【作　　者】
纪茂利（教授），刘梦思

【作者单位】
（渤海大学管理学院，辽宁锦州 121013）

【摘　　要】

【摘要】 本文以我国沪深两市A股上市公司2008 ~ 2013年的数据为样本，考察分析师现金流预测对上市公司盈余管理水平的影响，进一步分析分析师良好的职业声誉是否能够增强现金流预测对公司盈余管理水平的影响。研究结果表明：分析师发布现金流预测能够约束上市公司管理层通过应计项目操纵盈余的行为，进而提高盈余质量；相对于普通分析师，“明星分析师”发布现金流预测更能够抑制公司的盈余管理行为。
【关键词】 分析师现金流预测；盈余管理；分析师声誉

一、引言
随着资本市场的发展和完善，作为投资者与管理层之间的媒介，证券分析师发挥的作用越来越重要。证券分析师发布盈余预测信息和经营性现金流预测（下文统称“现金流预测”），已引起了投资者的关注。根据分析师发布的盈余预测和现金流预测，可以了解盈余、应计项目和现金流之间的关系（应计项目是盈余与经营现金流之间的差额），从而估计出应计项目的预测值，使应计项目的信息更透明，这是否有利于抑制上市公司通过应计项目操纵盈余的行为？
我国证券分析师大多任职于综合类券商，分析师与投资者之间存在着严重的利益冲突问题，而职业声誉可以抑制分析师为谋取私利而损害客户利益的行为，确保其提供可信度较高的预测信息。我国《新财富》杂志自2003年起，每一年评选出年度“最佳分析师”，赋予分析师良好的声誉。那么良好的声誉是否能加强分析师现金流预测对上市公司盈余操纵行为的约束作用？
本文以我国沪深两市A股上市公司为样本，研究分析师现金流预测与公司盈余管理程度之间的关系以及分析师的职业声誉差异是否会影响二者之间的关系，以期能够拓展盈余管理影响因素的研究范围、丰富分析师行为经济后果方面的研究。
二、理论分析与研究假设
（一）分析师现金流预测对盈余管理的影响
上市公司的应计项目总额是盈余总额与经营现金流之间的差额，可分为可操纵性应计和非操纵性应计两个部分。分析师提供盈余预测的同时，又提供现金流预测，这意味着为企业设定了一个应计项目的预测值，使得上市公司选择操纵应计项目这种方式进行盈余管理更易被发觉，增加了企业和管理者的预期成本，从而限制上市公司通过应计项目操纵盈余的空间。
Wasley和Wu（2006）研究证明，对管理层现金流进行预测，有助于约束管理层通过应计项目操纵盈余的行为。分析师作为独立第三方，其现金流预测同样可能抑制管理层的盈余管理行为。
McInnis和Collins（2011）以美国公司为样本，证明了分析师提供现金流预测能够对管理层的应计项目盈余操控行为产生制约作用。
据此，本文认为相对于分析师发布了现金流预测的公司，没有发布现金流预测的公司应计盈余质量更低。据此提出如下研究假设：
H1a：分析师对上市公司发布现金流预测的人数与其应计盈余管理程度呈负相关关系。
H1b：分析师对上市公司发布现金流预测的次数与其应计盈余管理程度呈负相关关系。
（二）分析师职业声誉差异对现金流预测与盈余管理之间关系的影响
分析师运用专业知识解读和分析企业的财务数据，在企业和投资者的信息沟通中起着桥梁作用。职业声誉是分析师成为信息提供者的基础，作为反映分析师专业能力和信息可信度的信号，已经被市场识别并认可，即分析师存在“明星效应”。明星分析师对市场的影响力更大，发布现金流预测更能受到管理层和投资者的重视（于静等，2008）。同时随着资本市场的发展和完善，分析师面临的利益冲突更加激烈，而声誉能有效抑制分析师的利益冲突行为（Fang、Yasuda，2009）。普通分析师的利益冲突严重，其为了获取私利而调高盈余预测结果，因此即使其提供现金流预测，也会由于调高了盈余预测结果而降低现金流预测对公司盈余管理行为的抑制作用。而明星分析师的职业声望能够为其带来丰厚的年薪收入和更多晋升机会，其出于职业生涯的考虑，会积极维护自身声誉，避免利益冲突行为。
所以本文认为，相对于普通分析师，明星分析师发布现金流预测更能够约束企业的应计盈余管理行为。据此，本文提出如下研究假设：
H2：在分析师发布现金流预测的情况下，当存在明星分析师时，上市公司的盈余管理水平会更低。
三、研究设计
（一）样本选择与数据来源
本文选取2008 ~ 2013年间我国深沪两市A股上市公司作为初始样本，并对初始数据进行了技术处理：①剔除金融保险类的公司；②剔除财务数据缺失的公司；③剔除没有被分析师发布盈余预测的公司；④剔除每年度行业内公司不足10家的上市公司；⑤考虑到研究结果的稳健性，对所有连续变量进行了1%和99%的缩尾处理。最终，得到5 540家上市公司作为有效观测样本，其中分析师发布现金流预测的公司有4 197家。
本文使用的上市公司财务数据、分析师预测数据均来自于CSMAR数据库，分析师职业声誉的数据来自于《新财富》杂志主办的年度“最佳分析师”评选结果。数据处理采用STATA12.0、EXCEL等软件完成。
（二）模型设计及变量含义
1. 盈余质量的计量模型。由于正或负的可操控性应计利润都表示公司披露的盈余与其真实盈余的偏离，所以本文以可操控性应计利润（DA）的绝对值EQ来衡量盈余管理的程度，其值越大，说明该企业盈余管理水平越高。可操控性应计利润的估算则采用Dechow等（1995）的截面修正Jones模型。其模型如下：
TAi，t/Ai，t-1=α1（1/Ai，t-1）+α2（△REVii，t-△RECi，t/Ai，t-1）+α3（PPEi，t/Ai，t-1）+εi，t  （1） 
式中：TAi，t表示公司当年的总应计利润，为当年净利润减去经营活动现金流；Ai，t-1表示公司当年的年初总资产；△REVii，t表示公司当年的主营业务收入相对于上一年的变动额；△RECi，t表示公司当年的应收账款相对于上一年的变动额；PPEi，t表示公司当年年末的固定资产原值；残差εi，t表示公司当年的可操控性应计利润。
2. Heckman两阶段回归模型。考虑到分析师提供现金流预测的行为可能存在内生性问题（De Fond和Hung，2003），本文借鉴Heckman（1979）两阶段回归模型来控制内生性问题造成的回归结果失真。运用Heckman（1979）第一阶段的Probit回归模型对以CF为因变量的全样本进行分析，估计出公司被发布现金流预测的可能性，由第一阶段的回归结果得到误差调整项（又称选择校正项），即逆米尔斯比率（IMR）；在第二阶段，将IMR作为控制变量添加到回归模型中。
第一阶段回归模型如下：
Probit（CFi，t）=β0+β1CIi，t+β2EVi，t+β3MVi，t+β4Acci，t
+εi，t （2）   第二阶段回归共设计三个模型，其中模型（3）、模型（4）用于检验H1a、H1b；模型（5）用于检验H2。即：
EQi，t=γ0+γ1CF_ni，t+γ2Roei，t+γ3Growthi，t+γ4Levi，t
+γ5Sizei，t+γ6Lossi，t+γ7Statei，t+γ8Agei，t+γ9IMRi，t+Year+Ind+εi，t （3） 
EQi，t=γ0+γ1CF_fi，t+γ2Roei，t+γ3Growthi，t+γ4Levi，t
+γ5Sizei，t+γ6Lossi，t+γ7Statei，t+γ8Agei，t+γ9IMRi，t+Year+Ind+εi，t （4） 
假设2的检验模型：
EQi，t=γ0+γ1CF_si，t+γ2Roei，t+γ3Growthi，t+γ4Levi，t
+γ5Sizei，t+γ6Lossi，t+γ7Statei，t+γ8Agei，t+γ9IMRi，t+Year+Ind+εi，t （5） 
各模型中变量的含义如表1所示。
对表1中未列入模型的各变量做如下补充说明：
其中：CFi，t为虚拟变量，如果第t年分析师对公司i至少发布过一次现金流预测，取值为1，否则为0；CIi，t表示资本密集度，即公司i第t年末的固定资产净额加在建工程净额之和与期初总资产的比值；EVi，t表示盈余波动性，即公司i每三年的盈余标准差与盈余均值的比值；MVi，t表示公司i第t年所有者权益市场价值的自然对数；Acci，t表示应计项目所占比重，即公司i第t年的总应计利润与期初总资产的比值。
EQi，t为被解释变量，表示可操控性应计利润（DA）的绝对值。
CF_ni，t为解释变量，表示第t年分析师对公司i发布现金流预测的次数加1的自然对数；CF_fi，t表示公司i第t年被发布现金流预测的分析师人数加1的自然对数。
CF_si，t为虚拟变量，如果公司i在第t年至少被一名明星分析师进行现金流预测，取值为1，否则取值为0。
控制变量：净资产收益率（Roe）、资产负债率（Lev）、公司成长性（Growth）、公司规模（Size）、是否亏损（Loss）、公司性质（State）、上市年限（Age）。
四、实证研究
（一）描述性统计与分析
本文对研究中所用到的各变量进行了描述性统计，结果如表2、表3所示。

表2列示了Heckman第一阶段模型（模型（1））中变量的描述性统计，从中可以看出，CF的均值为0.758，表明全样本中有75.8%的公司发布了现金流预测。CI的均值为0.373，表明公司资产中平均有37.3%为固定资产投资。EV的均值为0.317，中位数为0.322。MV的均值为15.577，中位数为15.463。Acc的均值为-0.006，中位数为-0.012。

从表3的描述性统计中可以看出，可操控性应计利润DA的均值为0.000，中位数为-0.003，这与Daniel等（2008）的研究结论相一致，即分年度、分行业回归得到的DA应该接近于零。盈余质量EQ的均值为0.056，中位数为0.040。
分析师现金流预测次数CF_n的均值为2.175，表明公司被发布现金流预测的平均次数为7.802。分析师现金流预测人数CF_f的均值为1.343，表明公司被发布现金流预测的平均人数为2.831。明星分析现金流预测次数CF_s的均值为0.593，表示被发布现金流预测的样本公司中，59.3%的公司至少被一名明星分析师发布过现金流预测。
（二）相关性检验
表4列出了相关系数矩阵，从中可以看出，资本密集度CI、盈余波动性EV、所有者权益市场价值MV、总应计利润占比Acc与因变量CF均正相关，且在1%的水平上显著，初步表明公司的经营状况对分析师现金流预测有显著的正向影响。

表5列示了Person相关系数，从中可以看出：盈余管理程度EQ与衡量分析师现金流预测的变量CF_n和CF_f的相关系数分别为-0.073和-0.079，而且在1%的水平上显著，这与我们的预期相一致；EQ与衡量是否被明星分析师发布现金流预测的变量CF_s的相关系数为-0.049，而且在1%的水平上显著，表明分析师现金流预测能够降低上市公司的盈余管理水平，而且明星分析师发挥的治理作用更加明显；CF_n和CF_f之间高度相关，表明它们在衡量分析师现金流预测上是等效的。
从表5还可以看出，盈余质量EQ与资产负债率Lev、净资产收益率Roe、公司成长性Growth和是否亏损Loss显著正相关，说明高负债水平、强盈利能力、高发展潜力和亏损的公司，其盈余管理水平更高；EQ与Size显著正相关，说明规模大的公司的盈余管理水平较低；而EQ与公司性质State、上市年限Age的关系不显著。模型的解释变量与控制变量之间的相关程度相对较低，所以不存在严重的多重共线性问题。
（三）回归分析
1. Heckman第一阶段回归。
表6列示了Heckman第一阶段Probit模型的回归分析结果，从中可以看出，被解释变量为二元哑变量CF，即公司是否被分析师发布现金流预测，各解释变量的取舍标准是看其是否影响分析师有选择地发布现金流预测。从回归所得出的解释变量的系数及其显著性可知，公司的资本密集度CI、盈余波动性EV及应计利润占比Acc均与分析师现金流预测行为显著正相关，即分析师倾向于选择资本密集度较高、盈余波动性大及应计利润比重大的公司发布现金流预测，这与DeFond和Hung（2003）的研究结论相一致。同时，分析师现金流预测行为还与公司的应计项目所占比重显著正相关。
2. Heckman第二阶段回归。表7为第二阶段模型（3）、模型（4）、模型（5）的回归结果，反映了分析师现金流预测与盈余管理水平的关系，我们根据分析师发布现金流预测的次数（CF_n）、人数（CF_f）及公司是否被明星分析师发布现金流预测（CF_s）得到三组回归结果，三个模型的F值分别为26.070、26.140和17.720，且sig值均为0.000，表明三个模型均有统计学意义；DW值分别为1.990、1.989和2.033，接近2，说明不存在序列自相关问题；容差均大于0.1，VIF值均小于3，可排除存在严重的多重共线性问题。由此可见，H1和H2的回归方程是有效的。
从表7可以看出，CF_n与因变量EQ显著负相关（回归系数为-0.149，在5%的水平上显著），表明分析师对上市公司进行现金流预测的次数越多，其盈余管理水平越低；CF_f同样与因变量EQ显著负相关（回归系数为-0.262，在1%的水平上显著），表明对上市公司跟踪发布现金流预测的分析师人数越多，其盈余管理水平越低。这与我们的预期一致，H1得到了验证。这说明分析师发布现金流预测能够抑制上市公司的盈余管理行为，发挥了积极的治理作用。
从表7还可以看出，CF_s的回归系数为-0.353，且在5%的水平上显著，表明分析师职业声誉与公司的盈余管理程度呈显著负相关关系，即明星分析师现金流预测比普通分析师现金流预测对公司管理层通过应计项目操纵盈余管理的抑制作用更强。

从其他控制变量的回归结果来看，Lev、Roe、Growth、Loss的系数均显著为正，说明资产负债率较高、盈利能力较强、成长性较好和亏损的公司，其管理层越有动机进行盈余管理；Size与EQ显著负相关，表明公司规模越小，其盈余管理水平越高。这与以往的研究结果（薄仙慧、吴联生，2009；苏冬蔚、林大庆，2010；李增福、周婷，2013）相吻合。通过第一阶段回归得到的IMR，作为控制变量，其系数显著，说明控制了内生性问题。
五、结论
本文以2008 ~ 2013年我国沪深两市A股上市公司为研究样本，实证研究分析师现金流预测对盈余管理水平的影响。得出如下结论：
第一，公司被分析师发布现金流预测的次数越多、人数越多，其盈余管理水平越低，即分析师现金流预测能够提高上市公司的应计质量，约束其盈余管理行为。
第二，明星分析师发布现金流预测对盈余管理水平的影响更显著，更能抑制上市公司的盈余管理，即明星分析师对公司的治理效应更显著。
本文的研究结论对监管机构具有一定的参考意义：一方面，促进分析师行业的发展，注重分析师专业水平的提升，鼓励专业分析师发布现金流预测，完善公司的外部治理机制，对上市公司管理层的行为进行严格监管，进而使公司的盈余质量得到提高，避免投资者的相关利益受到侵害；另一方面，建立一套科学合理的职业声誉回报机制，以评估分析师的业绩，充分发挥声誉机制对分析师利益冲突行为的抑制作用，规范分析师的行为，确保分析师的客观性、独立性、公正性，引导分析师承担其外部监督职能，将保护投资者利益放在首要位置。
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