【作 者】
龚光明（博士生导师），余海波
【作者单位】
湖南大学工商管理学院，长沙410082
【摘 要】
【摘要】以2008 ~ 2014年沪深两市A股上市公司为样本，从业绩预告特征角度考察业绩预告信息对分析师盈余预测修正的影响。研究结果表明：业绩预告发布后分析师预测的修正幅度与业绩预告带来的非期望盈余显著正相关，并且业绩预告时长越短、业绩预告精确性越高、业绩自利性归因越弱，二者的正向关系越强；业绩预告降低了分析师预测的误差，并且业绩预告时长越短、业绩预告精确性越高、业绩自利性归因越弱，业绩预告对分析师预测误差的降低程度越大。
【关键词】业绩预告；预告时长；精确性；业绩自利性归因；分析师盈余预测修正
【中图分类号】F832.5 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2017）18-0030-6一、引言
证券分析师是资本市场上的信息中介。一方面，其作为信息的提供者，利用其卓越的信息收集能力和专业的分析能力，能够向市场提供合理反映证券内在价值的信息，降低信息不对称，缩小证券市场的价格偏离，提升资本市场效率。另一方面，其作为信息的使用者，进行盈余预测的信息除了其掌握的私人信息，还包括上市公司披露的公开信息。由于私人信息的获取成本较高，公开信息就成为分析师盈余预测的重要信息来源。上市公司发布的业绩预告作为盈余公告发布前的重要前瞻性公告，其内含信息与分析师预测具有直接的相关性，无疑成为分析师预测的重要参考。
和西方国家相比，我国上市公司盈利预测信息披露制度的建立相对较晚。证监会在《关于做好上市公司1998年年度报告有关问题的通知》中首次明确了我国业绩预告制度，到2008年基本确定了现行的强制性业绩预告的披露要求。然而，这些规范并没有明确规定业绩预告的具体形式、格式规范等，管理层具有较大的选择空间，导致上市公司发布的业绩预告质量存在很大差异。这些问题引发了我们对不同特征的业绩预告对市场期望的调节作用、对信息不对称的降低作用是否存在差异进行思考。
本文可能的贡献在于：第一，将业绩自利性归因这一概念运用于管理层业绩预告，考察管理层业绩预告自利性归因对分析师反应程度的影响，拓展了管理层业绩预告归因研究。第二，采用类似于事件研究的方法，利用业绩预告发布后的短窗口期内分析师预测修正数据，为业绩预告对分析师预测行为的影响提供了直接证据。
二、理论分析与研究假设
（一）业绩预告传递的公司特质信息与分析师预测修正
业绩预测的形成需要考虑宏观经济信息、行业层面信息及公司特质信息（Jennings，1985）。不同预测者对这三种信息的掌握程度不同，其在预测过程中对三种信息的侧重点也不同。一般而言，公司管理层对公司的经营状况及战略计划更为了解，即对公司特质信息掌握得更全面，其进行业绩预测时更注重使用公司特质信息。而由于信息不对称的存在，分析师掌握的公司特质信息较少，其收集到的信息更多的是行业层面和宏观经济信息，因此，分析师盈余预测较少反映公司特质信息，而更多地反映市场层面的信息（Chan和Hameed，2006；冯旭南和李心愉，2011）。管理层与分析师掌握信息内容的不同，导致管理层预告业绩与分析师预测业绩之间存在差异，这种差异即为业绩预告带来的非期望盈余。公司管理层与分析师掌握的信息差异越大，二者业绩预测差异就越大，业绩预告带来的非期望盈余也越大。而业绩预告会揭露分析师掌握的较少的公司特质信息（Hassell et al.，1988）。所以当业绩预告发布后，分析师会考虑管理层预告业绩，并将预告业绩包含在其预测中。此外，分析师盈余预测的重要信息来源为上市公司公开披露的信息，而业绩预告是上市公司年报发布前的重要公告，必然会成为分析师预测的重要参考资料（Schipper，1991）。基于此，提出假设1：
假设1：证券分析师预测修正幅度与业绩预告带来的非期望盈余正相关。
（二）业绩预告信息特征与分析师预测修正
尽管管理层发布的业绩预告为分析师提供了公司特质信息，并且分析师也会利用这些信息来发布质量更高的盈余预测，但是分析师预测并不仅仅是对管理层预告业绩进行简单的模仿，其预测修正幅度与业绩预告非期望盈余之间的正向关系还会受到业绩预告特征的影响。从业绩预告发布时间来看，其时长有长短之分；从业绩预告内容的复杂程度上看，其有是否精确之分；从管理层对业绩归因的操纵程度上看，其业绩自利性归因有强弱之分。
1. 业绩预告时长与分析师预测修正。业绩预告时长指的是业绩预告发布日与正式年报发布日之间间隔的天数。业绩预告信息以未来发展为视角，直接反映了企业经营战略和经营计划之下可能取得的经营成果。财务报告发布之前，业绩信息具有不确定性。即使是在报告期间结束后，也可能会发生资产负债表日后调整事项。总的来说，随着时间的后移，管理层掌握的信息往往会更多、更可靠，信息披露的可靠程度也会随之提升。Pownall等（1993）的研究表明，上市公司盈余预测发布日与盈余公告日之间的时间间隔越短，预测信息的质量就越高。因此，相对于预告时长较长的业绩预告，证券分析师更重视预告时长较短的业绩预告，修正的幅度会相对更大。基于此，提出假设2：
假设2：业绩预告时长减弱了证券分析师预测修正与业绩预告非期望盈余之间的正相关关系。
2. 业绩预告精确性与分析师预测修正。第一，从信息的复杂性及不确定性的角度来看，业绩预告的精确性越高，信息的复杂程度和不确定性越低。Hodder等（2008）的研究表明，信息越复杂，分析师预测的误差和分歧度就会越大。Zhang（2006）的研究表明，当信息不确定程度较高时，分析师在修正盈余预测时对新信息的重视程度降低，从而对新信息反应不足。综上：第一，当业绩预告的精确性较低时，分析师对信息的理解程度存在差异，容易对未来盈余产生误判，而且对业绩预告的反应也会不足。第二，从管理层印象管理角度来看，管理者可以将印象管理行为运用到业绩预告信息的披露中，将其作为信息披露的一种策略（陈芳芳，2008）。所谓印象管理，是指人们试图通过自己的行为来影响他人对自己印象形成的过程。管理层进行印象管理的常见手段之一就是人为操纵披露信息的可读性，如降低盈余预测的精确性。而业绩预告可以使投资者对管理层预测企业经济环境的变化相应调整企业产品生产计划的能力做出更为利好的评估（Trueman，1986；Baik et al.，2011）。所以，能够准确预测年度业绩的管理者为了向投资者展示其高超的预测能力及企业控制能力这一形象，就会以通俗明了的高精确性预告业绩披露盈利信息；而难以准确预测年度业绩的管理者则希望通过降低预告业绩的精确性来对其难以准确预测业绩的不好形象进行模糊化。由此可见，业绩预告的高精确性往往表明管理层卓越的预测能力，所以分析师会对精确度高的业绩预告做出更充分的反应。基于此，提出假设3：
假设3：业绩预告精确性强化了证券分析师预测修正与业绩预告非期望盈余之间的正相关关系。
3. 业绩预告自利性归因与分析师预测修正。业绩自利性归因指的是公司管理层根据公司业绩的性质，有目的地操纵和歪曲归因的方向，以实现自身利益最大化的信息披露行为。业绩自利性归因是管理层进行印象管理的另一种常见手段。管理层将业绩好归因于自身因素而将业绩坏归因于外部因素，其主要目的是希望通过归因来影响公司股东对管理层的态度，维持或提升管理层在企业中的地位及薪酬水平（孙蔓莉等，2013）。业绩预告中一般都有单独的“业绩变动原因说明”段落，该段落主要是用于说明管理层进行盈余预测时所考虑的因素，这也为管理层在业绩预告中进行归因操纵提供了条件。一般来说，公司业绩的产生是内因和外因共同作用的结果，公司应当在对外报告中客观公正地分析各种因素对业绩产生的影响。管理层根据业绩好坏对业绩影响因素进行选择性披露，甚至歪曲披露，违反了信息披露的可靠性质量特征，这必将严重损害资本市场效率和投资者利益（孙蔓莉等，2013）。由此可见，业绩自利性归因程度越高，说明管理层操纵信息的程度越大，归因信息与盈余预测信息的相关性越弱，即业绩归因难以解释预告业绩的产生过程，分析师就会表现出不充分反应。基于此，提出假设4：
假设4：业绩预告归因自利性弱化了证券分析师预测修正与业绩预告非期望盈余的正相关关系。三、研究设计
（一）数据来源与样本选择
本文以2008 ~ 2014年沪深两市A股上市公司为初始研究样本。分析师预测数据来源于CSMAR数据库，业绩预告归因文本数据根据上交所和深交所网站信息披露板块披露的上市公司业绩预告公告手工整理，业绩预告其他数据及控制变量数据来源于Wind数据库。对初始数据进行以下基本处理：①剔除金融保险行业的公司样本；②剔除当年IPO的公司样本；③剔除业绩预告类型为不确定的样本；④剔除定性、最值预测的业绩预告样本；⑤剔除分析师预测数据缺失的公司样本；⑥剔除行业内样本量小于30的样本。经过上述处理后，本文共得到840个公司年度样本。另外，为了消除异常值的影响，本文对所有连续变量在1%和99%的水平上进行了Winsorize处理。
（二）变量定义
1. 分析师预测修正幅度。本文将分析师修正预测限定在业绩预告发布后10天内，若在该窗口期内同一分析师发布了多次预测，则采用最早的一次作为修正预测。分析师预测修正幅度定义为分析师修正预测与业绩预告前最近一次预测值的差异，具体衡量方法为：
Af_rev=（Aft-Aft-1）/|Netpro| （1）
式（1）中：Af_rev表示分析师预测修正幅度；Aft表示业绩预告发布后各分析师修正预测均值；Aft-1表示业绩预告前各分析师最近一次预测均值；Netpro表示当年实际净利润。
2. 非期望盈余。业绩预告带来的非期望盈余指的是管理层预告业绩与预告前分析师预测均值的差异。具体衡量方法为：
Un_earnings=（Mft-Aft-1）/|Netpro| （2）
式（2）中：Mft表示管理层预告业绩，区间预告用区间中间值表示，点预告直接用预告值表示。
3. 调节变量。
（1）业绩预告时长。业绩预告时长用业绩预告发布日与年报发布日之间间隔的天数衡量。
（2）业绩预告精确性。参考王玉涛和王彦超（2012）的研究，采用预告业绩区间宽度表示业绩预告精确性，预告业绩区间越宽，业绩预告精确性越低。具体衡量方法为：
Precision=（Upper-Low）/|（Upper+Low）/2|
（3）
式（3）中：Upper表示预告区间上限，Low表示预告区间下限，对于点预测类型的业绩预告，Upper=Low；式中分母表示用预告区间中间值的绝对值对预告区间宽度进行标准化。
（3）业绩自利性归因。业绩自利性归因程度的衡量方法采用孙曼莉等（2012）设计的业绩自利性归因指数SSAB：
[SSAB=(UI-UE)+(DE-DI)UI+DE+UE+DI ] （4）
式（4）中：UI表示将业绩好归因为内部管理等内部原因的字数；DE表示将业绩坏归因为自然灾害等外部原因的字数；UE表示将业绩好归因为政府补贴等外部原因的字数；DI表示将业绩坏归因为管理层责任等内部原因的字数。
本文将类型为“预增”、“略增”、“续盈”及“扭亏”的业绩预告定义为业绩好，将类型为“预减”、“略减”及“首亏”的业绩预告定义为业绩坏。归因语句内外部原因的划分主要参考Baginski等（2004）使用的归因分类的一般框架，具体见表1。
而对于类似“公司主营业务稳定增长”、“公司业务增长”、“营业收入增长”、“预计产销规模与去年同期相比有一定幅度增长”等未具体说明是内因还是外因导致业绩变动的业绩归因不作为业绩归因自利性的研究样本。
4. 控制变量。参考白晓宇（2009）、王玉涛和王彦超（2012）的研究，本文选取企业规模、净资产收益率、股权集中度、机构投资者持股比例、盈余波动性及分析师修正期间已为投资者所知的除业绩预告以外的其他信息作为本文的控制变量。变量具体定义见表2。
（三）模型构建
本文采用模型（5）检验假设1，采用模型（6）检验假设2 ~ 假设4：
Af_rev=β0+β1Un_earnings+β2Size+β3ROE+
β4Top1+β5Institution+β6Vol_earnings+β7OtherInfo
+Year+Industry+ε （5）
Af_rev=β0+β1Un_earnings+β2Un_earnings×
Vars+β3Size+β4ROE+β5Top1+β6Institution+
β7Vol_earnings+β8OtherInfo+Year+Industry+ε （6）
模型（6）中Vars分别表示Horizon、Precision及SSAB三个调节变量，分别考察业绩预告时长、精确性及业绩自利性归因对非期望盈余与分析师预测修正幅度之间关系的影响。
四、实证结果与分析
（一）描述性统计
本文中各变量的描述性统计见表3。从表中可以看出：非期望盈余与分析师预测修正幅度的均值分别为-0.20和-0.14，这表明，平均而言，管理层的盈余期望小于业绩预告前分析师的盈余期望，而业绩预告后分析师会向下修正预测，并且修正幅度要小于非期望盈余。Horizon的最小值为20，最大值为187，标准差为48.25，说明上市公司业绩预告发布时间存在很大差异。SSAB的中值为0.58，上四分位数和最大值均为1，说明上市公司业绩预告自利性归因大范围存在，归因自利性程度也很大。
（二）实证结果与分析
表4报告了假设1 ~ 假设4的检验结果。表4第1列检验了假设1，即分析师修正幅度与业绩预告非期望盈余之间的关系。Un_earnings的系数显著为正，表示在其他情况不变时，业绩预告非期望盈余越大，分析师预测修正越多，假设1得到验证。由此可以说明业绩预告对分析师预测修正行为存在影响。表4第2列检验了假设2，即业绩预告时长对非期望盈余与分析师预测修正二者之间关系的影响。Un_earnings的系数显著为正，交乘项的系数为负，说明企业发布的业绩预告距离年报发布日越远，分析师对业绩预告的反应程度就越低，假设2得到验。表4第3列检验了假设3，即业绩预告精确性对非期望盈余与分析师预测修正之间关系的影响。Un_earnings的系数显著为正，交乘项系数显著为负，而Precision是用业绩预告区间大小来衡量的，Precision数值越大，预告区间长度越大，精确性就越低。交乘项显著为负，表明相对于精确性低的业绩预告，分析师对精确性高的业绩预告反应更充分，假设3得到验证。表4第4列检验了假设4，即业绩预告自利性归因对非期望盈余与分析师预测修正之间关系的影响。Un_earnings的系数显著为正，交乘项系数显著为负，说明分析师进行预测修正时会考虑业绩预告归因质量，业绩自利性归因程度越高，分析师对业绩预告的反应程度越弱，假设4得到验证。
（三）进一步研究
前文实证结果及分析表明上市公司业绩预告会对分析师修正行为产生影响，且业绩预告的不同特征会在不同程度上强化或缓解这种影响。但是，业绩预告及其不同特征是否会指导分析师进行更准确的修正预测仍然不得而知。在此，运用模型（7）和模型（8）对这个问题进行进一步检验。
Error_ch=β0+β1Abs_Unearnings+β2Size+β3ROE
+β4Top1+β5Institution+β6Vol_earnings+β7OtherInfo
+Year+Industry+ε （7）
Error_ch=β0+β1Abs_Unearnings+
β2Abs_Unearnings×Vars+β3Size+β4ROE+β5Top1+
β6Institution+β7Vol_earnings+β8OtherInfo+Year+
Industry+ε （8）
模型（7）和（8）中：Error_ch表示分析师修正前后预测误差的差异，等于修正预测的误差减去业绩预告前预测的误差，Error_ch数值越小，表示分析师预测误差降低得越多；Abs_Unearnings表示非期望盈余的绝对大小，等于Un_earnings的绝对值；Vars表示Horizon、Precision和SSAB。其他变量的解释参考表2。模型回归结果见表5。
表5第1列解释变量Abs_Unearnings的系数显著为负，说明管理层预告的业绩与业绩预告前分析师预测业绩的差距越大，分析师预测误差下降得就越多。这表明业绩预告带来的非期望盈余中包含的有效信息可以有效减少管理层与分析师之间的认知差异，分析师根据业绩预告修正其预测有助于预测误差的降低。另外，这一结果为“业绩预告有助于分析师预测”提供了直接证据。
表5第2 ~ 4列交乘项的系数均显著为正，这说明相对于预告时长长、精确性低、业绩自利性归因强的业绩预告，预告时长短、精确性高、业绩自利性归因弱的业绩预告能够更好地指导分析师提升预测准确性。
（四）稳健性检验
1. 延长分析师修正窗口期。将分析师修正预测的窗口期从业绩预告后10天延长到15天，从而分析师预测样本从3656个增加到4032个，公司的样本数从840个增加到955个。
2. 重新定义分析师预测修正幅度。用分析师预测修正前后预测变动的相对幅度定义分析师修正幅度，即用业绩预告前的分析师盈余预测值的绝对值对分析师预测修正幅度标准化，相应地，为保证计算方法的一致，同时用业绩预告前分析师盈余预测值的绝对值对非期望盈余进行标准化。
3. 重新定义业绩预告时长。以每年业绩预告时长的中值为界，高于中值的样本为长预告时长组，定义Horizon=1，剩余样本为短预告时长组，定义Horizon=0。
4. 重新定义业绩预告精确性。以每年业绩预告的精确性中值为界，高于中值的样本为高精确性组，定义Precision=1，剩余样本为低精确性组，定义Precision=0。
5. 重新定义业绩自利性归因。根据内容分析法，采用二分法对表1中各内外因项目进行评分，即当业绩归因描述涉及表1中的某项目时，该项目评分为1，否则为0。重新定义UI为将业绩好归因为内部原因的得分；定义UE为将业绩好归因为外部原因的得分；定义DI为将业绩坏归因为内部原因的得分；定义DE为将业绩坏归因为外部原因的得分。最后根据重新定义的UI、UE、DI、DE重新计算SSAB，并代入模型重新检验。
以上稳健性检验得出结果与前文主表检验结果相同，研究结论保持稳健。
五、研究结论及意义
本文研究了不同业绩预告特征下业绩预告带来的非期望盈余对分析师预测修正行为的影响。结果表明：业绩预告带来的非期望盈余与分析师预测修正幅度正相关；预告时长短、精确性高、业绩自利性归因弱的业绩预告带来的非期望盈余与分析师预测修正幅度之间的正相关关系更强。进一步研究表明：业绩预告信息可以显著降低分析师预测误差，并且当业绩预告时长短、精确性高、业绩自利性归因弱时，业绩预告信息降低分析师预测误差的程度更大。
本文的研究结论具有一定的理论和现实意义。上市公司业绩预告是上市公司年报发布之前发布的重要信息，能够向市场传递公司特质信息，降低信息不对称，有效引导分析师修正其预测并降低分析师预测误差，但是不同特征的业绩预告对证券分析师的引导作用存在差异。因此，监管部门需要对上市公司业绩预告的预告时长、精确性及业绩归因质量等方面提出要求，从而提高业绩预告的信息质量，促进分析师发布更准确的预测报告，同时也更好地保护投资者利益。
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