● 王 礫 代昀昊 孔東民

(1,2,3 華中科技大學經濟學院 武漢 430074)

分析師關注與企業(yè)真實盈余管理：監(jiān)督抑或壓力*

● 王 礫1代昀昊2孔東民3

(1,2,3 華中科技大學經濟學院 武漢 430074)

證券分析師所扮演的角色以及對企業(yè)的影響一直存在爭議。本文利用2005—2012年A股上市公司的數(shù)據(jù)，考察了分析師關注與企業(yè)真實盈余管理的關系，并檢驗了真實盈余管理的成本對上述關系的影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)隨著分析師關注數(shù)目的增加，上市公司的真實盈余管理程度更低，表明我國的證券分析師確實能夠發(fā)揮監(jiān)管者的職能；(2)結合企業(yè)從事真實盈余管理活動的成本進行考慮，我們發(fā)現(xiàn)分析師對處于行業(yè)領先地位以及財務狀況良好企業(yè)的真實盈余管理活動有更強的監(jiān)督作用。(3)機構投資者的存在能夠對分析師的監(jiān)管角色有進一步的促進作用。本文的結論對于綜合理解分析師關注與企業(yè)真實盈余管理行為有重要的理論和現(xiàn)實意義。

分析師關注 真實盈余管理 成本 公司治理

1.引言

上市公司從事盈余管理的方式主要包括兩種：一種是應計盈余管理，另一種則是真實盈余管理。作為傳統(tǒng)的盈余管理活動，應計盈余管理受到了學者的廣泛關注。然而，隨著企業(yè)從事盈余管理活動行為的潛在轉變，一些學者開始注意到真實盈余管理活動的存在。Graham等(2005) 通過對企業(yè)高管的訪問和問卷調查發(fā)現(xiàn)，為了維持企業(yè)財務業(yè)績的表象，并使企業(yè)利潤達到諸如分析師預測的標準，企業(yè)的管理者會通過從事真實盈余管理活動以達到上述目標。Roychowdhury (2006) 進一步指出了企業(yè)從事真實盈余管理的可能行為，這為以后的相關研究提供了基礎。隨后，多數(shù)文獻發(fā)現(xiàn)了企業(yè)會利用真實盈余管理替代傳統(tǒng)的應計盈余管理行為(Cohen et al., 2008; Cohen and Zarowin, 2010)，同時，從事真實盈余管理會提高企業(yè)的資本成本(Kim et al., 2013)，并影響企業(yè)的長期業(yè)績(蔡春等，2013)。這些證據(jù)均表明，上市公司真實盈余管理與傳統(tǒng)的應計盈余管理相比存在顯著的差異性，同時又具有一定的替代作用。因此，研究上市公司的真實盈余管理行為具有理論價值和現(xiàn)實意義。

本文擬從分析師關注的角度，考察分析師對企業(yè)的關注是否會影響企業(yè)真實盈余管理的程度。作為資本市場的重要角色，證券分析師通過對上市公司發(fā)布分析和預測報告以促進公司的信息披露，從而降低公司與投資者之間的信息不對稱水平。然而，證券分析師對企業(yè)的影響作用并不是單一的。從現(xiàn)有文獻來看，一方面，分析師可以利用自身所具有的專業(yè)知識監(jiān)督企業(yè)行為(Dych et al., 2010)，同時提高公司的信息透明度(Derrien and Kecskés, 2013; 朱紅軍等，2007；姜超，2013)，這些作用能夠使得分析師扮演監(jiān)管者的角色，從而提高公司的治理環(huán)境(Lang et al., 2004; Yu, 2008; 李春濤等，2014)。但另一方面，如前文所述，高管會將分析師的盈利預測作為基準，通過調增利潤以在短期內達到或超過該基準，以此來向投資者傳遞企業(yè)業(yè)績或財務狀況方面信號。這種由分析師關注所帶來的壓力會導致高管放棄對企業(yè)具有長期價值的項目，轉而通過真實盈余管理活動來提高短期業(yè)績(He and Tian, 2013; Irani and Oesch, 2014)，這無疑會對企業(yè)的長期價值造成損失。目前，尚沒有文獻考察中國分析師關注到底是會抑制還是會增加企業(yè)的真實盈余管理活動。

本文研究發(fā)現(xiàn)：(1)隨著分析師關注數(shù)目的增加，上市公司的真實盈余管理程度更低，該結論支持了“監(jiān)督假說”，表明我國的證券分析師確實能夠發(fā)揮監(jiān)管者的職能；(2)結合企業(yè)從事真實盈余管理活動的成本進行考慮，我們發(fā)現(xiàn)分析師對處于行業(yè)領先地位以及財務狀況良好企業(yè)的真實盈余管理活動有更強的監(jiān)督作用。(3)機構投資者的存在能夠對分析師的監(jiān)管角色有進一步的促進作用。在控制了內生性后，上述結論仍然成立。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面：首先，我們的結論支持了“監(jiān)督假說”，而否定了“壓力假說”，這與Irani and Oesch (2014) 的結論相反。他們認為，企業(yè)高管會針對分析師關注的壓力，通過真實盈余管理以提高短期業(yè)績。這種相反的結論表明，我國分析師給企業(yè)高管帶來的壓力可能相對較小。類似地，徐欣和唐清泉(2010)認為，分析師的跟蹤能夠為企業(yè)的研發(fā)活動提供信息，且有利于資本市場對企業(yè)研發(fā)活動價值的認同。這與He and Tian (2013)所強調的分析師關注所帶來的壓力會導致高管減少創(chuàng)新項目也并不一致。因此，本文的結論實際上對我國分析師所扮演的監(jiān)管角色提供了補充證據(jù)。

其次，以往的文獻較少結合企業(yè)進行真實盈余管理的成本進行考察。參考Zang(2012)的研究，我們進一步考察了真實盈余管理成本對分析師關注與企業(yè)真實盈余管理關系的影響，并發(fā)現(xiàn)，不同的成本所帶來的影響并非一致，這對于未來關于真實盈余管理的研究可能具有一定的借鑒意義。

最后，李春濤等(2014)利用我國分析師關注的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)分析師關注能夠降低企業(yè)的應計盈余管理。由于以往的文獻表明，企業(yè)在從事兩種盈余管理行為時可能存在轉換。例如，Irani和Oesch (2014) 就發(fā)現(xiàn)分析師關注的減少會降低真實盈余管理，同時提高應計盈余管理行為。結合李春濤等(2014)的結論，我們認為分析師較好地發(fā)揮了監(jiān)管職能，能夠同時抑制企業(yè)的兩種盈余管理方式，而并不會迫使企業(yè)在這兩種盈余管理方式中進行轉換。這對于更好地理解我國分析師關注與企業(yè)盈余管理的關系有著重要意義。

本文余下部分的結構安排如下：第二部分為文獻回顧與研究假設，第三部分為數(shù)據(jù)來源與研究設計，第四部分為實證結果分析，第五部分為穩(wěn)健性檢驗，最后是結論部分。

2.文獻回顧與研究假設

Graham等(2005)通過對超過400名企業(yè)高管進行了問卷調查或訪談，發(fā)現(xiàn)管理者會通過真實盈余管理的行為來維持財務表象以及達到利潤的基準。Roychowdhury (2006) 同樣發(fā)現(xiàn)，管理層會通過真實盈余管理活動調增利潤，從而避免對財務損失進行報告。沿著他們的思路，近年來有不少文獻為企業(yè)進行真實盈余管理活動提供了證據(jù)，同時還發(fā)現(xiàn)，高管會使用真實盈余管理以替代傳統(tǒng)且被更多關注的應計盈余管理活動。例如，Cohen等(2008) 發(fā)現(xiàn)，在薩班斯法案(SOX)通過之后，企業(yè)的應計盈余管理活動有所減少，但真實盈余管理的程度隨之顯著上升。Cohen和Zarowin (2010) 考察了企業(yè)在增發(fā)股票前后的盈余管理行為，發(fā)現(xiàn)由于企業(yè)自身進行應計盈余管理活動的能力以及成本的限制，他們會更傾向于從事真實盈余管理活動。Badertscher (2011) 發(fā)現(xiàn)企業(yè)在自身估價過高的早期階段，會選擇從事應計盈余管理，隨后會轉換為真實盈余管理活動以維持過高的估價。Zang (2012) 在考慮了應計和真實盈余管理的成本之后，認為企業(yè)在從事這兩種活動時會權衡兩者的成本后再進行選擇。

同時，一些學者也對真實盈余管理活動的影響因素及其后果進行了探討。例如，當內部治理(如董事獨立性、并購保護條約等)較差時，公司更可能進行真實盈余管理(Osma, 2008; Chi et al., 2011; Zhao et al., 2012)。而當外部監(jiān)管力度較強時(如機構投資者、風險資本投資等)，企業(yè)會相應減少真實盈余管理活動(Bushee,1998; Roychowdhruy, 2006; Wan, 2013；李增福等，2013)。此外，真實盈余管理活動能夠幫助企業(yè)達到或者超過利潤基準(Gunny, 2010)，但該行為最終會提升企業(yè)的資本成本(Kim et al., 2013)，并影響審計師對審計客戶的選擇(Kim and Park, 2014)。

近年來，國內關于真實盈余管理的文獻也有所增加，多數(shù)文獻類似地考察了真實盈余管理的影響因素，如企業(yè)的財務狀況(蔡春等，2012)、所得稅改革(李增福等，2011)、高管變更(林永堅等，2013)、企業(yè)規(guī)模與所有權性質(李增福和周婷，2013；顧鳴潤等，2012)以及內部控制與審計師行業(yè)專長(范經華等，2013)。同時，蔡春等(2013)還發(fā)現(xiàn)，企業(yè)IPO時的真實盈余管理會對長期業(yè)績造成損害。這些文獻均對我國企業(yè)真實盈余管理活動的影響因素進行了有益探討，并反映出當前研究真實盈余管理對企業(yè)行為理解具有重要意義。

關于分析師關注的理論文獻，從目前的觀點來看，分析師關注對于企業(yè)帶來的正面還是負面影響，其結論仍然存在爭議。一方面，分析師可能扮演了監(jiān)督者的角色，從而提升企業(yè)的公司治理，這通常反映了分析師的監(jiān)管作用。但另一方面，由于分析師對于企業(yè)的分析或預測報告將直接影響投資者對于企業(yè)的判斷，迫于分析師對企業(yè)利潤要求的壓力，高管可能會“短視”而進行不利于企業(yè)長期發(fā)展的行為，這反映出了分析師給企業(yè)或高管帶來的壓力作用。

“監(jiān)管假說”認為分析師因為具有較多的行業(yè)知識和投資經驗，能夠較好地解讀企業(yè)復雜的財務信息，從而能夠迅速發(fā)現(xiàn)企業(yè)存在的問題，進而對企業(yè)發(fā)揮監(jiān)管作用(李春濤等，2014)。Dyck等(2010) 指出，分析師通常以揭發(fā)者的身份首先察覺企業(yè)的欺詐問題。Irani和Oesch (2013) 發(fā)現(xiàn)分析師關注的減少將導致財務報告質量的惡化，表明分析師確實能夠對管理者起到監(jiān)督作用。

其次，分析師在發(fā)布研究報告或進行盈利預測的同時，實際上也扮演了信息披露的角色，從而能夠增加上市公司的信息透明度。Piotroski和Roulstone (2004) 研究發(fā)現(xiàn)，分析師能夠提高股價中的行業(yè)信息含量。Derrien和Kecskés (2013) 利用券商倒閉和合并導致上市公司受到分析師關注人數(shù)變化的外生沖擊事件，發(fā)現(xiàn)當跟蹤上市公司的分析師人數(shù)減少的時候，公司的信息透明度會隨之降低。薛祖云和王沖(2011)發(fā)現(xiàn)，我國證券分析師在資本市場上，同時扮演了信息競爭和信息補充兩種角色，即在盈余公告前更傾向于披露年報中尚未披露的信息，而在盈余公告后傾向于解讀年報中的信息并對其進行補充。徐欣和唐清泉(2010)認為，分析師的跟蹤能夠為企業(yè)的研發(fā)活動提供信息，且有利于資本市場對企業(yè)研發(fā)活動價值的認同。同時，朱紅軍等(2007)和姜超(2013)均發(fā)現(xiàn)，我國證券分析師能夠增加股票價格的公司特質信息含量，促進資本市場的效率。

總體而言，“監(jiān)管假說”表明，分析師的關注能夠提升公司治理，從而降低企業(yè)的盈余管理行為(Lang et al., 2004; Yu, 2008; 李春濤等，2014)。此外，在我國投資者法律保護政策尚不理想的情況下，證券分析師還可以作為一種有效的法律外替代機制，降低信息不透明度(潘越等，2011)。

與此同時，“壓力假說”認為分析師會給企業(yè)高管帶來過多壓力，從而導致高管的“短視”行為(Graham et al., 2005)。He和Tian (2013) 同樣利用券商倒閉或并購事件引起的分析師關注人數(shù)的外生變化，發(fā)現(xiàn)隨著分析師關注人數(shù)的增加，企業(yè)會減少創(chuàng)新行為。他們認為，這是高管受到分析師的壓力而減少了企業(yè)的長期創(chuàng)新投資項目所造成的。Irani和Oesch (2014) 同樣發(fā)現(xiàn)，由于受到分析師的壓力，高管會增加企業(yè)的真實盈余管理活動以提高短期業(yè)績。

因此，基于“監(jiān)督假說”和“壓力假說”，我們提出一對競爭性假說：

假說1a 分析師關注越多，企業(yè)的真實盈余管理活動越少(監(jiān)督假說)。

假說1b 分析師關注越多，企業(yè)的真實盈余管理活動越多(壓力假說)。

3.數(shù)據(jù)來源及研究設計

3.1 數(shù)據(jù)來源及處理

本文的研究樣本為滬深兩市2005—2012年A股上市公司。由于上市公司在2005年之前受到分析師關注并披露研究報告的數(shù)據(jù)較少，因此本文最終選取的樣本區(qū)間為2005—2012年。文中所使用的公司財務數(shù)據(jù)和分析師關注數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，機構持股比例數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫。對于初始數(shù)據(jù)，我們還進行了如下處理：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除杠桿率大于1的樣本數(shù)據(jù)；(3)剔除關鍵變量缺失的樣本；(4)為了消除異常值的影響，對所有連續(xù)型變量，在1%和99%分位數(shù)上進行Winsorized處理。最終，我們的樣本包括1440個上市公司，共計10056個公司-年度樣本。

3.2 研究設計

3.2.1 被解釋變量：真實盈余管理測度

參考Roychowdhury (2006)和蔡春等(2013)的做法，我們首先將真實盈余管理分為銷售操控、生產操控和費用操控，并相應使用異常經營活動現(xiàn)金流(AbCFO)、異常產品成本(AbPROD)和異常費用(AbDiscE)進行衡量。具體計算模型如下所示：

(1)

(2)

(3)

其中，CFOi,t是公司i在t期的經營活動現(xiàn)金流凈額，Assetsi,t-1是公司i在t-1期的總資產，Salesi,t是公司i在t期的銷售收入，ΔSalesi,t是公司i在t-1期到t期的銷售收入變化額。ΔSalesi,t-1是公司i在t-2期到t-1期的銷售收入變化額。PRODi,t是公司i在t期的產品成本，定義為當期的銷售產品成本與存貨變化額之和。DiscEi,t是公司i在t期的可操控型費用，包括當年的銷售費用和管理費用。我們對上述3個模型分別按行業(yè)年度進行橫截面回歸，同時要求每行業(yè)年度參與回歸的樣本觀測值不少于20個。回歸后得到的殘差值即為異常經營活動現(xiàn)金流(AbCFO)、異常產品成本(AbPROD)和異常費用(AbDiscE)。參考Roychowdhury (2006)的定義，異常經營活動現(xiàn)金流越低，異常產品成本越高，異常費用越低則表明公司更有可能進行真實盈余管理活動。

為了綜合考察企業(yè)可能進行的真實盈余管理活動，參考Cohen和Zarowin (2010)的研究，我們進一步構造兩個企業(yè)真實盈余管理的測度，如下所示：

RM1=AbProd-AbDiscE

(4)

RM2=-AbCFO-AbDiscE

(5)

其中，RM1由異常產品成本減去異常費用計算得到。RM2由異常經營活動現(xiàn)金流乘以-1再減去異常費用計算得到。需要說明的是，這里我們并沒有將三個真實盈余管理的測度通過簡單加減計算得到企業(yè)真實盈余管理的綜合測度。這是因為Cohen和Zarowin (2010) 指出，某些企業(yè)活動將同時導致較高的異常產品成本和較低的異常經營現(xiàn)金流，如果將兩者同時納入計算可能會導致重復計算，顧鳴潤等(2012)同樣使用了該綜合指標。因此，在接下來的實證研究中，我們將同時報告RM1與RM2的回歸結果。由真實盈余活動指標的相應定義可知，較高的RM1與RM2都意味著公司進行了調增利潤的盈余管理活動。

3.2.2 解釋變量：分析師關注測度

參考Yu (2008)和李春濤等(2014)的做法，我們將分析師關注定義為跟蹤一個上市公司的券商數(shù)目的自然對數(shù)值(Analyst)。同時，在穩(wěn)健性檢驗中，我們還按照上市公司是否被分析師(券商)關注構造分析師關注的虛擬變量(Coverage)并重新進行回歸檢驗。

3.2.3 控制變量

參考李春濤等(2014)，我們首先加入了如下控制變量，具體包括：公司規(guī)模Size、杠桿率Leverage、總資產收益率ROA、市值賬面比MTB、上市公司年度現(xiàn)金流的標準差SD(CFO)、總資產增長率Growth以及所有權性質虛擬變量SOE。同時，Zang (2012) 指出，當企業(yè)處于行業(yè)領先地位或財務狀況較好時，企業(yè)進行真實盈余管理活動的成本較低，從而會導致更多的真實盈余管理行為。因此，借鑒Zang (2012)的做法，我們還控制了企業(yè)在上一期期末的行業(yè)地位Market Share和財務狀況ZSCORE。其中，Market Share是公司銷售收入占行業(yè)總銷售收入的比例。參考Altman (1968, 2000)，ZSCORE的計算方法如下：

(6)

其中，NIi,t為公司i在t期的凈利潤，Assetsi,t為公司i在t期的總資產，Salesi,t為公司i在t期的銷售收入，Retained Earningsi,t為公司i在t期的留存收益，Working Capitali,t為公司i在t期的流動資本，Market Capitalizationi,t為公司i在t期的股權市值，Total Liabilitiesi,t為公司i在t期的總負債。

此外，Bushee (1998) 發(fā)現(xiàn)，當機構持股比例較高時，管理層不太可能通過減少研發(fā)支出以調增利潤。Roychowdhury (2006) 發(fā)現(xiàn)，機構持股比例與公司的真實盈余管理活動之間呈現(xiàn)負相關關系。因此，我們還控制了公司上一期期末的機構持股比例INS。在回歸模型中，我們還引入了行業(yè)和年度虛擬變量，以控制行業(yè)和年度效應。變量的詳細定義見表1：

表1 變 量 定 義

3.2.4 回歸模型

針對假說，我們采用模型(8)來檢驗分析師關注與企業(yè)真實盈余管理活動的關系，模型如下：

REMi,t=β0+β1Analysti,t+β2Sizei,t+β3Leveragei,t+β4ROAi,t
+β5SD(CFO)i,t+β6MTBi,t+β7Growthi,t+β8SOEi,t+β9Market Sharei,t-1
+β10ZSCOREi,t-1+β11INSi,t-1+∑γmYearm+∑φnIndn+εi,t

(7)

其中，因變量REMi,t表示公司i在t期的真實盈余管理活動，具體由RM1和RM2來度量。若假說1a成立，即公司受到分析師的關注越多，企業(yè)的真實盈余管理活動越少，則β1應顯著小于0。若假說1b成立，則表明公司可能受到分析師關注的壓力，從而導致企業(yè)較多地運用真實盈余管理，則β1應顯著大于0。

4.實證結果分析

4.1 描述性統(tǒng)計

表2首先給出了樣本在各年度是否被分析師關注的分布情況?？梢园l(fā)現(xiàn)，被分析師關注的公司數(shù)目基本處于逐年增加的趨勢，在2011年，樣本內有1108家上市公司受到了分析師關注。

表2 樣本各年度分布

表3是主要變量的描述性統(tǒng)計結果。Analyst的均值為1.184，表明每家上市公司平均有3.3個分析師關注(e1.184≈3.3)，標準差為1.079，反映出公司在分析師關注上具有差異性。真實盈余管理測度RM1和RM2的中位數(shù)分別為0.011和0.006，表明超過一半的公司會通過真實盈余管理活動向上調增利潤，標準差為0.157和0.111，也說明該指標在不同公司之間存在較大的差異。

表3 描述性統(tǒng)計

表4分別利用均值檢驗與Wilcoxon秩和檢驗來比較有無分析師關注的樣本組別在主要研究變量上的差異情況。從檢驗結果可以明顯地發(fā)現(xiàn)，與無分析師關注的樣本相比，有分析師關注的樣本具有顯著較低程度的真實盈余管理和應計盈余管理。同時，我們發(fā)現(xiàn)，分析師可能更加傾向于關注在各方面表現(xiàn)較好的公司，如公司規(guī)模、盈利能力、市場地位以及財務狀況等。從檢驗結果來看，一方面，我們可以大致推測分析師關注可能更能夠降低企業(yè)的真實盈余管理行為，即支持分析師的監(jiān)督作用。另一方面，由于分析師可能會主動選擇較好的公司進行關注，因此分析師關注與企業(yè)的真實盈余管理活動之間存在潛在的內生性問題。在穩(wěn)健性檢驗的部分，我們將進一步使用工具變量回歸方法來控制內生性的可能影響。

表4 有無分析師關注主要變量差異比較

4.2 實證分析

針對假說1a和假說1b，我們主要考察分析師關注與真實盈余管理之間的關系。結果如表5所示：

表5 分析師關注與真實盈余管理

注：Obs為觀測值數(shù)目，R2.adj表示調整后的R2，括號內為對應回歸系數(shù)的t值，且已經過公司群聚效應調整。*** ，** 和*分別表示在1%，5%和10%的顯著性水平上拒絕零假設。

表5的前兩列報告了分析師關注與企業(yè)真實盈余管理的回歸結果，無論是以RM1還是RM2作為真實盈余管理的代理測度，分析師關注指標Analyst的系數(shù)均為負，且在1%的水平上顯著。該結果表明，分析師對企業(yè)的關注，能夠發(fā)揮外部監(jiān)管者的作用。一方面，分析師本身具有較多的行業(yè)知識以及投資經驗，能夠較好地解讀企業(yè)復雜的財務信息，可以更快地發(fā)現(xiàn)企業(yè)存在的問題。因此，當企業(yè)受到較多分析師關注時，會減少真實盈余管理行為。另一方面，分析師在發(fā)布研究報告或進行盈利預測的同時，實際上也扮演了信息披露的角色，從而能夠增加上市公司的信息透明度(Derrien and Kecskés, 2013；朱紅軍等，2007；薛祖云和王沖，2011；李春濤等，2013；姜超，2013)。當公司信息透明度提高時，企業(yè)也會相應減少真實盈余管理活動?？傮w而言，我們的結果支持了假說1a的監(jiān)督假說，即分析師關注越多，公司的真實盈余管理活動越少，反映了分析師所發(fā)揮的監(jiān)督職能(Yu, 2008；Irani and Oesch, 2013；李春濤等，2014)。

在表5的后三列，我們還分別報告了分析師關注與企業(yè)真實盈余管理的各項行為的關系，回歸結果表明，分析師關注對于企業(yè)采用銷售折扣、過度生產以及削減費用支出等手段調增利潤的行為均有抑制作用。*Roychowdhury (2006) 指出真實盈余管理活動包括：銷售操控、生產操控和酌量性費用操控。這三種操控方式分別可以使用異常經營現(xiàn)金流凈額、異常產品成本和異常費用支出來度量。其中，銷售折扣能夠加快銷售收入的實現(xiàn)，但同時會減少經營現(xiàn)金流凈額；過度生產能夠降低單位產品成本，但會增加總成本與存貨成本；削減酌量性費用能夠減少費用支出。企業(yè)通過上述活動來調增利潤時，會導致較低的異?，F(xiàn)金流凈額、較高的異常產品成本和較低的異常費用支出。

從控制變量的回歸結果來看(以前兩列為主)，公司規(guī)模(Size)越大，企業(yè)的真實盈余管理程度越高，這與李增福和周婷(2013)的結論相符。同時，具有較高負債率(Leverage)、現(xiàn)金流波動率(SD(CFO))以及較低的盈利能力(ROA)和市值賬面比(MTB)的企業(yè)有更高的真實盈余管理活動。對于企業(yè)進行真實盈余管理活動的成本變量，我們發(fā)現(xiàn)當企業(yè)在行業(yè)中的地位較高時(Market Share)，企業(yè)會更多地從事真實盈余管理，這與Zang (2012)的發(fā)現(xiàn)一致。同時，機構持股比例(INS)較高時，也能夠減少企業(yè)的真實盈余管理行為(Roychowdhury, 2006)。

4.3 擴展分析

Zang (2012)指出，企業(yè)從事真實盈余管理活動是存在成本的，同時，由于真實盈余管理活動會導致各項財務指標偏離其最優(yōu)值，這并不利于企業(yè)長期價值的增加。因此，管理者在采用這種利潤調控手段時，會根據(jù)其所帶來的成本進行權衡，從而導致真實盈余管理的程度出現(xiàn)差異。

在這一部分，我們進一步考察真實盈余管理的成本因素是否會影響分析師關注對企業(yè)真實盈余管理活動的監(jiān)督作用。借鑒Zang (2012)的做法，我們主要考察了三個方面的成本，即企業(yè)的市場地位(Market Share)、財務狀況(ZSCORE)以及機構持股比例(INS)。結果如表6所示：

表6 真實盈余管理活動的成本影響

注：Obs為觀測值數(shù)目，R2.adj表示調整后的R2，括號內為對應回歸系數(shù)的t值，且已經過公司群聚效應調整。*** ，** 和*分別表示在1%，5%和10%的顯著性水平上拒絕零假設。

表6的第一、二列結果中，分析師關注Analyst與市場地位Market Share的交互項均為負，且僅當因變量為RM2時，該系數(shù)在5%的水平上顯著。由于在行業(yè)內，各企業(yè)面臨的競爭程度并不相同，處于領先地位的企業(yè)相對于其他企業(yè)而言，在各方面都會具有相對優(yōu)勢，包括談判能力、供給商和客戶資源等等。這些相對優(yōu)勢能夠降低企業(yè)從事真實盈余管理活動的成本(Zang, 2012)。因此，我們的結果表明，當企業(yè)在行業(yè)中地位越領先時，分析師關注對企業(yè)真實盈余管理活動的監(jiān)督作用越強，且這種監(jiān)督作用可能更多地反映在分析師對企業(yè)異?，F(xiàn)金流凈額和異常費用支出的抑制。

表6的第三、四列結果中，分析師關注Analyst與企業(yè)財務狀況ZSCORE的交互項均為負，且系數(shù)均在1%的水平上顯著。Graham等(2005) 通過調查訪談的形式，發(fā)現(xiàn)當企業(yè)處于財務困境時，管理層會更多地考慮以及維持企業(yè)的生存，而無暇顧及通過盈余管理行為來調整利潤。因此，當企業(yè)財務狀況較差時(ZSCORE越低)，通過真實盈余管理活動使企業(yè)的財務指標偏離其正常值會進一步加快企業(yè)財務狀況的惡化速度，即需要付出更高的成本。反之，當企業(yè)財務狀況較好時，由于成本較低，企業(yè)此時更可能從事真實盈余管理活動(Zang, 2012)。我們的結果表明，當企業(yè)自身財務狀況較好時，分析師關注能夠更好地監(jiān)督企業(yè)由于成本較低而潛在增加的真實盈余管理活動，且這種監(jiān)督作用對企業(yè)異?，F(xiàn)金流凈額、異常產品成本和異常費用支出都有抑制。

表6的最后兩列結果中，分析師關注Analyst與機構持股比例INS的交互項均為負，且系數(shù)均在1%的水平上顯著。以往的研究表明，機構投資者能夠在一定程度上參與上市公司的治理，同時降低企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度(Ferreira and Mastos, 2008；李維安和李濱，2008；高雷和張杰，2008；王詠梅和王亞平，2011)。Bushee (1998) 發(fā)現(xiàn)，當機構持股比例較高時，企業(yè)會較少地通過削減研發(fā)支出來避免盈利下降。Roychowdhury (2006)發(fā)現(xiàn)，機構持股比例與企業(yè)真實盈余管理活動之間存在顯著的負相關關系。因此，由于擔心從事真實盈余管理活動會被機構投資者發(fā)現(xiàn)，在機構持股比例較高時，企業(yè)從事真實盈余管理活動的成本也相對較高。結合上述論據(jù)，我們的結果表明，當企業(yè)的機構持股比例較高時，機構投資者的存在對分析師關注所扮演的監(jiān)管角色有進一步的促進作用。

5.穩(wěn)健性檢驗

在這一部分，我們主要從以下幾個方面進行穩(wěn)健性檢驗：首先，考慮到分析師關注與企業(yè)真實盈余管理活動之間可能互為因果關系，即分析師關注能夠影響真實盈余管理，但同時企業(yè)的真實盈余管理程度也會吸引分析師的關注。為了緩解該內生性問題，我們綜合Yu (2008) 和李春濤等(2014)的方法構造工具變量。第一個工具變量為是否屬于滬深300成分股的虛擬變量(HS300)，如果上市公司在當年屬于滬深300指數(shù)的成分股，則虛擬變量HS300取值為1，否則為0。當上市公司進入成分股時，原來不關注該股票的券商可能會相應調配分析師，而當上市公司退出成分股時，關注該股票的券商也會重新分配分析師以關注更重要的股票(李春濤等，2014)。由于上市公司是否入選成分股對分析師關注產生了外生沖擊，同時，入選成分股這一事件對企業(yè)本身的真實盈余管理并無直接影響。因此，該虛擬變量在理論上是一個比較合適的工具變量。

第二個工具變量是分析師對公司的預期關注傾向Expected Coverage，參考Yu (2008)的做法構造如下模型：

Expected Coveragei,t,j=(Brokersizej,t/Brokersizej,0)×Coveragei,j,0

(9)

(10)

其中，Coveragei,j,0定義為，如果券商j在基準年度發(fā)布了關于公司i的研究報告(即關注了公司i)，則該變量取值為1，否則為0。Brokersizej,t和Brokersizej,0分別表示券商j在第t期和基準期擁有的分析師數(shù)量。該工具變量衡量了分析師對企業(yè)的預期關注傾向，這僅與券商所擁有的分析師數(shù)量有關，而與企業(yè)的真實盈余管理活動無直接關系。由表2可知，2011年中被分析師關注的公司數(shù)目最多，為了盡可能減少回歸樣本的缺失，我們以2011年作為基準年份。工具變量的回歸結果如表7和表8所示：

注：Obs為觀測值數(shù)目，R2.adj表示調整后的R2，括號內為對應回歸系數(shù)的z值，且已經過公司群聚效應調整。*** ，** 和*分別表示在1%，5%和10%的顯著性水平上拒絕零假設。

表8 工具變量回歸結果(2)

注：Obs為觀測值數(shù)目，R2.adj表示調整后的R2，括號內為對應回歸系數(shù)的z值，且已經過公司群聚效應調整。*** ，** 和*分別表示在1%，5%和10%的顯著性水平上拒絕零假設。

在表7與表8中，我們通過減去年度行業(yè)中位數(shù)對因變量RM1和RM2進行調整，得到RM1_adj和RM2_adj。其中，表7的第一列為工具變量的第一階段回歸結果，工具變量HS300與Expected Coverage的符號均為正，且Expected Coverage在1%的水平上顯著，符號方向與預期一致。其中，第一階段回歸的PartialR2與F檢驗的P值均為0.000，說明了工具變量的合理性。表7后兩列是分析師關注對真實盈余管理影響的第二階段回歸結果，結果表明，在控制了內生性之后，分析師關注仍然能夠抑制企業(yè)的真實盈余管理活動。*表7第二階段回歸的Hansen檢驗均接受原假設，說明工具變量是有效的。表8是真實盈余管理活動的成本影響的工具變量回歸結果，與之前的結論基本一致。*表8中所有回歸的Hansen檢驗，除第二、四列之外，均接受原假設。因此，對于企業(yè)財務狀況作為真實盈余管理活動成本對分析師關注的邊際影響，可能需要謹慎對待。

其次，我們還構造了分析師關注虛擬變量Coverage，若公司在當年受到分析師關注則取值為1，否則為0。然后，我們仿照表5和表6重新進行回歸檢驗。結果如表9所示，除了少數(shù)回歸結果的顯著性略有下降，總體而言，結果與前文較為一致。

VARIABLESRM1RM2(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)Coveraget-0.025***-0.023***-0.009-0.009*-0.014***-0.012***0.000-0.005(-5.455)(-4.459)(-1.215)(-1.689)(-4.327)(-3.424)(0.043)(-1.386)Coveraget×MarketSharet-1-0.364-0.272(-1.036)(-0.960)Coveraget×ZSCOREt-1-0.018***-0.016***(-2.786)(-3.548)Coveraget×INSt-1-0.092***-0.050***(-4.750)(-3.831)Sizet0.013***0.013***0.013***0.014***0.0030.0030.0030.004*(3.232)(3.204)(3.143)(3.541)(1.364)(1.297)(1.227)(1.672)Leveraget0.045**0.044**0.046***0.045***0.020*0.020*0.021*0.020*(2.577)(2.504)(2.671)(2.586)(1.789)(1.719)(1.906)(1.796)ROAt-0.649***-0.650***-0.638***-0.649***-0.416***-0.417***-0.407***-0.416***(-14.231)(-14.249)(-13.989)(-14.246)(-13.918)(-13.947)(-13.654)(-13.946)SD(CFO)t0.293***0.294***0.296***0.293***0.200***0.200***0.202***0.200***(5.670)(5.676)(5.695)(5.680)(5.392)(5.400)(5.433)(5.404)MTBt-0.013***-0.012***-0.012***-0.012***-0.008***-0.008***-0.007***-0.008***(-4.638)(-4.619)(-4.384)(-4.538)(-5.318)(-5.291)(-4.897)(-5.230)Growtht0.026***0.026***0.025***0.025***-0.026***-0.026***-0.026***-0.026***(3.068)(3.088)(3.021)(2.986)(-4.892)(-4.864)(-4.964)(-4.964)SOEt0.0010.0000.000-0.000-0.002-0.002-0.002-0.002(0.085)(0.066)(0.002)(-0.062)(-0.373)(-0.396)(-0.491)(-0.501)MarketSharet-1-0.1970.149-0.167-0.214-0.0490.209-0.023-0.059(-0.767)(0.431)(-0.650)(-0.832)(-0.381)(0.721)(-0.176)(-0.454)ZSCOREt-10.0050.0040.015***0.0040.006**0.006**0.015***0.006**(1.013)(0.889)(2.839)(0.986)(2.125)(1.997)(4.320)(2.110)INSt-1-0.087***-0.086***-0.084***-0.011-0.051***-0.051***-0.049***-0.010(-6.462)(-6.426)(-6.329)(-0.579)(-5.994)(-5.928)(-5.771)(-0.803)Intercept-0.245***-0.243***-0.248***-0.280***-0.045-0.044-0.047-0.064

注：Obs為觀測值數(shù)目，R2.adj表示調整后的R2，括號內為對應回歸系數(shù)的t值，且已經過公司群聚效應調整。*** ，** 和*分別表示在1%，5%和10%的顯著性水平上拒絕零假設。同樣，考慮到國際財務報告準則(IFRS)在我國的實施可能對企業(yè)真實盈余管理活動產生影響(Cang et al., 2014)。因此，我們將樣本期間限定為2007—2012年重新進行上述回歸，結果仍然與上述結論一致。

6.結論

本文選取2005—2012年A股上市公司為樣本，從分析師關注的角度對企業(yè)真實盈余管理活動進行了研究，并進一步考察了真實盈余管理成本所帶來的邊際影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)隨著分析師關注數(shù)目的增加，上市公司的真實盈余管理程度更低，該結論支持了“監(jiān)督假說”，表明我國的證券分析師確實能夠發(fā)揮監(jiān)管者的職能；(2)結合企業(yè)從事真實盈余管理活動的成本進行考慮，我們發(fā)現(xiàn)分析師對處于行業(yè)領先地位以及財務狀況良好企業(yè)的真實盈余管理活動有更強的監(jiān)督作用。(3)機構投資者的存在能夠對分析師的監(jiān)管角色有進一步的促進作用。在控制了內生性以及更換關鍵變量和樣本期進行穩(wěn)健性檢驗后，上述結論基本一致。

本文的研究具有重要的理論與現(xiàn)實意義。第一，本文為分析師關注降低企業(yè)真實管理活動提供了直接證據(jù)，不僅從側面反映了我國分析師給企業(yè)高管帶來的壓力相對較小，同時也對我國分析師監(jiān)管角色的證據(jù)進行了補充；第二，我們發(fā)現(xiàn)真實盈余管理成本的邊際影響較為顯著，這表明未來研究在考察真實盈余管理的影響因素時，也應將成本納入考察范圍；第三、結合李春濤等(2014)的結論，我們認為我國分析師能夠同時抑制企業(yè)的兩種盈余管理行為，而不會迫使企業(yè)在這兩種盈余管理方式中進行轉換。這對于更好地理解我國分析師關注與企業(yè)盈余管理的關系有著重要意義。

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專業(yè)主編：潘紅波

Analyst Coverage and Real Earnings Management: Monitor or Pressure

Wang Li1Dai Yunhao2Kong Dongmin3

(1,2,3 Economics School of Huazhong University of Science and Technology,Wuhan， 430074)

The role that analysts play and the its impact on firms is controversial. Using the dataset of Chinese public listed firms from 2005 to 2012, this study investigates the relationship between analysts coverage and real earnings management, and how the costs of real earnings management influence the relationship. We find that: (1) As the analysts coverage increase, the extent of firm’s real earnings management decreases, which suggests that analysts do play the monitor role. (2) Combined with cost of real earnings management, we find that the impact of analysts coverage is more stronger in firms that have higher market status and better financial health. (3) The institutional investors can further contribute to the monitoring effects of analysts. Our conclusions have important theoretical and practical significance for understanding the relationship between analysts coverage and firm’s real earnings management.

Analysts coverage; Real earnings management; Costs; Corporate governance

本文受國家自然科學基金面上項目：“智力資本、公司行為與公司價值：基于人力資本與組織資本的微觀研究”(71372130)；“機構投資者，交易制度與信息效率”(71173078)；中國博士后科學基金資助項目(2016M592322)與中央組織部 “萬人計劃”(青年拔尖人才計劃)的資助，謹致謝意。

代昀昊,E-mail:daiyunhao@hust.edu.cn。

F275

A