分析師關(guān)注度、機構(gòu)持股比與會計信息披露

胡瑋佳 韓麗榮

摘要：筆者以2008—2013年A股非金融上市公司為樣本，從分析師關(guān)注度及機構(gòu)持股比的角度出發(fā)，對管理層會計信息披露行為是否受到資本市場外部監(jiān)督者的影響進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，分析師的關(guān)注度越高，管理層更傾向于下調(diào)預(yù)期來引導分析師預(yù)測，從而達到資本市場預(yù)期；機構(gòu)持股比越高，受利益驅(qū)使，其持股的上市公司管理層越會傾向于上調(diào)盈余管理，同時避免負面信息的提前披露。以上結(jié)果在控制內(nèi)生性及穩(wěn)健性檢驗后，研究結(jié)論仍成立。

關(guān)鍵詞：分析師關(guān)注度；機構(gòu)持股比；盈余管理；會計信息披露

中圖分類號：F275；F234文獻標識碼：A

文章編號：1000176X（2016）06009012

一、文獻綜述與假設(shè)提出

（一）分析師的預(yù)測行為

近年來已有大量針對分析師預(yù)測及關(guān)注度是否會對上市公司管理層的盈余管理行為產(chǎn)生影響的研究，證實了資本市場預(yù)期對管理層盈余管理行為具有顯著影響 [1-2]。Degeorge 等[3]發(fā)現(xiàn)，當存在負向“盈余意外”，即公司的業(yè)績達不到分析師預(yù)測時，股票價格會嚴重下跌，證實了“資本市場預(yù)期假設(shè)”，說明管理層的盈余管理主要受分析師盈余預(yù)測的影響。這是由于達到盈余預(yù)測的收益明顯高于其成本，因此，管理層有動機實施盈余管理行為。其中，大多數(shù)學者利用西方發(fā)達國家數(shù)據(jù)進行研究的結(jié)果表明，分析師的監(jiān)督作用作為外部監(jiān)督機制，能夠有效規(guī)范上市公司管理層的盈余管理行為。Yu[4]發(fā)現(xiàn)美國上市公司中，分析師跟進人數(shù)較多的公司，操縱盈余的程度越低；Degeorge等[5]發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟更發(fā)達的國家其關(guān)系更顯著。他們的研究證明，分析師對盈余管理的監(jiān)督強度與分析師跟蹤人數(shù)呈正向關(guān)系。國內(nèi)相關(guān)研究同樣發(fā)現(xiàn)分析師預(yù)測與公司盈余管理水平之間呈顯著的負向關(guān)系 [6-7]。

雖然以往的大量研究認為管理層避免負向盈余管理的方式，主要體現(xiàn)在對其最終財務(wù)報表中披露的會計數(shù)據(jù)進行操縱，即上調(diào)盈余管理，但近期研究發(fā)現(xiàn)，由于上調(diào)的盈余管理成本較高，而傾向使用逐漸下調(diào)的盈余管理方式。當嚴格的財務(wù)報告披露程序、監(jiān)管制度或更多資產(chǎn)負債表限制[8]限制管理層對盈余進行操縱時，管理層會使用下調(diào)的預(yù)期管理來代替上調(diào)的盈余管理以減少與分析師的預(yù)測落差。國內(nèi)相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，進行業(yè)績預(yù)告披露的公司具有更多的分析師關(guān)注和預(yù)測質(zhì)量 [9-10]。因此，筆者認為管理層的盈余管理策略受分析師關(guān)注行為的影響，其關(guān)注度會使管理層傾向于成本較低的管理方向。一方面，如Dyck 等[11]指出，分析師與公司權(quán)益持有者對于舞弊的發(fā)現(xiàn)起到直接的作用，因而分析師的監(jiān)督作用增加了操縱盈余被披露的風險，即增加了上調(diào)盈余所承擔的預(yù)期成本。如果分析師的監(jiān)督是有效的，那么管理層在上調(diào)盈余時可能面臨著較高的邊際成本；另一方面，雖然下調(diào)盈余的預(yù)期管理降低了外部投資者的盈余預(yù)期，但其減小了信息不對稱，并且使分析師預(yù)測雖偏低卻更準確。同時Houston等[12]通過用分析師關(guān)注和預(yù)測質(zhì)量作為公司信息環(huán)境的替代變量，發(fā)現(xiàn)缺少業(yè)績報告的公司信息環(huán)境較差。因此，分析師可能會將管理層調(diào)低盈余的行為，看做是其及時披露負面消息，并減少信息不對稱的表現(xiàn)?；谝陨戏治?，本文提出如下假設(shè)：

H1：分析師關(guān)注度與上市公司管理層會計信息披露行為的選擇顯著相關(guān)。

H1a：其他條件不變時，分析師關(guān)注度與管理層上調(diào)預(yù)期盈余的傾向顯著負相關(guān)。

H1b：其他條件不變時，分析師關(guān)注度與管理層下調(diào)預(yù)期盈余的傾向顯著正相關(guān)。

（二）管理層會計信息披露

管理層的會計信息披露研究主要指管理層為特定目的對會計報告中盈余進行調(diào)增或調(diào)減的行為。在以往文獻中，針對管理層會計信息披露行為的動機主要提出了三個假設(shè)：（1）債務(wù)契約假設(shè)，即為了避免違反債務(wù)契約中的相關(guān)財務(wù)指標，管理層會通過盈余管理的行為對會計數(shù)據(jù)進行操縱 [13]。（2）薪酬計劃假設(shè)，即相關(guān)薪酬計劃的設(shè)定會使管理層為了業(yè)績而帶來的紅利對其盈余進行管理，以期獲得更多利益 [14-15]。（3）資本市場預(yù)期假設(shè)，相對于前兩者，該假設(shè)的提出較晚，其認為管理層盈余管理的動機主要來自于滿足資本市場的預(yù)期 [16-17]。作為資本市場重要的信息中介，分析師所披露的盈利預(yù)測于20世紀90年代已基本成為衡量上市公司盈利狀況重要的閡值標準之一。投資者通過比較公司業(yè)績與年報公布前分析師最新的盈利預(yù)測，判斷上市公司業(yè)績是否達到或超過分析師盈利預(yù)測并做出相應(yīng)投資決策，未能達到資本市場預(yù)期而導致負向“盈余意外”的上市公司，可能面臨股價下跌等風險 [3]。因此，“資本市場期望假設(shè)”成為管理層為滿足分析師預(yù)測而做出信息披露時的主要動機因素[1-2]，即通過兩種機制來避免負向“盈余意外”：一是通過下調(diào)預(yù)期盈余，披露相關(guān)信息避免分析師的樂觀估計，引導分析師將盈余預(yù)測（如EPS）向下調(diào)整為一個能夠達到的高度。二是對披露的盈余進行上調(diào)，如可操控的應(yīng)計利潤，以此使最終年度披露的盈余能夠達到或超過分析師的預(yù)測水平。

（三）機構(gòu)持股比

國內(nèi)外針對機構(gòu)投資者對于上市公司管理層披露會計信息影響的研究結(jié)果并不一致。一方面，研究者認為機構(gòu)投資者對于上市公司的會計信息披露起到了積極的治理作用。Shleifer和 Vishny [18]在研究中指出，相比較中小投資者，機構(gòu)投資者等大股東由于投入更多成本并期待從中獲得較多收益，因此，持股比例越高，其越具有監(jiān)督上市公司會計信息質(zhì)量的動機。Chidambaran和 John[19]以及Gillan和Starks[20]認為，機構(gòu)持股比能夠增加股東之間的信息傳達，從而擴大市場監(jiān)督的范圍，隨著持股比的增加，對管理層的監(jiān)督作用也會加大，從而降低其道德風險。以國內(nèi)數(shù)據(jù)為樣本，李維安和李濱[21]認為，由于具有專業(yè)的分析能力和獲取信息的渠道，因此，機構(gòu)投資者能夠有效降低代理成本，從而提高公司治理水平[22]，如有效抑制上市公司管理層的盈余管理行為[23]。從會計信息披露的角度，持股比例較高的機構(gòu)投資者能夠有效抑制管理層的應(yīng)計盈余管理行為，并且披露更謹慎的財務(wù)報告。隨著機構(gòu)持股比的增加，上市公司的盈余管理程度顯著降低[24-25]。

但另一方面，機構(gòu)投資者受到短期利益的驅(qū)使，其監(jiān)督作用受到質(zhì)疑[26-27-28]。從管理層自身來說，由于機構(gòu)持股比作為“莊家”能吸引更多投資者的注意，則管理層也更傾向于避免負的“盈余意外”的發(fā)生[29]。Maztoul [30]更進一步解釋為，機構(gòu)持股比較低的上市公司具有更明顯的投機和短視行為，因此，管理層對于迎合分析師預(yù)測的動機更明顯。由于具有高持股比例的上市公司管理層在負向“盈余意外”出現(xiàn)時會遭受更大的損失，其中包括股價下跌及其業(yè)績薪酬[31]，則此類上市公司管理層具有更多達到或超過分析師預(yù)測的動機 [2]。作為上市公司財務(wù)狀況的信息分析優(yōu)勢方，機構(gòu)投資者可以憑借成熟的經(jīng)驗和信息獲取優(yōu)勢對公司的狀況進行掌握，但可能會利用管理層的盈余管理行為從資本市場其他投資者處獲益[32-33]。同時，機構(gòu)投資者通過幫助其投資的上市公司進行財務(wù)預(yù)測、規(guī)范化經(jīng)營、融資等行為直接參與到公司治理當中，以提升公司的資本市場聲譽[34]。機構(gòu)投資者的持股增加了市場對于上市公司的關(guān)注度，上市公司對于滿足資本市場預(yù)期具有更強烈的動機。與分析師不同，由于持有上市公司的股份，機構(gòu)投資者對于上市公司盈利具有更大的期望，因而可能會擔心負面信息的披露會降低其在資本市場預(yù)期和聲譽?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H2：機構(gòu)持股比與上市公司管理層會計信息披露的選擇顯著相關(guān)。

H2a：其他條件不變時，機構(gòu)持股比與管理層上調(diào)預(yù)期盈余的傾向顯著正相關(guān)。

H2b：其他條件不變時，機構(gòu)持股比與管理層下調(diào)預(yù)期盈余的傾向顯著負相關(guān)。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選取及數(shù)據(jù)來源

筆者選取2008—2013年非金融A股上市公司披露的財務(wù)數(shù)據(jù)為研究對象。為控制前期管理層盈余管理行為對分析師的影響，筆者同時搜集了分析師預(yù)測的前期數(shù)據(jù)。由于假定研究對象應(yīng)具備滿足資本市場預(yù)期的動機，因此，剔除了沒有進行上下調(diào)盈余預(yù)期的樣本，最終得到有效樣本4 538個。分析師的預(yù)測盈余數(shù)據(jù)來自于年度初期與年度末期的Wind一致預(yù)測中值。上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)來自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，分析師跟蹤人數(shù)及預(yù)測數(shù)據(jù)來自于Wind金融數(shù)據(jù)庫，管理層業(yè)績預(yù)告的相關(guān)信息來自于銳思RESSET數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)篩選和處理分別應(yīng)用Excel 2007及Stata 130軟件。

（二）管理層會計信息披露的度量方式

1上調(diào)預(yù)期盈余的度量（盈余管理）

筆者設(shè)定虛擬變量UEM代表上調(diào)盈余管理，即當可操控應(yīng)計利潤為正時，該值為1，否則為0。利用Dechow 等[35]的修正瓊斯模型計算可操控應(yīng)計利潤DA。

當DA > 0時，則管理層發(fā)生上調(diào)利潤的盈余管理行為，用啞變量UEM表示，即當DA > 0時，UEM = 1，否則為0。

2下調(diào)預(yù)期盈余的度量（預(yù)期盈余管理）

根據(jù)前文的理論分析和假設(shè)，筆者認為管理層進行預(yù)期盈余管理的主要動機是為了通過及時披露公司負面消息，主動引導分析師將預(yù)測值調(diào)低到一個可達到的水平。以往研究從兩個方面識別管理層存在下調(diào)預(yù)期盈余管理行為：一是行為導向的識別方式，即管理層在財務(wù)報告公布日之前會提前發(fā)布業(yè)績預(yù)測，大多數(shù)以預(yù)虧、預(yù)警、預(yù)盈、持平等定性信息和附有盈虧區(qū)間的定量信息為主。研究者發(fā)現(xiàn)，分析師會根據(jù)上市公司管理層業(yè)績預(yù)告的形式或內(nèi)容相應(yīng)地修正原有預(yù)測 [36-37]。這表明管理層可以通過披露公開的業(yè)績預(yù)測信息，引導分析師將盈余預(yù)測調(diào)整到其可達到的水平。二是結(jié)果導向的識別方式。除公開披露的業(yè)績報告之外，分析師也可通過業(yè)績說明會、分析師會議、路演等投資者關(guān)系活動獲取有關(guān)上市公司的財務(wù)信息。而這些信息并不能直接獲取或直觀地進行計量。因此，第一種行為導向的方式并未考慮分析師能夠從與管理層的其他交流中獲取信息，所以，使用管理層公開披露的業(yè)績預(yù)測來衡量分析師預(yù)測是否受到管理層下調(diào)預(yù)期盈余的引導并不全面 [2]。我國股市的信息環(huán)境受多種非正式溝通影響[38]，分析師在對預(yù)測進行調(diào)整時更多地依賴私有信息[39]。雖然我們無法獲取管理層披露的所有信息，但是可以認為分析師進行預(yù)測調(diào)整的主要信息源是管理層。因此，筆者使用結(jié)果為導向的識別方式作為管理層是否進行下調(diào)盈余管理的衡量變量，設(shè)計啞變量DEX。對比分析師期末與期初發(fā)布的盈余預(yù)測，當期末預(yù)測低于初始預(yù)測時，則認為其受到管理層下調(diào)預(yù)期盈余的引導，即DEX = 1，否則為0。

3會計信息披露決策的綜合度量

上調(diào)預(yù)期盈余管理和下調(diào)預(yù)期盈余管理行為，代表管理層為達到或超過分析師的盈余預(yù)測從而避免負向“盈余意外”會采取的兩種主要行為。筆者設(shè)定離散變量Choice表示管理層信息披露決策，Choice的取值依賴于三種情況，如圖1所示。

（三）解釋變量

1分析師關(guān)注度

筆者采用分析師的跟蹤人數(shù)（Analyst）作為關(guān)注度的替代變量。由于同一家盈余預(yù)測機構(gòu)針對某一公司的分析師通常從屬于同一團隊 [40-41]，因此，筆者選取對上市公司給定年度內(nèi)進行跟蹤并做出盈余預(yù)測的機構(gòu)家數(shù)作為分析師的跟蹤數(shù)。

2機構(gòu)持股比

筆者采用各類機構(gòu)（如基金、券商、保險、社保等）持股數(shù)量之和占公司流通A股的百分比（InsHold）作為機構(gòu)持股比的衡量方式。

筆者借鑒國內(nèi)外相關(guān)文獻，選取公司特征、財務(wù)狀況和聘用審計機構(gòu)等變量作為控制變量，同時通過設(shè)計啞變量對年度和行業(yè)進行控制。具體變量設(shè)計及定義如表1所示。

（四）研究方法及模型設(shè)計

根據(jù)上文提出假設(shè)和變量設(shè)計，筆者針對假設(shè)檢驗擬回歸的主模型如下：首先，利用模型（1）對總體假設(shè)進行驗證。其次，利用模型（2）對H1a與H2a進行檢驗。最后，通過模型（3）對H2a與H2b進行檢驗。其中Controls為控制變量。

（五）內(nèi)生性問題

以往研究認為，分析師關(guān)注度及機構(gòu)投資者的投資決策不僅會影響上市公司管理層披露會計信息行為 [4]，同時其也可能會受到上市公司盈利能力、財務(wù)狀況和股權(quán)性質(zhì)等特征的影響，與管理層會計信息披露行為之間存在潛在的內(nèi)生性。因此，筆者借鑒Yu [4]及Hu 和Yang [44]等的方法，從以下兩個方面對內(nèi)生性進行控制。

1Granger因果檢驗與影響因素的剔除

考慮到管理層的信息披露行為及分析師、機構(gòu)持股比之間可能存在的潛在內(nèi)生性，筆者通過以下步驟進行控制：首先，由于管理層在當期盈余管理及盈余的預(yù)期管理行為是受到前期分析師關(guān)注度和機構(gòu)持股比所影響的 [2-5]。因此，在衡量分析師的關(guān)注度和機構(gòu)持股比時，筆者選取滯后期的上市公司分析師跟蹤數(shù)量及機構(gòu)持股比作為解釋變量。其次，用公司特征等特征變量對分析師關(guān)注度和機構(gòu)持股比分別進行回歸，取其殘值（Re_Analyst和Re_InsHold）作為主要研究模型的解釋變量，以此剔除可能影響分析師關(guān)注及機構(gòu)投資選擇的因素。最后，將被解釋變量（UEM及DEX）的前期數(shù)據(jù)作為控制變量放入回歸中，即回歸模型中包含了本期及前期管理層的披露決策行為（被解釋變量）。這樣在一定程度上控制了內(nèi)生性，并說明分析師的關(guān)注度、機構(gòu)持股比有助于預(yù)測（解釋）管理層的信息披露決策，則前者為后者的Granger原因。構(gòu)建模型（4）和模型（5）。

其中，Re_Analyst與Re_InsHold分別為以上兩式回歸后的殘差，將其帶入主模型中。由于剔除了公司特征等因素，因此，可作為控制內(nèi)生性后的主要研究變量。

2工具變量法

由于分析師關(guān)注度會隨著投資者關(guān)注增加而增加，因此，借鑒Hu 和Yang [44]與李春濤等 [40]的做法，使用公司流通股數(shù)（Trdshrs）比與“是否為滬深300股（HS300）”作為分析師關(guān)注度及機構(gòu)投資者持股比的工具變量，如模型（6）和模型（7），再將擬合值代入主模型回歸，如模型（8），對模型的內(nèi)生性進行一定程度控制。

三、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2是對樣本中管理層會計信息披露決策的選擇進行描述性統(tǒng)計的結(jié)果。

表2中結(jié)果顯示，6754%的上市公司選擇下調(diào)預(yù)期盈余的方式（即Choice = 2）以避免負向的“盈余意外”。而沒有使用引導分析師預(yù)測的方式，已達到資本市場預(yù)期的樣本所占比例最小，僅為745%。表3為實證檢驗中的主要變量的描述性統(tǒng)計。筆者發(fā)現(xiàn)，是否選擇下調(diào)預(yù)期盈余（DEX）的平均值為0926，這說明9260%的公司在指定年度選擇了引導分析師預(yù)測下調(diào)的方式來避免“盈余意外”。同時，應(yīng)計盈余管理（DAC）與“盈余意外”（UE）的平均數(shù)及中位數(shù)均為負也一定程度上支持了此結(jié)論。此外，是否聘用四大會計師事務(wù)所（Big4t-1）的均值為0083，說明樣本中只有830%的公司沒有選擇聲譽較好的注冊會計師進行審計；強制披露業(yè)績預(yù)告（MAND）的上市公司占樣本的3660%。

（二）單變量分析

根據(jù)圖1，筆者認為管理層為了迎合或超過分析師預(yù)測，主要通過三種盈余管理方式（如表4所示）進行信息披露：（1）下調(diào)業(yè)績預(yù)測，為引導分析師調(diào)低盈余預(yù)測。（2）上調(diào)報表中披露的利潤，以期達到分析師盈余預(yù)測。（3）同時使用以上兩種方法。

基于此，使用Choice作為管理層的決策變量對此三種方式進行如表4的分類，得到三組子樣本，并對其兩兩進行獨立樣本t檢驗及非參數(shù)檢驗，結(jié)果如表5所示。由表5發(fā)現(xiàn)，分析師關(guān)注度和機構(gòu)持股比對于管理層會計信息披露決策的影響在Choice = 1 與 Choice = 3之間區(qū)別更顯著。其中，Choice = 1分組的公司具有高于其他兩組的機構(gòu)持股比，卻受到最低程度分析師關(guān)注；而Choice = 3分組的公司則與其情況正好相反。而在同樣選擇下調(diào)預(yù)期盈余（DEX = 1）的2組及3組則沒有發(fā)現(xiàn)分析師關(guān)注及機構(gòu)持股比方面的顯著差異。在公司特征方面，檢驗結(jié)果在三組之間均存在顯著差異。筆者對所有連續(xù)變量進行1%的Winsorize縮尾處理。

（三）多變量分析

1相關(guān)性分析

表6陳列了對解釋變量、被解釋變量與其他控制變量進行相關(guān)性分析結(jié)果。通過Pearson相關(guān)系數(shù)及其顯著性分析可以發(fā)現(xiàn)，上調(diào)盈余管理（UEM）與下調(diào)預(yù)期盈余（DEX）顯著負相關(guān)，這證實筆者之前對管理層為達到（或迎合）分析師預(yù)測至少會采取一種盈余管理手段的分析。此外，分析師關(guān)注度與下調(diào)預(yù)期盈余的行為（DEX）顯著正相關(guān)，與H1b相一致；但與上調(diào)盈余管理（UEM）盡管符號符合預(yù)期，但卻不顯著。對于機構(gòu)持股者來說，持股比與下調(diào)預(yù)期盈余顯著負相關(guān)，這初步支持了H2b，但其與上調(diào)盈余并沒有呈現(xiàn)顯著關(guān)系。

2分析師關(guān)注度、機構(gòu)持股比與管理層會計信息披露

根據(jù)圖1的分層列示，筆者認為，分析師的預(yù)測修正隨著最終年度報表披露時間的臨近，是不斷貼近于年度真實盈余的。因此，管理層選擇下調(diào)預(yù)期盈余以“引導”分析師預(yù)測是發(fā)生在傳統(tǒng)對盈余進行調(diào)整之前，是具有層級性的選擇，這也與以往文獻認為應(yīng)計盈余管理主要發(fā)生在會計年度后期是一致的?；诖隧椉俣?，首先，對因變量為Choice的公式進行Hausman 和 McFadden [45]檢驗，結(jié)果顯著拒絕原假設(shè)，說明離散因變量Choice的取值不服從IIA（無關(guān)選擇獨立性假設(shè)），故不能使用傳統(tǒng)的多項Logistic回歸進行假設(shè)檢驗。其次，考慮對內(nèi)生性的控制，筆者對主要解釋變量在剔除特定因素后的殘值及其原值分別進行回歸。最后，借鑒Buis [46]的方法，筆者使用相續(xù)（Sequential）Logistic回歸對主模型進行驗證，結(jié)果如表7所示。期初時，當分析師對公司的預(yù)期經(jīng)營狀況做出預(yù)測，管理層會判斷是否采取下調(diào)盈余的行為（Choice = 2或3）來引導分析師預(yù)測；還是只通過操作盈余來使披露盈余達到分析師預(yù)測（Choice = 1）。在Panel A中，模型（1）與模型（2）的結(jié)果表明，分析師關(guān)注度（Analystt）及機構(gòu)持股比（InsHoldt）與被解釋變量在1%的水平上顯著相關(guān)。當分析師關(guān)注度增加時，管理層更傾向于使用下調(diào)預(yù)期盈余管理的方式來避免負向“盈余意外”；機構(gòu)持股比增加時，管理層則更傾向于只采用上調(diào)盈余管理的行為來達到資本市場預(yù)期。以上結(jié)果支持H1b與H2b。同時，在控制滯后決策因素（UEMt-1、DEXt-1）之后，主要解釋變量系數(shù)仍顯著，則說明解釋變量對于被解釋變量具有增量預(yù)測作用，證實了分析師關(guān)注度及機構(gòu)持股比是管理層會計信息披露行為的Granger原因。

當管理層做出前述決策之后，其面臨的次級決策為僅僅下調(diào)預(yù)期盈余、還是配合使用上調(diào)盈余（Choice = 2 vsChoice = 3），結(jié)果在Panel B中列示。其中主要解釋變量在控制滯后期決策的影響因素后卻未發(fā)現(xiàn)統(tǒng)計顯著性，即分析師關(guān)注度（Analyst）及機構(gòu)持股比（InsHoldt）與是否同時采用兩種盈余管理方式并不顯著相關(guān)。因此，表7中的實證結(jié)果證實，在控制滯后期決策的因素、公司特征及管理層披露信息動機之后，筆者發(fā)現(xiàn)分析師關(guān)注度較高的公司，管理層更傾向于選擇提前披露信息（下調(diào)預(yù)期盈余）來引導分析師預(yù)測；而機構(gòu)持股比越高，管理層信息披露的及時性越低。

（四）進一步檢驗

本部分針對H1a與H2a通過簡單二元Logistic回歸的方式對研究問題進行進一步檢驗，其中包括：（1）將“是否上調(diào)盈余”（UEMt）作為因變量對樣本回歸（模型（5））。（2）將“是否下調(diào)預(yù)期盈余”（DEXt）作為因變量對樣本回歸（模型（6））。（3）將同時使用“下調(diào)盈余預(yù)期管理”和“上調(diào)盈余的樣本”剔除（即剔除Choice = 3的樣本），對剩余樣本進行因變量為DEXt的Logistic回歸（模型（7））。結(jié)果如表8所示。

模型（5）中機構(gòu)持股比的系數(shù)顯著為正，說明持股比越高，管理層越傾向于上調(diào)盈余以達到分析師預(yù)測；模型（6）中下調(diào)預(yù)期盈余的決策與分析師關(guān)注度顯著正相關(guān)，與機構(gòu)持股比顯著負相關(guān)，與前文模型結(jié)果一致；模型（7）在排除同時使用兩種盈余管理的樣本后，發(fā)現(xiàn)在只選擇上調(diào)盈余和只選擇下調(diào)預(yù)期盈余的研究樣本中，分析師關(guān)注度越高，管理層越傾向于使用下調(diào)預(yù)期盈余的方式；而機構(gòu)持股比則相反。以上發(fā)現(xiàn)支持了H1a與H2a。

四、結(jié)論與意義

以往研究發(fā)現(xiàn)分析師的盈余預(yù)測已經(jīng)成為上市公司經(jīng)營狀況的主要衡量標準，代表了資本市場的預(yù)期，但卻忽略了管理層為達到此預(yù)期所做出披露行為的影響因素。筆者通過研究發(fā)現(xiàn)，分析師的關(guān)注度及機構(gòu)持股比能夠顯著影響上市公司管理層會計信息披露的決策行為。具體來說，管理層通常會通過上調(diào)盈余和下調(diào)預(yù)期盈余的信息披露行為使最終實際披露的盈余能夠達到或超過分析師的預(yù)測值。同時，在做出相關(guān)披露決策時，管理層會考慮資本市場其他參與者（分析師與機構(gòu)投資者）的行為會對其決策所帶來的成本。

從分析師的層面來說，分析師的關(guān)注度越高，上市公司在進行上調(diào)盈余時，財務(wù)操縱被發(fā)現(xiàn)的可能性越大，因此帶來的成本越高。如果管理層選擇下調(diào)預(yù)期盈余，分析師會認為是管理層對不利消息的及時披露，可以減少信息不對稱及降低資本成本，則相應(yīng)的將預(yù)測修正為能夠達到的水平。所以對于分析師關(guān)注度較高的公司，其上調(diào)報表盈余的成本要遠高于下調(diào)預(yù)期盈余的成本，則分析師關(guān)注度與管理層選擇下調(diào)預(yù)期盈余的行為顯著正相關(guān)。從機構(gòu)投資者持股比的層面來說，由于其具有持股上市公司的信息優(yōu)勢且持股收益與公司在資本市場表現(xiàn)直接相關(guān)，因此其持股比例會顯著提高上市公司管理層為達到市場預(yù)期而進行盈余管理的可能性；同時為避免持股公司在資本市場的聲譽，機構(gòu)持股比與上市公司對于負面信息的披露，即下調(diào)預(yù)期盈余顯著負相關(guān)。因此，上市公司機構(gòu)持股比越高，管理層選擇上調(diào)盈余的可能性越高，而其向外披露“負面”信息以下調(diào)預(yù)期盈余的可能性越低。以上分析均在實證分析中得到驗證，且在控制內(nèi)生性及穩(wěn)健性檢驗之后，結(jié)論仍成立。

本文拓展了上市公司管理層會計信息披露行為的研究，發(fā)現(xiàn)管理層在作出相關(guān)披露權(quán)衡時受到資本市場專業(yè)信息解讀人士行為的影響。同時，對于分析師及機構(gòu)投資者是否對上市公司具有監(jiān)督作用也給出了新的經(jīng)驗性證據(jù)。研究結(jié)果可作為監(jiān)管上市公司會計信息披露質(zhì)量的政策參考，同時給廣大投資者的投資決策提供了證據(jù)支持。

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