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1、上市公司管理层业绩归因倾向及其股价效应胡成1，2（1.南京大学工商管理博士后流动站，江苏南京210093；2.铜陵学院科研处，安徽铜陵244000）摘 要：文章以在上海证券交易所上市的120家上市公司2013年度年报为研究样本，分析验证了上市公司管理层自利性业绩归因倾向假设和管理层自利性归因倾向具有股价效应假设。鉴于管理层自利性业绩归因信息具有重要影响，需进一步完善上市公司信息披露制度，加强上市公司管理层业绩归因信息披露管理，促使管理层业绩归因从自利性向客观性转变。.jyqkan；Edan；p;
2、SchulatedAbnormalReturnRate，CAR）作为衡量其业绩归因信息的股价效应的因变量。CAR通常用每只股票实际报酬率减去其正常报酬率计算。前者能够客观计算，而股票正常报酬率的计算方法却不止一种，因此使得CAR的确定方法不唯一。常见的文献主要有均值调整模型、风险调整模型和市场调整模型三种方法计算CAR。鉴于"现有研究没有给出中国资本市场上哪一种模型具有优势的一致结论，但他们发现市场调整模型的优势处于居中状态，且市场调整模型检验力稍弱于市场模型，可以作为市场模型的替代"[3](p
3、342)，本文就选择市场调整法计算股票正常报酬率。假设i公司股票t日的实际报酬率为Ri,t，对应的市场报酬率为IndexRi,t，则i公司股票在t日的超额收益率为：Ari,t=Ri,t-IndexRi,t。其中，IndexRi,t用样本公司股票所属市场的综合A股的平均收益率表示。在本研究中即为上海证券交易所综合A股的指数变化率。i公司股票的累计超额收益率，其中T表示披露窗口期。由于在事件发生对投资者产生非正常回报研究中短窗口的有效性往往要高于长窗口，本文以年报报出日为事件日选取T=[-5,5],
4、[-3,3]两个较短窗口期检验股价效应，如在窗口期中发生导致停盘的事件，则将窗口期向后顺延。2.自变量本文用“业绩自利性归因指数SSAB（Self-ServingAttributionBias）”[4]作为业绩自利性归因程度的衡量标准。所不同的是，孙曼莉（2012）一文因涉及国际比较而采用归因语句个数计算SSAB，本文则采用更常用的归因字数计算该指标。3.控制变量在检验管理层业绩归因倾向的股价效应时，还须考虑对股价可能产生影响的其他一些因素。本文选取的控制变量如表4所示。4.模型构建根据变量的设
5、定,建立如下多元线性回归模型：CAR=α0+α1SSAB+α2EPS+α3ROE+α4NAPS+α5NcFfropePs+ε（二）实证研究结果及分析1.CAR的描述性统计与显著性检验表5表明，对于绩优公司，CAR5（窗口期为[-5,5]的CAR值，下同）和CAR3（窗口期为[-3,3]的CAR值，下同）的均值均大于零，且T检验分别在10%和5%的水平上显著（双侧）。对于绩差公司，CAR3、CAR5的均值均小于零，且T检验分别在5%和10%的水平上显著（双侧）。说明窗口期样本公司股价发生了相应变动
6、，为股价效应研究奠定了基础。2.模型回归结果及分析根据样本数据，分别对绩优组，极差组在[-5，5]，[-3，3]两个不同窗口期应变量和解释变量进行回归，并检验了模型的有效性（回归结果列表省略）。(1)绩优公司多元线性回归结果分析除在窗口期[-5，5]中外部归因回归方程不显著外，绩优公司在窗口期[-5,5]中内部归因，在窗口期[-3，3]中内部归因、外部归因归方程的F值，都表明回归方程具有显著性和解释意义。内部归因回归系数均大于零且在5%的水平上显著，说明绩优公司自利性业绩归因与CAR在5%的水平
7、上显著正相关，表明绩优公司管理层内部归因程度越高，可能会对股价的促进作用越大，验证了业绩归因股价效应假设1。同时，绩优公司管理层外部归因回归系数也大于零，表明绩优公司外部归因与股价也呈正相关关系，与假设2有所不符，不过这一结果仅在[-3,3]窗口期下显著，且只在10%的水平上显著，显著性比内部归因时低，在性[-5,5]窗口期下还不显著。(2)绩差公司多元线性回归结果分析绩差公司在[-5,5]，[-3,3]窗口期中R2值大小均表明回归方程具有解释意义。外部归因回归系数均大于零，说明绩差公司自利性业
8、绩归因与CAR正相关，表明绩差公司管理层外部归因程度越高，越有利于缓解外界对公司的不利预测，有助于股价上升，符合业绩归因股价效应假设3，但结果不显著。同时，绩优公司管理层内部归因回归系数均小于零，表明绩差公司内部归因可能影响投资者信心，从而导致股价下跌，与假设4相符，且在5%的水平上显著。另外，不管是绩优公司还是绩差公司中，其他控制变量都与股价呈正相关关系，基本符合预期，其中EPS与NCffropePs与股价的关系比较显著，而NAPS、ROE的影响不显著。通过稳健性检验，所得出的结果与前文模型回
