证券分析师影响企业分类转移盈余管理吗?

陈漪澜，陆伟桢

（1.云南农业大学经济管理学院，云南昆明 650051；2.中南财经政法大学金融学院，湖北武汉 430073）

一、引言

盈余管理常被用于上市公司粉饰财务报表，因此一直受到学术界和实务界的密切关注。目前有三种盈余管理的方式，分别是应计盈余管理、真实盈余管理和分类转移盈余管理。大多数研究集中于应计盈余管理（Healy，1985；王克敏和王志超，2007；于忠泊等，2011b；蔡春等，2013）和真实盈余管理（Roychowdhury，2006；张俊瑞等，2008）。应计盈余管理是利用会计估计和会计政策的选择操纵盈余，真实盈余管理是通过构建真实交易操纵盈余。分类转移盈余管理则是通过利润表项目间的故意错误分类行为操纵公司盈余（McVay，2006）。这三类盈余管理方式中，分类转移盈余管理的方式成本低、隐蔽性强（李晓溪等，2015；刘宝华等，2016）。如果企业利用分类转移的方式进行盈余管理，投资者们可能无法了解企业真实的运营情况和盈利水平，因此，研究分类转移盈余管理问题具有必要性和迫切性，厘清何种因素影响企业分类转移盈余管理，不仅有利于加强相关监管部门对企业盈余的监督，而且有助于构建有序和健康的市场。

已有研究发现，分类转移盈余管理因高管薪酬（徐沛勣，2020）、董事会治理（徐沛勣，2020）、内部控制（刘雪妮和彭正辉，2020）等特征的差异而不同，并受到企业的审计行为（杨飞超和吴国庆，2019）、IPO 行为（路军伟等，2019）、股权激励（李星辰和姜英兵，2018）等因素的影响。证券分析师作为资本市场的信息中介，为投资者提供有效信息，他们的存在和行为对企业的分类盈余转移管理产生何种影响，在已有的文献中尚未得到专门讨论。

理论上，证券分析师对企业分类转移盈余管理可能具有抑制和促进两种效应。一方面，证券分析师相对于普通投资者更容易发现企业的盈余手段和调整痕迹。证券分析师发现企业的盈余管理行为且反映在分析报告，则可能使企业受到外界质疑，基于此，企业管理层可能会减少盈余管理行为，此为证券分析师的监督作用。另一方面，证券分析师作为资本市场的中介，不断向外界传递信息。当企业的被关注度增强时，管理层的市场压力也会增大，管理层会更关注企业的盈余情况以迎合外界投资者们的要求，导致企业增加盈余管理行为，此为证券分析师的压力作用。

本文选取2011—2019年我国A 股非金融类上市公司为研究对象，考察证券分析师是否会影响企业分类转移盈余管理。利用混合最小二乘法进行实证分析，发现分析师关注的增强，即关注该企业的分析师数量增加，有利于抑制企业进行分类转移盈余管理，具体表现为降低未预期核心盈余。上述关系在处于不同外部治理环境的企业中会有所差异，但在不同机构投资者持股比例的公司中没有差异。

本文的贡献主要表现在以下两个方面：第一，研究视角方面。现有文献大多考察应计盈余管理或真实盈余管理，本文基于证券分析师是企业与投资者的桥梁这一现实作用，从分类转移盈余管理角度探讨证券分析师的经济后果，系统考察了证券分析师对企业分类转移盈余管理的影响，进而丰富了有关证券分析师经济效果的研究文献。第二，研究内容方面。在研究证券分析师影响企业分类转移盈余管理的基础上，本文进一步考察了在不同机构投资者持股比例和市场化程度的样本中，分析师关注与未预期核心盈余之间的关系是否发生变化，其理论分析和实证结果均对约束企业盈余管理行为和构建健康的资本市场起到一定的借鉴作用。

二、文献回顾

关于分类转移盈余管理的研究，现有文献主要从影响分类转移盈余管理的因素、分类转移盈余管理的经济后果和与其他盈余管理方式比较三个方面展开研究。在影响分类转移盈余管理的因素方面，程富和王胜福（2015）以我国沪深两市A 股上市公司为研究样本，发现管理层会利用线上项目与线下项目之间的分类转移调增核心盈余，但是这种行为会随着第一股东持股比例、独立董事比例和机构投资者持股比例的升高而减弱。另外一些学者发现，良好的内部控制、高管股权激励和货币薪酬制度在一定程度上会促进公司分类转移盈余管理行为的发生，而高质量的独立审计与两职（董事长和总经理）分离程度高的董事会能够抑制上市公司的分类转移盈余行为（李星辰和姜英兵，2018；刘雪妮和彭正辉，2020；徐沛勣，2020）。在分类转移盈余管理的经济后果方面，张雪梅和陈娇娇（2018）研究得出，随着公司分类转移盈余管理程度的加剧，企业的核心盈余增加，进而导致股价上升，使得控股股东更有可能获得更大规模的质押融资。李晓溪等（2015）的研究表明，企业在公司公开增发前，分类转移盈余管理行为会增强，目的是使投资者高估企业价值。此外，分类转移盈余管理方式比应计盈余管理和真实盈余管理更加隐蔽（刘宝华等，2016），因此，企业为了迎合外界对公司业绩的预测结果，更倾向于选择采用分类转移盈余管理对公司财务进行处理，且持有期权和限制性股票的高管会更偏好分类转移盈余管理（王松等，2018）。

在证券分析师对盈余管理的影响方面，学者们持有两种不同的态度。一方面，部分学者认为证券分析师在减弱公司的盈余管理上具有监督作用和制约作用（于忠泊等，2011a；李春涛等，2014）；另一方面，学者们认为证券分析师对公司盈余管理的影响主要通过配合机制实现，大量的外部监督会给公司带来市场压力，如果公司的跟踪分析师数量较多，公司盈余管理现象会增多（谢震和熊金武，2014；于忠泊等，2011a）。另外，证券分析师对应计盈余管理和真实盈余管理发挥的效应也有所不同（张友棠等，2019），研究表明由于真实盈余管理的隐蔽性更强，分析师对应计盈余管理具有监督效应，而对真实盈余管理具有促进效应。

通过对相关文献的回顾可以发现，学者们在分类转移盈余管理的影响因素、经济后果、与其他盈余管理方式的比较和分析师对盈余管理的影响方面展开了丰富的研究，但仍然存在进一步提升和拓展空间：一方面，以往学者对分类转移盈余管理的分析大多从管理层内部行为，或是企业内部控制及制度角度出发，鲜有学者关注证券分析师等外部利益相关者对分类转移盈余管理的影响；另一方面，学者们在研究证券分析师对盈余管理的影响时，主要关注应计盈余管理与真实盈余管理，仅有高旭利（2020）等少数学者将证券分析师和分类转移盈余管理结合起来。中国资本市场复杂且多变，证券分析师对上市公司发挥的作用对市场的健康运行尤为重要。因此，探讨证券分析师对分类转移盈余管理的影响，既有学术意义，也对投资者和上市公司有重要的指导价值。

三、理论分析与假设提出

作为企业重要的外部非财务利益相关者，被追踪公司也会随时关注分析师们的追踪动态和结果。因为压力机制和配合机制的存在，分析师关注可能会促使企业进行分类转移盈余管理（谢震和熊金武，2014；应千伟等，2017）。原因在于：第一，当分析师的报告中显示企业业绩不达标时，投资者们感到失望，可能会进行撤资（李春涛等，2016），为了维护企业的利益和声誉，管理层可能会采取相应的措施以达到外界对企业的预期（王松等，2018），而盈余管理是常用手段之一。第二，由于证券分析师所在的券商与企业高管的友好关系，分析师可能会为了维系与企业的关系，从而帮助管理层隐藏企业的“坏消息”，向投资者们传递积极的信息。第三，以金融学中的“迎合理论”为理论基础，分析师为了避免预测报告和公司实际发布的财务报表相差过大，报告中披露公司分类转移的可能性会降低（路军伟和卜小霞，2020）。此外，由于分类转移对于财务上的影响仅是核心盈余（McVay，2006），对净利润的大小没有影响，所以分析师的披露动机会减弱。由此分析，分析师们因为压力机制、配合机制，以及与公司高管的良好互动关系，所以被关注企业的分类转移盈余现象会表现得更强烈。

然而，分析师作为外部监督形式的一种，也发挥着强烈的约束机制。证券分析师会成为重要监督力量有以下原因：首先，由代理理论可知，企业管理层与投资者存在严重的信息壁垒。相比于中小投资者，作为上市公司和中小投资者之间信息纽带的证券分析师，往往有更高的专业素养和更丰富的信息来源，其提供的研究报告是中小投资者深入了解上市公司的重要参考，降低了上市公司与投资者之间的信息不对称（Givoly 和Lakonishok，1979；Lys 和Sohn，1990；Brav 和Lehavy，2003；Call，2013）。公司与投资者之间的透明度因为分析师的存在而降低，高层们会更关注财务的“真实性”，从而降低分类转移的动机。其次，证券分析师往往长期跟踪被关注公司，企业的战略变更、股价波动等现象都可能会提高分析师的跟踪敏感性，分析师随时会更新盈余预测，持续跟踪所发挥的作用是一些内部治理机制无法达到的。最后，声誉机制可以促使分析师积极履行监督职能（谭雪，2016）。证券分析师为了维护自身在行业内的声誉，会尽量给投资者们呈现出企业的“真实面貌”，假如投资者们发现分析师的报告弄虚作假或分析师故意隐藏企业的“坏消息”，分析师可能会遭受相应的惩罚。所以，为了避免被分析师披露，企业可能会减弱进行分类转移的动机。

基于以上分析，本文提出两个竞争性假设：

H1：在其他条件相同的情况下，分析师关注与企业分类转移盈余管理正相关，具体表现为分析师关注数量的增加，会导致企业的未预期核心盈余上升。

H2：在其他条件相同的情况下，分析师关注与企业分类转移盈余管理负相关，具体表现为分析师关注数量的增加，会导致企业的未预期核心盈余下降。

四、研究设计

（一）样本选择和数据来源

考虑到2007年新会计准则的实施，以及2010年之前部分数据的缺失，本文主要以2011－2019年中国A 股上市公司为样本（由于在计算分类转移变量时需要用到前一年的数据，故本文数据涉及的时间范围实际从2010年开始），研究证券分析师对分类转移盈余管理的影响。对于初始样本，依次剔除如下几类公司：（1）金融类行业的上市公司；（2）当年IPO 的上市公司；（3）ST、*ST 和PT 等交易状态异常的上市公司；（4）数据缺失样本。为了消除异常值对研究结果的影响，本文对主要的连续变量采取上下1%的缩尾处理。根据上述标准，最终得到6548 个观测值。文中的计算数据均来自CSMAR 国泰安数据库，利用Stata16.0 进行数据处理。

（二）主要变量定义

1.被解释变量：未预期核心盈余

为了量化企业分类转移盈余管理程度，本文借鉴McVay（2006）对分类转移盈余管理的检验方法，计算出未预期核心盈余，以此来衡量企业盈余质量。其中，核心盈余Ce为当期净利润与营业收入之差，采用上年营业收入平滑，估计模型（1）得到的残差为未预期核心盈余UE_Ce。具体如下：

其中，核心盈余Ce=净利润-营业收入，Ato=营业收入/[(期初净经营资产+期末净经营资产)/2]，Accruals=(净利润-经营活动现金流净额)/营业收入，ΔSales=(本期营业收入-上期营业收入)/上期营业收入，Neg_ΔSales的取值为当营业收入变化小于0 时，取1，否则取0。

2.控制变量

参照徐沛勣（2020）、路军伟等（2019）、程富和王胜福（2015）的研究，本文在模型中还控制了以下可能对未预期核心盈余产生重要影响的变量：公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、资产收益率（ROA）、股票回报率（Return）、股权集中度（Top1）、董事会规模（BSize）、独立董事比例（Indep）、委员会设立总数（Number）、盈余激进度（EarningAggress）、盈余平滑度（EarningSmooth）、产权性质（SOE）和董监高年薪总额（Salary）。具体含义和计算见表1。

表1 主要变量定义

（三）模型设计

首先检验分类转移操纵的存在性，借鉴程富和王福胜（2015）的做法，构建如下模型：

其中，DBL为营业外支出，IBL为营业外收入，Year和Industry分别为年度和行业的虚拟变量。假如企业将应计入经营费用的金额错误计入营业外支出，会导致核心盈余和营业外支出增加，则本期的未预期核心盈余和营业外支出正相关。假如企业将应计入营业外收入的金额错误计入营业收入，将导致营业收入减少和核心盈余增加，则本期的未预期核心盈余与营业外收入负相关。

其次，为了检验证券分析师对分类转移盈余管理的影响，构建模型（3）：

五、实证结果与分析

（一）描述性统计

变量描述性统计结果见表2。被解释变量未预期核心盈余（UE_Ce）的最大值为30.200，最小值为-17.302，标准差为9.941，说明目前我国上市公司分类转移盈余管理的程度相差较大，也从侧面体现了我国分类转移盈余管理的普遍性；解释变量分析师关注（An_Number）的最大值为42，最小值为0，标准差为8.761，说明我国分析师的关注度在不同企业之间的差异很大。其他变量的统计量均在合理范围之内。

表2 描述性变量统计

（二）相关性分析

表3为各个变量间的Pearson 相关系数检验。未预期核心盈余（UE_Ce）与分析师关注（An_Number）的相关系数为-0.0983，且在1%的水平上显著，说明分析师关注越高，公司分类转移盈余管理行为变弱，初步验证了假设H2。

表3 Pearson 相关系数分析

多重共线性检验结果见表4。主要变量的相关性系数显示，回归模型各变量间不存在严重的多重共线性问题，因为尚未控制其他变量的影响，故还需进行多元回归分析才能得到更稳健的实证证据。

表4 多重共线性检验

（三）回归结果

1.存在性检验

为了检验企业是否存在分类转移盈余管理行为，对模型（2）进行回归，回归结果如表5所示。如果企业错误核算营业外支出，将企业经营费用计入营业外支出，则未预期核心盈余与营业外支出会同时增加，两者呈正相关关系。如果企业错误核算营业外收入，将企业营业外收入计入营业收入，则未预期盈余增加，而营业外收入减少，两者呈负相关关系。表5显示，营业外支出（DBL）的系数为0.385，且在5%的水平上显著，营业外收入（IBL）的系数为-0.198，且在1%的水平上显著，表明中国企业存在分类转移虚增核心盈余行为。

表5 分类转移存在性检验结果

2.基准回归

为了检验证券分析师关注对分类转移盈余管理的影响，运用混合最小二乘法（OLS）对模型（3）进行回归，回归结果见表6。第（1）列的回归结果显示，在未加入控制变量的情况下，分析师关注（An_Number）与未预期核心盈余（UE_Ce）的系数为-0.112，且在1%的水平上显著。第（2）列的回归结果显示，在加入相关的控制变量之后，分析师关注（An_Number）与未预期核心盈余（UE_Ce）在1%的水平上显著为负。第（3）列的回归结果表明在固定年份和行业的情况下，分析师关注（An_Number）与未预期核心盈余（UE_Ce）的系数为-0.0984，且同样在1%的水平上显著。说明分析师关注的提升会抑制公司的分类转移盈余管理行为，分析师在资本市场中发挥着监督作用，即H2 得到验证。控制变量方面，公司规模（Size）和股票回报率（Return）与未预期核心盈余（UE_Ce）在1%的水平上显著正相关，原因可能是管理层为了维护长期积累的声誉，对盈余的操纵会更谨慎。产权性质（SOE）与未预期核心盈余（UE_Ce）在1%的水平上显著为正，其原因可能是市场对国有企业的期望更高和利益相关者的组成更复杂，所以对于国有企业来说，管理层进行盈余管理的动机更强。资产负债率（Lev）与未预期核心盈余（UE_Ce）在1%的水平上负相关，说明企业的资产负债率越高，企业进行分类转移盈余管理的可能性越低。资产收益率（ROA）与未预期核心盈余（UE_Ce）在1%的水平上负相关，收益率越好的公司，管理层可能会为了更迎合市场和投资者，从而进行盈余管理行为。

表6 未预期核心盈余与分析师关注的回归结果

表6（续）

六、稳健性检验和内生性检验

（一）稳健性检验

1.分样本检验

本文借鉴李春涛等（2014）的做法，按照分析师人数的不同，将上市公司分为3 个子样本，分别对应1-2 个分析师跟踪、3-8 个分析师跟踪和更多分析师跟踪的样本。根据表7的回归结果，在分析师跟踪人数为1-2 人的样本中，分析师关注（An_Number）与未预期核心盈余（UE_Ce）没有显著的关系；在分析师跟踪人数为3-8 人的样本中，分析师关注（An_Number）与未预期核心盈余（UE_Ce）的系数为-0.310，且在5%的水平上显著；在分析师跟踪人数为8 人以上的样本中，分析师关注（An_Number）与未预期核心盈余（UE_Ce）的关系在1%的水平上显著为负。结果说明，随着分析师关注度的提升，即分析师跟踪人数的增加，证券分析师所发挥的监督作用会增强，与上文中的假设和检验一致。

表7 按分析师跟踪数量分组的回归结果

2.更换解释变量

本文利用研报关注（Re_Attention）作为解释变量进行稳健性检验，数据均来自CSMAR 国泰安数据库。研报关注指的是在一年内，有多少份研报对该公司进行过跟踪分析。选取该变量的原因是：研报关注可能对企业同样起到监督作用。研报关注度越高，说明该企业的经营情况受到专业跟踪程度越高，则企业可能会减少盈余管理行为。相关回归结果如表8所示，第（1）列是未加入控制变量的回归结果，研报关注（Re_Attention）与未预期核心盈余（UE_Ce）的系数为-0.0444，且在1%的水平上显著。第（2）列的回归结果显示，在加入相关的控制变量之后，研报关注（Re_Attention）与未预期核心盈余（UE_Ce）在1%的水平上显著为负。第（3）列结果显示，在固定年份和行业之后，研报关注（Re_Attention）与未预期核心盈余（UE_Ce）的系数为-0.0408，且同样在1%的水平上显著。这一结果说明研报关注度会抑制公司的分类转移盈余管理行为，与基准回归中的实证检验结果一致。

表8 未预期核心盈余与研报关注的回归结果

（二）内生性检验

1.排除双向影响

分析师关注度的提升会有效抑制企业的分类转移盈余管理行为，而企业进行分类转移盈余管理行为可能也会吸引或劝退分析师的关注和跟踪行为。一方面，若企业进行分类转移盈余管理的动机强烈，分析师出于自身职业的需求，会更关注这些企业的情况；另一方面，基于证券分析师的声誉机制和为了与企业保持关系的原因，分析师们会避免跟踪这类企业。所以解释变量分析师关注（An_Number）与被解释变量未预期核心盈余（UE_Ce）之间可能存在因果关系，将模型（3）中的解释变量分析师关注（An_Number）滞后一期处理，形成新变量（L.An_Number），带入模型重新进行回归，回归结果见表9。可以看出，回归结果未发生实质性变化。

表9 排除反向因果关系的回归结果

2.倾向得分匹配

本文的结论可能会由于企业特征差异而产生内生性问题，即公司的特征差异可能影响分析师关注与未预期核心盈余的关系。因此，本文使用倾向得分匹配法（PSM）解决此问题。程富和王福胜（2015）的研究表明向下转移费用的行为对公司核心盈余的贡献更大，在此部分借鉴姜英兵等（2020）、周嘉南和赵男（2019）的做法，将未预期核心盈余（UE_Ce）和营业外支出（IBL）均大于0 的公司定义为分类转移公司，设置虚拟变量COUE_Ce，若企业为分类转移公司，COUE_Ce为1，否则为0。借鉴刘宝华等（2016）的做法，将公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、资产收益率（ROA）、股权集中度（Top1）、董事会规模（BSize）、独立董事比例（Indep）、委员会设立总数（Number）作为公司的特征变量。使用以上变量进行1:1 最近邻匹配样本匹配，匹配后，平均处理效应（ATT）显著，由于篇幅所限未列示结果。匹配后的结果见表10。可以看出，匹配后实验组和控制组中的变量均不显著，且匹配后的%bias 均小于10，表明匹配结果通过平衡性检验。

表10 倾向得分匹配法的估算结果和平衡性检验

经过平衡性检验之后，使用倾向得分匹配筛选出的样本带入模型（3）进行回归，回归结果如表11。由回归结果可知，无论是否加入控制变量或是使用固定年份和行业进行回归，分析师关注（An_Number）与未预期核心盈余（UE_Ce）的关系都显著为负，表明研究结论是稳健的。

表11 基于倾向得分匹配法的回归结果

七、进一步研究

（一）机构投资者持股比例的影响

Shleifer 和Vishny（1986）指出，相对于其他投资者，机构投资者对参与公司治理具有更高的积极性，并且由于机构投资者的投资份额更高，专业性更强，因此有更大的动机和更强的能力对公司的分类转移盈余管理进行监督。本文进一步考察机构投资者持股比例在证券分析师影响分类转移盈余管理过程中发挥的作用，根据各个企业对应的机构投资者持股比例的中位数将样本分为较高和较低两组，先后进行不加控制变量和加入控制变量的分组回归，回归结果见表12。可以看出，无论机构投资者持股比例高、低，分析师关注（An_Number）与未预期核心盈余（UE_Ce）的关系都在1%的水平上显著为负，说明机构投资者持股会抑制企业进行分类转移盈余管理。

表12 按机构投资者持股比例分组的回归结果

（二）公司外部治理环境的影响

本文利用地区市场化程度作为公司外部治理环境的衡量指标，进一步考察分析师关注对未预期核心盈余的影响在不同外部治理环境的公司是否存在区别。一方面，市场化程度较高的地区，企业与企业之间、企业与投资者之间的信息交流更密切，会提升资本市场信息的及时性和有效性，可能会降低分类转移盈余管理的隐蔽性。另一方面，市场化高的地区，法制水平也会相对较高，企业进行分类转移盈余管理的成本也会增加。因此，市场化程度的提高会在一定程度上抑制企业分类转移盈余管理行为。

本文根据各个企业对应省份的市场化程度中位数，将样本分为较高和较低两组，先后进行不加控制变量和加入控制变量的分组回归，根据两组之间的显著性来判断公司外部治理环境的影响。回归结果见表13，第（1）列和第（3）列表示未加入任何控制变量的回归结果，第（2）列和第（4）列表示加入控制变量之后的回归结果。结果显示，在市场化程度较高的一组中，分析师关注（An_Number）与未预期核心盈余（UE_Ce）的关系在1%的水平上显著；在市场化程度较低的一组中，分析师关注（An_Number）与未预期核心盈余（UE_Ce）的关系在5%的水平上显著，说明证券分析师的监督效应在市场化程度高的地区更明显。

表13 按公司外部治理环境分组的回归结果

八、结论

本文选取2011－2019年我国A 股上市公司作为研究对象，初步构建分析师关注影响分类转移管理的理论框架，考察证券分析师是否会影响公司的分类转移盈余管理水平。研究发现，证券分析师的存在能有效抑制公司分类转移盈余管理水平，即分析师关注人数越多，企业未预期核心盈余越低。上述关系在更换核心解释变量和控制年份和行业固定效应之后仍然显著。进一步研究发现，在市场化程度高的一组中，分析师关注对未预期核心盈余的抑制效果更明显；同时，无论机构投资者持股比例高与低，两者关系的显著性没有差异。

基于上述结论，本文提出如下建议：（1）证券分析师们应当重视自身专业水平的提升，对被跟踪公司加强约束，有效发挥监督作用。并且，证券分析师在出具分析报告的过程中，应将降低投资者与公司管理层之间的信息沟通成本作为重要目的，为营造良好的资本市场贡献力量。（2）投资者们在进行投资决策时应当根据研读分析师们的报告做出更理性的选择，从而降低投资成本、规避投资风险。（3）上市公司应当加强信息的公开披露，降低管理层与投资者们的信息壁垒，增强财务报告的决策有用性。

本文主要从分析师跟踪人数方面研究证券分析师对分类转移盈余管理发挥的监督效应。在未来的研究中，可以进一步关注证券分析师报告与公司实际报表的偏差、分析师个人特质对公司分类转移盈余管理行为的影响。