中国证券分析师的外部监督效应研究

吴 亮刘松芳（1.北京大学 经济学院,北京100871；2.中国证监会 中证金融研究院，北京 10002；.东兴证劵，北京1000）

中国证券分析师的外部监督效应研究

吴 亮1,2刘松芳3
（1.北京大学 经济学院,北京100871；2.中国证监会 中证金融研究院，北京 100032；3.东兴证劵，北京100033）

文章利用2005—2010年新会计准则实施（新会计准则于2007年实施）前后6年间中国证券分析师对7612家样本上市公司的关注数据，检验中国上市公司的盈余管理与证券分析师对上市公司的关注度之间的相互关系。研究发现：被分析师关注越多的公司，相应的其盈余管理行为就越少，而未被分析师关注的上市公司的盈余管理水平显著高于被关注的上市公司；然而分析师外部监督对于被关注上市公司虚增利润有抑制作用，但是对于其隐瞒利润的抑制作用并不显著。因此，在制度变革和转型期，更应规范证券分析师行业发展，抑制公司盈余操纵管理行为。

证券分析师；分析师关注度；盈余管理；外部监督

0 引言

从国外资本市场的实践经验来看，证券分析师的工作起着重要的信息中介作用。通过强大的信息收集途径和对宏观走势、行业背景以及公司基本面的专业分析能力，证券分析师能够对证券市场、证券品种的价值和变动趋势进行研究和预测，为投资者提供建议。但是，尽管我国证券分析师的数量逐年增加，但分析师整体的外部监督职责并未得到市场的认可，且频频出现的分析师不诚信事件更加削弱了分析师行业的公信力，因而证券分析师的外部监督作用如何尚不明确。本文构建了中国证券分析师对上市公司关注程度的衡量指标，同时采用修正的Jones模型来估算上市公司可操纵应计，以衡量其盈余管理程度，最后运用计量方法验证中国上市公司的盈余管理与证券分析师对上市公司的关注度关系。为解决内生性问题,本文还使用沪深300指数作为工具变量，对回归结果进行稳健性检验。

1 研究设计

1．1 模型构建

本文采用修正的Jones模型（Dechow，Sloan和Sweeney，1995）来估算衡量盈余管理程度的指标——可操纵应计。具体而言，对应计项目操纵指标的估计是基于以下的横截面回归模型：

其中，TA表示总的应计项目，DA表示可操纵应计，NDA表示非操纵应计。

其中，TAi，t表示样本公司i在第t年的总应计数额；Ai，t-1表示样本公司i在第t年的总资产额；ΔREVi，t表示样本公司i在第t年销售收入的变动额；ΔPPEi，t表示样本公司i在第t年的固定资产总额；对式（2）进行分年度、分行业截面回归，由此可得α、β1、β2等公司的参数值，将其代入式（3）。

其中，NDAi，t表示样本公司i在第t年的非操纵性应计数额。

其中，DAi，t表示样本公司i在第t年的可操纵性应计数额。但考虑到企业的信用销售收入增价额很多都是人为虚构，因而在销售收入中剔除应收账款业务，可以得到如模型：

其中，ΔRECi，t表示样本公司i在第t年应收账款和应收票据金额之和的变动额。考虑到企业的应计利润DAi，t与企业以前和当下的经营利润息息相关，故可运用企业所在行业的一般资产回报率相近的企业的资产回报率来配对比较，引入ROA来进行分年度和分行业回归，由此可得模型：

其中，ΔCAi，t为样本公司i在第t年的现金流动资产变动，ΔCLi，t为样本公司i在第t年的长期负债的流动负债变动（不含一年内到期负债），DEPNi，t为样本公司i在第t年的摊销和折旧费用。

1．2 样本选取

本文选取的上市公司财务数据来自Wind数据库，选取2010年以前上市的所有A股公司，同时剔除销售收入、总资产、固定资产、非经常性损益前净利润和来自经营活动的净现金流数据缺失的公司，以及金融行业的公司。最终，本文选取的用于计算盈余管理的样本为11609个观测值，财务数据区间涵盖2005—2010年。

1．3 模型计算

为了在控制不同行业的差异影响的同时考虑到不同年份之间的差异，本文使用分年度分行业进行回归。行业分类采用证监会的分类标准，共有剔除金融业之后的12个行业类别。

具体计算方法如下：①利用式（6）计算出每家公司第t年的总应计数额，这由扣除非经常性损益前净利润减去来自经营活动的净现金流计算得到；②将估计出来的总应计数额代入式（7）进行分行业和分年度回归，并以期初总资产作为平减，估算出参数值；③将估算出的参数值代入式（5）计算非操纵应计；④将非操纵应计数额代入式（4）计算得到可操纵应计。

由于所有的指标都经过期初总资产的平减，因而公司的可操纵应计数额可表示成公司总资产的百分比。

1．4 数值解释

需要注意的是，计算得到的可操纵应计的数值有正有负，正的数值表示趋于增加利润的操纵，而负值表示趋于减少利润的操纵，因为经理人不仅有动力增加盈余，而且有动力使之减少。在经营状况好的年份，经理人可能想要隐藏盈余将其用于未来的财务报告之中；反之，在经营状况较差的年份，经理人可通过夸大不良资产或提取较大金额的重组费用等方式使未来的盈利目标更容易达到。

本文将正负两个方向的可操纵应计都纳入研究范围，使用可操纵应计的绝对值作为代理变量，这种方式在最近的研究文献中亦有应用，（Warfeld和Wild，1995；Gu，1999；Klein，2002；Bergstresser和Philippon，2006）。

2 实证检验

2．1 样本选择和描述性统计分析

2.1.1 样本选择

根据服务对象的不同，证券分析师通常分为卖方分析师、买方分析师和独立分析师。受数据可得性的制约，如买方分析师的预测和报告的发布群体较小，通常是其所在的买方机构，因而本文选取的样本中仅包含卖方即各大券商（共67家，不包括中金公司）的分析师数据，而将大券商定义为按照当年的营业收入进行排名在前十位的券商，将分析师关注度定义为对样本公司i在第t年进行预测的分析师数量。

本文选取的分析师关注度数据以及上市公司财务数据均来自Wind数据库，样本选取规则与计算盈余管理时的相同。样本起始于2005年，因为在这之前Wind数据库中分析师预测的相关数据较少，且数据标准不统一。最终本文选取了2005—2010年仅包含有分析师关注的上市公司的观测值共7612个，如表1所示。

表1 样本选择

2.1.2 描述性分析

表2汇总列示了证券分析师对7612家样本上市公司关注度的情况。

表2 分析师关注度汇总

从表2可知，随着我国证券市场和证券公司规模的扩张，证券分析师行业得到快速发展，累计有77623个分析师对样本上市公司在样本区间内进行跟踪分析，但大券商的优势地位在下降。上市公司各项指标汇总情况如表3所示。

表3 上市公司各项指标汇总

2.1.3 相关性分析

本文通过相关性分析，发现分析师关注度与可操纵应计和总应计项目的绝对值负向相关，体现了分析师关注对上市公司盈余管理存在有效监督作用。此外还发现，分析师的关注度与机构投资者的持股比例显著正相关（相关系数值为0.49），Bhushan（1990）也论证了这一点，且机构投资者的持股比例可能影响到公司的盈余管理（Prowse，1990；Brous和Kini，1994；Shleifer和Vishny，1997；程书强，2006），因而在本文的研究中需要剔除机构投资者的影响，将机构投资者的持股比例作为控制变量。而且，由于大部分的买方分析师都供职于机构投资者，因而买方分析师的影响也可以通过机构投资者这个变量来控制。

此外，分析师关注度还与上市公司的每股收益EPS、资产净利率ROA、总市值、资产增长率、总资产周转率、年换手率等指标存在一定的相关关系，并且这些指标会受到公司盈余管理的影响，在研究中也需要对这些变量加以控制。

2．2 影响分析师关注度的因素检验

为了控制其他因素对分析师关注度的干扰，本文结合国内外的研究结论以及上文相关性分析结果，将是否同时在H股市场上发行、总市值、每股收益EPS、资产增长率、总资产周转率、现金流波动率、年换手率等指标用于研究分析师关注度。

综上所述，本文采用如下的方程来解释样本区间内分析师对上市公司的关注程度：

分析师关注度=是否À叉发行+公司规模+过去经营业绩+成长能力+经营能力+现金流波动率+市场表现+年份虚拟变量

其中，是否À叉发行表示公司是否发行H股，若有则为1，否则为0；公司规模用总市值表示；过去的经营业绩用每股收益EPS表示；成长能力用资产增长率表示；经营能力用总资产周转率表示；现金流波动率由整个样本区间内现金流的标准差经上一期总资产平减计算得到；市场表现用股票的年换手率表示；此外在回归中还控制了年份虚拟变量。

本文运用逐步回归的结果如表4所示，为解决潜在的异方差问题，将标准误用怀特异方差进行修正。

表4 分析师关注度回归结果

从表4中可以看出，本文选取的自变量在90%的置信水平下都是显著的，且不存在多重共线性问题，自变量的方差膨胀因子最大仅为2.04。

这表明，在我国资本市场上，分析师关注度与市场À叉发行、总市值、每股收益EPS、资产增长率以及总资产周转率均是正相关的，而与现金流波动率及换手率是负相关的。

2．3 分析师关注度对公司盈余管理的影响

2.3.1 回归模型构建

本文将通过如下的回归方程来检验分析师关注度对公司盈余管理的影响，以验证本文的假设，即分析师承担了外部有效监督职责。

其中，t表示样本年份，i表示样本公司，k表示证监会分类行业；αt和γk分别表示年份和行业固定效应；RCi，t表示由分析师关注度回归方程中的得到的样本公司i在第t年的残差；Controlsi，t表示一系列公司特质控制变量，包括公司规模、市净率PB值、盈利能力、资产增长率、现金流波动率、机构投资者所持股比例等；εi，t表示误差项。

2.3.2 回归结果分析

表5显示了上市公司盈余管理回归结果，标准误经过怀特异方差修正，且不存在多重共线性问题。

表5 上市公司盈余管理回归结果

表5中回归模型控制了年份和行业固定效应、公司特质变量以及机构投资者的持股比例。而在每一个部分之中，又分别对所有样本公司、可操纵应计为正值的上市公司以及可操纵应计为负值的上市公司分别进行回归。

可以看到，不管是对于所有样本上市公司，还是对于按照可操纵应计的符号进行分类的子样本上市公司而言，分析师关注度与可操纵应计的绝对值都是负向相关的，这证明了本文的假设，即分析师关注度越高，公司的盈余管理越少。

同时为了解决内生性问题，需要构造相应的工具变量，而该工具变量必须与分析师关注度有关，但与上市公司的盈余管理无关，本文选取的工具变量为沪深300指数。因为包括在沪深300指数中的上市公司相较于另一家同类可比公司但未被包括在指数中的公司通常有更多分析师对其进行分析。

因此，本文通过运行如下的两阶段最小二乘法回归来解决内生性问题。其中第一阶段是将沪深300指数虚拟变量纳入自变量对分析师关注度进行回归，并得出估计的分析师关注度；第二阶段是将估计得到的分析师关注度作为自变量与其他控制变量一起对可操纵应计的绝对值进行回归，进一步判定分析师关注度对上市公司可操纵应计的影响。

最终回归发现，对样本涵盖范围内的上市公司以及可操纵应计为正值的上市公司而言，分析师关注度对上市公司的盈余管理都显示出负向关系，因而证明该结果是稳健的，表明机构投资者也对上市公司的盈余管理起到了一定的外部监督作用，这与Clay（2000）等的研究结论相符。但是在我国当前证券市场环境下，这种正面的激励作用在所有样本公司层面以及对可操纵应计为负值的上市公司而言依然是不明显的。

但当样本涵盖范围是可操纵应计为负值的上市公司时，分析师关注度的系数值虽然是负值，但依然不显著，表明分析师的外部监督压力并没有使上市公司隐瞒利润的冲动有所减少。此外，从系数对比中可以看出，对于所有样本上市公司而言，分析师关注度的系数值要小于可操纵应计为正值的上市公司，说明分析师的外部监督压力能够使上市公司增加利润的冲动有所减少。此外，本文还对财政部2007年新企业会计准则体系实施前后的上市公司盈余操纵情况作了对比分析，依然发现被分析师关注越多的上市公司盈余管理的水平越少，且分析师关注对上市公司虚增利润有抑制作用，但对其隐瞒利润则抑制作用不显著。

3 结论

综上所述，本文通过研究分析师关注度与上市公司盈余管理之间的关系，探究了信息中介在公司治理中的作用。

在考虑了内生性及一致性问题之后，本文发现更高的分析师关注度与更少的盈余管理相关。即分析师确实承担了外部有效监督职责。具体结论如下：（1）我国证券分析师的关注度受到市场À叉发行、公司规模、盈利能力、增长能力、公司运营效率、现金流波动率以及年换手率等因素的影响；（2）不管是对于所有样本上市公司，还是对于可操纵应计为正值的子样本上市公司而言，分析师关注度与可操纵应计的绝对值都是负向相关的，即分析师关注度的增加能够减少公司的盈余管理，在使用沪深300指数作为工具变量解决内生性问题之后结果依然稳健；（3）对于可操纵应计为负值的上市公司来说，分析师关注度的系数值虽然是负值，但依然并不显著，表明分析师的外部监督压力并没有使上市公司隐瞒利润的冲动有所减少。

总之，从理论上，前人也探究了分析师作为资本市场上信息中介的作用，但本文发现了一种减少信息不对称的更直接的渠道，即更多的分析师关注度意味着更少的盈余管理行为。分析师不仅能够促进信息的传播，还能够影响上市公司所产生信息的质量。

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（责任编辑/刘柳青）

F061.3

A

1002-6487（2016）24-0148-04

国家社会科学基金资助项目(08CZZ011)；国家优秀青年基金资助项目（71322302）

吴 亮（1988—），男，湖北武汉人，博士后，研究方向：资本市场。

刘松芳（1988—），女，湖南衡阳人，硕士，研究方向：金融市场学。