徐高彥， 吳文靜， 胡世亮

(河海大學(xué) 商學(xué)院, 江蘇 南京 211100)

一、問題的提出

產(chǎn)業(yè)政策在經(jīng)濟的發(fā)展歷程中，逐步突破了自由主義和干預(yù)主義的新古典經(jīng)濟教條，形成了促進整個經(jīng)濟系統(tǒng)在演化過程中不斷提升自身適應(yīng)性的普遍共識。市場機制作用發(fā)揮的有效性，取決于政府和市場中私人部門的密切合作：共同克服信息問題和協(xié)調(diào)問題。而產(chǎn)業(yè)政策信息觀則期望激勵私人部門通過創(chuàng)業(yè)活動發(fā)現(xiàn)和傳播市場信息，以實現(xiàn)政府主導(dǎo)下產(chǎn)業(yè)政策依賴微觀企業(yè)實施信息發(fā)現(xiàn)和信息傳遞的功能，力圖通過與企業(yè)的信息交流和互動來共同克服產(chǎn)業(yè)發(fā)展的障礙[1]。

作為資本市場有效運行的根基，信息效率是市場資源配置的關(guān)鍵所在。產(chǎn)業(yè)政策作為一項基于政府信用認證的宏觀調(diào)控信息，具有獲取和解讀成本較低、科學(xué)性與權(quán)威性較高等特點，這使得投資者在搜集交易信息時，往往對宏觀政策信息的依賴性較高[2]。同時，受政策扶持的產(chǎn)業(yè)往往對宏觀經(jīng)濟具有重要意義，政府通常會利用政府補貼、政策性貸款、稅收優(yōu)惠等扶持手段將資源引入相應(yīng)產(chǎn)業(yè)，從而幫助產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)更好地發(fā)展。因此，在利好政策導(dǎo)向信號傳遞至市場后，投資者會自然地調(diào)高對被扶持行業(yè)未來發(fā)展能力的心理預(yù)期，進而將注意力聚焦于受利好政策扶持的產(chǎn)業(yè)。然而，產(chǎn)業(yè)政策作為行業(yè)同質(zhì)性信息[3]，在引起投資者對扶持行業(yè)產(chǎn)生關(guān)注的同時，卻無法幫助投資者具體地辨別出被扶持產(chǎn)業(yè)中眾多企業(yè)的投資潛力。信號搜尋理論認為，當(dāng)現(xiàn)有信息無法滿足決策制定需求時，投資者通常會搜尋其他相關(guān)信息來為其決策提供依據(jù)[4]，可見，產(chǎn)業(yè)政策信號傳遞可能催生資本市場更多的信息需求。因此，基于信息論視角，探究產(chǎn)業(yè)政策能否引導(dǎo)私人部門主動釋放私有信息，已然成為破解產(chǎn)業(yè)政策信號微觀傳遞路徑，進而提升信息市場效率的天然實驗場。

盈余預(yù)告是管理層向市場傳遞公司未來價值及盈利情況的重要信息。鑒于我國轉(zhuǎn)軌制度背景，監(jiān)管部門為了更好地保護投資者利益及降低市場波動性，制定了具有半強制性特征的盈余預(yù)告披露制度①。不同于強制性盈余預(yù)告，自愿性盈余預(yù)告披露決策更多地取決于管理層的意愿，這為管理層根據(jù)外部環(huán)境變化，調(diào)整信息披露策略提供了可能性。因此，本文選取自愿性盈余預(yù)告這一管理層具有充分裁量權(quán)且投資者需求度較高的披露事件，作為微觀企業(yè)信息披露行為的代理變量，具體研究以下問題：利好產(chǎn)業(yè)政策能否引導(dǎo)微觀企業(yè)管理層盈余預(yù)告自愿披露；在市場化進程、分析師關(guān)注度不同的組別下，這一關(guān)系是否存在差異；在產(chǎn)業(yè)政策影響下，管理層盈余預(yù)告自愿披露會產(chǎn)生怎樣的經(jīng)濟后果。

與既有文獻相比，本文的主要貢獻如下：

首先，本文豐富了宏觀產(chǎn)業(yè)政策微觀經(jīng)濟后果的相關(guān)研究。饒品貴等[5]指出，宏觀政策相關(guān)研究重難點在于如何將政策因素內(nèi)化至微觀企業(yè)行為決策當(dāng)中。大多研究從資源觀出發(fā)，側(cè)重于探究產(chǎn)業(yè)政策資源配置功能引起的企業(yè)投融資、創(chuàng)新等日常經(jīng)營活動的變化，對于產(chǎn)業(yè)政策在信息市場中扮演的角色關(guān)注還十分不足[6]。而本文則基于信息觀視角，嘗試將微觀企業(yè)信息披露決策納入宏觀產(chǎn)業(yè)政策微觀經(jīng)濟后果的研究框架中，結(jié)合信號傳遞理論、信息披露理論以及信息不對稱理論，系統(tǒng)且深入地探索產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)信息披露行為的作用機理。本文一方面，為產(chǎn)業(yè)政策微觀經(jīng)濟后果研究提供了新視角；另一方面，驗證了國家產(chǎn)業(yè)政策的信息發(fā)現(xiàn)與信息傳遞功能與微觀資本市場信息披露要求的契合性，論證并強調(diào)了“產(chǎn)業(yè)政策積極功能在信號傳遞過程中會影響公司層面的信息披露，進而反映在股市的整個系統(tǒng)中，以此途徑推動影響經(jīng)濟的健康發(fā)展”[7]。

其次，本文進一步拓展了管理層盈余預(yù)告行為的影響因素研究。在中國股票市場具有明顯“政策市”的背景下，產(chǎn)業(yè)政策對于管理層行為可能產(chǎn)生重要影響[8]。而現(xiàn)有關(guān)于盈余預(yù)告影響因素的研究大都停滯在公司治理結(jié)構(gòu)框架內(nèi)[9]，缺乏宏觀產(chǎn)業(yè)政策在信息鏈條中影響力量的科學(xué)估計。本文研究結(jié)論證實產(chǎn)業(yè)政策在股價同步性較高的市場②中推動了公司層面的自愿性信息披露，有助于緩解信息不對稱，更加強了投資者對行業(yè)整體政策環(huán)境的了解，極大地緩沖或抵消了公司壞消息的積累，可能成為有助于防范股價崩盤風(fēng)險的又一潛在信息鏈機理，這與盈余預(yù)告披露制度的設(shè)計初衷形成有效呼應(yīng)。

最后，本文為產(chǎn)業(yè)政策實施的有效性提供了源自資本信息市場的實證證據(jù)，論證了產(chǎn)業(yè)政策具備私人部門信息挖掘功能。由于產(chǎn)業(yè)政策強調(diào)需要通過產(chǎn)業(yè)信息的發(fā)布來挖掘潛藏于私人部門的成本和技術(shù)(發(fā)展產(chǎn)業(yè)的兩大核心要素)，因此，現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)政策對微觀企業(yè)的影響研究更集中于顯性的可測度的融資成本、技術(shù)創(chuàng)新等方面，而忽視了相對隱性的信息成本，進而致使產(chǎn)業(yè)政策信息論自提出以來，相關(guān)研究甚為缺乏。本文基于完整的信息鏈，以及產(chǎn)業(yè)政策的信息觀定義，即從中央戰(zhàn)略意圖到制定，繼而由各部門、地方實施意向轉(zhuǎn)化為具體實施，最終滲透資本市場轉(zhuǎn)化為企業(yè)投資者、創(chuàng)業(yè)者反應(yīng)的信息傳遞過程[10]，證實在信息傳遞的交互網(wǎng)絡(luò)中，產(chǎn)業(yè)政策會引起微觀企業(yè)的自愿披露，從而試圖衍生出產(chǎn)業(yè)政策研究框架下資本市場信息決策披露的研究分支，并呼吁認知的重構(gòu)：重視和關(guān)注產(chǎn)業(yè)政策對于資本市場微觀企業(yè)信息披露的動態(tài)能力導(dǎo)向作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)產(chǎn)業(yè)政策與管理層盈余預(yù)告自愿披露

管理層擇機信息披露行為由來已久，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，理性的管理層會根據(jù)市場行情[11]、投資者情緒[12]、投資者注意力[13]等外部因素，有意識地調(diào)整盈余信息披露策略。信息擇時披露行為的背后，折射出管理層尋求市場“獎勵”最大化、“懲罰”最小化披露時機的深層動機[14]。這一動機也構(gòu)成了管理層依據(jù)宏觀產(chǎn)業(yè)政策，調(diào)整盈余預(yù)告披露策略的先決條件。

首先，產(chǎn)業(yè)政策為管理層創(chuàng)造了提高信息披露市場收益的有利時機。信號傳遞理論認為，產(chǎn)業(yè)政策可以看作是基于政府信用認證的行業(yè)資源差異配置的導(dǎo)向性信號[15]，具有一定的信息含量，并參與市場定價[6]。當(dāng)產(chǎn)業(yè)政策信號傳遞至市場中，投資者會自然調(diào)高對被扶持產(chǎn)業(yè)未來發(fā)展趨勢預(yù)期，進而對被扶持產(chǎn)業(yè)內(nèi)公司股票產(chǎn)生投資傾向[16]。而產(chǎn)業(yè)政策屬于行業(yè)同質(zhì)性的價值信息[3]，這一信息僅有助于投資者實現(xiàn)行業(yè)層面的價值判別活動，卻不能幫助投資者具體地評估被扶持行業(yè)內(nèi)眾多企業(yè)的未來盈利能力；且受制于注意力資源的有限性，投資者也無法同時跟蹤過多的公司股票[17]。因此，為了鎖定投資目標，投資者通常需要進一步獲取被扶持產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)的特質(zhì)性信息。可見，產(chǎn)業(yè)政策在資本市場中的信息傳遞，催生了投資者對受扶持產(chǎn)業(yè)內(nèi)公司價值信息需求。在此情形下，被扶持企業(yè)管理層主動釋放價值信號能夠吸引投資者注意力，躋身于投資者的投資組合中，從而借助投資者交易行為推動行業(yè)性利好信息——產(chǎn)業(yè)政策信息，融入公司股價當(dāng)中，提振公司股票的市場表現(xiàn)。同時，先驗文獻也指出，當(dāng)投資者對公司股票投入更多的注意力時，市場對公司價值信息反應(yīng)能力將得以提高，公司股票將具有更好的流動性，被買入的概率更高[17]，且隨著投資者信息需求的增加，管理層進行信息披露的收益也得以提升[18]。而在紛繁復(fù)雜的信息披露方式中，盈余預(yù)告緣于其前瞻性和未來業(yè)績要點信息的提前釋放特征，成為投資決策中備受關(guān)注的焦點[19]。結(jié)合產(chǎn)業(yè)政策的導(dǎo)向性，預(yù)測性盈余信息的主動披露能夠節(jié)約投資者信息搜集的成本，有效地吸引投資者注意力。并且，管理層對盈余預(yù)告披露策略具有充分的裁量空間，這也為管理層依據(jù)政策變化，調(diào)整信息披露行為提供了先決條件。由此，本文認為被扶持企業(yè)管理層為了更好地提高股票流動性，推動產(chǎn)業(yè)政策利好信號進入自身公司股價，獲取更正向市場反應(yīng)，其會自愿披露盈余預(yù)告迎合市場投資者信息需求，吸引投資者注意力。

其次，產(chǎn)業(yè)政策為管理層構(gòu)建了壞消息披露的緩沖空間?；谏鐣J知的研究表明，與悲觀個體相比，樂觀個體對于信息的審查會更為寬容[12]。實證研究也發(fā)現(xiàn)，我國資本市場存在牛熊市下對好壞消息反應(yīng)不平衡的現(xiàn)象。特別是在牛市中，投資者持有長期樂觀預(yù)期，視“利空”消息為偶爾的價格變化，繼而表現(xiàn)出弱化的負面市場反應(yīng)[11,20]。類似地，產(chǎn)業(yè)政策利好信號傳遞具有提振投資者信心，促使投資者對公司未來前景產(chǎn)生樂觀預(yù)期的作用，在此情形下，管理層借助利好政策信號構(gòu)建的“緩沖機制”主動釋放壞消息，能夠有效緩解公司內(nèi)部壞消息的累積，降低利空盈余公告公布后的負面市場反應(yīng)程度③。

最后，產(chǎn)業(yè)政策提高了管理層“沉默”的成本。在信息不對稱理論的基礎(chǔ)上，自愿信息披露相關(guān)研究進一步演化出了懷疑論[21]。懷疑論認為，由于信息不對稱的存在，投資者無法正確地判斷管理層的“沉默”，是真的不存在有價值的信息，還是在隱瞞壞消息。因此，投資者通常會理性地低估“沉默企業(yè)”的市場價值，尤其在受到產(chǎn)業(yè)政策扶持的背景下，“沉默企業(yè)”往往更容易被投資者認定為因業(yè)績不佳而默不作聲，從而致使公司股價產(chǎn)生異常波動。而股票價格的波動又直接影響著管理層的股權(quán)與期權(quán)報酬。Nagar et al.[22]研究指出，出于股權(quán)激勵因素考慮，管理層為了避免逆向選擇風(fēng)險，不僅會增加好消息的披露，同樣也會自愿披露壞消息。故在產(chǎn)業(yè)政策帶來的樂觀預(yù)期背景下，為了讓自身區(qū)別于“沉默企業(yè)”，管理層有動機主動披露盈余預(yù)告，降低信息不對稱程度，以減少投資者逆向選擇行為導(dǎo)致的企業(yè)價值損耗與資本成本。

綜上所述，一方面，對于被扶持企業(yè)而言，產(chǎn)業(yè)政策的信號傳遞功能提高了盈余預(yù)告自愿披露的邊際收益；另一方面，也增加了“沉默”的成本。因此，本文認為，產(chǎn)業(yè)政策具有增強上市公司管理層盈余預(yù)告自愿披露的作用。基于上述分析，本文提出如下假設(shè)。

H1：產(chǎn)業(yè)政策對管理層盈余預(yù)告自愿披露具有正向作用。

(二)產(chǎn)業(yè)政策、市場化程度與管理層盈余預(yù)告自愿披露

市場機制在產(chǎn)業(yè)政策信號傳導(dǎo)過程中扮演著傳遞介質(zhì)的角色[10]，成熟的市場機制是產(chǎn)業(yè)政策作用發(fā)揮的重要前提[8]。而我國正處于市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌時期，不同地區(qū)之間市場化程度存在顯著差異。因此，本文進一步將我國區(qū)域間市場化程度不均衡的客觀背景納入產(chǎn)業(yè)政策影響微觀企業(yè)管理層信息披露的研究中，以完善產(chǎn)業(yè)政策微觀信號傳遞路徑的邏輯框架。

從本質(zhì)上看，市場化程度越高意味著市場在資源配置過程中作用越大[23]，此時，企業(yè)構(gòu)建自身競爭力的關(guān)鍵在于如何從市場中獲取經(jīng)濟資源。而資本市場的本質(zhì)是信息市場，價格信號是市場配置經(jīng)濟資源的根本性機制。信息披露作為價格信號釋放的直接途徑，是企業(yè)從市場中汲取資源、謀求自身發(fā)展的重要手段[24]。因此，在市場化程度越高的地區(qū)，公司管理層越遵循市場規(guī)則，借助信息披露途徑獲取經(jīng)濟資源的動機也越強烈[25]。此外，“市場主導(dǎo)”帶來的充分競爭性，會促使經(jīng)濟決策主體最大限度地利用零散信息，摸索潛在的市場機會[26]。因此，對于市場化程度較高地區(qū)的企業(yè)管理層來說，產(chǎn)業(yè)政策信號傳遞所創(chuàng)造的市場機會的利用價值更大，管理層自然會更積極地對產(chǎn)業(yè)政策信號作出反饋，調(diào)整自身信息披露行為以獲得更多的市場融資。

相反地，在市場化程度越低的地區(qū)，政府在資源配置過程中的權(quán)力就越大。政府干預(yù)程度越深，企業(yè)所承擔(dān)的政策性負擔(dān)和非生產(chǎn)性支出的水平也越高[23]，企業(yè)對政府扶持的依賴性程度也越高[27]。此時，自愿披露私有信息不僅難以幫助企業(yè)獲取政府調(diào)控的資源[24]，甚至還會帶來一定的披露成本。這意味著，當(dāng)市場不再是企業(yè)獲取資源的關(guān)鍵來源時，自愿披露作為資源獲取手段的作用被弱化，進而將導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)政策創(chuàng)造的市場機會的價值降低。在此環(huán)境下，管理層通常難以對產(chǎn)業(yè)政策信號作出正向反饋行為——自愿披露，而是傾向于維持低披露水平，通過降低信息披露成本來彌補應(yīng)付政府干預(yù)的成本，即會出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策信號傳遞失靈現(xiàn)象④。

綜上所述，本文認為，成熟的市場機制與產(chǎn)業(yè)政策具有協(xié)同作用，能夠增強產(chǎn)業(yè)政策信息傳遞價值，進而提高管理層披露盈余預(yù)告的自愿性?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)。

H2：在市場化程度較高的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)政策對管理層盈余預(yù)告自愿披露的正向作用更顯著。

(三)產(chǎn)業(yè)政策、分析師關(guān)注與管理層盈余預(yù)告自愿披露

在產(chǎn)業(yè)政策信號傳遞鏈上，市場機制是傳遞介質(zhì)，證券分析師則是除投資者、企業(yè)管理層之外的第三方信息接收者。在這一過程中，分析師既是信息接收者，也是信息輸出者，其中介作用的發(fā)揮，是探究產(chǎn)業(yè)政策信號傳遞效應(yīng)不可忽視的一環(huán)。分析師憑借其專業(yè)技能，能夠顯著地推動產(chǎn)業(yè)政策信息進入股價[8]。那么，在企業(yè)自愿信息披露方面，分析師關(guān)注度將會對產(chǎn)業(yè)政策信號傳遞作用產(chǎn)生何種影響呢？

以往研究指出，出于自身業(yè)績考慮，在公司的跟蹤選擇上，具有專業(yè)能力的分析師更傾向關(guān)注和報道他們認為未來業(yè)績具有正面預(yù)期的公司[28]。而投資者恰好也存在著識別公司股票投資潛力的需求，這構(gòu)成了分析師關(guān)注度影響投資者注意力的先決條件。如前文所述，投資者受制于個人時間和精力的有限性，無法跟蹤所有受利好產(chǎn)業(yè)政策扶持公司的股票，此時，投資者通常會率先選擇關(guān)注受分析師關(guān)注度較高的公司。分析師關(guān)注將會導(dǎo)致公司股票受到更多的投資者關(guān)注，關(guān)注時間也更長[29]?？梢?，當(dāng)產(chǎn)業(yè)政策信號傳導(dǎo)至市場時，受分析師跟蹤人數(shù)較多的公司，被投資者關(guān)注的概率也就越大。而注意力的分配又直接影響投資者對于信息的理解和自身的交易決策，使投資者成為其關(guān)注股票的凈買入者[17]。故與分析師關(guān)注度較低的公司相比，受分析師關(guān)注度較高的公司具有一定的優(yōu)勢，管理層能夠利用分析師“吸睛能力”，更好地拓寬公司盈余預(yù)告的傳播范圍，主動性地影響更多投資者的投資決策，從而使產(chǎn)業(yè)政策利好信號更好地融入公司股價，達到提升公司股票表現(xiàn)的目的。

綜上，本文認為，分析師關(guān)注度的提高使得管理層順應(yīng)政策之勢，盈余預(yù)告自愿披露所帶來的邊際收益增加。故在分析師關(guān)注度較高的情形下，管理層盈余預(yù)告自愿披露的動機就越強烈?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)。

H3：分析師關(guān)注度較高時，產(chǎn)業(yè)政策對管理層盈余預(yù)告自愿披露的正向作用更顯著。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

考慮到股權(quán)分置改革帶來的影響，本文初始研究樣本選取中國滬深證券市場2006—2019年全部A股上市公司。借鑒已有研究，我們采用以下標準對樣本進行篩選與處理：(1)剔除金融、保險業(yè)的樣本；(2)剔除凈資產(chǎn)小于0的樣本；(3)剔除IPO上市當(dāng)年的樣本；(4)剔除消息類型為扭虧、首虧、續(xù)虧或業(yè)績變動幅度大于50%的強制性盈余預(yù)告樣本；(5)由于創(chuàng)業(yè)板自2012年后實行強制性盈余預(yù)告披露制度，因此剔除2012年后創(chuàng)業(yè)板樣本；(6)剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本。為消除極端值影響，對本文所涉及的主要連續(xù)變量，在1%和99%的水平進行Winsorize處理。本文采用上市公司季度數(shù)據(jù)，實證結(jié)果均基于處理后的數(shù)據(jù)樣本。上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，管理層盈余預(yù)告信息相關(guān)特征的原始數(shù)據(jù)主要來自Wind金融數(shù)據(jù)庫。

我國產(chǎn)業(yè)政策制定主體為中央政府和地方政府兩個層次，考慮到地方產(chǎn)業(yè)政策的收集難度、內(nèi)容重復(fù)性、效用對象難確定性，以及部分地方產(chǎn)業(yè)傾斜性，本文選取了國務(wù)院和國家發(fā)改委等中央政府層級部門頒布的國家產(chǎn)業(yè)政策為研究對象。具體包含國務(wù)院頒布的關(guān)鍵性產(chǎn)業(yè)政策，國家發(fā)改委、工信部、國務(wù)院國資委等部委頒布的綜合性產(chǎn)業(yè)政策，以及農(nóng)業(yè)農(nóng)村部、水利部、商務(wù)部等頒布的專業(yè)性產(chǎn)業(yè)政策三大類。本文的國家產(chǎn)業(yè)政策數(shù)據(jù)來源為中國政府網(wǎng)(www.gov.cn)，2006—2019年全部政策數(shù)據(jù)均為手工搜集整理所得，剔除行業(yè)界定模糊產(chǎn)業(yè)政策，僅保留對具體行業(yè)有明確指引或規(guī)劃的產(chǎn)業(yè)政策，并按證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》(2012年修訂)標準對每一項產(chǎn)業(yè)政策所涉及行業(yè)進行門類和大類細分。最終篩選得到總計628項具有利好性質(zhì)的產(chǎn)業(yè)政策⑤。另外，關(guān)于產(chǎn)業(yè)政策涉及的公司的判斷問題，本文依據(jù)以下原則對樣本進行整理：(1)若產(chǎn)業(yè)政策涉及某一行業(yè)，則默認該行業(yè)的所有公司均于該期間受到此項產(chǎn)業(yè)政策的影響；(2)當(dāng)產(chǎn)業(yè)政策實施對象涉及多個行業(yè)時，認為此項產(chǎn)業(yè)政策對多個行業(yè)均有相同的政策作用。最終，本文篩選得出樣本量共計60 949個。

(二)變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量為盈余預(yù)告自愿披露(VOL)。若管理層當(dāng)期自愿披露季度盈余預(yù)告，VOL設(shè)為1，反之設(shè)為0。

2.解釋變量

解釋變量為產(chǎn)業(yè)政策(PLC)。若公司所屬行業(yè)當(dāng)期有相關(guān)扶持性產(chǎn)業(yè)政策出臺，則認為該公司當(dāng)期受到利好產(chǎn)業(yè)政策影響，PLC取值為1，否則取值為0。

3.控制變量

本文參考周楷唐等[18]、Nagata & Nguyen[9]等相關(guān)研究成果，選取公司規(guī)模(SIZE)、盈利能力(ROA)、國有控股(SOE)、管理層兩權(quán)合一(DUALITY)、第一大股東持股比例(OWNER1)、管理層薪酬水平(REMUNER)、資產(chǎn)負債率(LEV)、賬面市值比(BM)、盈余預(yù)告披露策略(PRIORMF)、盈余波動性(EARNVAR)、機構(gòu)持股比例(INST)作為控制變量。此外，本文還控制了行業(yè)(IND)、年度(YEAR)固定效應(yīng)。具體變量定義如表1所示。

(三)模型構(gòu)建

為了驗證前文所提假設(shè)，本文建立如下Logit模型：

VOL=α0+α1PLC+∑βCONTROL+ε

(1)

其中，CONTROL是控制變量，ε為殘差。本文預(yù)期產(chǎn)業(yè)政策對管理層盈余預(yù)告自愿披露具有正向作用，PLC的系數(shù)α1應(yīng)顯著為正。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，盈余預(yù)告自愿披露(VOL)的均值為0.188，標準差為0.391；產(chǎn)業(yè)政策(PLC)的均值為0.188，表明當(dāng)期受到產(chǎn)業(yè)政策扶持的樣本公司僅占18.8%。由于變量衡量標準有所不同，且本文樣本為季度數(shù)據(jù)，這使得產(chǎn)業(yè)政策(PLC)的均值略低于陳冬華、姚振曄[2]的數(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果。

主要變量的相關(guān)性分析結(jié)果顯示，管理層盈余預(yù)告自愿披露(VOL)與產(chǎn)業(yè)政策(PLC)之間的相關(guān)系數(shù)為0.008，呈顯著正相關(guān)關(guān)系。此外，解釋變量與控制變量之間的相關(guān)系數(shù)均未超過相關(guān)性檢驗的警戒線，說明回歸模型各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題，可以保證后續(xù)多元回歸分析結(jié)果的可靠性。

(二) 產(chǎn)業(yè)政策對管理層盈余預(yù)告自愿披露的影響

表3列示了H1的回歸檢驗結(jié)果。列(1)和列(2)中，產(chǎn)業(yè)政策(PLC)的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正。該結(jié)果表明，受到利好產(chǎn)業(yè)政策扶持的公司管理層往往更傾向于自愿披露盈余預(yù)告，即產(chǎn)業(yè)政策確實促進了管理層盈余預(yù)告自愿披露行為，H1得到了驗證。這印證了產(chǎn)業(yè)政策微觀信息效應(yīng)，即產(chǎn)業(yè)政策具備推動管理層自愿披露私有信息的積極作用，能夠降低信息不對稱程度，提升資本市場信息效率。

表1 變量定義

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

(三)產(chǎn)業(yè)政策、市場化程度以及管理層盈余預(yù)告自愿披露間的關(guān)系

本文選取王小魯?shù)萚30]發(fā)布的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》中的市場化指數(shù)作為市場化程度的衡量指標。由于2017—2019年的數(shù)據(jù)暫未更新，因此，本文參照馬連福等[31]的做法，以歷年市場化指數(shù)的平均增長幅度作為預(yù)測2017—2019年市場化指數(shù)的依據(jù)。根據(jù)市場化程度的中位數(shù)進行分組，將全樣本劃分為市場化程度高組和低組，并分別帶入模型(1)中進行回歸。具體結(jié)果列示于表4。回歸結(jié)果顯示，在市場化程度高組，產(chǎn)業(yè)政策(PLC)的系數(shù)為0.219，明顯高于市場化程度低組PLC的系數(shù)0.073，且在1%的水平下顯著，而低組產(chǎn)業(yè)政策(PLC)的系數(shù)則不顯著。此回歸結(jié)果支持了H2，即在市場化程度較高的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)政策對于管理層盈余預(yù)告自愿披露的促進作用更強。這表明產(chǎn)業(yè)政策信號的有效性，離不開成熟的市場機制傳導(dǎo)作用。在公平且極具競爭性的市場環(huán)境下，公司管理層更傾向于把握宏觀產(chǎn)業(yè)政策變化帶來的有利時機，積極調(diào)整盈余預(yù)告披露行為，從市場中汲取更多的經(jīng)濟資源，構(gòu)建自身競爭力。本文進一步利用組間系數(shù)差異檢驗對上述結(jié)果進行檢驗，結(jié)果亦成立。

(四)產(chǎn)業(yè)政策、分析師關(guān)注度以及管理層盈余預(yù)告自愿披露間的關(guān)系

首先，本文將分析師關(guān)注度定義為公司上一年度受分析師跟蹤總?cè)藬?shù)⑥，再進一步根據(jù)分析師關(guān)注度的中位數(shù)將全樣本劃分為分析師關(guān)注度高組和低組。分析師關(guān)注度高低分組檢驗結(jié)果列示于表5。從回歸結(jié)果可以看出，在受分析師關(guān)注度較高的組別下，產(chǎn)業(yè)政策(PLC)的系數(shù)為0.161，在1%的水平下顯著；在分析師關(guān)注度較低的組別下，PLC的系數(shù)為0.112，在5%的水平下顯著，其顯著性略低于分析師關(guān)注度高組。此回歸結(jié)果驗證了H3，表明在分析師關(guān)注度較高情形下，產(chǎn)業(yè)政策對于管理層盈余預(yù)告自愿披露的促進作用更強。該結(jié)果說明，當(dāng)分析師關(guān)注度較高時，管理層能夠利用分析師的“吸睛能力”，增強盈余預(yù)告披露的效用，故其順應(yīng)政策之勢，盈余預(yù)告自愿披露的動機也得以增強。為了增強分組回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進一步對分析師關(guān)注度分組回歸結(jié)果進行組間系數(shù)差異檢驗，檢驗結(jié)果亦支持上述結(jié)論。

表3 產(chǎn)業(yè)政策影響管理層盈余預(yù)告自愿披露的回歸結(jié)果

表4 不同市場化程度下產(chǎn)業(yè)政策影響管理層盈余預(yù)告自愿披露的回歸結(jié)果

表5 不同分析師關(guān)注度下產(chǎn)業(yè)政策影響管理層盈余預(yù)告自愿披露的回歸結(jié)果

(五)產(chǎn)業(yè)政策影響下管理層盈余預(yù)告自愿披露的短期市場反應(yīng)

在前文中，本文已經(jīng)通過理論分析和實證檢驗說明了產(chǎn)業(yè)政策對管理層盈余預(yù)告自愿披露的正向作用。但在這一結(jié)論中隱含的前提假設(shè)是，當(dāng)產(chǎn)業(yè)政策出臺后，投資者會依據(jù)政策導(dǎo)向信號，調(diào)高對被扶持行業(yè)的預(yù)期，并對被扶持行業(yè)內(nèi)企業(yè)特質(zhì)性信息產(chǎn)生需求。這意味著，我們理論上應(yīng)該觀察到，在政策利好信號的驅(qū)動下，投資者會更積極地對管理層自愿披露的盈余預(yù)告信息作出反應(yīng)。即在產(chǎn)業(yè)政策影響下，管理層自愿披露盈余預(yù)告會產(chǎn)生更正向的短期市場反應(yīng)。參考以往研究[18,22]，本文選擇通過事件研究法來檢驗這一隱含假設(shè)。選取累計超額收益率(CAR)作為被解釋變量，用于衡量管理層盈余預(yù)告自愿披露產(chǎn)生的短期市場反應(yīng)，產(chǎn)業(yè)政策(PLC)作為解釋變量，通過構(gòu)建模型(2)，來檢驗產(chǎn)業(yè)政策對管理層盈余預(yù)告自愿披露的市場反應(yīng)的影響。

CAR=α0+α1PLC+∑βCONTROL+ε

(2)

本文采用事件研究法中常用的市場調(diào)整模型計算CAR，估計窗口期設(shè)定為[-200,-10]，事件窗口期分別設(shè)定為[-1,1]和[-2,2]。變量CAR為正向指標，該變量數(shù)值越大，則市場反應(yīng)越積極；反之，數(shù)值越小，則市場反應(yīng)越消極。基于上述分析，我們預(yù)期，在產(chǎn)業(yè)政策影響下，管理層主動披露盈余預(yù)告能夠引起投資者更強烈的市場反應(yīng)，具有顯著的正向作用，產(chǎn)業(yè)政策(PLC)的系數(shù)α1應(yīng)顯著大于0。

表6列示了產(chǎn)業(yè)政策影響下管理層盈余預(yù)告自愿披露的短期市場反應(yīng)的回歸結(jié)果。在控制行業(yè)及年份固定效應(yīng)前，產(chǎn)業(yè)政策(PLC)的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正；在控制行業(yè)及年份固定效應(yīng)后，事件窗口期分別設(shè)為[-1,1]和[-2,2]時，產(chǎn)業(yè)政策(PLC)的系數(shù)分別在1%和5%的水平下顯著為正。該結(jié)果表明，與未受到產(chǎn)業(yè)政策扶持的企業(yè)相比，受到產(chǎn)業(yè)政策扶持的企業(yè)管理層主動披露盈余預(yù)告能夠帶來更為正向的市場反應(yīng)，獲得超額市場收益。這證實了管理層依據(jù)產(chǎn)業(yè)政策變化，實施策略性信息披露行為的有效性。同時，該結(jié)果也間接佐證了H1，即產(chǎn)業(yè)政策進一步催生了投資者對被扶持企業(yè)的特質(zhì)性信息需求。

表6 產(chǎn)業(yè)政策影響下管理層盈余預(yù)告自愿披露短期市場反應(yīng)的回歸結(jié)果

從本質(zhì)上看，產(chǎn)業(yè)政策對盈余預(yù)告市場反應(yīng)的作用路徑主要是通過政策信號傳遞影響投資者的認知和交易行為。然而，盈余預(yù)告同樣蘊含著豐富的信息含量，其自身也具有信號作用。因此，基于信號傳遞理論，本文認為企業(yè)盈余預(yù)告信號和宏觀產(chǎn)業(yè)政策信號將綜合作用于投資者，共同形成對投資者認知的影響，進而通過投資者的投資行為反映于股票市場。不同于利好產(chǎn)業(yè)政策釋放的積極信號，盈余預(yù)告信息自身具有好壞之分。對于投資者認知而言，不同類型的盈余預(yù)告信號和宏觀政策信號混合之后，可能形成不同的“化學(xué)反應(yīng)”。因此，在模型(2)的基礎(chǔ)上，本文進一步區(qū)分了消息類型⑦以檢驗產(chǎn)業(yè)政策對盈余預(yù)告市場反應(yīng)的具體影響。

如表7的列(1)和列(3)所示，在好消息組中，產(chǎn)業(yè)政策(PLC)系數(shù)均在5%的水平下顯著為正；列(2)和列(4)顯示，在壞消息組中，產(chǎn)業(yè)政策(PLC)的系數(shù)雖然均為正，但無顯著性。在區(qū)分盈余預(yù)告消息類型之后，研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)盈余預(yù)告披露好消息時，產(chǎn)業(yè)政策對于盈余預(yù)告短期市場反應(yīng)的正向作用更顯著，本文認為造成這種差異的原因主要是產(chǎn)業(yè)政策信號和盈余預(yù)告信號之間的一致性問題。

Connelly et al.[32]研究指出，若多個來源的信號具有一致性，即可增強信號的可信度和有效性。因此，若管理層自愿披露傳遞好消息的盈余預(yù)告，政策信號和盈余預(yù)告信號兩者均傳遞出有關(guān)企業(yè)未來價值的利好信號，具有高度一致性，這增強了投資者對于被扶持企業(yè)的信賴度和交易欲望。此時，產(chǎn)業(yè)政策對于盈余預(yù)告市場反應(yīng)表現(xiàn)出顯著的促進作用。然而，若管理層自愿披露壞消息，這則與投資者基于政策信號形成的心理預(yù)期產(chǎn)生了矛盾，投資者在這種矛盾信息環(huán)境中無法及時完成企業(yè)價值評估。心理學(xué)研究指出，與現(xiàn)有期望相矛盾的不確定信息將誘使個人進一步實施信息搜集和處理活動[33]。因此，當(dāng)管理層披露壞消息時，產(chǎn)業(yè)政策對盈余預(yù)告短期市場反應(yīng)的促進作用顯著性降低。為了確保結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進一步對盈余預(yù)告好壞消息分組回歸結(jié)果進行組間系數(shù)差異檢驗，檢驗結(jié)果亦支持上述結(jié)論。

表7 不同消息類型下管理層盈余預(yù)告自愿披露的短期市場反應(yīng)的回歸結(jié)果

(六)穩(wěn)健性檢驗

1.補充遺漏變量

事實上，盈余預(yù)告信息作為企業(yè)內(nèi)部信息，其披露決策可能會受到管理層自身成本利益分析的影響。已有文獻發(fā)現(xiàn)，當(dāng)CEO的持股比例較高時，為了避免公司價值被錯誤估計，影響自身股權(quán)價值，其盈余預(yù)告披露頻率會顯著增加[22]。除此之外，企業(yè)所處行業(yè)競爭激烈程度同樣可能對管理層信息披露行為產(chǎn)生影響，在競爭較為激烈的行業(yè)中，企業(yè)降低資金供需雙方信息不對稱、降低資本成本的動機更為強烈[34]。為了緩解管理層股權(quán)激勵與市場競爭程度可能產(chǎn)生的影響，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上，新加入了管理層持股比例(MHOLDRATE)、CEO持股比例(HOLDING)和市場競爭強度(HHI，采用當(dāng)期營業(yè)收入，按照行業(yè)—年度計算的赫芬達爾指數(shù))變量后，重新進行回歸。檢驗結(jié)果如表8所示，可以看出，在控制了管理層股權(quán)激勵因素與市場競爭程度因素后，本文研究結(jié)論依舊穩(wěn)健。

表8 補充遺漏變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

2.采用傾向得分匹配法

為了減小受產(chǎn)業(yè)政策扶持樣本和未受產(chǎn)業(yè)政策扶持樣本之間的特征差異，本文采用傾向得分匹配法(PSM)，通過選取公司基本特征變量，進行1∶1有放回的最近鄰匹配，進而在未受產(chǎn)業(yè)政策扶持公司中，篩選出與實驗組特征最為接近的對照組樣本。PSM匹配后，實驗組和對照組之間的特征差異得到較大程度的消除，通過了平衡性檢驗。在此基礎(chǔ)上，本文利用PSM匹配后的樣本對主假設(shè)重新進行回歸，回歸結(jié)果如表9所示，在加入控制變量前后，產(chǎn)業(yè)政策(PLC)的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，驗證了產(chǎn)業(yè)政策對管理層盈余預(yù)告自愿披露具有正向作用。

3.剔除金融危機期間樣本

2007—2009年美國次貸危機引致的全球金融危機對我國上市公司經(jīng)營環(huán)境造成了巨大影響，主要表現(xiàn)為業(yè)績大幅波動、經(jīng)營風(fēng)險顯著增加等。為了緩解這一外生事件的干擾，本文剔除全球金融危機期間的公司樣本，縮小觀測樣本后重新進行回歸?；貧w結(jié)果如表10的列(1)與列(2)所示，產(chǎn)業(yè)政策(PLC)的系數(shù)符號和顯著性無明顯變化，本文研究結(jié)論依舊穩(wěn)健。

表9 采用傾向得分匹配法的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4.更改回歸方模型

為了緩解回歸估計方法對本文研究結(jié)論的影響，本文更改回歸方模型，采用Probit回歸對模型(1)進行重新回歸，結(jié)果如表10的列(3)與列(4)所示?？梢钥闯?，更改回歸方模型重新回歸后，結(jié)果仍無明顯變化。

5.檢驗產(chǎn)業(yè)政策對盈余預(yù)告壞消息公開程度的影響

在理論分析與研究假設(shè)部分，本文提出產(chǎn)業(yè)政策提高了盈余預(yù)告好消息的披露收益，同時也為壞消息構(gòu)建了緩沖空間。而在拓展性研究部分本文通過實證研究發(fā)現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)政策對盈余預(yù)告好消息市場反應(yīng)具有正向作用，能夠為股東帶來累計超額收益，但當(dāng)盈余預(yù)告類型為壞消息時，這一正向關(guān)系的顯著性被弱化。為了確保產(chǎn)業(yè)政策與管理層盈余預(yù)告自愿披露之間的關(guān)系的穩(wěn)健性，本文借鑒李志生等[35]對盈余預(yù)告壞消息公開程度的衡量⑧，利用壞消息公開程度(BADNEWS)作為被解釋變量，產(chǎn)業(yè)政策(PLC)作為解釋變量，構(gòu)建Logit回歸模型進行穩(wěn)健性檢驗。回歸結(jié)果⑨顯示，產(chǎn)業(yè)政策(PLC)的系數(shù)在1%的水平下顯著為正。這表明產(chǎn)業(yè)政策能夠顯著提高管理層壞消息公開程度，該結(jié)果為本文研究結(jié)論提供了增量證據(jù)，增強了H1的穩(wěn)健性。

五、研究結(jié)論及啟示

在信息化時代，信息傳播渠道越發(fā)多元，傳播面積也越發(fā)廣泛。政策信息除了通過正式渠道傳播之外，還可以進一步借助非正式渠道實現(xiàn)擴散式傳播，這使得市場參與者獲取政策信息的成本越來越低，政策信息的影響力與日俱增。本文利用我國2006—2019年A股上市公司樣本，對產(chǎn)業(yè)政策與微觀企業(yè)盈余預(yù)告自愿披露之間的關(guān)系進行研究，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策能夠顯著提升管理層盈余預(yù)告披露的自愿性。究其原因，主要是產(chǎn)業(yè)政策信號傳遞作用提高了被扶持企業(yè)自愿披露的市場收益，同時也增加了管理層“沉默”的成本。市場機制是產(chǎn)業(yè)政策信號傳遞的介質(zhì)，在市場化程度越高的地區(qū)，管理層對產(chǎn)業(yè)政策信號的反應(yīng)更市場化，故產(chǎn)業(yè)政策對管理層盈余預(yù)告自愿披露的正向作用更顯著。證券分析師作為信息市場的重要參與者，其跟蹤選擇具有“吸睛效應(yīng)”，會影響產(chǎn)業(yè)政策信號傳遞的利用價值，具體表現(xiàn)為，受分析師關(guān)注度較高的樣本下，產(chǎn)業(yè)政策對管理層盈余預(yù)告自愿披露的促進作用更顯著。進一步地，本文研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策對管理層盈余預(yù)告自愿披露的短期市場反應(yīng)產(chǎn)生了顯著的正向影響，能夠為公司股東帶來超額收益，從而證實了管理層依據(jù)政策變化，積極調(diào)整信息披露行為的有效性。本文研究結(jié)論既豐富了產(chǎn)業(yè)政策信息論細分領(lǐng)域的相關(guān)研究，也為各界評估產(chǎn)業(yè)政策有效性提供了新維度。

表10 剔除金融危機期間樣本及更改回歸方模型的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

本文的政策建議和啟示在于：(1)產(chǎn)業(yè)政策在推動微觀企業(yè)信息披露自愿性方面發(fā)揮著重要作用。因此，在產(chǎn)業(yè)政策實施過程中，政府部門可以將企業(yè)信息披露水平和質(zhì)量作為獲取財政扶持的條件之一，考慮對高質(zhì)量信息披露企業(yè)采取優(yōu)先扶持措施，協(xié)調(diào)運用多種類型的財政扶持手段，引導(dǎo)披露意愿較低的企業(yè)自主提高信息披露水平，從而緩解政策信號傳遞過程中產(chǎn)生的信息耗散、信息畸形等負面問題，使產(chǎn)業(yè)政策信號傳遞正面作用最大化。同時，政府部門在宣傳工作上，應(yīng)積極倡導(dǎo)企業(yè)提高信息披露水平，尤其是受產(chǎn)業(yè)政策扶持的重點行業(yè)部門?？梢酝ㄟ^在各行業(yè)樹立信息標桿企業(yè)，以此引導(dǎo)同行業(yè)其他企業(yè)實施信息披露自愿行為，從而發(fā)揮政策與市場的協(xié)同作用，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的目的。(2)政府部門應(yīng)注重不同地區(qū)間市場化程度差異以及分析師跟蹤行為對產(chǎn)業(yè)政策信號傳遞功能的影響。把握好中央和地方之間的平衡，以中央政策為核心，根據(jù)地域特點和市場化情況，制定和實施與中央政策目標接軌的地方政策，確保政策實施的有效性。同時，可以強化證券分析師在產(chǎn)業(yè)政策信息傳遞過程中的參與度，使其在推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程中充分發(fā)揮正向引導(dǎo)作用。(3)對于企業(yè)而言，要積極把握宏觀政策變動創(chuàng)造的利好披露時機，為股東創(chuàng)造超額收益。特別地，企業(yè)應(yīng)保持對外部市場環(huán)境變化的高度敏感性，合理利用策略性信息披露行為，最大化信息披露收益；時刻警惕“過度自信”的認知陷阱，防范對固有資源渠道過度依賴的僵化思維，導(dǎo)致錯失市場良機。

注 釋：

①中國盈余預(yù)告制度規(guī)定，當(dāng)預(yù)計下一報告期公司盈余可能出現(xiàn)虧損或與上年同期相比發(fā)生大幅變動(超過50%)時，強制要求管理層向市場披露預(yù)計盈余予以警示，除此之外公司可選擇自愿披露。

②現(xiàn)有研究(Morck et al., 2000；Gul et al., 2010；伊志宏等，2019)普遍認為，我國股票市場具有股價同步性較高的特征。

③Hirst et al.(2008)研究指出，因盈余預(yù)告提前釋放了盈利信息，待到強制性定期公告發(fā)布時，其市場反應(yīng)會更小。

④產(chǎn)業(yè)政策信號有效性的發(fā)揮依賴于信號接收者作出正確的判斷和反應(yīng)，當(dāng)信號接收者難以對政策信號作出響應(yīng)時，產(chǎn)業(yè)政策信號就失去了價值，即信息失靈現(xiàn)象(陳波、王浣塵，2001)。

⑤將通過減稅、補貼、增產(chǎn)等手段對行業(yè)整體起積極推進作用的產(chǎn)業(yè)政策定義為利好產(chǎn)業(yè)政策(如含有“促進發(fā)展”“加快培育”等字樣)。

⑥考慮到本文產(chǎn)業(yè)政策和盈余預(yù)告數(shù)據(jù)為季度數(shù)據(jù)，而我國分析師預(yù)測報告的發(fā)布為年度數(shù)據(jù)。因此，本文選取上一年度分析師跟蹤人數(shù)作為分組標準。

⑦如果盈余預(yù)告的消息類型屬于續(xù)盈、預(yù)增、略增或者扭虧，則為好消息，反之為壞消息。

⑧若管理層在自愿披露盈余預(yù)告時，其盈余預(yù)告類型為壞消息，則將BADNEWS設(shè)為1，否則取0。

⑨限于篇幅，此處未列示相關(guān)結(jié)果，留存?zhèn)渌?。作者郵箱：sophybaby@126.com。