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摘 要：基于会计策略的综合运用视角，探寻上市公司盈余管理行为在投资者情绪影响业绩快报披露过程中的中介作用。研究发现：公司年报中正向盈余管理程度越大，披露业绩快报的可能性越大;对于盈利公司而言，高涨的投资者情绪对业绩快报披露的促进作用部分通过盈余管理策略中介，但对于亏损公司而言，高涨的投资者情绪会对业绩快报披露产生直接抑制作用，投资者情绪高涨经由盈余管理策略对业绩快报披露所产生的间接正向影响，会被直接的抑制作用所遮掩。研究结论有助于深入了解上市公司不同信息披露策略之间的交互影响，并进一步理清投资者情绪对公司不同信息披露策略的作用机理。
关键词： 投资者情绪;业绩快报;自愿性披露;盈余管理;迎合理论
中图分类号：F234.4 文献标识码： A 文章编号：1003-7217（2019）06-0085-06
一、引 言
上市公司管理层经常面临着两类披露决策：第一，是否披露其私人信息;第二，如果存在强制性披露要求，是否以及如何调整所披露的内容。研究第一个问题的通常是自愿性披露文献，研究第二个问题的通常是盈余管理文献[1]。前期研究沿两条线索，提供了上市公司通过盈余管理[2，3]和自愿性披露策略[4-7]分别迎合投资者情绪的经验证据。然而，强制性披露和自愿性披露方式各有特点，面对市场投资者情绪的变化，上市公司既可能利用其中的一种披露策略（方式）予以应对，也可能综合运用两种策略（方式）形成“组合拳”以增强效果，因此，有必要进一步探索的是，上市公司在披露策略或方式的选择上存在何种权衡，更为重要的，不同披露策略或披露方式之间是否存在相互影响。
在前期文献的基础上，本文聚焦于投资者情绪对A股公司财务信息自愿披露的典型方式——业绩快报行为的影响，重点探寻盈余管理①策略在投资者情绪影响业绩快报披露过程中的中介作用。研究的理论贡献在于：现有文献一般对上市公司盈余管理和自愿性披露问题分开研究，探寻两者之间相互影响的成果非常罕见，本文以投资者情绪为切入点，分析宏观市场环境的变化对微观企业多种会计策略综合运用的影响，既丰富了上市公司信息披露问题的研究文献，也为投资者情绪与上市公司行为决策之间关系的研究提供了新思路。
二、假设提出
（一）盈余管理与业绩快报披露存在相互影响吗？
由于业绩快报是对定期报告中盈余数据（如营业收入、营业利润、利润总额以及净利润等）的提前披露，从逻辑上看，应该先有盈余数据，后有业绩快报披露，否则业绩快报数据将变成凭空臆测②。因此，如果上市公司希望利用盈余管理手段来调整盈余，在业绩快报披露之前理应已经完成。也即是说，盈余管理和业绩快报披露之间，只可能是前者影响后者，即上市公司先进行盈余管理，确定了盈余数据之后再通过业绩快报披露予以配合，反之，则在逻辑上难以成立。
前期一系列文献研究发现，受限于公认会计原则及谨慎性要求，企业的经营业绩往往无法通过会计盈余及时反映，为了传递公司发展的真实信息管理层有动机实施盈余管理[8-11]。A股市场的经验证据还表明，业绩快报的披露行为可能源于管理层的信号传递动机，目的是为了向外界传递业绩向好的预期[12]。综合上述成果，本文推测，如果管理层希望向外界传递公司未来发展向好的信息，很可能先进行正向盈余管理，然后披露业绩快报，综合运用两种策略以增强效果，否则，管理者将不进行盈余管理或进行负向盈余管理，同时倾向于不披露业绩快报。至此，本文提出第一个假设：
H1 上市公司正向盈余管理程度越大，披露业绩快报的可能性越大，即盈余管理大小与业绩快报披露概率正相关。
（二）盈余管理在投资者情绪影响业绩快报披露过程中存在中介作用吗？
Baker 和Wurgler（2004a/b）提出的“迎合理论（catering theory）”认为，管理者决策的目的可能是为了满足投资者的非理性需求或喜好[13，14]。基于该理论，后续一系列研究发现公司可能利用更名[15]、股票分拆[16]、投资[17]以及基金分拆[18]等多种策略迎合投资者的特定偏好。同时，根据Mian和Sankaraguruswamy（2012）[19]、姚海鑫等（2015）[20]提供的检验证据，当情绪高涨时，投资者对于盈余信息的非理性需求表现为对“好消息”的强烈偏好。近期经验证据则进一步表明，在投资者情绪高涨时，上市公司普遍利用正向盈余管理迎合投资者对“好消息”的偏好[2，3]。
结合本文第一个假设，我们进一步推测，当上市公司利用正向盈余管理迎合情緒高涨的投资者对“好消息”的需求时，可能会更主动地披露业绩快报以增强策略效果。这意味着，投资者情绪可能通过影响上市公司的盈余管理策略，进而对业绩快报的自愿披露行为产生作用。应该注意的是，盈余管理往往被投资者视为管理层操纵利润的一种手段，一旦被市场发现，会对公司声誉产生负面影响，因此，一些公司可能对该行为持谨慎态度。此时，提前披露业绩快报就成为部分公司迎合投资者乐观情绪的唯一选择③。综上，本文提出第二个假设：
H2 盈余管理在投资者情绪影响业绩快报披露过程中存在部分中介作用。
三、研究设计
（一）模型设定
本文设定模型（1）检验H1。
模型（1）的等式左边表示公司披露业绩快报的概率，其中Express为虚拟变量，取值为1时表示公司披露了年度业绩快报，否则取值为0。自变量EM1-3表示盈余管理大小，分别对应根据基本琼斯模型[21]、修正琼斯模型[22]和收益匹配琼斯模型[23]获得的操纵性应计利润。根据前期文献成果，本文从公司财务特征和公司治理等方面选取了15个控制变量（Controls），包括：年度是否亏损（Loss），亏损取1，否则取0;总资产对数（LnSize）;资产负债率（Lev）;营业收入增长率（Growth）;净资产收益率（ROE）;经营活动现金流量净额/期初资产总额（CFO）;最终控制人性质（State），国有控股取1，否则取0;上市时间（Months），即初次上市到观测年度底的总月份数;二职合一（Duality），董事长和总经理是同一人时取1，否则取0;独董比例（Ind_ratio）;独立董事与上市公司工作地点一致性（Ind_address），一致取1，否则取0;第一大股东持股比例（FS_share）、管理层持股比例（Ma_share）、机构投资者持股比例（Ins_share）、四大事务所审计（Big4），由四大事务所审计时取1，否则取0。模型中还控制了行业（Ind）和年度（Year）差异。在回归分析时，所有非虚拟变量都进行了Z标准化处理（以下模型同），以便消除量纲影响并更好地分析经济意义。根据H1，本文预测系数α1显著为正，表明盈余管理大小与业绩快报的披露概率正相关，这意味着管理层可能利用正向盈余管理和主动披露业绩快报的组合策略，向市场传递业绩向好的消息。 为了检验H2，根据温忠麟和叶宝娟（2014）提出的中介效应检验程序[24]，本文构造了三个模型，具体见模型（2）（3）和（4）。
三个模型中，自变量Sent用于衡量投资者情绪。现有文献提出了两类指标，分别用于计量市场整体投资者情绪和单个证券投资者情绪，但两者并不完全一致。当市场整体情绪高涨时，某些证券的投资者情绪可能低落，反之亦然，因此，上述两类指标不能混为一谈。理论上来看，证券价格仅受本公司投资者情绪的影响，与市场整体情绪并无直接关系，因此，在探寻投资者情绪如何影响微观企业行为时，选择单个证券投资者情绪指标比市场整体情绪指标更为恰当。本文采用分解托宾Q法[25-28]对单个证券投资者情绪进行计量。其他变量与模型（1）相同。
应该注意的是，前期文献已经证实，公司是否亏损（Loss）显著调节了投资者情绪（Sent）对业绩快报披露（Express）的影响[7]。模型（2）中Sent对Express总效应的大小应该由α1+α3Loss来刻画，其中α3衡量了变量Loss所产生的调节效应大小。同理，模型（4）中Sent对Express直接效应的大小由γ1+γ4Loss来刻画，其中γ4衡量了调节效应的大小。
（二）样本选取与数据来源
本文以2007-2017年A股所有主板公司作为初始样本，剔除金融类公司、被特别处理的公司、必要财务数据缺失的公司之后，获得14081个年度观测值。最终控制人性质数据来源于色诺芬（CCER）数据库，其他数据来源于CSMAR数据库，所有财务数据均为年报数据。
四、实证结果分析
模型（1）的回归分析结果见表1。三个子模型中，自变量EM1、EM2和EM3的边际效应都是正数，并且通过了0.01或0.05水平上的显著性检验，表明盈余管理大小与业绩快报披露概率正相关，即实施较大程度正向盈余管理的上市公司更可能披露业绩快报，H1得到验证。这一实证结果意味着上市公司可能综合运用强制性和自愿性两种披露方式，实施组合策略以实现特定目的。
模型（2）（3）和（4）回归结果分别见表2、3和4。首先，表2中Probit回归结果显示自变量Sent的系数在0.01水平上显著，说明投资者情绪显著影响了业绩快报的披露概率，中介效应检验过程中的总效应显著;其次，表3中自变量Sent系数都是正数，并且全部通过0.01水平上的显著性检验，表明投资者情绪对盈余管理大小产生显著的正向影响，同时，表4中的Probit回归结果显示自变量EM1-3系数全部显著为正，说明在控制了Sent之后，盈余管理大小仍然对业绩快报披露概率产生正向影响，因此，盈余管理大小在投资者情绪影响业绩快报披露过程中的中介效应存在;最后，表4中Probit回归结果显示，Sent的系数在0.01水平上全部显著为正，意味着投资者情绪除了通过盈余管理大小影响业绩快报的披露之外，还会直接对业绩快报披露产生影响，即盈余管理大小在投资者情绪影响业绩快报披露过程中仅仅起到部分中介作用，H2得到验证。
需要注意的是，表2和表4中交叉项Sent×Loss的系数都是显著的，即公司是否盈利（Loss）分别调节了中介效应检验过程中投资者情绪影响业绩快报披露的总效应和直接效应。温忠麟和叶宝娟（2014）[24]曾指出，非线性模型的中介效应大小不能直接通过回归系数a和b（即本文中的β1、γ2）直接相乘获得。考虑到表2和表4中模型的OLS回归结果与Probit回归结果差异极小，为方便起见，本文以OLS回归结果来分析中介效应大小。以中介变量EM1为例，当公司盈利时（Loss=0），投资者情绪影响业绩快报披露的总效应为正（0.013，见表2），直接效应也为正（0.012，见表4），此时中介效应也为正（0.062×0.014，见表3和表4），可得出中介效应在总效应中占比约为6.7%（0.062×0.014/0.013=0.0667）;当公司亏损时，投资者情绪影响业绩快报披露的总效应为负（0.013-0.021=-0.008，见表2），直接效应也为负（0.012-0.021=-0.009，见表4），但是中介效应为正（0.062×0.014，见表3和表4），由于直接效应与中介效应符号相反，此时发生遮掩（suppressing）问题，即正向的中介效应抵消了部分負向的直接效应，抵消的比例为9.6%（|（0.062×0.014）/-0.009|=0.0964）。
上述实证结论意味着：对于盈利公司而言，高涨的投资者情绪会增强其披露业绩快报的可能性，同时也会促使其通过调增盈余的手段予以迎合，但是其中部分公司会将盈余管理与业绩报告披露策略结合起来，在调增盈余之后披露业绩快报以增强迎合效果;对于亏损公司而言，高涨的投资者情绪会从整体上降低其披露业绩快报的可能性，但仍有部分公司希望通过正向盈余管理和提前披露业绩快报的组合策略迎合投资者情绪，然而，这一投资者情绪经由盈余管理策略对业绩快报披露所产生的正向促进作用，被更强大的负向直接影响所遮掩，从而难以被直接观测。
五、稳健性检验
（一）内生性处理
本文使用上市公司证券代码的百度指数作为单个证券投资者情绪（Sent）的工具变量④。百度指数是某个关键词在百度搜索引擎中一段时期的搜索量。一般来看，某股票的投资者情绪越高涨，投资者利用搜索引擎搜索该股票代码的次数也会越多，同时，作为国内市场占有率排名第一的搜索引擎，百度的搜索量应该最具代表性，因此，证券代码的百度指数和该证券的投资者情绪之间可能具有较强的相关性。外生性方面，本文选择年度最后一周的百度指数（取自然对数后标准化，最终得到13251个有效指标）作为工具变量，而公司年度业绩快报披露和年报盈余管理行为理论上不会受到百度搜索量的直接影响，即百度指数除了与投资者情绪相关，从而影响公司上述披露行为之外，应该不存在其他影响公司信息披露行为的途径，故满足外生性条件。在对模型（2）和（4）进行IV Probit估计（采用Newey两阶段估计法）和对模型（3）进行2SLS回归时，第一步（阶段）回归结果都显示百度指数对投资者情绪的影响系数在0.01水平上显著，说明不存在弱工具变量问题。对模型（2）和（4）进行IV Probit估计的结果中，外生性Wald检验都拒绝了Probit结果有显著的内生性偏误，因此，原Probit检验结果有效。对模型（3）进行2SLS回归分析的结果中，所有自变量Sent的系数均显著为正，实证结论不变。限于篇幅，相关检验结果未在文中列出（下同）。 （二）其他穩健性检验
本文从三个方面确保研究结论的稳健：第一，在对H1和H2进行检验的过程中，我们通过三种方法来衡量模型（1）（3）和（4）中的关键变量盈余管理大小，一定程度上保证了结论的稳健;第二，为了避免同一公司不同年份的扰动项之间存在自相关而导致的参数检验失效，我们通过聚类稳健标准差再次检验所有系数的显著性，实证结论不变;第三，使用前期文献广泛运用的权益市值账面比（B/M）指标衡量投资者情绪，对模型（2）、（3）和（4）进行再次回归，实证结论不变。
六、结 论
基于管理者综合运用多种会计策略的视角，本文进一步分析了投资者情绪对上市公司信息披露行为的影响，试图从实证的角度回答以下两个具体问题：第一，公司的盈余管理策略是否影响业绩快报的披露行为;第二，盈余管理策略是否在投资者情绪影响业绩快报的自愿披露行为过程中产生中介作用。
经验证据表明：（1）盈余管理大小与业绩快报的披露概率正相关，管理层可能利用调增盈余并披露业绩快报的组合策略向市场传递未来发展向好的信息;（2）在投资者情绪高涨时，部分上市公司先利用盈余管理手段调增盈余，再通过业绩快报予以提前披露（对于这些公司而言，调增盈余是其主动披露业绩快报的逻辑前提），这一组合策略可能增强对投资者情绪的迎合效果。应该注意的是，对于盈利公司而言，高涨的投资者情绪对公司业绩快报披露的促进作用部分通过盈余管理策略发生作用，但对于亏损公司而言，高涨的投资者情绪会对业绩快报披露产生直接抑制作用，尽管仍有部分亏损公司希望通过正向盈余管理和提前披露业绩快报的组合策略迎合投资者的乐观情绪，然而，这一投资者情绪经由盈余管理策略对业绩快报披露所产生的正向促进作用，被更强大的负向直接影响所遮掩，从而难以被直接观测。本文的研究结论有助于深入了解上市公司不同信息披露策略之间的交互影响，并进一步理清投资者情绪对上市公司不同信息披露策略的作用机理。
注释：
① 遵从于盈余管理的传统定义——“对外提供财务报告过程中的披露管理”和“会计政策的选择行为”，本文所提及的盈余管理均指应计盈余管理。
② 本文推断管理层不太可能随意编造业绩快报数据。理由在于：第一，业绩快报披露发生在报告期结束后，此时上期所有经营活动都已经完成，盈余信息的不确定性极小，完全具备客观披露的条件;第二，根据沪深两市《证券交易所股票上市规则》，上市公司业绩快报数据出现偏差时董事会需要发表致歉公告，并说明内部责任人认定情况，披露失误造成的负面影响或声誉损失较大。因此，无论是从客观条件还是主观意愿上考虑，管理层随意编造业绩快报数据并主动披露的可能性都不大。
③ 已有经验证据表明，随着投资者情绪的高涨，盈利上市公司披露业绩快报的概率增加（龙立和龚光明，2017）[7]。
④ 在模型（2）和（4）中，同时将百度指数与公司是否盈利（Loss）的乘积作为交叉项Sent×Loss的工具变量。
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（责任编辑：王铁军）
关键词： 投资者情绪;业绩快报;自愿性披露;盈余管理;迎合理论
中图分类号：F234.4 文献标识码： A 文章编号：1003-7217（2019）06-0085-06
一、引 言
上市公司管理层经常面临着两类披露决策：第一，是否披露其私人信息;第二，如果存在强制性披露要求，是否以及如何调整所披露的内容。研究第一个问题的通常是自愿性披露文献，研究第二个问题的通常是盈余管理文献[1]。前期研究沿两条线索，提供了上市公司通过盈余管理[2，3]和自愿性披露策略[4-7]分别迎合投资者情绪的经验证据。然而，强制性披露和自愿性披露方式各有特点，面对市场投资者情绪的变化，上市公司既可能利用其中的一种披露策略（方式）予以应对，也可能综合运用两种策略（方式）形成“组合拳”以增强效果，因此，有必要进一步探索的是，上市公司在披露策略或方式的选择上存在何种权衡，更为重要的，不同披露策略或披露方式之间是否存在相互影响。
在前期文献的基础上，本文聚焦于投资者情绪对A股公司财务信息自愿披露的典型方式——业绩快报行为的影响，重点探寻盈余管理①策略在投资者情绪影响业绩快报披露过程中的中介作用。研究的理论贡献在于：现有文献一般对上市公司盈余管理和自愿性披露问题分开研究，探寻两者之间相互影响的成果非常罕见，本文以投资者情绪为切入点，分析宏观市场环境的变化对微观企业多种会计策略综合运用的影响，既丰富了上市公司信息披露问题的研究文献，也为投资者情绪与上市公司行为决策之间关系的研究提供了新思路。
二、假设提出
（一）盈余管理与业绩快报披露存在相互影响吗？
由于业绩快报是对定期报告中盈余数据（如营业收入、营业利润、利润总额以及净利润等）的提前披露，从逻辑上看，应该先有盈余数据，后有业绩快报披露，否则业绩快报数据将变成凭空臆测②。因此，如果上市公司希望利用盈余管理手段来调整盈余，在业绩快报披露之前理应已经完成。也即是说，盈余管理和业绩快报披露之间，只可能是前者影响后者，即上市公司先进行盈余管理，确定了盈余数据之后再通过业绩快报披露予以配合，反之，则在逻辑上难以成立。
前期一系列文献研究发现，受限于公认会计原则及谨慎性要求，企业的经营业绩往往无法通过会计盈余及时反映，为了传递公司发展的真实信息管理层有动机实施盈余管理[8-11]。A股市场的经验证据还表明，业绩快报的披露行为可能源于管理层的信号传递动机，目的是为了向外界传递业绩向好的预期[12]。综合上述成果，本文推测，如果管理层希望向外界传递公司未来发展向好的信息，很可能先进行正向盈余管理，然后披露业绩快报，综合运用两种策略以增强效果，否则，管理者将不进行盈余管理或进行负向盈余管理，同时倾向于不披露业绩快报。至此，本文提出第一个假设：
H1 上市公司正向盈余管理程度越大，披露业绩快报的可能性越大，即盈余管理大小与业绩快报披露概率正相关。
（二）盈余管理在投资者情绪影响业绩快报披露过程中存在中介作用吗？
Baker 和Wurgler（2004a/b）提出的“迎合理论（catering theory）”认为，管理者决策的目的可能是为了满足投资者的非理性需求或喜好[13，14]。基于该理论，后续一系列研究发现公司可能利用更名[15]、股票分拆[16]、投资[17]以及基金分拆[18]等多种策略迎合投资者的特定偏好。同时，根据Mian和Sankaraguruswamy（2012）[19]、姚海鑫等（2015）[20]提供的检验证据，当情绪高涨时，投资者对于盈余信息的非理性需求表现为对“好消息”的强烈偏好。近期经验证据则进一步表明，在投资者情绪高涨时，上市公司普遍利用正向盈余管理迎合投资者对“好消息”的偏好[2，3]。
结合本文第一个假设，我们进一步推测，当上市公司利用正向盈余管理迎合情緒高涨的投资者对“好消息”的需求时，可能会更主动地披露业绩快报以增强策略效果。这意味着，投资者情绪可能通过影响上市公司的盈余管理策略，进而对业绩快报的自愿披露行为产生作用。应该注意的是，盈余管理往往被投资者视为管理层操纵利润的一种手段，一旦被市场发现，会对公司声誉产生负面影响，因此，一些公司可能对该行为持谨慎态度。此时，提前披露业绩快报就成为部分公司迎合投资者乐观情绪的唯一选择③。综上，本文提出第二个假设：
H2 盈余管理在投资者情绪影响业绩快报披露过程中存在部分中介作用。
三、研究设计
（一）模型设定
本文设定模型（1）检验H1。
模型（1）的等式左边表示公司披露业绩快报的概率，其中Express为虚拟变量，取值为1时表示公司披露了年度业绩快报，否则取值为0。自变量EM1-3表示盈余管理大小，分别对应根据基本琼斯模型[21]、修正琼斯模型[22]和收益匹配琼斯模型[23]获得的操纵性应计利润。根据前期文献成果，本文从公司财务特征和公司治理等方面选取了15个控制变量（Controls），包括：年度是否亏损（Loss），亏损取1，否则取0;总资产对数（LnSize）;资产负债率（Lev）;营业收入增长率（Growth）;净资产收益率（ROE）;经营活动现金流量净额/期初资产总额（CFO）;最终控制人性质（State），国有控股取1，否则取0;上市时间（Months），即初次上市到观测年度底的总月份数;二职合一（Duality），董事长和总经理是同一人时取1，否则取0;独董比例（Ind_ratio）;独立董事与上市公司工作地点一致性（Ind_address），一致取1，否则取0;第一大股东持股比例（FS_share）、管理层持股比例（Ma_share）、机构投资者持股比例（Ins_share）、四大事务所审计（Big4），由四大事务所审计时取1，否则取0。模型中还控制了行业（Ind）和年度（Year）差异。在回归分析时，所有非虚拟变量都进行了Z标准化处理（以下模型同），以便消除量纲影响并更好地分析经济意义。根据H1，本文预测系数α1显著为正，表明盈余管理大小与业绩快报的披露概率正相关，这意味着管理层可能利用正向盈余管理和主动披露业绩快报的组合策略，向市场传递业绩向好的消息。 为了检验H2，根据温忠麟和叶宝娟（2014）提出的中介效应检验程序[24]，本文构造了三个模型，具体见模型（2）（3）和（4）。
三个模型中，自变量Sent用于衡量投资者情绪。现有文献提出了两类指标，分别用于计量市场整体投资者情绪和单个证券投资者情绪，但两者并不完全一致。当市场整体情绪高涨时，某些证券的投资者情绪可能低落，反之亦然，因此，上述两类指标不能混为一谈。理论上来看，证券价格仅受本公司投资者情绪的影响，与市场整体情绪并无直接关系，因此，在探寻投资者情绪如何影响微观企业行为时，选择单个证券投资者情绪指标比市场整体情绪指标更为恰当。本文采用分解托宾Q法[25-28]对单个证券投资者情绪进行计量。其他变量与模型（1）相同。
应该注意的是，前期文献已经证实，公司是否亏损（Loss）显著调节了投资者情绪（Sent）对业绩快报披露（Express）的影响[7]。模型（2）中Sent对Express总效应的大小应该由α1+α3Loss来刻画，其中α3衡量了变量Loss所产生的调节效应大小。同理，模型（4）中Sent对Express直接效应的大小由γ1+γ4Loss来刻画，其中γ4衡量了调节效应的大小。
（二）样本选取与数据来源
本文以2007-2017年A股所有主板公司作为初始样本，剔除金融类公司、被特别处理的公司、必要财务数据缺失的公司之后，获得14081个年度观测值。最终控制人性质数据来源于色诺芬（CCER）数据库，其他数据来源于CSMAR数据库，所有财务数据均为年报数据。
四、实证结果分析
模型（1）的回归分析结果见表1。三个子模型中，自变量EM1、EM2和EM3的边际效应都是正数，并且通过了0.01或0.05水平上的显著性检验，表明盈余管理大小与业绩快报披露概率正相关，即实施较大程度正向盈余管理的上市公司更可能披露业绩快报，H1得到验证。这一实证结果意味着上市公司可能综合运用强制性和自愿性两种披露方式，实施组合策略以实现特定目的。
模型（2）（3）和（4）回归结果分别见表2、3和4。首先，表2中Probit回归结果显示自变量Sent的系数在0.01水平上显著，说明投资者情绪显著影响了业绩快报的披露概率，中介效应检验过程中的总效应显著;其次，表3中自变量Sent系数都是正数，并且全部通过0.01水平上的显著性检验，表明投资者情绪对盈余管理大小产生显著的正向影响，同时，表4中的Probit回归结果显示自变量EM1-3系数全部显著为正，说明在控制了Sent之后，盈余管理大小仍然对业绩快报披露概率产生正向影响，因此，盈余管理大小在投资者情绪影响业绩快报披露过程中的中介效应存在;最后，表4中Probit回归结果显示，Sent的系数在0.01水平上全部显著为正，意味着投资者情绪除了通过盈余管理大小影响业绩快报的披露之外，还会直接对业绩快报披露产生影响，即盈余管理大小在投资者情绪影响业绩快报披露过程中仅仅起到部分中介作用，H2得到验证。
需要注意的是，表2和表4中交叉项Sent×Loss的系数都是显著的，即公司是否盈利（Loss）分别调节了中介效应检验过程中投资者情绪影响业绩快报披露的总效应和直接效应。温忠麟和叶宝娟（2014）[24]曾指出，非线性模型的中介效应大小不能直接通过回归系数a和b（即本文中的β1、γ2）直接相乘获得。考虑到表2和表4中模型的OLS回归结果与Probit回归结果差异极小，为方便起见，本文以OLS回归结果来分析中介效应大小。以中介变量EM1为例，当公司盈利时（Loss=0），投资者情绪影响业绩快报披露的总效应为正（0.013，见表2），直接效应也为正（0.012，见表4），此时中介效应也为正（0.062×0.014，见表3和表4），可得出中介效应在总效应中占比约为6.7%（0.062×0.014/0.013=0.0667）;当公司亏损时，投资者情绪影响业绩快报披露的总效应为负（0.013-0.021=-0.008，见表2），直接效应也为负（0.012-0.021=-0.009，见表4），但是中介效应为正（0.062×0.014，见表3和表4），由于直接效应与中介效应符号相反，此时发生遮掩（suppressing）问题，即正向的中介效应抵消了部分負向的直接效应，抵消的比例为9.6%（|（0.062×0.014）/-0.009|=0.0964）。
上述实证结论意味着：对于盈利公司而言，高涨的投资者情绪会增强其披露业绩快报的可能性，同时也会促使其通过调增盈余的手段予以迎合，但是其中部分公司会将盈余管理与业绩报告披露策略结合起来，在调增盈余之后披露业绩快报以增强迎合效果;对于亏损公司而言，高涨的投资者情绪会从整体上降低其披露业绩快报的可能性，但仍有部分公司希望通过正向盈余管理和提前披露业绩快报的组合策略迎合投资者情绪，然而，这一投资者情绪经由盈余管理策略对业绩快报披露所产生的正向促进作用，被更强大的负向直接影响所遮掩，从而难以被直接观测。
五、稳健性检验
（一）内生性处理
本文使用上市公司证券代码的百度指数作为单个证券投资者情绪（Sent）的工具变量④。百度指数是某个关键词在百度搜索引擎中一段时期的搜索量。一般来看，某股票的投资者情绪越高涨，投资者利用搜索引擎搜索该股票代码的次数也会越多，同时，作为国内市场占有率排名第一的搜索引擎，百度的搜索量应该最具代表性，因此，证券代码的百度指数和该证券的投资者情绪之间可能具有较强的相关性。外生性方面，本文选择年度最后一周的百度指数（取自然对数后标准化，最终得到13251个有效指标）作为工具变量，而公司年度业绩快报披露和年报盈余管理行为理论上不会受到百度搜索量的直接影响，即百度指数除了与投资者情绪相关，从而影响公司上述披露行为之外，应该不存在其他影响公司信息披露行为的途径，故满足外生性条件。在对模型（2）和（4）进行IV Probit估计（采用Newey两阶段估计法）和对模型（3）进行2SLS回归时，第一步（阶段）回归结果都显示百度指数对投资者情绪的影响系数在0.01水平上显著，说明不存在弱工具变量问题。对模型（2）和（4）进行IV Probit估计的结果中，外生性Wald检验都拒绝了Probit结果有显著的内生性偏误，因此，原Probit检验结果有效。对模型（3）进行2SLS回归分析的结果中，所有自变量Sent的系数均显著为正，实证结论不变。限于篇幅，相关检验结果未在文中列出（下同）。 （二）其他穩健性检验
本文从三个方面确保研究结论的稳健：第一，在对H1和H2进行检验的过程中，我们通过三种方法来衡量模型（1）（3）和（4）中的关键变量盈余管理大小，一定程度上保证了结论的稳健;第二，为了避免同一公司不同年份的扰动项之间存在自相关而导致的参数检验失效，我们通过聚类稳健标准差再次检验所有系数的显著性，实证结论不变;第三，使用前期文献广泛运用的权益市值账面比（B/M）指标衡量投资者情绪，对模型（2）、（3）和（4）进行再次回归，实证结论不变。
六、结 论
基于管理者综合运用多种会计策略的视角，本文进一步分析了投资者情绪对上市公司信息披露行为的影响，试图从实证的角度回答以下两个具体问题：第一，公司的盈余管理策略是否影响业绩快报的披露行为;第二，盈余管理策略是否在投资者情绪影响业绩快报的自愿披露行为过程中产生中介作用。
经验证据表明：（1）盈余管理大小与业绩快报的披露概率正相关，管理层可能利用调增盈余并披露业绩快报的组合策略向市场传递未来发展向好的信息;（2）在投资者情绪高涨时，部分上市公司先利用盈余管理手段调增盈余，再通过业绩快报予以提前披露（对于这些公司而言，调增盈余是其主动披露业绩快报的逻辑前提），这一组合策略可能增强对投资者情绪的迎合效果。应该注意的是，对于盈利公司而言，高涨的投资者情绪对公司业绩快报披露的促进作用部分通过盈余管理策略发生作用，但对于亏损公司而言，高涨的投资者情绪会对业绩快报披露产生直接抑制作用，尽管仍有部分亏损公司希望通过正向盈余管理和提前披露业绩快报的组合策略迎合投资者的乐观情绪，然而，这一投资者情绪经由盈余管理策略对业绩快报披露所产生的正向促进作用，被更强大的负向直接影响所遮掩，从而难以被直接观测。本文的研究结论有助于深入了解上市公司不同信息披露策略之间的交互影响，并进一步理清投资者情绪对上市公司不同信息披露策略的作用机理。
注释：
① 遵从于盈余管理的传统定义——“对外提供财务报告过程中的披露管理”和“会计政策的选择行为”，本文所提及的盈余管理均指应计盈余管理。
② 本文推断管理层不太可能随意编造业绩快报数据。理由在于：第一，业绩快报披露发生在报告期结束后，此时上期所有经营活动都已经完成，盈余信息的不确定性极小，完全具备客观披露的条件;第二，根据沪深两市《证券交易所股票上市规则》，上市公司业绩快报数据出现偏差时董事会需要发表致歉公告，并说明内部责任人认定情况，披露失误造成的负面影响或声誉损失较大。因此，无论是从客观条件还是主观意愿上考虑，管理层随意编造业绩快报数据并主动披露的可能性都不大。
③ 已有经验证据表明，随着投资者情绪的高涨，盈利上市公司披露业绩快报的概率增加（龙立和龚光明，2017）[7]。
④ 在模型（2）和（4）中，同时将百度指数与公司是否盈利（Loss）的乘积作为交叉项Sent×Loss的工具变量。
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（责任编辑：王铁军）