影响中国财务分析师跟踪决策的因素分析

崔玉英　李长青

【摘 要】 文章通过对中国上市公司2001—2011年度面板数据的分析，发现中国财务分析师在决定是否跟踪一家公司的决策当中，会综合考虑公司的长期成长能力和前期盈余波动状况。运用面板泊松（Poisson）回归，检验了公司成长、盈余波动对财务分析师跟踪决策的影响，结论是：公司长期成长能力越高，决定跟踪公司的财务分析师数量越多；同样，公司盈余波动越大，决定跟踪公司的财务分析师数量越多。

【关键词】 细分核算单元； 企业战略； 评价体系

一、公司成长与财务分析师跟踪

财务分析师是资本市场的信息“润滑剂”，其实质作用是提供更多的增量信息，合理引导资源配置，提高资本市场的有效性（Lys和Sohn，1990；Frankel和Li，2004）。财务分析师会利用专业技能和大众投资者不可比拟的信息渠道，来发现市场中的套利机会。他们在进行决定跟踪公司、股票盈利预测和投资推荐时，会密切关注公司的资产状况和盈利能力，特别是公司成长能力的资产和事件，并深度挖掘目标公司相应的财务和非财务信息。高成长性强的企业，一般具有市场竞争力强、投资回报率高、抵御风险能力强的特点。成长性越强，财务分析师主要服务的对象如基金公司就越可能选作投资标的，从而为财务分析师本人或所在公司带来更大利益，因此财务分析师就越可能进行跟踪和研究。Mcnichols和OBrien（1997）研究也证实，分析师更有可能选择盈利能力强且有增长潜力的公司进行预测。据此，提出假设1。

H1：在其它情况不变的条件下，公司成长性越高，跟踪该公司的财务分析师则越多。

二、盈余波动与财务分析师跟踪

一个企业的盈余波动主要受两个因素的影响，即经济周期与会计收入确认的差异（Dichev etal，2009）。Klein等（2006）基于美国的数据研究发现，经济周期和上市公司的资产回报率（ROA）之间存在着显著的正向关系。可见公司盈余的波动性会受到经济波动的影响，并可能处于同步波动。

如果一个公司的现金流量高度不确定，该公司的收益或盈余就可能变化很大，如果投资者从财务分析师或内幕人处获得更多公司信息的话，就可能因之受益。这些盈余的波动性当然也可视为公司管理层与外部投资者间信息不对称的一种量度。在这种情况下，管理层的自愿性信息披露以及分析师的私人信息收集活动可改善信息不对称。因此，盈余的波动性刺激了分析师信息研究的需求。收益波动性也有助于掩饰知情的交易（OBrien and Bhushan， 1990），这反过来创造内容丰富的分析师研究的需求。收益波动性和分析师信息是内生性的，因为分析师信息也影响收益波动性。内容丰富的分析师研究抑制股票价格的波动，而稳定股价是公司促进分析师跟踪的一个首要目标（Richard Frankel，S.P.Kothari，Joseph P.Weber，2002）

对于财务分析师而言，盈余波动大的企业是市场中所蕴藏的“金矿”，跟踪这类公司可以向市场提供高收益的投资推荐，增加其所在机构的交易佣金收入，此外还能建立个人在市场中的声誉——明星分析师。为此，本文提出假设2。

H2：在其它情况不变的条件下，公司盈余波动越大，跟踪该公司的财务分析师则越多。

三、研究设计

（一）数据来源和样本选择

本文以2001—2011年期间在沪深证券交易所上市的公司为研究样本。历年上市公司财务分析师跟踪数来自国泰安公司CSMAR数据库中的中国上市公司分析师预测研究数据库，以预测数据中的全部342 521个观测值为基准，按照公司、年度为分类标志，计算出各公司各年度的跟踪财务分析师数量。如果该年度某同一分析师发布过两次及以上的该公司盈余预测报告，只计入一人次；如果盈余预测报告是由一个3人小组发布，则跟踪财务分析师数量为3，其余类推；如果某公司一个年度中没有被任何财务分析师跟踪研究，没有发布过该公司的盈余预测报告，跟踪财务分析师数量则为0。这样，得到2001—2011年18 260个公司年样本。

公司成长数据根据CSMAR数据库的财务数据计算，原则上计算指标的五年平均增长率，盈余波动数据计算指标为连续三年变动额的标准差。其余财务数据来自国泰安（CSMAR）数据库，公司情况数据来自北京大学中国经济研究中心（CCER）公司治理数据库。

表1为截至2011年上市公司有无财务分析师跟踪的历年情况。中国上市公司财务分析师跟踪从无到有，经过10多年的发展，到2011年，已经有80%的上市公司至少有一名财务分析师进行跟踪研究，覆盖了大多数上市公司。

（二）模型设计和变量定义

为了检验本文提出的假设1和假设2，构造如下两个基本检验模型，其中变量定义见表2。

根据现有研究，本文以当年对目标公司做盈利预测的财务分析师人数Coverage作为分析师跟踪的替代变量，它很好地反映了财务分析师对公司关注的偏好（Barth等，2001）；以公司连续五年的平均销货收入增长率Growth来衡量公司的长期成长情况①；以净利润相对上年变动额的三年标准差Rev_vola来衡量公司盈余的波动②。

由于财务分析师跟踪的人数是数值变量（count data），这不满足OLS回归中因变量在正负无穷连续分布的假设条件，这一变量具有独立且非负整数数据性质，适用Poisson regression model，因此本文使用Poisson回归模型。

根据以往文献，控制了影响财务分析师跟踪的因素。现有研究表明，财务分析师会关注企业的规模（Bhushan，1989；OBrien和Bhushan，1990；Brennan和Hughes，1991；Lang和Lundholm，1996），因此将本年初公司市值的自然对数Size纳入估计方程，使用自然对数的原因是为了控制公司规模与分析师跟踪的非线性关系，以保证回归结果不是由公司规模与公司成长或盈余波动之间的关系而产生；机构投资者如基金公司是财务分析师重要的服务对象，证券公司的佣金收入在一定程度上受基金公司交易量的影响。此后，考虑分析师对于特定信息的反应，公司中机构投资者增多以及产业增长时分析师往往更愿意进行跟踪（OBrien和Bhushan，1990），因此将公司上一年度末基金持股份额（Institute）纳入估计方程。笔者还控制了公司上年度净利润状况Loss这一变量，当上年度净利润为亏损时赋值为1，否则为0；ST_dum为公司上一年度是否为ST公司的哑变量，公司上一年度为ST公司时赋值为1，否则为0。此外还控制了年度和行业效应。预期公司成长性、盈余波动性、公司规模和机构投资者持股会正面影响财务分析师的跟踪决策行为，公司亏损和被ST会减弱财务分析师的跟踪行为，也就是说预计回归系数β1、β2、β4、β5为正，β6、β7为负，对于加入的公司成长与盈余波动的交乘项回归系数β3，方向并不能确定。

（三）结果及分析

1.描述性统计结果分析

从表3的Panel A可以看出，总体而言，上市公司的五年平均销货收入增长率为13%，公司间存在很大差异，最差的公司五年平均销货减少83%，好的公司则五年间平均增长达到378%。在盈余波动方面，上市公司的三年平均盈余变动的标准差为5.95亿元，盈余波动小的公司三年平均盈余变动的标准差仅为3万元，盈余波动大的公司三年平均盈余变动的标准差达到了2 500亿元，公司间存在巨大的差异。从均值与中位数的比较来看，销货收入增长率与盈余波动两变量都呈右偏分布。

从表3的Panel B可以看出，对于有财务分析师跟踪的9 493家公司，平均每家公司有近17个分析师跟踪研究，但50%的公司跟踪分析师在8人以下，最多的一家公司（600036，招商银行）在2010年有220名分析师跟踪研究。进一步按公司年排序，发现前十家最多分析师跟踪的公司分别是：招商银行、深发展A、兴业银行、浦发银行、宝钢股份、招商银行、民生银行、万科A、交通银行、五粮液。对比表3的Panel C与Panel B，发现有无财务分析师跟踪的公司在五年平均销货收入增长率和三年平均盈余变动标准差都有较大差异，因此按有无财务分析师跟踪进行公司分组，然后进行这两个指标的两样本均值t检验，结果表明，五年平均销货收入增长率的差异在1%统计意义上显著（t=-20.51），三年平均盈余变动标准差的差异也在1%统计意义上显著（t=-12.79），这初步证实了笔者的假设，分析师在决定跟踪研究一家公司时，会注意到公司的成长性和盈余波动性。此外，按同样标准分组，对公司规模、机构投资者持股份额、公司亏损虚拟变量、ST公司虚拟变量也进行了两样本均值t检验，得到了相似的显著结果（t值分别为5.40、-36.64、31.70、35.58），这也初步说明控制变量的合理性。

2.Pearson积差相关和Spearman秩相关分析

对主要变量进行了Pearson和Spearman相关检验，结果见表4。从表4可以看出，五年平均销货收入增长率Growth和三年平均盈余变动标准差Rev_vola的Pearson积差相关系数分别为0.35和0.327，并且都在0.1%的统计意义上显著；相应指标的Spearman秩相关系数则为0.235和0.198，也都在0.1%的统计意义上显著。无论在线性和非线性意义上都说明了公司成长及盈余波动与跟踪公司的财务分析师数量之间存在相关关系，并且非高度相关。从控制变量来看，四个控制变量都相关并且都在0.1%的统计意义上显著，从符号来看，前两个控制变量正相关，后两个控制变量负相关，与预期相符，这进一步佐证了笔者的两个假设。

3.多元回归结果与分析

使用Stata12.0进行回归分析。为了减少异常值对回归系数的影响，在回归前对样本分布两侧的极端值进行了1%的winsorize处理。如前所述，由于因变量财务分析师每年跟踪公司的人数是一个数值变量（count data），并且具有独立且非负整数数据性质，适用Poisson regression model（Rock等，2000），又因数据跨越从2001到2011年的11个年度，因此本文使用了面板Poisson回归方法进行估计。在回归过程中，实际使用了矩样本平均回归模型（GEE population-averaged model）并按公司进行了cluster处理，z统计量进行了robust处理。此外，还将公司成长与盈余波动的交乘项纳入估计的方程，用以控制公司成长伴生的盈余波动影响，回归结果见表5。

从表5的结果来看，两个解释变量的符号均保持不变且符合预期，说明回归结果均具有稳定性。在模型（1）和（2）中，单独考察了财务分析师对前五年公司销货成长（Growth）和前三年盈余变化情况（Rev_vola）的跟踪活动，发现财务分析师跟踪与前五年公司销货成长和前三年盈余变化情况显著正相关，这表明财务分析师跟踪了企业的历史成长和历年盈余变化情况。模型（3）和（4）中将公司成长和盈余波动两个变量同时纳入方程，并加入两者的交乘项，发现前面结论仍然保持不变；盈余波动的回归系数变化很小，但公司成长的回归系数在加入交乘项后变化非常大，从0.69上升到了5.44，这是什么原因呢？笔者猜想一个可能的原因是公司成长和盈余波动两者本身是相关的，高成长公司通常而言总是伴随着较大盈余变动；另一个可能的原因是重要变量的遗漏，但总体而言并不影响结论成立。模型（5）是加入了控制变量后的回归结果，发现公司成长和盈余波动的回归系数依然在0.1%的统计意义上显著，并且系数与模型（4）相差不大，这证明了两个假说：高成长的公司确实吸引更多的财务分析师进行跟踪研究，高盈余波动的公司私有信息可能更多，从而也吸引更多的财务分析师进行跟踪研究。

四、结论

中国财务分析师在决定是否跟踪一家公司的决策中，会就公司的长期成长能力（以公司前五年平均销货增长率来衡量）综合考虑，公司长期成长能力越高，决定跟踪公司的财务分析师数量随之增多；同样，财务分析师的跟踪决策中，同样会综合考虑公司的前期盈余波动状况（以公司前三年净利润变动的标准差来衡量），前期高盈余波动的公司会吸引更多的财务分析师加入跟踪研究。

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