分析师对于盈余构成信息市场定价效率的影响分析，本文主要内容关键词为：盈余论文,分析师论文,效率论文,市场论文,信息论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
证券市场是信息驱动的市场，分析师是重要的信息中介。分析师的主要工作之一就是对上市公司盈利进行预测，通过研究报告发布盈利预测和目标价，向市场传递定价的相关信息。分析师对市场基本面信息的定价能力具有重要影响。 关于分析师的盈利预测，现有的研究结论基本上证明了分析师预测优于时间序列统计模型(Brown等，1987a，1987b)，而且偏差程度好于股价隐含的盈利预测(Mendenhall,1991; Abarbanell和Bernard，1992)，这些研究证明了分析师可以通过预测为投资者提供有价值的信息。 关于投资者是否通过交易反映分析师的信息这一作用机制，主要通过事件研究的方法来研究分析师信息在时间窗口期内是否产生了显著的超额收益。目前，相关实证研究对此并没有得出一致的结论。一些研究发现，分析师预测调整能够产生显著的超额收益，即“分析师盈利预测调整异象”，意味着市场定价并没有完全及时地反映分析师预测调整产生的信息(Givoly和Lakonishok,1980; DeBondt,1991; Mendenhall,1991; Stickel,1991; Gleason和Lee,2000; Elgers等，2001)。也有一些研究得出了相反的结论(Abarbanell和Ernard，1992)。这些事件研究的结论对于收益的定义、时间窗口的确定、样本的选择都比较敏感。 “分析师盈利预测调整异象”把分析师发布信息作为事件，认为在事件窗口期内存在超额收益，但是对于信息的具体内容并没有深入研究，只是根据方向分为上调、下调和不变。这样的区分比较粗糙，而且对市场价格的信息反应机制设定也较为简单，认为投资者会根据分析师发布的信息进行交易，而不会分析相应信息。 另一方面，市场对上市公司定价需要对未来的净利润进行预测，而净利润由现金流项和应计利润项构成。现金流项与公司经营基本面联系紧密，比较稳定；应计利润项主要受到管理层主观调节，难以预测，而且应计利润项是对已有利润的调节，具有均值回归性。因此，现金流项比应计利润项有更好的持续性。(Dechow,1994; Sloan,1996; Dechow等，1998; Barth等，1999)。在进行盈利预测时，根据持续性差异分别处理现金流项和应计利润项，这样有助于预测未来的异常盈利(Barth等，1999)。Ohlson(1995，1999)在估值模型中明确说明，盈利部分的持续性和对未来异常盈利的预测能力有助于提升估值模型的预测能力。 虽然区分现金流项和应计利润项有助于更准确地预测未来净利润和估值，但是已有研究显示，分析师并没有将这些重要的信息包含在盈利预测之中，特别是应计利润信息(Stober,1992; Barbanell和Bushee,1997)。李丹和贾宁(2009)对2003-2007年中国上市公司和分析师数据构建回归式显示，公司盈余质量越高，分析师的预测就越准确，二者的分歧度也越小。这一结论也与海外结论相吻合，分析师在盈利预测时，并没有充分考虑应计项的影响，所以应计项才会对预测准确度产生影响。 不仅仅是分析师没有充分考虑应计利润的影响，投资者对于这一影响股票定价的重要信息也同样忽视。Sloan(1996)构建的对冲投资组合显示，持有最低应计利润分组的多头和持有最高应计利润分组的空头，能够获得1年10.4%，2年4.8%的显著对冲收益，即“应计利润异象”。该交易策略对冲收益的主要来源是异常应计利润项，这部分的持续性比整体应计利润的持续性还要差，具有更大的不确定性。 Barth和Hutton(2003)对上述两方面问题同时进行了研究。其以美国市场1981-1996年的数据为样本，对“应计项异象”和“分析师预测调整异象”进行了实证研究。研究发现，虽然分析师能够对应计项占比较高和较低的公司予以相应预测调整，但是市场定价并未对这一信息做出反应，仍然认为应计项和现金流项具有相同的持续性，并由此使得该组合策略能够获得比两个单独策略超额收益相加还高的超额收益。 本文将对Sloan(1996)发现的“应计利润异象”中的信息传导微观过程加以研究。根据Sloan(1996)的研究，盈余中不同部分的持续性会存在差异，现金流部分的持续性要好于应计项部分，而极端的应计项则意味着盈利的不可持续。所以，当期高应计项对应未来负收益。但Sloan在得到上述结果后，对于当期应计信息如何传递至未来的股票价格，并没有进行实证。本文借鉴了李丹和贾宁(2009)以及Barth和Hutton(2003)的研究思路，综合考察应计利润项对分析师盈利预测的影响和市场定价对应计利润信息的反应。与已往学者将上述两者分开研究的方法不同，本文为了研究分析师作为信息中介对市场定价效率的改善，将重点考察应计利润信息从报表中的数字经过分析师的解读，转化为研究报告中的观点，再通过投资者的交易行为影响市场定价的信息扩散过程，以此来衡量分析师对股票市场定价效率的影响。 通过上述两个环节，我们可以刻画出应计利润信息通过分析师向市场传递的微观路径。将其与没有分析师跟踪的参考样本对比，可以判断分析师是否考虑了应计信息，市场定价又是否考虑了分析师盈利调整。这可以为论证分析师对市场定价效率的影响提供更加直接的经验证据。 本文的研究发现，分析师能够有效识别影响净利润持续性的应计利润，市场也会对其发出的一致性信号在定价中有所反应，因而可以提升定价效率；但是市场对应计利润的整体定价效率仍较低，还有待提高。其一，从整体样本来看，国内上市公司的应计利润并不会显著降低净利润的持续性。其二，分析师在年报公布后的盈利预测调整时，会充分考虑当期应计利润以及未来应计利润变动的影响，发出的一致性信号能够有效识别那些因为极端应计利润而显著降低净利润持续性的公司。其三，市场对于没有一致性信号的公司，基于应计利润的高低做出机械的预判，虽然能够产生对冲收益，但是没有净利润相应变动的支持。其四，市场对于具有一致性信号的公司，分两个阶段集中产生对冲收益：一是在年报公布后，二是在后续逐季定期报告披露后。前者由于面临更大的不确定性而具有更高的对冲收益。其五，在年报后股价漂移的时间约需35个交易日，明显长于发达市场。这说明，国内市场定价对新信息的反应速度还有待提高。 本文其余部分安排如下：第二部分提出并实证研究设计，第三部分实证研究结果，最后一部分是研究结论和启示。 二、研究设计 (一)研究假设 本文的研究主要包括两个方面：一是检验分析师的信息处理能力，研究应计利润对分析师预测的影响；二是检验市场定价对分析师盈利预测调整和应计利润信息的反应。 对于第一个问题，我们认为，分析师并不是直接对应计利润进行调整的，而是根据应计利润对未来净利润持续性的影响，再基于未来净利润变动做出预测调整这样一条信息分析路径展开研究的。我们可以把这一问题具体分解为三个假设： 假设1：应计利润会降低未来净利润的持续性。 假设2：分析师做出的盈利预测调整会考虑未来净利润变化的影响。 假设3：应计利润处于高点或低点时，分析师做出相反的盈利预测调整，未来净利润持续性下降。 对于第二个问题，我们认为，定期信息报告披露后，如果分析师针对应计利润信息对盈利预测做出调整，市场定价会对这一信息做出反应：构建应计利润低、分析师上调业绩的股票多头和应计利润高、分析师下调业绩的股票空头，以获得对冲收益。而根据Sloan(1996)的研究，对冲收益主要集中在盈利信息披露的时间窗口。具体而言，我们认为市场定价对应计利润信息的反应可以分为两个阶段。第一阶段是年报公布后，并且分析师对盈利预测进行调整之后，形成的一致性信号对未来一年的净利润和应计利润做出预测，市场定价对此会做出反应；因为这一预测基于已有数据做出，而且期限最长，所以面临最大的不确定性，产生的对冲收益幅度也应该最大。第二阶段是未来一年中的其他时间，当一致性信号得到验证，应计利润出现均值回归，市场定价会基于这些新的信息进一步价格纠偏；因为面临的不确定性逐步降低，产生的对冲收益幅度也相应降低。本文把这一问题分解为以下三个假设： 假设4：同时考虑应计利润和分析师盈利预测调整信号构建的对冲组合，能够持续获得显著大于0的对冲收益。 假设5：年报公布后时间窗口内的对冲收益大于后续其他时间段的对冲收益。 假设6：对冲收益集中在盈利信息披露的时间窗口。 (二)研究样本与数据来源 本文选取中国A股上市公司2007-2013年度公布年报的数据为样本，面板数据共有2498家上市公司，采用年度数据进行研究，时间长度为7年。分析师盈利预测调整、一致预期和分歧度数据来自于朝阳永续数据库，上市公司财务数据来自于Wind资讯。 (三)变量定义 1.应计利润 本文计算应计利润主要参考了Barth和Hutton(2003)的模型：
式(1)中，
是t-1期到t期流动资产的变化，
是t-1期到t期现金的变化，
是t-1期到t期流动负债的变化，
是t-1期到t期流动负债中短期债务的变化，
是t期的折旧和摊销费用，
是t-1期到t期的总资产的平均值。为了消除公司不同规模之间的差异，将应计利润除以平均总资产进行标准化。 2.盈利中现金流部分
式(2)中，
是t年的净利润，把净利润中应计利润的部分剔除，得到现金流部分，同样也除以平均总资产进行标准化。 3.分析师盈利预测调整 分析师盈利预测调整
为t年年报公布后20个交易日内分析师对t+1年盈利预测一致预期的变化率。 4.一致性信号
是一致性信号，当应计利润为正，在年报公布后20个交易日内分析师一致预期下调或者当应计利润为负，在年报公布之后分析师一致预期上调，则
=1；否则
=0，即不具有一致性信号。该变量系借鉴了Barth和Hutton(2003)的模型。一致性信号是分析师对应计利润信息的分析结果，有一致性信号，意味着分析师认为处于高位或低位的应计利润不可持续，将发生反向变动，所以调整盈利预测。 5.信息披露期间累积超常收益 本文采用信息披露前20个交易日至后20个交易日的样本累积超常收益CAR(Cumulated Abnormal Return)，来衡量资本市场对应计利润信息、一致性信号的反应。其中每日超常收益率等于当日股票收益率减去当日市场市值加权指数收益率。信息披露前的CAR越高，说明存在信息泄露的可能越大；信息披露后的CAR越高，说明市场对应计利润信息和一致性信号的反应越强。 6.分析师盈利预测准确度 本文采用实际业绩公告前的一致预期与实际业绩之间偏差的绝对值，来衡量分析师预测的准确程度：
式(3)中，
是t期实际业绩公告前最后一个交易日的一致预期净利润，
是t期实际业绩公告的净利润。 7.分析师盈余预测分歧度 本文采用实际业绩公告前的分析师预期每股收益的标准差来衡量分析师盈余预测的分歧度：
式(4)中，
是t期实际业绩公告前20日内分析师预期净利润的标准差。 (四)计量模型设定 假设1：应计利润会降低未来净利润的持续性。 假设1验证应计利润是否具有估值相关性(Valuation-Relevant)，这一结论对于分析师后续根据应计利润调整盈利预测具有重要意义。分析师对股票估值主要取决对对未来净利润的预测。如果应计利润具有估值相关性，分析师据此调整盈利预测是理性的；反之，分析师的行为是非理性的，可能只是对历史经验的简单套用。根据Freeman等(1982)的研究，当期净利润与未来净利润存在显著的持续性，而且具有均值回归特点，即
＜1。
假设4：同时考虑应计利润和分析师盈利预测调整信号构建的对冲组合，能够持续获得显著大于0的对冲收益。 为了检验这一假设，本文借鉴Barth和Hutton(2003)的研究设计，基于应计利润和分析师预测调整来构建多空组合，做多应计利润最低分组，并且分析师上调预测的股票；同时做空应计利润最高分组，并且分析师下调预测的股票。通过检验多空组合之间的对冲收益是否持续大于0，来判定市场定价是否已经考虑了应计利润和分析师预测调整中所包含的信息。如果对冲收益显著大于0，说明市场在交易价格中已对相关信息逐步做出反应，对冲收益持续的时间越长，说明反应速度越慢。 假设5：对冲收益集中在盈利信息披露的时间窗口。 为了检验这一假设，本文检验了假设4中的多空组合在信息披露前后时间窗口内的累积超常收益CAR。假设5预期，累积超常收益不是按照时间均匀分布的，而是集中在盈利信息披露的时间窗口，这期间的CAR占全年CAR的比例要远大于非时间窗口所占比例。 三、数据描述及实证检验结果 表1报告了主要变量的描述性统计。应计利润项与现金流项相比，均值只有后者的十分之一。但是应计利润项的波动较大，标准差远高于现金流项和净利润项，这一特征与假设1相符合。
(一)应计利润对未来净利润的影响
根据假设1中设立的计量模型(5)和模型(6)，我们对面板数据进行检验，以选择该面板数据应该采用的方法。首先，利用Wald F检验对混合回归模型和个体固定效应模型进行检验，结果显示，在1%的统计水平上拒绝混合回归方程和个体固定效应方程没有差异的零假设，从而支持固定效应估计；随后，采用Hausman检验对固定效应估计和随机效应估计进行检验，结果显示，在1%的统计水平上拒绝了随机效应估计和固定效应估计的系数没有差异的零假设，从而支持了固定效应估计。 关于假设1的检验结果，调整
达到70%以上，说明固定效应估计方法效果良好。模型(1)的回归系数显著为正，而且小于1，验证了净利润存在持续性，而且存在均值回归，但是回归系数只有0.050，持续性影响占比很小。进一步将净利润分解为应计利润和现金流项，现金流项的回归系数有所减少，从0.050下降到0.034，而应计利润对净利润持续性的影响系数明显小于现金流项，而且不显著。这说明净利润的持续性虽然存在，而且主要受到现金流项的影响，但是这一影响程度很小，应计利润会降低净利润的持续性，但是并不显著。 这一结果说明，从全体样本来看，国内上市公司净利润波动较大，持续性不高，而且受到应计利润的影响较小，也不显著。 (二)一致性信号对净利润持续性的预测 关于假设3的计量模型(8)和模型(9)的检验结果，Hausman检验和Wald F检验的值都在99%的置信度上显著，表明随机效应估计方法和传统的OLS方法都被拒绝，从而使用固定效应估计方法是合适的。调整
达到70%以上，说明固定效应估计方法效果良好。把一致性信号及其交叉项引入模型(1)，使净利润的回归系数有所提升，交叉项的回归系数为负。这一结果符合预期，即分析师发出一致性信号的公司其净利润会持续性下降。把一致性信号及其交叉项引入模型(2)可以发现，分析师对现金流项和应计利润对利润持续性的影响重新做出了区分，应计利润项对净利润持续性的影响显著，当有一致性信号时，会显著降低其持续性；而原来显著的现金流项的回归系数不再显著。综合假设1和假设3的结论可以发现，分析师能够有效识别出那些应计利润会降低未来净利润持续性的公司：而由于分析师发布的一致性信号是针对应计利润项做出的盈利预测调整，因此具有一致性信号的样本其净利润持续性会显著降低。
为了更加直观地显示一致性信号对盈利持续性的指示作用，本文对按照应计利润高低分组的在一致性信号和非一致性信号下的盈利预测修正、应计利润未来变化率、净利润未来变化率的均值进行了比较，可以发现： (1)对于一致性信号的公司，当期应计利润和预测调整是相反方向；对于非一致性信号的公司，应计利润和预测调整是相同方向。 (2)一致性和非一致性公司相比，应计利润均值很接近，说明一致性公司并不是极端应计利润构成。 (3)应计利润变化，一致性和非一致性组合都与当期应计利润相反，但在一致性组合中变动的绝对值明显大于非一致性组合。这表明，具有一致性信号的样本在应计利润的均值回归方面有更加强烈的倾向。 (4)在一致性组合中，盈利的变动在应计利润低的分组中，幅度显著大于在应计利润高的分组；而在非一致性组合中，盈利的变动在不同分组中的变化不明显。这表明，具有一致性信号的样本在净利润的均值回归方面有更加强烈的倾向。 (三)分析师盈利预测调整受未来盈利变动的影响
关于假设2的计量模型(7)的检验结果，Hausman检验和Wald F检验的值都说明使用固定效应估计方法是合适的。在当年的年报披露之后的20个交易日内，分析师对盈利预测调整的比率与下一年的净利润变动比率和应计利润变动率以及当年的应计利润正相关，后两者的系数明显大于净利润变动比率的系数。这说明，分析师在做出盈利预测调整时，更大的权重会考虑当年的应计利润水平和未来应计利润可能出现的变化，其次才是净利润的下一年增长率。也就是说，国内分析师对于应计利润的影响的重视程度已经很高。但是模型的调整R[2]只有30%，说明除了盈利相关信息之外，还有其他因素影响分析师的盈利预测。 综合考虑第一个问题的三个假设的实证结果可以发现，从整体来看，国内上市公司的净利润持续性较低，应计利润并不会显著降低净利润的持续性。但是分析师在年报公布后的盈利预测调整时，会充分考虑当期应计利润以及未来应计利润变动的影响，而一致性信号能够有效识别那些因为极端应计利润而显著降低净利润持续性的公司。因此，国内分析师能够有效处理应计利润相关信息，可以体现应计利润对净利润持续性的影响。 (四)对分析师盈利预测调整信号对冲收益的检验 从前文的实证结果来看，分析师能够有效处理应计信息，并且发布一致性信号，对未来净利润和应计利润的持续性做出预测。接下来，本文将考察市场定价对分析师发布的相关信息是否做出了正确的反应。 关于组合对冲收益的计算方法，每年在年报全部披露的4月末，将全部公司根据应计利润的高低分为10个组合，构建等权重组合，每月进行再平衡。对冲组合收益是基于个股的市值调整收益进行等权重计算的。年度收益由当年5月至下一年4月的共12个月度收益累乘计算得到。其中市值调整收益是为了消除市值对对冲收益造成的影响，将全部公司根据上一年末市值分为10个组合，构建等权重组合，每月进行再平衡，个股每月收益减去相应市值组合的月收益，即得到个股的市值调整收益。之所以采用市值调整收益，原因在于市值是影响股票价格的重要因子，不同的市值分组，在收益率、波动率、Beta系数、估值水平和交易活跃程度方面均存在显著的差异，因此如果对对冲收益不进行市值调整，会受到市值因素的干扰，造成对结论的误导。 为了检验假设4，出于稳健性考虑，本文首先单独对分析师盈利预测调整构建组合的对冲收益进行检验，以此来确保各信号对冲收益之间的独立性。
从总体统计数据来看，分析师预测调整策略的对冲收益具有显著性。但是如果从月度对冲收益的分布来看，可以发现对冲收益主要是在2007年的大牛市期间获得的；剔除牛市期间造成的对冲收益虚高，考察后续的震荡下跌时间段，对冲收益并不显著。
本文进一步检验了分析师盈利预测调整策略的集中效应，统计了基于分析师盈利预测调整方向构建组合在季度报告披露期的对冲收益，得到的结果与全年统计的结果并不存在明显差异。
注：统计时间为2007年5月—2014年4月。 图1：分析师盈利预测调整策略的对冲收益月度分布
注：统计时间为2008年5月—2014年4月。 图2：基于分析师盈利预测调整方向的对冲收益季度报告披露期表现
(五)对一致性信号对冲收益集中效应的检验 本文借鉴Sloan(1996)的研究方法，研究国内的一致性信号对冲收益是否存在集中效应。首先我们统计了完整时间段的对冲收益月度分布，之后统计在年报公布后一年的时间窗口内，半年度报告、三季度报告和年度报告的集中披露月份，即8月、10月和次年4月对冲收益的表现情况，通过对比两组数据，检验是否存在明显的超常收益集中现象。
注：统计时间为2007年5月—2014年4月。 图3：基于一致性信号的对冲收益月度分布
注：统计时间为2008年5月—2014年4月。 图4：基于一致性信号的对冲收益季度报告披露期表现
对比两组数据可以发现，季度报告期的表现远好于全年表现，月均收益率上升至1.63%，季度报告期在三个月获得对冲收益4.89%，占全年5.52%对冲收益的89%。这一占比远高于其25%的时间占比，而且显著性也远高于全年。这一对比数据可以证明假设6，对冲收益集中在盈利信息披露的时间窗口。 导致这一现象的原因在于，各类信息对市场定价影响是有时限的。基本面信息的影响时限集中在定期报告披露期附近，非基本面信息的影响时限分布在非定期报告披露的时间段内。在后一时段，股价波动受定期报告中披露信息的影响较小，对冲收益已经不能准确衡量相关信息的影响，因此对冲收益不是均匀分布。这一问题即使在股价反映基本面信息程度较高的美国市场也同样存在。 (六)对一致性信号对冲收益的两阶段对冲收益的检验 根据前面的假设5，本文认为市场定价对一致性信号的反应分为两个阶段：一个阶段是在年报信息公布后，会出现价格的漂移，价格漂移时间短，意味着市场对信息的反应效率高，反之亦然；另一个阶段是未来一年中的其他时间，当一致性信号得到验证，净利润出现均值回归，市场定价基于这些新的信息进一步价格纠偏。 1.对年度报告披露后一致性信号对冲收益的检验
注：统计时间为2008年5月—2014年4月。 图5：分析师发布一致信号样本在年报披露期的累积对冲收益均值
注：统计时间为2008年5月—2014年4月。 图6：没有分析师发布一致信号样本在年报披露期的累积对冲收益均值
注：统计时间为2008年5月—2014年4月。 图7：两类样本在年报披露期的累积对冲收益均值对比 观察基于一致性信号构建的对冲组合在年报披露期前后的累积超常收益的变化，可以发现：(1)在信息披露之前，体现了小幅度的对冲收益；在信息披露后，对冲收益在35个交易日内达到最高水平，35—60个交易日期间，对冲收益没有明显变化；(2)应计利润高分位和低分位样本的累积超常收益CAR都是负值，但是应计利润高分位的CAR更低，这构成了对冲收益的主要来源。 作为参照，本文统计了没有分析师发出一致性信号样本的对冲收益情况，得到了类似的结论。这一结果类似于Barth和Hutton(2003)的研究结论，即应计利润无论是否作为一致性信号的构成部分，市场定价同样会做出正确反应，不过一致性信号由于有分析师调整盈利的增量信息，可获得更高的收益。但是因为在全体样本中，应计利润并不会显著影响净利润的持续性，而且净利润持续性不高，因此尽管存在显著的对冲收益，国内上市公司的经营业绩更多还是受外部冲击的影响。这一点与Barth和Hutton(2003)研究中的美国市场情况不同：美国市场的数据验证了应计利润对净利润持续性的影响，并且净利润持续性很高；而在国内样本中，在前提不成立的情况下，再依据应计利润高低构建对冲组合并不具备投资逻辑，只是基于应计利润的机械反应，因此，市场产生的对冲收益也是对应计利润的定价错误。 假设3的结论显示，分析师能够在全体样本中识别那些受应计利润影响显著，因而净利润会出现均值回归的样本。这就为后续的基于一致性信号构建对冲组合提供了正确的投资逻辑。 出于稳健性考虑，为了检验一致性信号样本的对冲收益不是由于市场对应计利润的错误定价造成的，本文对应计利润低分组和高分组进行了有一致性信号和没有一致性信号的两样本的均值检验，发现两者存在显著差异。以信息公布后35个交易日的累积超常收益为例，在应计利润高分组中，有一致性信号的样本均值显著低于无分析师覆盖样本5.6个百分点，分析师对盈利预测的下调加深了股价向下调整的幅度；在应计利润低分组中，有一致性信号的样本均值显著低于无分析师覆盖样本3.83个百分点，分析师覆盖的样本在预期净利润反弹方面更加谨慎，而其他样本的预期更加乐观。上述明显的差异可以说明，一致性信号的对冲收益不是来源于市场对应计利润的错误定价。 在价格反应的效率方面，根据Barth和Hutton(2003)的研究，在定期报告披露期14天(T-11，T+2)的时间窗口内，对冲收益集中体现。根据Sloan(1996)的研究，应计利润的对冲收益在定期报告披露期3天(T-2，T+1)的时间窗口内体现，而国内的则是在信息公布前后的55个交易日(T-20，T+35)内持续体现，两者还是存在明显的反应速度差异。
2.对后续季度报告披露期一致性信号对冲收益的检验 在市场定价反应应计利润信息的第二阶段，基于分析师一致性信号与应计利润共同构建的组合，在未来一年的三次季度报告披露期集中体现，能够获得显著月均1.63%的对冲收益(见表10)，幅度明显大于单纯依赖应计利润信息获得的1.10%收益，也大于两个策略对冲收益加总的1.21%收益。这一结论与Barth和Hutton(2003)的结果一致。这说明，年报披露后分析师调整盈利预测作为对年报中应计利润信息的双重印证，能够在后续逐季信息披露过程中增强价格纠偏的幅度。 值得注意的是，即使是基于应计利润分组这一错误的投资逻辑，该策略在未来一年的三次季度报告披露期仍然能够获得显著的对冲收益，也具有集中效应。那些认为净利润会在未来均值反转的投资者，也同样在逐季信息披露过程中继续按照原有的投资逻辑进行价格纠偏。 3.两阶段对冲收益的比较 综合两个阶段的对冲收益的表现，在第一阶段和第二阶段，基于一致性信号应计利润低分组样本，相对高分组样本都获得了显著的超额收益。这一结论验证了假设4，如果同时考虑应计利润和分析师盈利预测调整信号构建的对冲组合，能够持续获得显著大于0的对冲收益。 第一阶段对冲收益的均值基本是第二阶段对冲收益均值的2倍。基于个股样本的显著性检验①也验证了假设5，在年报公布后时间窗口内的对冲收益大于后续其他时间段的对冲收益。随着未来基本面信息的逐季验证，年报披露后做出的净利润均值回归预测所面临的不确定性也在逐步消除，产生的对冲收益亦随之逐步衰减。
四、研究结论与启示 随着我国资本市场的不断完善与发展，证券分析师在其中扮演着愈发重要的角色。分析师对于上市公司未来盈利的预测，向市场传递了上市公司股票定价的信号。而理性的市场定价对盈利中持续性不同的部分，应该给予不同的考虑。本文的研究发现，国内市场在微观信息传导路径方面是畅通的，分析师能够正确地处理应计利润信息，并调整盈利预测向市场传递信息，而且市场会对分析师发出的一致性信号做出正确的反应，获得显著的对冲收益；但市场定价对信息环节的反应仍存在明显不足，在没有分析师发出一致性信号的情况下，市场往往会对应计利润信息做出机械反应，而且，在反应速度方面与美国市场存在一定差距，公告后价格漂移的时间较长。这可能与国内散户占比过高的投资者结构有关。 针对本文发现的国内上市公司盈利持续性偏低的现象，监管机构应当加强监管上市公司对盈利的会计处理，避免产生大幅波动，提高上市公司盈利的持续性。国内上市公司盈利的持续性不高，不利于投资者对公司形成稳定的预期。除了宏观经济波动等原因之外，导致盈利波动的重要原因在于，上市公司出于满足股权激励条件、企业避税、市值管理等目的，通过会计政策变更、资产负债重组、政府补贴等手段对盈利进行主动管理。监管机构应当对上市公司的此类行为予以严格监管，区分正常的盈利管理和非法的利润操纵，以此来降低上市公司盈利管理的发生频度，提高上市公司盈利的持续性。 鉴于分析师能够在调整盈利预测时考虑应计利润和净利润未来的变化，能够较为及时和有效地反映上市公司基本面信息的变化，因此上市公司应当在盈利信息披露之后，加强与分析师进行互动交流，特别是在当期应计利润占比较高的情况下，通过主动性披露，可以使分析师掌握更加丰富的信息，将盈利各组成部分变化情况进行披露，有助于对未来业绩进行更加准确的预测，并发布相应观点，以此使市场预期更加明确，减少噪声交易。 为了提高盈利构成信息对相关对冲收益的反应速度，应当进一步加强机构投资者在市场中的影响力。国内股票市场显著的特点就是个人投资者占比高，机构投资者占比偏低。这样的投资者结构使得市场短期定价容易被噪声交易者主导，市场定价对新信息的反映过程被大大延迟。对个人投资者需要加强教育，或使其认清个人投资者在市场中所处的弱势地位，选择专业资产管理机构进行委托投资；或促其提升自身专业能力，向专业投资者的方向发展。对于整个个人投资群体来说，前者应是主流发展方向，有利于促进机构投资者的壮大。 作者感谢匿名审稿人的意见，文责自负。 ①出于篇幅考虑，没有提供相关检验结果。
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