5．2．2．1　研究假设

分析师关注为上市公司盈余管理施加了额外的压力（Yu，2008）。一方面，分析师关注提高了上市公司关注度，使得上市公司通过经营活动操纵盈余的成本大幅提高。分析师跟进上市公司并发布报告需要对所跟进公司进行全方位调查研究，涉及上市公司经营管理的具体细节，使被跟进公司的多个方面呈现在分析师的监督下。如若上市公司内部人试图通过经营活动操纵盈余信息，有可能面临被分析师曝光的风险，从而引发投资者对上市公司未来发展前景真实性的怀疑，看空公司前景的投资者可能会“用脚投票”，引发上市公司的股票价格大幅下跌。另一方面，分析师关注提高了上市公司财务报告的被关注程度，使得上市公司通过会计计量方法操纵盈余的可能性和空间大幅降低。分析师发布关于被跟进公司的估值预测是建立在对公司会计数据的估计基础上的，因此，为了发布较为准确的盈余预测，分析师需要对上市公司财务报告的各项明细进行深入挖掘。上市公司财务报告一旦出现明显造假，将会严重影响出具上市公司审计报告的会计师事务所的声誉，继而影响事务所未来的经营。会计师事务所针对分析师关注度较高的上市公司出具审计意见时往往会更为审慎，面对注册会计师的严格稽核，上市公司无疑在财务报告编制的过程中更难掺假，利用会计计量方法操纵盈余的可能性和空间将进一步降低。此外，分析师关注建立了上市公司内部人与外部投资者间的沟通桥梁，降低了信息不对称程度，缓解了两者间的利益冲突。上司公司内部人之所以能够通过多种手段和方式操纵盈余，与上市公司内部人和外部投资者的利益存在冲突有关。外部投资者将自身的资金投入上市公司的股票，其投资目标为最大化自身投资收益，希望公司价值越高越好；而内部人同样希望能够最大化自己的收益，但其收益往往与公司价值的联系不大，两者必然存在利益冲突。分析师关注的存在使得外部投资者能够获得关于公司更为准确的信息，降低信息不对称性，进而增加对公司内部人的信任程度甚至追加更多投资；获得投资者信任和资金支持使得公司管理层在心理和经济上获得更多支持，更加积极地经营管理公司，为自身和公司争取更多的利益，使得公司未来得以更好地发展，形成良性循环。Yu（2008）的研究表明，被更多分析师所跟进的公司通常进行更少的应计盈余管理，以中国上市公司作为研究对象的研究表明，不仅分析师关注度与应计盈余管理负相关（李春涛等，2016），而且相对于负向盈余管理，分析师跟进对上市公司的正向盈余管理具有明显的抑制作用（江轩宇和于上尧，2012；赵玉洁，2013）。基于此，提出假设1。

假设1：分析师关注度越高，上市公司的应计盈余管理水平越低。

激烈的竞争形势使得分析师面临更高的工作强度与精神压力，继而影响分析师所跟进公司的盈余管理水平。首先，激烈的竞争环境不可避免地为分析师带来更高的工作强度。分析师为了从竞争中脱颖而出，不仅需要更加频繁地发布研究报告，增加自身的存在感，而且需要另辟蹊径地发掘不同角度的观点，提高自身的“另类”感。在制造存在感与渲染“另类”感的双重诉求下，分析师既需要保证研究报告的数量，也需要保证研究报告的质量，这无疑要求分析师以更高的效率与强度投入到工作中去。而当整个行业的竞争者均提高工作效率与工作强度时，行业竞争环境将更为激烈，使得分析师的工作强度进一步提高。其次，激烈的竞争形势毋庸置疑地为分析师带来更多的精神压力。不断提高的工作强度使得分析师不得不在工作上投入更多的时间和精力，影响分析师休息时长，而且分析师在激烈的竞争氛围下精神长期处于紧张状态，休息质量难以得到保证。在工作强度与精神压力的双重打压下，分析师的表现无疑会受到影响，尤其是面临更高竞争强度的分析师，往往更容易在竞争中无所适从。处于高竞争强度下的分析师，可能会降低对所跟进股票的注意力，弱化了分析师的监督作用，使上市公司有更多的空间和可能操纵盈余信息。基于此，提出假设2。

假设2：分析师面临的竞争强度越高，其所跟进公司的应计盈余管理水平越高。

竞争形势不仅会影响分析师监督作用的发挥，而且处于不同竞争优势地位的分析师在监督上市公司应计盈余管理的过程中可能会发挥不同的作用。与一般分析师相比，明星分析师在声誉地位方面具有得天独厚的优势，从而会影响分析师与上市公司间的关系，进而影响上市公司的盈余管理水平。明星分析师与一般分析师相比，至少在如下两个方面具有明显的相对竞争优势。首先，在同等情况下，明星分析师较之于一般分析师更易引得基金经理与投资者注目、赢得其信任。由于中国证券分析师发布研究报告频率较高，基金经理与投资者的时间和精力有限，为了提高效率，往往会筛选部分报告阅读。上榜“新财富”作为目前中国证券分析师声誉的重要信号之一，是报告阅读者筛选报告的主要参考指标之一。因此，明星分析师在竞争过程中更容易受到基金经理与投资者关注，相对面临更小的竞争压力。其次，相对于一般分析师来说，明星分析师与上市公司间更易形成“利益共同体”。明星分析师对投资者的重要影响对被跟进的上市公司无疑是一笔巨大的财富。上市公司可以与明星分析师形成台作关系，一方面，上市公司向明星分析师披露更多有助于发布估值预测的内部信息，使明星分析师利用内部消息发布更及时、更为准确的研究报告，进一步树立行业佼佼者的地位，降低自身面临的竞争压力；另一方面，上市公司可以通过操控向明星分析师披露的内部信息，使明星分析师按照上市公司内部人意愿发布估值预测，引导市场对上市公司未来预期的形成，形成明星分析师与上市公司双赢的局面。因此，明星分析师的存在可能会助长上市公司操纵盈余信息的行为，提高上市公司的盈余管理水平。基于此，提出假设3。

假设3：跟进特定公司的分析师中明星分析师占比越高，该公司的应计盈余管理水平越高。

分析师的个股跟进经验对被跟进公司的盈余管理水平具有重要影响（Yu，2008）。一方面，通过积累个股跟进经验，分析师会更加了解上市公司的财务特征，对上市公司各项财务指标的波动范围以及各种因素对上市公司财务指标影响的方向和程度都能够作出较为准确的判断，这无疑为上市公司盈余管理增加了难度；另一方面，丰富的个股跟进经验为分析师在行业内带来更高的声誉地位和影响力，使得更多分析师在关注经验丰富的分析师发布的研究报告的同时，关注其所跟进的上市公司情况。更多的分析师关注会明显提高上市公司的被监督程度，使得上市公司进行盈余管理的空间和可能性显著降低。基于此，提出假设4。

假设4：跟进特定公司的分析师个股跟进经验越多，该公司的应计盈余管理水平越低。

5．2．2．2 变量选择与模型设定

为了检验上述假设，拟选择如下被解释变量、解释变量以及控制变量构建实证模型。

（1）应计盈余管理的计量。

为了计量上市公司的应计盈余管理水平，采用Dechow等（1995）修正的Jones模型计算。主要计算过程如下。

首先，根据方程（5-4），逐行业、逐年度地进行截面回归，估计β0、β1和β2：

其中，TAt为净利润与经营活动现金流之差，At－1表示第t－1期上市公司的资产总值，ΔREVt表示第t期与第t－1期的营业收入差值，ΔRECt表示第t期与第t－1期净应收款项的差值，PPEt为第t期末固定资产总值。

其次，在方程（5-4）估计的基础上，依照方程（5-5）计算经过t－1期末资产总值标准化的非可操纵利润水平

则经过t－1期末资产总值标准化的可操纵利润：

即上市公司的应计盈余管理水平为（以下简化记为DAt）。

（2）关键解释变量。

①分析师关注度：分析师关注度可以采用同一时期跟进特定公司的分析师人数（FOL）度量，但由于分析师在选择跟进公司的过程中，可能更倾向于选择财务状况良好、应计盈余管理水平较低的公司，为了解决内生性问题，借鉴Yu（2008）的相关研究，采用上市公司是否为沪深300成分股作为工具变量，应用两阶段最小二乘法（2SLS）考察分析师跟进人数对上市公司应计盈余管理的影响，以与基准回归结果进行对比。

②分析师竞争强度的代理变量：分析师的竞争强度不仅反映了上市公司受关注的程度，而且度量了证券分析师对上市公司的监督程度，从而影响上市公司的应计盈余管理程度。为了度量跟进特定公司所有分析师面临的竞争强度，拟采用跟进某一公司所有分析师面临的多点接触程度（MPC）的平均值作为跟进该公司分析师面临的平均竞争强度。

③跟进分析师中明星分析师占比：明星分析师占比可能会通过影响上市公司的关注度影响上市公司的盈余管理行为。鉴于未获得过“新财富” 最佳分析师的分析师在参评当年选择跟进的公司时可能会影响评选结果，为了避免内生性对研究结果的影响，选择的明星分析师占比（STARPER）是以在跟进当年已经获得过“新财富”最佳分析师称号的分析师占跟进该公司所有分析师的比重计算。

④分析师个股跟进经验：分析师个股跟进经验会影响分析师对上市公司财务报告的了解程度，进而影响上市公司内部人操纵盈余信息的难易程度。构造跟进特定上市公司在某一年度发布的所有研究报告平均经验的平均值的自然对数（log STKEXP）作为分析师个股跟进经验的度量。

研究过程中还需要考虑其他变量对上市公司应计盈余管理的影响，在参考Yu（2008）、李春涛等（2016）文献的基础上，选取相应的控制变量，所有变量定义及其表示如表5-7所示。(www.daowen.com)

表5-7　变量定义及其表示

(续表)

依照表5-7的变量定义与表示，上市公司i在年度t的应计盈余管理水平与分析师竞争等变量间的关系由方程（5-7）决定。

假设1成立，要求β1＜0；假设2成立，则有β2＞0；假设3成立，要求β3＞0；假设4成立，当且仅当β4＜0。而以沪深300成分股作为证券分析师跟进人数的工具变量的2SLS方程如方程（5-8）、方程（5-9）所示。

其中，HS300i，t为虚拟变量，HS300i，t＝1，表示公司i在t年度为沪深300成分股；否则，HS300i，t＝0。其余变量的含义同上。

5．2．2．3　数据来源与描述性统计

按照前文所述样本选择原则，确定本部分实证研究的数据来源（CSMAR、WIND数据库）与样本区间（2010—2016年），共获得有效样本10 674个。为了消除异常值对实证研究结果的影响，对主要连续变量进行了1%的Winsorize缩尾处理。多点接触程度（MPC）的计算采用SAS 9.4进行处理，其余数据处理与计量检验借助Stata 13.1完成。

样本期内上市公司盈余管理情况如表5-8所示。从样本分布来看，上市公司既存在负向盈余管理也存在正向盈余管理的情况，且在2010—2016年每年负向盈余管理与正向盈余管理的公司数目均基本持平，但在2013—2015年，进行正向盈余管理的上市公司数目一直高于负向盈余管理的上市公司数目，2016年出现反转。从时间序列上来看，上市公司进行正向盈余管理的比例由2010年的50.54%降低至2016年的48.94%，相应地，负向盈余管理的比例由2010年的49.45%增加到51.06%，即越来越多的上市公司选择进行负向盈余管理。

表5-8　上市公司应计盈余管理情况

(续表)

关键变量的描述性统计结果如表5-9所示。从应计盈余管理水平来看，上市公司存在不同程度的盈余管理，且既存在正向盈余管理的情况，也存在负向盈余管理的样本。但从样本整体来看，正向盈余管理水平更高。上市公司的平均多点接触程度也分布较为分散，部分上市公司的分析师与其竞争者在其他股票跟进上毫无交集，部分分析师和其竞争对手几乎“何处不相逢”。对上市公司来说，跟进的明星分析师占比在20%左右，与吴偎立等（2016）研究中指出中国明星分析师的评选比例近年来约为20%的统计结果类似。从中国上市公司的盈利和经营情况来看，总资产收益率并不高，平均为7%左右，账面市值比平均在1左右，营业收入增长率中位数为14%左右，意味着中国上市公司在经营过程中营业收入逐年递增的趋势。

表5-9　关键变量描述性统计

(续表)

表5-10列示了主要变量的相关系数关系。从各变量的相关系数来看，分析师跟进人数（FOL）、多点接触程度（MPC）、明星分析师占比（STARPER）以及分析师个股跟进经验（log STKEXP）之间的相关系数均低于0.8，不存在明显的多重共线性问题。分析师跟进人数、分析师竞争特征与上市公司应计盈余管理水平间的相关关系在Spearman和Pearson检验下结论明显不同，需要进一步实证检验。回归结果中主要变量的VIF均小于10，模型不存在严重的多重共线性问题。

表5-10　主要变量相关系数

注：对角线上（下）方为Pearson（Spearman）相关系数。***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。