胡瑋佳 韓麗榮

摘要：筆者以2008—2013年A股非金融上市公司為樣本，從分析師關注度及機構持股比的角度出發(fā)，對管理層會計信息披露行為是否受到資本市場外部監(jiān)督者的影響進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，分析師的關注度越高，管理層更傾向于下調預期來引導分析師預測，從而達到資本市場預期；機構持股比越高，受利益驅使，其持股的上市公司管理層越會傾向于上調盈余管理，同時避免負面信息的提前披露。以上結果在控制內(nèi)生性及穩(wěn)健性檢驗后，研究結論仍成立。

關鍵詞：分析師關注度；機構持股比；盈余管理；會計信息披露

中圖分類號：F275；F234文獻標識碼：A

文章編號：1000176X（2016）06009012

一、文獻綜述與假設提出

（一）分析師的預測行為

近年來已有大量針對分析師預測及關注度是否會對上市公司管理層的盈余管理行為產(chǎn)生影響的研究，證實了資本市場預期對管理層盈余管理行為具有顯著影響 [1-2]。Degeorge 等[3]發(fā)現(xiàn)，當存在負向“盈余意外”，即公司的業(yè)績達不到分析師預測時，股票價格會嚴重下跌，證實了“資本市場預期假設”，說明管理層的盈余管理主要受分析師盈余預測的影響。這是由于達到盈余預測的收益明顯高于其成本，因此，管理層有動機實施盈余管理行為。其中，大多數(shù)學者利用西方發(fā)達國家數(shù)據(jù)進行研究的結果表明，分析師的監(jiān)督作用作為外部監(jiān)督機制，能夠有效規(guī)范上市公司管理層的盈余管理行為。Yu[4]發(fā)現(xiàn)美國上市公司中，分析師跟進人數(shù)較多的公司，操縱盈余的程度越低；Degeorge等[5]發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟更發(fā)達的國家其關系更顯著。他們的研究證明，分析師對盈余管理的監(jiān)督強度與分析師跟蹤人數(shù)呈正向關系。國內(nèi)相關研究同樣發(fā)現(xiàn)分析師預測與公司盈余管理水平之間呈顯著的負向關系 [6-7]。

雖然以往的大量研究認為管理層避免負向盈余管理的方式，主要體現(xiàn)在對其最終財務報表中披露的會計數(shù)據(jù)進行操縱，即上調盈余管理，但近期研究發(fā)現(xiàn)，由于上調的盈余管理成本較高，而傾向使用逐漸下調的盈余管理方式。當嚴格的財務報告披露程序、監(jiān)管制度或更多資產(chǎn)負債表限制[8]限制管理層對盈余進行操縱時，管理層會使用下調的預期管理來代替上調的盈余管理以減少與分析師的預測落差。國內(nèi)相關研究發(fā)現(xiàn)，進行業(yè)績預告披露的公司具有更多的分析師關注和預測質量 [9-10]。因此，筆者認為管理層的盈余管理策略受分析師關注行為的影響，其關注度會使管理層傾向于成本較低的管理方向。一方面，如Dyck 等[11]指出，分析師與公司權益持有者對于舞弊的發(fā)現(xiàn)起到直接的作用，因而分析師的監(jiān)督作用增加了操縱盈余被披露的風險，即增加了上調盈余所承擔的預期成本。如果分析師的監(jiān)督是有效的，那么管理層在上調盈余時可能面臨著較高的邊際成本；另一方面，雖然下調盈余的預期管理降低了外部投資者的盈余預期，但其減小了信息不對稱，并且使分析師預測雖偏低卻更準確。同時Houston等[12]通過用分析師關注和預測質量作為公司信息環(huán)境的替代變量，發(fā)現(xiàn)缺少業(yè)績報告的公司信息環(huán)境較差。因此，分析師可能會將管理層調低盈余的行為，看做是其及時披露負面消息，并減少信息不對稱的表現(xiàn)?；谝陨戏治?，本文提出如下假設：

H1：分析師關注度與上市公司管理層會計信息披露行為的選擇顯著相關。

H1a：其他條件不變時，分析師關注度與管理層上調預期盈余的傾向顯著負相關。

H1b：其他條件不變時，分析師關注度與管理層下調預期盈余的傾向顯著正相關。

（二）管理層會計信息披露

管理層的會計信息披露研究主要指管理層為特定目的對會計報告中盈余進行調增或調減的行為。在以往文獻中，針對管理層會計信息披露行為的動機主要提出了三個假設：（1）債務契約假設，即為了避免違反債務契約中的相關財務指標，管理層會通過盈余管理的行為對會計數(shù)據(jù)進行操縱 [13]。（2）薪酬計劃假設，即相關薪酬計劃的設定會使管理層為了業(yè)績而帶來的紅利對其盈余進行管理，以期獲得更多利益 [14-15]。（3）資本市場預期假設，相對于前兩者，該假設的提出較晚，其認為管理層盈余管理的動機主要來自于滿足資本市場的預期 [16-17]。作為資本市場重要的信息中介，分析師所披露的盈利預測于20世紀90年代已基本成為衡量上市公司盈利狀況重要的閡值標準之一。投資者通過比較公司業(yè)績與年報公布前分析師最新的盈利預測，判斷上市公司業(yè)績是否達到或超過分析師盈利預測并做出相應投資決策，未能達到資本市場預期而導致負向“盈余意外”的上市公司，可能面臨股價下跌等風險 [3]。因此，“資本市場期望假設”成為管理層為滿足分析師預測而做出信息披露時的主要動機因素[1-2]，即通過兩種機制來避免負向“盈余意外”：一是通過下調預期盈余，披露相關信息避免分析師的樂觀估計，引導分析師將盈余預測（如EPS）向下調整為一個能夠達到的高度。二是對披露的盈余進行上調，如可操控的應計利潤，以此使最終年度披露的盈余能夠達到或超過分析師的預測水平。

（三）機構持股比

國內(nèi)外針對機構投資者對于上市公司管理層披露會計信息影響的研究結果并不一致。一方面，研究者認為機構投資者對于上市公司的會計信息披露起到了積極的治理作用。Shleifer和 Vishny [18]在研究中指出，相比較中小投資者，機構投資者等大股東由于投入更多成本并期待從中獲得較多收益，因此，持股比例越高，其越具有監(jiān)督上市公司會計信息質量的動機。Chidambaran和 John[19]以及Gillan和Starks[20]認為，機構持股比能夠增加股東之間的信息傳達，從而擴大市場監(jiān)督的范圍，隨著持股比的增加，對管理層的監(jiān)督作用也會加大，從而降低其道德風險。以國內(nèi)數(shù)據(jù)為樣本，李維安和李濱[21]認為，由于具有專業(yè)的分析能力和獲取信息的渠道，因此，機構投資者能夠有效降低代理成本，從而提高公司治理水平[22]，如有效抑制上市公司管理層的盈余管理行為[23]。從會計信息披露的角度，持股比例較高的機構投資者能夠有效抑制管理層的應計盈余管理行為，并且披露更謹慎的財務報告。隨著機構持股比的增加，上市公司的盈余管理程度顯著降低[24-25]。

但另一方面，機構投資者受到短期利益的驅使，其監(jiān)督作用受到質疑[26-27-28]。從管理層自身來說，由于機構持股比作為“莊家”能吸引更多投資者的注意，則管理層也更傾向于避免負的“盈余意外”的發(fā)生[29]。Maztoul [30]更進一步解釋為，機構持股比較低的上市公司具有更明顯的投機和短視行為，因此，管理層對于迎合分析師預測的動機更明顯。由于具有高持股比例的上市公司管理層在負向“盈余意外”出現(xiàn)時會遭受更大的損失，其中包括股價下跌及其業(yè)績薪酬[31]，則此類上市公司管理層具有更多達到或超過分析師預測的動機 [2]。作為上市公司財務狀況的信息分析優(yōu)勢方，機構投資者可以憑借成熟的經(jīng)驗和信息獲取優(yōu)勢對公司的狀況進行掌握，但可能會利用管理層的盈余管理行為從資本市場其他投資者處獲益[32-33]。同時，機構投資者通過幫助其投資的上市公司進行財務預測、規(guī)范化經(jīng)營、融資等行為直接參與到公司治理當中，以提升公司的資本市場聲譽[34]。機構投資者的持股增加了市場對于上市公司的關注度，上市公司對于滿足資本市場預期具有更強烈的動機。與分析師不同，由于持有上市公司的股份，機構投資者對于上市公司盈利具有更大的期望，因而可能會擔心負面信息的披露會降低其在資本市場預期和聲譽。基于以上分析，本文提出如下假設：

H2：機構持股比與上市公司管理層會計信息披露的選擇顯著相關。

H2a：其他條件不變時，機構持股比與管理層上調預期盈余的傾向顯著正相關。

H2b：其他條件不變時，機構持股比與管理層下調預期盈余的傾向顯著負相關。

二、研究設計

（一）樣本選取及數(shù)據(jù)來源

筆者選取2008—2013年非金融A股上市公司披露的財務數(shù)據(jù)為研究對象。為控制前期管理層盈余管理行為對分析師的影響，筆者同時搜集了分析師預測的前期數(shù)據(jù)。由于假定研究對象應具備滿足資本市場預期的動機，因此，剔除了沒有進行上下調盈余預期的樣本，最終得到有效樣本4 538個。分析師的預測盈余數(shù)據(jù)來自于年度初期與年度末期的Wind一致預測中值。上市公司財務數(shù)據(jù)來自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，分析師跟蹤人數(shù)及預測數(shù)據(jù)來自于Wind金融數(shù)據(jù)庫，管理層業(yè)績預告的相關信息來自于銳思RESSET數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)篩選和處理分別應用Excel 2007及Stata 130軟件。

（二）管理層會計信息披露的度量方式

1上調預期盈余的度量（盈余管理）

筆者設定虛擬變量UEM代表上調盈余管理，即當可操控應計利潤為正時，該值為1，否則為0。利用Dechow 等[35]的修正瓊斯模型計算可操控應計利潤DA。

當DA > 0時，則管理層發(fā)生上調利潤的盈余管理行為，用啞變量UEM表示，即當DA > 0時，UEM = 1，否則為0。

2下調預期盈余的度量（預期盈余管理）

根據(jù)前文的理論分析和假設，筆者認為管理層進行預期盈余管理的主要動機是為了通過及時披露公司負面消息，主動引導分析師將預測值調低到一個可達到的水平。以往研究從兩個方面識別管理層存在下調預期盈余管理行為：一是行為導向的識別方式，即管理層在財務報告公布日之前會提前發(fā)布業(yè)績預測，大多數(shù)以預虧、預警、預盈、持平等定性信息和附有盈虧區(qū)間的定量信息為主。研究者發(fā)現(xiàn)，分析師會根據(jù)上市公司管理層業(yè)績預告的形式或內(nèi)容相應地修正原有預測 [36-37]。這表明管理層可以通過披露公開的業(yè)績預測信息，引導分析師將盈余預測調整到其可達到的水平。二是結果導向的識別方式。除公開披露的業(yè)績報告之外，分析師也可通過業(yè)績說明會、分析師會議、路演等投資者關系活動獲取有關上市公司的財務信息。而這些信息并不能直接獲取或直觀地進行計量。因此，第一種行為導向的方式并未考慮分析師能夠從與管理層的其他交流中獲取信息，所以，使用管理層公開披露的業(yè)績預測來衡量分析師預測是否受到管理層下調預期盈余的引導并不全面 [2]。我國股市的信息環(huán)境受多種非正式溝通影響[38]，分析師在對預測進行調整時更多地依賴私有信息[39]。雖然我們無法獲取管理層披露的所有信息，但是可以認為分析師進行預測調整的主要信息源是管理層。因此，筆者使用結果為導向的識別方式作為管理層是否進行下調盈余管理的衡量變量，設計啞變量DEX。對比分析師期末與期初發(fā)布的盈余預測，當期末預測低于初始預測時，則認為其受到管理層下調預期盈余的引導，即DEX = 1，否則為0。

3會計信息披露決策的綜合度量

上調預期盈余管理和下調預期盈余管理行為，代表管理層為達到或超過分析師的盈余預測從而避免負向“盈余意外”會采取的兩種主要行為。筆者設定離散變量Choice表示管理層信息披露決策，Choice的取值依賴于三種情況，如圖1所示。

（三）解釋變量

1分析師關注度

筆者采用分析師的跟蹤人數(shù)（Analyst）作為關注度的替代變量。由于同一家盈余預測機構針對某一公司的分析師通常從屬于同一團隊 [40-41]，因此，筆者選取對上市公司給定年度內(nèi)進行跟蹤并做出盈余預測的機構家數(shù)作為分析師的跟蹤數(shù)。

2機構持股比

筆者采用各類機構（如基金、券商、保險、社保等）持股數(shù)量之和占公司流通A股的百分比（InsHold）作為機構持股比的衡量方式。

筆者借鑒國內(nèi)外相關文獻，選取公司特征、財務狀況和聘用審計機構等變量作為控制變量，同時通過設計啞變量對年度和行業(yè)進行控制。具體變量設計及定義如表1所示。

（四）研究方法及模型設計

根據(jù)上文提出假設和變量設計，筆者針對假設檢驗擬回歸的主模型如下：首先，利用模型（1）對總體假設進行驗證。其次，利用模型（2）對H1a與H2a進行檢驗。最后，通過模型（3）對H2a與H2b進行檢驗。其中Controls為控制變量。

（五）內(nèi)生性問題

以往研究認為，分析師關注度及機構投資者的投資決策不僅會影響上市公司管理層披露會計信息行為 [4]，同時其也可能會受到上市公司盈利能力、財務狀況和股權性質等特征的影響，與管理層會計信息披露行為之間存在潛在的內(nèi)生性。因此，筆者借鑒Yu [4]及Hu 和Yang [44]等的方法，從以下兩個方面對內(nèi)生性進行控制。

1Granger因果檢驗與影響因素的剔除

考慮到管理層的信息披露行為及分析師、機構持股比之間可能存在的潛在內(nèi)生性，筆者通過以下步驟進行控制：首先，由于管理層在當期盈余管理及盈余的預期管理行為是受到前期分析師關注度和機構持股比所影響的 [2-5]。因此，在衡量分析師的關注度和機構持股比時，筆者選取滯后期的上市公司分析師跟蹤數(shù)量及機構持股比作為解釋變量。其次，用公司特征等特征變量對分析師關注度和機構持股比分別進行回歸，取其殘值（Re_Analyst和Re_InsHold）作為主要研究模型的解釋變量，以此剔除可能影響分析師關注及機構投資選擇的因素。最后，將被解釋變量（UEM及DEX）的前期數(shù)據(jù)作為控制變量放入回歸中，即回歸模型中包含了本期及前期管理層的披露決策行為（被解釋變量）。這樣在一定程度上控制了內(nèi)生性，并說明分析師的關注度、機構持股比有助于預測（解釋）管理層的信息披露決策，則前者為后者的Granger原因。構建模型（4）和模型（5）。

其中，Re_Analyst與Re_InsHold分別為以上兩式回歸后的殘差，將其帶入主模型中。由于剔除了公司特征等因素，因此，可作為控制內(nèi)生性后的主要研究變量。

2工具變量法

由于分析師關注度會隨著投資者關注增加而增加，因此，借鑒Hu 和Yang [44]與李春濤等 [40]的做法，使用公司流通股數(shù)（Trdshrs）比與“是否為滬深300股（HS300）”作為分析師關注度及機構投資者持股比的工具變量，如模型（6）和模型（7），再將擬合值代入主模型回歸，如模型（8），對模型的內(nèi)生性進行一定程度控制。

三、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2是對樣本中管理層會計信息披露決策的選擇進行描述性統(tǒng)計的結果。

表2中結果顯示，6754%的上市公司選擇下調預期盈余的方式（即Choice = 2）以避免負向的“盈余意外”。而沒有使用引導分析師預測的方式，已達到資本市場預期的樣本所占比例最小，僅為745%。表3為實證檢驗中的主要變量的描述性統(tǒng)計。筆者發(fā)現(xiàn)，是否選擇下調預期盈余（DEX）的平均值為0926，這說明9260%的公司在指定年度選擇了引導分析師預測下調的方式來避免“盈余意外”。同時，應計盈余管理（DAC）與“盈余意外”（UE）的平均數(shù)及中位數(shù)均為負也一定程度上支持了此結論。此外，是否聘用四大會計師事務所（Big4t-1）的均值為0083，說明樣本中只有830%的公司沒有選擇聲譽較好的注冊會計師進行審計；強制披露業(yè)績預告（MAND）的上市公司占樣本的3660%。

（二）單變量分析

根據(jù)圖1，筆者認為管理層為了迎合或超過分析師預測，主要通過三種盈余管理方式（如表4所示）進行信息披露：（1）下調業(yè)績預測，為引導分析師調低盈余預測。（2）上調報表中披露的利潤，以期達到分析師盈余預測。（3）同時使用以上兩種方法。

基于此，使用Choice作為管理層的決策變量對此三種方式進行如表4的分類，得到三組子樣本，并對其兩兩進行獨立樣本t檢驗及非參數(shù)檢驗，結果如表5所示。由表5發(fā)現(xiàn)，分析師關注度和機構持股比對于管理層會計信息披露決策的影響在Choice = 1 與 Choice = 3之間區(qū)別更顯著。其中，Choice = 1分組的公司具有高于其他兩組的機構持股比，卻受到最低程度分析師關注；而Choice = 3分組的公司則與其情況正好相反。而在同樣選擇下調預期盈余（DEX = 1）的2組及3組則沒有發(fā)現(xiàn)分析師關注及機構持股比方面的顯著差異。在公司特征方面，檢驗結果在三組之間均存在顯著差異。筆者對所有連續(xù)變量進行1%的Winsorize縮尾處理。

（三）多變量分析

1相關性分析

表6陳列了對解釋變量、被解釋變量與其他控制變量進行相關性分析結果。通過Pearson相關系數(shù)及其顯著性分析可以發(fā)現(xiàn)，上調盈余管理（UEM）與下調預期盈余（DEX）顯著負相關，這證實筆者之前對管理層為達到（或迎合）分析師預測至少會采取一種盈余管理手段的分析。此外，分析師關注度與下調預期盈余的行為（DEX）顯著正相關，與H1b相一致；但與上調盈余管理（UEM）盡管符號符合預期，但卻不顯著。對于機構持股者來說，持股比與下調預期盈余顯著負相關，這初步支持了H2b，但其與上調盈余并沒有呈現(xiàn)顯著關系。

2分析師關注度、機構持股比與管理層會計信息披露

根據(jù)圖1的分層列示，筆者認為，分析師的預測修正隨著最終年度報表披露時間的臨近，是不斷貼近于年度真實盈余的。因此，管理層選擇下調預期盈余以“引導”分析師預測是發(fā)生在傳統(tǒng)對盈余進行調整之前，是具有層級性的選擇，這也與以往文獻認為應計盈余管理主要發(fā)生在會計年度后期是一致的?；诖隧椉俣?，首先，對因變量為Choice的公式進行Hausman 和 McFadden [45]檢驗，結果顯著拒絕原假設，說明離散因變量Choice的取值不服從IIA（無關選擇獨立性假設），故不能使用傳統(tǒng)的多項Logistic回歸進行假設檢驗。其次，考慮對內(nèi)生性的控制，筆者對主要解釋變量在剔除特定因素后的殘值及其原值分別進行回歸。最后，借鑒Buis [46]的方法，筆者使用相續(xù)（Sequential）Logistic回歸對主模型進行驗證，結果如表7所示。期初時，當分析師對公司的預期經(jīng)營狀況做出預測，管理層會判斷是否采取下調盈余的行為（Choice = 2或3）來引導分析師預測；還是只通過操作盈余來使披露盈余達到分析師預測（Choice = 1）。在Panel A中，模型（1）與模型（2）的結果表明，分析師關注度（Analystt）及機構持股比（InsHoldt）與被解釋變量在1%的水平上顯著相關。當分析師關注度增加時，管理層更傾向于使用下調預期盈余管理的方式來避免負向“盈余意外”；機構持股比增加時，管理層則更傾向于只采用上調盈余管理的行為來達到資本市場預期。以上結果支持H1b與H2b。同時，在控制滯后決策因素（UEMt-1、DEXt-1）之后，主要解釋變量系數(shù)仍顯著，則說明解釋變量對于被解釋變量具有增量預測作用，證實了分析師關注度及機構持股比是管理層會計信息披露行為的Granger原因。

當管理層做出前述決策之后，其面臨的次級決策為僅僅下調預期盈余、還是配合使用上調盈余（Choice = 2 vsChoice = 3），結果在Panel B中列示。其中主要解釋變量在控制滯后期決策的影響因素后卻未發(fā)現(xiàn)統(tǒng)計顯著性，即分析師關注度（Analyst）及機構持股比（InsHoldt）與是否同時采用兩種盈余管理方式并不顯著相關。因此，表7中的實證結果證實，在控制滯后期決策的因素、公司特征及管理層披露信息動機之后，筆者發(fā)現(xiàn)分析師關注度較高的公司，管理層更傾向于選擇提前披露信息（下調預期盈余）來引導分析師預測；而機構持股比越高，管理層信息披露的及時性越低。

（四）進一步檢驗

本部分針對H1a與H2a通過簡單二元Logistic回歸的方式對研究問題進行進一步檢驗，其中包括：（1）將“是否上調盈余”（UEMt）作為因變量對樣本回歸（模型（5））。（2）將“是否下調預期盈余”（DEXt）作為因變量對樣本回歸（模型（6））。（3）將同時使用“下調盈余預期管理”和“上調盈余的樣本”剔除（即剔除Choice = 3的樣本），對剩余樣本進行因變量為DEXt的Logistic回歸（模型（7））。結果如表8所示。

模型（5）中機構持股比的系數(shù)顯著為正，說明持股比越高，管理層越傾向于上調盈余以達到分析師預測；模型（6）中下調預期盈余的決策與分析師關注度顯著正相關，與機構持股比顯著負相關，與前文模型結果一致；模型（7）在排除同時使用兩種盈余管理的樣本后，發(fā)現(xiàn)在只選擇上調盈余和只選擇下調預期盈余的研究樣本中，分析師關注度越高，管理層越傾向于使用下調預期盈余的方式；而機構持股比則相反。以上發(fā)現(xiàn)支持了H1a與H2a。

四、結論與意義

以往研究發(fā)現(xiàn)分析師的盈余預測已經(jīng)成為上市公司經(jīng)營狀況的主要衡量標準，代表了資本市場的預期，但卻忽略了管理層為達到此預期所做出披露行為的影響因素。筆者通過研究發(fā)現(xiàn)，分析師的關注度及機構持股比能夠顯著影響上市公司管理層會計信息披露的決策行為。具體來說，管理層通常會通過上調盈余和下調預期盈余的信息披露行為使最終實際披露的盈余能夠達到或超過分析師的預測值。同時，在做出相關披露決策時，管理層會考慮資本市場其他參與者（分析師與機構投資者）的行為會對其決策所帶來的成本。

從分析師的層面來說，分析師的關注度越高，上市公司在進行上調盈余時，財務操縱被發(fā)現(xiàn)的可能性越大，因此帶來的成本越高。如果管理層選擇下調預期盈余，分析師會認為是管理層對不利消息的及時披露，可以減少信息不對稱及降低資本成本，則相應的將預測修正為能夠達到的水平。所以對于分析師關注度較高的公司，其上調報表盈余的成本要遠高于下調預期盈余的成本，則分析師關注度與管理層選擇下調預期盈余的行為顯著正相關。從機構投資者持股比的層面來說，由于其具有持股上市公司的信息優(yōu)勢且持股收益與公司在資本市場表現(xiàn)直接相關，因此其持股比例會顯著提高上市公司管理層為達到市場預期而進行盈余管理的可能性；同時為避免持股公司在資本市場的聲譽，機構持股比與上市公司對于負面信息的披露，即下調預期盈余顯著負相關。因此，上市公司機構持股比越高，管理層選擇上調盈余的可能性越高，而其向外披露“負面”信息以下調預期盈余的可能性越低。以上分析均在實證分析中得到驗證，且在控制內(nèi)生性及穩(wěn)健性檢驗之后，結論仍成立。

本文拓展了上市公司管理層會計信息披露行為的研究，發(fā)現(xiàn)管理層在作出相關披露權衡時受到資本市場專業(yè)信息解讀人士行為的影響。同時，對于分析師及機構投資者是否對上市公司具有監(jiān)督作用也給出了新的經(jīng)驗性證據(jù)。研究結果可作為監(jiān)管上市公司會計信息披露質量的政策參考，同時給廣大投資者的投資決策提供了證據(jù)支持。

參考文獻：

[1]Bartov，E， Givoly，D， Hayn，CThe Rewards to Meeting or Beating Earnings Expectations[J]Journal of Accounting and Economics， 2002， 33（2）： 173-204

[2]Maztoul，SBMDoes Corporate Governance Matter in Meeting and Beating Analysts Forecasts[J]International Journal of Business and Management， 2014， 9（2）： 276-290

[3]Degeorge，F(xiàn).， Patel，J， Zeckhauser，REarnings Management to Exceed Thresholds[J]The Journal of Business， 1999， 72（1）： 1-33

[4]Yu， FAnalyst Coverage and Earnings Management[J]Journal of Financial Economics， 2008， 88 （2）： 245-271

[5]Degeorge，F(xiàn)， Ding，Y， Jeanjean，TAnalyst Coverage， Earnings Management and Financial Development： An International Study[J]Journal of Accounting and Public Policy， 2013， 32（1）： 1-25

[6]江軒宇， 于上堯分析師獨立性與盈余管理[J]山西財經(jīng)大學學報， 2012， （10）： 116-124

[7]李曉玲， 任宇證券分析師關注與審計監(jiān)督：替代抑或互補效應[J]審計與經(jīng)濟研究， 2013， （6）： 20-28

[8]Brown，L. D.， Pinello，A.S. To What Extent Does the Financial Reporting Process Curb Earnings Surprise Games？[J]. Journal of Accounting Research， 2007， 45（5）： 947-981.

[9]白曉宇上市公司信息披露政策對分析師預測的多重影響研究[J]金融研究， 2009，（4）： 92-112

[10]陳翔宇業(yè)績快報披露影響了分析師預測嗎[J]山西財經(jīng)大學學報， 2015 ，（3）： 102-114

[11]Dyck，A， Morse，A， Zingales，LWho Blows the Whistle on Corporate Fraud？[J]The Journal of Finance， 2010， 65（6）： 2213-2253

[12]Houston，JF， Lev，B， Tucker，JWTo Guide or Not to Guide？ Causes and Consequences of Stopping Quarterly Earnings Guidance[J]Contemporary Accounting Research， 2010， 27（1）： 143-185

[13]Dichev， ID， Skinner，DJLarge–Sample Evidence on the Debt Covenant Hypothesis[J]Journal of Accounting Research， 2002， 40（4）： 1091-1123

[14]Healy， PMThe Effect of Bonus Schemes on Accounting Decisions[J]Journal of Accounting and Economics， 1985， 7（1）： 85-107

[15]Dechow， P， Sloan， R， Sweeney， ACauses and Consequences of Earnings Manipulations： An Analysis of Firms Subject to Enforcement Actions by the SEC[J]Contemporary Accounting Research， 1996， 13（1）： 1-36

[16]Dechow， PM， Ge， W， Larson， CRPredicting Material Accounting Misstatements[J]Contemporary Accounting Research， 2011， 28（1）： 17-82

[17]Perols， JL，Lougee， BAThe Relation Between Earnings Management and Financial Statement Fraud[J]Advances in Accounting， 2011， （27）： 39-53

[18]Shleifer， A， Vishny， RLarge Shareholders and Corporate Control[J]The Journal of Political Economy， 1986， 94（3）： 461-488

[19]Chidambaran，N， John，KRelationship Investing and Corporate Governance[R]Tulane University and NYU Working Paper， 1997

[20]Gillan，SL， Starks，LTCorporate Governance Proposals and Shareholder Activism： The Role of Institutional Investors[J]Journal of Financial Economics， 2000， 57（2）： 275-305

[21]李維安， 李濱機構投資者介入公司治理效果的實證研究——基于 CCGI 的經(jīng)驗研究[J]南開管理評論， 2008，（1）： 4-14

[22]Ramalingegowda， S.，Yu，Y. Institutional Ownership and Conservatism[J]. Journal of Accounting and Economics， 2012， 53（1）： 98-114.

[23]Chung，R.， Firth，M.， Kim，J.B. Institutional Monitoring and Opportunistic Earnings Management[J]. Journal of Corporate Finance， 2002， 8（1）： 29-48.

[24]程書強. 機構投資者持股與上市公司會計盈余信息關系實證研究[J]. 管理世界， 2006，（9）： 129-136.

[25]高雷， 張杰. 公司治理、 機構投資者與盈余管理[J]. 會計研究， 2008，（9）： 64-72.

[26]Bushee，B. J. Do Institutional Investors Prefer Near-Term Earnings over Long-Run Value？[J]. Contemporary Accounting Research， 2001， 18（2）： 207-246.

[27]Gu， Z，Li，Z.，Yang， Y. Monitors or Predators： The Influence of Institutional Investors on Sell-Side Analysts[J]. The Accounting Review， 2013， 88 （1）： 137-169.

[28]楊海燕， 韋德洪， 孫建. 機構投資者持股能提高上市公司會計信息質量嗎？[J]. 會計研究， 2012，（9）：16-23.

[29]高敬忠， 周曉蘇， 王英允. 機構投資者持股對信息披露的治理作用研究——以管理層盈余預告為例[J]. 南開管理評論， 2012，（5）： 129-140.

[30]Maztoul，SBMDoes Corporate Governance Matter in Meeting and Beating Analysts Forecasts[J]International Journal of Business and Management， 2014， 9（2）： 276-290

[31]Porter， M.E. Capital Choices： Changing the Way America Invests in Industry[J]. Journal of Applied Corporate Finance， 1992，5（2）： 4-16.

[32]Ke，B.， Ramalingegowda，S. Do Institutional Investors Exploit the Post-Earnings Announcement Drift？[J]. Journal of Accounting and Economics， 2005， 39（1）： 25-53.

[33]李延喜， 杜瑞， 高銳. 機構投資者持股比例與上市公司盈余管理的實證研究[J].管理評論， 2011， （3）： 39-45.

[34]Yuan， R.， Xiao， J.Z.， Milonas， N.， Zou， J.H. The Role of Financial Institutions in the Corporate Governance of Listed Chinese Companies[J]. British Journal of Management， 2009， 20（4）： 562-580.

[35]Dechow， PM， Sloan， RG， Sweeney，APDetecting Earnings Management[J]The Accounting Review， 1995，70（2）：193-225

[36]王玉濤， 王彥超業(yè)績預告信息對分析師預測行為有影響嗎[J]金融研究， 2012，（6）： 193-206

[37]Brown，L， Zhou，LInteractions Between Analyst and Management Earnings Forecasts： The Roles of Financial and Non-Financial Information [J]International Journal of Forecasting， 2015， 31（2）： 501-514

[38]Chen，Q.， Jiang，W. Analysts' Weighting of Private and Public Information[J]. Review of Financial Studies， 2006， 19（1）： 319-355.

[39]Abdel-khalik， A.R.， Wong， K.A.， Wu， A.The Information Environment of China's A and B Shares： Can We Make Sense of the Numbers？[J].The International Journal of Accounting，1999， 34 （4）：467-489.

[40]李春濤， 宋敏， 張璇. 分析師跟蹤與企業(yè)盈余管理——來自中國上市公司的證據(jù)[J]. 金融研究， 2014， （7）： 124-139.

[41]李丹蒙， 葉建芳， 葉敏慧. 分析師跟進對上市公司盈余管理方式的影響研究[J]. 外國經(jīng)濟與管理， 2015， （1）： 11-20.

[42]Barton，J，Simko，PJThe Balance Sheet as an Earnings Management Constraint[J]The Accounting Review， 2002， 77（s-1）： 1-27

[43]Altman，EIFinancial Ratios，Discriminant Analysis and the Prediction of Corporate Bankruptcy[J]Journal of Finance， 1968， 23（4）： 589-609

[44]Hu，M， Yang，JCan Analyst Coverage Reduce the Incidence of Fraud？ Evidence from China[J]Applied Economics Letters， 2014， 21（9）： 605-608

[45]Hausman，J，McFadden，DSpecification Tests for the Multinomial Logit Model[J]Econometrica 2010，52（5）：1219-1240

[46]Buis，MLSEQLOGIT： Stata Module to Fit a Sequential Logit Model[R]Statistical Software Components， 2013