分析師跟蹤、金融發展與企業盈余管理：來自中國上市公司的證據

李春濤 王立威 呂勇斌

（中南財經政法大學金融學院，湖北，武漢 430073）

分析師跟蹤、金融發展與企業盈余管理：來自中國上市公司的證據

李春濤 王立威 呂勇斌*

（中南財經政法大學金融學院，湖北，武漢 430073）

我國各地區的金融發展水平呈現不平衡現象，這種不平衡狀況對上市公司的盈余管理產生了重要的影響。本文利用2007-2013年滬深兩地上市公司數據，研究區域金融發展與分析師跟蹤對盈余管理的影響效應與機制。通過實證研究發現：（1）作為外部治理的分析師，在減少企業盈余管理規模上起到顯著的作用；（2）在金融發展程度較高的地區，分析師的存在能夠顯著降低企業的盈余管理規模，但是這一影響對于金融發展程度較低的地區并不成立。以上結論在控制內生性的條件下依然成立。

區域金融發展；分析師跟蹤；盈余管理

一、引言

我國資本市場存在制度性缺陷（曹鳳岐，2011），同時又是一個新興加轉軌、散戶投資者為主要參與者的市場（證監會，2013），中小投資者不具備良好的專業知識以很好的甄別上市公司優劣和對上市公司進行有效監督，分業監管模式下的政府監管機構容易形成監管真空地帶，上市公司法人治理結構不夠完善，由此導致一些上市公司進行受利益驅動的盈余管理行為。國內外的相關研究證明了這一點：基于避免被ST（特別處理）和退市、大清洗以及再融資的需要等目的，上市公司普遍存在盈余管理行為（王躍堂等，2005；潘越，2010）。這些行為有可能嚴重損害中小投資者的正當利益。完善上市公司信息披露制度與建立完善的公司治理機制是保護投資者特別是中小投資者權益、促進資本市場健康發展的重要舉措。

國內外相關研究表明，公司治理機制分為內部治理機制與外部治理機制兩種。證券分析師作為資本市場的重要組成部分和獨立的第三方，是上市公司進行外部治理的重要方式，得到學術研究者的重視。國外的學者如Dyck and Zingales（2004）與Miller（2006）、國內的學者如李培功和沈藝峰（2009）證明媒體監督也是一種重要的外部監督力量。然而，相較于新聞記者，證券分析師往往具有更深厚的專業功底，對上市公司的跟蹤更加全面而細致，其研究報告也更能反映企業真實的經營信息。而且，媒體關注的企業并不是所有的上市公司而是那些特殊的上市公司，因而相較于新聞記者來講，證券分析師在對上市公司的監督方面具有更好的優勢，對資本市場外部治理機制的構建與完善具有更重要的影響。

國內外學者對證券分析跟蹤與盈余管理之間的關系進行了較為深入而全面的研究。如李春濤等（2014）利用滬深兩市上市公司的數據證明了證券分析師跟蹤能夠顯著抑制上市公司的盈余管理水平，同時，他指出分析師若能起到對上市公司的外部治理作用，需要金融市場法律法規、會計制度、投資者教育等方面的進一步完善。金融發展程度是資本市場發展水平高低最為重要的衡量指標，也是影響證券分析師跟蹤與盈余管理間關系的最重要的因素之一。

為了驗證區域金融發展、分析師跟蹤與盈余管理的關系，我們擬采用2007-2013年A股上市公司樣本和分析師跟蹤數據，首先檢驗分析師跟蹤與上市公司盈余管理之間的關系，以證明分析師能否作為上市公司重要的外部治理機制而發揮作用，再采用樊綱等（2011）編著的各地區金融市場化指數，構建區域金融發展程度這一指標，進一步驗證區域金融發展程度能否影響分析師跟蹤與上市公司盈余管理之間的關系。本文其他部分的結構如下：第二部分是文獻回顧并提出假設，第三部分是介紹數據樣本和研究設計，第四部分是實證結果和分析，最后給出結論和政策建議。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

相較于新聞媒體和中小投資者等外部參與者，證券分析師具有獨特的優勢，如豐富的專業知識、不易受到控制、持續捕捉業績變化等。國外一些學者的研究表明，證券分析師能夠起到顯著降低盈余管理的作用，從而達到外部治理的目的。證券分析師扮演著會計信息使用者與提供者的雙重角色，是重要的外部監督力量（Schipper，1991）。基于此，Jensen &Meckling（1976）認為證券分析師能夠降低信息不對稱性、降低委托-代理成本并提高投資效率。Healy & Palepu（2001）認為分析師與評級機構等信息中介，能夠發現公司經理人的不當行為。Knyazeva（2007）、Yu（2008）和Chou（2010）從不同的角度論證了分析師跟蹤對上市公司的盈余管理行為有抑制作用，且分析師跟蹤人數越多，對上市公司盈余管理行為遏制越強。

國內學者的研究同樣支持上述觀點。朱紅軍等（2007）的研究表明，證券分析師的信息挖掘降低了股價的同步性，進而增強價格對資源配置的引導作用，提高資本市場的運行效率。儲一昀和倉勇濤(2008)的研究發現，分析師定價預測的一致性與公司非公開發行上市首日收盤價沒有顯著的統計差異，進而得出分析師的預測是有效的，是值得信賴的。他們同時也發現，分析師人數對股價的非理性上漲效應和不確定性拓展效應具有抑制作用。潘越等（2011）的研究結果表明，證券分析師作為獨立的第三方，能夠起到有效的外部治理作用，其對上市公司股價的關注能夠顯著降低信息不透明性對個股暴跌風險的影響。李春濤等（2013）發現，分析師的存在可以增加上市公司的透明度。

然而，也有研究表明，證券分析師不能夠起到有效的外部監督作用和外部治理效果。一些外部因素的存在，如證券分析師出具違背客觀事實的研究報告、為了維護好與上市公司的關系而對企業真實情況睜一只眼閉一只眼，甚至證券分析師與經理人是利益相關者（Levitt，1998；Michanely & Womack，1999；Dechow et al.，2000），會抑制分析師的監督作用，甚至能促使經理人進行盈余管理。趙玉潔（2013）研究發現上市公司所處地區的法律環境的不同會導致分析師對公司盈余管理水平的差異。李春濤（2014）證明了分析師能夠有效降低有名企業的盈余管理水平的概率，但是對普通企業卻不顯著，同時指出，分析師發揮出有效的監督作用還需要具備其他的外部因素。Degeorge et al.（2012）利用多國數據研究發現，只有在金融發展程度較高的國家/地區，其分析師才能起到有效的外部監督作用，進而降低公司的盈余管理水平。

（二）研究假設

對于上述爭論，考慮我國各地區金融發展不平衡的事實，本文研究金融發展、分析師跟蹤與企業盈余管理的關系。基于前人的研究，我們提出如下假設：

假設Ⅰ：控制其他因素，分析師跟蹤能夠有效抑制公司的盈余管理水平。

大量研究發現，資本市場的外部環境如媒體關注、法律環境會對盈余管理產生影響。我們則關注區域金融發展是否會影響證券分析師的角色作用。滬深兩市的上市公司來自于全國31個省區市，對這些來自金融發展程度不同地區的上市公司，證券分析師是否能夠起到有效的監督作用？梳理前人的研究，本文提出第二個假設如下：

假設Ⅱ：分析師能夠顯著抑制金融發展程度較高地區的企業盈余管理水平，而對金融發展程度低地區的企業盈余管理，這種抑制作用不顯著。

三、數據來源和樣本選取

（一）數據來源

本文分析所需的上市公司財務數據來自于國泰安CSMAR金融數據庫，分析師數據來自于銳思RESSET數據庫，其中的分析師預測數據庫收錄了自2002年以來的各大券商賣方分析師對各上市公司的盈利預測數據。自2005年中國進行股權分置改革之后，分析師對上市公司的盈利預測逐漸增多。因此，本文選取2007-2013年的樣本數據進行研究。本文采用的金融發展指標來自于2011年樊綱等編著的《中國市場化指數——各地區市場化相對進程報告》中的各地區“金融業的市場化”指標。為控制行業因素，本文采用得到研究者廣泛認可的申銀萬國行業分類標準。

（二）樣本選取

本文研究的樣本是2007-2013年間A股所有發布年報的上市公司，共計10 592個公司（年度）樣本。我們采取五個標準進行樣本篩選：（1）剔除掉上市不足三年的公司，因為在計算盈余管理時要用到前三年的財務數據；（2）剔除掉金融類上市公司，因為金融行業的特殊性；（3）剔除掉有缺失數據的上市公司；（4）剔除掉市值小于1 000萬元的上市公司；（5）剔除掉被S、ST和*ST的公司。經過篩選，本文收集了2007-2013年共7 467個有效公司（年度）樣本。表1中，我們對樣本的年度分布情況進行了簡單統計分析。可以看出，自2007年起，有效樣本數據逐年增加。此外，本文主要使用統計軟件Stata12.0來處理相關數據并進行計量分析。

表1 樣本數據年度分布統計

四、模型設計和變量定義

（一）模型設計

本文通過OLS和Fama-MacBeth回歸估計如下的模型，以檢驗跟蹤分析師人數與非操控應計項目之間的關系：

在進行分析時，我們要控制區域金融發展、分析師跟蹤與盈余管理關系的內生性問題。根據假設1，分析師跟蹤人數 Analynumit越多，企業的盈余管理規模|DA|it越小，因此，有β1＜0。但是，分析師人數 Analynumit與公司的盈余管理程度|DA|it的這種負相關關系，可能是由于分析師確實有效地實施外部監督作用使得上市公司的盈余管理規模減小，也有可能不是分析師的作用，而是分析師有意選擇的結果。相關研究有表明分析師會傾向于選擇信息披露環境較好、較為透明的公司進行跟蹤（Healy，1999； Bushman，2003）。同樣的，根據假設2，在區域金融發展程度較高的地區，分析師跟蹤才能有效降低上市公司的盈余管理水平、起到有效的外部監督作用。那么，是否是分析師傾向于選擇區域金融發展程度較高地區的上市公司而不是選擇金融發展程度較低地區的公司進行跟蹤呢？

本文用工具變量面板數據回歸來控制內生性問題。首先，采用分析師人數滯后一期，再根據Yu（2008）和 Knyazeva（2007）的研究，將是否是標準普爾指數成分股作為工具變量，借鑒李春濤等（2014）的方法，本文選擇滬深300成分股作為工具變量。如果上市公司在每年的12月份為滬深300成分股，則虛擬變量Indj取值為1，否則取0。由于市場上存在大量的與指數掛鉤的基金投資產品及金融衍生品，上市公司進入或者退出滬深300必然會引起分析師的關注。是否是滬深300成分股可以看做是單純的外部沖擊，因而是一個好的工具變量。

（二）變量定義

1．被解釋變量

被解釋變量（DA）為上市公司的盈余管理程度。本文采用修正的Jones模型來測度盈余管理。

本文采用申銀萬國的行業分類標準，將上市公司分成23個行業，剔除掉金融行業后，對每個上市公司的會計年度和行業進行回歸：

其中，TAi,t是第 i家上市公司在 t年度的總應計項目，計算公式為：總應計項目TAi,t=NIi,t-CFOi,t，即公司的凈利潤與經營活動現金流之差；Ai,t?1是第i家上市公司在第t-1年年末的總資產；ΔREVi,t是第 i家上市公司主營業務收入的增量；ΔRECi,t是第i家上市公司應收賬款的增量；PPEi,t是第i家上市公司的固定資產；εi,t是隨機誤差項。

將模型（2）中的回歸殘差定義為可操控的應計項目 DAi,t，表示為經過上一期期末總資產調整后的公司當期非正常應計利潤。我們對DAi,t進行了0.3%的縮尾調整，從而消除了離群值對結果的影響。在本文的研究中，我們不關心盈余管理的正負性，只關心盈余管理的程度，因而我們選取|DAi,t|作為盈余管理的替代變量，其值越大表明上市公司的盈余管理規模越大，公司盈余操控行為越嚴重。反過來，其值越小表明上市公司的盈余管理規模越小，公司的盈余操控行為越小。

2．解釋變量

（1）分析師人數（Analynum）。本文采用當年度對上市公司盈余發布預測研究報告的分析師總人數來衡量。在過去的一個財務年度中，證券分析師只要發布了某一家上市公司至少一份盈利預測或者評級報告，就被看作跟蹤了這家上市公司。分析師跟蹤的人數越多，對上市公司的監督力度就越大，上市公司的盈余管理程度就越低，因此預計該變量的系數符號β1為負。

（2）金融發展（FD）。借鑒夏立軍和方軼強（2005）的研究，本文利用樊綱等（2011）編著的《中國市場化指數——各地區市場化相對進程報告》中的各地區“金融業的市場化”指數作為各地區金融發展程度的替代變量。由于樊綱等（2011）的指數只更新至2009年，參考方軍雄（2007）的做法，由于金融發展程度的相對穩定性，將2009年的數據代替各地區其他年份的金融發展程度。根據Degeorge et al.（2012）的研究，我們預計在金融發達的地區，分析師對企業的盈余管理行為的抑制作為顯著為負，而在金融發展落后的地區，這種抑制行為不顯著。

（3）控制變量。根據Yu（2008）等相關文獻，模型中還加入了如下變量：財務杠桿（LEV），用資產負債率來表示；市場規模（MV），用公司的市場價值來衡量；盈余水平（ROA），用公司的資產利潤率來表示；樣本期間上市公司年度現金流的標準差（sd_CFO）；賬面價值市值比（BM），采用公司的賬面價值與公司的市場價值的比來表示；增長率（Growth），用公司主營業務增長率來表示。

五、實證過程與結果分析

（一）描述性統計分析

表2給出了主要變量的基本統計信息。盈余管理程度|DAi,t|的均值是8.8%，這與Yu（2004）報告中的9.3%基本一致，但明顯大于中位數5.4%，盈余管理規模在分布上的有偏性。同樣地，對于樣本企業來說，分析師跟蹤人數Analynum平均值為5.85，由于有的公司沒有分析師跟蹤以及很多公司的分析師跟蹤人數只有1-2個，所以分析師跟蹤人數的中位數僅為2，均值明顯大于中位數，顯示跟蹤分析師人數在分布上的有偏性。上市公司所處地區的金融發展程度FD的最小值和最大值分別是5.9和12.66，說明各地區的金融發展程度存在著較大的差異，研究這個地區差異性對進一步檢驗分析師跟蹤與盈余管理間的關系顯得非常必要。樣本公司的平均 ROA為3.5%，低于同期銀行貸款基準利率，反映上市公司的整體盈利能力欠佳。LEV的最小值為9.74%，而中位數與平均值都在50%左右，最大值達到了82.5%，說明上市公司負債經營狀況較為明顯。其他變量的分析類似。

表2 主要變量的描述性統計

（二）多元回歸分析

本文采用最小二乘法 OLS對區域金融發展和分析師跟蹤對上市公司盈余管理（|DA|）的影響進行回歸分析，同時給出金融發展和分析師跟蹤對盈余管理（|DA|）的Fama-MacBeth回歸結果（見表3）。表3的第（1）列和第（4）列分別是OLS和Fama-MacBeth全樣本的回歸結果。這兩列表明：分析師跟蹤對上市公司盈余管理水平有非常顯著的抑制作用，這一結論與李春濤等（2014）的研究結果一致。

本文考慮金融發展的地區差異性因素是否會影響分析師跟蹤對企業盈余管理的抑制作用。我們根據樊綱等（2011）的“中國市場化指數”中“金融市場發展指數”，將排位前30%的地區定義為金融發展程度較高的地區HIGH，其他地區為金融發展程度較低的地區LOW。如表3的第（2）、（5）列所示，在OLS和Fama-MacBeth兩種模型下都得到如下結論：在金融發展程度較低的地區，分析師跟蹤對上市公司盈余管理行為的抑制作用是不顯著的。表3的第（3）、（6）列則顯示，在金融發展程度較高的地區，分析師跟蹤對上市公司盈余管理行為的抑制作用是顯著的。這一結論與Degeorge et al.（2012）的研究結果一致。

根據表3的回歸分析可知，公司的負債水平（LEV）與盈余管理規模是正相關關系。在金融發展程度較低與金融發展程度較高的地區，公司負債水平對盈余規模的影響分別為 5.28%和2.41%、4.84%和3.33%，這表明，金融發展程度越低的地區，公司負債水平對盈余管理的促進作用越強。這進一步說明，在金融發展程度較低的地區，由于分析師跟蹤不能起到有效的外部監督作用，在迫于負債壓力的情況下公司會選擇擴大盈余管理的規模。

我們發現，表 3中的公司盈余水平（ROA）與盈余管理規模是負相關關系，這說明公司的盈利水平越好，公司越不會進行盈余管理，越會注重公司的聲譽。相比較而言，在金融發展程度較低的地區，ROA與盈余管理規模的負相關關系更強，這說明，金融發展程度較低地區的盈利性較好的企業更不會進行盈余管理、更加注重自己的聲譽。這從側面印證了，分析師不能對金融發展程度較低地區的上市公司起到有效的監督作用。

表3 區域金融發展、分析師跟蹤與盈余管理

（三）工具變量回歸分析

為解決內生性問題，首先使用一般性方法，對分析師變量滯后一期作為工具變量進行回歸分析，分析結果見表4的第（1）-（3）列。我們再利用上市公司是否屬于滬深300成分股（Ind）作為分析師人數的工具變量，進行回歸分析，結果如表4的第（4）-（6）列所示。

從表4的第（1）列和第（4）列可以得知，在控制內生性的情況下，分析師跟蹤對上市公司的盈余管理行為的抑制作用依然是成立的，這一結論是對李春濤等（2014）研究結論的一個推進。進一步地，納入金融發展的地區差異性這一重要變量，我們利用工具變量法再對分析師跟蹤與上市公司盈余管理行為的關系進行回歸分析，結果如表4的第（2）、（3）列和第（5）、（6）列所示。在控制了內生性的情況下，我們依然得出了如下結論：在區域金融發展程度較低的地區，分析師跟蹤對上市公司的盈余管理行為的抑制作用是不顯著的，而在金融發展程度較高的地區，分析師跟蹤的這種行為能夠起到很好的監督作用，從而能有效降低上市公司的盈余管理水平。

我們還發現，在控制內生性的情況下，公司的負債水平（LEV）同樣與公司的盈余管理水平存在顯著的正相關關系，且在金融發展程度較低的地區，這種促進程度越顯著（如表4中的5.63%與1.82%、5.46%與1.98%）。同樣地，盈余水平（ROA）與盈余管理呈現負相關關系。但我們還發現，在金融發展程度較高而不是較低的地區，ROA與盈余管理規模的負相關關系更強（如表4中的-15.0%與-20.9%、-15.5%與-18.4%）。這一結論與沒有控制內生性情況下的結論相左。這說明，分析師跟蹤具有一定的羊群效應，對金融發展程度較高地區的上市公司關注更多，特別是對納入滬深300成分股的上市公司，更能發揮外部治理的作用。

表4 工具變量回歸

（續表）

（四）穩健性檢驗

我們進行穩健性檢驗的思路是，按照上市公司注冊地所在省份，劃分為金融發展程度高的“大城市”與金融發展程度較低的“小城市”兩組。北京、上海、廣東、天津、江蘇、重慶、浙江、河北和福建9個省（區市）作為“大城市”地區，并對在這9個省（區市）注冊的上市公司BIG值取1，西藏、云南、青海、甘肅、貴州、陜西、寧夏、廣西、內蒙古、吉林、四川、山東、安徽、江西、湖南及河南16個省（區市）劃分到小城市行列，并把在這些地區注冊的上市公司BIG值取0。“大城市”組樣本數為3 959個，“小城市”組樣本數為3 508個。一般來說，“大城市”如北京、上海等地金融發展程度較高而“小城市”金融發展程度較低，這一指標是對金融發展指標FD的良好替代。運用OLS和Fama-Macbeth兩種模型的回歸結果如表5所示。表5中的第（1）列和第（3）列表明，分析師跟蹤不能夠顯著降低處于“小城市”中的上市公司的盈余管理水平，而表5中的第（2）列和第（4）列則表明，分析師跟蹤能夠顯著抑制處于“大城市”中的上市公司的盈余管理水平，能夠起到有效的外部治理作用。

表5 大城市與小城市的回歸結果

（續表）

六、結論與討論

本文發現，分析師跟蹤對企業的盈余管理水平有顯著的抑制作用，但考慮金融發展程度的地區差異性，在金融發展程度較低的地區，這一結論并不成立。在控制了分析師選擇企業的內生性問題的情況下，上述結論依然成立。這說明，分析師發揮對上市公司有效的外部監管作用，局限于在金融發展程度較高的地區。可能的原因是：（1）在金融發展程度較高的地區，上市公司大都是一些知名的企業，因而有較多和較高資歷的分析師選擇跟蹤這樣的企業，而對那些金融發展程度較低地區的上市公司交給那些較低資歷的分析師，或者較少分析師對其跟蹤。（2）與金融發展程度較低地區的上市公司相比，金融發展程度較高地區的上市公司要面臨更多的媒體、法律等外部因素的監管，外部治理機制發揮積極作用。（3）券商總部相對集中在金融發展程度較高的地區，如北京、上海、深圳，券商的集中分布強化了券商之間的競爭，分析師在這些地區上市公司的研究會更加深入和細致，因而起到了很好的監督作用。

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鉆探鉆井孔內安全基礎性問題應包括孔壁安全和軌跡安全。孔壁安全是力學平衡和物化平衡問題，是一個多場多介質(應力場、壓力場、溫度場和流體場；流體、巖體、鉆具)條件下的壓力、應力和物化等平衡，同時各平衡相互影響，其中一項不平衡都會導致孔壁安全問題。鉆孔軌跡安全是空間力學問題，是鉆孔軌跡空間形態引起的孔壁與鉆桿柱摩阻力對起下鉆、鉆進和其他孔底作業的屏蔽作用，可導致鉆進過程難以掌控和起下鉆遇卡等問題。

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Analyst Following, Financial Development and Corporate Earnings Management: Evidence from China

LI Chun-tao ,WANG Li-wei, LV Yong-bin
（Zhongnan University of Economics and Law Hubei Wuhan 430073 China）

Using a data set of China’s public firms from 2007 to 2013, this research examines the roles played by analysts in reducing corporate earnings management in different regions with heterogeneous financial development. Empirical results find that: (1) Firms followed by more analysts are reporting less Non-Discretionary Accruals, indicating less accrual earnings management; (2) The above result is more likely to be driven by regions with less developed financial market. The above results show robust when we use instrumental variables to control possible endogenous problems.

Financial Development; Analyst Following; Earnings Management

F83

A

2095-7572（2017）01-0101-13

〔執行編輯：劉自敏〕

2016-12-06

李春濤（1974-），男，河南葉縣人，香港大學經濟金融學院博士，中南財經政法大學金融學院教授、博導，主要研究方向：公司治理、企業創新。王立威（1990-），男，河南平頂山人，中南財經政法大學金融學院博士研究生，主要研究方向：公司治理、融券、創新。呂勇斌（1978-），男，湖北鄂州人，管理學博士，中南財經政法大學金融學院副教授、碩導，財政部財科所博士后，主要研究方向：金融發展。