吳莎

國內分析師預測相關的研究主要集中在分析師預測的屬性（準確度、分歧度、跟蹤人數）（李丹蒙，2007；白曉宇，2009等）、分析師的行為特征（羊群行為和過度樂觀傾向）（宋軍和、沖鋒，2003；戴亦一、劉思超，2011）等，關于分析師報告對管理層行為的影響的研究尚不充分。本文借鑒國內外研究成果，從理論和實證兩方面研究了分析師報告對管理層行為的影響，豐富了我國有關管理層行為的研究成果，支持了交易成本理論和展望理論。此外，本文對于外部審計對管理層盈余管理行為的監(jiān)管作用進行了探討，驗證了高質量的外部審計在提高財務報告可靠性、降低信息不對稱以及緩解委托代理問題等方面具有重要意義，進一步支持了大規(guī)模會計師事務所的“聲譽”機制和“深口袋”理論。

一、理論分析與研究假設

（一）管理層迎合分析師預測的動機：融資成本動機

前期學者對于管理層迎合各種門檻的理論研究主要包括交易成本理論和展望理論。交易成本理論由英國經濟學家Coase于1937年在《論企業(yè)的性質》一文中提出。Williamson（1975）通過研究發(fā)現(xiàn)，人性因素和交易環(huán)境因素導致的委托代理和信息不對稱問題是交易成本產生的主要原因。委托代理理論是指交易參與者的機會主義行為，即為追求自身利益最大化，可能會隱瞞“壞消息”，甚者采取欺詐的方式謀取自身利益，因此增加了交易各方之間的不信任與猜疑，導致交易的監(jiān)督成本增加，影響市場資源的有效配置。而信息不對稱理論是指交易活動的某些參與者可能會比其他參與者擁有更多的信息，擁有更多信息的交易者往往會利用其信息優(yōu)勢為自己謀取最大利益，有時候會嚴重危害其他交易參與者的利益。盈余信息會影響到公司與其利益相關者之間的交易條件，公司在發(fā)布盈余公告時會盡可能地提高盈余，以謀取有利的交易條件。

迎合門檻的另一個理論是Kahneman、Tversky（1979）所提出的展望理論。展望理論認為，每個人基于初始狀態(tài)（參考點位置）的不同，對風險會有不同的態(tài)度。具體而言，在面對損失時（即使是相當小的損失）投資者是風險偏好型的，而在獲利的時候投資者是風險規(guī)避型的。當所得由虧轉盈時，邊際效用增加的幅度是最大的，此時管理層有比較強的動機避免負向盈余。

綜上所述，在資本市場成熟的國家，公司有較強的動機避免負向盈余意外，盈余信息會影響公司與利益相關者之間的交易條件。而我國資本市場尚處于“新興加轉軌”的特殊發(fā)展階段，市場整體發(fā)展水平滯后于國民經濟的發(fā)展，理性投資理念尚未形成，市場結構和投資途徑單一。此外，我國市場屬于仍不成熟的資本市場，投資者是否會如理論預期一樣給予達到或超過分析師預期門檻的公司額外的津貼？管理當局是否也會像理論預期一樣有較強的動機避免負向盈余意外？據此本文提出如下假設：

H1：在我國資本市場上，市場會給予達到或超過分析師預期門檻的公司額外的津貼，即達到或超過分析師預期門檻的公司可以以較低的成本獲得權益融資。

（二）管理層迎合分析師預測行為的外在表現(xiàn)：公司盈余分布不連續(xù)

管理層基于薪酬動機會主動迎合各種盈余門檻，主要包括零盈余、上年盈余和分析師預期盈余。如果上市公司的盈余沒有達到分析師預期門檻，其面臨的股票價格下降的程度會遠遠超過零盈余或上年盈余所帶來的股票價格的下跌幅度，這使得管理層有很強的動機達到或超過分析師盈余預期。在國內經濟環(huán)境下，分析師對宏觀經濟政策和微觀企業(yè)政策的解讀正在影響公司股價的漲跌，而且這種影響效應正在逐步放大：一方面，因為近年來我國的證券市場日趨成熟，其市場化的程度也在不斷提高，從而出現(xiàn)了一批“富裕但不成熟”的投資者，為了能夠在控制風險的基礎上獲得較高收益，這些投資者逐漸形成了對專業(yè)分析師的依賴；另一方面，因為我國證券分析師行業(yè)不斷壯大，這使得分析師預測對資本市場的影響越來越大（吳東輝、薛祖云，2005）。大量研究表明，我國上市公司有動機避免盈余低于IPO或配股要求，有動機避免虧損（吳聯(lián)生、薄仙慧、王亞平，2007），但我國學者對于是否存在類似于美國的避免負向盈余意外現(xiàn)象相關的研究還不多。前期文獻發(fā)現(xiàn)公司主要通過盈余管理和預期管理迎合分析師預測，這種方式會影響會計信息質量，而通過正式或非正式溝通的預期管理方式會嚴重危害分析師的獨立性，最終使中小投資者遭受損失，危害資本市場的健康發(fā)展。如果管理層主動迎合分析師預期門檻，在公司盈余分布圖中，盈余略大于分析師預期門檻的樣本多于預期，即分析師預期門檻右側的樣本數多于預期。根據上文分析，本文提出如下假設：

H2：公司管理層會主動迎合分析師預期門檻，即在盈余分布直方圖上，分析師預期門檻右側的樣本數多于預期。

（三）管理層迎合分析師預測的手段：盈余管理和預期管理

Graham、Harvey、Rajgopal（2005）通過對400多個高管的問卷調查發(fā)現(xiàn)，管理層認為如果沒有達到分析師盈利預測是一個嚴重的“壞消息”，其基于對聲譽或薪酬的考慮，通常會通過盈余管理使報告業(yè)績達到或超過分析師盈利預測。Matsumoto（2002）發(fā)現(xiàn)達到分析師預期的公司比沒達到分析師預期的公司具有更多的可操縱性應計利潤。他以1985～1997年間的數據為樣本，發(fā)現(xiàn)分析師在最初進行盈余預測時確實有樂觀傾向，但隨著盈余公告日的逼近，分析師的預測有向下調整的趨勢。

基于上述分析可知，管理層有較強動機迎合分析師預期。目前國外研究發(fā)現(xiàn)公司管理層迎合分析師預期的方式主要有兩種：盈余管理和預期管理（Matsumoto，1999、2002）。盈余管理是指公司管理層通過會計方法或會計政策來操縱盈余，甚至不惜冒險采用違規(guī)的方式制造虛假收入、上調利潤。預期管理是指為了避免出現(xiàn)負向盈余意外，管理層會在分析師預測盈余時，誘使分析師調低所預測的盈余，以便報告盈余時比較容易迎合或超過分析師的預期。預期管理的方法，包括管理層與分析師私下的溝通、電話會議、盈余公告前主動進行盈余預測等。本文擬探究在我國的在資本市場上管理層會選擇何種方式迎合分析師預期，因此提出如下假設：

H3：公司管理層會通過盈余管理和預期管理的方式達到或超過分析師預期門檻。

（四）管理層迎合分析師預測的外部約束機制：獨立外部審計

隨著我國資本市場的日趨完善，市場化水平的不斷提高，經濟活動和相關利益關系也越來越復雜。社會寄希望于有“經濟警察”之稱的注冊會計師在抑制盈余管理方面發(fā)揮重要作用。外部審計的作用是對被審計單位的會計信息進行審查和監(jiān)督，提高財務報告的可靠性，降低信息不對稱，緩解委托代理問題。目前我國的審計市場屬于一個高度競爭性的行業(yè)，其具有較高的行業(yè)集中度，收費水平、人均勞動生產率、利潤率等與其他競爭性行業(yè)具有很高的相似性。被社會寄予厚望的審計師也面臨著提高事務所盈利能力的巨大壓力，因此審計師為了吸引客戶可能會降低獨立性。當審計師發(fā)現(xiàn)公司存在財務違規(guī)現(xiàn)象時，可能會傾向于“沉默”或“幫助”公司管理層一起創(chuàng)造良好的公司業(yè)績，因此其發(fā)布的審計意見有可能也是不恰當的。被審計單位為追求利益最大化可能“購買”審計意見，支付或有費用。會計師事務所此種違背職業(yè)規(guī)范的行為一旦被發(fā)現(xiàn)，會導致會計師事務所失去更多現(xiàn)有或潛在的客戶，遭受經濟上的損失。

對于大型的會計師事務所而言，其客戶較多，“得罪”某個客戶造成的損失遠遠低于損壞公司聲譽的損失。相對于小規(guī)模的會計師事務所而言，大規(guī)模的會計師事務所為維持某個客戶而出具虛假審計報告的可能性較低，因為大型會計師事務所客戶較多，單獨一個客戶的審計收入占總收入的比例相對較低。大型會計師事務所為維持多年在審計市場上積累的聲譽，不會因為某個審計客戶而違背審計準則，招致被訴訟的風險或相關監(jiān)管機構的處罰。因此相對于小規(guī)模的會計師事務所，聲譽機制使得大型會計師事務所擁有更少的機會主義行為，它們通常會保持職業(yè)謹慎，提供高質量的審計服務，真正履行“經濟警察”的職責。大規(guī)模的會計師事務所更在乎其聲譽，因此其會積極抵制來自客戶的壓力，在權衡收益和機會成本后保持應有的職業(yè)謹慎，發(fā)表恰當的審計意見，提高審計質量。

“深口袋”理論認為每個擁有財富的個體都面臨著財富損失的風險，而且財富越多，面臨的訴訟風險越大。因為理性的利益關系人都會把矛頭指向擁有更多財富的個體，以及擁有更高償還能力的交易參與者。按照“深口袋理論”，事務所規(guī)模越大，其財富越多，面臨的訴訟風險越大。因此大規(guī)模的會計師事務所在執(zhí)行審計程序時更加謹慎，發(fā)表公允的審計意見、提供高質量的審計服務的動機更強。

綜上所述，如果高質量的審計能夠抑制公司為迎合分析師預期產生的盈余管理行為，筆者預期未達到分析師盈余預期門檻的概率會增加，具體表現(xiàn)為被“四大”或“十大”審計的客戶未達到分析師預期的情況比較多。因此，提出了如下假設：

H4：高質量的審計抑制了管理層為迎合分析師預期門檻的盈余管理行為，增加了未達到分析師預期的概率。

二、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

本文采用的證券分析師盈余預測數據來自國泰安中國上市公司分析師預測研究數據庫，公司經營數據來自國泰安財務報表數據庫，機構投資者持股比例來自銳思數據庫，樣本期為2009～2016年度。本文擬對數據進行如下處理：①剔除金融行業(yè)的公司，由于這類公司業(yè)務特殊，其適用的會計準則與其他行業(yè)不同，遵從慣例予以剔除；②剔除資產為負數的公司，這類公司實際上已經無法維持正常的經營，會給研究結果帶來偏差；③剔除資產負債率大于1的公司；④剔除被特殊處理的公司；⑤剔除沒有分析師跟蹤的公司。

（二）模型設定和變量定義

1.達到或超過分析師預期與股權融資成本。本文使用CAPM模型和Easton（2004）提出的PEG模型計算股權融資成本。PEG模型與傳統(tǒng)的計量股權融資成本的模型相比，具有如下優(yōu)點：一是該模型所需數據可以直接取自財務分析師的預測數據；二是該模型不需要對股利支付進行預測，能夠突破固定股利支付率對實證研究的限制；三是該模型并不是在每股的基礎上來假定“干凈盈余”；四是該模型易于理解且應用操作簡便可行。該模型的具體計算如公式（1）所示：

其中，rPEG為通過PEG模型計算得到的權益融資成本，eps1為分析師預測的T1期每股盈余，eps2為分析師預測的T2期每股盈余，P0為T0期末的每股價格。

本文參考了陸正飛、葉康濤（2004）使用的變量，檢驗達到或超過分析師預期門檻的公司是否具有較低的股權融資成本，具體模型如公式（2）所示，主要變量定義見表1。

2.公司管理層是否會迎合分析師盈余預期門檻。在研究管理層是否會主動迎合分析師門檻時，本文主要參考Burgstahler、Dichev（1997）的方法來研究中國上市公司是否存在迎合分析師盈余預期現(xiàn)象。本文根據實際盈余與分析師一致性預期（年度內所有分析師對目標公司盈余預測的均值）差值的分布，劃分為多個直方格以形成直方圖，觀察分析師預期門檻附近是否有異常分布的現(xiàn)象。每一個直方格的間距BW具體計算如公式（3）所示：

表1 公式（2）的主要變量定義

IQR為四分位間距（Q3-Q1），Q3與Q1分別表示實際盈余與分析師預期差值的第三與第一分位；N為總樣本數。參照Burgstahler、Dichev（1997）的方法，使用公式（4），計算第i個區(qū)間的Z統(tǒng)計量：

其中，AQi為落入第i個區(qū)間的實際樣本數，EQi為落入第i個區(qū)間的期望樣本數。EQi等于區(qū)間i-1與區(qū)間i+1的實際樣本數的平均數，也就是EQi=（AQi-1+AQi+1）/2。至于SDi則為第i個區(qū)間實際樣本數的標準誤，計算如公式（5）所示：

pi=AQi/N，表示落入第i個區(qū)間內的樣本比率。Zi為正時，該值越大表明該區(qū)間的樣本數量多于預期；為負時，該值越大表明該區(qū)間內樣本數量低于預期。通過對直方圖的觀察，并結合Z值，可以判斷管理層是否主動迎合分析師預期門檻。

3.管理層迎合分析師預期門檻的方式——盈余管理與預期管理。正如上文所述，投資者在評估公司的盈余績效時，常使用某些標桿作為比較的基準。為了迎合分析師的盈余預期門檻，主要的方法就是進行向上盈余管理。

筆者參考Matsumoto（2002）使用的模型檢驗管理層是否利用盈余管理迎合分析師盈余預期門檻，提出回歸模型如公式（6）所示。被解釋變量MBE是一個0-1變量，當MBE取1時，表示公司的實際盈余大于或等于分析師的一致性預期門檻；反之MBE取0。解釋變量DA采用Jones（1991）提出的用來計算可操縱性應計利潤的模式，DA越大，表示盈余管理程度越大。筆者預期DA可操縱性應計利潤前的系數為正，因為當管理層運用盈余管理上調公司業(yè)績時，公司經營業(yè)績達到或超過分析師預期門檻的可能性越大。模型（6）中詳細的變量定義見表2。

迎合分析師預期，除采用盈余管理方法之外，另一種常用的方法就是預期管理。管理層常為迎合或超過分析師的預期門檻，而在盈余公告前進行盈余管理。但是盈余管理的空間是有限的。本文擬采用公式（7）檢驗公司是否運用預期管理的操縱手段達到或超過分析師預期門檻。解釋變量MF用于衡量公司是否進行預期管理，也是0-1變量。當公司管理層在真實盈余管理公布前進行盈余預測時，該變量取1，反之取0。筆者預期解釋變量MF前的系數為正，因為當公司進行預期管理會向市場傳遞公司的經營業(yè)績信息，誘導分析師進行盈余預測時盡量不要太過樂觀。模型（7）中變量的詳細定義見表2。

4.審計質量與達到或超過分析師預期門檻?；谏衔姆治觯覈鲜泄究赡艽嬖谟戏治鰩熎谀╊A測的現(xiàn)象，本文進一步探究了高質量的審計質量是否能抑制該現(xiàn)象。本文采用“四大”或“十大”作為審計質量的替代變量。因為不管是基于“聲譽”理論還是“深口袋”理論都說明在其他條件相同時，大規(guī)模的會計師事務所提供的審計服務比小規(guī)模的會計師事務所提供的服務質量更高。國內外學者從審計獨立性（DeAngelo，1982）、發(fā)現(xiàn)管理層的錯報（Watts、Zimmerman，1981）、審計收費（Francis、Wilson，1988）、法律訴訟（St.Pierre、Anderson，1984）、市場反應（王鵬、王詠梅，2006）等角度的研究均表明，事務所規(guī)模越大，審計質量越高。因此，本文利用會計事務所規(guī)模作為審計質量的替代變量。基于上文分析，我國上市公司可能存在利用盈余管理迎合分析師預期門檻的現(xiàn)象，因此進一步探究高水平的審計質量是否能抑制該現(xiàn)象。

表 2 模型（7）的主要變量定義

前期文獻發(fā)現(xiàn)，公司在會計師事務所選擇方面可能存在差異，即業(yè)績好的公司為了進一步提高公司的聲譽，傾向于選擇“四大”或“十大”等高質量的會計師事務所，這些公司本身盈余操縱行為也比較少，公司內部控制制度比較完善。傳統(tǒng)的最小二乘法回歸會造成估計系數的偏誤，得出的結論可靠性較低。因此，本文使用Heckman的兩階段模型解決“自選擇偏誤”問題。第一階段的回歸模型如公式（8）所示，第二階段的回歸模型如公式（9）所示。

因變量MBE在公司的實際盈余大于分析師預期門檻時取1，否則取0。解釋變量為審計質量，用于衡量是否為“四大”或“十大”（Big*）。通過上文分析，由“聲譽”理論和“深口袋”理論可知會計事務所規(guī)模越大，審計質量越高。筆者預期解釋變量前的系數為負，因為高質量的審計能夠識別和抑制公司利用盈余管理操縱手段達到或超過分析師預期門檻的行為。模型（8）和模型（9）中變量的詳細定義如表3所示。

三、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表4為本文使用的所有變量的描述性統(tǒng)計結果。由表4可知，公司的平均權益成本為13.6%，這與Easton（2004）以及Hail、Leuz（2006）使用PEG模型計算的美國20世紀90年代的數據結果相似。使用CAPM模型計算的權益融資成本為24.1%，與前期文獻計算結果類似。達到或超過分析師預期門檻（MBE）的均值為0.311，說明我國達到分析師預期盈余水平的公司數目還不多，尚沒有占據所有樣本數的40%。此外，本文還發(fā)現(xiàn)53.9%的公司會進行預期管理，一方面可能是因為相關政策法規(guī)強制公司在正式盈余公告日前發(fā)布管理層業(yè)績預測。另一方面公司管理層也會基于某些原因自愿發(fā)布管理層預測，但是不管公司基于何種原因發(fā)布管理層預測，都會給分析師一定的指引，使其適當修正盈余預測，避免盈余預測過度樂觀使得公司最終公布的實際盈余達不到分析師預期門檻，令公司蒙受損失。另外，本文分別利用Jones（1991）模型、Dechow等（1995）修正Jones模型、Kothari（2005）業(yè)績調整的Jones模型計算可操縱性應計利潤，其分布情況基本一致且比較符合實際情況。從表4中還可以看到，選擇“四大”的公司只占到了總樣本的7.1%，這可能與我國會計師事務所的“做大做強”有很大關系，說明越來越多的上市公司選擇國內的會計師事務所，“四大”會計師事務所在國內的市場份額越來越小。

（二）回歸結果與分析

1.達到或超過分析師預期與股權融資成本。表5為達到或超過分析師預期與股權融資成本模型的回歸結果。觀察CAPM模型的回歸結果，筆者發(fā)現(xiàn)達到或超過分析師預期門檻（MBE）與權益融資成本（Cost）顯著負相關，說明從總體上看，達到或超過分析師預期門檻降低了權益融資成本。該結果也得到PEG模型計算的股權融資成本回歸結果的證實。該實證結果說明，在我國這樣一個尚處于初級階段且不成熟的資本市場中，投資者也如理論預期一樣給予達到或超過分析師預期門檻的公司額外的津貼，管理層有很強的動機達到或超過分析師預期門檻。從其他控制變量的符號來看，公司成長性（Growth）的系數符號為負，但不顯著，原因可能是：一方面，公司成長性越高，規(guī)模擴張越快，其經營風險也越大，投資者要求的風險報酬也比較高；另一方面，成長性越高，對公司的未來經營業(yè)績的預期越高，公司的經營前景越好，給投資者很強的信心，吸引投資者投資，因此降低了股權融資成本。兩種影響相互抵消使得公司成長性（Growth）與股權融資成本（Cost）之間沒有呈現(xiàn)特別明顯的關系。公司盈利能力（Roe）的系數符號為負，說明公司盈利能力越好，越容易受到投資者青睞，因此公司能以較低成本獲得股權融資。其他控制變量的回歸結果與實際情況也比較相符，限于篇幅，本文在此沒有做詳細解析。

表4 變量描述性統(tǒng)計

表5 達到或超過分析師預期門檻與 資本成本的回歸結果

2.公司管理層是否會迎合分析師盈余預期門檻。下圖列示了公司真實盈余與分析師期末一致性預期的差值，用公司年初的開盤價標準化后的偏差表示分布情況。由下圖可以看出，企業(yè)盈余在分析師預期門檻（0坐標處）附近有異常分布現(xiàn)象，該現(xiàn)象清晰地表明我國上市公司同樣存在迎合分析師期末盈余預測的現(xiàn)象。正常情況下，分析師預期門檻附近的盈余應該平滑分布，但是由下圖可知，分析師預期門檻左側的樣本明顯小于分析師預期門檻右側的樣本，而且其左側的樣本與相鄰的樣本相比，也有異常減少的現(xiàn)象。說明某些公司的實際盈余原本位于分析師預期門檻左側，但被人為地操縱到分析師預期門檻右側。其深層原因在于當公司實際盈余低于分析師預期門檻時，公司會出現(xiàn)負向盈余意外繼而影響公司股價以及管理層經營成果的考評。該后果發(fā)生的代價已經超過管理層進行盈余管理或者預期管理的成本，為了避免該后果的發(fā)生，公司管理層會通過各種操縱手段將分析師預期門檻左側的樣本移動到分析師預期門檻右側。此外，本文計算公司報告盈余在分析師盈余預期附近是否有異常分布時，發(fā)現(xiàn)分析師盈余預期門檻右側第一個區(qū)間的Z值為39.07，表示盈余略大于分析師一致預期的樣本數，顯著大于預期樣本數，說明管理層確實會通過操縱盈余迎合分析師預期門檻。

分析師預測偏差的分布圖

3.管理層迎合分析師預期門檻的方式——盈余管理與預期管理。表6是公司是否使用盈余管理與預期管理來迎合分析師預期的檢驗結果，第（1）欄、（2）欄、（3）欄是檢驗公司是否利用盈余管理方式來迎合分析師預期門檻的回歸結果。從回歸結果可以看出，三種模型估計的可操控性應計利潤DA的系數符號為正，表明可操控性應計利潤DA越大，公司經營業(yè)績達到或超過分析師預期門檻的可能性越大，公司利用盈余管理方式迎合分析師預期門檻的動機越強。三種模型的回歸結果都比較顯著，說明本文的結果比較穩(wěn)健。

第（4）欄是檢驗公司是否利用預期管理方式來迎合分析師預期門檻的回歸結果。從第（4）欄中本文發(fā)現(xiàn)，MF的系數符號為正，表示進行管理層業(yè)績預測的公司更有可能達到或超過分析師預期門檻，公司會通過管理層業(yè)績預測這種操縱手段，誘使分析師下調盈余預測，從而更加容易地達到分析師預期門檻。其他控制變量與實際情況也比較相符，本文在此沒有做詳細解析，詳細解釋可以參照相關文獻。

表6 公司是否使用盈余管理與預期管理來迎合分析師預期

4.審計質量與是否達到或超過分析師預期門檻。前期文獻發(fā)現(xiàn)，當樣本非隨機分布時，普通最小二乘法回歸會產生估計系數的偏差（Maddala，1991；Lennox，2012）。審計領域的研究經常選用Heckman（1979）兩階段法解決“四大”或“十大”的內生性問題。通常第一階段為會計師事務所的選擇問題。表7列示了會計師事務所選擇第一階段的回歸結果。在表7中本文控制了影響會計師事務所選擇的因素——銷售收入（Lnsale）、盈利能力（Roe）、資產負債率（Tl）等。從表7可以看出，營業(yè)收入越大，選擇“四大”的可能性越大。表8為第二階段的回歸結果。從表8中可以看出，不論是“四大”還是“十大”的系數符號均為負，說明審計質量越高，公司實際盈余達到或超過分析師盈余預期門檻的可能性越小，審計質量的提高抑制了管理當局利用盈余管理操縱手段迎合分析師預期門檻的行為。同時，筆者觀察到公司規(guī)模與達到或超過分析師預期門檻之間存在明顯的正向關系，原因在于公司規(guī)模越大，越希望通過選擇高質量的審計服務向市場傳遞利好信號，因此越傾向于選擇“四大”或“十大”會計師事務所。

表7 審計質量第一階段回歸結果

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.傾向評分配比法（PSM）控制內生性。除了用Heckman（1979）方法控制內生性，最近使用比較多的是傾向評分配比法。傾向評分配比法選用Logit或Probit回歸方法計算傾向評分值。與傳統(tǒng)的配對方法相比，傾向評分配比法的優(yōu)勢在于可以在多個維度上進行配對。傳統(tǒng)配對方法是以一兩個變量為依據，選擇最相近的組，當對照組與實驗組在多個維度上的特征都不同時，配對的變量比較多，選擇出理想的對照組變得非常困難；當控制組與實驗組可直接配比的樣本數量較少時，傳統(tǒng)配對方法容易得出有偏的估計。而傾向評分配比法可根據有限的控制組樣本模擬出與實驗組可比較的樣本。因此，本文在穩(wěn)健性檢驗部分利用傾向評分配比法控制事務所選擇的內生性問題，其選用的配對變量是公司規(guī)模（Size）、公司盈利能力（Roe）、公司資產負債率（Tl）、年報披露的及時性（Report_lag）以及年度和行業(yè)變量。由表9可以看出，“四大”組正向盈余意外的概率低于“非四大”組，且這種差異在5%的水平上顯著（t=-2.31）。同樣，本文發(fā)現(xiàn)“十大”組正向盈余意外的概率低于“非十大”組的概率。

表8 第二階段回歸結果：高質量的審計能否抑制管理層利用盈余管理迎合分析師預期門檻

2.MBE與非標準審計意見。如果公司管理層為迎合分析師預期而進行盈余管理，且審計師能夠有效識別該行為，審計師出具非標準審計意見的可能性就會更大。因此，本文還探究了“達到分析師預期的公司是不是更有可能獲得非標準審計意見”這一問題。本文利用公式（10）所示的模型檢驗這一現(xiàn)象：

表9 審計質量與正向盈余意外

被解釋變量（n_stad）為審計師能否有效識別管理層的迎合行為，用審計質量替代；解釋變量為公司實際盈余達到或超過了分析師盈余預期門檻（MBE）。此外，還控制了公司的規(guī)模（Size）、公司的盈利能力（Roe）、公司治理結構（Top1）、公司資產負債率（Leverage）、公司流動性（Liquidity）、公司可操縱性應計利潤（DA）。本文依次使用Jones（1991）模型、Dechow等（1995）修正Jones模型、Kothari（2005）業(yè)績調整的Jones模型計算出的可操縱性應計利潤（DApjones91、DApdechow95、DApkothari05）。此外，本文還控制了行業(yè)、年度對審計意見的影響，因為不同的行業(yè)面臨的審計風險不同，進而會影響審計意見的發(fā)表，例如金融行業(yè)的整體風險較高，獲得非標準審計意見的可能性也相應較大。

根據回歸結果發(fā)現(xiàn)，MBE的系數為負，說明達到或超過分析師預期門檻的公司獲得非標準審計意見的情況比較多。這在一定程度上證明了審計師能夠識別公司管理層迎合分析師盈余預期的行為，并通過審計意見表現(xiàn)出來。對于控制變量，公司規(guī)模（Size）的系數為負但不顯著，原因在于公司規(guī)模對審計意見的影響是多方面的，一方面是因為公司規(guī)模越大，信息透明度越高，審計難度越低；另一方面公司規(guī)模越大，審計復雜度越大，審計難度也相應越大。公司盈利能力（Roe）的系數顯著為正，說明公司盈利能力越強，盈余操縱行為越少，獲得非標準審計意見的概率也越小。此外，前期研究發(fā)現(xiàn)治理結構、資產負債率、流動比率、可操縱性應計利潤也會影響公司的審計意見，因此在本文的回歸模型中控制了相應的變量。

四、研究總結

本文研究發(fā)現(xiàn)，投資者確實會給予達到或超過分析師預期門檻的公司額外的津貼——降低了公司的股權融資成本。進一步研究發(fā)現(xiàn)，公司盈余在分析師預期門檻附近有異常分布現(xiàn)象——分析師預測門檻右側第一個區(qū)間的樣本數多于預期。原因是公司為了獲得達到分析師預期門檻所帶來的有利的交易條件并且避免未能達到分析師預期門檻所帶來的嚴重后果會迎合分析師預期。此外，本文發(fā)現(xiàn)管理層迎合分析師預期的主要實現(xiàn)途徑有兩種，一種是盈余管理，另一種是預期管理。本文還發(fā)現(xiàn)有“經濟警察”之稱的注冊會計師確實發(fā)揮了提高會計信息質量的作用，具體表現(xiàn)為：被“四大”或“十大”審計的客戶未達到分析師預期門檻的比例更高，說明高質量的審計能夠抑制管理層通過盈余管理方式迎合分析師預期門檻的盈余操縱行為。

本文的研究具有重要的理論和現(xiàn)實意義。理論研究方面，本文豐富了我國有關分析師預期門檻相關的研究成果，發(fā)現(xiàn)在我國這樣一個尚不成熟的資本市場，公司管理層會主動通過合理或違規(guī)的手段迎合分析師門檻，本結論可為后續(xù)研究提供了一定參考。此外，本文利用審計質量作為獨立外部審計機制的替代變量，研究發(fā)現(xiàn)高質量的審計會抑制管理層的迎合行為，從而證明了高質量的審計在提高財務報告可靠性、降低信息不對稱、緩解委托代理問題方面的重要意義。

現(xiàn)實意義方面，首先，本文研究表明在我國這樣一個擁有眾多“富裕但不成熟”的中小股民的資本市場上，應提醒投資者謹慎對待分析師的盈余預測，避免對分析師預測的過分推崇，以免危害資本市場的健康發(fā)展。其次，本文的研究表明公司管理層需要進一步提高會計信息質量并進行及時披露，以使外部投資者及分析師能夠清楚地認識到公司的實際經營情況，避免分析師盈余預測過度樂觀，使得公司股價偏離股票的實際價值。最后，本文建議在審計監(jiān)管方面，對于恰好達到或剛剛超過分析師盈余預期門檻的公司給予適當關注，切實保障中小投資者的利益，維護市場資源配置機制的有效性，保障國民經濟健康、有序發(fā)展。

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