趙 慧 胡國強 張俊民

(天津財經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，天津 300222)

管理層盈利預(yù)測包含了公司投資質(zhì)量信息嗎？

趙 慧 胡國強 張俊民

(天津財經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，天津 300222)

對外披露的盈利預(yù)測和內(nèi)部投資決策都需要管理層預(yù)測未來收益的能力?；诖耍疚膹念A(yù)測能力視角，研究管理層盈利預(yù)測是否包含了公司投資質(zhì)量信息。利用2008～2015年我國A股上市公司樣本，本文研究發(fā)現(xiàn)：管理層盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量顯著正相關(guān)，具體地，前三年平均盈利預(yù)測準確性越高，公司隨后的過度投資或投資不足程度越低。進一步研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境不確定性程度與信息不對稱程度越高，管理層盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性越強。這些結(jié)論表明，管理層盈利預(yù)測包含了公司投資質(zhì)量的重要信息。

盈利預(yù)測；預(yù)測能力；投資效率；環(huán)境不確定性；信息不對稱

一、引言

制定投資決策是公司管理層最重要的職責(zé)之一，它要求管理層必須預(yù)測投資項目的未來收益。投資決策成功的關(guān)鍵取決于管理層預(yù)測項目收益的能力，并最終影響企業(yè)資源配置效率。然而，這種預(yù)測屬于公司內(nèi)部行為，外部投資者事先難以直接觀察。理論上，管理層預(yù)測盈利與制定內(nèi)部投資決策可能需要共同的預(yù)測能力，并利用相同的預(yù)測性信息，外部盈利預(yù)測質(zhì)量較高的管理層，其內(nèi)部預(yù)測能力也較強[1]。更為重要的是，有能力的管理者有動機通過披露更準確的盈利預(yù)測向投資者傳遞自身能力的信息[2]，能力越強的管理者，收集、處理與預(yù)測相關(guān)信息的能力越強，盈利預(yù)測的準確性也因此越高[3]。如此，管理層對外披露的盈利預(yù)測準確性可能成為外部投資者觀測管理層預(yù)測能力及其投資質(zhì)量的重要信息。抑或說，給定管理層在盈利預(yù)測與投資決策中具有相同的預(yù)測能力，管理層盈利預(yù)測是否包含了公司投資質(zhì)量信息？為了證明這一觀點，本文實證考察管理層盈利預(yù)測準確性與公司投資質(zhì)量之間的關(guān)系。以2008～2015年我國A股上市公司為樣本，本文發(fā)現(xiàn)：管理層盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量顯著正相關(guān)，具體地，前三年平均盈利預(yù)測準確性越高，公司隨后的過度投資或投資不足程度越低，且當環(huán)境不確定性程度與信息不對稱程度較高時，管理層盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的正向關(guān)系更為敏感?？傊?，研究結(jié)論表明，管理層盈利預(yù)測包含了公司投資質(zhì)量的重要信息。

本文可能有如下貢獻：其一，以預(yù)測能力為視角研究管理層盈利預(yù)測與投資決策之間的關(guān)系，有助于豐富管理層個體特征對企業(yè)決策行為影響的已有文獻?；诟唠A理論，已有大量研究考察了管理層年齡、性別、學(xué)歷、職業(yè)經(jīng)歷等個體特征對其決策行為的影響[4][5][6]，然而，這些個體特征可能首先影響管理層能力，進而才對其決策行為產(chǎn)生影響。本文集中考察盈利預(yù)測與投資決策中的預(yù)測能力，有助于豐富這一領(lǐng)域的研究。其二，本文分析管理層預(yù)測能力在盈利預(yù)測與投資決策中的重要作用，這拓展了管理層盈利預(yù)測與投資決策的文獻。在已有研究中，管理層盈利預(yù)測和公司投資決策被視為不同的研究分支。在管理層盈利預(yù)測文獻中，對管理層的預(yù)測能力是否能夠被運用到管理層的其他決策中的證據(jù)很少。同樣的，在公司投資決策的研究文獻中，對管理層在非投資決策中的能力是否可以被用來推測出其投資質(zhì)量的研究尚缺乏證據(jù)。本文將管理層盈利預(yù)測與公司投資決策的研究聯(lián)系在一起，提供了我國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體制下管理層盈利預(yù)測準確性與公司投資質(zhì)量之間關(guān)系的經(jīng)驗證據(jù)，豐富了外部信息披露與內(nèi)部財務(wù)決策關(guān)系的理論文獻。其三，本文研究證實，管理層盈利預(yù)測包含了除盈利預(yù)測“硬信息”之外的其他“軟信息”，即反映了管理層的預(yù)測能力及其相關(guān)的投資質(zhì)量。在當前我國資本市場中小投資者普遍面臨嚴重信息不對稱的現(xiàn)實制度環(huán)境下，研究結(jié)論對中小投資者制定投資決策具有重要現(xiàn)實意義，也對我國資本市場監(jiān)管者進一步完善管理層盈利預(yù)測制度具有一定的現(xiàn)實參考。

二、文獻回顧與假設(shè)發(fā)展

自從Hambrick 和Mason提出高階理論以來[7]，從管理層異質(zhì)性角度考察其對公司行為影響的研究就越來越多。大量文獻研究表明，個體特征的異質(zhì)性使得管理層有不同的行為選擇，進而影響到公司的經(jīng)營業(yè)績。如Tihanyi等發(fā)現(xiàn)越年輕、任期越短、學(xué)歷越高、跨國工作經(jīng)歷越豐富的管理層，越傾向于實行國際多元化戰(zhàn)略[4]；Camelo-Ordaz等則發(fā)現(xiàn)，管理層的年齡越小、教育水平越高，越傾向于對創(chuàng)新活動進行投資[8]；劉運國和劉雯從管理層任期的角度出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)任期越長，R&D支出越多[9]；姜付秀等證實，管理層的平均年齡越大、平均學(xué)歷越高，越不會做出過度投資的決策[5]；Demerjian等用DEA方法測算CEO能力，發(fā)現(xiàn)繼任CEO的能力越強，公司隨后的經(jīng)營業(yè)績越好[10]；韓靜等發(fā)現(xiàn)，管理層的平均年齡、任期及教育背景會對會計穩(wěn)健性與非效率投資之間的關(guān)系產(chǎn)生顯著影響[6]。這些經(jīng)驗研究表明，管理層個體特征影響企業(yè)的投資決策及經(jīng)營業(yè)績。然而，管理層個體特征如何影響企業(yè)投資決策及其經(jīng)濟后果仍然不清楚。理論上，管理層個體特征首先應(yīng)影響其個人能力(如預(yù)測能力)，進而對其決策行為及后果產(chǎn)生影響，這使得直接檢驗管理層預(yù)測能力對企業(yè)投資決策行為的影響顯得更為直接與重要。

管理層對外披露的盈利預(yù)測準確性可能成為外部投資者觀測管理層預(yù)測能力的一個重要信息，并為實證檢驗管理層預(yù)測能力對公司投資決策的影響提供了可能。已有研究表明，管理層個人能力越強，盈利預(yù)測準確性越高。如Bamber等從年齡、學(xué)歷、職業(yè)生涯、參軍經(jīng)歷這四方面衡量管理者的個人能力，認為能力較強的管理者，能夠更好地收集和處理與預(yù)測相關(guān)的信息，從而提供高質(zhì)量的預(yù)測[3]；Baik等發(fā)現(xiàn)，能力越強的管理者越可能披露盈利預(yù)測，且披露預(yù)測的頻率更高[11]。更為重要的是，為了向投資者傳遞自身能力的信息，管理者有動機披露更為準確的盈利預(yù)測信息[2]。同時，管理層出于維護自身聲譽的考慮，為了避免因會計信息質(zhì)量較差所帶來的薪酬與聲譽損失，也有動機提供高質(zhì)量的盈利預(yù)測信息[12]。這些分析表明，高質(zhì)量的盈利預(yù)測是管理層個人能力尤其是其預(yù)測能力的函數(shù)。抑或說，管理層對外披露的盈利預(yù)測準確性可以作為外部投資者評價管理層預(yù)測能力的可觀測信息。

與此同時，當管理層在潛在的投資項目之間進行選擇時，由于需要預(yù)測投資項目的未來收益，這要求管理層具有較強的預(yù)測能力。換句話說，管理層預(yù)測能力越強，投資質(zhì)量也應(yīng)越高。然而，由于投資決策的內(nèi)部化，這使得外部投資者只有在投資項目失敗遭受損失后，才能觀察到管理層的預(yù)測能力。在信息不對稱的情況下，為了減少可能的損失，外部投資者有動機通過觀察管理層的其他預(yù)測行為來識別公司的投資質(zhì)量，而管理層對外披露的盈利預(yù)測則是這些預(yù)測行為中最具代表性的一種。因此，假定盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量都取決于管理層的一個共同特質(zhì)——預(yù)測能力，可以合理預(yù)期，高質(zhì)量的盈利預(yù)測可以作為外部投資者觀測管理層預(yù)測能力及其投資質(zhì)量的重要信息。換言之，管理層盈利預(yù)測準確性與公司投資質(zhì)量之間具有較強的敏感性，故提出如下假設(shè)：

H1：管理層盈利預(yù)測準確性越高，公司隨后的投資質(zhì)量越好。

以上分析表明，盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性主要取決于管理層的預(yù)測能力。為了論證這一觀點，我們從環(huán)境不確定性與信息不對稱兩方面做進一步分析。

一方面，如果盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性取決于管理層的預(yù)測能力，那么，我們應(yīng)該能觀察到，在環(huán)境不確定性程度較高時，這種敏感性更為明顯。這是因為在較為不確定的環(huán)境中，公司盈余波動性較大，管理層預(yù)測盈利的難度增加，從而使預(yù)測偏差加大；同樣的，環(huán)境的不確定性也增加了管理層預(yù)測投資項目收益的難度，使得管理層更易做出低效率的投資決策(表現(xiàn)為投資過度或投資不足)。此時，對管理層的預(yù)測能力提出更高的要求。換言之，如果管理層具有較強的預(yù)測能力，那么較高的環(huán)境不確定性對管理層的預(yù)測行為影響較小，盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性較強。相比之下，當管理層預(yù)測能力較弱時，環(huán)境不確定性將加大管理層盈利預(yù)測與投資決策的難度，進而降低管理層盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性。

另一方面，在信息不對稱的情況下，預(yù)測能力強的管理層有動機也有能力提供準確性高的盈利預(yù)測信息[2][3][12]。換言之，盈利預(yù)測準確性作為外部投資者觀測管理層預(yù)測能力的有用信息以信息不對稱為條件。當信息不對稱程度較高時，預(yù)測能力強的管理層為區(qū)別于其他管理層有動機提供更為準確的盈利預(yù)測信息。根據(jù)上文分析，這些管理層也有能力做出更為有效的投資決策，盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性也較強。而當信息不對稱程度較低時，外部投資者擁有較多有關(guān)管理層預(yù)測能力的信息，此時預(yù)測能力強的管理層提供更為準確的盈利預(yù)測以向投資者傳遞自身能力信息的動機也隨之減弱，這將降低盈利預(yù)測準確性與隨后的投資質(zhì)量之間的敏感程度?；诖?，我們提出如下兩個假設(shè)：

H2：環(huán)境不確定性程度越高，管理層盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性越強。

H3：信息不對稱程度越高，管理層盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性越強。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文以2008～2015年發(fā)布盈利預(yù)測的A股上市公司為初始樣本，并在此基礎(chǔ)上做了如下篩選：(1)刪除了金融保險業(yè)以及退市的公司樣本；(2)刪除了當年上市以及數(shù)據(jù)缺失的公司樣本；(3)刪除了盈利預(yù)測類型為開區(qū)間和定性預(yù)測的公司樣本。最終，得到7576個公司—年度樣本觀測值。為了減少異常值的影響，對連續(xù)變量進行了上下1%的Winsorize處理。本文關(guān)于管理層盈利預(yù)測準確性、投資效率、環(huán)境不確定性與信息不對稱程度度量的數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，其他財務(wù)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，同時采用Stata13.1進行數(shù)據(jù)處理和統(tǒng)計分析。

(二)模型設(shè)定

為檢驗假設(shè)H1，本文設(shè)定模型(1)：

Absεi,t= α0+α1Accuracyi,|t-3,t-1|+αi∑Controlsi,t-1+∑Ind+∑Year+ψi,t

(1)

模型(1)中，Absεi,t表示公司的投資效率。本文借鑒Richardson的模型估計投資效率[13]，具體模型如下：

Inv_ni,t=β0+β1Qi,t-1+β2Levi,t-1+β3Cfoi,t-1+β4Sizei,t-1+β5Ri,t-1+ β6Agei,t-1+β7Inv_ni,t-1+∑Ind+∑Year+φi,t

(2)

表1列示了模型(2)的回歸結(jié)果。根據(jù)模型(2)計算出來的殘差的絕對值即為公司當期的非效率投資水平，我們將該殘差的絕對值乘以-1來衡量投資效率(Absεi,t)，該值越大，公司投資效率越高，投資質(zhì)量越好。此外，若殘差大于0，則表明公司存在過度投資(Overi,t)；否則，表明公司存在投資不足(Underi,t)，并用該殘差的絕對值來反映公司投資不足的程度(Aunderi,t)。

表1 投資效率模型的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為穩(wěn)健的t值；未報告常數(shù)項估計結(jié)果；*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

模型(1)中，Accuracyi,|t-3,t-1|表示管理層盈利預(yù)測準確性。為了衡量盈利預(yù)測準確性，需要將預(yù)測盈利和實際盈利進行比較，因此本文選擇點預(yù)測和閉區(qū)間預(yù)測兩種預(yù)測形式。對于點預(yù)測，用管理層盈利預(yù)測數(shù)與實際盈利數(shù)的差除以盈利預(yù)測數(shù)的絕對值表示；對于閉區(qū)間預(yù)測，用盈利預(yù)測范圍的中間值與實際盈利數(shù)的差除以盈利預(yù)測范圍的中間值的絕對值表示[14]。為了便于理解，將該絕對值乘以-1，該值越大，表明管理層盈利預(yù)測準確性越高。同時，我們用投資決策前三年的盈利預(yù)測的平均準確性來衡量管理層的長期預(yù)測能力。根據(jù)假設(shè)H1，我們預(yù)期α1顯著為正。

為了檢驗假設(shè)H2，本文采用企業(yè)過去三年經(jīng)總資產(chǎn)標準化后的營業(yè)利潤的標準差來衡量企業(yè)面臨的環(huán)境不確定性程度(EU)[15]，并以其年度中位數(shù)為標準將樣本劃分為環(huán)境不確定性程度較高組與環(huán)境不確定性程度較低組，對模型(1)進行分組回歸。根據(jù)假設(shè)H2，我們預(yù)期相比環(huán)境不確定性程度較低組，環(huán)境不確定性程度較高組其盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性系數(shù)α1更大且更為顯著。為了檢驗假設(shè)H3，本文用過去三年分析師預(yù)測的平均分歧度作為信息不對稱程度(IA)的代理變量，即多位分析師對同一家上市公司年度每股收益預(yù)測數(shù)的標準差，分歧度越大，表明信息不對稱程度越高[16]，并以其年度中位數(shù)為標準將樣本劃分為信息不對稱程度較高組與信息不對稱程度較低組，對模型(1)進行分組回歸。根據(jù)假設(shè)H3，我們預(yù)期相對于信息不對稱程度較低組，信息不對稱程度較高組其盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性系數(shù)α1更大且更為顯著。此外，根據(jù)已有研究[1][17]，我們在模型(1)中加入一組控制變量，同時控制行業(yè)與年份效應(yīng)。具體的變量定義見表2。

表2 變量定義

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表3報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表3中可知，公司當年新增投資額(Inv_ni,t)的均值(中位數(shù))為0.039(0.020)，最小值為-0.035，最大值為0.164，表明樣本公司年均新增投資額約為總資產(chǎn)的3.9%，部分公司當年凈投資額為負，而部分公司當年凈投資額較大。投資效率(Absεi,t)的均值(中位數(shù))約為-0.042(-0.034)，最小值為-0.178，最大值為0，表明絕大部分公司存在無效投資，少數(shù)公司投資趨于最優(yōu)投資水平。同時，39.92%的樣本存在過度投資問題，平均過度投資占總資產(chǎn)的5.2%，平均投資缺口占總資產(chǎn)的3.5%。管理層盈利預(yù)測準確性(Accuracyi,|t-3,t-1|)的均值與中位數(shù)分別為-0.140和-0.063，最小值與最大值分別為-2.199和-0.001，說明樣本公司管理層盈利預(yù)測準確性存在較大差異。此外，環(huán)境不確定性程度(EU)的均值(中位數(shù))為0.036(0.021)，最小值與最大值分別為0和3.345；信息不對稱程度(IA)的均值(中位數(shù))為0.046(0.034)，最小值與最大值分別為0和0.387，這些基本數(shù)據(jù)表明，不同公司面臨的環(huán)境不確定性程度與信息不對稱程度存在一定差異。未報告的VIF測試表明，模型不存在多重共線性問題。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)回歸結(jié)果與分析

表4報告了管理層盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量的回歸結(jié)果。從全樣本的回歸結(jié)果來看，第(1)列顯示，管理層盈利預(yù)測準確性(Accuracyi,|t-3,t-1|)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這表明盈利預(yù)測準確性與隨后的投資質(zhì)量之間呈正相關(guān)關(guān)系，即盈利預(yù)測準確性越高，公司隨后的投資質(zhì)量越好，支持了假設(shè)H1。進一步地，在此基礎(chǔ)上，本文將樣本劃分為過度投資與投資不足兩個子樣本分別對模型(1)進行回歸分析。表4中第(2)列與第(3)列顯示，不論是在過度投資還是投資不足子樣本中，管理層盈利預(yù)測準確性(Accuracyi,|t-3,t-1|)的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，這表明盈利預(yù)測準確性較高的公司表現(xiàn)出顯著更低的過度投資或投資不足水平，進一步支持了假設(shè)H1。這些發(fā)現(xiàn)與假設(shè)H1的理論分析是一致的，表明由于盈利預(yù)測與投資決策很大程度上都依賴于管理層的預(yù)測能力，同時，預(yù)測能力強的管理層有動機也有能力提供更為準確的盈利預(yù)測，這使得管理層盈利預(yù)測除了反映公司的盈利信息外，同時還包含了有關(guān)公司投資質(zhì)量的重要信息。

表5進一步報告了不同環(huán)境不確定性程度與信息不對稱程度下，管理層盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性差異。其中，第(1)列與第(2)列報告了不同環(huán)境不確定性程度下模型(1)的回歸結(jié)果。從表5中可知，管理層盈利預(yù)測準確性(Accuracyi,|t-3,t-1|)的回歸系數(shù)在環(huán)境不確定性程度較高組中為0.619，通過了1%的統(tǒng)計檢驗水平，而在環(huán)境不確定性程度較低組中僅為0.236，未通過統(tǒng)計檢驗水平，且前者的回歸系數(shù)是后者的兩倍之多。這說明環(huán)境不確定性程度越高，管理層盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性越強，支持了假設(shè)H2。表5中第(3)列與第(4)列報告了不同信息不對稱程度下模型(1)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，管理層盈利預(yù)測準確性(Accuracyi,|t-3,t-1|)的回歸系數(shù)在信息不對稱程度較高組中為0.665，通過了1%的統(tǒng)計檢驗水平，而在信息不對稱程度較低組中為0.424，未通過統(tǒng)計檢驗水平。這說明信息不對稱程度越高，管理層盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性越強，支持了假設(shè)H3。根據(jù)上文理論分析，當公司面臨較大環(huán)境不確定性與較高信息不對稱程度時，由于公司的盈利預(yù)測與投資決策更多地依賴于管理層的預(yù)測能力，這顯著提高了盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性。換句話說，對于有著較大環(huán)境不確定性與較高信息不對稱程度的公司而言，管理層對外披露的盈利預(yù)測中包含了更多有關(guān)公司未來投資質(zhì)量的信息。

表4 管理層盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為穩(wěn)健的t值；*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。下表同。

表5 環(huán)境不確定性與信息不對稱對管理層盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間關(guān)系的影響

(三)穩(wěn)健性檢驗

首先，在實證分析中，本文以營業(yè)利潤波動性和分析師盈利預(yù)測分歧度來分別反映企業(yè)面臨的環(huán)境不確定性程度和信息不對稱程度，但是預(yù)測能力越強的管理層，不僅投資質(zhì)量可能越高，而且控制企業(yè)業(yè)績波動的能力也可能越強，并因此有助于降低營業(yè)利潤的波動性和分析師盈利預(yù)測分歧度。盡管本文實證結(jié)論與這一預(yù)期相反，發(fā)現(xiàn)盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性在環(huán)境不確定性程度和信息不對稱程度較高的樣本組中反而更為顯著，但以營業(yè)利潤波動性與分析師盈利預(yù)測分歧度，分別度量環(huán)境不確定性程度與信息不對稱程度依然可能與管理層預(yù)測能力和公司投資質(zhì)量之間存在內(nèi)生性問題。為此，本文選用不受管理層預(yù)測能力影響的變量來衡量環(huán)境不確定性程度和信息不對稱程度。具體地，在穩(wěn)健性檢驗中，本文用樣本公司所在地區(qū)過去三年平均經(jīng)濟增長率的標準差和市場化指數(shù)兩個變量來衡量環(huán)境不確定性程度[18]，并分別以其年度中位數(shù)為標準重新劃分樣本。若樣本公司所在地區(qū)過去三年的經(jīng)濟波動大于中位數(shù)(市場化指數(shù)小于中位數(shù))，則歸為環(huán)境不確定性程度較高組，否則屬于環(huán)境不確定性程度較低組。同樣的，將公司上市年限作為信息不對稱程度的代理變量[19][20]，也以其年度中位數(shù)為標準重新劃分樣本，若樣本公司的上市年限小于中位數(shù)，則屬于信息不對稱程度較高組，否則歸為信息不對稱程度較低組。以上分組檢驗結(jié)果與上文實證檢驗結(jié)果保持一致。

此外，為進一步提高研究結(jié)論的可靠性，本文還進行了以下穩(wěn)健性檢驗：一是重新衡量管理層盈利預(yù)測準確性。Ciconte等認為當實際盈利偏離預(yù)期盈利時管理層面臨著損失函數(shù)不對稱的問題，因此管理層傾向于將實際預(yù)測盈利更貼近閉區(qū)間預(yù)測的上限，以此為自身的預(yù)測誤差提供更多的空間[21]，故對于閉區(qū)間預(yù)測用其上限來衡量盈利預(yù)測準確性，重新進行上述回歸，結(jié)論不變。二是重新計算投資效率。根據(jù)現(xiàn)金流量表數(shù)據(jù)，用購建固定資產(chǎn)等支付的現(xiàn)金減處置固定資產(chǎn)等收回的現(xiàn)金減當期折舊攤銷后的凈額來衡量企業(yè)年度新增投資額，根據(jù)Richardson的模型重新計算企業(yè)投資效率，檢驗結(jié)果無實質(zhì)性變化(限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未列示)。

五、研究結(jié)論與啟示

制定投資決策需要管理層預(yù)測投資項目的未來收益，盡管這些預(yù)測對外部投資者了解公司投資質(zhì)量來說至關(guān)重要，但絕大多數(shù)預(yù)測是一種內(nèi)部行為，外部投資者事先難以直接觀察。本文認為，外部盈利預(yù)測準確性較高的管理層有較強的內(nèi)部預(yù)測能力，這些管理層因此對投資項目收益的估計也較為準確，并能做出高質(zhì)量的投資決策?；诖?，本文實證考察管理層對外披露的盈利預(yù)測準確性與公司投資質(zhì)量之間的關(guān)系，借以檢驗管理層盈利預(yù)測是否包含了有關(guān)公司未來投資質(zhì)量的信息。以2008～2015年我國A股上市公司為樣本，本文研究發(fā)現(xiàn)，管理層盈利預(yù)測準確性越高，其隨后的投資質(zhì)量越好，具體表現(xiàn)為更低的過度投資或投資不足水平。進一步地，本文還發(fā)現(xiàn)，在環(huán)境不確定性程度和信息不對稱程度較高的情況下，管理層盈利預(yù)測準確性與投資質(zhì)量之間的敏感性更強。這些結(jié)論表明，管理層盈利預(yù)測包含了公司投資質(zhì)量的重要信息。

根據(jù)研究結(jié)論，本文有如下啟示：第一，短期的盈利預(yù)測與長期的投資決策都依賴于管理層共同的預(yù)測能力，盈利預(yù)測準確性作為管理層預(yù)測能力的一種有價值的衡量方式，能夠揭示出公司的投資效率，同時，管理層盈利預(yù)測包含了除公司盈利信息之外的其他重要信息(如投資質(zhì)量)，這為外部投資者制定投資決策提供了重要的現(xiàn)實參考。第二，本文結(jié)論表明，管理層對外披露的盈利預(yù)測的歷史準確性既代表著管理層的預(yù)測能力，也會形成預(yù)測聲譽，這是一種市場力量，它會督促有能力的管理層披露準確性高的盈利預(yù)測信息，這有利于緩解政策制定者和監(jiān)管者一直擔(dān)憂的盈利預(yù)測的可靠性問題。對政策制定者和監(jiān)管者而言，進一步規(guī)范盈利預(yù)測的形式、健全盈利預(yù)測的法律制度對發(fā)揮盈利預(yù)測在識別投資質(zhì)量中的作用也十分重要。

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(責(zé)任編輯：胡浩志)

2016-12-01

國家自然科學(xué)基金青年項目“公允價值估計中的管理者自由裁量及其行為后果與治理：基于股權(quán)激勵表外信息的研究”(71502122)；國家自然科學(xué)基金面上項目“產(chǎn)權(quán)視角下的審計師聲譽機制及其經(jīng)濟后果研究”(71272189)；教育部人文社會科學(xué)研究青年項目“高管股權(quán)激勵、媒體報道與企業(yè)投資迎合行為研究”(14YJC630048)；天津財經(jīng)大學(xué)優(yōu)秀青年學(xué)者計劃“非活躍市場環(huán)境下的公允價值估計、管理者自由裁量與會計信息質(zhì)量”(YQ1503)

趙 慧(1988— )，女，山東煙臺人，天津財經(jīng)大學(xué)商學(xué)院博士生； 胡國強(1985— )，男，江西撫州人，天津財經(jīng)大學(xué)商學(xué)院講師，博士，本文通訊作者； 張俊民(1960— )，男，山東濟寧人，天津財經(jīng)大學(xué)商學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。

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