分析师跟踪与公司盈余管理：来自中国上市公司的证据_盈余管理论文

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       一、引言

       所有权与经营权分离带来的信息不对称性，导致了股东和经理人之间的委托代理矛盾。分析师作为信息中介，通过对上市公司信息进行收集、研究和发布，能够降低信息不对称，使其它的公司治理机制得以有效运行。Jensen & Meckling(1976)和Healy & Palepu(2001)早已认识到分析师的这种监督作用，并认为分析师跟踪会减少企业的盈余管理，但由于分析师跟踪与盈余管理之间的内生性关系，关于分析师跟踪影响盈余管理的直接证据还很少。近年来，Yu(2008)和Knyazeva(2007)分别利用美国数据，证明分析师能够减少企业的盈余管理。Degeorge et al.(2012)将这些研究推广到多国范围，发现只有在金融发达的国家，分析师才能对盈余管理起到监督作用。本文希望将这一研究拓展到中国，检验中国分析师的公司治理作用，如果存在，他们对哪些公司的监管更有效？

       分析师在中国的历史很短，国泰安数据库能查到的分析师报告可以追溯到2002年，但只有2004年之后，才开始有系统的分析师报告，学者们对分析师信息中介作用的深入研究也是从这时候才开始的。朱红军等(2007)从同步性的角度，证明证券分析师能够提高股票价格的信息含量；潘越等(2011)从股价暴跌入手，发现在法律保护不健全的情况下，分析师作为一种法律外替代机制，其对股票的关注降低了企业的信息不透明度，从而减少了股票暴跌的风险。李春涛等(2013)发现虽然分析师盈利预测中存在一定的羊群行为，但较多分析师跟踪的企业，分析师之间的预测分歧较小，盈利预测的平均误差较低，而且上市公司股票价格与市场指数的同步性也较低，说明分析师可以增加企业的透明度；薛祖云和王冲(2011)、储一昀和仓勇涛(2008)都从不同的侧面证明了分析师在信息挖掘上的有效性。虽然如此，这些研究都是在宏观层面上证明了分析师的价值，但分析师究竟是通过哪些途径降低信息不对称性的，目前国内尚没有深入的研究。本文按照Yu(2008)的方法，直接研究分析师跟踪对上市公司盈余管理的影响，发现了中国分析师在降低盈余管理方面的作用，证明分析师能够显著降低注重声誉企业的盈余管理行为和报告微利的几率，从而找到了分析师提高市场透明度的一个直接途径。

       理论上说，分析师跟踪既可能减少盈余管理，也可能增加盈余管理。Degeorge et al.(2012)利用来自21个国家的6万余公司的年度样本，检验了分析师人数与盈余管理的关系，发现分析师对盈余管理的影响受到上市公司所在国家金融发展水平的制约，在发达的金融市场，分析师能抑制企业的盈余管理行为，但是在那些发展中的金融市场，分析师预测会成为企业盈余管理的目标，从而客观上鼓励了盈余管理。Allan，Qian & Qian(2005)认为中国的金融市场和法律保护都比较落后，就金融而言，很多民营企业因难以得到正规金融机构的融资支持而不得不依赖非正规金融来获得必需的资金。对于这样一个市场，分析师能否像Yu(2008)和Knyazeva(2007)所证明的美国市场那样，成为降低企业盈余管理的外部机制，起到监督经理人的作用，抑或是像Degeorge et al.(2012)样本中的落后国家那样，成为鼓励经理人进行盈余管理的外部激励，尚有待实证分析来验证。

       中国资本市场初期，我们也常常看到一些关于分析师配合庄家炒作股票价格的八卦消息，分析师在其中扮演的角色有待商榷。实证研究也发现了中国分析师与发达国家分析师的差异，比如徐欣和唐清泉(2010)发现，分析师跟踪能够促进中国企业的创新投资，但这与。He & Tian(2013)发现的分析师抑制创新的结论截然相反。徐欣和唐清泉(2010)认为分析师降低了信息不对称性，说明分析师对企业投资项目有一定的甄别和监督作用，而He & Tian(2013)的研究则支持分析师为使经理人达到短期目标而对经理人施压的假说。一旦后者成立，分析师不再是监督，而是诱导经理人，让他们为达到分析师设定的短期盈利目标而放弃有利可图的长期投资，甚至操纵利润，进行盈余管理。

       目前尚没有关于中国分析师影响上市公司盈余管理的研究，本文结合中国当前的背景，利用2005～2011年中国上市公司分析师跟踪数据，研究分析师跟踪与企业盈余管理的关系，证明分析师能够减少盈余管理，说明分析师已经成为一个重要的外部治理机制。本文其余部分的结构如下：第二部分是文献综述并提出假设，第三部分介绍数据样本，第四部分是研究方法，第五部分报告实证研究结果，最后给出结论和政策建议。

       二、理论分析与研究假设

       关于分析师跟踪如何影响公司的盈余管理，国内外还存在争议。Jensen & Meckling(1976)和Healy & Palepu(2001)都认为分析师对经理人有监督作用，能够降低信息不对称性和提高投资效率；Levitt(1998)和Fuller & Jensen(2002)则认为分析师的研究报告和盈利预测客观上会鼓励经理人的盈余管理行为，因为经理人无法通过努力工作达到分析师给出的盈利预测，除非进行盈余管理。前者是监督假说，后者即压力假说。

       监督假说进一步认为，分析师之所以会成为监管的重要力量，这首先是因为分析师具有监管的能力：与普通投资者、董事和经理人相比，分析师往往拥有金融学、会计学和所跟踪行业的专业知识，能够看懂枯燥的会计报表和财务附注。面对越来越厚的企业财务报表，分析师甚至是仅有的能够认真阅读这些报表的人群。其次，分析师的跟踪是长期跟踪、定期走访和持续关注，经理人的一举一动和报表中的任何异常，都会触动分析师的神经并因此更新盈利预测。这种持续、长期的监督是董事会、外部审计或股东大会等偶发监督力量所无法比拟的。最后，分析师报告的受众包括当前股东、经理人、债权人、监管当局和潜在股东，不易受到单一利益集团的操控。基于这些原因，Jensen & Meckling(1976)认为，“证券分析师降低了委托－代理成本”。Healy & Palepu(2001)认为包括分析师和评级机构在内的信息中介，在制造私有信息的过程中，能够发现经理人的不当行为。

       压力假说认为，分析师往往会给出企业盈利的短期预测，投资者根据这一预测进行投资，一旦企业公布的真实盈利水平低于该预期，就会出现股价暴跌。经理人为了避免股价暴跌给公司带来的负面影响，会尽量将盈利调整到分析师预期的水平上。Levitt(1998)甚至认为，盈余管理的目标之一就是让企业的盈利水平与分析师的盈利预测一致。分析师也会面临受雇券商扩大投行业务需求的压力，或者分析师为获得私人信息而不得不与经理人保持良好的关系。有些分析师甚至为了雇主券商的主要客户免受股价暴跌带来的损失而发布违心的报告(Dechow et al.,2000; Michanely & Womack,1999)。这些压力会扭曲分析师的独立性，影响其在公司治理上的正面作用。

       早期关于分析师公司治理作用的实证研究，可以间接地解释为分析师在公司治理中的监督作用。比如，Chung & Jo(1996)发现分析师跟踪人数与Tobin's Q正相关，Irvine(2003)发现分析师跟踪能提高股票的流动性。与本文研究直接相关的研究包括Lang et al.(2004),Lobo et al.(2012)，Yu(2008)，Knyazeva(2007)和Degeorge et al.(2012)。Lang et al.(2004)分析了公司治理、分析师跟踪和企业估值的关系，发现分析师不愿意跟踪那些有较高盈余管理倾向的公司。Lebo et al.(2012)也发现了盈余质量对分析师人数的影响，但与Lang et al.(2004)的结论则截然相反。该文发现，公司盈余管理越严重，追踪该家公司的分析师人数越多，即当应计项目提供的信息较少时，分析师跟踪就变得更有价值，投资者对分析师的需求也会随之增加。这些研究总体上说明，不仅分析师会影响盈余管理，而且盈余管理也可能会影响分析师的跟踪，即分析师跟踪和盈余管理是内生的关系，但这些研究无法判断两者的因果方向。

       Knyazeva(2007)利用1992～2004年8928个美国公司年度样本，研究了分析师跟踪与企业行为之间的关系。在利用是否属于S&P500指数成分股作为工具变量控制了内生性之后，该文发现，分析师跟踪能够增厚利润、降低杠杆率和减少企业的盈余管理规模。Yu(2008)利用I/B/E/S数据库1998～2002年间3万多个公司年度观测值，研究了分析师人数对公司盈余管理行为的影响。在运用多种方法控制了内生性的基础上发现，一个公司的跟踪分析师人数越少，其操控性应计项目越多，没有分析师跟踪的公司拥有最多的可操控性应计项目，从而断定美国市场上的分析师能够形成对经理人的有效监督。Degeorge et al.(2012)的多国研究则给出了不一致的信息，并说明分析师的监督作用依赖于金融市场发展的水平。

       以上假说都有一个前提，即投机主义的经理人进行盈余管理是为了扭曲公司真实的经营业绩。另外一种假说认为，盈余管理是为了克服信息不对称性，揭示公司的真实经营业绩，并向投资者传递经理人的私人信息(Christie & Zimmerman,1994)，被称为显示假说。根据显示假说，如果分析师能够降低企业与投资者之间的信息不对称性，则企业就没有必要进行盈余管理。但如果分析师使经理人与投资者之间的信息不对称更加严重，则经理人就需要通过盈余管理向投资者披露信息。监督假说和显示假说都意味着分析师越多，企业的盈余管理就越少，但压力假说则认为，分析师越多，盈余管理越多。理论上的不一致需要用实证来解决，为此我们提出如下待检验的假设：

       假设1：跟踪分析师人数越多，企业的盈余管理越少。

       压力假说生效的另一个前提是企业本身要重视自己的声誉。良好的声誉是企业宝贵的财富，这种财富来自于消费者的认知、员工的荣誉感和市场信誉带来的低成本，是企业可持续的市场竞争力(Barney,1991)。在资本市场上，声誉机制有自我约束的能力，但是在缺乏监管和信息不对称的情况下，经理人可以短期掩盖不利信息。分析师跟踪降低了经理人和股东之间的信息不对称性，使得那些注重声誉的经理人更加担心不利信息，包括大规模盈余管理信息的泄露。Knyazeva(2007)关于分析师公司治理作用的研究，也发现分析师的治理作用与其它的公司治理机制之间存在着部分替代作用，即分析师的监督作用需要其它的治理机制配合才能发生效力，Knyazeva(2007)尤其强调了声誉的作用。

       Cai & Obara(2009)通过数学模型证明在消费者有噪声的监督下，企业会通过降低产品质量来赚取超额利润，只有那些持续关注声誉的企业才能成长为大企业。该模型可以应用到分析师市场上。当企业不透明的时候，他们发布的信息可以看作是有噪声的产品，投资者正好是信息产品的消费者，而分析师则是投资者的代表。通过信息收集和盈利预测，分析师将信息传递给市场其他的投资者。对于那些注重声誉的企业，如果有较多的分析师跟踪，则其经理人就会受到分析师的监督而不得不减少盈余管理。对那些不注重声誉的企业，根据Cai and Obara(2009)的理论则难以成长为大企业。为了检验声誉对分析师监督作用的影响，本文提出如下的假设2：

       假设2：对声誉较高的企业，分析师人数越多，其盈余管理的规模越小。

       三、数据和样本

       本文的数据主要来自于CSMAR数据库，其中的分析师盈利预测数据库收录了2002年以来各主要券商卖方分析师对上市公司的盈利预测数据。由于该数据库收录的2005年以前的分析报告较少，多数上市公司在2005年之前并没有分析师跟踪，所以我们的样本期间始于2005年，止于2011年。回归分析中需要控制行业因素，本文采用申银万国公布的行业分类，将上市公司分为23个行业。初始样本是2005～2011年间发布年报的所有A股上市公司，共计11701个公司—年度，我们剔除了上市不足3年的、金融类的和市值小于1000万及关键变量缺失的公司，最后得到7182个公司年度样本。

       四、研究方法

       (一)盈余管理的测度

       本文用可操控应计项目和企业是否报告微利两个利润操纵指标来测度盈余管理规模。前者是基于修正的Jones模型的传统盈余管理测度指标，后者则是看企业的ROE是否介于0％～1.5％之间。

       1.可操控应计项目

       企业的盈利包括两个部分：(1)通过销售产品和服务已经收到的现金；(2)权责已经发生，但是产品或服务的受益方并没有支付现金，因此被称为应计项目。适度规模的应计项目本身有其合理性，其规模往往因行业和经营状况而有所差异，但应该维持在一个合理的水平上。经理人也会为了调整收益而操控应计项目，所以，总的应计项目可以分解为不可操控应计项目(合理部分)和可操控应计项目(不合理部分)。财务学用可操控的应计项目作为企业盈余管理规模的指标并研究了盈余管理与一些企业行为之间的关系。本文用修正的Jones模型(Dechow et al.,1995)来测度盈余管理，具体算法如下。

       按照申银万国的行业分类，将上市公司分成23个行业，删除金融行业后，对每一个行业和会计年度，估计如下的回归模型：

      

       对每一个行业和财务年度，分别估计模型(1)，将回归残差定义为可操控的应计项目

，代表经过上期末总资产调整后的当期非正常应计利润。为了消除离群值对结果的影响，我们对

最大和最小的1.25％离群样本进行了缩尾调整。在回归分析中，因为我们不关心盈余调整的方向，只关心盈余管理的规模，所以用绝对值

作为盈余质量的代理变量。

越大则表示盈余管理越多，公司存在较严重的盈余操控现象；反之，若

越小则表示该上市公司的盈余操控越少，盈余质量越好。

       2.报告微利

       Liu & Lu(2007)认为报告账面微利的企业更有可能进行了盈余管理。本文第二个盈余管理指标是企业是否报告微利(Small Profit，微小的正利润)。为了保护投资者的利益和改善上市公司的治理结构，中国证监会曾经要求对连续亏损的企业给予特别处理(ST)，以便向投资者警示这些公司的风险。特别处理往往意味着有可能退市，而退市企业将不能通过股市获取资金，其经理人也会失去通过股市寻租的机会。地方政府会以本地上市公司的数目作为自己的政绩之一，被特别处理后，若企业的业绩得不到有效的改善，会进一步被特别转让，其股票只能在每周五交易。被特别处理也意味着给地方政府抹黑，这是一件不光彩的事情，也有碍企业领导人在仕途上的升迁。基于这些理由，上市公司存在避免被特别处理的激励，地方政府甚至会帮助企业进行盈余管理以避免报告亏损(Lee et al.,2008)。根据Liu & Lu(2007)的研究，避免特别处理是每个上市公司要做的功课，其结果是上市公司报告一个微小的正利润。我国上市公司2005～2011年间的ROE分布直方图显示，除了在ROE＝1％左右明显的非连续分布外，整个ROE的分布基本上服从正态分布。本文将微利(Small Profit)定义为ROE介于0％和1.5％之间，将Small Profit定义为ROE介于0％～1％或0％～2％的稳健性分析则给出了一致的结论。①

       (二)解释变量

       1.分析师人数

       我们根据分析师所在的机构发布的盈利预测和投资评级报告，判断一个机构是否跟踪了上市公司。一般来说，很少有一个机构指派多个分析师跟踪同一上市公司的情况，所以，按照Yu(2008)的方法，本文也将分析师人数(Analyst)定义为跟踪一个上市公司的机构数目。券商分析师在过去的一个财务年度中，只要发布过某一家上市公司的至少一份盈利预测或评级报告，就被看作跟踪了这家上市公司。比如，2009年，共有32个券商的分析师发布了48份关于长江电力的盈利预测或投资评级，不管其中涉及到多少个分析师的名字，我们都认为2009年有32个分析师跟踪了长江电力。在稳健性检验中，我们按照实际发布预测报告的分析师人数进行计量，并得到了一致的结果。

       2.企业的声誉

       为了检验上市公司声誉对分析师监督的影响，我们按照一系列准则将上市公司分为名企和普通企业两类子样本。众所周知，声誉是一个柔性的、难以测度的概念，涉及到企业的行业、职业道德、员工形象、社会责任、消费者认同、财务表现和远景发展等。在美国，研究者往往将福布斯年度“最受尊重的美国企业”作为名企，然而这类排行榜在中国并不存在。虽然如此，文献中发现大企业(Fang,2005)、公司治理较好的企业(Ljubojevic & Ljubojevic,2008)和高分红的企业(Gan & Wang,2012)常常是声誉较高的企业，另外，证监会和交易所的处罚及被ST直接影响公司的声誉，因此，本文按照企业规模、是否被证监会和交易所处罚、董事长和总经理是否兼任、分红次数和是否曾经被ST等五个指标②，将样本企业分为名企和普通企业，并分别回归。

       (三)基本模型

       本文首先通过Fama－MacBeth回归估计如下的模型，以检验跟踪分析师人数与可操控应计项目之间的关系：

      

       如果分析师能成为监督企业经营管理的力量，即假设1正确，则分析师越多，企业的盈余管理越少，因此有

＜0。但是，分析师人数与

的负相关关系，也可能是内生性问题导致的。本文分参照Yu(2008)和Knyazeva(2007)的文章，通过用沪深300指数成分股(H&S300)虚拟变量作为分析师人数的工具变量来弱化这一内生性对估计结果的影响③。如果上市公司在每年12月份是H&S300的成分股，则虚拟变量Index取值为1，否则取值为0。根据H&S300的选取标准，上市公司能否进入成分股，主要看该公司在行业中的影响力、交易量和流动性等因素，和企业的盈余管理没有直接的关系。但是，一旦进入H&S300，由于一些指数基金的存在，原来不关注这些股票的券商，将有可能为其调配分析师，当一个公司离开H&S300以后，同样也会因为变得不太重要而导致某些券商将其跟踪分析师调配到重要性更高的企业。因此，加入和离开H&S300构成了一个影响分析师人数的、独立于盈余管理之外的、纯粹外生冲击，使其成为分析师人数的一个合理的工具变量。对报告微利行为，我们同样使用这一工具变量来消除内生性的影响。为了检验假设2，我们按照不同的声誉标准，将上市公司分为名企子样本和普通企业子样本，对每个子样本分别估计模型(2)和对应的工具变量Probit模型。

       五、实证结果

       (一)描述性统计分析

       表1给出了主要变量的基本统计信息。样本企业平均有5.5个分析师跟踪，但是，由于有33％的公司没有分析师跟踪以及很多公司的跟踪人数只有一两个，所以，跟踪分析师人数的中位数仅为2。均值明显大于中位数，显示了分析师人数在分布上的有偏性。｜DA｜的均值是10.3％，与Yu(2004)报告的9.3％的水平差异不大。样本公司的平均ROA为3.4％，低于平均银行贷款利率水平，显示我国上市公司的整体盈利能力较低，在这些公司中，ROE介于0％和1.5％的微利公司达到了7.2％，这一比例明显过高，可能很多本来应该报告亏损的企业，为了避免退市，通过盈余管理将盈利调整到了微利水平。

      

       表2用t检验比较了有分析师跟踪和没有分析师跟踪的企业在操控性应计项目、报告微利、企业规模等方面的差异。三列数据分别是相关变量在(没)有分析师跟踪子样本的均值和均值之差。我们“***”代表均值比较的t检验达到了1％的显著性程度。检验发现，有分析师跟踪的公司，其操控性应计项目达到总资产的8.9％，显著低于没有分析师跟踪样本13.2％的水平；有分析师跟踪的公司报告微利的概率有5.0％，低于没有分析师跟踪的11.3％的微利比例；t检验显示，分析师或许不是随机地选择跟踪对象，或许是特意选择那些规模较大、风险较低(负债水平较低、现金流波动较小)、盈利能力较强(ROA较高)和偏向价值投资(B/M较高)的公司，从而说明了控制内生性的必要性。

      

       (二)微利与分析师人数

       如果ROE相互独立同分布，根据大数定律，大样本的ROE应该服从正态分布。图1按照跟踪分析师人数的不同，将上市公司分为4个子样本，分别绘制了四个ROE的分布直方图，分别对应无分析师跟踪、一两个分析师跟踪、3～8个分析师跟踪和更多分析师跟踪的样本。四个直方图差异非常明显，比如，没有分析师跟踪的企业，ROE介于0～2％的位置对应两个最高的直条，ROE＜0的企业则明显较少，在ROE＝0的位置形成明显的断点。一两个分析师跟踪的样本企业，其ROE在［0，2％］区间上也有明显的非正常聚集，但已经不是最长的直条，特别是ROE∈［0，1％］的企业数量明显较少。随着分析师人数的上升，ROE分布的直方图越来越接近正态分布，报告微利的公司明显减少了，最后两个图甚至越来越接近正态分布。ROE在［0，2％］区间上的非正常聚集随着分析师人数的上升而弱化，既可能反映分析师对企业盈余管理的约束作用，也可能是分析师对企业选择的结果，比如他们偏爱跟踪那些本身不太可能做盈余管理的企业。

      

       图1 分析师人数与ROE分布的非连续性

       表3给出了分析师人数与主要解释变量之间的皮尔逊相关系数。两个盈余管理的相关系数为负，说明它们分别从不同的维度测度了企业的盈余管理。进行盈余管理的企业未必是为了将利润调整到微利状态，而调整到微利状态的企业也未必需要进行大规模的盈余管理，所以两者的相关系数可能为负。分析师人数与两个盈余管理指标之间的相关系数都为负，说明跟踪分析师人数较多的公司，其盈余管理较少。ROA与盈余管理指标的相关系数说明，盈利能力越高，公司盈余管理越少，这类企业通过盈余管理将利润调整到微利的必要性也降低了。现金流波动大的公司，更有可能进行利润平滑，但是这一指标与Small Profit负相关，说明现金流量波动太大的企业，很难通过盈余管理调整到微利。

      

       (三)多元回归分析

       表4给出了分析师影响盈余管理(｜DA｜)的Fama－MacBeth回归结果。第(1)列是对全样本的回归，我们进一步按照上市公司的规模大小、是否受到过处罚、董事长是否兼任总经理、是否是高分红企业和是否曾被ST等，将样本分为五组名企和普通企业子样本，第(2)～(11)列给出了对这些子样本的Fama－MacBeth回归结果。

       第1列的全样本回归结果发现，杠杆率(LEV)越高的企业，其盈余管理也越多。可能的原因是，负债较高的企业，往往希望能通过盈余管理使得他们的盈利报告达到贷款协议设定的条件和债权人的要求(Mohrman,1996)④。现金流波动(SD(CFO))较大和增长较快的企业，其盈余管理也较多，这一结果和Knyazeva(2007)一致，前者或许是企业在通过盈余管理进行利润平滑，而后者则时常会担心这种高增长无法持续因此会延迟确认利润；估值水平(B/M)较低的企业，盈余管理较少，这些结果也和文献的结果一致。

       在控制了这些因素之后，第(1)列的全样本回归模型发现，Analyst系数是－0.00129，Newway－West调整过的t值为10.33，说明分析师人数与盈余管理的负相关性。这一结果不仅在统计上显著，而且也具有经济学上的显著性。平均来说，跟踪的分析师人数每增加1人，上市公司盈余管理总规模的下降量将达到总资产的0.13％。样本公司中，跟踪分析师人数的中位数是2，无分析师跟踪上市公司的操控性应计项目平均是总资产的10.3％，根据这一系数，分析师人数从0达到2，企业平均盈余管理将减少到总资产的9.74％，降幅为2.5％。

       表4的偶数列给出了对名企子样本的回归结果，除第(1)列外的奇数列则给出了非名企子样本的回归结果。在5个名企子样本回归中，分析师人数的系数都显著为负，在第(2)列对大企业的回归中，Analyst的系数达到了10％的显著性水平，其它各列都达到了至少5％的显著性水平。与此形成鲜明对比的是，低声誉样本回归结果发现分析师人数鲜有显著，即便Analyst在低分红样本中达到了10％的显著性水平，但其系数(0.00107)也低于其在高分红样本回归中的系数(0.00146)，说明第(1)列给出的分析师人数与盈余管理的显著负相关性，主要是由声誉较高的名企样本造成的。

      

       (四)内生性问题及工具变量回归分析

       表5给出了利用上市公司是否属于沪深300成分股(Index)作为分析师人数的工具变量，重新估计表4模型的结果。Analyst的系数无论是在全样本模型(1)中，还是在5个名企子样本回归中，都达到了1％的显著性程度。与此形成强烈反差的是对低声誉样本组的回归结果，控制了内生性以后，分析师人数的系数虽然都依然为负，但显著性水平并没有提升，甚至有所下降，不仅证明了分析师人数与盈余管理之间的负相关关系是由声誉高的子样本造成的，也说明了控制内生性的必要性。

      

       (五)分析师跟踪与年报微利

       我们进一步用Probit，回归来检验分析师人数对上市公司报告微利现象的影响。我们直接报告工具变量Probit的结果。模型(1)的全样本回归结果说明，分析师人数越多，上市公司报告微利的概率越小，模型(1)中，分析师人数的系数是－0.0475，这一系数正好也代表在均值附近分析师人数对微利概率的边际效应，表明每增加一个分析师(从均值5.5增加到6.5)，上市公司报告微利的概率将下降4.7％。相对于当前接近10％的微利公司，这一改进在经济学意义上是非常显著的。进一步将样本分为5组名企和普通企业子样本以后，我们发现分析师人数在大公司和小公司两个子样本中都不显著，可能的原因是，在大公司子样本中，微利的企业很少，但是在小公司里面，分析师对盈余管理的约束作用有限。其它的子样本则给出了一致的结果，分析师人数变量在非ST子样本、未受到过处罚的子样本和高分红子样本中都显著为负，在对应的普通非名企子样本中则不显著。一个特例是董事长是否任总经理的两个子样本中，分析师人数的系数都显著为负。

      

       总体上说，工具变量的Probit模型基本上都支持分析师监督声誉较高公司的结论，但在不同的子样本中，系数的显著性不尽一致，这一方面说明声誉本身的复杂性，我们使用的单一声誉指标过于片面，后续的研究应该构建更加客观的企业声誉指标。另一方面，分析师对盈余管理的影响，也依赖于其它外部环境因素的影响，比如当地的金融发展水平，法制保护的程度，媒体的开放程度和社会腐败等。

       (六)其它稳健性检验

       声誉本身是及其复杂的社会现象，本文使用的5个声誉指标都从不同的侧面反映了企业社会声誉的差异，但是都难免有片面性的一面。比如，一些机构股东喜欢定期分红的公司，但某些高成长型的企业，由于有更好的投资项目而倾向于不分红，同样，本文的处罚指标仅仅包含了来自证监会和交易所的，并没有包括来自环保部门的处罚和社会上对某些企业的批评和抗议。为了减少单个声誉指标片面性对回归结果的影响，我们进一步将5个指标通过主成分分析法进行合成，并把第一主成分大于0的那些样本看做是声誉较高的企业，并重复了本文表4～6的回归，按照合成声誉指标分组后的回归结果再次证明，分析师的监督作用，对那些声誉较高的企业作用更加明显。

       实证研究也发现，声誉较高的分析师和来自声誉较高的券商的分析师，由于拥有丰富的经验和更多的信息，能够给出更加准确的盈利预测(Fang & Yasuda 2009)。因此，声誉不同的分析师，对盈余管理的影响也可能存在差别。我们为此将券商按照每年发布的盈利预测数量，以中值为界限，划分为大小两类，分别将为某一上市公司发布过盈利预测的大(小)券商的数目当作跟踪该上市公司的大(小)行分析师人数，分别记作LBAN和SBAN。我们分别用这两个分析师人数代替前面的Analyst变量，继续用是否属于沪深300成分股作为他们的工具变量进行回归，并得出了与前文一致的结论。本文进一步将分析师人数定义为实际发布盈利预测和投资评级的自然人，实证结论也没有显著的变化。最后，我们进一步将微利分别定义为0＜ROE＜2％和0＜ROE＜1％，重新估计了表6的模型，后一种定义下，模型的显著性略有下降，但基本上支持本文的结论。限于篇幅，这些结果未能一一汇报，读者可以向作者索取。

       六、结论与讨论

       本文发现分析师跟踪能减少企业的盈余管理，但这主要是由分析师对名企的影响造成的。控制了分析师选择企业的内生性以后，以上的结论依然成立，说明在当前中国的资本市场，行业分析师已经成为名企上市公司有效的外部监管机制。分析师之所以对名企有监督作用，而对非名企的监督作用不明显，可能有如下几个原因：(1)跟踪名企的分析师，可能是经验较丰富的分析师，在与企业沟通的过程中，能够发现企业潜在的纰漏，并对企业施加影响；相反，跟踪非名企的分析师，更可能是刚刚进入这一行当的新手，券商或许会让新分析师拿普通企业练手；(2)法律、监管、媒体和声誉因素，对名企的影响较大，而分析师对这些公司的影响，会因为媒体、监管和利益相关集团的诉讼而进一步放大。

       本研究发现了分析师的公司治理作用，但当前国内上市公司的跟踪分析师还很少，通过壮大分析师行业而提升企业治理结构的空间还很大。本文也发现，分析师的治理作用也依赖于企业对自身声誉的重视程度。这一方面说明声誉的重要性，也说明了分析师对企业的监管并不是独立作用的，他依赖于法制、媒体等许多声誉约束机制的共同作用。

       后续研究可以进一步区分具体是哪些因素导致分析师监督对高声誉企业盈余管理有更大制约作用，比如研究上市公司所在地区不同的金融发展水平、法律保护和媒体力量如何影响分析师的监督作用，或者探索政府效率、社会腐败程度等因素如何影响分析师对企业盈余管理的监督作用。

       感谢匿名审稿人对本文所提的意见及潘铖、孙萌和韩帅的助研工作，文责自负。

       收稿日期：2013－10－22

       注释：

       ①Liu and Lu(2007)也认为，上市公司进行利润操纵的另一个激励在于获取再融资的机会，为此，企业会将其净资产收益率控制在8％～10％的水平，然而，2005～2010年间，股市再融资一直处于停滞阶段，因此，本文没有考虑为再融资而进行的盈余管理。

       ②也有一些企业利用ST公司的壳资源实现上市，实际上已经与原来的企业没有太大关系，因此这一指标有其自身的局限性。

       ③Yu(2008)还利用券商合并构造了一个预期分析师人数工具变量，国内券商的合并很少，对分析师人数的冲击也较小，我们无法构造出这一变量。

       ④也有人认为，高负债意味着有来自于债权人的监管，从而会规范经理人的自主裁量权，减少其盈余管理，本文的结果支持Mohrman(1996)的观点。

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