期望績效反饋會影響企業盈余質量特征嗎

【摘要】本文以2002 ～ 2017年我國滬深A股上市公司為研究樣本， 從理論和實證兩方面考察期望績效反饋對企業盈余質量特征的影響。研究發現： 當企業未達到期望績效時， 較大的績效差距會降低企業盈余持續性和盈余反應系數、 加大企業盈余波動性以及分析師盈余預測誤差。進一步研究表明， 消極的期望績效反饋會對企業未來的盈余持續性、 盈余波動性產生長期的負面影響。

【關鍵詞】期望績效反饋；盈余持續性；盈余波動性；盈余預測誤差；盈余反應

【中圖分類號】 F253.7 " " 【文獻標識碼】A " " "【文章編號】1004-0994（2023）19-0071-10

一、 引言

盈余指標體現了企業在一定期間的經營成果， 是企業生存和發展的基石， 也是債權人、 投資者的利益保障。隨著我國資本市場的快速發展， 盈余質量問題越發成為各方利益相關者關注的焦點， 尤其在信息不對稱和代理沖突存在的環境下， 高質量盈余信息對企業可持續發展乃至整個資本市場機制的優化都具有重要意義。而相較于盈余質量本身， 企業盈余質量特征的變化更能直觀體現出公司的成長性、 風險性與價值性， 是外部投資者、 證券分析師以及政府部門等進行決策與判斷的重要參考指標， 直接對其決策行為產生影響。現有文獻對企業盈余質量特征的影響因素做了充分探討， 集中在兩方面： 從公司外部來看， 法律法規、 外部監督、 政府部門以及行業景氣程度等都會對企業盈余持續性、 盈余波動性以及盈余預測誤差等造成影響（吳璇等，2017； 汪健和曲曉輝，2015； 許慧，2010； 劉玉玉和唐嘉尉，2017）； 從公司內部來看， 融資約束程度、 內部控制情況、 企業金融化、 CFO兼任董事、 高管權力以及情緒等都會影響企業盈余質量特征（陳國輝和伊閩南，2018； 陳燊等，2020；買生和王賽，2020；李澎等，2019；劉婧等，2020）。既有文獻主要是基于靜態視角研究企業盈余質量特征， 然而盈余質量特征還會直接受到公司基本經營績效的影響（Dechow等，2010）， 經營績效又是企業所處環境動態性的直觀體現， 會影響管理層偏好（Wiseman和Gomez-Mejia，1998）。

期望績效反饋理論認為， 經濟人會根據過去的目標和績效來確定對組織的期望水平。當實際績效超出預期時， 會產生積極的期望績效反饋； 而當實際績效低于預期時， 則會產生消極的期望績效反饋（Cyert和March，1963）。組織變革理論和前景理論均認為， 有限理性經濟人是趨于規避風險的， 當企業獲得積極的期望績效反饋時， 組織一般不會進行變革； 反之， 績效下滑會引致管理層的審查（Greve，2003）。在考核過程中， 組織變革隨之發生， 具體表現為戰略轉型、 并購與剝離、 裁員、 新市場擴張等（連燕玲等，2015）， 而深刻的組織變革行為將導致公司盈余時間序列特征暫時或者永久改變（Frankel和Litov，2008）， 從而對盈余質量特征產生影響。因此， 企業盈余質量特征可能會受到企業期望績效反饋的動態影響。

近年來， 大量研究利用期望績效反饋理論的觀點和思想， 探索期望績效反饋對管理層行為的影響（杜運周等，2015）， 但大多關注期望績效反饋如何影響企業的戰略傾向、 創新等行為（Mantere等，2012； 王菁等，2014； 連燕玲等，2015）， 少數文獻雖涉及公司盈余質量方面， 卻僅關注到虧損績效對企業單一盈余管理行為的影響（史魯豫，2016； 蔣大富和熊劍，2012； 吳聯生等，2007）。期望績效反饋比期望績效能夠引發更加強烈的企業行為（王倩和曹玉昆，2020）， 目前尚缺乏從多方面考察中國制度背景下期望績效反饋對企業盈余質量特征變化影響的研究。

鑒于此， 本文在2002 ～ 2017年我國滬深A股上市公司數據的基礎上， 從盈余持續性、 盈余波動性、 盈余預測以及盈余反應四個方面系統研究期望績效反饋對企業盈余質量特征的影響， 重點探索消極期望績效反饋對公司未來盈余質量特征的長期影響， 以期為管理層、 投資者、 分析師等信息使用者提供決策依據。相比既有研究， 本文貢獻主要體現在以下三個方面： ①基于期望績效反饋的動態視角， 將組織變革理論和前景理論應用到會計盈余質量研究中， 從四個盈余質量屬性方面綜合探討了期望績效反饋對公司未來盈余質量特征的影響， 拓展了盈余質量特征影響因素的研究。②基于管理層視角， 通過消極期望績效反饋—組織行為變革—盈余質量特征變化的路徑， 探索了期望績效反饋對盈余質量特征的長期影響， 豐富了期望績效反饋影響企業決策行為的經濟后果研究。③已有研究并未對企業績效與企業盈余質量之間可能存在內生性問題做深入的探討和應對， 而本文采用傾向匹配得分方法， 能夠較好地解決變量之間存在的內生性問題。

二、 文獻綜述與研究假設

（一）文獻綜述

盈余持續性用以衡量企業盈余質量， 代表其當期會計盈余持續到下一期的可能性（Schipper和Vincent，2003）。以往文獻主要從應計項目、 報表可讀性、 盈余管理、 審計質量、 內部控制、 多元化經營、 政府補助、 會計穩健性等方面考察了盈余持續性的影響因素（Richardson等，2005；Doyle等，2007；Dichev 和Tang，2009；Homburg等，2018；張國清和趙景文，2008；肖華和張國清，2013； 張俊瑞等，2016；李馨子，2019；田高良等，2019）。

盈余波動性是考察企業盈余風險的重要指標， 這是因為僅用績效水平的高低來評判公司業績的好壞具有一定的片面性。現有研究表明， 盈余波動性受到經濟因素和會計因素的影響（Dichev和Tang，2009）， 其中， 公允價值計量（唐凱桃和楊彥婷，2016）、 產品結構（De Yong和Roland，2001）、 政府補助（李馨子，2019）會加大盈余波動性， 而公司規模（De Haan和Poghosyan，2012）、 管理層的風險規避（Abdel-Khalik，2007）、 盈余平滑（Gao和Zhang，2015）、 委托理財（孫健等，2016）能夠減小盈余波動性。

以往文獻主要從以下三個角度考察了盈余預測的影響因素： 第一， "在Bhushan（1989）提出分析師服務供求關系模型后， "Lang和Lundholm（1996）、 王雄元等（2017）等采用該模型發現上市公司信息披露狀況能夠降低分析師的盈余預測誤差； 第二， 分析師在決定是否對企業進行盈余預測時會將其個人收益納入選擇標準， 因而不愿關注無形資產資本化程度較高的企業（蘇治等，2013）； 第三， 信息獲取成本也是分析師進行盈余預測的考慮因素之一（蔡衛星和曾誠，2010）。

盈余反應系數表征著市場對盈余信息的反應（Collins和Kothari，1989）。Hayn（1995）用盈余反應系數度量企業盈余質量的受認可度， 高盈余反應系數意味著市場認可該盈余信息， 公司股價充分反映了其基本面， 盈余信息可靠性較高； 反之， 盈余信息就不可靠。

通過回顧上述文獻， 發現前期關于企業盈余質量特征的研究主要基于靜態視角， 但是現實中管理層的決策行為往往還會受到期望績效水平的顯著影響。不同的期望績效反饋會促使組織進行不同的變革， 改變盈余生成方式， 進而直接對其盈余質量特征產生影響。當實際績效高于或低于期望績效水平時， 管理層的財務決策行為存在較大差異。組織變革理論和前景理論均認為， 理性經濟人傾向于規避風險， “獲益”會改變管理者的風險偏好， 趨于采用穩健的財務決策， 而“損失”則會驅動管理層進行大幅調整， 使其財務決策更加激進。因此， 消極的期望績效反饋更可能會影響企業盈余質量特征。

（二）研究假設

新古典經濟理論指出， 資本是影響上市公司盈余水平高低的重要因素之一（Acemoglu等，2018）， 資源配置會影響盈余持續性（Dichev和Tang，2009）。而期望績效反饋會影響企業資源配置決策， 進而影響盈余持續性。當實際績效未達到期望水平時， 會導致企業價值下降（王化成等，2019）。Rudy和Johnson（2016）發現， 管理層在面對高不確定性時傾向于采取激進的經營策略， 如縮小組織規模、 資產剝離， 多元化和并購等（王菁等，2014）， 這些行為都會使公司對資源分配做出較大調整， 資源變化程度隨著績效反饋差距的加大而提高， 而且這些激進的經營行為會使得公司資產價值有所下降， 進而影響盈余持續性。比如： Burgstahler和Dichev（1997）發現， 當某項業務的績效較好時， 管理層會繼續在該項業務投入更多資源； 當該項業務的績效不佳時， 管理層會做出調整， 甚至削減投資。Lawrence等（2017）研究發現， 當公司管理層或者股東發現某項業務或者產品持續虧損時， 會剝離該項業務或者減少對該業務的投資。因此， 本文認為， 在消極的期望績效反饋下， 實際績效低于期望績效越多， 公司資源配置情況發生改變的概率就越大， 公司資產價值下降的可能性也越大， 使得當期盈余與下一期盈余價值相關性下降， 從而降低盈余持續性。基于上述分析， 本文提出以下研究假設：

H1： 若其他條件不變， 消極的期望績效反饋會顯著降低公司盈余持續性。

基于期望績效反饋理論， 消極的期望績效反饋將從三個方面對公司盈余波動性產生影響。首先， 負向的績效差距越大， 意味著公司當期盈余與下期盈余相關性越低， 從整個時間序列來看， 各期盈余波動性增大， 特別是當管理層對負向績效差距較大的業務進行調整時， 可能會導致盈余生成方式發生根本性改變， 使得各期收益相關性下降， 從而使盈余波動性加大。其次， 如果公司選擇投資新項目， 則會因新增項目的極大不確定性提高公司業績波動程度。一方面， 由于管理層缺乏成功經驗， 新投產項目需要較長時間才能產生盈利； 另一方面， 新增項目無論是在市場知名度、 核心競爭力還是商業模式建立方面都需要較長時間， 后進入者在激烈的市場競爭中將面臨較大的不確定性， 這些都將增加新增項目的投資風險， 進而導致公司整體盈余波動性加大。即使公司管理層具有相當豐富的投資經驗投資新的項目并且成功運營， 源自新業務的盈余創造會與現有盈余存在正相關關系， 這也會使得公司的盈余波動性加大。最后， 如果公司負向績效差距較大， 表明公司業務或者產品在市場上缺乏競爭力， 銷售下降將導致市場份額縮減， 利潤虧損將導致投入到產品研發、 人員培訓等方面的資源承諾減少， 這些將進一步削減業務或者產品競爭力（陳彬和姚堯，2016）， 從而使公司在資本市場上處于長期低迷的狀態。在這種情況下， 公司權益資本成本上升， 融資約束增大， 可持續投入資源受限， 從而導致盈余波動性加大。基于以上分析， 提出本文第二個研究假設：

H2： 若其他條件不變， 消極的期望績效反饋會顯著加大公司盈余波動性。

作為資本市場中的重要信息來源之一， 分析師盈余預測能夠為投資者提供更多信息， 通過緩解信息不對稱來降低企業的資本成本（Beyer等，2010）。然而， 在證券投資實踐中， 分析師獲取的信息有限， 盈余預測的準確性受到企業歷史盈余績效和管理層盈余預測的影響。一方面， 當公司負向績效差距較大時， 盈余波動性也較大， 而分析師并不能充分理解盈余波動性對未來盈余的影響（Dichev和Tang，2009）。Harris和 Bromiley（2007）的研究也指出， 當公司績效低于期望水平時， 公司財務誤報的可能性就更高， 那么此時分析師基于之前的經驗和企業提供的資料進行盈余預測將導致誤差加大。另一方面， 源于負向績效差距所引起的一系列公司變革行為會導致盈余生成方式改變， 此時， 由于管理層缺乏足夠的信息和經驗來應對業務模式改變帶來的盈余不確定性， 尤其是當公司做出業務轉型或進行新項目投資決策時， 管理層更不愿承擔過高風險， 項目盈余的不確定性將更大， 因此， 管理層的盈余預測誤差也將會增加， 進而導致分析師盈余預測誤差也將增大。基于以上分析， 提出本文第三個研究假設：

H3： 若其他條件不變， 消極的期望績效反饋會顯著增大分析師盈余預測誤差。

在消極的期望績效反饋下， 較大的績效差距會給管理層帶來巨大壓力， 使其有隱藏壞消息的動機， 即使不良經營績效會驅動管理層進行行為變革， 但由于變革結果難以把握， 為保證聲譽、 薪酬和職位的穩定， 管理層便會采取“報喜不報憂”的信息披露策略（Ball，2009） ， 抑或是有意加大文本信息理解難度， 妨礙投資者對負面盈余信息的解讀。此時， 投資者無法得到高質量的文本信息來解讀公司盈余， 從而弱化了市場對盈余信息的反應。此外， 消極的期望績效反饋會導致企業盈余持續性下降、 波動性加大。一方面， 盈余持續性降低會影響投資者對未來盈余估計時間點和盈余折現值大小的判斷（吳璇等，2017）； 另一方面， 前期研究均發現盈余持續性是盈余反應系數的重要決定因素（Kormendi和Lipe，1987； Collins和Kothari，1989）， 并且盈余持續性與盈余反應系數系統性正相關（Kormendi和Lipe，1987）。這意味著， 當公司的消極期望績效反饋導致盈余持續性下降時， 盈余反應系數也會隨之降低。基于以上分析， 提出本文第四個研究假設：

H4： 若其他條件不變， 消極的期望績效反饋將導致公司盈余反應系數下降。

三、 數據來源與研究設計

（一）數據來源

考慮到分析師預測數據從2002年開始披露， 以及外部環境對企業經營管理的影響， 結合數據的可獲得性和完整性， 本文選擇2002 ～ 2017年我國滬深A股上市公司為研究對象， 在此基礎上進行如下篩選：①剔除金融行業公司； ②剔除數據缺失的公司； ③根據Banker等（2017）的做法， 剔除公司當期銷售收入與上期銷售收入之比小于0.5或者大于2的公司； ④剔除前五年缺乏連續觀測值的樣本。最終， 本文獲得11281個公司—年度觀測值用于測試H1、 H2和H4， 獲得6473個觀測值用于測試H3。所用數據均來自國泰安（CSMAR）和萬德（Wind）數據庫。此外， 本文對所有的連續變量進行了1%和99%水平的縮尾（Winsorize）處理。

（二）模型設定

為了檢驗期望績效反饋對公司盈余持續性的影響， 借鑒Dichev和Tang（2009）、 竇歡和陸正飛（2017）的研究， 構建如下模型：

Earni， t+1=α1+α2Earni， t+α3GAPi， t+α4Earni， t×

GAPi， t+ " " " " " αkControli， t+∑IND+∑YEAR+εi， t " （1）

參考國內有關以期望績效反饋為解釋變量的研究， 本文將所有被解釋變量滯后一期處理， 因為本文試圖研究的是績效反饋對企業后續盈余質量特征變化的影響， 這樣做有利于避免解釋變量與被解釋變量之間互為因果產生的內生性問題。其中： Earni， t+1代表i公司第t+1年的盈余持續性； GAPi， t為i公司第t年的期望績效反饋， 數值越小意味著負向績效差距越大； Earni， t×GAPi， t為i公司第t年的盈余持續性與其期望績效反饋的交乘項， 用以考察期望績效反饋對公司盈余持續性的影響， 該交乘項的系數是本文研究的關鍵。根據前文提出的H1， 預計α4顯著為正， 即在消極期望績效反饋下， 公司實際績效低于期望水平的程度越大， 公司盈余持續性越低。Control為除去行業和年份的控制變量。

為檢驗期望績效反饋對公司盈余波動性的影響， 參照盧闖等（2011）的研究， 構建如下模型：

VolEi， t+1=α1+α2GAPi， t+α3VolEi， t+

αkControli， t+∑IND+∑YEAR+εi， t （2）

其中， VolEi， t+1為i公司第t+1年的盈余波動性， 由于t期盈余波動性同時也會受到當期績效反饋的影響， 在模型中對t期盈余波動性加以控制。根據H2， 預期回歸系數α2將顯著為負， 即在消極期望績效反饋下， 公司實際績效低于期望水平的程度越大， 公司盈余波動性越大。

為檢驗期望績效反饋對分析師盈余預測誤差的影響， 構建如下模型：

FEi， t+1=α1+α2GAPi， t+α3FEi， t-1+ " " " " " αkControli， t+∑IND+∑YEAR+εi， t （3）

其中， FEi， t+1為i公司第t+1年的盈余預測誤差， 本文在模型中增加了t-1期盈余預測誤差而非t期盈余預測誤差， 是因為后者可能與t期負的期望績效反饋以及潛在的難以預期的壞消息相關。Hwang等（1996）研究發現， 對于業績不好的公司， 分析師盈余預測誤差是盈利公司盈余預測誤差的10倍。根據H3， 預計α2顯著為負， 即消極的期望績效反饋會導致分析師盈余預測誤差增大。

為檢驗期望績效反饋對盈余反應系數的影響， 本文在Hayn（2019）的盈余響應經典模型基礎上進行如下拓展：

Reti， t+1=α1+α2ETPi， t+1+α3GAPi， t+α4ETPi， t+1×

GAPi， t+ " " " " " "αkControli， t+∑IND+∑YEAR+εi， t （4）

其中： Reti， t+1表示i公司第t+1年的盈余反應；ETPi， t+1代表i公司第t+1年的每股收益與第t年的股票價格之比； ETPi， t+1×GAPi， t為i公司第t+1年的每股收益與第t年股票價格之比和期望績效反饋的交乘項， 用以考察期望績效反饋對盈余反應的影響。基于研究H4， 本文預計α4顯著為正， 即消極的期望績效反饋會導致公司盈余反應系數下降。

（三）變量定義

1. 被解釋變量。根據研究設計， 本文以公司盈余生成過程的四個重要的盈余質量特征作為被解釋變量。盈余持續性（Earn）： 凈利潤除以期初與期末總資產賬面均值； 盈余波動性（VolE）： 前5年（不包括本年度）總資產收益率的標準差； 盈余預測誤差（FE）： 分析師預測每股收益的中位數減實際每股收益的絕對值除以年初股票價格； 盈余反應（Ret）： 公司t+1年4月末收盤價除以t年4月末調整后的收盤價（考慮分紅）。

2. 解釋變量。本文以實際績效與期望績效的差距來表示期望績效反饋， 并構建獨立的歷史期望模型［（5）式和（6）式］和行業期望模型 ［（8）式和（9）式］計算企業期望績效差距：

HisGAPi， t=I1（Pi， t-1-Ai， t-1） （5）

HisEXCi， t=（1-I1）（Pi， t-1-Ai， t-1） （6）

其中， Pi， t-1表示i企業第t-1期的實際績效， 本文借鑒王化成等（2019）的做法采用總資產報酬率（ROA）衡量。由于本文考察的是實際績效與歷史期望績效水平之間的差異對企業未來盈余質量特征的影響， 因而對Pi， t-1進行了滯后一期處理。Ai， t-1為i企業第t-1期的歷史期望績效水平， 取i企業第t-2期實際績效（Pi， t-2）與第t-2期歷史期望績效（Ai， t-2）的加權平均數， 計算公式為：

Ai， t-1=（1-α）Pi， t-2+αAi， t-2 （7）

其中， 參數α介于0至1之間， 基于回歸模型擬合最優原則， 本文取α=0.5。為了保證結果的穩健性， 令參數α依次以0.1遞減， 研究結論保持不變。設置虛擬變量I1， 當Pi， t-1-Ai， t-1＜0時， 取I1=1。HisGAPi， t=I1（Pi， t-1－Ai， t-1）＜0表示消極期望績效反饋， 取值越小， 差距越大。設置虛擬變量1-I1， HisEXCi， t=（1－I1）（Pi， t-1－Ai， t-1）≥0表示積極期望績效反饋， 取值越大， 差距越大。由于本文主要考察消極期望績效反饋對企業盈余質量特征的影響， 因此將HisEXCi， t作為控制變量放入模型中。

IndGAPi， t=I2（Pi， t-1-IAi， t-1） （8）

IndEXCi， t=（1-I2）（Pi， t-1-IAi， t-1） （9）

其中： Pi， t-1表示i企業第t-1期的實際績效， 以總資產報酬率（ROA）表示； IAi， t-1為i企業第t-1期的行業期望績效， 取i企業第t-2期同行業企業實際績效的中位數（IPi， t-1）與第t-2期行業期望績效（IAi， t-1）的加權， 計算公式為：

IAi， t-1=（1-α）Pi， t-2+αIAi， t-2 （10）

同上， 取參數α=0.5。期望水平的權重設計可以在0 ～ 1之間進行修正， 對結果無顯著影響。按照上述方法， 重新設置虛擬變量I2、 1-I2， IndGAPi， t代表消極期望績效反饋， IndEXCi， t代表積極期望績效反饋， 同樣將IndEXCi， t作為控制變量放入模型中。

3. 控制變量。本文選取的控制變量如表1所示。此外， 還控制了行業（IND）和年份（YEAR）固定效應。

四、 實證結果分析

（一）描述性統計分析

描述性統計結果如表2所示。盈余持續性的均值為0.042， 最小值和最大值分別為-0.148和0.221， 表明我國上市公司盈余持續性水平較低、 差異較大； 盈余波動性、 盈余預測誤差和盈余反應的均值分別為0.034、 0.244和1.856。基于歷史期望績效水平的消極期望績效反饋均值為-0.019， 說明實際績效平均低于歷史期望績效0.019； 基于行業期望績效水平的消極期望績效反饋均值為-0.017， 表明實際績效平均低于行業期望績效0.017。此外， 本文對所有變量進行了方差膨脹因子檢驗， VIF值均小于10。

（二）回歸分析

1. "期望績效反饋對盈余持續性的影響。基于我國滬深A股上市公司2002 ～ 2017年面板數據， 分別從歷史期望績效水平和行業期望績效水平兩個角度出發， 針對模型（1）進行回歸， 回歸結果如表3所示。第（1）、 （2）列是基于歷史期望績效水平， 考察消極期望績效反饋對盈余持續性的影響。第（1）列未加入任何控制變量， Earni， t×GAPi， t的系數顯著為正， 第（2）列加入全部控制變量之后， Earni， t×GAPi， t的系數為0.028， 仍在1%的水平上顯著為正， 說明消極的期望績效反饋降低了企業盈余持續性。第（3）、 （4）列是基于行業期望績效水平， 不論是否加入控制變量， Earni， t×GAPi， t的系數均在1%的水平上顯著為正， 說明基于行業期望水平的消極反饋對盈余持續性具有顯著影響， 實際績效低于期望績效的程度越大， 盈余持續性越低， H1成立。整體來看， 行業期望績效反饋對盈余持續性的影響要大于歷史期望績效反饋。

期望績效反饋的交乘項系數不僅在統計上顯著， 在經濟上也十分顯著。當期公司面臨消極的歷史期望績效反饋和行業期望績效反饋時， 下期盈余持續性會分別下降5.2%（0.028/0.538）和345.2%（1.940/0.562）。當企業實際績效低于期望水平時， 說明公司現有的經營模式是不成功的， 公司更有可能改變原有發展模式、 調整現有資源利用方式， 以謀求未來業績的改善， 這種調整可能涉及外部調整或內部調整， 進而使得公司盈余持續性降低。

2. 期望績效反饋對盈余波動性的影響。表4是分別基于歷史和行業兩個角度檢驗期望績效反饋對公司盈余波動性的影響。為了估計結果的穩健性， 基于模型（2）， 同時估計了兩種不同的方程形式： 不添加控制變量和添加全部控制變量。表4的第（1）、（3）列不添加任何控制變量， 估計期望績效反饋對盈余波動性的凈影響結果， GAPi， t的回歸系數顯著為負； 第（2）、（4）列加入控制變量后， GAPi， t的系數依然顯著為負。結果表明， 在消極期望績效反饋下， 實際績效與期望績效的差距越大， 盈余波動性越大， H2成立。

根據描述性統計表， 樣本期內盈余波動性的均值為0.034， 如果公司實際績效與期望績效的差距每增加一個單位， 將會導致盈余波動性增加17.6%（0.006/0.034）或者129.4%（0.044/0.034）。當企業實際績效低于期望績效時， 管理層傾向于采取高風險的經營策略， 而這種行為變革具有較大的不確定性， 會增加企業資產價值的波動幅度、 降低各期收益的相關性， 進而導致盈余波動性加大。

3. 期望績效反饋對盈余預測誤差的影響。表5檢驗了期望績效反饋對盈余預測誤差的影響。本文分別采用最小二乘估計（OLS）和最小均方誤差估計（LAD）方法進行估計。Gu和Wu（2003）認為分析師在做盈余預測時， 更愿意使自己的預測誤差絕對值的均值最小， 而不是讓預測誤差平方的均值最小， 如果分析基于均值進行盈余預測， 那么管理層會做出樂觀的估計， 而如果基于中位數進行預測就會得到無偏的盈余預測結果。Lim（2001）等也發現， 當分析師面臨線性損失函數時， 他們傾向使誤差絕對值無條件均值最小化。因此， 這就要求在估計模型時采用最小均方誤差估計（LAD）方法。

表5中第（1）、 （2）列采用OLS方法進行估計， 第（3）、 （4）列采用LAD方法進行估計。結果顯示， 基于歷史期望水平的GAPi，t系數在兩種估計方法下都顯著為負； 基于行業期望水平的GAPi，t系數在LAD方法下在5%的水平上顯著為負， 而在OLS方法下為負但不顯著， 本文的H3得到驗證， 即消極的期望績效反饋會增大分析師盈余預測誤差。分析師主要基于之前的經驗和公司數據進行盈余預測， 當企業實際績效低于期望水平時， 管理層的高風險行為不利于分析師對企業的實際情況進行預測， 使得盈余預測誤差增大。

4. 期望績效反饋對盈余反應的影響。消極的期望績效反饋會導致分析師盈余預測誤差增大， 那么又會對市場投資者產生怎樣的影響呢？基于模型（4）， 同樣從歷史和行業兩方面考察消極的期望績效反饋對盈余反應的影響， 回歸結果見表6。ETPi， t+1×GAPi， t的回歸系數均顯著為正， 表明公司績效下滑后， 資本市場對公司報告未來一期的盈余反應是消極的， 進而降低了盈余反應系數， H4成立。當公司實際績效低于期望績效時， 將會導致盈余反應系數下降77.5%（4.590/5.921）、 208.9%（12.974/6.212）。消極的期望績效反饋意味著企業未來盈利能力的下降， 而管理層為了穩住投資者， 存在隱匿負面消息的動機， 這將導致投資者不能準確了解公司的盈余情況， 進而降低市場反應。此外， 當公司面臨消極的期望績效反饋時， 負面消息一旦被識破， 投資者將更不愿進行長期投資， 從而抑制盈余反應。

（三）進一步研究

如果公司當期發生績效下滑， 是否會對公司未來的盈余質量特征產生持續性影響呢？本文設定未來三年預測期t+i（其中i=1，2，3）， 檢驗當期t期績效下滑是否會對企業未來盈余持續性和盈余波動性產生持續影響， 估計結果見表7和表8。表7是消極期望績效反饋對企業未來長期盈余持續性的影響， 結果顯示， 無論是基于歷史期望績效反饋的研究， 還是基于行業期望績效反饋的研究， 當期消極的期望績效反饋結果至少降低未來兩期的盈余持續性。表8是消極的期望績效反饋對企業未來長期盈余波動性的影響， 結果顯示， 當期績效下滑程度越大， 對企業未來三期盈余波動性的影響就越大。這表明， 消極的期望績效反饋不僅給公司盈余持續性與波動性帶來短期一次性沖擊， 而且會對公司未來盈余持續性和波動性產生長期持久的負面影響。

（四）穩健性檢驗

1. 內生性問題的處理。為了緩解樣本選擇偏誤問題， 本文采用傾向得分匹配法（PSM）， 將樣本分為實驗組和對照組， 實驗組為企業實際績效低于歷史期望績效的樣本， 其余樣本均為對照組， 通過最近鄰匹配、 半徑匹配以及核匹配法進行樣本匹配獲得平均處理效應ATT值， 用以估計期望績效差距對企業盈余質量特征的影響。

（1）共同支撐假設檢驗。由圖1匹配前和匹配后的圖形可知， 匹配前實驗組與對照組的傾向得分概率分布存在明顯差異， 而匹配后上述差異縮小， 共同支撐假設得到較好的驗證。

（2）平衡性假設檢驗。由表9可知， 匹配后變量的標準化偏差的絕對值均小于5%， 表明匹配效果較好。絕大部分變量匹配前的組間差異顯著， 而匹配之后組間差異的T值均不顯著， 滿足平衡性假設。

（3）期望績效落差對企業盈余質量特征的ATT估計。由表10可知， 匹配前實驗組的盈余持續性（Earn）、 盈余反應（Ret）的均值低于對照組， 實驗組的盈余波動性（VolE）和盈余預測誤差（Fe）的均值高于對照組。在最近鄰匹配組中， 實際績效低于歷史期望績效企業的盈余持續性均值為0.0335， 實際績效高于歷史期望績效企業的盈余持續性均值為0.0473， ATT平均處理效應為-0.0137， 在1%的水平上顯著， 說明消極的期望績效反饋對企業盈余持續性具有顯著的負面效應， 半徑匹配和核匹配的ATT值分別為-0.0135和-0.0143， 且均通過了1%的顯著性檢驗， 這證明假設1的結果具有穩健性。同樣地， 消極的期望績效反饋對企業盈余波動性具有顯著的正面影響， 對企業盈余反應具有顯著的負面影響， H2和H4得到驗證。而消極的期望績效反饋對盈余預測誤差的結果并不顯著， H3并未得到支持。

2. 更換期望績效度量方式。為了進一步保證研究結論的穩健性， 本文以凈資產收益率（ROE）作為績效反饋的衡量指標重新進行檢驗（限于篇幅，結果略）。從對盈余持續性的影響來看， Earni，t×GAPi，t的系數至少在5%的水平上顯著為正， 說明本文的H1具有穩健性； 從對盈余波動性的影響來看， GAPi，t的系數分別為-0.082和-0.156， 都在1%的水平上顯著為負， 說明本文的H2具有穩健性； 從對盈余預測性的影響來看， 基于歷史維度得出的GAPi，t的系數在5%的水平上顯著為負， 而基于行業維度的系數不顯著， 但為負數， 支持了本文的H3； 從對盈余反應的影響來看， 基于行業維度得出的ETPi，t×GAPi，t的系數在10%的水平上顯著為正， 而基于歷史維度的系數不顯著， 但也為正數， 支持了本文的H4。

3. 重新定義研究區間。考慮到2007年新企業會計準則的實施對企業財務指標帶來的影響， 為確保本文的研究結果不是由于會計準則的變化造成的， 重新選擇2008 ～ 2017年作為樣本區間（限于篇幅，結果略）進行檢驗， 發現本文結論依然沒有發生變化。

4. 更換盈余持續性變量的度量方式。參照肖華和張國清（2013）的方法， 使用主營業務資產收益率作為盈余持續性的度量指標， 對H1重新進行檢驗， 發現交乘項Earn×GAP的回歸系數仍然顯著為正， 檢驗結果與上文無顯著差異。同時， 考慮到非正常損益會對企業盈余質量產生影響， 本文基于扣除非正常損益后的凈利潤重新計算盈余持續性， 解釋變量系數的顯著性并沒發生太大變化。限于篇幅， 檢驗結果未列出。

五、 研究結論與啟示

（一）研究結論

在全球經濟不振的情況下， 面對績效下滑， 公司管理層傾向于以戰略變革、 并購與剝離、 新市場擴張和研發投入等方式進行回應， 公司經營上的結構性轉變不僅會影響資源投入情況， 而且具有較大的不確定性， 最終會影響公司一系列盈余質量特征。然而， 以往文獻缺乏基于期望績效反饋理論對期望績效差距影響公司盈余質量特征的研究， 因此本文利用2002 ～ 2017年我國滬深A股上市公司數據， 通過理論分析和實證檢驗， 從四個方面考察了期望績效反饋對公司盈余質量特征的影響， 得到如下結論： 公司盈余質量特征受到績效動態變化的沖擊， 當面臨消極的期望績效反饋時， 較大的期望績效差距會導致公司盈余持續性下降、 盈余波動性加大， 繼而對盈余預測性和盈余反應產生影響， 即會導致盈余預測誤差增加， 盈余反應系數下降。進一步研究表明， 消極的期望績效反饋不僅會對公司盈余持續性與盈余波動性產生短期一次性沖擊， 而且會對公司未來盈余持續性和盈余波動性產生長期持久的負面影響。

（二）啟示

本研究有助于增進人們對我國上市公司盈余質量及其經濟后果的認識。首先， 對于企業管理層而言， 面對績效下滑， 越來越多的公司想要通過實行差異化戰略來改善企業的經營業績， 以便于在瞬息萬變的市場環境中確立自身的競爭優勢， 但在戰略選擇與變革過程中， 企業應合理認識行為變革對未來盈余持續性和盈余波動性的影響強度， 通過對自身實力進行準確評估后， 科學制定差異化戰略， 避免因急于改善業績而對其盈余持續性和盈余波動性造成長期負面影響。其次， 對于投資者而言， 當上市公司面臨消極的期望績效反饋時， 投資者應充分利用其豐富的專業知識和廣泛的信息渠道， 更快、 更敏感地感知企業的“績效困境”， 積極參與公司治理， 為管理層出謀劃策， 避免其盲目進行組織變革。最后， 對于證券分析師而言， 由于存在盈余“功能鎖定”的現象， 僅僅考慮企業盈余的持續性是不足以客觀、 全面地分析企業盈余質量的， 還應將企業績效下滑而采取的行動納入投資預測之中， 關注盈余波動性及其所帶來的市場反應， 從而提高盈利預測準確性。

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