馮旭日,史冰慶

遼寧工程技術大學 工商管理學院,遼寧 葫蘆島 125105

所有權與經(jīng)營權相分離導致的信息不對稱是管理者得以進行盈余管理的前提。而分析師其主要工作就是對上市公司進行信息的收集、分析，而后再進行發(fā)布，是解決信息不對稱問題的一個重要信息中介[1]?，F(xiàn)有的許多研究都表明分析師跟蹤能夠抑制上市公司的盈余管理，國內(nèi)一些研究也都證明，分析師跟蹤確實能夠減少企業(yè)的盈余管理，提高市場透明度。此外，已有文獻更多的是對分析師跟蹤影響企業(yè)盈余管理的方向和程度進行分析，而對于分析師跟蹤具體是通過什么途徑來影響企業(yè)的盈余管理的研究卻很少。本文以分析師跟蹤對于高管的過度自信心理的影響為切入點，能夠為完善企業(yè)外部監(jiān)督制度與內(nèi)部管理制度提供一定的參考，有助于企業(yè)的健康發(fā)展。

1 研究假設

假設1：分析師跟蹤可以約束企業(yè)的盈余管理行為。

假設2：分析師跟蹤能夠減少企業(yè)管理者的過度自信心理。

假設3：管理者過度自信會誘發(fā)企業(yè)的盈余管理行為。

假設4：管理者過度自信是分析師減少企業(yè)盈余管理的一種媒介，管理者過度自信心理在分析師減少企業(yè)盈余管理的過程中起到了部分中介作用[2]。

2 研究設計

2.1 變量設計

2.1.1 被解釋變量盈余管理程度的計量 本文采取的是目前使用得最為廣泛的可操縱性應計利潤法來對盈余管理程度進行計量，并選用修正瓊斯模型作為計量可操縱性應計利潤的模型，具體如下：

2.1.2 分析師跟蹤及管理者過度自信的計量 根據(jù)Frank Yu（2008）的研究，本文用跟蹤公司的分析師人數(shù)加1再取對數(shù)，得到Ln(1+Analyst)，為了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文將分析師人數(shù)取對數(shù)，本文也采用了公司前三名高管相對薪酬來衡量管理者的過度自信心理。

2.1.3 控制變量的選取 本文選取的控制變量如下：

Ln MV：上市公司的市值的對數(shù)；

LEV：資產(chǎn)負債率。ROA：資產(chǎn)收益率；

SD_CFO：經(jīng)營活動現(xiàn)金流的標準差，衡量的是經(jīng)營活動現(xiàn)金流的波動；

Growth：公司的總資產(chǎn)增長率；

BM：上市公司的賬面市值比；

SOE：虛擬變量，若公司是國有控股公司則該變量為1，否則為0；

Big10：虛擬變量，當對該公司出具審計意見的事務所屬于10大會計師事務所時，該變量為1，否則為0；

Opinion：虛擬變量，當公司被出具的審計意見是標準無保留意見時，Opinion為1，否則為0。

2.2 模型設計

由于本文是要驗證管理者過度自信心理是否在分析師跟蹤影響企業(yè)盈余管理的過程中起到了部分中介作用，所以本文參考了溫忠麟（2004）與花貴如（2011）的中介效應檢驗方法建立了以下模型[3]：

其中，|DA|是衡量企業(yè)盈余管理的代理變量，是通過修正瓊斯模型計算出來的經(jīng)過上期末總資產(chǎn)調整之后的公司當期可操縱性應計利潤。OC是管理者過度自信的指標。OC為虛擬變量，當管理者過度自信時為1，否則為0。Industry為行業(yè)虛擬變量。Controls為控制變量。

3 實證結果與分析

3.1 相關性檢驗

從表1中，我們可以看出盈余管理程度和分析師人數(shù)是顯著負相關的，而和管理者的過度自信是顯著負相關的，而管理過度自信的公司的盈余管理程度要高于高于管理者非過度自信的公司。除了分析師跟蹤和公司市值，資產(chǎn)負債率和審計意見以及公司資產(chǎn)增長率和企業(yè)經(jīng)營活動現(xiàn)金流標準差的相關系數(shù)比較大以外，其他變量之間的相關系數(shù)都小于0.3，這表明解釋變量之間并不存在多重共線性。

表1 主要變量的Pearson相關系數(shù)矩陣Table 1 The main variable Pearson correlation coefficient matrix

3.2 回歸結果分析

本文采用Fama-Macbeth回歸估計模型中的方程（2）和方程（4），而對方程（3）采用的是Probit回歸。表2是方程（2）的回歸結果，共4列。為了驗證國有控股公司的盈余質量是比非國有上市公司更好還是更差，在第二列的回歸中，又加上了控制變量SOE。根已有研究，外部審計會對企業(yè)的盈余管理產(chǎn)生影響，因此為了驗證事務所的不同是否會影響公司的盈余管理，第三列回歸在第二列的基礎上加上了控制變量Big10，同時為了驗證審計意見是否會影響公司盈余管理，第四列回歸又在第三列回歸的基礎上加上了控制變量Opinion。

表2 分析師跟蹤與企業(yè)盈余管理關系Table 2 Relationship between analysts tracking and earnings management

根據(jù)表2的結果可以看出，在4個回歸中，Ln(1+Analyst)的系數(shù)都是顯著為負的，并且顯著程度達到了5%，也就是說，分析師能夠約束上市公司的盈余管理行為。這與我們的假設1是一致的。公司市值的系數(shù)在4個回歸中也都是顯著為負的，表明公司市值越高，企業(yè)的盈余質量越高，盈余管理越少。和企業(yè)的盈余管理呈顯著負相關關系的還有公司的賬面市值比，并且顯著程度達到了1%的水平。這與之前的學者的研究結果是一致的，同時在4個回歸中，資產(chǎn)負債率和公司總資產(chǎn)的增長率的系數(shù)都是顯著為正的，這表明資產(chǎn)負債率和企業(yè)的盈余管理之間是顯著正相關的，回歸結果還表明總資產(chǎn)增長率也和公司的盈余管理呈正相關關系[4]。

表3 分析師跟蹤與公司管理者過度自信Table 3 Analyst tracking and company managers overconfidence

表3是方程（3）的回歸結果?？梢钥吹椒治鰩熍c管理者過度自信之間是呈現(xiàn)顯著負相關的關系的，并且顯著水平達到了1%。這表明分析師的跟蹤會約束管理者的過度自信心理，從而假設2成立。

表4是是方程（4）的回歸結果。從表4中，可以看出管理者過度自信和公司的盈余管理程度之間呈現(xiàn)顯著的正相關關系，假設3成立。根據(jù)表4的結果，在加入管理者過度自信這一變量之后，分析師跟蹤和企業(yè)盈余管理之間仍然呈現(xiàn)顯著負相關關系，但是這一系數(shù)比未加入管理者過度自信這一變量時更小。根據(jù)中介效應檢驗理論，這三個方程的依次回歸結果表明，管理者過度自信是分析師約束公司盈余管理的媒介，但不是唯一的媒介，在分析師對于公司盈余管理的約束過程中，管理者過度自信起到了部分中介作用[5]。

表4 分析師跟蹤、管理者過度自信與公司盈余管理Table 4 Analyst tracking,manager overconfidence and corporate earnings management

4 結論

結合理論與實證分析，本文得出了以下幾個主要研究結果：

（1）分析師跟蹤能夠約束上市公司的盈余管理行為，分析師跟蹤能夠減少上市公司管理者的過度自信心理；

（2）管理者過度自信心理能夠誘發(fā)上市公司的盈余管理行為，管理者過度自信是分析師減少企業(yè)盈余管理行為的一個中介，但并不是分析師影響上市公司盈余管理行為唯一的途徑[6]；

（3）外部審計意見為標準無保留意見的企業(yè)的盈余管理較少，表明外部審計在發(fā)現(xiàn)企業(yè)的財務問題上是有效的，從而外部審計可以在一定程度上約束企業(yè)的盈余管理行為。

[1]李春濤,趙 一,徐 欣,等.按下葫蘆浮起瓢:分析師跟蹤與盈余管理途徑選擇[J].金融研究,2016(4):144-157

[2]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,2015,37(1):11-20

[3]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

[4]蘇春江.產(chǎn)權性質、證券分析師追蹤與盈余管理[J].財會月刊,2013(22):14-16

[5]范 滌.CEO任期對企業(yè)盈余質量的影響研究——基于真實盈余管理活動視角[J].會計之友,2017(16):75-80

[6]朱海楠,曹 陽.管理會計對企業(yè)的意義及應用策略研究[J].特區(qū)經(jīng)濟,2016(12):172-173