分析師跟進、外部審計質量與盈余管理方式
——來自外部治理互動效應與微盈余視角的經驗證據

許汝俊

一、引言

近年來，作為新興資本市場逐漸興起的重要職業，金融分析師一職得到學術界及實務界的普遍關注，學術界有關其跟進、預測及評級行為研究也逐漸顯現。從投資者角度而言，金融分析師擁有相關專業知識及獨特信息優勢，通過定期對相關上市公司的盈余預測及評級報告來為投資者提供有價值的投資決策參考，具有顯著降低公司信息不對稱的重要作用（Cang et al.，2014；Luo et al.，2015）。與此同時，從分析師自身聲譽及發展而言，其盈余預測精度及相關的綜合預測能力將影響其在每年度《新財富》明星分析師評選中的排名。鑒于以上兩點，金融分析師在資本市場尤其是新興資本市場的作用及角色發展尤顯重要。此外，分析師跟進決策及強度也是一把“雙刃劍”，一方面，從公司治理理論來看，分析師跟進已被證實不論是在融資成本、盈余管理還是股票同步性上都具有外部監督治理效應（Bowen et al.，2008；Lan et al.，2013；朱紅軍等，2007）；另一方面，從信息不對稱與迎合理論來看，分析師跟進伴隨而來的可能是公司管理層的相關迎合進而引致分析師預測真實價值存在偏誤，給投資者造成不實判斷，這種跟進所形成的監督效應為公司管理層帶來了一定壓力，管理層是否會通過改變盈余管理方式來調控盈余達到甚至超過分析師盈余預測水平，從而為投資者提供更多利好公司的信息，是當前分析師跟進研究的重要課題。而在與分析師跟進同為治理機制的外部審計監督模式下，理論上均認為高審計質量提高了企業盈余管理的成本，而審計質量與分析師跟進對盈余管理的作用究竟是存在明顯的替代效應還是具有互為促進的強化作用，現有文獻鮮有涉及。故本文通過相關研究來分析分析師跟進與審計質量對不同盈余管理方式的影響程度及兩者治理效應的關系，并考察微盈余環境對分析師跟進效應及其與外部審計質量的治理互動效應的影響。

二、理論分析與研究假設

國內外研究均表明分析師具有明顯的治理效應，其往往是公司舞弊的揭發者（Dyck et al.，2010），有關分析師相關治理效應的研究也主要集中于對盈余管理的因果關系研究上。分析師在不同投資者保護程度下其跟進對應計盈余管理的影響表現出一定差異（趙玉潔，2013），表明應計盈余管理抑制程度具有一定的法律制度約束效應。而在區分產權性質后分析師跟進對應計盈余管理的敏感度，呈現出產權性質差異性，即非國有產權性質在分析師跟進對盈余管理的抑制影響更為敏感（蘇春江，2015）。分析師行業及其相關研究雖然在我國處于起步狀態，但發展態勢較好，其治理效應也逐漸顯現，所以理論上其對更易出現的正向盈余管理會有更為明顯的抑制作用，即不同方向的應計盈余管理程度在分析師跟進時預期會有明顯不同的反應。

與此同時，國外學者均認為如果分析師和股東等利益相關者對經理人行為存在監督效應，那么真實盈余管理應該被考慮在內（Irani et al.，2013；Chen et al.，2015），所以學者們開始探索分析師跟進與真實盈余管理及盈余管理方式差異的影響。由于真實盈余管理更難察覺且具有較小的個人成本，所以經常被作為管理層應計盈余管理的“替代品”（Cohen et al.，2008；Zang，2012），國內研究表明，具有較高隱蔽性的真實盈余管理會彌補應計盈余管理下降對盈余的影響進而迎合分析師跟進（李春濤等，2016），但該研究使用了將發布盈余預測報告的機構數作為分析師跟進數量，并非以單個具體分析師發布預測作為分析師跟進數量，這與研究單個分析師發布盈余預測作為跟進數進行研究存在一定差異，且國外學者研究發現運用真實盈余管理計算時采用的綜合指標存在一定缺陷（Cohen and Zarowin，2010；Zang，2012），即不能將異常經營現金凈流量和異常生產成本結合起來計算，因為相同活動可能同時造成高生產成本和低經營現金凈流量，導致重復計算問題，進而提出現有真實盈余管理相關研究結論可能存在偏誤，并提出了真實盈余管理總量的新指標，即用異常生產成本與異常酌量性費用之差（RM1）和異常經營現金流減少量與異常酌量性費用減少量之和（RM2）來代表總體真實盈余管理程度。所以從分析師跟進的治理效應來看，其可能對真實盈余管理起到抑制作用，也可能存在管理層應對分析師跟進的迎合效應。鑒于以上分析，本文提出如下假設：

表1 變量釋義與計算方法

表2 描述性統計結果

假設1：存在分析師跟進及跟進強度增大時，應計盈余管理會明顯下降且呈現應計方向的高敏感性（治理效應）；

假設2a：存在分析師跟進及跟進強度增大時，真實盈余管理明顯抑制；

假設2b：存在分析師跟進及跟進強度增大時，真實盈余管理明顯增大。

國內外研究均證實審計質量一定程度上影響了企業舞弊及盈余管理的操控成本。從內部審計角度分析發現盈余管理在高內部審計質量下明顯被抑制（蔡春等，2009），而將外部注冊會計師審計與內部控制結合研究發現，審計質量作為外部監督模式，在對盈余管理的抑制作用上與內部控制治理具有互補的關系，且呈現出產權及市場化程度差異（張嘉興等，2014）。與此同時，以會計師事務所審計作為外部審計質量替代變量對盈余管理方式及程度的影響研究也逐漸顯現，四大事務所審計的上市公司對正向應計盈余管理及真實盈余管理均呈現出較高的抑制效應，而對負向的應計盈余管理并無顯著影響（曹瓊等，2013；劉文軍等，2016；林永堅等，2013；郭照蕊等，2015）。此外，相關研究也表明會計師事務所對真實盈余管理的防范體現在審計定價上（蔡利等，2015），具有行業專長的會計師事務所具備發現真實盈余管理的能力（鐘希余等，2017），這也一定程度上說明了高外部審計對真實盈余管理成本的提升具有一定作用。以上研究均提供了外部審計質量對不同盈余管理方式治理效應的證據，這也與國外Graham et al.（2005）的研究分析相一致。目前對分析師跟進強度、審計質量對不同盈余管理方式影響程度的互動研究尚為鮮見，理論上兩者可能在盈余管理控制上存在替代或者共同促進的治理效應，鑒于相關分析，本文提出如下對立假設：

表3 分析師跟進決策與應計盈余管理（全樣本）

假設3a：分析師跟進強度與外部審計質量對不同盈余管理方式的作用程度呈現相互促進的強化效應；

假設3b：分析師跟進強度與外部審計質量對不同盈余管理方式的作用程度呈現相互補充的替代效應。

國外研究表明，相關財務經理絕大部分傾向于報告較為正向的盈余，且零盈余閾值是管理者追求正向盈余的一個重要水平（Roychowdhury，2006；Zang，2012），且為了達到輕微的報告正向盈余，管理者通常通過應計盈余管理和真實盈余管理來實現（Granham et al.，2005；Roychowdhury，2006；Zang，2012），所以理論上來看，輕微正向盈余狀態與盈余管理密切相關，那么在我國上市公司中微盈余狀態下盈余管理會更多嗎？分析師治理效應及其與外部審計的治理互動效應是否能夠在公司微盈余狀態下表現更為明顯？這對于理解分析師治理效應及其與外部審計的治理互動效應充分發揮的條件與環境提供了新的視角。理論上來看，一方面，如果公司在微盈余狀態下，分析師雖然會通過調研等方式對公司盈余等相關信息進行搜尋，但并未直接對盈余管理產生影響，但外部審計則可能會直接對盈余管理產生影響，并將相關盈余管理成本直接反映到審計定價上，若分析師通過與審計師互動接觸到相關信息并予以識別，則其對微盈余狀態下的治理邊際效應會更大；另一方面，如果公司在微盈余狀態下，分析師并不能夠識別出審計師對微盈余狀態下盈余管理的相關信息，則兩者的治理互動效應會有所減弱，基于外部審計信息的分析師互動邊際效應會相對較弱。鑒于以上分析，本文提出如下對立假設：

假設4：微盈余狀態會影響分析師治理效應及其與外部審計的治理互動。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據處理

選取2008-2015年盈余管理數據、分析師數據及當期控制變量數據，并進行如下刪除與處理：（1）剔除金融行業與數據缺失樣本；（2）剔除ST特殊處理的樣本；（3）計算應計利潤操控時對當年度行業年數據不足15個樣本的進行剔除；（4）不同券商的同名分析師本文作為多個分析師予以對待，即不考慮分析師跳槽等因素；（5）對所有連續變量進行上下1%的異常值縮尾處理（winsorize）。所有分析師數據來自WIND數據庫，其他數據均來自CSMAR數據庫及公司年報。

表4 分析師跟進決策與真實盈余管理（全樣本）

（二）變量定義

1.分析師跟進的衡量。通過是否存在跟進及跟進強度分別進行衡量，考慮單個分析師發布多次報告與單次報告的影響差異性及部分同券商不同分析師對同一上市公司發布盈余預測報告，本文在跟進強度衡量上采用單個具體的分析師對某上市公司發布盈余預測報告作為分析師跟進強度指標值，即只要固定年份存在分析師對該上市公司發布盈余預測就將其作為分析師跟進，但對于不同券商的同名分析師本文視為多個分析師跟進數量進行處理，即未考慮分析師跳槽的特殊情況。

2.應計盈余管理的衡量。本文依然借鑒（Dechow et al.，1995）做法，使用修正瓊斯模型分年度行業回歸，根據估計系數計算應計盈余管理：

其中TAit表示公司i在t年的總應計項目，用公司營業利潤與經營活動產生現金流凈額之差表示，ΔREVit、ΔRECit和PPEit分別表示營業收入差異、應收賬款差異及固定資產。變量均經過滯后一期資產歸一化處理，并將AM劃分為正向應計AM+和負向應計AM-。

3.真實盈余管理的衡量，根據Roychowdhury（2006）、Cohen et al.（2008）和Zang（2012）衡量真實操控的三個方面：通過異常銷售、生產及酌量性費用操控帶來的異常生產成本、異常經營現金凈流量及異常酌量性費用，計算如下：

異常經營現金流量為實際經營現金流量與用（1）估計出的系數計算的正常經營現金流之差。

本文用產品銷售成本（2）與當期存貨變動額（3）計算產品總成本，并據（4）式計算正常產品總成本，以管理費用和銷售費用計算的酌量性費用則用（5）式來估計，分別計算（1）（4）（5）的擬合值代表三項真實盈余操控RMp、RMc和RMd，為了更好反映真實盈余操控總額，本文借鑒Cohen and Zarowin（2010）的做法，提出兩項新綜合指標來衡量真實盈余管理：

表5 分析師跟進強度與盈余管理（分析師跟進樣本）

高真實盈余管理必將帶來高生產成本、低經營現金流量與低酌量性費用，故RM1，RM2值越大表明真實盈余管理程度越大。

結合前期文獻選擇控制變量（Cohen，2010；Yu，2008；Zang ，2012；Roychowdhury，2006；徐宗宇等，2016；李增幅，2011），所有變量釋義見表1。

（三）模型設計

通過以上分析選取如下模型進行實證檢驗：

模型（1）（2）用于檢驗分析師跟進決策、跟進強度對不同盈余管理是否具有明顯的治理效應以及微盈余狀態是否對這種效應具有一定影響；模型（3）（4）用于檢驗分析師跟進決策、跟進強度與外部審計質量對不同盈余管理程度的影響關系，嘗試從盈余管理視角探索分析師跟進與外部審計質量在公司治理績效上的關系。此外，通過（3）（4）進一步以上市公司微盈余狀態進行分組為前提，研究微盈余狀態對分析師跟進決策、跟進強度與外部審計質量在不同盈余管理績效關系上的敏感性差異，以期分析微盈余狀態對分析師跟進與外部審計在公司治理互動關系的影響。

表6 審計質量差異下分析師跟進治理效應互動

四、實證結果分析

（一）描述性統計

對所有主要連續變量的描述性統計分析顯示（表2），不論是正向、負向應計盈余管理還是真實盈余管理，均值和中位數差異并不大，說明盈余管理數據分布趨于正態。分析師跟進人數經過對數及異常值處理后差異略微縮減。總資產周轉率最大與最小值之間差異較大，說明樣本在營運能力上差異較大。而ROA也表現出最大值與最小值較大差距，說明樣本在盈利能力差異明顯。高管持股比例均值為6%但最大值超過了50%，說明樣本中高管持股差異也較為明顯。

（二）治理效應回歸分析

本文對應計盈余管理進行分析（表3），通過實證結果不難發現，首先，在正向應計盈余管理方面，公司盈余管理程度與是否存在分析師跟進系數為-0.005，且在5%水平上顯著，說明存在分析師跟進的公司其正向應計盈余管理程度會更低，一定程度上驗證了分析師跟進的確有益于控制正向應計盈余管理.與此同時，微盈余狀態與正向應計盈余管理系數為正但并不顯著，而被八大事務所審計的公司其盈余管理程度較低，這與林永堅等（2013）的研究相類似。實際控制人為國有性質的公司其正向應計盈余管理程度較低，高成長性、高資產負債率公司更傾向于正向應計盈余管理，大公司正向應計盈余管理程度更低，因為其發展具有一定規模效應，不需要更多盈余管理來實現。其次，從負向應計盈余管理來看，公司盈余管理程度與是否存在分析師跟進雖為正向（負向盈余管理目的在于調低利潤），但并未呈現顯著因果關系，說

明分析師跟進決策僅對正向應計盈余管理起作用，故以下針對分析師跟進及其強度進一步分析僅考慮正向應計盈余管理，基本驗證了假設1。最后，從微盈余狀態的調節作用來看，正向應計盈余管理上并未表現出微盈余狀態對分析師跟進決策與盈余管理間的關系影響，而負向應計盈余管理上由于分析師跟進決策對盈余管理的不敏感，故后續分析本文僅針對正向應計盈余管理。

表7 微盈余對兩者互動治理效應關系的影響

本文對真實盈余管理也進行了統計與檢驗（表4），結果表明，首先，從真實盈余操控總體指標來看，RM1和RM2系數為-0.026和-0.015，且均在1%水平上顯著，表明具有分析師跟進的公司真實盈余具有較為明顯的下降，而微盈余狀態、審計質量也與RM1和RM2間呈現顯著的負向關系，說明了微盈余狀態真實盈余管理較少，被八大事務所審計的公司真實盈余具有明顯的下降，體現出了事務所效應帶來的審計監督效力，一定程度上支持了大事務所帶來的外部治理效應較高的證據，高資產負債率也必將伴隨著整體較高的真實盈余管理水平。其次，從真實盈余操控分類指標來看，存在分析師跟進、被八大事務所審計的公司與異常生產成本回歸系數為負，而與異常經營現金凈流量和異常酌量性費用呈現正向關系，且均在1%水平上顯著，表明分析師跟進和高審計質量的確有利于抑制生產操控并保持較高的經營現金凈流量和酌量性費用，以上結論也部分驗證了假設2a，說明了分析師跟進與否對真實盈余管理實質上同樣具有治理效應。最后，從微盈余狀態來看，在真實盈余管理上也并未表現出明顯的調節作用，說明微盈余狀態對分析師跟進與否和真實盈余管理間關系影響不明顯。此外，本文還發現非微盈余能力公司更不傾向于使用真實盈余管理，高資產負債率的確帶來了高生產操控、低銷售操控及低酌量性費用操控。

為了進一步分析盈余管理方式差異對分析師跟進強度的敏感性，鑒于負向應計盈余管理并未呈現分析師跟進帶來的治理效應，所以本文對正向應計盈余管理和真實盈余管理進行了分析師強度影響的深入分析（表5）。結果表明，一方面，分析師跟進強度與正向應計盈余管理、兩類真實盈余管理總指標間系數為-0.005、-0.027及-0.021，表明隨著分析師人數的增加，分析師跟進帶來的邊際效應會越高，正向應計盈余管理與真實盈余管理總量會降低。另一方面，從真實盈余分類指標來看，高跟進強度與異常生產成本呈現負向顯著關系，而與異常現金凈流量與異常酌量性費用正向顯著，說明隨著分析師跟進人數的上升，對真實盈余管理各方面的治理具有明顯作用，進一步驗證了假設2a。與此同時，從外部審計質量來看，高聲譽事務所具有明顯識別并抑制正向應計盈余管理和真實盈余管理的作用，這與蔡麗等（2015）和鐘希余等（2017）的研究結論基本一致；而從微盈余狀態樣本來看，微盈余狀態上市公司的真實盈余管理相對較小，在真實盈余管理的RM1下分析師跟進強度與微盈余交乘項系數在10%水平上顯著為正，一定程度上說明了分析師跟進強度的增加在非微盈余狀態的上市公司中會發揮更高的治理效應，且相關效應集中在真實活動而非賬面應計盈余，部分驗證了假設4。此外，其他指標符號及顯著性與分析師跟進決策樣本結果基本一致。

（三）進一步證據及分析（治理效應互動分析）

審計質量作為盈余管理成本的重要方面，能夠有效約束管理層盈余管理程度，為了驗證其與分析師跟進強度在盈余管理間的互動關系影響，本文以中國注冊會計師協會（CICPA）2008-2015年會計師事務所綜合評價前百強資料為依據選取前八大事務（含國際四大）作為高審計質量公司組，回歸結果表明（表6），跟進決策指標、跟進強度指標在審計質量程度差異下對不同盈余管理方式的影響程度有所差異。首先，從正向應計指標來看，交乘項系數為0.018和0.001，且兩者在統計上均不顯著，說明分析師跟進決策和強度對正向應計盈余管理的抑制作用在不同外部審計質量之間差異不明顯。其次，從真實盈余管理來看，分析師跟進決策和強度與真實盈余管理RM1、RM2系數分別在5%和10%水平上顯著為負，一定程度上說明了存在分析師跟進的公司與未存在分析師跟進的公司、高跟進人數的公司與低跟進人數的公司之間對真實盈余管理的影響在不同審計質量下確實存在顯著的強化關系，支持了假設3a。

本文進一步引入微盈余狀態嘗試研究分析師與外部審計質量對公司治理效應互動是否會在微盈余狀態下有所變動。實證結果表明（表7），首先，從分析師跟進決策上來看，分析師跟進與否與外部審計質量交乘項對不同盈余管理的影響在微盈余組并未表現出明顯的因果關系，但是在非微盈余組該交乘項系數為0.015、-0.187及-0.049，且后兩者在10%的水平上顯著，一定程度上表明在真實盈余管理治理效應上，分析師跟進決策與外部審計質量的互動在非微盈余狀態下更為明顯，即在高外部審計質量存在時，存在分析師跟進的公司真實盈余管理程度較不存在分析師跟進的公司真實盈余管理程度低，且這種現象在公司較高盈余水平下更為明顯。其次，從分析師跟進強度來看，與分析跟進決策相似，在微盈余組并未表現出明顯的因果關系，但是在非微盈余組該交乘項系數為0.001、0.016、0.028，且后兩者分別在10%和5%水平上顯著，表明了在存在分析師跟進時，針對真實盈余管理治理效應上，分析師跟進強度與外部審計質量的互動在非微盈余狀態下較為明顯，部分驗證了假設4。

（四）穩健性檢驗

為了結果的穩健性，本文做了進一步分析：

1.改變匹配變量選擇方法。為了檢驗結果穩健性，本文通過ROC分析AUC指標和綜合解釋度進行匹配變量測試，并最終得到主要匹配變量模型（模型5），重復以上檢驗后發現結論數據符號和顯著性基本保持不變，說明結果較為穩健。

2.改變審計質量指標界定。本文將八大事務所審計樣本調整為十大事務所審計樣本，重新進行上述回歸操作后，發現其主要結果與以上結果保持一致，表明相關研究結論較為穩健。

五、研究結論

本文以戰略要素市場理論及資源依賴理論為基礎，結合應計盈余管理指標及修正的真實盈余管理總指標，基于盈余管理視角引入微盈余狀態探討了分析師跟進治理效應及其與外部審計質量治理互動效應。研究發現：（1）分析師跟進對應計盈余管理抑制作用存在方向性，即正向應計盈余管理較負向應計盈余管理會有明顯的分析師跟進治理效應，且隨著分析師跟進人數增加，對正向應計盈余管理抑制作用越大，但并未發現微盈余狀態對以上關系的影響；（2）分析師跟進對真實盈余管理具有明顯的抑制效應，且隨著分析師人數增加所表現出的治理效應更為明顯，且非微盈余狀態下分析師跟進強度的增加對真實盈余管理治理效應更為明顯；（3）高審計質量公司對真實盈余管理與分析師跟進決策、強度間關系的敏感性顯著高于低審計質量公司，表明審計質量和分析師跟進強度在真實盈余管理上的治理效應具有互為促進的強化關系，且非微盈余狀態下這種治理互動效應更為明顯。