利益沖突機制、上市公司業(yè)績預告與證券分析師預測修正行為

劉彥來 李文興 劉莎

(1.廈門大學財務管理與會計研究院，福建 廈門 361005；2.北京交通大學經(jīng)濟管理學院，北京 100044；3.中國建設銀行珠海分行，廣東 珠海 519015)

引言

證券分析師1作為上市公司與投資者之間的“信息中介”，在向資本市場傳遞資訊方面起到了非常重要的作用，其發(fā)布的上市公司盈余預測信息已經(jīng)成為投資者進行投資決策的重要依據(jù)(Chen et al., 2013)[3]。然而，分析師作為資本市場上的經(jīng)濟人，不可避免地會面臨各種利益沖突，以致?lián)p害其職業(yè)獨立性。已有研究發(fā)現(xiàn)，當分析師受雇于上市公司的承銷商或其所在券商有相應的經(jīng)紀業(yè)務時，分析師發(fā)布的盈余預測更為樂觀(Fang和Yasuda, 2009)[6]；當分析師所在券商擁有自營部門時，在其修正股票評級前，市場上存在信息泄露及機會性投資交易的現(xiàn)象(Li和Heidle, 2004)[12]。上述跡象表明，分析師為了部門利益會發(fā)布有偏的盈余預測報告，損害了投資者的利益。同時，分析師為了維持與管理層的良好關系以便從上市公司管理層獲取私人信息，也傾向于發(fā)布樂觀的盈余預測來迎合上市公司管理層(Boni和Womack, 2002)[2]，這也意味著分析師具有被動地根據(jù)上市公司管理層的“意思表示”而修正盈余預測的動機。從上市公司角度來看，本文認為上市公司管理層也會充分利用分析師對私人信息的需求而對其施加壓力，通過發(fā)布公開信息向分析師傳遞管理層意圖，以引導分析師發(fā)布有利于上市公司的預測修正報告，從而減弱市場可能存在的過度預期(Matsumoto, 2002)[15]。而上市公司發(fā)布的業(yè)績預告作為上市公司年報公布前最為重要的公開信息之一，已經(jīng)成為上市公司影響分析師盈余預測的重要途徑?；谏厦娴姆治觯疚恼J為上市公司業(yè)績預告已經(jīng)成為影響分析師預測修正行為的重要因素，對此問題展開深入研究具有非常重要的理論和現(xiàn)實意義。然而，學術界卻缺乏從利益沖突機制視角研究上市公司業(yè)績預告對分析師預測修正行為的影響，僅有的與該領域相關的研究則是探討上市公司信息披露或信息披露質(zhì)量對分析師盈余預測的影響，顯然無法全面回答上市公司業(yè)績預告對分析師盈余預測會產(chǎn)生怎樣的影響，更無法回答利益沖突機制在這種影響中的作用。

基于此，本文首先基于利益沖突視角研究了上市公司業(yè)績預告是否會影響分析師的盈余預測修正行為及預測修正誤差，并運用完全信息動態(tài)博弈理論從利益誘導和利益沖突回避兩個角度分析了利益沖突機制是否會加劇上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正行為、預測修正誤差之間的關系；然后，本文以2006～2011年滬深A股上市公司為樣本，實證檢驗了理論分析與研究假設；最后，本文就如何化解分析師利益誘導效應、增強分析師利益沖突回避效應、提高分析師盈余預測修正準確性和保護投資者利益提出了建議。

理論分析與研究假設

一、上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正行為

分析師對盈余預測進行修正行為本身就是一種重要的信號，比分析師所預測的盈余信息更具有價值相關性(Elton et al.，1981)[5]。Givoly 和 Lakonishok (1979)[7]研究發(fā)現(xiàn)市場上的投資者會對分析師預測修正行為做出反應，在分析師修正盈余預測之前、中、后會產(chǎn)生統(tǒng)計上顯著的超額回報。那么市場上的投資者為何會對分析師的預測修正行為做出反應呢？通過對現(xiàn)有文獻的分析，我們發(fā)現(xiàn)分析師對新信息的發(fā)布作用(Gleason 和 Lee，2003)[8]和分析師對上市公司業(yè)績預告中未預期信息的確認作用(Jennings，1984；Jennings，1987)[16][17]很好地解釋了這一現(xiàn)象，即分析師預測修正行為向投資者傳遞了有關上市公司的“好消息”或“壞消息”，分析師預測修正中包含了上市公司預告日引起股票價格變動的信息，而上市公司業(yè)績預告中并沒有涉及這些信息，分析師修正對上市公司業(yè)績預告中的未預期部分具有“確認”效應。那么，分析師是以哪些來源的信息為依據(jù)修正預測報告從而發(fā)布新信息和確認未預期信息的呢？Schipper(1991)[18]指出，分析師盈余預測重要的信息來源為上市公司公開披露的信息。而上市公司發(fā)布的業(yè)績預告作為實際盈余公布前非常重要的公開信息，必然成為分析師修正預測報告的重要參考資料。由此，我們提出假設一：

H1：上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正行為之間呈正相關關系。

Lang和Lundholm(1996)[11]認為上市公司的信息披露水平越高，跟蹤上市公司的分析師的數(shù)量就會越多，分析師預測的準確性也會越高。方軍雄(2007)[20]以深交所公布的年度上市公司信息披露考核結(jié)果，李丹和賈寧(2009)[22]以公司財務報告中的盈余信息質(zhì)量和宏觀制度環(huán)境，白曉宇(2009)[19]以是否按規(guī)定披露上市公司業(yè)績預告作為衡量上市公司信息披露水平的重要指標，這些文獻都得出了較為一致的結(jié)論，即信息披露質(zhì)量越高，分析師預測的準確性越高。由于上市公司業(yè)績預告是上市公司信息披露的重要組成部分，因而我們可以合理推論在上市公司業(yè)績預告質(zhì)量較高時，分析師運用高質(zhì)量的業(yè)績預告信息，進而發(fā)布更加準確的新信息，對上市公司業(yè)績預告中的未預期部分的確認效應將更為明顯，即上市公司業(yè)績預告將提升分析師預測修正的準確性，降低預測誤差。由此，我們提出假設二：

H2：當上市公司業(yè)績預告質(zhì)量較高時，上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正誤差負相關。

二、利益沖突機制對上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正行為之間關系的影響

利益沖突機制存在兩面性，既有利益誘導的一面，也存在利益沖突回避的一面。分析師作為資本市場上信息的解讀者和傳遞者，既會受到利益相關方的利益誘導，亦會受到聲譽機制的制約而回避利益沖突。

1.利益誘導下，上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正行為

分析師在發(fā)布盈余預測及其修正報告的過程中首先會面臨各相關方的利益誘導。分析師所在券商的承銷部門往往會要求分析師發(fā)布符合其所承銷的上市公司利益的研究報告，以期用正面性的預測取悅上市公司管理層從而獲得更高的承銷配額(Ljungqvist, 2002)[13]。分析師所在券商的經(jīng)紀部門為了增加經(jīng)紀業(yè)務量以賺取傭金，也需要分析師提供樂觀的研究報告，發(fā)布大量的“買入”評級，從而增強投資者的交易意愿，刺激投資者的買賣熱情(Jackson, 2005)[10]。而券商的自營部門更是在一定程度上與分析師產(chǎn)生利益關聯(lián)(如分析師的薪酬與自營部門的盈利情況掛鉤等)，通過掌握的分析師預測信息在分析師發(fā)布報告前后進行機會性交易(Li和Heidle,2004)[12]。這顯示分析師在面臨部門利益誘導時自身的獨立性受到了損害，具有發(fā)布有偏盈余預測的動機。

由于券商內(nèi)部各部門的利益誘導具有很強的不可觀測性，本文將視角轉(zhuǎn)向分析師面臨的另一類非常重要的利益誘導——來自上市公司管理層的利益誘導。因為上市公司管理層作為分析師獲取私人信息的一個重要信息源，具有利用分析師的這種信息需求向其施加壓力的動機，以誘導分析師發(fā)布有利于上市公司的有偏預測報告。本文引入完全信息動態(tài)博弈理論，在此框架下，我們作出如下假定：(1)博弈局中人為分析師和上市公司管理層；(2)博弈雙方均按照貝葉斯法則決策，按照效應最大化選擇策略；(3)分析師的策略空間為采取迎合管理層行為按照上市公司業(yè)績預告的指引修正盈余預測(簡稱迎合策略)和不修正或修正不符合上市公司業(yè)績預告的指引方向(簡稱非迎合策略)，上市公司管理層的策略空間為繼續(xù)向分析師提供公司的私人信息(簡稱合作策略)和終止向分析師提供私人信息(簡稱非合作策略)。在博弈開始前，上市公司尚未發(fā)布業(yè)績預告而分析師已經(jīng)先行發(fā)布了對該年度上市公司的盈余預測。第一階段博弈時，上市公司發(fā)布業(yè)績預告從而傳遞出業(yè)績信號，試圖引導分析師根據(jù)業(yè)績信號指引的方向修正先前發(fā)布的盈余預測，而分析師在上市公司管理層的利益誘導下，受到上市公司業(yè)績預告的約束，在迎合策略和非迎合策略間進行抉擇。第二階段博弈時，上市公司管理層根據(jù)分析師在第一階段博弈中的策略選擇而做出是否繼續(xù)與分析師保持合作的策略。在分析師與上市公司管理層完全信息動態(tài)博弈矩陣中存在四類可能的博弈結(jié)果，即(迎合，合作)、(迎合，非合作)、(非迎合，合作)和(非迎合，非合作)2。我們發(fā)現(xiàn)此博弈存在納什均衡(迎合，合作)，即在上市公司業(yè)績預告的指引下分析師選擇迎合管理層的策略修正預測報告，且上市公司管理層選擇合作策略繼續(xù)向分析師提供私人信息。

2.利益沖突回避下，上市公司業(yè)績預告與分析師盈余預測

在面對各方利益誘導的同時，分析師出于維護自身聲譽的考慮又會展現(xiàn)出利益沖突回避的一面，盡量維持報告的準確性，向市場表明自身應有的獨立性。Hansen和 Sarin(1998)[9]的研究發(fā)現(xiàn)，即使在IPO后分析師出于維護聲譽的考慮也會盡可能客觀地提供準確的研究報告。分析師的聲譽會對其預測報告的準確性產(chǎn)生約束的作用，追求高聲譽的分析師需要發(fā)布越準確的預測報告(Jackson, 2005; Fang 和 Yasuda, 2009)[10][6]。分析師對聲譽的考慮使得分析師與管理層的博弈變成了利益誘導與利益沖突回避兩個層面的動態(tài)博弈。邱世遠(2008)[23]構(gòu)建了分析師的聲譽博弈模型，發(fā)現(xiàn)分析師的聲譽越差、分析師所獲信息的質(zhì)量越低時，分析師在博弈過程中越傾向于采用迎合管理層的策略從而發(fā)布有偏差的預測報告。當前，我國分析師已有一定程度的聲譽構(gòu)建意識(胡奕明和金洪飛，2006)[21]，且聲譽已經(jīng)在一定程度上限制了分析師的預測及其修正行為，促使分析師發(fā)布獨立、客觀的研究報告(吳超鵬等，2013)[24]。

基于上面的分析，我們認為隨著資本市場的規(guī)范化與透明化，我國分析師在與管理層的完全信息動態(tài)博弈中的被動地位將有所改善，特別是隨著分析師整體在資本市場中聲譽的提高，分析師對管理層的單向迎合將轉(zhuǎn)變?yōu)閮烧唛g的動態(tài)博弈，這也意味著分析師在利益誘導和利益沖突回避的權衡中對后者的重視程度將逐漸提高。由此，我們提出假設三和假設四：

H3：利益沖突機制減弱了上市公司業(yè)績預告對分析師預測修正的影響。

H4：當上市公司業(yè)績預告質(zhì)量較高時，利益沖突機制減弱了上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正誤差之間的負相關關系。

研究設計

一、樣本和數(shù)據(jù)來源

本文以滬深交易所2006～2011年A股上市公司為初始研究樣本，分析師數(shù)據(jù)來自RESSET數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind資訊數(shù)據(jù)庫。我們對初始數(shù)據(jù)做了如下基本處理：(1)剔除上市公司業(yè)績預告為定性預測的樣本；(2)剔除上市公司業(yè)績預告為最小值和最大值預告的樣本3；(3)剔除沒有分析師跟進的樣本；(4)剔除數(shù)據(jù)缺失樣本；(5)剔除數(shù)據(jù)異常樣本。經(jīng)過嚴格樣本篩選，我們共得到210家公司的283個觀測值。數(shù)據(jù)處理采用Stata12.0。

二、變量說明

1.被解釋變量

本文的第一個被解釋變量為分析師預測修正行為(AFREV)。我們使用相對衡量法，將分析師預測修正行為定義為：其中AFt-1、AFt分別為上市公司發(fā)布業(yè)績預告前后分析師預測值的中位數(shù)，Pt-1為期初股票價格。

本文的第二個被解釋變量為分析師預測修正誤差(AFERR)，即分析師預測修正值偏離實際收益的程度，我們將分析師預測修正誤差定義為：其中EPSt為上市公司當年的實際每股收益。

2.解釋變量

本文的解釋變量為上市公司業(yè)績預告(CFG)。我們使用上市公司業(yè)績預告值與分析師在上市公司業(yè)績預告之前發(fā)布的預測值之間的偏離程度來度量上市公司業(yè)績預告對分析師的指引方向與力度。具體而言，其中，MFt為上市公司發(fā)布的業(yè)績預告值，如果上市公司業(yè)績預告是一個范圍值，則取其平均值，如果一年內(nèi)上市公司發(fā)布了多次業(yè)績預告，則取最后一次發(fā)布的業(yè)績值。

3.控制變量

利益沖突(INTCON)。我們借鑒Ljungqvist et al.(2009[14]和許年行等(2012)[25]，將上市公司的再融資行為引入作為分析師面臨的利益沖突機制的代理變量。這是因為利益沖突機制通常難以直接觀測，無法直接衡量，而上市公司增發(fā)新股等再融資行為則是一個很好的事件窗口，此時分析師面臨強烈的利益誘導與聲譽壓力，因而增發(fā)新股是一個較為理想的利益沖突代理變量。本文將利益沖突(INTCON)設定為啞變量，若上市公司在t年或t+1年增發(fā)新股或發(fā)布增發(fā)聲明，則INTCON_SEO取值為1，其他為0。

同時，本文借鑒Chen et al.(2002)[4]和許年行等(2012)[25]的做法，分別從深度(機構(gòu)投資者持股比例)和廣度(機構(gòu)投資者數(shù)量)兩個維度來衡量分析師面臨的利益沖突。具體做法為：(1)依據(jù)每家上市公司中機構(gòu)投資者的持股占流通股比例來進行分類，若上市公司的機構(gòu)投資者持股比例之和大于當年所有上市公司中機構(gòu)投資者持股比例的中位數(shù)，則利益沖突INTCON_INSTHOLD取值為1，其他為0；(2)依據(jù)每家上市公司機構(gòu)投資者的數(shù)量進行分類，若上市公司的機構(gòu)投資者數(shù)量大于所有上市公司中機構(gòu)投資者數(shù)量的中位數(shù)，則INTCON_INSTNUM取值為1，否則為0。

本文還借鑒相關研究引入如下主要控制變量：市場反應一致性指標(REACT)、上市公司業(yè)績預告的質(zhì)量(WIDTH)、分析師人數(shù)(COVER)、盈余波動性(VOLATILITY)、盈虧性(NEGATIVE)、分析師預測分離度(DISPERATION)、公司規(guī)模(SIZE)、行業(yè)(INDU)和年度(YEAR)。

表1 主要變量

二、模型構(gòu)建

本文采用模型1、模型2來檢驗上市公司業(yè)績預告是否會對分析師預測修正行為產(chǎn)生影響：

其中，VARS分別為REACT、WIDTH、COVER，分別考察市場反應一致性、上市公司業(yè)績預告質(zhì)量、分析師人數(shù)是否會對上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正行為之間的關系產(chǎn)生影響。

本文采用模型3來檢驗當上市公司業(yè)績預告質(zhì)量較高時4，上市公司業(yè)績預告是否會對分析師預測修正誤差產(chǎn)生影響：

本文采用模型4、模型5分別檢驗利益沖突機制是否會對上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正行為、分析師預測誤差之間的關系產(chǎn)生影響：

表2 變量描述性統(tǒng)計

實證結(jié)果與分析

一、變量描述性統(tǒng)計

據(jù)表2所示的各變量的描述性統(tǒng)計可知：(1)分析師預測修正幅度和上市公司業(yè)績預告指引力的平均值分別為-0.002和-0.005，表明平均而言分析師按照上市公司業(yè)績預告指引的方向進行了向下的預測修正，且分析師修正的幅度小于上市公司業(yè)績預告指引力。兩者的標準差分別為0.026和0.071，表明兩者波動幅度存在較大差異；(2)分析師預測誤差(絕對值)的平均值為0.029，相對較小，表明我國分析師的整體預測能力較強，預測準確性相對較高；(3)樣本區(qū)間增發(fā)新股的上市公司有47家，占比16.6%；機構(gòu)投資者平均持股比例占流通股的比例為39%，每家上市公司平均擁有39.6家機構(gòu)投資者，表明在增發(fā)新股和機構(gòu)投資者的誘導下，分析師面臨著較嚴重的利益沖突。

二、多元回歸結(jié)果分析

1.上市公司業(yè)績預告對分析師預測修正行為的影響

由表3可知，(1)根據(jù)模型1的回歸結(jié)果，在僅控制年份和行業(yè)的情況下，上市公司業(yè)績預告與分析師對盈余預測的修正行為正相關(相關系數(shù)為0.087)，且在1%水平上顯著，表明上市公司發(fā)布的業(yè)績預告能夠有效引導分析師修正其盈余預測，且上市公司業(yè)績預告值與之前的分析師預測值偏離程度越大，分析師預測修正的幅度就越大；模型2-1、2-2、2-3分別引入市場反應一致性指標、上市公司預告質(zhì)量以及跟進分析師數(shù)量等變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，上市公司業(yè)績預告依然與分析師預測修正行為正相關。以上結(jié)論支持了假設1的推論。

(2)模型2-1中，市場反應一致性指標與上市公司業(yè)績預告的交互項系數(shù)為正(0.090)且在1%水平上顯著，表明投資者在市場上與上市公司業(yè)績預告方向的一致性增強了上市公司業(yè)績預告對分析師預測修正行為的影響，即當市場反應方向與上市公司業(yè)績預告方向一致時，分析師將表現(xiàn)出過于樂觀的一面，較大幅度修正預測值。

(3)上市公司業(yè)績預告質(zhì)量的反向指標與上市公司業(yè)績預告的交互項系數(shù)為負(-6.945)且在1%水平上顯著，表明上市公司業(yè)績預告質(zhì)量越高，上市公司業(yè)績預告對分析師預測修正行為影響越大，這意味著注重上市公司業(yè)績預告形式的分析師很可能由于過度自信而大幅修正預測報告，以使其預測值接近或達到上市公司業(yè)績預告值區(qū)間范圍。

(4)跟進上市公司的分析師數(shù)量與上市公司業(yè)績預告的交互項系數(shù)為負(-0.150)且在1%水平上顯著，表明跟進上市公司的分析師人數(shù)越多，分析師對上市公司業(yè)績的認識愈加成熟，對待上市公司業(yè)績預告更加理性，上市公司業(yè)績預告對分析師預測修正行為的影響越小。

2.上市公司業(yè)績預告對分析師預測修正誤差的影響

由表3模型3的回歸結(jié)果可知：(1)上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正誤差在1%水平上顯著負相關(相關系數(shù)為-0.252，t值為-4.14)，這意味著上市公司業(yè)績預告帶來的未預期盈余(上市公司業(yè)績預告值與分析師之前發(fā)布的預測值之間的差異)越大，分析師預測修正的誤差越小。這可能是因為上市公司業(yè)績預告中包含的有效信息較好的解釋了兩者市場認知之間的差異，分析師據(jù)此修正預測報告有助于提升預測的準確性。以上結(jié)論支持了假設2的推論。

表3 上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正行為、分析師預測誤差

(2)上市公司的盈虧性與分析師預測修正誤差正相關，但并不顯著；分析師預測分離度均與分析師預測修正誤差在1%水平上顯著正相關。這表明分析師對盈虧性為正和分析師預測分離度越大的上市公司進行預測，其預測修正誤差會更大，對盈虧性為負和分析師預測分離度越小的上市公司進行預測，其預測修正誤差會越小。

(3)上市公司盈余波動性與分析師預測修正誤差顯著正相關，表明上市公司盈余波動性越大，分析師面對的不確定性越大，預測修正的誤差越大；跟進的分析師數(shù)量與分析師預測修正誤差正相關，但并不顯著，表明在我國跟進上市公司分析師數(shù)量的增多并沒有增強分析師市場共識的穩(wěn)定性，反而由于分析師之間信息獲取與分析能力的差異導致整體預測修正誤差變大；上市公司規(guī)模與分析師預測修正誤差負相關，表明上市公司規(guī)模越大，分析師預測修正的誤差越小，但并不顯著。

3.利益沖突機制對上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正行為、預測修正誤差的影響

根據(jù)表3模型4-1、4-2、4-3的回歸結(jié)論可知：(1)在面臨諸如新股增發(fā)、機構(gòu)投資者持股和機構(gòu)投資者數(shù)量等帶來的重大利益沖突時，上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正行為之間依然在1%水平上具有顯著的正相關關系；(2)上市公司業(yè)績預告分別與利益沖突的三個代理變量(INTCON_SEO，INTCON_INSTHOLD和INTCON_INSTNUM)的交互項系數(shù)均為負(系數(shù)分別為：-0.221，-0.079，-0.243)，表明新股增發(fā)、機構(gòu)投資者持股比例和機構(gòu)投資者數(shù)量引致的利益沖突抑制了上市公司業(yè)績預告對分析師預測修正行為的影響程度，且新股增發(fā)和機構(gòu)投資者數(shù)量引致的抑制作用均在1%水平上顯著。這意味著在上市公司增發(fā)新股以及面對機構(gòu)投資者持股比例較大、數(shù)量較多時，利益沖突機制中的利益沖突回避效應占據(jù)了主導地位，我國分析師在面臨重大利益沖突時體現(xiàn)出較強的保持獨立性以維護自身聲譽的意識，從而降低了迎合上市公司管理層的程度。上述結(jié)論支持了假設3的推論。

根據(jù)表3模型5-1、5-2、5-3的回歸結(jié)論可知：(1)在面臨重大利益沖突時，上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正誤差之間依然具有顯著的負相關關系，即上市公司業(yè)績預告有助于降低分析師預測誤差；(2)利益沖突各代理變量與上市公司業(yè)績預告的交互項系數(shù)均為正(分別為0.163、0.118和0.216)，說明利益沖突機制總體上減弱了上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正誤差之間的負向關系。這意味著在面臨重大利益沖突時，分析師更為謹慎，表現(xiàn)出的利益沖突回避效應較強，抑制了上市公司業(yè)績預告產(chǎn)生的影響，這與假設4的推論相符，但這種抑制作用客觀上卻增大了預測報告的誤差。

4.不同市場周期下上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正行為分析

Becchetti et al.(2007)[1]、許年行等(2012)[25]、游家興等(2013)[26]等學者均發(fā)現(xiàn)資本市場的周期性會對分析師的行為產(chǎn)生影響，為此，本文將進一步探討不同市場周期下上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正行為、預測誤差之間的關系。本文借鑒相關學者的做法運用兩種方法判斷資本市場周期：(1)年市場收益率若大于0，則判定該年為牛市，否則為震蕩市和熊市；(2)若年市場收益率大于年無風險收益率，則判定該年為牛市，否則為震蕩市和熊市。我們使用綜合AB股和創(chuàng)業(yè)板綜合年市場回報率來衡量年市場收益率，年無風險收益率我們使用上海銀行間3個月同業(yè)拆放利率和一年期銀行存款收益率分別衡量。兩種方法最終的判別結(jié)果是一致的：2006年、2007年、2009年為牛市，2008年、2010年和2011年為震蕩市和熊市。5

本文采用模型6和模型7分別檢驗不同市場狀態(tài)下，上市公司業(yè)績預告對分析師預測修正行為、預測修正誤差的影響是否存在顯著差別?；貧w結(jié)果見表3。

其中，STATUS為市場周期，啞變量，當牛市時取值為1，其他為0。

通過對模型6的回歸，我們發(fā)現(xiàn)，CFG*STATUS的系數(shù)為-0.397，且在1%水平上顯著。這表明，上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正行為之間的關系在不同市場狀態(tài)下存在顯著差異，牛市能夠抑制兩者之間的關系。

通過對模型7的回歸，我們發(fā)現(xiàn)，CFG*STATUS的額系數(shù)為0.250，表明牛市能夠抑制上市公司業(yè)績預告與分析師預測誤差之間的負向關系，但這種抑制作用并不顯著，說明兩者之間的關系在不同市場狀態(tài)下并不存在顯著的差異。

三、穩(wěn)健性檢驗

為了考察上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將樣本按照上市公司業(yè)績預告值是否高于其預告之前分析師發(fā)布的預測值分為兩類(分別簡稱高樣本和低樣本)，重新回歸后我們發(fā)現(xiàn)結(jié)果與前文基本一致。此外，我們還用上市公司發(fā)生并購引發(fā)的利益沖突來替代增發(fā)新股引發(fā)的利益沖突，結(jié)果顯示前述實證結(jié)果依然穩(wěn)健。

研究結(jié)論與啟示

上市公司業(yè)績預告是分析師進行預測修正的重要影響因素。本文以2006～2011年中國滬深A股上市公司為研究樣本，基于利益沖突視角研究了上市公司業(yè)績預告是否會影響分析師的預測修正行為及預測修正誤差，并運用完全信息動態(tài)博弈理論從利益誘導和利益沖突回避兩個角度分析了利益沖突機制是否會加劇上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正行為、預測修正誤差之間的關系。研究結(jié)果表明：(1)上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正行為之間顯著正相關，且此關系在熊市更為顯著，但這一關系受到利益沖突機制的限制，表明在面臨重大利益沖突時，基于聲譽的利益沖突回避效應強于利益相關方的利益誘導效應；(2)上市公司業(yè)績預告與分析師預測修正誤差之間顯著負相關，且在牛熊市之間無顯著差異，但利益沖突機制抑制了這種關系，表明我國分析師在利益沖突中更為注重自身聲譽。本文的研究成果具有重要的理論與現(xiàn)實意義，證實了上市公司業(yè)績預告是影響分析師盈余預測修正的重要因素，為促進分析師行業(yè)良性發(fā)展、保護投資者利益提供了路徑：(1)規(guī)范包括業(yè)績預告在內(nèi)的上市公司信息披露制度，提高信息披露的質(zhì)量；(2)推動獨立分析師行業(yè)的發(fā)展，同時構(gòu)建分析師行業(yè)第三方評價標準；(3)通過制度設計，進一步弱化利益誘導效應，提高聲譽帶來的利益沖突回避效應。

注釋

1.以下簡稱分析師，本文所稱分析師均特指賣方證券分析師。

2.括號內(nèi)分別為分析師的策略選擇(迎合策略和非迎合策略)、上市公司管理層的策略選擇(繼續(xù)合作策略和非合作策略)。

3.為準確衡量上市公司業(yè)績預告值，本文僅保留區(qū)間預測形式的上市公司業(yè)績預告。

4.綜合相關學者的研究成果，上市公司業(yè)績預告的形式代表了業(yè)績預告的質(zhì)量，點預測和區(qū)間預測被認為是高質(zhì)量，向上預測(如本年度EPS大于2.8元/股)和向下預測(如本年度EPS小于2.8元/股)被認為是低質(zhì)量。本文選取的為點預測和區(qū)間預測兩種形式的預測，即高質(zhì)量的上市公司業(yè)績預告。

5.由于篇幅限制本文僅匯報最終判別結(jié)果，如需判別過程請向作者索取。