“近水樓臺先得月”嗎？
——來自分析師調研的經驗證據

羅黨論 李晉杰

一、引言

作為資本市場中重要的信息中介，券商分析師對上市公司信息的搜集與挖掘是其專業價值的重要體現。分析師在進行盈余預測時的信息來源主要包括公開信息與私有信息(Asquith et al.,2005；朱紅軍等，2008)。以往的研究表明，分析師對上市公司的實地調研對于私有信息的挖掘是有效的(賈琬嬌等，2015)。如Cheng and Qiang(2014)指出，通過實地調研，分析師可以了解企業的經營狀況和研發活動等具體信息，從而改善自身的盈余預測。分析師通過參與實地調研與管理層交流后獲得了私有信息的增量，從而幫助他們發布更有價值的研究報告(Green and Clifton,2014；Brown and Lawrence,2015)。

在實地調研中，分析師往往希望接觸企業核心管理人員，以盡可能降低信息不對稱程度，起到“近水樓臺先得月”的效果，得到更多高質量的私有信息從而提升盈余預測的質量。另一方面，基于市值管理需求，企業也會很重視分析師實地調研這一信息傳遞的場景，一般地，除了董事會秘書等投資者關系人員外，包括董事長、總經理等在內的公司更高層管理人員也可能參與接待調研。本文要研究的問題是：在分析師實地調研中，更高級別的管理層參與接待對分析師實地調研的盈余預測會產生怎樣的影響？管理層對調研的重視使得分析師更可能“近水樓臺”，在調研中接觸到更高級別管理者。但分析師“近水樓臺”的調研能讓其更精準地進行盈余預測，起到“先得月”的效果嗎？

之前的研究已經關注到了實地調研中的管理層。譚松濤、崔小勇(2015)指出實地調研中管理層會有傾向性地釋放公司經營方面的樂觀信息，導致分析師的盈余預測精度下降。然而，文章是把分析師實地調研的過程等同于與管理層的溝通，沒有對參與調研的管理層的具體研究，未能打開實地調研中的“黑箱”。而實際上，分析師實地調研中，接觸的公司管理層層級不同，接觸到的信息會有所差異，對其盈余預測的影響也可能是不一樣的。過往的其他研究則主要通過分析師是否參與調研來衡量實地調研對盈余預測的影響，未能深入到實地調研的過程進行研究，缺少對實地調研場景的具體刻畫，也并未考察實地調研過程中管理層的重視程度對其預測的影響。

本文使用深圳證券交易所披露的實地調研中管理層的接待陣容來衡量管理層對于實地調研的重視程度，主要從私有信息傳遞以及運用的角度研究了分析師盈余預測受到管理層重視程度的影響。我們發現：(1)其他條件不變的情況下，管理層對分析師實地調研的重視程度越高，分析師盈余預測準確度越低，同時預測樂觀度越高。換言之，分析師的“近水樓臺”并沒有起到“先得月”的作用；(2)實地調研的信息具有一定的時效性，若實地調研與研究報告發布之間的時間間隔較長，管理層重視程度對分析師盈余預測的影響較低。(3)企業的盈余波動程度影響了分析師對于來自不同渠道的私有信息的挖掘程度，進而影響來自管理層的信息的相對價值。相對于盈余波動較低的企業，盈余波動較高的企業的管理層重視程度對于分析師盈余預測的影響相對較小。

本文的研究貢獻主要在以下兩個方面：(1)深入到實地調研這一場景的具體情況，把分析師實地調研中的接觸對象進行了區分，用管理層對分析師調研的重視這個更微觀的角度來切入分析師盈余預測的影響因素，打開了實地調研的“黑箱”，豐富了分析師研究的文獻；(2)深化了管理層行為對于分析師的影響的研究。過去有學者指出，受管理層偏好的影響，券商分析師評級報告往往趨于樂觀(Matsumoto，2002)。本文的研究深入實地調研這一樂觀傾向性信息傳遞的渠道，從實地調研的過程入手考察了來自管理層的私有信息對分析師盈余預測的作用。

二、理論分析與研究假設

(一)管理層重視與分析師盈余預測

盈余預測是分析師向資本市場提供的主要服務之一，有助于投資者發現企業價值(劉曄、肖斌卿，2009)。分析師在盈余預測時需要的信息主要包括上市公司披露的公開信息與通過與上市公司管理層私下交流等方式獲得的私有信息(周開國等，2014)，而實地調研是分析師直接面對公司管理人員，獲取公司私有資料的重要手段(胡奕明等，2003)。實地調研是指分析師等人員對企業進行實地參訪,在參訪的過程中通過參觀企業生產過程以及向企業管理層提問等方式,獲取所需要的信息。DeBondt and Thaler(1990)和Easterwood and Nutt(1999)認為實地調研作為重要的與管理層溝通的途徑，有助于分析師獲得更高質量的信息，提升盈余預測，從而改善資本市場信息環境。

在實地調研中，券商分析師還能和公司核心管理人員有更多接觸，從而建立私人關系(陶然，2018)，與此同時從公司管理層方面獲得私有信息。但值得注意的是，不同的管理層接觸給分析師實地調研帶來的信息是不一樣的。比如，分析師在調研中如果只是得到上市公司董秘及證券代表的接待，大多會被認為是一個例常的接待，也可以說是“禮貌性”接待，這種情況下，分析師得到的增量信息大多是有限的。但是，如果分析師在調研中得到了董事長、總經理等高層的接待，那么在溝通中得到的信息又是不一樣的,分析師可以通過對更高層的訪談得知公司未來發展的戰略部署以及加深對行業發展的真實情況的了解。

我們認為，在實地調研中管理層的重視程度可以由管理層接待陣容來刻畫。若管理層參與實地調研的級別越高、人數越多，說明公司管理層對于分析師實地調研越重視，那么，對分析師實地調研，可能獲得的增量信息也會越多。

于是，我們提出本文的假設：

H1a：其他條件不變情況下，管理層對分析師實地調研的重視程度越高，越能夠為分析師提供高質量的私有信息，使得分析師盈余預測準確度越高、預測樂觀度越低。

然而，一些學者也認為，DeBondt and Thaler(1990)和Easterwood and Nutt(1999)的觀點是基于管理層理性的假定(賈婉嬌、楊楠，2017)。而在實際情況中，公司管理層提供的信息往往具有樂觀傾向，可能會對分析師盈余預測準確性產生負向影響。這是因為：一方面，有別于董事會秘書等投資者關系人員主要基于公司的財務基本面信息向分析師進行業績介紹，董事長、總經理等高層管理人員對于企業發展狀況與經營情況的宏觀把握更強，更可能從公司未來發展、公司戰略等具有較高不確定性的方面介紹公司的未來業績，對企業的業績前景更為樂觀，從而提供樂觀性傾向的信息。Graham et al.(2013)的研究也發現由于歸因偏差等因素，管理層比普通人更加傾向于過度自信；賈琬嬌、楊楠(2017)進一步指出了管理層的過度自信會影響分析師的盈余預測。另一方面，管理者具有市值管理的動機，可能希望通過以操縱股價的方式為減持、定增、并購等做準備，在此情況下，管理層有動機對分析師進行選擇性的信息披露，傾向披露樂觀的信息(Skinner et al.,1994；Soffer et al.,2000)。

進一步，從分析師的角度來看，分析師是否配合管理層的信息披露、在研究報告中反映來自管理層的信息，取決于這些信息是否有利于分析師自身。樂觀的研究報告是分析師對上市公司高管的一種“善意”，上市公司高管會對表達“善意”的分析師提供更多的私有信息(Chen et al.,2003；孔令飛、劉軼，2016)。但趙良玉等(2013)也指出，分析師意識到了發布有偏報告對聲譽的不利影響，只有在私有信息相對價值更高、能帶來更大利益時，分析師才會配合上市公司管理層進行更樂觀的盈余預測。以上兩種機制同時存在，意味著當面對著來自管理層的可能有偏的信息時，分析師需要在做出更準確預測以維護自身聲譽與做出更樂觀預測以換取更多信息之間做出權衡與選擇。而在實地調研中，如果面對更高級別的管理層，分析師更可能選擇后者。這是因為：分析師往往希望與更高級別管理層建立聯系，以獲取相對于其他分析師的信息優勢。而與面對董事會秘書等投資者關系人員時相比，在面對董事長等公司領導者時，分析師發布無偏差的預測可能導致失去未來接觸的機會，不迎合的成本更高，甚至影響分析師所在券商可能獲取的業務(Francis and Philbrick, 1993)。因此，基于與管理層建立良好關系，從而提升未來獲取的私有信息的數量的需求，當實地調研中接觸到更高級別的管理層時，分析師更可能迎合實地調研中獲取的樂觀信息來進行盈余預測。

基于上述分析，我們提出管理層重視對分析師盈余預測影響的競爭性假設：

H1b：其他條件不變的情況下，管理層對分析師實地調研的重視程度越高，越可能向分析師傳遞樂觀傾向的信息，使得分析師盈余預測準確度越低、預測樂觀度越高。

(二)管理層重視、信息時效性與分析師盈余預測

對分析師而言，來自不同渠道的信息可能存在替代或互補的關系，需要在做盈余預測時綜合考慮。例如，張承鷲等(2021)指出，媒體報道作為上市公司信息的追蹤者，也能為分析師提供更多的信息來源。因此，為了提升盈余預測質量，分析師需要在實地調研后持續收集媒體報道、企業公告等不同來源信息，對盈余預測進行調整，這一過程可能削弱實地調研中管理層披露的信息在盈余預測中的相對價值，使得分析師盈余預測受到管理層對實地調研的重視的影響降低。

學界過往的研究指出了信息時效性對盈余預測的影響。例如，劉青青、陳宋生(2019)指出，當管理層的業績預告披露時間越晚時，分析師的反應更為強烈。針對突發的會計信息披露，分析師會迅速調整盈余預測，這使得在某個時點獲取的信息具有一定的時效性，其對分析師盈余預測的影響會被之后時點獲取的其他信息“沖淡”。例如，Cotter(2010)的研究發現，大約60%的分析師在業績預告發布后的5天內修正了之前的盈余預測。在分析師進行實地調研到研究報告最終成文發布的時間間隔內，隨著來自不同渠道的各種公有或私有信息的不斷出現，分析師會因應不同的信息對盈余預測進行調整，充分利用更豐富的信息，降低實地調研中來自管理層的信息對盈余預測的影響。這使得實地調研與研報發布之間時間間隔越長，分析師越有可能在盈余預測中減輕對實地調研中從管理層獲取到的信息的依賴。因此，我們認為，管理層在實地調研中傳遞的樂觀傾向信息具有一定的時效性，分析師需要根據研報發布前的各類新信息衡量來自管理層的私有信息的相對價值，以作出更符合真實情況的盈余預測，這使得盈余預測受到實地調研中來自管理層的私有信息的影響隨著時間推移而下降。據此，我們提出本文的第二個假設：

H2:在實地調研與研報發布之間時間間隔較長的情況下，分析師盈余預測受到管理層重視的影響更小。

(三)管理層重視、盈余波動與分析師盈余預測

除了來自管理層的信息的時效性，分析師對于企業其他非公有信息的挖掘興趣以及挖掘程度，也影響著來自實地調研的私有信息在分析師盈余預測中的重要程度與相對價值。除了通過實地調研與管理層會談獲取信息，分析師獲取非披露信息的途徑，一般還包括上市公司電話會議、對高管的私下拜訪、借助同鄉同學等個人關系獲取內幕信息等等(Cohen et al.,2010)。若分析師對被研究企業的非公開信息有較大的挖掘興趣，分析師更有動機通過各種渠道收集企業的各類私有信息，提升其最終掌握的信息的數量與質量，這一過程降低了實地調研中獲取的信息的相對價值。在擁有更多私有信息的情況下，分析師需要權衡來自管理層的具有樂觀傾向的私有信息能否為自身帶來利益，才決定是否根據這些信息進行盈余預測。因此，分析師對于收集私有信息的動機與興趣的不同，以及由此導致的私有信息的數量與質量不同，影響著來自實地調研的私有信息在分析師盈余預測中的相對價值。本文同時探討分析師對其他私有信息的挖掘興趣的增大是否減弱了管理層重視程度對分析師盈余預測的影響作用。

Kross et al.(1990)指出, 隨著公司盈余變異性的增加, 分析師會更有動機對公司信息進行收集。分析師往往會對呈現持續高盈余波動的公司更感興趣，這是因為盈余波動大的企業是投資利潤的源泉，若公司的盈余狀況因為財務狀況的不確定性而產生較大的變化，掌握更多私有信息的投資者就更可能因此受益。券商分析師通過對這類公司進行信息的跟蹤、關注與挖掘，可以及時向投資者提供具有較高收益的投資推薦，從而建立自己的聲譽。因此，若企業過去幾年里盈余波動較高，分析師會對私有信息產生更大的挖掘興趣，對于企業非公有信息的挖掘程度會更深入，從而提升私有信息的質量，降低實地調研中管理層提供的私有信息在盈余預測中的重要程度。據此，我們提出本文的第三個假設：

H3：企業盈余波動較高的情況下，分析師盈余預測受到管理層重視的影響更小。

三、研究設計

(一)數據來源與樣本選擇

本文使用的數據主要有三部分。第一部分是賣方分析師對上市公司進行實地調研的信息。本文使用的調研數據來自中國研究數據服務平臺(CNRDS)。該數據分為兩部分：一是當次調研的訪客人員的姓名及其所屬機構，我們剔除了證券公司分析師以外的其他訪客數據；二是當次調研中企業接待人員的姓名及其職務。我們收集了2015-2018年間深交所A股上市公司的24104條實地調研接待人員的數據與52205條實地調研訪客數據，并且按照不同的職位對接待人員的文本數據進行手動的分揀。在刪除信息缺失的數據后，我們根據調研時間對管理層接待人員數據與訪客數據進行匹配，最終得到了41366條實地調研的數據。

第二部分是2015-2019年間券商分析師對深交所A股上市企業的研究報告數據。該數據包含分析報告對象(上市公司證券代碼)、報告公布時間、分析師姓名、分析師所在券商名稱、分析師對上市公司EPS的預測值。根據這一數據，我們按照公司證券代碼、分析師報告公布時間、分析師姓名以及券商名稱將研究報告數據與實地調研數據進行匹配，從而得到涉及666間深交所A股企業的14805條調研——研報樣本數據。若一次實地調研中有來自不同券商或同一券商不同團隊的多位分析師，則分別匹配其對應的研究報告；若同一團隊的多位分析師參與某次調研，匹配該團隊所撰寫的對應該次調研的研究報告，且僅匹配一次。我們限定分析師報告與實地調研間時間間隔不超過3個月，且僅取距離實地調研最近的一次研究報告。對于同一研報對同一家公司未來的多個會計年度進行盈余預測的情況，我們僅保留距離調研最近的一次年度盈余預測。通過以上處理，我們最終得到5605條觀測值。

第三部分是上市公司的財務信息，包括公司當年實際EPS、公司規模、當年資產收益率、歷年凈資產收益率、公司在每個交易日的股價等等。我們根據研報預測的會計年度對這些數據進行了匹配。第二及第三部分數據均來自國泰安數據庫(CSMAR)。

最后，本文對所有連續變量進行1%和99%縮尾處理。

(二)變量定義

1.被解釋變量

本文研究實地調研時企業管理層的接待陣容對分析師盈余預測準確度與樂觀度的影響。為度量盈余預測準確度，參考李丹等(2016)、楊青等(2019)，本文使用的衡量公式是：

ferro=100*FEPS-EPS/p

(1)

其中，FEPS為分析師對上市公司EPS的預測數據，EPS為企業當年盈余實際數據，p為上市公司年初股價，下同。由于該變量量級較小，為方便計量結果的呈現，對變量進行乘100的處理。該指標度量了分析師盈余預測的偏離程度，分析師預測精度越高，則該指標越小。

在分析師預測準確度之外，本文還使用了分析師預測樂觀度的指標，衡量公式為：

opt=100*(FEPS-EPS)/p

(2)

與分析師預測準確度相比，該指標考慮了分析師盈余預測偏差的方向。若分析師對EPS的預測值大于實際值，則分析師預測樂觀度大于0。

此外，參考譚松濤、崔小勇(2015)，本文也使用了分析師盈余預測相對精度與相對樂觀度以衡量盈余預測質量，具體公式為：

ferro2=|FEPS-EPS|/|EPS|

(3)

opt2=(FEPS-EPS)/|EPS|

(4)

其中：FEPS為盈余預測數據，EPS為盈余實際數據。變量ferro2衡量了分析師盈余預測偏差的水平，該值越大，說明分析師的盈余預測越偏離企業的真實盈余；變量opt2則考慮了預測偏差的方向。

2.解釋變量

本文的解釋變量主要用于度量實地調研時的管理層陣容。具體包括以下兩個指標：

①陣容中是否包括董事長(chairman)。董事長是公司的最高管理者，對公司的發展規劃與經營方針具有決定性的話語權。董事長出現在實地調研的接待陣容中，表明企業對該次調研具有最高的重視程度。作為企業管理的最高決策者與公司業務發展的“掌舵人”，董事長往往在財務信息之外從公司未來戰略與未來發展等方面進行業績展望，而這樣的業績展望往往具有相對樂觀的傾向；同時，分析師往往希望收集企業財務基本面信息以外的優質私有信息，董事長的出現會使得分析師更為重視實地調研中管理層分享的信息。

心理學研究表明，人們往往存在過度自信心理。掌控著公司發展規劃與經營方針的管理者，則更容易具有過度自信的心理(孫光國、趙健宇，2014)。姜付秀等(2009)認為，受傳統文化中“君君臣臣”的思想影響，中國上市公司的決策者更容易出現過度自信的狀況，過度自信的董事長在實地調研中更容易向分析師傳遞有關企業發展的樂觀傾向信息。

因此，基于董事長參與接待分析師的重要意義，本研究關注董事長的出席情況，使用二值變量chairman刻畫，1代表陣容中包括董事長，0代表陣容中不包括董事長。

②管理層接待陣容的人數(mgrnum)。此處的人數中，已經剔除記錄者等對調研活動的影響沒有產生作用或作用較小的非管理層參與者。參與實地調研的管理層人數是上市公司對分析師調研的重視程度的最直觀指標。參與調研人數越多，意味著為了應對該次調研，企業內部更多管理層人員暫時離開自身工作崗位以回應分析師的調研，參與信息傳遞與溝通活動，更多的企業管理人員的參與體現出管理層對于此次實地調研的重視程度。另一方面，更多的管理者參與調研有利于上市公司向分析師進行企業各項業務的全方位信息分享，可以從多個角度向分析師介紹企業的未來戰略與業績期望，向分析師傳遞樂觀信息的能力更強。因此，本文關注實地調研中管理層接待人數情況，使用變量mgrnum刻畫(1)值得注意的是，作為高管之一，董事會秘書是投資者與公司內部進行溝通的重要橋梁,對公司的信息披露產生重要影響(周開國等，2011)。同樣的，證券事務代表、董事會辦公室人員等企業職工在處理投資者關系方面擔任重要角色，也在實地調研中起到信息傳遞作用。但在幾乎全部的調研數據樣本中，董事會秘書等投資者關系人員均出現，故本文不將投資者關系人員作為研究對象，僅將其包含在人數變量中。。

3.其他變量

本文收集了多個可能影響分析師預測精度的控制變量，包括公司規模(size)、凈資產回報率(roa)、公司資產負債率(lev)、公司股權制衡度(blanc)、分析師關注度(follow)、公司信息透明度(opacity)、公司業務復雜度(opcom)、是否四大審計(big4)、是否明星分析師(star)、調研單位數量(visitor)、公司盈余波動(volatility)以及調研研報時間間隔天數(day)等。具體變量定義見表1。

表1 研究變量及其定義

(三)計量模型設定

為檢驗實地調研中管理層接待陣容對于分析師盈余預測準確度以及樂觀度的影響，本文構建以下的計量模型，使用stata進行多元回歸分析。

ferro=β0+β1*Xi+β2*Controls+ΣYear+ΣCompany+ε

(5)

opt=β0+β1*Xi+β2*Controls+ΣYear+ΣCompany+ε

(6)

其中,ferro是分析師盈余預測準確度，opt是分析師盈余預測樂觀度；Xi是解釋變量，分別表示為①是否有董事長(chairman)、②接待人員的人數(mgrnum)；Controls是其他控制變量。ΣYear表示年度固定效應，ΣCompany表示企業固定效應。

四、數據描述與研究結果

(一)描述性統計

表2給出了本文各主要變量的描述性統計，為方便呈現，除公司規模外其他取對數的變量采用取對數前的原始數據。由表2可知：(1)從分析師盈余預測的狀況來看，ferro的平均值為0.88，說明分析師盈余預測偏差占股價的比例平均為0.88%，結果較為合理。opt的均值與中位數均大于0，且最大值為6.2355，大于最小值-2.7990的絕對值，說明分析師的盈余預測總體上具有樂觀傾向。(2)從實地調研中的管理層陣容來看，董事長的平均出場比例為26.5%，比例約為四分之一；人數上接待陣容平均包括3.03人，最多有14人，接待人數相對合理。

(二)相關性分析

本文利用Pearson相關性分析對研究中涉及的各個變量進行檢驗。相關性分析結果顯示各個自變量之間相關系數均小于0.5，整體上看解釋變量之間不存在較高的相關性，這將降低可能出現的多重共線性問題(2)注：限于篇幅，此處不報告相關性分析表格，詳情備索。。

(三)回歸結果分析

本文主要的回歸結果如表3至表7所示。表3檢驗了假設H1，其中，(1)與(3)對應解釋變量為接待陣容是否有董事長，(2)和(4)對應解釋變量為接待陣容人數。從(1)與(2)的結果可以看出，董事長的出場以及接待陣容人數的增加均使得分析師盈余預測準確度顯著下降，回歸系數分別為0.129和0.233，均在1%水平上顯著為正；從(3)與(4)的結果則可以看出，chairman的回歸系數為0.106，在5%水平上顯著為正；mgrnum的回歸系數為0.162，在1%水平上顯著為正，表明董事長的出場以及接待陣容人數的增加使得分析師盈余預測樂觀度顯著上升。從控制變量的情況來看，opacity的回歸系數顯著為正，表明隨著信息披露透明度下降，分析師盈余預測誤差與樂觀度上升，這與周開國等(2014)的研究結果相符。上述結果支持了假說H1b，即管理層對分析師實地調研的重視程度越高，分析師受到管理層傳遞的有偏信息的影響越大，使得盈余預測的準確度越低，樂觀度越高。

表3 分析師“近水樓臺”與盈余預測

表4與表5對假設H2進行了檢驗，展示了根據實地調研與研報發布之間間隔天數(day)的分組檢驗結果。本文使用間隔天數的中位數進行分組，使用較大組與較小組進行組間差異檢驗。表4結果顯示，時間間隔較短時，董事長的出現對于分析師盈余預測準確度與樂觀度有更強的影響，回歸系數分別為0.181與0.169，均在1%水平上顯著為正，分別在5%和1%水平上顯著大于時間間隔較長組的回歸系數。同樣的，表5結果顯示，調研與研報發布之間時間間隔較短時，管理層接待人數對于分析師盈余預測有更強的影響作用。上述結果說明，相較于實地調研與研報發布時間間隔較長的盈余預測，董事長參與調研以及接待陣容人數的增加對于時間間隔較短的盈余預測影響更為明顯，時間間隔較長時分析師盈余預測受到管理層重視的影響較小，表明管理層在實地調研中傳遞的私有信息具有較強的時效性，假設H2得到驗證。

表4 根據實地調研與研報發布時間間隔分組回歸結果(1)

表6與表7對假設H3進行了檢驗，展示了盈余波動大小對于管理層重視的影響的作用。本文按照公司盈余波動的中位數進行分組，使用較大組與較小組進行組間差異檢驗。表7結果顯示，盈余波動較低的組中，董事長的出現在1%水平上顯著提升了分析師盈余預測樂觀度、降低了分析師盈

表5 根據實地調研與研報發布時間間隔分組回歸結果(2)

余預測準確度。而在盈余波動較高的組中，chairman的回歸系數均非常小且在統計上并不顯著，表明盈余波動較高時，實地調研中接待陣容中有無董事長對于分析師盈余預測沒有顯著影響。同樣的，表7結果顯示，在盈余波動程度較低時，管理層接待人數對分析師盈余預測的影響顯著更強。表6與表7各個組間差異檢驗的組間系數差異均在1%水平上顯著，表明受調研企業具有較高的盈余波動時，分析師盈余預測受到管理層重視的影響較小，假設H3得到驗證。

五、穩健性分析

(一)改變分析師盈余預測準確度及樂觀度度量指標

以上研究表明，分析師進行實地調研時，管理層接待陣容中董事長的出現以及人數的增加會降

表6 根據企業盈余波動程度分組回歸結果(1)

低分析師盈余預測精確度、提高分析師預測樂觀度，這一結果說明分析師的盈余預測行為顯著受到管理層對于實地調研的重視程度的影響。為證明結論的穩健性，我們改變分析師盈余預測的度量指標，使用盈余預測相對精度與相對樂觀度作為被解釋變量進行檢驗。

表8展示了使用這一衡量方式作為被解釋變量時的回歸結果。結果顯示，在這兩個指標下，管理層接待陣容對于分析師盈余預測的影響仍然具有較強顯著性。對于ferro2與opt2的影響，chairman的回歸系數分別為0.103與0.093，分別在5%水平上顯著為正。同樣的，人數的增加在5%水平上顯著提升了ferro2，降低了盈余預測精確度；同時在5%水平上顯著提升了opt2，使得分析師盈余預測樂觀度上升。

表7 根據企業盈余波動程度分組回歸結果(2)

(二)改變管理層接待陣容的度量指標

為了進一步檢驗結論的穩健性，本文進行了管理層接待陣容的度量指標的替換，通過管理層接待陣容的另一種刻畫方式驗證分析師盈余預測受到管理層重視程度的影響。本文進行了兩個新的度量指標的引入：

(1)接待陣容中是否包含企業的主要經理人(manager)。總經理等高層經理人受聘于董事會，負責處理公司的日常經營事務，對公司的業務運營情況具有全面的了解。因此，在實地調研中，除了董事長外，總經理、副總經理等高層管理人員也能有力地向分析師傳遞企業經營信息，替董事會向分析師釋放企業業務方面的樂觀信號，以達到拉升股價、引導市場情緒的目的。除了總經理、副總經理等公司領導層外，企業的部門主管以及子公司負責人等在實際經營業務上具有更大參與程度的人員，也能通過對自身負責業務板塊的介紹，提升管理層向分析師提供的信息的可信度。因此，我們引入啞變量manager，以衡量接待陣容中是否有公司總經理、副總經理、部門主管、子公司負責人等上市企業主要的經理人，1代表陣容中包括經理人，0代表不包括。

表8 改變分析師盈余預測度量指標的回歸結果

(2)管理層接待陣容的賦分(point)。本文引入變量point，按照管理層陣容的級別對接待陣容進行賦分，以全面衡量管理層接待陣容的“豪華”程度。本文的賦分方式是：接待陣容中如果出現企業的最高領導者董事長，則賦3分；以此類推，如出現總經理、副總經理等公司高層管理人員則賦2分，如出現部門主管、部門經理、子公司負責人等企業具體業務方向的管理人員則賦1分。同一類職位重復出現不重復賦分，以得到的分數(point)作為管理層接待陣容的度量指標。

表9給出了manager與point兩個變量的描述性統計。由表可知，樣本中企業主要經理人出現在接待陣容的比例為39%。

表10顯示了使用這兩種衡量方式后得到的回歸結果。結果證明，主要經理人參與調研分別在1%水平上顯著降低了盈余預測準確度以及提升了分析師盈余預測樂觀度，回歸系數分別為0.165和0.119，說明了除了董事長外，企業其他高層管理人員參與接待也會對分析師的盈余預測產生負向的影響。同樣的，通過管理層賦分衡量的管理層陣容越強大，分析師盈余預測準確度越低、樂觀度越高，回歸系數均在1%水平上顯著為正，說明了分析師盈余預測受到管理層重視程度的影響顯著。

表9 經理人與管理層陣容賦分的描述性統計

表10 根據經理人以及管理層陣容賦分的回歸結果

六、結論與討論

分析師的盈余預測質量，很大程度上依賴于對上市公司私有信息的獲取與挖掘。本文考察了券商分析師進行實地調研這一私有信息獲取的重要活動中，企業管理層的重視程度對于分析師盈余預測的影響。研究發現，管理層對分析師實地調研的重視程度越高，分析師盈余預測準確度越低，同時預測樂觀度越高。這一結果說明，分析師在實地調研中接觸高層管理人員并沒有起到“近水樓臺先得月”的效果，反而由于管理層對實地調研的重視，使得盈余預測的質量下降。與此同時，我們還發現，來自實地調研中的管理層信息對于盈余預測的影響，還與分析師盈余預測中使用的信息的及時性與相對價值相關。若實地調研與研究報告發布之間的時間間隔較長，由于信息的時效性，管理層重視對盈余預測的影響會較小。此外，相對于盈余波動較低的企業，分析師更有動力收集盈余波動較高的企業的非公有信息，較高的非公有信息的挖掘程度使得實地調研中管理層重視帶來的私有信息的相對價值下降，從而減輕了盈余預測受到管理層重視的影響程度。

分析師的盈余預測對市場會產生比較大的影響。在中國的證券市場，由于“賣空機制”的相對缺失等原因，分析師的盈余預測普遍傾向于樂觀。影響分析師盈余預測的因素有很多，實地調研在一定程度上能降低分析師的信息不對稱，但是要注意的是，在實地調研中，不同的管理層給分析師傳遞的信息可能會有較大差異，尤其是更高級別的管理層更可能從公司未來戰略、市場前景等方面發表意見，這種交流會增加盈余預測的不確定性。我們的研究同時說明，對于分析師來說，綜合考慮各類公有信息以及多種渠道獲得的私有信息，能使得盈余預測更少受到管理層樂觀信息的影響。