盈余管理与股价崩盘风险 ——基于中国股票市场的证据

近年来，股价暴跌现象在我国金融市场上频频出现。自2008年金融危机爆发以来，股价暴跌尤其是股价崩盘越来越受到人们的关注。股价平稳与否关系到广大股民的切身利益。股价崩盘风险受到投资者、政府和公司内部治理机构等的广泛关注，已成为微观经济学和财务学的研究热点之一。特别是在我国经济发展从追求速度到更加注重质量的转型时期，开展该研究对于促进经济平稳发展、稳定市场秩序和化解金融市场风险有着十分重大的理论意义和现实意义。

一、相关理论

股价崩盘风险是指股票价格在短时间内下跌的现象(梁权熙、曾海舰，2016)[1]。以往大多数经济模型都假定信息进入市场是随机并且连续的，但大量实证研究表明，与股票价格大幅度上涨相比股票价格更容易大幅度下跌，表现为负的收益偏度(Bekaert G、Wu G，1997)[2]。早期的研究主要从金融市场交易机制等外部因素分析股价崩盘风险，后来研究发现股价崩盘风险更多地与公司内部因素有关，源于经理人对公司信息流的蓄意管理行为。中国传统文化主张“报喜不报忧”。出于利己考虑，经理人倾向于及时发布好消息，延迟或隐瞒发布坏消息。坏消息囤积于公司内部，一旦超过公司自身的承受能力突然向外部释放时，股票价格就会出现大幅度下跌(Myers S C、Jin L，2004)[3]。经理人刻意地隐瞒对公司不利的消息，妨碍了外部监管和公司内部监督作用的正常发挥。经理人可能实施净现值为负的投资项目，结果使公司的业绩更差，陷入困境的循环。

盈余管理近年来成为国内外研究的热点，是财务学实证领域研究的一个重要方面。对此可以从会计盈余对公司股票价格的影响等方面研究，因为会计盈余操纵影响会计信息质量，进而影响股票价格涨跌。盈余管理是公司内部治理的重要方面之一，目前很少有文献表明盈余管理与股价崩盘风险之间有什么关系，盈余管理主要通过信息传递和理性预期作用于股票价格涨跌。会计信息质量受盈余管理的影响，经理人进行盈余管理会误导外部投资者对公司经营状况的判断。在信息不对称和现代公司代理制度下，不可避免地会产生经理人自利行为导致的盈余管理。由于企业存在信息不对称现象和委托代理监督成本，经理人通过盈余管理谋求私利有了可行机会；而变更委托代理关系、抑制盈余管理，又会带来报酬过高的压力。如何权衡盈余管理收益和成本，是公司治理的一个重要决策问题。过度盈余管理会导致信息严重失真，使公司对市场反应迟钝；盈余管理抑制披露坏消息、“报喜不报忧”，一旦坏消息超过公司自身承受力，就会引发股价崩盘风险。盈余管理也并非完全没有积极作用——当个别事件对公司造成负面影响时，隐瞒坏消息可以缓解投资人对极端事件的悲观估计，增加投资人向上的理性预期，在一定程度上可以抑制股价崩盘风险。

本文对于已有研究的贡献主要在于：(1)为盈余管理视角下的股价崩盘风险研究提供实证经验证据，认为适度盈余管理可以使企业的股价崩盘风险降至最低。这与以往研究有所不同，以往研究大多认为盈余管理会增加信息不透明度，不利于企业发展。但从企业长期发展和股价崩盘风险(达到最低的股价崩盘风险)角度看，适度盈余管理反而有利于企业发展。(2)通过梳理文献，发现分别研究盈余管理和股价崩盘风险的文献很多，但几乎没有学者把两者联系起来研究，本文弥补了这一空白。(3)丰富了盈余管理和股价崩盘风险的有关文献，用盈余管理衡量主体之间的信息披露程度具有较高的可靠性。

二、文献综述与研究假设

股价崩盘风险的形成原因可以从宏观和微观角度进行分析。从宏观角度分析，在资本市场接收各种信息时股价会随着信息的传递而波动，主要反映在股票溢价上。资本市场上有大量非理性投资人存在，导致股价被高估，一旦“泡沫”破灭，不可避免地会引起股价崩盘(蒋德权、姚振晔、陈冬华，2018)[4]。从微观角度分析，股价崩盘风险主要是企业内部隐瞒坏消息导致的，这使企业不能根据潜在威胁及时作出调整。

股价崩盘风险还和管理者的特征显著相关，如女性相比男性更有责任心、更加厌恶风险，女性高管与股价崩盘风险呈显著的负相关关系(李小荣、刘行，2012)[5]。处于外部监管严格的环境下股价崩盘风险要比宽松环境下小，政府审计、税收监管(江轩宇，2013)[6]都有利于降低股价崩盘风险。而经理人过度自信则会加大股价崩盘风险，因为过度自信的经理人会从事高风险项目，甚至从事净现值为零的投资项目(Kim J B、Zheng W、Zhang L，2016)[7]。过度的股权激励会使经理人产生隐瞒坏消息的动机，为了达到行权目的不惜操纵利润，从而加大股价崩盘风险。

股票市场的健康发展离不开两个关键的条件：一是信心；二是信息(丁慧、吕长江、陈运佳，2018；辛然，2018)[8-9]。投资者要相信经理人正在想方设法使企业发展壮大并且越来越好，而不是经理人企图骗取股民的投资款。如果无法获取企业真实、有效的经营业绩状况，也就无法预测企业未来的发展前景，投资人就无法作出正确的投资决策。只有同时具备这两个条件，股票市场才有望健康发展。

人们的理性预期即信心对股票价格涨跌非常重要，“羊群效应”普遍存在(许年行、于上尧、伊志宏，2013)[10]。根据经济学理性预期学派的观点，当所有人都有信心地认为未来股票价格会高涨时，人们会大量购入股票，股价必然会上升，牛市必然到来；当所有人都对股票价格不看好时，会促使人们纷纷抛售手中的股票，股价必然会下跌，熊市不可避免。正是由于投资者“羊群效应”的存在，个股股票崩盘进而转化为整个股票市场的金融风险(张宏亮、王靖宇，2018)[11]。

盈余管理造成公司一切正常的假象，最初给投资者和外部人一种乐观的预期，让投资者信心倍增。已有研究表明，公司盈余预期越乐观，股票价格评级越乐观，公司股票价格在证券市场上的表现就越好(潘越、戴亦一、刘思超，2011)[12]。证券分析师评级时如果带有乐观倾向，公司存在的负面消息无法被真实披露并及时反映在股票价格上，导致公司股价被高估，吸引更多的投资者。在经理人隐瞒坏消息远远低于公司容忍度时，此种行为有利于增加投资者乐观预期，降低不合理悲观预期的不利影响，促使股价上涨。由此预测，当公司隐瞒坏消息远远低于自身容忍度时，适度盈余管理在一定程度上降低了股价崩盘风险，盈余管理与股价崩盘风险呈负相关关系。

基于信息不对称和委托代理理论，具有利己动机的经理人更愿意披露好消息而不是坏消息(谢德仁、郑登津、崔宸瑜，2016)[13]。经理人截取正面信息高于外部预期的部分、隐瞒负面信息低于外部预期的部分来满足自己的私利。但经理人成功处理、吸收坏消息的能力是有限的，当坏消息积累至超过公司容忍界限时，大量坏消息集中释放到市场，则会造成股票价格剧烈下降。相较于发达资本主义国家较为分散的股权结构，我国上市公司股权集中程度较高，中小股东制约大股东和经理人的能力较低，经理人更容易进行盈余管理活动。如果内部经理人有虚增利润的动机(如公司高管面临较大的业绩考核和职业升迁的压力)，那么经理人倾向于通过操纵应计会计盈余和真实盈余管理活动隐瞒对公司不利的坏消息。一旦隐瞒的坏消息达到公司的容忍上限，则公司难以再继续隐瞒坏消息，会导致不利信息释放到市场上，或使投资者信心下降，或产生“羊群效应”，人们纷纷抛售手中的股票，最终引发个股股价崩盘，进而引发整个证券市场的动荡。

盈余管理在一定程度上抑制负面信息传递到市场中，显著降低了信息透明度，在企业容纳坏消息能力达到极限时容易产生股价崩盘风险(Kim J B、Li Y、Zhang L，2011)[14]。由于有各种操纵利润的手段，加上经理人和投资者之间的信息不对称现象普遍存在，企业真实的业绩一般很难被外部人知道，经理人有动机、能力进行负面信息隐藏，进而增加了个股股票崩盘风险。基于美国上市公司数据，实证结果表明盈余管理程度和股价崩盘风险呈显著的正相关关系。

盈余管理具有隐蔽性，历来是经理人操纵利润的有利工具。经理人通过盈余管理披露好消息，延迟披露或隐瞒坏消息(田利辉、王可第，2017)[15]。已有研究发现，信息不透明度与股价崩盘风险呈显著的正向关系，信息质量越差的公司股价崩盘风险越高(Hutton A P、Marcus A J、Tehranian H，2009)[16]。在信息透明度较差的环境中，经理人为了得到更多的在职消费、期权股权激励报酬和侵占股东的财富，通过操纵应计利润隐瞒负面消息(彭俞超、倪骁然、沈吉，2018)[17]。管理层在进行盈余管理时又会进一步加剧公司困境，增加信息不透明度，使情况更加糟糕，加大了股价崩盘风险(施先旺、胡沁、徐芳婷，2014)[18]。而信息披露水平与股价崩盘风险呈显著的反向关系，信息披露水平越高，股价崩盘风险越低。由此预测，盈余管理与股价崩盘风险呈正相关关系。

信息的披露往往是一个连续和动态的过程。综上，本文提出假设：盈余管理与股价崩盘风险呈正U型关系。

三、研究设计

1. 样本数据

本文选取2013—2017年A股上市公司样本，初始数据经过以下调整：(1)剔除关键数据缺失的样本；(2)剔除金融保险业样本；(3)剔除股票周收益率<30个观测值的企业样本；(4)剔除ST、*ST的样本。最终得到9 938个样本观察值。数据源于CSMAR数据库和RESSET数据库，实证分析采用STATA15软件。

2. 变量定义

(1) 企业股价崩盘风险的度量

本文用股票周期收益率、负收益偏态系数(NCSKEW)和收益上下波动率的比例(DUVOL)衡量企业的股价崩盘风险(彭俞超、倪骁然、沈吉，2018)[17]。

首先计算股票持有收益率，公式为

式中：Ri，j为i股票在第j周的收益率；Rm，t为在第t天的流通市值加权平均市场收益；εi，j为残差项。式(1)主要是为了剔除市场方面的原因对个股收益的影响。

然后计算i股票在第j周的特有收益Wi，j，即

最后计算NCSKEW和DUVOL，即

式中：n为i股票在第t年度交易的周数；nu为一年中股票持有收益>年平均收益率的周数；nd为一年中股票持有收益<年平均收益率的周数。NCSKEW和DUVOL值越大，表示股价崩盘风险越大。

(2) 盈余管理的度量

参考李增福(2011)等的研究方法，构建真实盈余管理的综合指标REM=ABPROD(异常生产成本)-ABCFO(异常现金流量)-ABDISX(异常可操作费用)以度量盈余管理的程度。其中：

式中：CFO为经营现金净流量；ASSET为总资产；SALE为销售收入；ΔSALE为销售收入的增量；NCFO为正常的经营性现金流量。

式中：PROD为企业生产成本；NPROD为正常的生产成本。

式中：DISX为可自由支配支出；NDISX为正常的可自由支配支出。

参考以往学者的研究(权小锋、吴世农、尹洪英，2015；赵静、黄敬昌、刘峰，2018)[19-20]，本文选取公司规模(SIZE)、长期资产(PP&E)等控制变量，具体如表1所示。研究向后一年的周收益负偏度(NCSKEWt+1)时，控制本年的周收益负偏度(NCSKEWt)；研究向后一年的收益上下波动率比例(DUVOLt+1)时，控制本年的收益上下波动率比例(DUVOLt)(褚剑、方军雄，2016)[21]。

3. 模型设计

以股价崩盘风险(Crashriskt+1)为被解释变量，以盈余管理的一次项(REMt)、二次项

为解释变量构建模型14。股价崩盘风险(Crashriskt+1)分别用NCSKEWt+1和DUVOLt+1度量，即

四、实证结果与分析

1. 描述性统计结果

为了避免极端值的影响，对所有连续变量在1%和99%水平上进行缩尾winsorize处理。表2报告了主要变量的描述性统计结果。NCSKEWt+1的均值为-0.270，DUVOLt+1的均值为-0.165，这一结果与王化成等(2015)[22]的研究结果差别不大。REMt的均值(中位数)分别为-0.008(0.001)，表明真实盈余管理程度为上期总资产的-0.8%(0.1%)。

2. 相关系数分析

表3报告了Crashriskt+1和REM之间的相关系数结果。

NCSKEWt+1和DUVOLt+1的Pearson相关系数为0.935，且在1%水平上显著正相关，说明两者的一致性较好。向后一年的负收益偏态系数(NCSKEWt+1)与真实盈余管理一次项(REMt)的Pearson相关系数为-0.024，且在5%水平上显著负相关；与真实盈余管理二次项

的Pearson相关系数为0.038，且在1%水平上显著正相关。向后一年的股票上下波动比率(DUVOLt+1)与真实盈余管理一次项(REMt)的Pearson相关系数为-0.029，且在1%水平上显著负相关；与真实盈余管理二次项

的Pearson相关系数为0.027，且在1%水平上显著正相关。上述数据表明真实盈余管理和股价崩盘风险呈正U型关系，这与研究假设预期一致。

3. 回归分析

表4报告真实盈余管理与股价崩盘风险的回归结果。以后一年的负收益偏态系数(NCSKEWt+1)为被解释变量，真实盈余管理一次项(REMt)和二次项

为解释变量作一元回归，得到向后一年的负收益偏态系数(NCSKEWt+1)和真实盈余管理一次项(REMt)系数为负(-0.295)，且在1%水平上显著；二次项

系数为正(0.513)，且在1%水平上显著。这说明向后一年的负收益偏态系数(NCSKEWt+1)和真实盈余管理呈正U型关系。向后一年的股票上下波动比率(DUVOLt+1)和真实盈余管理一次项(REMt)系数为负(-0.285)，且在1%水平上显著；二次项

系数为正(0.359)，且在1%水平上显著。这说明向后一年的股票上下波动比率(DUVOLt+1)和真实盈余管理呈正U型关系。

然后加入控制变量进一步分析，向后一年的负收益偏态系数(NCSKEWt+1)和真实盈余管理一次项(REMt)系数为负(-0.410 3)，且在1%水平上显著；二次项

系数为正(0.473 7)，且在1%水平上显著。这说明向后一年的负收益偏态系数(NCSKEWt+1)和真实盈余管理呈正U型关系。向后一年的股票上下波动比率(DUVOLt+1)和真实盈余管理一次项(REMt)系数为负(-0.330)，且在1%水平上显著；二次项

系数为正(0.324)，且在1%水平上显著。这说明向后一年的股票上下波动比率(DUVOLt+1)和真实盈余管理呈正U型关系。

根据上述回归结果，本文假设得到验证。

控制变量公司规模(SIZEt)与向后一年的负收益偏态系数(NCSKEWt+1)的系数为0.212 0，且在1%的水平上显著(t=5.24)；与向后一年的股票周收益上下波动比率(DUVOLt+1)的系数为0.149，且在1%的水平上显著(t=5.05)。这说明公司规模越大股价崩盘风险越大。董事会规模(BOARDSIZEt)与向后一年的负收益偏态系数(NCSKEWt+1)的系数为-0.038 0，且在10%的水平上显著(t=-1.86)，说明董事会规模越大股价崩盘风险越低。经营性现金流(CASHFLOWt)与向后一年的负收益偏态系数(NCSKEWt+1)的系数为-0.570 0，且在10%的水平上显著(t=-1.72)，说明经营性现金流越大股价崩盘风险越小。其他控制变量的符号与以往学者的研究基本相同。

五、稳健性检验

本文实证研究的是当前盈余管理水平下下一期的股价崩盘风险，这在一定程度上可以避免“反向因果”造成的内生性问题。为了克服潜在的内生性问题，本文所有控制变量相对于因变量而言都滞后了一期(孟庆斌、侯德帅、汪叔夜，2018)[23]。

为了避免变量选取带来的偏误，改变自变量的度量指标，用修正的Jones模型分年度分行业计算应计盈余管理程度作为盈余管理的度量指标(许文静、苏立、吕鹏等，2018)[24]，进一步测试本文实证结果的稳健性。计算公式为

式中：下标i表示第i个企业；下标t表示第t年；TA表示总应计项目，TA=NI-CFO；NI表示净收入；CFO表示经营现金流量；ASSET表示总账面资产；ΔREV表示营业收入的增量；ΔAR表示应收账款增量；PPE表示固定资产账面价值；NDA表示不可操控应计项目；DA表示应计盈余管理。

回归分析以股价崩盘风险(Crashriskt+1)为被解释变量，以应计盈余管理的一次项(DAt)、二次型

为解释变量，加入控制变量构建多元回归模型，即

表5报告应计盈余管理与股价崩盘风险的回归结果。

如表5所示，向后一年的负收益偏态系数(NCSKEWt+1)和应计盈余管理一次项(DAt)系数为负(-0.976)，且在1%水平上显著；二次项

系数的为正(2.773)，且在1%水平上显著。这说明向后一年的负收益偏态系数(NCSKEWt+1)和应计盈余管理呈正U型关系。向后一年的股票上下波动比率(DUVOLt+1)和应计盈余管理一次项(DAt)系数为负(-0.768)，且在1%水平上显著；二次项

系数的为正(1.639)，且在5%水平上显著。这说明向后一年的股票上下波动比率(DUVOLt+1)和应计盈余管理呈正U型关系。

经过以上分析，研究假设得到进一步验证，可以保证本文实证结果足够稳健。

六、研究结论

盈余管理是公司治理的重要问题。从公司内部研究股价崩盘风险有利于优化公司治理，降低股价崩盘风险，促进金融市场持续健康发展。

实证结果表明：盈余管理和股价崩盘风险之间存在显著的非线性关系；在其他条件不变的情况下，盈余管理和股价崩盘风险呈显著的正U型关系，适度盈余管理有利于降低股价崩盘风险。

这启示我们：应当完善公司内部治理机制和治理结构，及时披露经营状况，增加公司信息的透明度，加强与市场和投资者的沟通，从而降低股价崩盘风险。

[1]梁权熙，曾海舰.独立董事制度改革、独立董事的独立性与股价崩盘风险 [J].管理世界，2016，32(3)：144-159.

[2]Bekaert G，Wu G.Asymmetric volatility and risk in equity markets [R].USA：NBER，1997：1-42.

[3]Myers S C，Jin L.R-squared around the world：new theory and new tests [J].Social Science Electronic Publishing，2004，79(2)：257-292.

[4]蒋德权，姚振晔，陈冬华.财务总监地位与企业股价崩盘风险 [J].管理世界，2018，34(3)：153-166.

[5]李小荣，刘行.CEO vs CFO：性别与股价崩盘风险 [J].世界经济，2012(12)：102-129.

[6]江轩宇.税收征管、税收激进与股价崩盘风险 [J].南开管理评论，2013，16(5)：152-160.

[7]Kim J B，Zheng W，Zhang L.CEO overconfidence and stock price crash risk [J].Contemporary Accounting Research，2016，33(4)：1720-1749.

[8]丁慧，吕长江，陈运佳.投资者信息能力意见分歧与股价崩盘风险——来自社交媒体“上证e互动”的证据 [J].管理世界，2018，34(9)：161-171.

[9]辛然.信息披露质量与股价崩盘风险 [D].北京：对外经济贸易大学，2018.

[10]许年行，于上尧，伊志宏.机构投资者羊群行为与股价崩盘风险 [J].管理世界，2013，30(7)：31-43.

[11]张宏亮，王靖宇.公司层面的投资者保护能降低股价崩盘风险吗？ [J].会计研究，2018(10)：80-87.

[12]潘越，戴亦一，刘思超.我国承销商利用分析师报告托市了吗? [J].经济研究，2011，46(3)：131-144.

[13]谢德仁，郑登津，崔宸瑜.控股股东股权质押是潜在的“地雷”吗？——基于股价崩盘风险视角的研究 [J].管理世界，2016，32(5)：128-140，188.

[14]Kim J B，Li Y，Zhang L.Corporate tax avoidance and stock price crash risk：firm-level analysis [J].Social Science Electronic Publishing，2011，99(3)：639-662.

[15]田利辉，王可第.社会责任信息披露的“掩饰效应”和上市公司崩盘风险——来自中国股票市场的DID-PSM分析 [J].管理世界，2017，33(11)：146-157.

[16]Hutton A P，Marcus A J，Tehranian H.Opaque financial reports，R2，and crash risk [J].Journal of Financial Economics，2009，94(1)：67-86.

[17]彭俞超，倪骁然，沈吉.企业“脱实向虚”与金融市场稳定——基于股价崩盘风险的视角 [J].经济研究，2018，53(10)：50-66.

[18]施先旺，胡沁，徐芳婷.市场化进程、会计信息质量与股价崩盘风险 [J].中南财经政法大学学报，2014(4)：12-17.

[19]权小锋，吴世农，尹洪英.企业社会责任与股价崩盘风险：“价值利器”或“自利工具”? [J].经济研究，2015，50(11)：49-64.

[20]赵静，黄敬昌，刘峰.高铁开通与股价崩盘风险 [J].管理世界，2018，34(1)：157-168，192.

[21]褚剑，方军雄.中国式融资融券制度安排与股价崩盘风险的恶化 [J].经济研究，2016，51(5)：143-158.

[22]王化成，曹丰，叶康涛.监督还是掏空：大股东持股比例与股价崩盘风险 [J].管理世界，2015(2)：45-57，187.

[23]孟庆斌，侯德帅，汪叔夜.融券卖空与股价崩盘风险——基于中国股票市场的经验证据 [J].管理世界，2018，34(4)：40-54.

[24]许文静，苏立，吕鹏，等.退市制度变革对上市公司盈余管理行为的影响 [J].会计研究，2018(6)：32-38.

盈余管理与股价崩盘风险——基于中国股票市场的证据