分析师的现金流预测能否提高盈利预测的准确性？--来自中国A股市场的实证证据_盈余管理论文

分析师现金流预测能够提高盈余预测准确性吗——来自我国A股市场的经验证据，本文主要内容关键词为：盈余论文,现金流论文,分析师论文,证据论文,股市论文，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。

       JEL分类号：G24,016 文献标识码：A 文章编号：1002－7246(2014)05－0162－16

       一、引言

       随着分析师行业的发展和行业内竞争的日趋激烈，分析师越来越注重为投资者提供更多高质量的信息。近年来，越来越多的分析师在发布盈余预测的同时也发布现金流预测，使得现金流预测成为很多分析师报告的重要组成部分。在我们的研究样本里，公司被至少发布过一次现金流预测的比例从2003年的11.02％增加到2010年的79.15％；这种增长趋势也表现在分析师层面上，分析师至少发布过一次现金流预测的占比从2003年的5.09％增加至2010年的31.91％①。

       伴随着分析师发布现金流预测的增加，分析师现金流预测也引起了学术界的关注。现有关于分析师现金流预测的研究发现：投资者的信息需求推动了分析师发布现金流预测(DeFond和Hung,2003；王会娟等，2012)，且现金流预测能够抑制管理层的盈余管理行为(McInnis和Colins,2011)。本文主要研究分析师现金流预测对其盈余预测准确性的影响。具体地说，我们检验了两个问题：第一，分析师进行现金流预测表明分析师对公司的盈余构成进行了深入分析，能够更好地理解盈余的结构，因此我们预期分析师发布现金流预测能够提高盈余预测的准确性。第二，公司盈余管理会对未来盈余造成影响，而分析师的盈余预测系统性地低估了盈余管理水平，因此当盈余管理程度高时，分析师盈余预测的准确性会下降(Teoh和Wong,2002)。面对具有公开盈余管理动机的公司，如果分析师对盈余结构进行深入分析，会在一定程度上克服盈余管理对盈余预测的不利影响。因此我们预期，当存在公开的盈余管理信号时，分析师发布现金流预测对盈余预测准确性的正向作用更加显著。

       本文以2003～2010年的数据为样本，我们检验了分析师现金流预测对其盈余预测准确性的影响。结果发现，分析师现金流预测能够提高其对盈余组成部分(包括应计项目和经营活动现金流)可持续性的理解，进而了提高其盈余预测准确性；我们还发现未发布现金流预测的分析师并不能从已发布的现金流预测中获取有效的信息以帮助提高自身的盈余预测准确性。进一步地，我们研究了当公司存在公开盈余管理动机时，分析师现金流预测是否能够降低盈余管理对盈余预测准确性的负面影响。结果发现当我们加入分析师现金流预测与盈余管理的交互变量时，分析师发布现金流预测对盈余预测准确性的正面作用更为显著。

       本文结论对学术研究者和资本市场的参与者均具有参考意义。第一，本文是分析师现金流预测相关研究的延续。最近关于分析师现金流预测的文献主要聚焦于分析师现金流预测的决定因素(DeFond和Hung,2003；王会娟等，2012)，现金流预测的质量(Givoly等，2009)以及分析师现金流预测是否能够抑制管理层的盈余管理行为(McInnis和Collins,2011)等。而我们研究分析师现金流预测对其自身盈余预测的影响。我们的研究与Call等(2009)最为相近，但存在以下显著不同。首先，他们发现的现金流预测对盈余预测准确性的正面作用仅在2003年之前显著。而我们发现，现金流预测对盈余预测准确性的正面作用在整个样本期间(2003～2010)都显著存在。现金流预测会促使分析师深入分析盈余构成，提高盈余预测准确性，而这种促进作用可能在分析师能力较弱时更加明显。由于我国分析师行业发展时间较短，预测能力较弱，因此现金流预测对盈余预测的正面作用更加显著。其次，我们的研究设计在Call等(2009)的基础上进行了较大改进。例如，他们没有控制公司层面的信息，本文加以控制；他们的结论仅体现在负盈余预测误差的部分样本上，而这一样本仅占总样本的8％，我们根据分析师盈余预测误差的正负分为两组样本，发现结论在两组中都成立；对盈余预测准确性的度量，我们也根据Lehavy(2009)的建议进行了修正；此外，我们检验了是否存在信息转移，即先发布的现金流预测是否会被未发布现金流预测的分析师所利用。

       第二，基于特有的制度环境，本文进一步检验了当公司存在盈余管理动机时，分析师现金流预测对于提高盈余预测准确性的作用，这是Call等(2009)并未涉及的。已有研究表明公司的盈余管理行为提高了分析师的预测难度，增加了其预测的误差(Abarbanell和Lehavy,2003)，而分析师的深入分析可能会减少盈余管理对预测的负面影响。由于我国资本市场特有的退市制度和增发配股的盈利要求，当公司面临上述约束时往往进行盈余管理(孙铮和王跃堂，1999；陈小悦等，2000；陈晓和戴翠玉，2004)。我国的制度背景提供了公开的盈余管理信号，和研究中惯用的琼斯模型得到的盈余管理相比，我们计量的盈余管理信号更少地受到计量误差和内生性的影响，这为检验现金流预测是否能够在上市公司信息环境恶劣的情况下发挥更好作用提供了绝好的检验环境。基于上述公开的盈余管理动机视角，研究发现分析师发布现金流预测降低了公开的盈余管理对盈余预测准确性的负面影响，再次验证分析师发布现金流预测能够提高盈余预测的准确性。第三，本文验证了Hirshleifer和Teoh(2003)的理论在中国资本市场的有效性。Hirshleifer和Teoh(2003)认为加总的盈余信息的组成部分具有不同的持续性，预测盈余的组成部分有利于提高加总的盈余预测的准确性。我们的结论证实了分析师发布盈余的组成部分——现金流预测——提高了盈余预测的准确性。第四，本文的结论对分析师和投资者也有一定的启示意义。

       本文以下部分的内容结构安排如下：第二部分是相关文献回顾与假设的提出；第三部分是本文的研究设计，包括样本选择、数据来源以及检验模型与变量选择；第四部分是实证分析，包括描述性分析，回归分析以及稳健性分析；第五部分是本文的结论。

       二、文献回顾与假设的提出

       盈余与经营活动现金净流量分别为权责发生制与收付实现制两种不同计量基础下的经营指标。根据两种计量基础，盈余、应计项目和经营活动现金净流量之间存在勾稽关系，即盈余等于应计项目与经营活动现金净流量之和。同时，应计项目和经营性现金流又分别对应于资产负债表中的项目的变化，如存货，应收账款等项目的增减。已有研究表明，当分析师在进行盈余预测时，如果不能正确理解应计项目占比的高低所包含的信息，盈余预测准确性会降低(Teoh和Wong,2002)。当分析师发布现金流预测时，他们可能对三大报表同时进行了预测，因此能更充分意识到净利润、经营活动现金净流量、应计项目以及资产负债表项目之间的勾稽关系和相互影响。因此，分析师结构性的预测分析方式能够提高对公司经营状况的全面认识，促进对盈余构成的理解，进而提高盈余预测准确性。

       此外，国内外的研究都表明，盈余的组成部分——应计项目和现金流——具有不同的持续性(Sloan,1996；樊行健等，2009)。根据Hirshleifer和Teoh(2003)的理论，如果盈余的组成部分具有不同的持续性，将预测的重心放在盈余总值而不是各组成部分时，盈余预测的准确性相对较低。Hewitt(2009)通过实验研究比较了对盈余总值和分别对盈余的组成部分进行预测两种情况下的盈余预测准确性，发现当盈余组成部分具有不同的持续性时，分别预测盈余的组成部分时的盈余预测准确性更高。当分析师发布现金流预测时，说明分析师能够对盈余的各个组成部分进行分别分析，因此更可能注意到各部分的不同持续性，进而提高盈余预测的准确性。总之，无论是基于结构性分析方法，还是基于区分不同持续性的盈余构成，分析师发布现金流预测都对盈余的准确性有促进作用。

       Call等(2009)利用美国1993～2005年的数据首次研究了分析师发布现金流预测对盈余预测准确性的影响，他们发现分析师发布现金流预测能够提高盈余预测准确性。然而，Call等(2009)的研究结论并不能简单应用到我国。一方面，根据Lehavy(2009)的讨论，Call等(2009)发现的现金流预测对提高盈余预测准确性的积极作用只是在2003年之前的样本显著，在2003年之后则不存在显著结果。我国的分析师行业在2003年之后才有了一定的发展，我们的研究区间为2003～2010年度，因此可能不会发现现金流预测对盈余预测准确性的正面作用。但另一方面，现金流预测的积极作用主要集中在前半时间段这一现象，表明分析师发布现金流预测的积极作用更可能发生在分析师行业发展初期，即在分析师能力较弱的时期。这是因为，当分析师能力较弱时，现金流预测迫使分析师采用结构性分析方法和关注盈余组成部分的不同持续性，因此能够提高盈余预测精度；而当分析师自身能力较强时，对盈余的各种结构掌握的更为细致，自然而然的会对盈余的组成部分进行分析，因此现金流预测对提高盈余预测准确性的作用较为有限。由于我国证券分析师行业发展较短，西方成熟的金融培训体系也是近年来才被国内投行或者投资顾问公司所重视和应用，分析师平均的预测水平依然处于不断提高的过程中(岳衡和林小驰，2008)，因此分析师现金流预测对盈余预测的正面作用在近年来仍然会显著。上述讨论说明分析师发布现金流预测对盈余预测准确性的作用还是待实证研究回答的问题。相比之下我们认为后一种可能性更大，故提出本文的假设1：

       H1：分析师发布现金流预测能够提高其盈余预测准确性。

       现有研究发现管理层盈余管理显著影响分析师的盈余预测准确性。Abarbanell和Lehavy(2003)发现分析师预测误差的频率分布存在两种不对称现象：尾部不对称，即相对于悲观预测误差，乐观预测误差的频率更大；中间的不对称，即相对于较小的乐观预测误差，较小的悲观和零预测误差的频率更大②。而且，他们发现这种不对称程度与盈余管理程度显著正相关，表明分析师不能很好地预期到管理层的盈余管理。Teoh和Wong(2002)也认为分析师系统性地低估了管理层的盈余管理水平，他们发现应计项目占比越高，分析师盈余预测越不准确。

       当存在盈余管理时，盈余各组成部分的持续性会产生更大差异。Xie(2001)发现操纵性应计比非操纵性应计的持续性更低。进一步研究表明，总应计持续性低于经营活动现金流持续性的主要原因是操纵性应计更缺乏持续性导致的(Sloan,1996)。Dechow和Dichev(2002)研究发现盈余中的应计项目低持续性主要由暂时的会计扭曲引起的，Richardson等(2006)的研究也得到相似的结论。所以，当存在盈余管理时，仔细分析盈余各组成部分更有助于加深对盈余结构的深入理解。如果分析师通过现金流预测能够更好地理解盈余各组成部分，我们预计现金流预测能够降低盈余管理对盈余预测的负面影响，提高盈余预测准确性。

       值得指出的是，管理层的盈余管理和分析师预测存在着相互影响的关系。一方面当管理层在进行盈余预测的同时会考虑盈余管理的影响，一方面管理层也会为了迎合分析师的预测而进行盈余管理(Burgstahler和Eames,2006; Lee,2007)。为了克服盈余预测和盈余管理的相互影响，我们依据特有的退市和增发配股制度对盈余的限制定义盈余管理动机。当存在这种公开的盈余管理动机时，分析师发布现金流预测是否能够对盈余预测产生更强作用，这是待检验的实证问题。在上述分析的基础上，提出本文的第二个假设：

       H2：分析师发布现金流预测能够削弱盈余管理对盈余预测准确性的负面影响。

       三、研究设计

       (一)样本选择与数据来源

       本文选取2003～2010年间所有A股上市公司及跟踪的分析师预测为样本。所有数据按照如下标准对样本进行了处理：(1)剔除所有金融保险类的上市公司样本；(2)剔除没有被发布每股盈余(EPS)预测以及无法手工补充财务数据的观测；并且对所有连续变量的异常值进行了1％和99％分位的Winsorize处理。经过样本的筛选，最终得到公司层面的观测为5115，分析师层面的观测为35151。所有数据来自CSMAR数据库。

       我们对现金流预测进行了统计分析③。首先，从公司层面看，被发布现金流预测的公司数目在时间趋势上表现出上升的趋势，到2010年被发布现金流预测的公司数目占比已达到79.15％。这在一定程度上表明研究现金流预测具有现实基础。从分析师层面看，分析师发布现金流预测的数目在整体上表现出与被发布现金流预测的公司数目相一致的时间序列特征，分析师发布现金流预测的频率表现出逐年提高的趋势，到2010年，分析师发布现金流预测的占比达到31.91％。其次，我们考查了分析师预测的平均次数。分析师针对某家公司发布盈余预测的次数在2003年平均为1.19次，而现金流预测的平均预测次数平均为0.08；到2010年，分析师盈余预测的平均预测次数达到2.20，现金流盈余的平均预测次数为0.75；整体上看，我国分析师市场越来越繁荣，预测行为也越来越频繁。接着，我们对分析师预测频率进行了统计分析。就盈余预测而言，对跟踪公司仅发布过一次盈余预测的分析师盈余预测观测最多，达35906个不同的分析师盈余预测观测；而分析师对跟踪公司发布盈余预测次数最大达20次；就现金流预测而言，没有对跟踪公司发布现金流预测的观测最多，多达39306次，而对跟踪公司发布现金流预测次数最多达15次。最后，我们从两个角度考察分析师预测的样本构成：分析师是否发布现金流预测和跟踪公司是否被发布现金流预测。公司被至少发布过一次现金流预测的观测数目为28723。其中，发布过现金流预测的分析师预测观测为7772；未发布过现金流预测的分析师预测观测为20951。在公司层面上没有被发布过现金流预测的观测数目为6428。整体上看，分析师未发布现金流预测的观测为27379，分析发布现金流预测的观测为7772，总样本为35151。

       (二)检验模型

       根据本文提出的两个假设，我们构建了如下检验模型：

       为检验H1，构建模型(1)：

      

       其中，

是指分析师j第t年最后一次对公司i发布的盈余预测值；

是指第t年跟踪公司i发布盈余预测的均值，根据分析师是否发布现金流预测计算分组均值。发布现金流预测的分析师盈余预测误差用发布现金流预测的分析师盈余预测的均值调整得到的；同样地，未发布现金流预测的分析师盈余预测误差是通过未发布现金流预测的分析师盈余预测的均值调整得到。因此，

是根据是否发布现金流预测分组计算的平均盈余预测分别标准化的盈余预测误差，

越小，盈余预测越准确。

       解释变量：分析师是否发布现金流预测(CF_ANA)，哑变量，如果分析师当期发布过至少一次现金流预测，取值为1；否则，取值为0。公司是否被发布现金流预测(CF_COP)，哑变量，定义为如果公司至少被发布过一次现金流预测，取值为1，否则，取值为0。

       盈余管理(EM)，哑变量，考虑我国资本市场特有的退市和增发配股制度定义的盈余管理。如果公司连续两年亏损、上年亏损、当年微利(0＜ROA＜0.001)④或者公司最近3个会计年度加权平均净资产收益率平均值大于6％，小于7％时⑤，则EM=1，否则EM=0。已有研究表明我国上市公司存在的主要盈余管理动机有扭亏和避免退市(陈晓和戴翠玉，2004)、保配(陈小悦等，2000)；同时，存在通过盈余管理实现微利的现象(孙铮和王跃堂，1999)。

       控制变量。根据以往文献，公司层面选取了如下控制变量：上一期的资产收益率(ROA)，定义为净利润除以期初总资产；公司规模(SIZE)，定义为期末总资产的对数；收益波动性(VOL)，定义为公司最近三个年度主营业务收入除以期初总资产的标准差；财务困境指数(ZSCORE)⑥；是否四大审计(AUDIT)；此外还控制了行业(IND)和年度(YEAR)。分析师层面上控制了如下变量：分析师跟踪数目(FOLLOW)，定义为当期跟踪同一家公司的分析师数目；预测时差(HORIZON)，定义为盈余预测发布日距离报告披露日的天数加1的自然对数；分析师预测的经历(AGE)，定义为分析师从事盈余预测的年数；分析师所在研究机构的规模(BROKER)，定义为分析师所在研究机构的分析师人数的自然对数；分析师的行业经验(INDEXP)，定义为分析师跟踪同行业的公司数目的自然对数。

       四、实证分析

       (一)描述性统计分析

       根据表1的描述性统计结果可以得出，CF_COP的均值为0.484，表明在样本期间有48.4％的公司被发布了现金流预测。CF_ANA的均值为0.221，表明22.1％的分析师发布了现金流预测。EM的均值为0.165，表明样本中有16.5％的公司存在明显的盈余管理信号。FE_ANA的均值为0.131，表明分析师相对预测误差的绝对值为0.131。其他变量的描述统计如表1所示。

      

       (二)回归分析

       检验假设1。我们首先按照CF_ANA分组，检验分析师盈余预测准确性的均值和中位数是否因为发布现金流预测而存在显著差异。根据表2，结果发现发布现金流预测组的盈余预测误差均值(中位数)为0.11(0.06)，显著地小于未发布现金流预测组的盈余预测误差均值(中位数)0.14(0.09)。分析师盈余预测误差均值(中位数)的差异为0.03(0.03)，1％的水平上显著异于零。而且，从均值差异检验看，分析师发布现金流预测相比未发布现金流预测的盈余预测误差平均降低了21.4％。此外，FE_ANA与CF_ANA的Pearson相关系数为－0.07，Spearman相关系数为－0.09，而且两者都在1％的水平上显著⑦。总而言之，单变量检验证明了分析师发布现金流预测时，盈余预测准确性更高。

      

       表3是检验假设检验结果。根据模型1，以CF_COP=1的样本(即，公司层面上被发布现金流预测的分析师预测样本)检验分析师发布现金流预测是否能够提高盈余预测的准确性。如表3所示，CF_ANA的回归系数为－0.027，在1％的水平上显著。同样在全样本下，CF_ANA的回归系数为－0.026，在1％的水平上显著。回归结果表明分析师发布现金流预测能够提高其盈余预测准确性。这与Call等(2009)的结论一致，同时也验证了Hirshleifer和Teoh(2003)的理论预期及Hewitt(2009)的实验结论在中国资本市场的适用性，即预测具有不同持续性的盈余各组成部分有利于提高加总的盈余预测准确性。

      

       假设1的逻辑基础是分析师发布现金流预测有助于其提高对盈余结构的理解，从而能够更准确的预测盈余。但是，没有发布现金流预测的分析师可以从其他发布现金流预测的分析师那里了解目标公司的现金流状况，进而深入理解盈余构成。那么，没有发布现金流预测的分析师是否能够有效利用其他分析师发布的现金流预测信息呢？我们对此进行了进一步的分析，为此定义AFTER哑变量，对于跟踪某一公司的所有分析师而言，如果没有发布现金流预测的分析师的预测日期发生在首次发布现金流预测的分析师预测日期之前，则AFTER=0，否则AFTER=1。如果未发布现金流预测的分析师能够有效利用其他分析师发布的现金流预测信息，那么我们预期当AFTER=1时，分析师盈余预测的准确性比AFTER=0时的分析师盈余预测准确性要高。在单变量分析中，我们发现根据AFTER分组的盈余预测准确性的均值和中位数都没有显著差异。在回归分析结果中，AFTRE的系数也不是显著为负。这表明未发布现金流预测的分析师并不能从已发布的现金流预测中获取有效信息以帮助提高自身的盈余预测准确性。该结果也意味着分析师因发布现金流预测而产生的对目标公司的私有信息不会因为现金流预测的发布而被其他分析师所共享。总之，为了更加准确的预测盈余，分析师需要亲历亲为地对目标公司的现金流预测进行分析。

       检验假设2。盈余管理降低分析师盈余预测准确性是检验假设2的前提条件。不论表2中的单变量分析还是表3中的多元回归分析，结果均表明存在盈余管理时，分析师盈余预测准确性越低。根据表2的单变量分析，我们发现，存在明显的盈余管理时分析师盈余预测准确性的均值(中位数)为0.20(0.13)，显著地大于不存在明显的盈余管理时的盈余预测准确性的均值(中位数)为0.12(0.08)。分析师盈余预测准确性均值(中位数)的差异为－0.08(－0.05)，在1％的水平上显著。此外，从均值差异检验来看，我们发现当公司存在明显的盈余管理时，分析师盈余预测准确性下降了66.7％。表3的回归分析中EM的系数显著为正(0.022和0.019)。总而言之，无论是单变量分析还是回归分析都表明盈余管理显著降低了分析师盈余预测准确性，为检验假设2奠定了基础。

       表3还报告了假设2的回归结果。根据假设2的预期，分析师发布现金流预测能够降低公开的盈余管理对其盈余准确性的负面影响。如表4所示，在CF_COP=1的样本回归中，EM*CF_ANA的回归系数为－0.033，在1％的水平上显著；在全样本的回归中，EM*CF_ANA的回归系数为－0.016，在10％的水平上显著。子样本和全样本均验证了假设2成立。

       由于公开的盈余管理的选择是外生于分析师发布现金流预测，这在表3的相关性分析中已经发现CF_ANA与EM没有相关性，所以本文对公开的盈余管理的定义也避免了分析师现金流预测的内生性检验(McInnis和Collins,2011)⑨。总而言之，对假设二的检验证明了分析师现金流预测能够提高其对预测公司的盈余结构的理解，减少了信息不对称程度，进而降低了公开的盈余管理对盈余预测准确性的负面影响。即，当公司存在明显的盈余管理时，分析师发布现金流预测对盈余预测准确性的提升更高。

       (三)更清洁样本的检验

       为了更直接检验分析师发布现金流预测对其盈余预测准确性的影响。我们选择更清洁的样本，即同时存在发布现金流预测和未发布现金流预测的分析师盈余预测样本，以检验分析师发布现金流预测相比其未发布现金流预测时盈余预测的准确性。我们进行了单变量检验和回归分析两种检验，如表4所示。从Panel A单变量检验中，我们发现，分析师发布现金流预测的盈余预测误差的均值(中位数)为0.15(0.08)，显著地小于分析师未发布现金流预测时的均值(中位数)0.12(0.06)。分析师盈余预测误差均值差异的检验统计量(中位数差异的检验统计量)为11.36(－18.69)，都在1％的水平上显著异于零。而且从均值检验来看，相比未发布现金流预测的情况，分析师发布现金流预测时的盈余预测误差降低了20％。在回归分析中，检验两个假设的回归结果都显示CF_ANA的回归系数显著为负，分别为－0.027和－0.023，且都在1％的水平上显著，表明分析师发布现金流预测时确实能够有利于其理解盈余构成，并提高盈余预测的准确性，再次验证本文的假设1；交互项EM*CF_ANA的回归系数－0.031，5％的水平上显著，表明当公司存在明显的盈余管理时，分析师发布现金流预测能够削弱管理层盈余管理对盈余预测准确性的负面影响。相比未发布现金流预测时，分析师发布现金流预测更有助于提高盈余预测准确性，再次验证本文的假设2。

      

       (四)进一步检验

       上述检验不仅证明了分析师发布现金流预测能够提高盈余预测的准确性，而且还发现分析师发布现金流预测能够减弱盈余管理对分析师盈余预测准确性的负面影响。更一般地推理，分析师发布现金流预测能够提高其对盈余组成部分的预测能力，即分析师发布现金流预测能够更好地理解盈余各组成部分的持续性，以便更准确的预测盈余。为此，我们进一步检验发布现金流预测是否利于分析师更好的理解其盈余组成部分持续性。

       借鉴Call等(2009)研究盈余持续性的方法，并在其基础上加入了其他影响盈余持续性的因素。已有研究发现影响盈余预测持续性的因素还包括公司规模、资本密集度、投资支出的增加、盈余管理和行业等因素(Fairfield等，2003；Richardson等，2006)。

       表5是分析师发布现金流预测与盈余组成部分的持续性的回归结果。为了保证回归结果的横向可比，使用被发布过现金流预测的样本公司(即，CF_COP=1)作为回归数据。对于Column 1，变量AC与CFO的回归系数表示盈余在时间序列上的持续性赋予应计利润和经营活动现金流的权重；类似的，对于Column 2，变量AC与CFO的回归系数表示分析师盈余预测的持续性赋予盈余的组成部分——应计利润和经营活动现金流的权重；根据Sloan(1996)应计项目比现金流缺乏可持续性，我们预期Column 1和Column 2中，变量4C和CFO的回归系数显著为正，而且CFO的系数大于AC的系数。估计系数的差异检验发现在Column 1中，F值为32.87，统计上显著异于零；同样，在Column 2中，F值为17.68，统计上显著异于零。这表明，无论是从真实盈余时间序列还是分析师盈余预测的时间序列来看，AC的回归系数显著小于CFO的回归系数。根据系数的意义，验证了Sloan(1996)的结论，即应计项目比现金流的可持续性低，而且分析师也是基于这一特征进行盈余预测的。根据Ahmed等(2006)的研究，我们预期分析师会低估盈余组成部分——应计利润和经营活动现金流——的持续性。所以，我们Column 3中变量AC与CFO的回归系数为正，结果和预期相同。此外，我们检验了Column 1和Column 2中AC的回归系数是否有显著差异，检验的卡方统计量为5.83，在1％的水平上显著；同样地，我们也对CFO的回归系数进行了差异检验，卡方统计量为7.61，在1％的水平上显著。同样得出与Ahmed等(2006)相一致的结论。我们更关心的Column 4中的交互项的系数，分析师发布现金流预测能够提高对应计利润持续性和现金流持续性的理解，我们预期AC*CF_ANA和CFO*CF_ANA的回归系数均为负。结果证实了我们的预期，两个交互项的系数分别为－0.024和－0.014，而且两者都在1％的水平上显著。这表明分析师发布现金流预测提高了对盈余组成部分持续性的理解，进而可以解释为什么分析师发布现金流预测能够提高盈余预测的准确性。

      

       (五)稳健性检验

       为了增加研究结论的可靠性，我们对上述研究结果进行了稳健性测试⑩。

       第一，内生性检验。为了消除内生性的解释，借鉴De Fond和Hung(2003)的方法，第一阶段回归估计出选择发布现金流预测时的Inverse Mills Ratio(IMR)，然后在第二阶段回归中将IMR放到模型中，检验本文的两个假设。结果发现两个假设依然得到验证，而且在第二阶段回归中IMR的回归系数都不显著，表明内生性问题不严重。

       第二，更换盈余管理度量。首先我们用公司当年是否存在增发和配股来替代前文中的“公司最近3个会计年度加权平均净资产收益率平均值大于6％，小于7％”，重新度量盈余管理。结果发现，两个假设依然得到验证。其次，我们也尝试采用两种传统的估计模型来定义盈余管理：Dechow等(1995)修正的琼斯模型和Dechow和Dichev(2002)估计盈余管理的模型。两个盈余管理的度量都显著地验证了本文的两个假说，再次验证了结论是稳健的。

       第三，Lehavy(2009)发现，现金流预测对盈余预测的促进作用仅在前半时间段显著，因此我们将整个样本分成两组，分别对2003～2006样本和2007～2010样本做了回归(11)。我们发现分析师现金流预测对盈余预测准确性的正面影响在两个子样本中都显著，但是在第一个时间段系数的绝对值更大。对应于假设1的检验，CF_ANA的值在前后两个时期分别为－0.061和－0.023；对应于假设2的检验，EM*CF_ANA的值在前后两个时期分别为－0.064和－0.032。这表明现金流预测对盈余预测的促进作用可能在分析师能力较弱时更大。

       第四，Abarbanell和Lehavy(2003)研究发现分析师预测误差存在尾部的不对称，相对于悲观的预测而言，较大的乐观预测频率更大。这可能导致本文的结论仅仅适用于数量极少的较大乐观预测的样本。Lehavy(2009)指出，Call等(2009)的结论仅适用于盈余预测偏差为负的子样本。为消除疑虑，本文根据预测误差的正负分组回归检验。结果发现无论是悲观预测还是乐观预测，两个假设都得到验证。总之，我们的结论更稳健。

       第五，更换FE_ANA的度量。参照Abarbanell和Lehavy(2003)的方法，用分析师盈余预测值与真实值之差的绝对值除以期初股价定义盈余预测准确性，重述上述检验，结论不变。我们也尝试用真实每股盈余作为标准化的标准定义盈余预测准确性，在删除真实每股盈余的绝对值小于0.1的观测(为避免极端值)之后，检验了本文的两个假说，结论也保持不变。

       第六，为消除结论对CF_ANA定义的依赖性，用分析发布现金流预测的次数(CF_ANO，定义为分析师发布现金流预测的次数加1的自然对数)替代CF_ANA，重复上述检验，结论依然存在。总之，本文进行了一系列的稳健性检验，结论基本不变。

       五、结论

       本文基于我国2003～2010年度上市公司分析师预测的样本，对分析师现金流预测、公开的盈余管理动机与分析师盈余预测准确性的关系进行了深入的研究。首先，文章从整体上研究分析师发布现金流预测对盈余预测准确性的影响。发现分析师通过发布现金流预测提高了其盈余预测的准确性，而且我们也检验了分析师发布现金流预测对于未发布现金流预测的分析师盈余预测准确性的影响，发现未发布现金流预测的分析师不能有效地从其他分析师发布的现金流预测中获取有利于提高自身盈余预测准确性的信息。总之，分析师因为发布现金流预测而产生的对目标公司的私有信息不会因为现金流预测的发布而被其他分析师所共享；要想提高盈余预测的准确性，需要分析师亲历亲为地对目标公司进行结构化的预测。

       其次，本文构建了公开的盈余管理指标，发现分析师发布现金流预测能够降低公开的盈余管理对盈余预测准确性的负面影响，缓解了信息不对称对盈余预测的影响。在进行了一系列的稳健性检验之后，上述结论依然成立。进一步地检验发现分析师发布现金流预测能够提高其对应计项目和现金流持续的理解，从侧面支持了为什么分析师预测盈余组成部分的信息有利于提高其盈余预测的准确性。本文的研究结论对分析师和投资者都有一定的启示意义。对分析师而言，区别对待盈余中具有不同持续性的组成部分，有利于提高其对盈余结构的理解，进而提高盈余预测的准确性。对投资者来说，本文研究的启示意义表现为投资者可以根据分析师预测工作的细致程度有选择的利用分析师预测数据以及评级推荐；同时作为投资者直接分析上市公司的财务信息时，除了关注总的财务指标，更要注重财务信息的数据构成。总之本文的结论有助于投资者更好的理解分析师的预测行为，有助于做出有效的投资决策。

       收稿日期：2013－03－11

       注释：

       ①Call等(2009)发现在美国上市公司中也存在同样的情况。根据，I/B/E/S的数据统计，至少发布过一次现金流预测的公司占比从1993年的4％增加至2005年的54％；在分析师层面上，分析师发布盈余预测的同时，至少发布过一次现金流预测的占比从1993的1％增加至2005年的32％。

       ②我们采用相同的度量分析师预测误差的方法，利用我国分析师预测数据，发现分析师预测误差的频率分布表现出与Abarbanell和Lehavy(2006)相似的结论。考虑篇幅限制，频率图没有附上。

       ③为节省篇幅，统计表格未披露。

       ④当年微利的确定有一定的主观性，尝试0＜ROA＜0.0005，0＜ROA＜0.002，0＜ROA＜0.003等不同的方式定义微利，不影响本文的结论。

       ⑤自2001年起，中国证监会要求申请配股和增发的公司最近3个会计年度加权平均净资产收益率平均不低于6％，以扣除非经常性损益后的净利润与扣除前的净利润相比，以低者作为加权平均净资产收益率的计算依据。

       ⑥根据Altman(1968)的估计计算的ZSCORE，ZSCORE=1.2*营运资金/总资产+1.4*留存收益/总资产+3.3*息税前利润/总资产+0.6*总市值/负债总额+0.999*销售收入/总资产。

       ⑦为节省篇幅，变量的相关系数矩阵未披露。

       ⑧这里是在公司层面上被发布现金流预测的样本(样本数为28723)，以便更直观的检验被发布现金流预测的同一公司中，分析师发布现金流预测与否对其盈余预测准确性的影响。此外，Lehavy(2009)认为随着经验的积累，分析师预测越来越准确，而是否发布现金流预测对其盈余预测影响不大。针对此，我们检验了年度盈余预测准确性的分组差异，依然发现现金流预测组的盈余预测准确性更高，而盈余预测准确性也没有随时间趋势越来越准确。Lehavy(2009)还指出Call等(2009)的结论主要体现在较为陈旧的分析师预测(即，分析师预测时差大于180)。为此，我们根据分析师预测时差是否大于180分为两组，单变量检验表明两组都发现现金流预测组的盈余预测越准确。为节省篇幅，这些检验结果没有披露。

       ⑨如果利用Jones模型等后续扩展模型估计的操纵性应计项目作为盈余管理的代理变量，逻辑上难以避开分析师能够预测盈余管理行为这一前提(Abarbanell和Lehavy,2003; Liu,2005)，这也是本文定义外生盈余管理的原因。

       ⑩由于篇幅限制，具体结果没有披露，如需要可向作者索要。

       (11)按时间分组的方式同时也便于考虑新会计准则对结论的影响。由于新会计准则对损益的附加披露要求更加具体，同时新会计准则也提高了盈余质量(张然、陆正飞和叶康涛，2007)。这样分时段检验有助于消除可能的竞争性解释：正是由于新会计准则要求企业能够提供更多的盈余信息以及提高了盈余质量，进而导致分析师盈余预测准确性更高。

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