證券分析師盈余預測與上市公司盈余管理

韋德洪　文靜

【摘 要】 文章以我國前10大證券機構發布的2010年上市公司盈余預測結果為基礎，根據盈余預測誤差的大小將樣本公司劃分為四類，分別研究每一類樣本公司是否會為了迎合證券分析師的盈余預測而進行盈余調整以及調整的方向和程度。結果表明，證券分析師的盈余預測誤差在0%～20%范圍內的公司、大于20%的公司以及在-20%～0%范圍內的公司都會為了迎合證券分析師的盈余預測而調增了實際盈余，且盈余預測誤差在0%～20%范圍內的公司比盈余預測誤差大于20%的公司和盈余預測誤差在-20%～0%范圍內的公司調增實際盈余的程度都大；而證券分析師的盈余預測誤差小于-20%范圍內的公司，其調整實際盈余的行為則不顯著。

【關鍵詞】 證券分析師； 預測盈余； 實際盈余； 盈余誤差； 盈余管理

一、引言

隨著我國資本市場的逐步完善，證券分析師行業的成熟度和信息技術也在不斷進步中，證券分析師的盈余預測逐漸成為市場上投資者對公司未來盈余預期的代表。由于證券分析師的盈余預測顯著提高了資本市場的定價效率，進而增進了整個資本市場的效率，故證券分析師的盈余預測行為越來越受到投資者和公司管理者的重視。如果公司的實際盈余不符合證券分析師的預期盈余，就會對公司的股價造成影響（Brown 1987），因此，管理層為了避免“盈余意外”（即上市公司實際盈余與證券分析師預測盈余存在誤差），往往會采取措施來引導證券分析師提高或者降低其盈余預測結果（Brown 2001）。這就表明，證券分析師的盈余預測受到上市公司盈余管理行為的影響，亦即，證券分析師會根據上市公司釋放的信號來調整其盈余預測結果，使之盡可能趨向于上市公司的實際盈余。但上市公司是否也會通過盈余管理行為來調整其實際盈余，使之符合證券分析師的盈余預測，進而迎合投資者對證券分析師預測結果的認同心理呢？本文就以中國資本市場為背景，試圖證實上市公司是否會為了迎合證券分析師的盈余預測而做出調整實際盈余的行為，并探究其具體的調整方向和程度。

二、文獻回顧

證券分析師是在資本市場上收集和分析市場信息，形成股票評級和盈余預測，并以此為投資者提供投資建議的專業人士。證券分析師主要分為兩類：即買方證券分析師和賣方證券分析師。買方證券分析師進行的投資分析主要是為自己機構的投資決策服務，如基金公司的證券分析師；賣方證券分析師進行的投資分析主要是為自己客戶的投資決策服務，如投資銀行的證券分析師。一般來說，賣方證券分析師的研究報告是可以免費公開獲得的，因而對投資者影響最大，故關于證券分析師的研究主要以研究賣方證券分析師為主。

（一）國外文獻

國外對證券分析師的盈余預測研究開始于20世紀70年代，Brown and Rozeff（1978）、Fried and Givoly（1982）都曾認為證券分析師的盈余預測比單純的時間序列預測更好地代表“市場預期”。此后，證券分析師盈余預測的特征及其決定因素成為實證研究的熱門話題，但總的來說早期的研究主要是以時間序列預測為參照，關注證券分析師盈余預測的精確性。比較有代表性的是Brown、Hagerman、Griffi（1987）研究發現證券分析師具有獲得相關信息的優勢，從而可以提高其預測的準確性。OBrien（1988）用不同的方法計量了證券分析師的盈余預測，發現在某一時點所能獲得的證券分析師的所有盈余預測中，最新一次預測相對于它們的均值或中位數而言，能更加精確地預測公司的未來。而關于證券分析師的盈余預測是否能成為市場預期的代替變量也一直是西方學術界探討的一個問題，直到Kothari（2001）的研究說明目前證券分析師的盈余預測可以更好地代表“市場預期”，“證券分析師的盈余預測可以成為市場預期的代替變量”才得以成為一個被普遍接受的觀點。而在后續的研究中，研究者開始關注公司行為與證券分析師盈余預測的關系，Brown（2001）的研究發現，管理層有動機采取行動避免出現負的“盈余意外”（即實際報告盈余低于最近季度的預測盈余）。Bailk and Jiang（2006）的研究發現，管理層的預測普遍存在悲觀的偏好，當管理層認為當前的證券分析師發布了過高的盈余預測時，為了避免負的“盈余意外”，他們就會自己發布一個盈余預測來引導證券分析師調低預測。

（二）國內文獻

我國的證券分析師盈余預測研究還處于起步階段，主要還是集中在證券分析師盈余預測的準確性以及證券分析師盈余預測是否能夠成為市場預期的替代變量的研究方面。比較有代表性的是，吳東輝、薛祖云（2005）首次以國泰君安對滬深A股上市公司年度業績預測的數據為樣本，研究發現證券分析師的盈余預測信息對于投資者而言是有價值的，投資者可以利用證券分析師提供的盈余預測來幫助其提高投資回報。徐躍（2007）檢驗了我國證券分析師預測的可靠性，發現證券分析師的盈余預測比單純的時間序列模型預測準確，利用季度盈余的一元時間序列模型所獲得的年度盈余預測不僅比利用年度盈余所獲得的年度盈余預測更加準確，而且是更好的市場預期盈余的替代變量。而對于公司行為與證券分析師盈余預測關系的研究，晃楠（2009）借用Matsumoto（2002）的研究模型，研究發現我國上市公司管理層有規避負的盈余意外的動機，且機構持股比例越高、成長前景越好的公司，規避動機越大。蘇超（2010）研究也發現管理層會自動發布好消息和壞消息兩種盈余預測，證券分析師的盈余預測會根據管理層發布的消息進行調整。

綜上所述，可以發現國外關于證券分析師盈余預測的研究開始得較早，因此文獻也比較豐富，而國內關于這方面的研究開展得較晚，文獻相對較少，且主要集中在證券分析師盈余預測的準確性以及證券分析師盈余預測是否能夠成為市場預期的替代變量的研究方面。國內外的研究基本上都認可了證券分析師盈余預測的準確性，認為證券分析師的盈余預測可以作為市場預期的替代變量（Kothari，2001；吳東輝、薛祖云，2005）。在國內外文獻中，研究者主要是從證券分析師盈余預測的角度，來探究證券分析師是否會根據管理層發布的消息來調整其盈余預測，指出管理層為了避免“盈余意外”，會采取措施來引導證券分析師提高或者降低其盈余預測（Brown，2001；晃楠，2009）。但是，從上市公司盈余管理的角度出發，來研究上市公司是否會迎合證券分析師的盈余預測而做出調整其實際盈余的行為以及調整的程度如何，這方面的文獻則比較少見。本文嘗試對這個問題展開研究，希冀能夠有所發現，從而為有關機構制定或完善上市公司盈余管理和證券分析師盈余預測的監管政策提供理論依據，也為市場投資者甄別上市公司的實際盈余與證券分析師的預測盈余，從而做出更加明智的投資決策提供實證依據。

三、研究設計

（一）假設的提出

根據市場有效性假說，在強式有效的市場中，如果證券分析師的盈余預測是準確的，其預測的結果將促使公司股票的價格反映公司內在的價值，這種預測行為將不會對公司的經營管理造成影響，而且由于證券分析師的預測向投資者提供了有效的信息，將促進資本市場運轉效率的提高。但我國的證券市場是弱式有效的（鄧子來、胡健，2001；陳立新，2002），存在嚴重的信息不對稱，即使是專業的證券分析師也無法掌握公司的內部消息，預測無法達到完全準確。陸正飛、姜國華（2009）的研究還發現，和普通人一樣，證券分析師的預測體現了他們同樣受到過于樂觀、過度自信、羊群效應的影響。這就存在一個問題：上市公司管理層的行為是否會受到證券分析師盈余預測的影響？Fuller Jensen（2001）認為，證券分析師的盈余預測將會對公司的管理層造成一定的壓力，迫使其采取危險的戰略投資行為。根據行為金融學理論，如果公司理性地不受證券分析師盈余預測的影響，雖然公司不會改變既定的經營決策，較為穩定地運行，但短期內公司的股價可能會劇烈波動，因為市場存在“羊群行為”。如果公司的實際盈余低于證券分析師的預測盈余，投資者會認為公司經營狀況出了問題，進而會造成跟風賣出股票，從而使得股價大跌；如果公司的實際盈余高于證券分析師的預測盈余，投資者則會認為公司經營狀況出現了好轉，進而會跟風大量追高買進，從而造成股價大漲。由于現代公司兩權分離，股價的激烈波動，會使管理層遭到股東的責難，這對管理層的年末考評是不利的，可能會影響他們的薪酬和福利甚至名聲。所以，管理層為了實現自身利益的最大化，就會迎合證券分析師的盈余預測來調整公司的實際盈余。Brown（2001）和Bailk and Jiang（2006）的研究相繼發現管理層有動機采取行動避免出現負的“盈余意外”。Matsumoto（2002）的研究則直接指出管理層會通過兩種機制來避免負的“盈余意外”：一種是通過向上的盈余管理達到證券分析師的預期；另一種是通過引導使得證券分析師調低他們的預測盈余。

根據上述分析，本文首先提出基本假設：管理層為了迎合證券分析師的盈余預測做出了調高或者調低其實際盈余的行為。當公司的實際盈余估計會低于證券分析師的預測盈余時，管理層就會通過盈余管理手段來調高其實際盈余；當公司的實際盈余估計會高于證券分析師的預測盈余時，管理層就會通過盈余管理手段來調低其實際盈余。因為上市公司盈余管理的動機很多，為了凸顯上市公司盈余管理行為是為了迎合證券分析師的盈余預測，本文需要根據證券分析師的盈余預測誤差對上市公司做出分類，然后進行分類檢驗。在提出具體的假設之前，本文先介紹作為上市公司分類標志的盈余預測誤差的計算方法。

證券分析師盈余預測的好壞一般用盈余預測誤差來反映。盈余預測誤差的計算公式為：Eit=（Fit-Xit）/Xit，AEit=Fit-Xit/Xit。其中，i表示i公司；t表示t年度；Eit表示i公司t年度盈余預測誤差；AEit表示絕對盈余預測誤差；Xit表示i公司t年度實際每股盈余的絕對值；Fit表示證券分析師對i公司t年度的每股盈余預測值。Eit為正值，說明證券分析師的預測值高于公司的實際盈余；Eit為負值，說明證券分析師的預測值低于公司的實際盈余。盈余預測誤差可以是正方向的，也可以是負方向的。如果預測的結果不存在系統性偏差，那么將會有一部分公司的預測值大于實際值，而另一部分公司的預測值小于實際值。但無論是正向的還是負向的結果，都反映了這個預測值與實際值是存在一定出入的。

回到本文的假設中，還有一個問題需要探究：根據上文的分析可以知道，上市公司年報所公布的實際盈余與證券分析師的預測盈余存在一個誤差，這個誤差范圍的不同，是否影響到上市公司對證券分析師盈余預測的迎合程度不同？根據張躍進、劉春和（2006）的研究發現，盈余預測誤差在-20%～20%的上市公司進行盈余管理的動機比較大。借鑒這個研究結論，本文假設盈余預測誤差落在-20%～20%之間的上市公司進行盈余管理的動機比較大，對證券分析師盈余預測的迎合程度較高。結合前文的分析，本文提出以下四個具體假設：H1：盈余預測誤差落在0%～20%范圍內的上市公司，當年曾經通過盈余管理調增了實際盈余；H2：盈余預測誤差落在大于20%范圍內的上市公司，當年也曾經通過盈余管理調增了實際盈余，且調增程度小于誤差落在0%～20%范圍內的上市公司；H3：盈余預測誤差落在小于-20%的上市公司，當年曾經通過盈余管理調減了實際盈余，但調減幅度小于誤差落在-20%～0%范圍內的上市公司；H4：盈余預測誤差落在-20%～0%的上市公司，當年也曾經通過盈余管理調減了實際盈余。如果這四個具體假設中的任何一個被證明了，都可以說明上市公司的盈余管理行為迎合了證券分析師的盈余預測；如果H2或H3被證明了，正好說明處于不同盈余預測誤差范圍的上市公司，對證券分析師盈余預測的迎合程度不同。

（二）樣本的選擇

本文從Wind金融數據庫中選取了國泰君安、銀河證券等2009年前10大證券機構關于2010年有關上市公司的年度盈余預測數據。之所以選擇2010年的盈余預測數據，主要是考慮到2007初爆發的次貸危機嚴重影響全球金融市場，中國股市也受到了很大的沖擊，直至2009年末才出現復蘇，為了剔除全球金融危機對中國產生的負面影響，故數據從2010年開始選取。而2009年證券機構的排名取自中國證券業協會網站公布的2009年股票基金交易總額排名（由于協會網站未公布2010年股票基金交易總額，故使用2009年排名），前10大證券機構的排名如表1所示。

一般來說，股票基金交易金額越多，說明越多投資者通過該證券機構進行證券交易。換句話說，這前10家證券機構所公布的盈余預測能覆蓋大多數投資者，以這10家機構的盈余預測所做的分析更具有說服力。

從Wind數據庫選取的這前10名證券公司所發布的2010年的盈余預測數據，確定了樣本公司的范圍，剔除了金融行業的上市公司和未公布2010年年報的上市公司后，得到271家樣本公司。由于存在同一公司有多家證券機構發布了相關的盈余預測，所以共得到610個盈余預測。

此外，本文還從各個樣本公司的年報中獲取了樣本公司所公布的2010年的每股實際盈余。同時，為了根據陸建橋（1999）提出的擴展的瓊斯模型計算樣本公司盈余管理的程度，本文選取了樣本公司以下相關財務數據：2010年的凈利潤，2010年經營活動現金凈流量，2010年主營業務收入，2010年固定資產、無形資產，2009年主營業務收入，2009年資產總額等。之所以選取2009年主營業務收入和2009年資產總額，是因為將上一年的主營業務收入和資產總額引入模型，能在一定程度上控制公司規模對模型計算結果的影響。

（三）變量及模型的選取

關于盈余管理的計量，國內學者主要是采用應計利潤分離法，將應計利潤分為非可操縱應計利潤和可操縱應計利潤。在如何將應計利潤分為非可操縱應計利潤和可操縱應計利潤的問題上，陸建橋（1999）提出了擴展的瓊斯模型，即在修正的瓊斯模型中引入無形資產作為變量。黃梅、夏新平（2009）指出在中國資本市場上這種將無形資產引入的模型相對較優，出現第一類錯誤（即棄真）和第二類錯誤（即取偽）的頻率較小?；诖?，本文在盈余管理變量的選取上，使用陸建橋提出的擴展的瓊斯模型作為實證工具。模型如下：

其中，TAit是t年應計利潤總額，它等于營業利潤減去經營活動現金凈流量；NDAit是i公司t年的非可操縱應計利潤；Ai，t-1是i公司t-1年的總資產；δit是殘差，即以總資產衡量的第i個公司的t年可操縱應計利潤。

其中，NDAit是i公司t年的非可操縱應計利潤；ΔREVit是i公司t年主營業務收入與t-1年主營業務收入之差；ΔRECit是i公司t年應收賬款與t-1年應收賬款之差； PPEit是i公司t年固定資產原值；IAit是i公司t年無形資產和其他長期資產。

把模型一代入模型二則得到模型三，如下：

■=β0■-β1■-■+β2■+β3■+δit模型三

其中，δit是回歸方程的隨機項，正常情況下其均值應該等于0，如果其顯著異于0，說明存在操縱應計利潤，即存在盈余管理。所以，檢驗是否存在盈余管理的公式可表示為：

■=δit=■-■

其中，■是以總資產衡量的i公司t年可操縱應計利潤，它的值表示盈余管理的程度。

四、實證過程與結果分析

（一）統計性描述

2010年證券分析師盈余預測誤差Eit的統計性描述見表2。

2010年證券分析師盈余預測誤差統計性描述的具體分析見表3。

根據前文關于Eit的說明，若Eit為正值，說明證券分析師的預測值高于公司的實際盈余，證券分析師高估了公司的盈余；若Eit為負值，則說明證券分析師的預測值低于公司的實際盈余，證券分析師低估了公司的盈余。由表2可以發現，在收集到的610條證券分析師盈余預測數據中，證券分析師預測值高于公司實際盈余的共有385條，占總預測數的63.11%，而證券分析師預測值低于公司實際盈余的共有225條，占總預測數的23.89%。這個數據表明證券分析師對上市公司盈余的預測，在一定程度上偏向于樂觀。

從表3可以看出，盈余預測誤差小于-40%的公司數為6家，占總數的2.21%；在-40%～-20%（含-40%）的公司數為13家，占總數的4.8%；在-20%～0%（含-20%）的公司數為82家，占總數的30.26%。大于40%的公司數為33家，占總數的12.18%；在20%～40%的公司數為27家，占9.96%；在0%～20%的公司數為110家，占40.59%。其中，盈余預測誤差落在-20%～20%的公司數占70.85%。陳劍挺（2007）指出，預測誤差在-20%～20%之間的，其盈余預測仍具有較高的可靠性。本文的樣本中有70.85%的證券分析師的盈余預測誤差落在-20%～20%之間，因此可以認為，本文的樣本中證券分析師的盈余預測大多數是較為可靠的，它們對投資者是具有參考作用的。

（二）分組檢驗

為了檢驗本文所提出的四個具體假設是否成立，本文將樣本公司分為相應的四類：G1，盈余預測誤差在0%～20%的公司；G2，盈余預測誤差大于20%的公司；G3，盈余預測誤差小于-20%的公司；G4，盈余預測誤差在-20%～0%的公司。檢驗這四類樣本公司的盈余管理方向和程度，看它們是否存在差異，檢驗結果如表4所示。

利用模型三計算出每一個樣本公司的殘差，對樣本公司的殘差進行單一樣本T檢驗，看殘差與0的顯著差異情況，詳細見表5。同時，根據擴展的瓊斯模型計算出盈余預測誤差分別大于20%，在0%～20%范圍內，在0%～-20%范圍內以及小于-20%的上市公司的可操縱應計利潤的描述性統計量及其統計結果見表5。

從表5可以看出：（1）盈余預測誤差在0%～20%范圍內的樣本公司（G1），可操縱應計利潤的均值在α=0.1的顯著水平下大于0，表明這個范圍內的上市公司2010年確實存在人為調增盈余的行為，從而支持了假設一（H1）。（2）盈余預測誤差大于20%的樣本公司（G2），可操縱應計利潤的均值在α=0.1的顯著水平下大于0，表明這個范圍內的上市公司2010年確實也存在人為調增盈余的行為，而且從可操縱應計利潤的均值和標準差可以發現，G1樣本公司可操縱應計利潤均值（0.3367）大于G2樣本公司的均值（0.2232），而G1的可操縱應計利潤的標準差（0.221）則小于G2的（0.385），說明G1樣本公司可操縱應計利潤均值離散程度較小，因此可以認為G1樣本公司進行盈余管理的程度大于G2樣本公司，從而支持了假設二（H2）。（3）盈余預測誤差小于-20%的樣本公司（G3），可操縱應計利潤的均值小于0，但是并不顯著，說明這個范圍內的上司公司2010年調減盈余的行為不顯著，故假設三（H3）未獲得支持。（4）盈余預測誤差在-20%～0%范圍內樣本公司（G4），可操縱應計利潤均值在α=0.1的顯著水平下大于0，說明這個范圍內的上市公司2010年確實存在人為調增盈余的行為，這與假設四（H4）調減盈余的假設剛好相反。

五、研究結論與貢獻

（一）研究結論

1.證券分析師盈余預測誤差在0%～20%范圍內的樣本公司和大于20%的樣本公司，當年確實做出了調增盈余的行為。這個結果符合管理層避免負的“盈余意外”的心態，當管理層認為當前證券分析師盈余預測結果偏高時，因為擔心實際盈余達不到證券分析師的預測盈余而帶來負面后果，就會做出調增盈余的行為。這個結論與Matsumoto（2002）的研究中提到的管理層避免負的“盈余意外”所采取的第一種機制相符。

2.證券分析師盈余預測誤差在0%～20%范圍內的樣本公司，其調增盈余的程度大于證券分析師盈余預測誤差大于20%的樣本公司，說明當證券分析師預測盈余高于實際盈余時，證券分析師預測誤差相對較小的公司將會更積極去迎合證券分析師的盈余預測。這可能是由于盈余預測誤差較大的公司認為單純為迎合證券分析師的盈余預測而做出太大的盈余調整，其成本過高，通過其他的項目也許能獲得更好的收益，故其進行盈余調整的動機會小于盈余預測誤差小的公司。但也有另一種可能，就是通過調整盈余進行盈余管理后，盈余預測誤差反而變小了，是否真的如此，還有待于進一步探討。

3.盈余預測誤差小于-20%的樣本公司的檢驗未獲通過，這可能是因為盈余預測誤差負值（即正的“盈余意外”）較大的公司，管理層認為調整盈余所帶來的“收益”會遠小于所發生的“成本”，所以當年并未調整盈余。

4.盈余預測誤差在-20%～0%范圍內的樣本公司做出了調增盈余的行為，這與之前的假設（即調減）正好相反，這可能是因為盈余預測誤差負值較小的公司，管理層規避正的“盈余意外”的動機并不大，所以即使證券分析師的盈余預測已經偏低，管理層仍然會做出調增盈余的行為，畢竟調增盈余，能讓投資者認為公司盈利能力強，對公司的發展是有利的。

（二）研究貢獻

現有文獻的研究只是從總體上證明了上市公司為了避免負的盈余意外而做出調整實際盈余行為，并未在根據證券分析師的盈余預測誤差對上市公司進行分類的基礎上，分別檢驗每一類公司是否會為了迎合證券分析師的盈余預測而進行盈余調整以及調整的方向和程度。本文在現有文獻的基礎上，細化了研究樣本，按照證券分析師盈余預測誤差的大小將研究樣本劃分為四類，然后分別研究每一類樣本公司是否會為了迎合證券分析師的盈余預測而進行盈余調整以及調整的方向和程度，得出了“盈余預測誤差小于-20%的樣本公司并未存在明顯的盈余調整行為，而盈余預測誤差在0%～20%范圍內的公司、大于20%的公司以及在-20%～0%范圍內的公司都會為了迎合證券分析師的盈余預測而調增了實際盈余，且盈余預測誤差在0%～20%范圍內的公司，其調增實際盈余的程度大于盈余預測誤差大于20%的公司和盈余預測誤差在-20%～0%范圍內的公司”的結論。這個結論是現有文獻成果的深入、擴展和補充，從而在一定程度上豐富了該領域的研究成果。

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