證券分析師超樂觀盈利預測的溢出效應研究

張瑋倩 方軍雄

(1.復旦大學管理學院，上海 200433；2.上海對外經貿大學金融管理學院，上海 201620)

引言

盈利預測作為證券分析師的重要產出之一(Bradshaw,2012)[1]，其準確性直接影響到分析師的聲譽和職業前景(Hong and Kubik,2003; Ke and Yu,2006)[2][3]。研究發現，證券分析師在進行盈利預測時傾向于模仿其他證券分析師的預測，不愿冒風險偏離市場預期，這就是所謂的證券分析師羊群行為(Trueman, 1994；Welch,2000；蔡慶豐等，2011)[4][5][37]。采取模仿的羊群策略雖然有助于降低分析師落后群體的風險，但也降低了其成功勝出的機會，隨著證券分析師行業競爭的加劇，資源和薪酬日益往高聲譽的證券分析師傾斜，證券分析師有動力采取種種方式讓自己脫穎而出。例如，2015年長江證券分析師發布奇葩研報《你大媽不是你大媽，你大爺還是你大爺》吸引大量投資者關注；2016年出現的網紅分析師，把寫報告變成說報告，通過視頻直播的方式在金融圈內走紅，這些特殊方式短期內極大提升了分析師的市場關注度。發布極端的盈利預測觀點可能也是證券分析師吸引關注、脫穎而出的方式之一。以2015年平安銀行(股票代碼000001)為例，分析師發布的最大EPS預測值是7.3，預測均值是2.32，兩者相差2倍以上，據統計，2007～2015年我國證券市場超樂觀盈利預測值是平均預測值的19倍。如果純粹為吸引眼球而故意超樂觀預測，其對市場的影響自然有限，考慮到盈利預測最終會受到實際盈余公布而得到檢驗，而盈利準確性是評判分析師質量進而影響其職業生涯的重要因素，因此，超樂觀盈利預測的發布也可能源自該分析師擁有更精確的私有信息(Bernhardt et al.,2006)[6]。鑒于超樂觀盈余預測的普遍性，我們隨之關心這些超樂觀預測的發布是否會對市場參與主體產生影響，具體的，是否會對跟蹤同一公司的同伴分析師、對標的公司的投資者以及標的公司的管理層產生影響。

基于此，我們選取2007～2015年分析師預測數據進行了研究。研究發現：第一，在超樂觀盈利預測信息發布后，隨后的同伴分析師盈利預測也相對樂觀，說明超樂觀盈利預測會對同伴分析師盈利預測產生影響；第二，在超樂觀盈利預測信息發布后，短期內股票累計超額回報和累計交易量上升，意味著市場投資者受超樂觀盈利預測的影響，對上市公司股票的投資意愿增強且交易活躍；第三，超樂觀的樂觀程度與上市公司真實活動盈余管理正相關，說明在超樂觀盈利預測信息發布后，上市公司管理層會進行更多的真實活動盈余管理以迎合證券分析師的超樂觀盈利預測。

隨后，本文進行更深一步的研究。在同伴分析師層面，超樂觀盈利預測對明星同伴分析師的溢出效應變弱，說明明星證券分析師獨立性更強，受市場噪聲和周圍環境的影響較小。在市場投資者層面，當上市公司的機構投資者持股比例較高時，超樂觀盈利預測所產生的市場反應更小，說明超樂觀盈利預測對機構投資者的影響變弱，也從側面反映出機構投資者相比一般投資者更加理性。在上市公司層面，超樂觀盈利預測對規模較大的上市公司管理層影響更大，說明大公司的管理者更注重股票價格的穩定，更有動機通過操縱企業盈余來迎合證券分析師的盈利預測。

本文在已有研究的基礎上，可能有以下三點貢獻。第一，迄今為止的研究已經考察過證券分析師的盈利預測對其他市場參與者的溢出效應，例如：Brennan and Subrahmanyam(1995)[7]和Kelly and Ljungqvist(2009)[8]發現證券分析師的盈利預測能夠幫助市場投資者降低信息不對稱；Yu(2008)[9]、Chen et al.(2013)[10]和Irani and Oesch(2013)[11]認為證券分析師具有外部治理作用，能夠監督上市公司管理層的管理決策，但在這些研究中，均采用分析師數量作為證券分析師關注的代理變量，這是一個綜合溢出效應，并未體現出單個分析師盈利預測的真實影響。本文考察單個的超樂觀證券分析師對其他市場參與者的影響，拓展了分析師盈利預測溢出效應的理論研究。第二，已有文獻考察證券分析師盈利預測的樂觀程度是基于跨公司層面的比較，即某一證券分析師的樂觀程度等于對上市公司的預測盈余減去實際盈余后求均值，本文的研究側重于同一公司層面的比較，即超樂觀盈利預測就是對同一家上市公司盈利預測值最高的那一個。這樣，在分析研究過程中可以較少考慮上市公司層面因素對盈利預測的影響，更多的關注超樂觀分析師與其他同伴分析師的的比較，能更加清晰地辨識證券分析師之間的模仿和追隨行為，也為證券分析師相關領域的研究提供可行的研究視角。第三，已有研究所關注的證券分析師羊群行為是考察所有分析師盈利預測對隨后分析師的影響，這種影響是短暫而普遍的，例如，Trueman(1994)[4]發現分析師盈利預測存在羊群行為，每位分析師的盈利預測均受到較早發布的其他分析師的影響；Welch(1992)[5]發現證券分析師的評級薦股會影響隨后兩名證券分析師的決策。本文以超樂觀證券分析師為研究對象，考察極端盈利預測發布后的相對長時期的影響，同時也更側重于分析師自身層面因素的分析，對已有研究具有增量貢獻。

文獻述評和研究假設

證券分析師作為資本市場中的理性的參與者，相比個人投資者在信息搜集和處理過程中存在顯著優勢，但由于信息同質化、信息溢出和職業考慮等因素存在，證券分析師的盈利預測呈現明顯的羊群行為(蔡慶豐等，2011)[37]。事實上，證券分析師的盈利預測理應取決于獲取的私有信息，但由于盈利預測的發布時間不同，較早發布的盈利預測勢必對隨后的分析師預測產生影響(Trueman,1994)[4]。Prendergast (1993)[12]認為分析師解讀公開信息的能力存在差異，能力較差的分析師更會模仿已有的盈利預測信息以顯示自己相同的解讀能力。Zwiebel(1995)[13]認為盈利預測與市場預期一致的分析師獲取報酬更高，而預測偏差較大的分析師報酬縮水。因此，證券分析師出于個人能力和職業前景的考慮在進行盈利預測時會傾向與已有市場預期保持一致。Hong et al.(2000)[14]實證分析發現入行時間較短的證券分析師在盈利預測時更容易放棄自己的私有信息，進而模仿或追隨經驗豐富的資深分析師。Welch(2000)[5]發現證券分析師的評級薦股會影響臨近兩位分析師的決策，特別是分析師短期內的評級修正呈現顯著的羊群行為。

我國證券分析師行業競爭異常激烈，跟蹤同一家上市公司的分析師通常有多位，當超樂觀盈利預測出現時，我們預期，隨后的同伴分析師會受其影響發布較為樂觀的盈利預測。一方面，已有研究發現，發布樂觀預測的分析師通常獲取了最精確的私有信息，而且經驗表明他們所做的樂觀盈利預測其準確性較高(Bernhardt et al.,2006)[6]，當超樂觀盈利預測信息出現時，隨后的分析師基于對前者更多私有信息的判斷自然可能對此作出反應，調整其盈利預測，從而發布相應的樂觀盈利預測。另一方面，即使超樂觀預測并不意味著更多的私有信息，囿于信息解讀和加工能力的不足，能力較差或經驗不足的分析師為了在業績排名中不致落后會傾向于采取模仿和追隨策略(Prendergast ,1993; Clarke and Subramanian,2006)[12][15]，從而導致其他發布的盈利預測更加樂觀。基于此，提出本文的第一個研究假設：

H1：超樂觀盈利預測會影響同伴分析師，即：在超樂觀盈利預測發布后，隨后的同伴分析師盈利預測也較為樂觀。

證券分析師的盈利預測反映了分析師對上市公司的未來預期，產生于實際盈余公布之前，市場投資者會依據盈利預測進行投資決策(Stickel,1992)[16]。相比于其他市場投資者，證券分析師在信息解讀、處理和加工環節具有比較優勢，盈利預測發布對短期內上市公司股票價格和股票交易量存在顯著影響(Womack,1996；Copper et al.,2001；朱紅軍等，2007)[17][18][38]。但是，證券分析師的盈利預測意見眾多，樂觀盈利預測使市場投資者提升未來預期買入公司股票，而悲觀盈利預測使投資者降低未來預期而賣出公司股票，意見分歧越大，股票收益率越低(Ackert and Athanasakkos, 1997；Dieter et al.,2002；Stephen, 2003)[19][20][21]。同時，市場投資者在追隨證券分析師的盈利預測時，并不能分辨盈利預測涵蓋的信息。Gleason and Lee(2003)[22]考察對股票評級修正的市場反應，發現二者存在緊密的相關關系，市場投資者并不能區分評級修正背后的原因(是由于分析師獲取了增量信息？還是分析師羊群行為？)，只是對明星分析師的評級修正反應更大。因此，當市場中出現超樂觀的盈利預測信息時，投資者并不能分辨其中的私有信息含量，但會追隨該盈利預測信息，同時，根據前文假設，超樂觀盈利預測會影響隨后的同伴分析師，短期內形成一致樂觀的市場預期，市場投資者受其影響選擇買入，進而導致短期內股票累計超額回報率和股票交易量上升。基于此，提出本文的第二個研究假設：

H2：超樂觀盈利預測會影響市場投資者，即：在超樂觀盈利預測發布后，上市公司股票累計超額回報和股票交易量上升。

證券分析師作為上市公司的外部利益相關者，對上市公司管理層盈余管理活動的影響尚不明確。一方面的觀點認為，證券分析師發揮有效的外部治理作用(Yu,2008; Lobo et al., 2012)[9][23]，由于具有專業的金融知識和豐富的行業經驗，證券分析師很容易辨識真實的財務報表信息，他們可以直接電話聯系或實地調研質疑異常的財務數據，還可以通過專業的數據庫搜集公司丑聞信息，在某種程度上降低了信息不對稱、發揮著上市公司財務信息的監督作用。另一方面的觀點認為，證券分析師的盈利預測是管理層的一種壓力，造成管理層的決策短視(Graham et al.,2005; He and Tian,2013)[24][25]，如果公司公布的實際盈利值無法達到分析師的預測盈利值，股票價格就會下跌，而股票價格穩定性也是管理層業績的考核范圍，因此，管理層進行盈余管理的主要目的之一就是迎合證券分析師的盈利預測(Degeorge et al., 1999;Fuller and Jensen, 2002)[26][27]。同時，分析師的盈余預測時間間隔越長，預測樂觀程度越高(Cowen et al.,2006)[28]，意味著超樂觀盈利預測通常與公司實際盈利的時間跨度較長，管理層有充分的時間進行盈余操縱。我們預計，如果證券分析師的超樂觀程度越高，上市公司管理層進行正向的盈余管理程度也越高，提出本文的第三個研究假設：

H3：超樂觀盈利預測的樂觀程度會影響上市公司管理層，即：超樂觀證券分析師的樂觀程度與上市公司盈余管理正相關。

研究設計

一、模型構建和變量定義

基于前文的研究假設，本文設定模型(1)-(3)分別檢驗超樂觀分析師盈利預測對同伴分析師、市場投資者和上市公司管理層的影響作用。

其中：EARNINGS FORECAST代表同一年度跟蹤同一公司的同伴分析師盈利預測；CAR代表累計超額回報，根據市場模型(Market Model)計算；VOLUME代表交易情況；EARNINGS MANAGEMENT分別代表應計制盈余管理和真實活動盈余管理，利用Dechow et al.(1995)[29]和Roychowdhury(2006)[30]模型計算；POST為啞變量，代表是否超樂觀分析師發布盈利預測之后，我們定義超樂觀盈利預測為當年度證券分析師對某上市公司發布的盈利預測最大值；GEXP代表分析師從事研究工作年限；FEXP代表分析師關注上市公司的年限；PASCORE代表分析師前一年盈利預測準確性評分；AGE代表分析師發布盈利預測與實際盈利公布時間差；PORTSIZE代表分析師同時跟蹤的上市公司數；BROKERSIZE代表分析師所在券商規模；EXTREME為啞變量，代表是否為超樂觀分析師；OPTIMISM代表超樂觀程度；PEERGEXP代表同伴分析師平均研究工作年限；MB代表市賬比；INDUSTRY代表行業虛擬變量；YEAR代表年度虛擬變量；ε代表殘差項。具體變量定義見表1。

表1 相關變量定義

二、樣本來源和描述性統計

本文樣本選擇期間為2007～2015年，分析師層面數據和上市公司層面數據來自CSMAR數據庫，券商機構數據來自中國證券業協會網站。數據篩選過程說明：(1)在構建的模型中，需要計算證券分析師去年盈利預測準確性，因此剔除上一年度分析師數據缺失樣本；(2)在事件研究中，少量分析師盈利預測是在非證券交易日發布，這樣無法計算累計超額回報率和累計交易量，因此模型(2)的檢驗中剔除非證券交易日的盈利預測樣本。

表2 研究樣本的描述性統計結果

為了便于分析，描述性統計中的分析師研究工作年限、同伴分析師研究工作年限、分析師關注上市公司年限、分析師預測時間差、分析師跟蹤公司數是未取自然對數之前的值。表2分別基于盈利預測層面、超樂觀分析師層面和上市公司層面進行描述性統計。

Panel A是基于分析師盈利預測層面的統計分析，可以看出，盈利預測有效樣本為209086個，超樂觀分析師盈利預測占比12.4%，全部分析師平均工作年限4.76年，關注上市公司平均年限1.894年，去年盈利預測準確性平均得分85.022分，平均預測時間差481天，平均關注上市公司數量69家。

Panel B對超樂觀分析師進行個人特征統計，超樂觀程度為0.019，而全部分析師的這一均值為0.001(Panel A表中的數值)， 兩者比較反映出超樂觀分析師盈利預測的極端樂觀程度。同時，超樂觀分析師平均工作年限為4.71，與同伴分析師平均工作年限4.707差異不大，但超樂觀分析師的預測時間差(520.195天)顯著高于全部分析師的平均預測時間差(481.735天)，這說明分析師發布極端樂觀的盈利預測信息可能是由預測時間間隔較長所致，預測時間間隔越長，盈利預測難度加大。

表3 超樂觀盈利預測與同伴分析師的檢驗結果

Panel C對上市公司財務特征進行統計，跟蹤公司的分析師平均數量為28.421，但不同上市公司分析師跟蹤數量差異較大，5%分位數為3名分析師，但95%分位數卻有80名分析師。同時，上市公司的公司規模、盈利性和風險性取值均處在合理區間。

實證結果與分析

一、基本實證結果與分析

首先，我們檢驗超樂觀盈利預測對同伴分析師的溢出效應，在剔除超樂觀盈利預測樣本后利用模型(1)進行OLS回歸，具體結果見表3。一方面，考察超樂觀盈利預測發布之后30天和60天內同伴分析師的盈利預測，發現在這兩個期間內的同伴分析師盈利預測顯著較高。另一方面，考察超樂觀盈利預測發布之后的15個和20個同伴分析師盈利預測，同樣盈利預測相對樂觀。結果說明，超樂觀極端盈利預測會影響同伴分析師對上市公司的盈利判斷，雖然分析師是證券市場中相對理性的參與者，但其盈利預測決策仍會受到市場噪音、周圍環境的影響。

表4 超樂觀盈利預測的市場反應檢驗結果

其次，我們檢驗超樂觀盈利預測對市場投資者的影響，利用事件研究法基于模型(2)考察超樂觀盈利預測發布后2天和5天內的累計超額回報和累計交易量，具體結果見表4。可以看出，超樂觀盈利預測與累計超額回報正相關，與累計交易量正相關，說明超樂觀盈利預測信息發布后，市場投資者能夠獲取更多的超額利潤同時股票交易活躍，意味著市場投資者受到證券分析師超樂觀預期的影響。

再次，我們檢驗超樂觀盈利預測的樂觀程度對上市公司管理層的溢出效應，此處僅保留超樂觀盈利預測樣本，利用模型(3)進行OLS回歸，具體結果見表(5)。可以看出，超樂觀程度與真實活動盈余管理顯著正相關，與應計制盈余管理相關關系不顯著，說明上市公司管理層會通過盈余管理以迎合超樂觀的盈利預測，且相較于應計制盈余管理方式，管理層更會選擇真實活動盈余管理方式，但這種操縱盈余的方式相對隱蔽、不易被發現，會對企業造成長期的、不可逆的損害。

二、穩健性檢驗

為了保證研究結論的可靠性，本文進行了變量替代的穩健性檢驗。首先，重新認定超樂觀盈利預測，我們定義上市公司盈利預測的最大值和第二大值為超樂觀盈利預測值，利用原模型進行檢驗后結論一致，具體結果見表6。其次，借鑒Teoh et al.(1998)[31]和趙景文和許育瑜(2012)[39]分別計算應計制盈余管理和真實活動盈余管理，所得結論與原結論一致，具體結果見表7。

進一步研究

一、超樂觀盈利預測對明星同伴分析師的溢出效應

Leone and Wu (2002)[32]發現明星分析師的盈利預測準確性更高，能給投資者更好的投資建議并獲取超額回報(于靜等,2008)[40]。那么，當市場中出現超樂觀盈利預測時，隨后的明星分析師也會追隨和模仿嗎？基于此，本文將研究樣本劃分為明星同伴分析師樣本(STAR PEER ANALYST)和非明星同伴分析師樣本(NON-STAR PEER ANALYST)，利用前文模型(1)進行檢驗，具體結果見表8。

表6 超樂觀盈利預測變量替換的穩健性檢驗

表7 盈余管理變量替換的穩健性檢驗

表8 Panel A為明星同伴分析師受超樂觀盈利預測的影響，發現超樂觀盈利預測對隨后的30天和60天內明星同伴分析師的盈利預測影響顯著，但對隨后的15個和20個盈利預測影響不顯著。表8 Panel B為非明星同伴分析師受超樂觀盈利預測的影響，發現超樂觀盈利預測對非明星同伴分析師的影響一直存在且十分顯著。兩表比較發現，超樂觀盈利預測對明星同伴分析師的溢出效應較弱，這可能是由于明星分析師能力更強，受市場噪聲和周圍環境的影響較小，也是明星分析師具有較高盈利預測準確性的原因之一。

二、超樂觀盈利預測對機構投資者的溢出效應

相比于個人投資者，機構投資者更為理性、不易受市場噪音的影響，原因在于機構投資者憑借信息優勢和專業的研究人員，對股票具有更準確的估值，不會頻繁地改變交易策略和投資組合(Chopra et al.,1992; 史永東和王謹樂,2014)[33][41]。那么，當超樂觀盈利預測信息發布后，機構投資者是否比個人投資者受到的影響更小？本文進一步按照上市公司的機構投資者持股比例中位數劃分樣本，將全樣本劃分為機構投資者持股比例高組(HIGH INSTITUTION)和機構投資者持股比例低組(LOW INSTITUTION)，利用前文模型(2)進行檢驗，結果見表9。

可以看出，無論機構投資者持股比例高組，還是機構投資者持股比例低組，超樂觀盈利預測均產生較高的股票累計超額回報和累計交易量。分組比較后發現，表9 Panel A中超樂觀盈利預測對CAR的影響系數分別為0.006和0.008，而表9 Panel B中的這一影響系數分別為0.013和0.012，說明機構投資者持股比例高的上市公司股價受超樂觀盈利預測的影響更小，這可能是由于機構投資者更為理性，不易受市場中狂熱情緒的影響，從而緩解了股票的波動。另外，超樂觀盈利預測對兩組樣本的股票交易量影響差異不明顯。

表8 超樂觀盈利預測與明星同伴分析師

三、超樂觀盈利預測對大公司管理層的溢出效應

Watts and Zimmerman(1990)[34]發現大規模公司相比于小規模公司面臨更大的壓力、更可能操縱企業盈余，同時，大規模公司關聯企業較多，對上下游企業控制能力強，容易在生產銷售方面進行配合，使得真實活動盈余管理得以低成本實施(李增幅和周婷，2013)[42]。基于此，本文按照上市公司規模中位數將樣本劃分為大公司組(BIG FIRM)和小公司組(SMALL FIRM)進行檢驗，具體結果見表10。

表9 超樂觀盈利預測與機構投資者

可以看出，超樂觀盈利預測樂觀程度與應計制盈余管理不相關，驗證前文結論。在大公司組中，超樂觀盈利預測樂觀程度與真實活動盈余管理顯著正相關，系數為0.326，而這一關系在小公司組樣本中不顯著，說明超樂觀盈利預測會給大公司管理層帶來壓力，為了迎合證券分析師的盈利預測，大公司管理層會進行更嚴重的真實活動盈余管理。

表10 超樂觀盈利預測與上市公司規模

研究結論

社會生活中的極端觀點無處不在，它深深影響著人們的生活和決策。例如，在政治選舉中，那些最極端的觀點總是占據著媒體的頭條吸引眾人目光(Hirano et al., 2009)[35]，無論其是否正確或可行，卻總能影響他人(Demarzo et al.,2003)[36]。超樂觀盈利預測是上市公司所有盈利預測的最高值，本文從不同視角探究超樂觀盈利預測的溢出效應，并基于分析師層面、市場投資者層面和上市公司層面進行比較，研究拓展了證券分析師羊群行為的理論文獻，也為如何看待市場中特立獨行的證券分析師提供了理論依據。基于本文的研究結論，可以得到以下啟示：第一，隨著我國證券市場的發展，證券分析師行業競爭愈發激烈，行業流動率居高不下，分析師為了職業生存或競爭優勢采取不同的盈余預測策略，極端觀點層出不窮，但市場參與者定要理性對待；第二，政府監管部門和證券分析師的用人單位，應建立專業的分析師培訓體系和考評體系，保障證券分析師行業健康長久發展。