【作　　者】
苏春江（博士）

【作者单位】
（财政部财政科学研究所 北京 100142）

【摘　　要】

【摘要】 本文深入考察了不同产权性质下证券分析师追踪对于公司盈余管理程度的影响，结果表明证券分析师跟踪可以有效抑制企业的盈余管理行为，并且非国有企业相对于国有企业对证券分析师跟踪的反应更加敏感。
【关键词】 产权性质  分析师跟踪   盈余管理

安然事件爆发后，公司治理机制引起了各类资本市场参与者的重视。证券分析师是一种重要的公司治理外部监督机制，但是在中国特殊背景之下，内部控制人现象严重，因此探讨公司外部治理机制发挥作用的途径显得尤为迫切。由于盈余管理程度通常是衡量公司治理水平的重要方面，因此本文以盈余管理为切入视角，深入分析不同产权性质下证券分析师追踪对于盈余管理程度的影响。
一、文献回顾及研究假设
从现有文献来看，分析师追踪作为一种重要的外部监督手段，有关其对盈余管理水平影响的研究依然较少。Knyazeva（2007）实证检验了证券分析师的外部监督以及新闻媒体的关注对于企业绩效以及管理层行为的影响，研究发现，分析师追踪与公司内部治理机制一样，发挥着极其重要的监督作用，有效抑制了公司的盈余管理行为。Yu（2008）的研究发现，外部分析师若是来自于大型券商或者是更具有实际经验，其对于抑制公司的盈余管理行为更为有效。在国内，于忠泊等（2011）分别考察了媒体关注、机构投资者以及分析师追踪对于盈余管理的影响，研究发现，以上三种监督手段均能在一定程度上抑制盈余管理程度。赵玉洁（2013）则深入分析了不同法律环境下分析师追踪对于企业盈余管理影响的差别，研究发现，在投资者法律保护较弱的地区，分析师追踪能够起到更好的监督作用，是公司内部治理机制的重要补充。
虽然分析师追踪会对企业的盈余管理行为产生影响，但是由于企业的性质差异，该影响可能也存在显著的区别。相比较非国有企业而言，国有企业可以更多地依赖国家和政府支持来获取资源，对于资本市场的依赖并不如非国有企业强烈。因此，国有企业对于外部监督机制的反应应该不如非国有企业敏感。基于以上分析，本文提出如下假设：
假设1：在其他条件相同的情况下，外部证券分析师的增加能够抑制公司的盈余管理行为。
假设2：在其他条件相同的情况下，相比较国有企业而言，非国有企业对于外部分析师追踪的反应更为敏感。
二、数据来源与数据分析
本文选取2003 ~ 2011年度沪深A股上市公司为研究对象。出于测算应计盈余管理模型的需要，本文的实际样本区间为2002 ~ 2011年。在此基础上，我们依照以下标准选取样本：①剔除金融类上市公司样本；②剔除在研究区间内被ST、∗ST的上市公司样本；③剔除行业年度少于15家的行业年度；④剔除上市时间不足一年的上市公司样本以控制IPO效应；⑤剔除分析师跟踪数据披露不祥以及企业财务数据缺失的上市公司样本。最终获取样本为11 755个。文中分析师跟踪数据来源于锐思数据库，其他财务数据来自国泰安数据库。
根据研究需要，本文主要变量具体定义见1：

表2列出了本文主要变量的描述性统计结果，可以看到，企业盈余管理水平均值为0.044，根据DA变量的设计，这一数值表明，平均而言，在企业的资产总额中，操控性盈余管理水平所占比例达到0.044，也即4.4%。另外，表征企业外部分析师跟踪程度的Num变量均值为11，也就是说，我国上市公司平均会被11位分析师同时跟踪分析。但是，可以看出，其标准差较大，达到16.27，也就是说，不同企业，其分析师跟踪程度有较大差异。这一结论也可以从Num变量的离差中得出。就控制变量而言，我国上市公司的净资产收益率均值为0.075，而资产负债率达到了48.5%，这表明我国上市公司具有一个较为适中的负债融资比率。表征企业成长能力的主营业务收入增长率达到22%，说明企业平均而言具有较好的发展势头。最后，表征企业是否国有的虚拟变量State均值为0.633，这表明样本企业中有占比达63.3的企业为国有企业。

表3列出了本文变量之间的相关系数矩阵。可以看出，就我们所关心的企业盈余管理水平与外部分析师跟踪之间的关系，相关系数并未有一个显著的结果。相反，我们看到了本文控制变量与企业盈余管理水平之间的显著相关关系。这表明，对这些变量进行控制是有必要的。同时，可以看到，各个变量之间的相关系数并未超过0.5，这说明我们所选取的变量之间不存在多重共线性，可以放入同一回归模型进行回归。

三、研究设计
1. 模型设定。本文主要考察企业面临的外部分析师跟踪情况对其盈余管理水平的影响。并且，考虑到根据所有权性质的不同，对我国的国有企业和非国有企业分别进行考察。
本文利用面板回归模型进行研究，计量模型如下：
DAit=β0+β1Numit+β2Roeit+β3Levit+β4Sizeit+β5Growthit+∑YEAR+ui+εit
式中：ui为不可观测的个体效应；εit为随机扰动项，且εit：i. i. dN（0，σ2）。
2. 变量说明。本文的因变量为盈余管理水平。盈余管理水平主要采用Dechow等（1995）的修正Jones模型来计量。若操控性应计水平越高，则说明企业的应计盈余管理行为较多，对利润的影响较大。
分析师跟踪程度是本文关注的重要解释变量之一。借鉴徐欣和唐清泉（2010）、张军华（2012）等的研究，本文以某一年度内对某一企业出具盈余预测报告的分析师人数，作为分析师跟踪程度的替代变量。
根据Dechow等（1995）和Roychowhury（2006）的研究，本文选取企业的净资产收益率（Roe）、企业资产负债率（Lev）、企业规模（Size）以及企业的成长能力（Growth）等变量作为控制变量，以控制不同企业特征对盈余管理水平的影响。另外，考虑到经济状况的年度变化对本文因变量的影响，我们加入了年度虚拟变量控制。
四、实证分析
为检验本文假设，我们采用面板回归模型进行研究。由于面板回归模型分为固定效应模型和随机效应模型两种类别，在回归之前，首先运用Hausman检验进行了模型选择。表4中的Panel A-C分别汇报了非国有企业样本组、国有企业样本组以及全样本组回归的检验结果。从汇报结果来看，三个样本组的检验结果均在1%的显著性水平上拒绝随机效应估计和固定效应估计的系数没有系统性差异的原假设。因此，对于三组样本，我们均选择固定效应模型进行回归分析。

模型回归结果见表5。回归结果（1）表示以非国有企业组为回归样本，回归结果（2）表示以国有企业组为回归样本，回归结果（3）表示以国有非国有所有企业为回归样本进行回归分析。可以看到，在所有回归中，模型的F值对应的P值均为0，这就表明，本文所设模型中的解释变量对被解释变量具有显著的联合影响，也即回归模型显著有效。
具体来看，在我们的两组分样本以及总样本中，分析师跟踪程度与企业盈余管理水平均呈现显著负相关关系，显著性水平为1%。这就表明，外部分析师作为一种强有力的治理机制，对企业的盈余管理行为具有显著的抑制作用。这是因为，对于具有分析师进行跟踪的企业而言，其利用盈余管理调节利润，将会带来被分析师识别而损害管理者声誉以及薪酬水平的后果。在这一机制作用下，管理者会降低盈余管理程度，以市场的扩大与成本的降低来提高利润。假设1得到了实证检验的支持。
而具体到两组不同的样本——非国有企业组和国有企业组，我们可以看到，分析师跟踪程度对盈余管理水平的影响具有较为显著的不同，这主要表现在影响的程度大小上。非国有企业组中分析师跟踪程度对企业盈余管理水平的影响程度是国有企业组中的两倍之多。可见，由于国有企业的特殊股权性质使得大部分国有企业流通股占比比重都极小，外部投资者的“用脚投票”机制并不能对其构成威胁。因此，在其他条件相同的情况下，相比较国有企业而言，非国有企业对于外部分析师追踪的反应更为敏感。假设2得到经验证据的支持。

五、结论与建议
由上文的实证分析可知，证券分析师在抑制企业盈余管理活动方面发挥了重要的监督作用，在控制了企业的所有权性质之后，该结论依然成立。作为专业的证券分析师，分析师其自身的报酬是与其预测的准确度密切相关的。那么，证券分析师有极大的动机通过分析上市公司的政策与管理层的行为来预测其业绩。而证券分析师的业绩预告主要通过以下机制发挥其对管理者行为的约束作用。通过经理人市场，若分析师甄别并报告了管理层的不正当盈余管理行为，则会导致经理人声誉受损，从而进一步刺激股价下滑。这一方面会导致公司业绩下滑，经理人的职位受到威胁，其薪酬也会降低；另一方面也会增加公司的融资成本，使得股东权益受到损害。因此，在此机制的约束之下，公司管理层的明智之举就是减少盈余管理行为，通过市场的扩大与成本的降低来提高利润。
相比较非国有企业而言，一方面，其具有更多的官方背景，更容易凭借其政治关联获取政府支持，甚至是直接获取政府补助，但是其管理层并没有因此而受到更多的监管与约束，对于国有企业管理层的考察也多流于形式，基本上以预算形式确定公司的业绩，业绩目标较为容易达到，因此国有企业管理层的盈余管理动机较弱。另一方面，国有企业的特殊股权性质使得其具有相对独立性，大部分国有企业流通股占比比重都极小，外部投资者的“用脚投票”机制并不能对其构成威胁。因此，国有企业对于外部的监督机制的反应应该不如非国有企业敏感。
就本文的研究而言，证券分析师在监督企业盈余管理行为方面起到了极其重要的作用，且在不同的产权性质下，其监督作用的发挥程度也存在差异。因此，本文认为应该进一步完善我国的证券分析师制度，主要是完善证券分析师的信息传递作用，只有保证证券分析师的信息能够有效传递给市场投资者，才能发挥证券分析师的监督作用。同时，本文认为应该进一步加强国有企业的公司治理，减少其由于政治关联而导致的市场机制失灵，使得证券分析师追踪机制也能够在国有企业中发挥如非国有企业中的作用。
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