞繁多， 本文定義的風險關鍵詞很難完全衡量企業年報中包含的全部風險信息。 以上問題只能寄希望于未來文本挖掘技術的進一步發展。

【 注 釋 】

① 戰略擇機假說是Jeffrey等在2008年提出的，并且首次應用于分析師的信息披露，隨后其他學者將其應用于財務會計的信息披露領域。其基本含義是，假定管理層會策略地選擇在特定時點披露信息以實現效用最大化。風險提示信息的披露內容及其豐富程度同樣符合戰略擇機假說的意蘊。

② 首先，選取企業年報中的“董事會報告”和“經營情況討論與分析”兩個章節作為分析對象;其次，在已有文獻對風險研究的基礎上，依據《迪博境內上市公司風險庫》《2009年中國金融市場發展報告》以及國資委2016年頒布的《中央企業全面風險管理報告》等文獻對風險的劃分，在“董事會報告”中進一步篩選與風險相關的關鍵字詞并將所有關鍵詞合并;再次，借助文本分析軟件ROSTCM6和計算機SQL Server數據庫軟件對所有年報資料進行評判分析，量化風險;最后，考慮到可比性，將風險變量的詞頻字節數除以“董事會報告”總長度，得到風險強度的標準化測量結果。

③ 為滿足傾向得分匹配的檢驗需要，將風險提示信息按照平均值劃分為風險提示信息較多組（當Risk≥平均值，treat=1）和風險提示信息較少組（當Risk<平均值，treat=0）進行檢驗。

④ 修訂前（2010 ～ 2012年，取0）和修訂后（2013 ～ 2018年，取1）。

⑤ 即選取外部風險中的市場風險，將其有關詞頻字節數除以“董事會報告”總長度，得到分類風險強度的標準化測量結果。

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