分析師跟蹤對上市公司違規(guī)行為影響的實證分析

桂愛勤，龍俊雄

（中南財經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，武漢 430073）

0 引言

影響上市公司治理的外部因素多種多樣，在過去的幾年間已有不少學(xué)者開始著手研究證券分析師這個外部變量對企業(yè)經(jīng)營決策的作用，探尋其在企業(yè)管理中具備的功能。證券分析師作為信息中介，是投資者了解企業(yè)的管道，可以降低雙方的信息不對稱程度，幫助投資者更好地認(rèn)識并理解企業(yè)的各種財務(wù)信息。分析師常常會對一些上市公司進(jìn)行評級以及各種盈利預(yù)測，這種分析報告是投資者解讀企業(yè)財務(wù)狀況重要的信息渠道，使投資者簡單明了地對企業(yè)的未來前景作出判斷。

從嚴(yán)格的獨立性角度來看，分析師的報告受眾面廣，不會受到單一利益集團(tuán)的控制，因而分析師能夠作為外部監(jiān)督者發(fā)揮公司治理的作用。分析師作為信息中介能夠利用專業(yè)優(yōu)勢，從各種渠道收集企業(yè)的信息，并對這些信息進(jìn)行整理并解讀，形成分析報告，增加了披露的信息質(zhì)量，降低信息不對稱程度；提高市場流動性，減少管理層的高薪，使其薪酬業(yè)績敏感性越發(fā)凸顯，提高資本市場的效率，引導(dǎo)金融市場資源合理配置；減少企業(yè)的盈余管理和約束經(jīng)理人等作用[1，2]。然而也有學(xué)者指出，證券分析師并不一定能起到外部監(jiān)督者的作用。分析師報告涉及的大多是公司短期的盈利預(yù)測，這會給管理者施加較大的短期業(yè)績壓力，迫使管理層會更加注重公司的短期利益，出現(xiàn)“短視效應(yīng)”，即為實現(xiàn)分析師的短期盈利預(yù)測不得不放棄一些具備長期穩(wěn)定盈利的成長項目。

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要關(guān)注信息質(zhì)量、預(yù)測偏差、企業(yè)盈余管理、資本市場效率、企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)等方面，少有文獻(xiàn)研究分析師關(guān)注對企業(yè)欺詐行為的影響。因此，本文從分析師治理的角度入手，探究其在公司治理的作用，并從聲譽(yù)機(jī)制的角度，考察明星分析師的聲譽(yù)效應(yīng)是否會強(qiáng)化公司治理的功能。

1 理論分析與假設(shè)提出

分析師報告涉及的大多是公司短期的盈利預(yù)測，這會給面臨激烈競爭的職業(yè)經(jīng)理人帶來短期業(yè)績壓力，考慮到自身風(fēng)險收益、職業(yè)發(fā)展和市場聲譽(yù)，管理層會更加注重公司的短期利益，出現(xiàn)“短視效應(yīng)”。若職業(yè)經(jīng)理人沒能達(dá)到分析師的預(yù)測目標(biāo)，則會面臨公司價值降低、薪酬減少甚至被解雇的風(fēng)險，那么管理層就有動機(jī)去迎合分析師而進(jìn)行違規(guī)操作以保障自己的私人利益不受損失。分析師出于自身利益的驅(qū)動，也會在一定情形下選擇與經(jīng)理層合謀，特別是在面臨巨大的業(yè)務(wù)需求壓力的時候，會保持與職業(yè)經(jīng)理人的良好關(guān)系，以獲得更多的公司內(nèi)幕信息；更有甚者，為了成功地挽留主券商的主要客戶，會發(fā)布對雇主有利的報告。李春濤（2016）[3]發(fā)現(xiàn)，盡管分析師對應(yīng)計項目的盈余管理具有抑制作用，但是這會迫使管理層轉(zhuǎn)向?qū)嵤ζ髽I(yè)造成更大危害的實際盈余管理，即分析師關(guān)注度越高，企業(yè)真實盈余管理越高。

有效監(jiān)督假說與市場壓力假說，擁有完全相反的理論結(jié)果，兩種理論上的矛盾需要通過實踐檢驗錘出真知，具體假設(shè)如下：

假設(shè)1A：若是有效監(jiān)督假說，則分析師關(guān)注度越高，公司違規(guī)的概率越小。

假設(shè)1B：若是市場壓力假說，則分析師關(guān)注度越高，公司違規(guī)的可能性越大。

分析師的治理作用還與聲譽(yù)機(jī)制有關(guān)，明星分析師出于自身名譽(yù)的考慮，會運用專業(yè)能力對公司變動情況進(jìn)行跟蹤關(guān)注，并及時、準(zhǔn)確地更新分析報告，因而銘心分析師應(yīng)當(dāng)具備更強(qiáng)的監(jiān)督作用[4]。然而，市場壓力的存在，使得明星分析師會與管理層配合，掩蓋其違規(guī)行為，以獲得更多的公司信息，從而削弱其公司治理的作用。故此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2A：明星分析師存在聲譽(yù)效應(yīng)，有明星分析師關(guān)注的企業(yè)其違規(guī)概率更低。

假設(shè)2B：明星分析師不存在聲譽(yù)效用，企業(yè)被更多的明星分析師關(guān)注，不會影響其違規(guī)行為的概率。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選擇的研究樣本為中國滬深兩市A股上市公司，樣本期間為2000—2016年。剔除了資不抵債的公司年度，為了排除異常值的影響，本文在1%的水平上對所有連續(xù)型變量進(jìn)行了縮尾處理，最終得到7935個有效樣本。本文所使用的違規(guī)數(shù)據(jù)、財務(wù)數(shù)據(jù)、分析師數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

2.2 變量選取

2.2.1 因變量

違規(guī)行為（obfraud）。本文將由證監(jiān)會或證券交易所公布的違規(guī)事件定義為違規(guī)行為，若公司在當(dāng)年被稽查出有違規(guī)行為，則賦值為1，反之賦值為0。

2.2.2 解釋變量

本文分別定義跟蹤的分析師數(shù)量（lnananum）、明星分析師數(shù)量（lnstarnum），作為解釋變量。而明星分析師的定義，沿用CSMAR數(shù)據(jù)庫評選出的各個行業(yè)的最佳分析師，數(shù)量指標(biāo)均用原值加1取自然對數(shù)來衡量。

2.2.3 控制變量

參考以往文獻(xiàn)[5-8]，將眾多會影響企業(yè)違規(guī)的因素作為控制變量。主要包括資產(chǎn)負(fù)債率（lev）、公司的規(guī)模（size）、年末公司息稅折舊攤銷前利潤除以總資產(chǎn)即EBIT/TA（ebitedata）、營業(yè)收入增長率（growth）、獨董比例（inderatio）、董事會規(guī)模（lnbdsize）、行業(yè)托賓Q中位數(shù)（induq）、當(dāng)年同行業(yè)受重大事項違規(guī)調(diào)查公司數(shù)（vindur）、股票年收益率（stkret）、日收益率的標(biāo)準(zhǔn)差（retsd）、換手率（stkturn）。本文還設(shè)置了年份虛擬變量（year）和行業(yè)虛擬變量（industry），用來控制年份和行業(yè)效應(yīng)。

2.3 模型設(shè)計

為了驗證假設(shè)1A和假設(shè)1B，本文采用雙向固定效應(yīng)的logit模型，并控制年份和行業(yè)效應(yīng)，模型如下：

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表1給出了主要變量的統(tǒng)計結(jié)果。平均而言，上市公司會受到7名左右的分析師關(guān)注，而研報數(shù)量則達(dá)到12份，說明分析師會對上市公司進(jìn)行追蹤研究并出具修正的報告。而在明星分析師層面，部分公司沒有受到關(guān)注。違規(guī)的數(shù)據(jù)顯示出，違規(guī)的比例為11.3%，可見還是有較多的企業(yè)有違規(guī)行為的記錄。

表1 主要變最的描述性統(tǒng)計

表2用t檢驗給出了有無違規(guī)分組的差異。檢驗結(jié)果顯示，違規(guī)組與非違規(guī)組的差異明顯，分析師數(shù)量和明星分析師數(shù)量在組間的t值分別為5.191和4.274，再由p值可知，結(jié)果在1%的顯著性水平上通過檢驗。這顯示出分析師會根據(jù)企業(yè)的規(guī)模、盈利能力、企業(yè)違規(guī)歷史來選擇自己的關(guān)注樣本，實驗組和控制組狀態(tài)差別較大，無法保證因果效應(yīng)的成立，因而需要解決內(nèi)生性問題。

表2 主要變量按有無違規(guī)分組的差異

3.2 回歸結(jié)果與分析

下頁表3報告了假設(shè)1和假設(shè)2的回歸結(jié)果。

從表3第一列和第二列的回歸結(jié)果可以看出，分析師關(guān)注的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，表明關(guān)注的分析師數(shù)量越多，上市公司發(fā)生財務(wù)舞弊的可能性越小。該結(jié)果也驗證了假設(shè)1A。

第三列報告了假設(shè)2的回歸結(jié)果。在第三列中將明星分析師數(shù)量lnstarnum變量轉(zhuǎn)換為0-1變量star，并引入與分析師數(shù)量的交互變量lnananum*star。分析師數(shù)量的結(jié)果為負(fù)，而明星分析師與分析師數(shù)量的交叉項也為負(fù)，但是均不顯著，且相比第一列分析師數(shù)量的系數(shù)絕對值更小，這說明分析師的聲譽(yù)溢出效應(yīng)并不能夠影響到上市公司違規(guī)的概率。該結(jié)果驗證了假設(shè)2B。

表3 分析師跟蹤對違規(guī)行為的作用

3.3 內(nèi)生性檢驗

違規(guī)的企業(yè)具有自然的新聞價值，更容易受到分析師的關(guān)注，故存在著一定的內(nèi)生性問題，本文運用工具變量法進(jìn)行處理。借鑒Yu（2008）[1]的做法，引入分析師關(guān)注度預(yù)測值，將其作為分析師關(guān)注度的工具變量，構(gòu)建如下：

其中，isreportij0是虛擬變量，若券商j在基年對i公司發(fā)布過研究報告，則取值為1，否則為0；ananumj0和ananumjt表示券商j在基年和t年對外發(fā)布過研究報告的分析師總?cè)藬?shù)。根據(jù)式（2）和式（3）就可得到公司i在t年的分析師關(guān)注預(yù)測值ereportit，然后再對其加1并取自然對數(shù)便得到最終需要的工具變量elnananum。出于樣本容量的考慮，本文選擇2012年作為基年以保留較多的觀測值。

表4顯示了工具變量的回歸結(jié)果，第一列和第三列顯示了一階段的回歸結(jié)果，工具變量（elnananum）的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著，表明這不是一個弱工具變量；而且由基年計算出來的預(yù)測值應(yīng)當(dāng)是與當(dāng)期的隨機(jī)誤差項不相關(guān)，也不會同違規(guī)行為產(chǎn)生雙向因果效應(yīng)，故分析師關(guān)注度預(yù)測值作為模型的工具變量是有效的工具變量。而回歸（2）和回歸（4）中，分析師關(guān)注度依舊是負(fù)向顯著的，這說明分析師能夠起到外部監(jiān)督作用的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 工具變量回歸結(jié)果

3.4 穩(wěn)健性檢驗

本文使用研報數(shù)量和券商關(guān)注度作為分析師關(guān)注度的代理變量，其中券商關(guān)注度表示的是關(guān)注該上市公司的券商數(shù)量之和（見表5）。實證結(jié)果表明，券商關(guān)注度越高，則公司發(fā)生財務(wù)欺詐的概率越小；用研報數(shù)量來衡量分析師關(guān)注度也可以得到同樣的結(jié)論，這顯然表明分析師關(guān)注對企業(yè)違規(guī)行為的抑制作用是穩(wěn)健有效的。

表5 穩(wěn)健性檢驗

4 結(jié)論

本文從分析師的治理作用入手來研究其對上市公司欺詐行為的影響。分別使用了分析師數(shù)量、明細(xì)分析師數(shù)量作為分析師關(guān)注的代理變量，考察其對企業(yè)財務(wù)舞弊行為的影響。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)分析師關(guān)注的增加，企業(yè)違規(guī)的可能性越小；明星分析師的聲譽(yù)效應(yīng)并不能顯著地減少企業(yè)的違規(guī)行為。

本文的研究還存在一定的局限性，首先，媒體關(guān)注與分析師關(guān)注存在一定的聯(lián)系，而媒體關(guān)注對企業(yè)具有外部監(jiān)督作用。由于數(shù)據(jù)收集的困難，本文并沒有把媒體關(guān)注度納入進(jìn)來，沒有研究這二者的聯(lián)合治理作用。其次，本文沒有考慮到法律、監(jiān)管環(huán)境變化的影響，沒有對監(jiān)管程度、市場化程度進(jìn)行分組回歸，考察外部環(huán)境的作用。未來的研究可以針對上述不足進(jìn)行擴(kuò)展與完善，更多地考慮外部治理機(jī)制的聯(lián)合作用，挖掘監(jiān)管力度和監(jiān)管環(huán)境的差異影響。

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