盈利预测信息

盈利预测信息（精选8篇）

盈利预测信息 篇1

摘要：盈利预测信息是上市公司未来展望的信息, 在信息披露中占据着越来越重要的地位。对盈利预测信息进行披露有利于信息使用者了解上市公司的营运能力和盈利能力等, 从而作出合理的决策。因此, 对我国上市公司盈利预测信息披露监管的研究有着重要的意义。

关键词：盈利预测,信息披露,信息监管

随着我国证券市场不断发展、不断完善, 会计信息对证券市场的影响日益扩大, 信息披露在证券市场上扮演着越来越重要的角色。盈利预测是指公司对其未来某个或某几个会计期间的经营结果所做的预测或测算。上市公司披露的盈利预测信息包括预测期间的主营业务收入、主营业务利润、利润总额、每股净利润等主要财务数据。上市公司披露的盈利预测信息为广大的投资者提供上市公司的财务状况及经营成果等信息, 帮助投资者进行投资决策, 有利于上市公司与投资者进行信息交流。盈利预测信息披露的质量如何, 在披露过程中是否存在问题, 这些问题的出现对我国盈利预测信息披露的监管又提出了哪些要求, 以及今后盈利预测信息披露制度该如何发展完善, 这些都是我们在未来研究的重要内容。

一、上市公司盈利预测信息监管规定

2004年1月证监会颁布了《关于进一步提高上市公司财务信息披露质量的通知》的规定, 其重点指出:为了防止公司和评估师高估未来盈利预测信息, 并进而高估资产, 对使用收益现值法评估资产的上市公司, 凡未来年度报告的利润实现数低于预测数10%—20%的, 公司及其聘请的评估师应当在股东大会及指定报刊上做出解释, 并向投资者公开道歉;凡未来年度报告的利润实现数低于预测数20%以上的, 除了要做出公开解释并道歉外, 中国证监会将视情况对上市公司实行事后审查, 对有意提供虚假资料, 出具虚假资产评估报告误导投资者的, 一经查实, 将依据有关法规对公司和评估机构及其相关责任进行处罚。

2005年12月25日我国证监会发布了《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第2号<年度报告的内容与格式> (2005年修订) 》, 其在董事会报告和监事会报告的部分也涉及到了对盈利预测信息披露监管的相关规定。

二、上市公司盈利预测信息监管存在的问题

1. 上市公司在盈利预测信息披露中承担的责任界定并不明确

《关于进一步提高上市公司财务信息披露质量的通知》中规定, 未来年度报告的利润实现数低于预测数10%~20%的, 评估师应当做出解释并公开道歉;未来年度报告的利润实现数低于预测数20%以上的, 除了要做出公开解释并道歉外, 审查原因进行处罚。该规定对上市公司与注册会计师责任的界定模糊不清, 具体的规定细节不详细。

2. 上市公司盈利预测信息出现较大偏差的处罚法规不健全

如今, 我国对上市公司披露的盈利预测信息失实的现象大多是行政处罚, 如做出解释、公开道歉等, 却忽视了上市公司因披露的虚假盈利预测信息应承担的民事赔偿责任。对于上市公司披露的盈利预测信息失实情况进行行政处罚, 往往忽视了投资者使用相关失实信息损害利益的情况。民事赔偿制度的不完善, 导致有些上市公司为了自身利益不惜铤而走险, 对违法违规披露盈利预测信息的上市公司进行行政处罚没有起到防止再犯的作用。

3. 盈利预测信息监管部门功能不健全

在监管过程中涉及到中介机构监管, 政府监管和上市公司自身监管三个层次。每个层次在监管过程中存在的各式各样的问题导致监管部门功能不健全。

中介机构中披露盈利预测信息的注册会计师在监管过程中没有真正负担起责任。我国注册会计师的职业素质良莠不齐, 缺乏职业素质和执业能力。一些实力较弱, 发展较慢的上市公司为了吸引更多的投资者, 则会采用违法违规的方式聘用职业素质较低的注册会计师虚假披露盈利预测信息, 虚报盈利预测能力, 导致投资者的利益受损, 盈利预测信息监管效率降低。注册会计师执业能力有限, 限制了盈利预测信息有效地披露, 信息可靠性大大降低, 没有发挥注册会计师在盈利预测信息披露监管中应尽的责任。

政府监管观念落后监管方式效率低。政府监管在上市公司盈利预测信息披露的监管中起着不可忽视的作用。政府在对会计工作、会计人员的监管中往往以“自我”为中心, 从政府的角度来规范、要求上市公司盈利预测信息披露的监管。但是, 在实际信息披露过程中, 上市公司和投资者等信息使用者才是盈利预测信息披露的主体, 而盈利预测信息的披露者-上市公司是证券市场中最为活跃的主角。政府监管观念过于落后, 导致对上市公司盈利预测信息披露监管效率降低。

上市公司自身监管环节薄弱。总体来说我国上市公司财务会计制度比较完善, 相关的法律法规也比较规范。但是在上市公司盈利预测信息披露自身监管中仍然存在着一系列的问题。上市公司往往根据内部预算制度进行盈利预测, 但现今上市公司内部预算制度不完善, 即便披露的盈利预测信息失实, 上市公司也无法审核出来。同时, 上市公司在盈利预测信息披露监管时还存在着盈利预测信息更新不及时的问题。

三、完善上市公司盈利预测信息监管的建议

1. 明确界定上市公司与注册会计师的法律责任

应对披露盈利预测信息主体承担的责任区别对待。并不是当盈利预测出现较大偏差时, 上市公司管理当局和注册会计师两者都要承担解释并道歉的责任, 而是应根据盈利预测出现较大偏差的原因进行说明, 区别原因承担责任。现今相关的法律条款过于原则化, 缺乏具体可操作的条款。只有明确了责任, 才能对上市公司盈利预测信息披露进行有效地监管和惩治, 从而保护信息使用者的利益。

2. 健全民事赔偿责任制度

在盈利预测信息披露监管中, 对提供虚假信息、信息诈骗等行为的实施者应承担法律责任是为了达到以下目的: (1) 为保证证券市场中盈利预测信息的真实可靠性, 维护证券市场运行效率起到威慑作用, 提高监管的效率。 (2) 对于那些由于使用失实的盈利预测信息导致利益受损的投资者给予救济和补偿, 保护投资者等信息使用者的利益。所以, 健全上市公司民事赔偿责任制度, 进一步加大执法力度, 证券监管部门应承担起监管的责任, 按照“有法可依, 依法必严”的宗旨对上市公司盈利预测信息披露进行监管, 维护证券市场秩序, 保护投资者的合法权益。

3. 进一步健全盈利预测监管的功能

加强中介机构中注册会计师对盈利预测信息披露的监管。首先, 对注册会计师加强职业素质教育, 在对盈利预测信息审核过程中做到“公正、公平、公开”, 由注册会计师进行公正评价, 制约上市公司管理当局操纵盈利预测信息。其次, 对注册会计师定期进行职业培训。提高注册会计师在检查上市公司实际编制盈利预测所依据的基本假设是否与其一致, 以及盈利预测编制过程中的上市公司选取的计算方法是否适当等方面的技能。

加强政府对盈利预测信息披露的监管。政府在建立盈利预测信息披露监管制度或相关规定时, 应该站在上市公司披露信息的角度充分考虑市场规律。按照市场运行的规定来制定法规, 才能使企业在营运过程中遵照相应法规进行信息披露时, 能更有利于信息使用者获取充分相关的信息。政府应制定盈利预测信息披露的事前规范和盈利预测信息披露的事后查处制度, 一方面, 提高上市公司披露的盈利预测信息的质量;另一方面, 加强对盈利预测信息披露不实的制裁和惩罚, 降低上市公司未来披露盈利预测信息存在失实性的可能。

加强上市公司自身盈利预测信息披露的监管。首先完善上市公司内部预算制度, 上市公司盈利预测是建立在各种假设条件的基础上的, 假设条件选择依据不同得到的盈利预测数值也不同;盈利预算的方法有很多种, 方法的选择影响上市公司盈利预测信息的质量。因此, 应完善上市公司内部预算制度, 完善相关盈利假设和预算方法, 为合理编制盈利预测提供依据和保证。其次及时更新和更正盈利预测信息。证券市场是一个动态的市场, 当内外部环境发生变动时, 盈利预测信息有可能发生变动, 如不及时更新或更正信息, 等到会计期末才进行解释, 可能会造成盈利预测信息偏差相当大的结果。因此, 为了提高盈利预测信息披露质量, 保护投资者利益, 应及时更新和更正盈利预测信息, 从而提高上市公司盈利预测信息披露的监管效率。

参考文献

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[2]孙燕芳.我国上市公司自愿性信息披露的现状分析[J].财务与会计, 2007, (6) .

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[4]郭良勇.对我国盈利预测信息披露监管的思考[J].决策探索, 2006, (9) .

盈利预测信息 篇2

[关键词]盈利预测；信息披露意愿；成本效益分析

中图分类号：F276.6文献标识码：A文章编号：1009－283(2009)04-0020-01

1前言

盈利预测分析信息在我国2001年3月之前一直作为强制披露的信息存在，是确定新股发行价格的重要依据。然而上市公司的盈利预测严重偏离实际值的现像层出不穷，为了达到预测的值，上市公司管理层为避免受到处分很容易作假。面对这样的局面，在2001年3月之后我国-将盈利预测信息改为了自愿性披露的信息。此后虽然盈利预测的质量有所上升，但披露盈利预测的上市公司数目却逐年下降甚至几近消亡。强制披露会出现盈余操纵，自愿披露质量提高却又出现了有效供给不足，由此形成上市公司自愿披露盈利预测信息悖论。为什么会出现这种现象?

2盈利信息披露意愿的理论解释

根据委托代理理论，公司的管理层和所有者之间存在委托代理管理关系。这种代理关系导致管理层和所有者间信息的不对称。并且二者之间目标的不一致促使所有者为维护自身的利益不得不付出很多成本来对管理者实施监控和督促。而付出的这部分成本自然要从管理层的报酬中扣除。此时，管理层为保证自己的利益目标，会主动披露信息以降低成本。而根据信号理论。市场上信息灵通的人以可信的方式向信息闭塞的人传递“信号”，以避免出现“逆向选择”问题。拥有利好消息的人偏向于披露信息，以示自己和其他人的区别，避免自己被冤枉，从而突出自己的优势所在。根据以上两种理论，上市公司理当选择主动披露自己的盈利预测信息，事实也证明，在我国将盈利预测信息改为自愿披露后仍有公司选择披露该信息。说明两种理论在我国还有一定的适应性。

3我国上市公司盈利预测信息披露意愿下降的需求原因分析

盈利预测意愿下降现象的原因主要集中在以下几点：资本市场本身存在着效率不足；上市公司披露动机不足；披露预测信息的成本太大使得上市公司不愿主动提供盈利预测信息；提供信息者和审计者对于盈利预测信息的质量保障不足；信息提供者担心泄露公司的机密等。有一个不可忽视的原因，就是信息的需求者。对于任何价值物，存在提供方，就必须要有需求方。成本效益原则的使用不仅仅限于供给者，使用者同样会对自己行为的成本效益进行分析以做出有利于自身的决策。盈利预测信息的需求方主要是各种投资者、所有者等。

有关调查表明：在我国证券市场上，有85.54％的机构投资者、77.53％的个人投资者的投资目的只是赚取二级市场差价。由于投资者更关心一、二级市场之间的巨大利润空间，而对于企业的成长和可持续发展并不是很关心，所以对企业盈利预测信息的需求会打折扣。我国资本市场以个体投资者为主体的同时，个人的知识水平参差不齐，对于会计信息的使用也有不同的层次需求，但总体来说处于一个比较低的层次。我国资本市场大部分投资者不具备专业素质或是专业素质不高，这造成他们在加工、处理、分析信息等方面能力明显不足，难以根据上市公司传递的信号来准确判断公司价值。随着我国资本市场机构投资者的介入，他们对信息的使用能力加强，更加关心公司的发展和经营绩效。但由于机构投资老的影响作用没有足够的时间得到显示和限售股份的存在，致使其介入并没有提高其对公司信息披露的需求影响。

成本效益原则对于个人投资者信息需求方面同样有效。在使用盈利预测信息上他们依然会衡量付出和得到多少。个人投资者付出的成本主要有以下几方面的组成：由于投资者本身素质的限制，对上市公司披露的信息缺少分析和使用的能力，于是就会产生寻找中间人分析这些信息的成本，这部分属于直接成本；而根据上市公司所提供的信息做出投资决策产生的损失或者成本属于间接成本。首先，对于我国资本市场上大多数赚取差价的个人投资者，很少愿意付出直接成本来取得这些信息的使用。其次，个人投资者为避免间接成本的产生本应该是需要更多的信息来帮助自己做出正确的决策，但是由于预测性信息的固有特性，盈利预测信息披露存在预测误差过大、准确性较低等问题，会给信息需求者带来巨大损失，从而抑制了个人投资者对财务预测信息的需求。

对企业的所有者而言，根据委托代理理论，为维护自己的利益，会要求管理层披露足够的信息，同时对企业的持续经营状况有所把握。但在我国，大部分上市公司由国有公司改制而来，国有股和法人股(简称“非流通股”)占相当大的比重，只有部分股份能够在二级市场上流通。国有股“一股独大”，造成股东大会、董事会、监事会、公司经营管理机构内部制衡机制的失灵。在治理结构上的“一股独大”和由此产生的“内部人控制”问题也弱化了对盈利预测信息的需求。而流通股股东作为“外部人”，获取公司会计信息的渠道单一，与“内部人”之间存在严重的信息不对称，其持股比例越低，“用脚投票”现象越严重。从这个意义上而言。上市公司发行的流通股所占比重越小，自愿披露信息被内部人操纵的可能性就越大，所披露信息的真实性和可靠性就可能越差。自愿性信息披露一旦偏离了它本来的方向，对公司经营者、投资者以及其他信息使用者来说就丧失了披露和使用的价值，信息的使用者需要信息的动机亦会减弱。

4总结

上市公司盈利预测信息可靠性研究 篇3

一、上市公司盈利预测信息可靠性的界定

上市公司披露的盈利预测的信息包括预测期间的主营业务收入、主营业务利润、利润总额、每股净利润等主要财务数据。而盈利预测信息可靠性是指“盈利预测会计信息应能免于错误和偏差, 并忠实地表达它所意欲反映的现象或状况的质量。”但这仅仅是一个抽象的概念, 在实务操作中, 我们一般用预测偏差的绝对值指标 (英文缩写ERR) 来衡量盈利预测的信息可靠性。

预测偏差的绝对值ERR=│ (实际净利润―预测净利润) /预测净利润│, 这个数值越大表明盈利预测信息质量越差, 盈利预测信息可靠性越弱。我们把上市公司盈利预测信息可靠性的计量标准作以下界定: (l) 若预测偏差绝对值低于10%, 则认为盈利预测的信息具有较高的可靠性; (2) 若预测偏差绝对值在10%到20%的范围内, 则认为盈利预测的信息可靠性较低; (3) 若预测偏差绝对值超过20%, 则认为该盈利预测的信息可靠性存在较大的问题, 据此来分析研究上市公司盈利预测的信息可靠性程度。

二、上市公司盈利预测信息可靠性的现状

随着我国证券市场的发展, 证监会从2001年起放开了对上市公司首次公开发行股票强制性披露盈利预测信息的要求, 准许上市公司自愿披露盈利预测的信息, 以提高盈利预测的信息可靠性。但由于上市公司自身能力的限制, 各种利益角度的考虑, 上市公司所披露的盈利预测信息可靠性大不相同。

注:ER R=│ (实际净利润―预测净利润) /预测净利润│

以上研究表明我国上市公司披露的盈利预测信息可靠性参差不齐, 而总体来讲盈利预测信息可靠性并不高。综合上表进一步计算可知ERR20%所占的比例为23.81%, 说明在2006—2010年间有将近四分之一的上市公司盈利预测偏差较大, 盈利预测信息可靠性较低。

通过以上分析我们可以看出, 虽然我国上市公司盈利预测信息可靠性较高的比例已经超过50%, 但综合来讲我国上市公司盈利预测信息可靠性仍然需要提高。因此, 我们应当分析影响盈利预测信息可靠性的因素有哪些。

三、上市公司盈利预测信息可靠性的影响因素

1. 盈利预测信息的编制因素

预测假设是盈利预测的前提, 因此, 高品质的盈利预测是以合理的预测假设为前提的。然而, 合理的确定盈利假设是一项艰难的事情。目前, 不少公司在提出预测假设时, 掌握的信息资料并不充分, 不仅对预测结果相当敏感的外部假设没有特别重视, 而且对内部假设的合理性也不能保证, 从而造成盈利预测信息可靠性低的结果。因此, 编制盈利预测信息所建立的盈利预测假设的合理性直接影响盈利预测信息可靠性的高低。

2. 公司治理结构因素

我国大多数的上市公司由国有企业改制而成, 不可避免地形成了上市公司股权过于集中、国有股一股独大的现象。这种股权结构实际上并不合理, 股东对上市公司的监督仅仅停留在形式上, 并没有起到实际的监督作用, 从而导致国有股东的利益得不到有效的保护, 会出现上市公司内部人控制的情况。而内部人控制的管理当局往往出于自身利益, 披露有利于自身的盈利预测信息, 很容易造成人为操纵的行为, 使盈利预测信息可靠性难以得到保证。因此, 公司治理结构的缺陷为公司管理层操纵盈利预测提供了可乘之机, 同时严重影响了盈利预测信息可靠性。

3. 外部监督因素

披露盈利预测信息的注册会计师在监管过程中如果没有真正负担起责任, 会直接影响盈利预测信息可靠性的程度。一方面, 一些实力较弱、发展较慢的上市公司为了吸引更多的投资者, 采用违法违规的方式聘用职业素质较低的注册会计师披露虚假盈利预测信息, 虚报盈利预测能力, 导致投资者的利益受损、盈利预测信息监管效率降低, 从而影响盈利预测信息可靠性。另一方面, 注册会计师执业能力有限, 限制了盈利预测信息有效地披露, 没有发挥注册会计师在盈利预测信息披露监管中应尽的责任, 信息可靠性大大降低。相反, 如果提供信息的注册会计师具有较强的敬业精神、过硬的专业素质和较高的职业技能, 则会提供较为真实, 质量较高的盈利预测信息。因此, 外部监督因素直接影响盈利预测信息可靠性的程度。

四、完善上市公司盈利预测信息可靠性的建议

1. 健全盈利预测信息披露的相关规范

在对盈利预测信息的编制上, 我国应制定编制盈利预测的法规, 包括对盈利预测信息的生成方法, 盈利预测的编制标准, 根据, 内容, 时间阔度, 提供信息者承担的责任等相关的问题做出专门的规定, 并给出示范供上市公司参考, 确保盈利预测信息的编制有法可依, 达到既不损害上市公司披露盈利预测信息的积极性, 又能确保盈利预测信息的质量, 提高盈利预测信息可靠性的目的;在对盈利预测性财务信息的审核上, 我国也应建立相关规范, 为对上市公司审核盈利预测基准、预测假设和预测期间等盈利预测信息前提提供合理依据, 确保盈利预测前提的合理性, 为披露盈利预测信息的可靠性提供法律保障。

2. 完善公司治理结构

解决上市公司股权过于集中的状况, 消除国有股一股独大的现象, 是优化我国上市公司治理结构的必要环节。一方面, 可以加大力度吸引公众个人、机构投资者等多种形式的投资主体对上市公司进行投资, 降低国有股股份的比重, 解决国有股权过于集中的问题。另一方面, 鼓励中小股东参加股东大会, 积极参与股东大会投票, 增强中小股东对会计信息的需求, 降低内部管理者控制的可能性。

3. 加强注册会计师对盈利预测信息披露的监管

首先, 对注册会计师加强职业素质教育, 加强注册会计师队伍建设, 在对盈利预测信息审核过程中做到“公正, 公平, 公开”, 由注册会计师进行公正评价, 制约上市公司管理当局操纵盈利预测信息。其次, 对注册会计师定期进行职业技能培训。提高注册会计师盈利预测的能力的同时提高在检查上市公司实际编制盈利预测所依据的基本假设是否与其一致, 以及盈利预测编制过程中的上市公司选取的计算方法是否适当等方面的技能, 确保能够披露出可靠性较高的盈利预测信息。

参考文献

[1]邵清芳.上市公司盈利预测可靠性实证研究综述[J].财会通讯, 2010, (5) 下.

[2]高东芳.我国上市公司盈利预测信息披露问题研究[J].会计之友, 2010, (4) 下.

[3]秦玉熙, 刘进.自愿披露盈利预测的可靠性及其影响因素分析[J].当代财经, 2005, (12) .

盈利预测信息 篇4

一、研究框架构建与实证路线设计

(一) 研究假设

在参考相关文献和构建研究理论的基础上, 对上市公司自愿性“盈利预测”信息披露的影响因素的研究提出如下研究假设:

假设1:上市公司股权结构中流通股所占比例与是否自愿性“盈利预测”信息披露正相关;

假设2:上市公司股权集中度与是否自愿性“盈利预测”信息披露正相关;

假设3:上市公司属于垄断行业与是否自愿性“盈利预测”信息披露正相关;

假设4:上市公司发行两种及以上股票与是否自愿性“盈利预测”信息披露正相关;

假设5:会计师事务所的规模与是否自愿性“盈利预测”信息披露正相关;

假设6:上市公司的规模与是否自愿性“盈利预测”信息披露正相关;

假设7:上市公司的盈利水平与是否自愿性“盈利预测”信息披露正相关;

假设8:公司的负债程度与是否自愿性“盈利预测”信息披露正相关。

(二) 模型的构建

在确定变量后, 我们建立如下多元logistic回归模型1, 用来实证检验我国上市公司自愿披露“盈利预测”信息的影响因素。

式中:鄣是与诸因素无关的常数量;β1至β8是回归系数, 其意义是当自变量每改变一个单位时所引起的因变量的改变量;λ为随机项。

二、logistic回归实证结果与数据分析

本研究以深沪两地所有A股上市公司为研究对象, 选取了200家上市公司作为样本, 样本中剔除了被ST和PT的公司、属于金融类和房地产类上市公司及更名的公司。本研究选用的分析软件是SPSS 11.5。

(一) 模型建立与变量筛选

在进行Logistic回归实证分析时, 本文采用了逐步回归的方法, 在一定显著水平上, 找出对VRD的解释能力最强的变量, 并在分析自变量间存在的多重共线性问题的基础上, 对模型进行优化。其自愿性“盈利预测”信息披露的所有影响因素的估计结果及其拟合结果显示, 上市公司流通股股东持股比例 (TRADE) 、股权集中度 (HERF) 、发行股票类型 (TYPE) 、会计师事务所是否是“四大” (BIG4) 、上市公司规模 (LNSIZE) 5个变量Sig值是:0.409, 0.514, 0.742, 0.802, 0.362。由此表明对是否进行自愿性“盈利预测”信息披露没有明显影响。样本中仅有行业类型 (INDU) 、上市公司的盈利能力 (ROE) 、上市公司的负债程度 (DEBT) 3个变量进入了模型, 在5%的置信度水平上, 将行业类型 (IN-DU) 、上市公司的盈利能力 (ROE) 、上市公司的负债程度 (DEBT) 3个变量纳入模型2:VDE=鄣+β1INDU+β2ROE+β3DEBT+ε中进行回归, 其回归的结果表明在5%的置信度水平上, 行业类型 (INDU) 、上市公司的盈利能力 (ROE) 、上市公司的负债程度 (DEBT) 3个变量对是否进行自愿性“盈利预测”信息披露有显著影响。模型1和模型2对应的P值均小于0.001, 模型通过检验, 说明经过优化选择后的各项指标对是否进行自愿性“盈利预测”信息披露有显著性。再通过两者的类R2相比, 模型2所选指标的信息基本上反映了所有选取指标的信息。模型1和模型2的解释力分别仅达到58.50%和56.10%。这说明可以进一步优化模型。

(二) 模型优化

模型2中只有3个变量, 再将自变量之间的交互作用也同时纳入模型进行回归分析。经过分析得出了最佳的模型拟合结果, 其数据如表1、表2。

模型整体检验是显著的, 而不是3个自变量都显著, 其中INDU并不具有显著性, 而ROE和DEBT具有显著性, 说明模型变量间存在多重共线性问题。将交互作用加入模型, 从模型中依次删除一个最不明显的变量, 直至所有自变量都取得显著结果, 且不影响整个模型的解释能力和预测能力, 其拟合结果可见, 行业类型INDU与上市公司的盈利能力ROE具有交互作用, 并与公司的负债程度, 在5%的显著水平下, 对是否进行自愿性“盈利预测”信息披露有显著影响。在模型2加入交互作用后, 得出了较佳的拟合结果, 反映在P值小于0.001, 模型通过检验, 说明模型经过优化选择后的各指标对是否进行自愿性“盈利预测”信息披露有显著性。并且类R2为51.71%, 表明所选指标的信息基本上反映了所有选取指标的信息, 是对模型2的优化。

三、结果讨论

从回归结果发现: (1) 对于发行股票类型 (TYPE) , 会计师事务所是否属“四大” (BIG4) , 两个变量对自愿性“盈利预测”信息披露的影响不显著, 表明外部非强制性监督对于是否进行自愿性“盈利预测”信息披露的约束效率较低。 (2) 上市公司规模大小 (LNSIZE) 对自愿性“盈利预测”信息披露的影响不显著, 表明上市公司规模效应并不明显, 信息披露成本与风险对于大小企业来说并无差异, 其原因可能与我国上市公司前十大股东中机构投资者普遍较少有关。因为, 机构投资者会带来较高的自愿披露水平。而且, 外部人持股比例越高, 公司越趋于发布“盈利预测”信息。 (3) 上市公司流通股股东持股比例 (TRADE) 和股权集中度 (HERF) 对自愿性“盈利预测”信息披露的影响不显著, 表明我国在股权分置问题没有彻底解决之前, 大股东对上市公司信息披露的控制使流通股股东对公司信息披露的监控职能无法产生作用。 (4) 在5%的显著水平下, 行业类型 (INDU) 与是否进行自愿性“盈利预测”信息披露有显著的负相关。表明处于垄断行业的上市公司没有更多动力向社会自愿披露信息。 (5) 在5%的显著水平下, 上市公司的盈利能力 (ROE) 与是否进行自愿性“盈利预测”信息披露有显著的正相关。这表明在信息不对称条件下, 为体现公司实际价值, 防止股票价格被低估, 上市公司更愿意把“盈利预测”的“利好”信息广泛地传播出去, 以增强投资者的信心。同时, 未来盈利预期较好的公司, 也会进行信息的充分披露。而亏损公司可能出于推迟或隐藏不利信息披露的动机, 会有选择性地披露信息或选择不披露信息。 (6) 行业类型 (INDU) 与盈利能力 (ROE) 的交互作用对是否进行自愿性“盈利预测”信息披露有显著的正相关, 由于垄断企业的经济实力普遍较强, 其盈利是有保障的, 故倾向于自愿披露“盈利预测”信息。 (7) 上市公司的负债程度 (DEBT) , 对是否进行自愿性“盈利预测”信息披露有显著正相关, 表明债务约束力由于经济利益的驱动而具有强效率。即贷款比较多的公司, 债权人会对上市公司提出更多的信息披露要求, 以减少信息的不对称, 这可能还与债权人对公司管理者施加一定压力, 提出特殊的信息披露要求有关, 这样将导致公司管理者根据债权人的需求主动披露“盈利预测”信息。而贷款较少的公司, 公司有不披露信息的选择。因此, 证券市场效率提高的根本仍然是上市公司的品质。

参考文献

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盈利预测信息 篇5

分析师盈利预测偏差现象在国外资本市场经常发生,追溯到20世纪70年代,就有国外学者对这个问题进行过研究。近年来,中国资本市场不断发展,分析师盈利预测偏差的情况也时有发生,新闻中经常出现分析师盈利预测偏差过大的报道。雅虎财经新闻曾披露,将2011年分析师公布的9.45万份盈利预测报告与实际盈利数据相比较发现,其中37%的报告值偏低,63%的报告值偏高,而分析师盈利预测值比实际值高估偏差超过50%的报告数量达到20%。经典金融学理论认为,在一个有效的资本市场环境下,公司内在价值应该可以通过公司股票价格得以反映,而公司未来的盈利能力和面临的风险状况是公司内在价值的决定因素。因此,准确的公司盈利预测有利于传递市场信息及制定公司合理的股票价格;而分析师的一项重要工作就是通过收集相关数据和信息来预测公司未来的发展状况,并以此对公司进行盈利预测。但是,由于市场信息不对称,分析师并不能完全掌握上市公司的全部信息;或者,即使分析师能了解公司实际经营状况,但是由于背后的利益机制复杂,多数分析师往往“报喜不报忧”,国内外对预测偏差的实证研究结果也表明,分析师乐观偏差的情况较多,悲观偏差的情况较少(Bondt et a1.,1990;Abarbanell et a1.,1992)。分析师对上市公司进行盈利预测的主要依据和重要参考就是公司治理水平。公司治理的定义侧重于上市公司本身,“是一种对内的控制、管理、运营和操作。它的涵义广泛,包括公司的控制和营运过程,公司内诸多利益相关者(如股东、董事会、经理层等)之间的利益关系处理等”。本文在研究公司治理水平与分析师盈利预测偏差之间的关系之后,对此理性因素加以控制,进而研究分析师盈利预测偏差是否仍然受到有限理性因素的影响。

二、理论分析与研究假设

(一)公司治理与盈利预测偏差

国外文献多数集中研究公司治理透明度,直接研究公司治理与预测偏差两者间关系的较少。有的学者认为信息披露的意义之中包含公司透明度,即所谓的“透明度”是指除了强制性信息披露之外的自愿性信息披露。Bushman et a1.(2004)设立了测度公司透明度的模型,主要包含两个方面,一是财务透明度,另一个是公司治理透明度,结果认为透明度是信息系统模型在各个相关机制作用下的综合输出结果。基于Bushman的研究思路,Gauri Baht et a1.(2004)以21个不同国家的数据为样本做了跨国研究,调查不同国家的证券分析师的平均预测准确度受到该国公司治理透明度的影响情况,并且将公司治理透明度与财务透明度分开,结果发现一旦控制财务透明度因素,公司治理透明度越高,分析师预测准确度越高,反之亦然。国内研究在这个领域开始较晚,并没有对“公司治理透明度”和“信息披露”进行严格的区分,研究重点大多集中在后者。从公司治理与信息披露两者的关系来看,公司治理涉及的范围很广,信息披露是公司治理的一部分,而且公司治理是决定信息披露质量高低的一个重要因素。因此本文更多注重公司治理水平和分析师预测偏差之间的关系。基于此,提出以下假设:

假设1:公司治理水平越高,则分析师盈利预测偏差越小,反之亦然

(二)投资者情绪与分析师预测偏差

目前学术界对投资者情绪的定义没有定论。Baker和Jeffrey(2004)从两个方面定义了情绪,一方面情绪反映了投资者的投资意图,另一方面反映了投资者对整体市场前景的看法。经过总结国外学者的观点后,我们认为投资者情绪反映了噪音交易的程度,是参与者各种有限理性心理总体的外在表现。我们发现在以前的文献中,多数都是从理性角度对分析师预测偏差进行解释;有少量从非理性角度解释了预测偏差的原因,如认知偏差,情境引导的心理偏差(Easterwood和Nutt,1999;Sedor,2002)。目前只有一篇关于情绪与预测偏差的研究是由伍燕然等(2012)提供的,他们采用朝阳永续数据库2006-2009年的一致预期数据,论证了代表理性投资者的分析师的盈利预测偏差也会受到投资者情绪的影响。我们认为,在理性因素不变时,盈利预测偏差是受到非理性因素即情绪的影响,并且随着公司治理水平的改变,分析师盈利预测偏差的大小也会随之改变。基于此,提出以下假设:

假设2:情绪对分析师预测偏差有正向显著影响

假设3:保持公司治理水平不变,情绪会对分析师盈利预测偏差有显著性的正向影响

假设4:公司治理水平高,情绪对分析师盈利预测偏差影响小。公司治理水平低,情绪对分析师盈利预测偏差大

三、研究设计

(一)模型构建

投资者情绪是本文所考虑的非理性因素,首先设计了只考虑情绪因素的模型(1),形式如下:

MPbiasi,T,t表示修正的预测偏差。考虑到在分析师编写盈利预测报告与在数据库发布预测结果之间存在时间差,情绪将滞后预测偏差值,因此本文在进行回归时,选择的是滞后一期(t-1月)的情绪作为研究对象。朝阳永续数据库发布盈利预测的过程:(1) 分析师对市场进行主观预测并构思报告;(2)撰写预测报告;(3)分析师所在公司审查报告是否合规;(4) 将报告发送给投资银行等机构客户;(5)朝阳永续公司获得数据并录入数据库;(6) 朝阳永续公司将100多家券商的预测汇总;(7)朝阳永续公司在月末得出对个股的一致预测结果。因此,对于个股T期的预测,分析师在T月末才形成一致的预期结果。此外,为了强化本文结论,排除情绪中含有的宏观经济因素可能对回归结果造成的影响,本文在进行模型的构建与回归时,选用控制了宏观经济因素后的情绪(SEM),详见投资者情绪指数的构建。其次,本文建立了仅考虑理性因素(公司治理水平)的模型,为了控制上市公司的规模大小,公司资产负债水平、盈利水平及其波动情况,以及分析师的关注度等因素对分析师预测偏差的影响,本文加入了5个控制变量。模型形式如下所示:

最后,本文将理性因素和非理性因素都加入到构建的模型中,形式如下所示:

(二)被解释变量———分析师盈利预测偏差

分析师预测偏差的含义是对于盈利的一致预测值与实际盈利值之间的差异。盈利一致预期值指的是市场上各个投资银行的行业分析师分别预测一家上市公司的盈利值,并且运用多种平均的方法如取平均值、中位数或众数等等,找到预测结果的平均水平。构建该指标的主要目的是反应市场对于上市公司的未来盈利状况,并且获得一个综合的预期值。例如,如果2009年3月在市场上共有10家券商的分析师分别给出A公司的未来盈利预测值,那么就可以取10家券商的分析师预测值平均数(或中位数、或众数)作为公司A的一致预期值。在众多的英文文献中,分析师对盈利一致预期数据主要来自美国I/B/E/S数据库,并且被国外学者广泛应用。我们选用的朝阳永续数据库与美国I/B/E/S数据库类似,自2005年起该数据库所做出的一致预期数据已成为度量国内股票市场盈利预测的最权威数据。

本文选取2007年1月至2011年12月深交所主板市场中有一致预期的共472家上市公司作为样本数据。每股收益Eps和每股净资产Bps的数据来自wind数据库。对于每股收益,本文选择的是扣除非经常收益的并且按照期末股本摊薄的每股年度收益。每股净资产采取的是期末股本摊薄的每股净资产值(季报值)。其他控制变量和构建情绪指数的变量数据均来自wind数据库。

(1)指标构建。朝阳永续数据库里提供的一致预期数据属于月度数据,是分析师在T年的第t个月(1≤t≤12)对i公司(i是深交所全部主板上市公司)T+1年的年度盈利水平进行预测得出的结果。本文构建面板数据来自2007年1月至2011年12月在内的60个月的月度数据,那么所得的预测偏差的样本应该是60个月的月度数据。初步的模型构建如下:

由于预测期和实际期之间有一段时间差(12至24个月),在这期间,股本变更(送股、增发配股等)可能发生;而股本变动的情况在分析师做出盈利预测的时候并没有出现,时常在预测期之后才发生,况且分析师在当期也很难预测第二年股本数目的变化;但是在第二年年报报告中的每股盈利却是根据变更之后的总股本得出的,这样必然引起最初建立模型的预测偏差并不准确。由此,对于预测偏差值的计算,应该考虑股本变动这一因素。本文使用T+1年的股本总额除以预测期T年t月的总股本数,建立了一个调整系数λ,如下:

之所以需要构建调整系数λ的原因是用来修正年度Epsi,T+1值,Fepsi,T,t与Epsi,T+1具有可比性,两者之差可以得出合理的预测偏差值。加入调整系数后的模型如下:

加入调整系数之后,可以求出各个公司合理的盈利预测偏差,但是直接求差的算法与公司股价密切相关,将导致各个公司之间的预测偏差不具有可比性。所以本文加入每股净资产Bps值,Bps为预测期T年t月所相应的季度值。这样,对式(4)的预测偏差进行标准化调整,调整后的模型如下:

为简化,简称为预测偏差。

(2)描述性统计。根据上述模型得出的预测偏差值暂时还不能作为最后回归所使用的数据。本文排除了异常值:由于部分公司的每股净资产为负数,或者特别小,那么对这类公司的预测偏差计算会因为使用每股净收益的标准化调整,而导致公司的预测偏差值扩大,形成异常值;其次,在获得合理Bps值并得出MPbias值之后,本文将去除当月的MPbias值的前5个和后5个,最终形成本文采用的回归样本。见表2、3所示。由表2和表3可以看出,深交所主板A股的一致预期偏差的样本量逐年增加,且在2010年有显著增长,这说明分析师对于市场的关注度不断提升,也就是说对市场上更多的上市公司进行盈利预测。关于预测偏差的均值大小,可以发现基本上为正数,其中只在2007年为负数,这说明平均看来,分析师的预测值高于实际水平,整体上的预测结果呈现乐观偏差,但在某些时候也存在悲观偏差。

(三)解释变量

(1)公司治理水平。公司治理水平是本文将着重考查的理性因素代表变量,将在第四部分详加阐述。

(2) 投资者情绪指数。本文参考Brown和Cliff(2004)、Baker和Jeffrey(2004)及伍燕然(2012),采用主成分分析方法,设计了四个情绪代理的指标:封闭型指数基金折价率(CFDR)、股票换手率(SHAT)、IPO首日回报率(IPOR)和月度市场新增账户数(NEWA),构建了2007.1-2012.12之间72个月的情绪指数。接着,本文利用国家统计局的宏观经济先行指标作为控制因素,用来调整宏观经济因素部分(理性预期)对情绪的影响,去除了情绪中的基本面成分,最后构成了控制宏观经济因素的情绪指标(SEM)。

(3)四个情绪代理指标。封闭式基金折价率(CFDR)可以作为衡量市场情绪的有效指标LST(1991),折价率与情绪之间的关系是正向的;在市场表现乐观,投资者情绪高涨的情况下,折价率变大;与此相反,在市场表现悲观,投资者情绪低落的情况下,折价率变小。本文定义单只基金的折价率如下:

本公式是用第i支基金t期的价格Pi,t减去第i支基金t期的单位净值NAVi,t,再除以NAVi,t;本文选取的是2012年12月期间尚未到期的封闭式基金月度数据,去除了其中共25支规模在20亿元人名币以下的小型封闭式基金和创新型封闭式基金。这里的封闭式基金整体折价率:

由于封闭式基金折价率的走向趋势性明显,即折价率逐年下降x。为控制这种趋势性的影响,本文将封闭式基金折价率数据与年度数据进行OLS回归,并取残差作为封闭型基金折价率的最终数据,记为CFDRt。

之所以采用换手率(SHAT)作为情绪代表变量的原因是,换手率反映市场的流动性,换手率高表示市场的流通性较强,投资者情绪较为乐观;反之则反。也就是说换手率与情绪之间的变动关系相同。这里使用的是t期上证综指月累计成交金额TVt除以t期上证综指月累计成交金额TMVt和Tdt为当月交易日(Trading Days)的值,得出每月交易日的平均换手率,用公式表示为:

选用IPO首日回报率(IPOR)作为情绪代理变量,其原因是IPO市场能较好的反映市场情绪变动。当市场情绪高涨时,不仅可以带来IPO融资成功,而且将使得首日发行溢价大幅提升;反之当市场情绪低落时,出现“破发”情况。本文选取A股市场全部IPO的首日发行回报率数据,但是排除了创业板数据。计算回报率所采用的方法是用t期第i支股票的收盘价CPi,t与t期第i支股票的发行价IPi,t做差,用公式表示为:

由于上市公司IPO溢价会受到发行规模和发行市盈率(PE)的影响,故应控制二者对IPO数据的影响。因此与前面计算封闭式基金折价率的做法类似,笔者将IPORi,t数据与首次发行规模和发行市盈率进行OLS回归,取残差并进行月度算数平均,最终得出的月度数据。

本文选择的最后一个情绪代理变量是月度市场新增账户数(NAWA),由韩立岩、伍燕然(2007)首次提出并用来描述市场情绪。新增账户数的增加表明投资者对于证券交易的需求上升。而需求的变化与非理性投资者对市场追风的“羊群效应”行为也有着密切联系,这些行为可以直接反映出市场投资者的情绪。

(4)情绪指数的构建。考虑到情绪之间可能存在领先滞后的关系,因此本文在运用主成分分析方法时将进行主成分的提炼,采用每个指标的本期和滞后一期,具体分为以下两步:首先,进行整体主成分分析,对象为四个情绪代理指标的本期(t期)和滞后一期(t-1期)共八个变量,筛选出总贡献量85%以上的前3个主成分得出SEN8;然后,将SEN8与上述的八个变量进行相关性比较(表5),选取出与合成指数相关度最高的四个变量(将同一指标的本期与滞后期进行一对对比较,取相关度较高的变量)再次进行主成分分析,最后提取出的主成分就是情绪的合成指数。

根据表5最终确定CFDRt-1、NAWAt-1、IPORt和SHATt-1这四个变量提取主成分,主成分合成结果如表6所示。第一主成分对指标的贡献率为57.51%,第二主成分对指标的贡献率为23.74%;可见,前两大主成分的累积贡献率已经达到81.27% , 因此提取前两大主成分即可合成情绪指数Sentiment。

最后根据Sentiment1 和Sentiment2 合成情绪指数Sentiment,如下:

鉴于宏观经济因素可能对分析师的预测产生影响,所以本文将对上面得出的情绪进行宏观经济因素的剔除。本文使用已经合成的情绪指数对中国宏观经济先行指标进行OLS回归,得出回归的残差作为调整宏观经济因素的情绪指标。此后,本文对SEM进行单位根检验(ADF方法),检验结果显示数据并不平稳。为了能够得出平稳的预测结果,我们本着保持情绪的变化趋势,并且使数据平稳的原则,对控制宏观经济因素的情绪指标做了一个单调变换,如表7、图1所示,变化方法如下:

(四)控制变量

本文选取5个控制变量,其中包含三个财务相关控制变量,即公司流通市值,净资产收益率及资产负债率;为了控制风险因素,加入前12个月股票收益率的标准差;另外,为了控制分析师关注度,本文选用预测机构数变量来进行调整。

本文所选取的公司流通市值指标,是每个月月末该公司的股票流通市值,以十亿为单位;对流通市值变量取对数,得到回归所用的公司流通市值(In-market value,记MV,月度值)。净资产收益率(NAR)和资产负债率(记DER)均为季度值,对于这两个变量,本文将剔除异常值,即大于等于5和小于等于-5的值(约占样本的1%)。前12个月股票收益率的标准差(12 month SD) 为月度值,对于预测机构数(Institution)中去除了为0的值,选择的都是大于等于1的值作为数据,这意味着某家公司的盈利预测必须有大于或者等于1位的分析师参与。

四、实证分析

(一)公司治理指标的选取

目前,深圳证券交易所只有两个治理指数———深证公司治理指数和巨潮公司治理指数。深证公司治理指数(SZSE Corp.Governance Index,指数代码399327)由40支股票组成,它们来自深市公司治理有效、经营业绩达到一定标准的40家公司。该指数从2006年1月发布,基准为2002年12月31日,基点为1000,样本股数量为40。由wind数据库获得的深证治理指数2006-2010年间的历史样本股变动如表9所示。

在编写深证治理指数的过程中,从2007年1月24日起加入样本股,并在此年度发生了3次样本股的调整,2008年和2009年分别是每隔半年对样本股进行一次调整;从2010年开始,变为每年7月调整一次样本股。巨潮治理指数(CNINFO CORP.GOVERNANCE INDEX,指数代码399322)依据公司治理结构评分、企业规模和经济绩效等因素来选取股票,该指数由深沪市场中公司治理结构有效、经营业绩达到一定标准的100股票组成。巨潮治理指数从2005年12月发布,基期为2002年12月31日,基点为1000。由wind数据库获得的巨潮治理指数自2005 年12 月纳入样本股,2007-2011年期间没有进行样本调整,首次调样时间为2012年7月1日。因此,在2007-2011年期间,在巨潮治理指数样本股中深交所主板的股票有34只(未变动)。深证治理指数和巨潮治理指数中的样本股都具有整体经营规范、公司治理结构好、盈利能力出色等特点。因此,本文划分上市公司治理水平优秀与否的标准为,深证主板A股是否作为样本股之一纳入这两个指数之一。据此本文对深交所上市公司的公司治理水平(Governance)构建虚拟变量,优秀组设为1(CG=1),非优秀组设为0(CG=0)。

(二)结果分析

本文首先采用均值检验(T检验)和中位数检验(Wilcoxon轶和检验)对公司治理水平是否会对分析师盈利预测偏差产生显著影响进行了假设检验。均值检验和中位数检验的原假设H0是预测偏差均值或者中位数为0。组间比较的原假设H0是两组的均值或者中位数相等。检验结果如表10所示。上表的检验结果显示所有检验均拒绝原假设。一是说明不管公司治理是否优秀,预测偏差都明显大于0,这说明乐观偏差情况较为普遍。二是根据公司治理水平进行分组,两组之间的均值和中位数出现明显差异,而且公司治理非优秀组的预测偏差显著大于公司治理优秀组的预测偏差。因此可以证实假说2,即公司治理水平的高低对分析师盈利预测偏差产生显著反向影响。

注:1、*,**,*** 分别表示10%、5%和1%的统计水平显著。2、T检验(单边)法,()中为T值。Wilcoxon轶和检验,()中为Z值,用Z检验(单边)法。

进一步,本文对投资者情绪指数、公司治理和分析师盈利预测偏差之间的关系进行了面板回归。本文对控制宏观后的预测偏差和情绪指数做了单位根检验,结果通过了5%水平下的ADF检验,而且数据较为平稳。采用随机效应模型对面板数据进行回归,结果如表11所示。表11的回归结果表明:(1)无论总体或分组回归方程中,情绪的系数对应的Z值均在1%水平下显著。这支持了假说2的成立,即投资者情绪对分析师预测偏差有正向显著影响;并且可以验证假说4,即保持公司治理水平不变,情绪会对分析师盈利预测偏差有显著性的正向影响;(2)公司治理(Governance)的系数为负,显示公司治理与预测偏差呈现负相关关系。(3)依照公司治理水平分组后的回归结果,公司治理水平非优组的情绪系数明显大于公司治理水平为优秀组的系数。这能够证明假说4的成立,即公司治理水平高,情绪对分析师盈利预测偏差影响小。

注:()内为Z值,*、**、*** 分别为Z统计量在10%、5%和1%的水平下显著。

(三)稳健性检验

本文对原样本进行稳健性检验的方法是修正样本数量。由表2可见,在本文选用的深交所主板市场的股票中,随着时间的推移,分析师进行盈利预测分析的股票数量逐渐增加。样本量分布“不均匀”,存在“头轻脚重”的现象,面板十分不均衡。这种不均具体体现在:2011年有300多家公司的股票有一致预期,而2007年只有100多只股票具有一致预期,两者差距较大。因此本文对原始样本进行了修正,选用2009年6月的有一致预期的股票数量(共11只)作为样本范围,对2007-2011年的60个月都选取同样的股票,提取相应的预测偏差值和其他控制变量的值,进行最后的回归。本文中选取的新样本被称为调整后的样本量,原来的样本被称为调整前的样本量,具体情况如表12、表13所示。

由图2可以明确的看出,调整后的样本量波动明显减小,基本呈现平稳的状态,这样调整后的面板数据比较平衡。根据调整后的样本,本文重新进行上述回归,结果如表14所示。表14结果表明:调整样本量后的结果同样证明假说1、2、4、6的成立,说明原样本的回归结果十分稳健,且公司治理(Governance)的系数是负显著的。

注:() 内为Z值,*、**、*** 分别为Z统计量在10%、5%和1%d的水平下显著。

五、结论

在研究预测偏差的成因中,传统金融学已经证实,公司信息披露作为理性因素之一,对预测偏差产生影响。行为金融学研究在质疑“理性人”假说的前提下,证实了卖方分析师作为“理性投资者”的群体,也会如其他噪音交易者一样在盈利预测的过程中受到投资者情绪的影响。但查看以往的文献,还没有发现有限理性因素对分析师预测偏差的影响程度与公司治理水平的关系,或对于预测偏差的研究还没有将理性因素和非理性因素结合起来。本文首次考查公司治理对分析师预测偏差的影响,并尝试控制部分理性因素———公司治理水平,验证非理性因素对于分析师预测偏差是否还存在影响,以及是否有影响差异。由于公司治理水平的各年度衡量指标较难获得,因此国内外文献中直接研究公司治理与预测偏差两者关系的较少。如国内南开大学每年都撰写中国公司治理指数和评价报告,但外界很难获得该内部数据。本文创设了一个新思路,以深交所发布的深证指数和巨潮指数,这两个市场上公开的治理指数作为衡量公司治理水平高低的标准。结论如下:首先,通过实证研究发现公司治理水平(理性因素的代表)对分析师预测偏差与误差有较大影响;其次,在控制公司治理水平后,投资者情绪(不完全理性因素的代表)仍对分析师盈利预测偏差产生显著正向影响;再次,对于公司治理水平好的公司,分析师盈利预测偏差受投资者情绪的影响小;反之亦然。最后,根据行为金融理论解释了情绪对分析师偏差影响的内在原因。

参考文献

[1]伍燕然、潘可、胡松明、江婕:《行业分析师盈利预测偏差的新解释》,《经济研究》2012年第4期。

[2]伍燕然、韩立岩:《不完全理性、投资者情绪与封闭式基金之谜》,《经济研究》2007年第3期。

[3]高明华:《公司治理学》,中国经济出版社2009年版。

[4]石桂峰、苏力勇、齐伟山:《财务分析师盈利预测精确度决定因素的实证分析》,《财经研究》2007年第33期。

[5]方军雄:《我国上市公司信息透明度与证券分析师预测》,《金融研究》2007年第6期。

[6]刘少波、彭绣梅:《公平信息披露与分析师预测精度》,《证券市场导报》2012年第3期。

[7]白晓宇:《上市公司信息披露政策对分析师预测的多重影响研究》,《金融研究》2009年第4期。

上市公司盈利预测研究 篇6

关键词：盈利预测,会计政策变更,盈利预测误差

一、现状

随着人们对预测类财务信息的重视程度越来越高,盈利预测成为近年来学者们研究的重点。盈利预测误差是衡量盈利预测准确性的标尺,盈利预测误差越小,上市公司声誉越高,越不容易受到证监会的惩罚。因此,为了缩小盈利预测误差,上市公司费尽心思。分析目前自愿披露盈利预测的上市公司可以发现,越来越多的上市公司盈利预测误差低于20%,但是这些盈利预测低于20%的公司大部分都在当年进行了会计政策变更。由此可见,上市公司进行会计政策变更会对盈利预测有影响。

二、原因

(一)上市公司治理结构不完善

一般来说,公司治理结构指的是联系企业内部及外部各种利害关系人的正式和非正式关系的制度安排,其目的在于弥补各利害关系人在信息上的不对称性、契约上的不完善性和责任上的不对等性,平衡各当事人在权利、责任和利益上的相互关系,实现效率与公平的合理统一。不完善的公司治理结构为披露不真实的盈利预测和投机性的会计政策变更创造了条件。目前,我国公司治理结构主要存在以下不足。

1.股权结构不合理

不同的股权结构对公司的公司治理有不同程度的影响。我国上市公司股权结构呈现过度集中的状态,一个主要表现就是国有股比重过大,第一大股东占据绝对控股地位,股东大会犹如大股东会,实际上是处于第一大股东的控制之下,大股东往往直接派自己的代表担任总经理,导致上市公司董事长和总经理由同一人担任的现象很普遍。这种情况下,公司的决策实际上是为大股东服务,董事会、监事会和管理层在一定程度上丧失了原来的职能属性,大股东可以根据自身需要进行会计政策变更。

2.监事会成员参与程度低

在我国,监事会是董事会下辖的委员会之一,负责监督公司业务执行情况以及检查公司财务状况,监事会的设立是为了对经理层实施监控与制衡,以使其尽职尽责履行义务,防止其滥用权力。监事会负有向董事会报告的责任,而目前上市公司普遍存在监事会成员参与程度低的问题,监事会碍于各种原因不能自觉的行使自己的监督职能,导致经理层肆意进行盈利预测高估和会计政策变更而无人监督。监事会成员参与程度低,不能充分行使对董事会和管理层的监督权,使得我国上市公司监事会无法发挥应有的监督职能,也就无法为治理过度会计政策变更提供保障。

3.经理层激励机制不完善

在委托代理理论里,公司的所有权和经营权是相分离的,所有者和经营者之间存在信息上的不对称和目标上的不一致,所有者期望以最小的成本获得最大的收益,经营者期望实现自身利益的最大化。目前,我国上市公司经理人员年薪偏低,报酬结构不合理,形式单一,收入水平存在着明显的行业差距,缺少具有长期激励作用的股权激励,“零持股”现象很多,这与经营者的期望相反。而经理层处于信息优势的地位,对公司的经营情况更加了解,他们为实现自身利益的最大化会充分利用各种机会美化业绩,以获得更多的报酬。

(二)政府监管不力

1.国家监管法规和法制体系存在缺陷

近几年,对盈利预测信息披露起着指导作用的《证券法》和《公司法》相继完善了不少关于盈利预测信息披露方面的法规,但是仍然存在一些缺陷。在这些法规中虽然明确对会计信息披露进行强制审计,但未对证券市场会计信息披露违法行为所承担的民事责任做出详尽规定。

2.会计信息披露规则体系也不健全

目前,我国会计信息披露规则主要体现于《公开发行股票公司信息披露实施细则》、《信息披露内容与格式准则》以及证监会不定期发布的一些相关补充文件或一些具体的编报指南。这些规则较为零散,缺乏系统性,上市公司难以对其增删修订情况做出全面把握,并且其中一些规则己难以适应实际需要。实践中,一些善意的信息提供者在进行盈利预测信息披露时可能感到无法律规定可遵循;而恶意的信息提供者则会利用这些法制的缺失,恶意进行虚假的盈利预测,欺诈投资者,使投资者权益遭受损害。国家法规和法制体系的缺陷直接导致上市公司制度的不完善,可能导致对盈利预测信息披露出现偏差、披露不全面以及披露意愿下降等。

三、解决办法

(一)完善 IPO 公司治理结构

1.建立股权制衡机

首先,针对公众个人股,可以适当放宽对个人持股的限制,提高其监督和约束经理人的积极性。其次,对于企业法人股,由于广大中小股东不能参与管理,可以考虑采取措施充分调动法人股股东的积极性,使之成为可以与公司控股股东抗衡的力量,在公司治理中发挥更大的力量。再次,在国有股减持的过程中应注重大力培育机构投资者,包括国内社会保障基金和金融资产管理公司、国外合格机构投资者(QFll),以发挥机构投资者在公司治理中的积极作用。国有股权被分散,形成国有法人股、企业法人股、机构投资者、公众个人股相互制约的机制,这样可以完善上市公司治理结构,大大压缩管理者投机性会计政策变更的空间。另外,股权过于集中会产生所有者缺位问题,解决这一问题需要提高公司股本持有人的层次水平,如法人股代理者和国有股代理者的层次,鼓励那些德才兼备、富有创新精神并具有坚实经营管理专业基础的专业人员来代替公司股本持有者行使权力,以解决产权所有者不到位的问题。

2.加强监事会成员参与监督程度

首先,引入外部监督力量。监事会的职责主要是对公司财务以及公司董事和高级管理人员的履责情况进行监督。而我国大部分上市公司的监事都是有公司的管理层兼职的,这就形成了被监督者监督自己的情形,显然在这种情况下监事会成员不会认真的执行自己的监督职能,仅限于一定程度地参与,甚至只是为了完成监事会程序性的一些工作报告。因此引入独立于董事会和管理层的外部监事显得尤为重要。外部监事,是指不持有公司股票,并与公司控股股东无直接联系,不属于公司雇员的社会专业人士受聘担任公司的监事。外部监事制度的优势在于被选任的外部监事与公司经营管理层之间不存在利害关系,其对董事、经理的制约不会出于私利,可以大胆、独立地参与行使自己监督权。

其次,将监事会成员薪酬与工作业绩挂钩。我国上市公司监事会成员参与监督程度不高,除了因为监事会成员多为董事或管理层兼职,无法自己对自己监督之外,还因为其薪酬待遇几乎与履行监事会职责情况不产生联系,对监督工作缺乏主动性。因此,为了提高监事会工作的主动性,应该将监事会成员薪酬与工作业绩挂钩,建立证监会成员薪酬制度,把证监会成员个人所获得的报酬与他自己工作业绩联系在一起,除了基本工资不变,每个人的绩效工资都是不一样的。同时年末考评的时候,对认真工作的监事给予奖励,对监督不力的监事要其担当一定的责任,做到有奖就有罚。这样才能使监事会成员主动自觉的参与监督工作,为公司的治理出一份力。

3.健全对经理层激励和监督机制

健全经理层激励机制,应该将经理人员的报酬与公司绩效挂钩,在激励途径上应考虑以股票期权为主的长期性激励计划,如可以规定股票期权必须在几年内实行,同时也对股票期权的行使限定一定的条件,规定股票期权不得转让等。另外,应强化经理层报酬的信息披露机制,如果经理层的报酬采用股票期权激励机制,则要建立公开、公正、透明的标准和程序,还要通过董事会或股东大会的批准。

健全经理层监督约束机制,主要是靠加强股东、董事会、监事会对经理层的监督与控制,以及通过有关信息披露制度和诉讼制度等来实现的。从各方对经理层施加压力,才能促使经理层不受利益驱使,尽职尽责为上市公司服务。

(二)加强证监会的监管

1.制定对盈利预测披露不实的公司追究民事责任的制度

制定民事赔偿责任制度首先要明确民事赔偿责任条款在实体和程序上的法律依据,对盈利预测信息披露不实构成证券欺诈的侵权构成要件、因果关系、损失计算、举证责任、诉讼形式、判决执行和赔偿标准做出明确规定。在构成要件方面,上市公司应当区分是否有故意或重大过失,如果其出于故意,则应当承担连带赔偿责任。如果没有形成恶意披露虚假的盈余预告信息,应当承担补充责任。如果是轻微的过失,不应当承担责任。投资者可以对上市公司存在虚假陈述进行起诉,要求其对提供虚假盈利预测信息的后果承担损害赔偿责任,赔偿责任的数额应该有严格的标准。这样不仅能弥补行政责任和刑事责任的不足,而且也能发挥市场调节作用,对规范业绩预测披露起到有力的保障作用。

2.建立盈利预测更新体制

在盈利预测信息披露制度中建立的更新体制,赋予信息披露义务人更新的义务,其建立的基础是客观情况较之盈利预测作出时发生了重大变化,造成原本合理的盈利预测不得不更改。则此种情况下,预测信息披露可以且有义务对盈利预测信息作出更新,但绝对不可偷取“年报补丁”之道,为达到筹资的目的,在披露预测信息,故意高报盈利预测,此后又为了规避责任,以“补丁信息”为借口,予以更改。

明星分析师盈利预测分析 篇7

证券分析师在证券市场上扮演着非常重要的中介角色, 他们受到投资者的广泛关注。分析师搜集和分析上市公司的财务信息, 并以盈利预测报告的形式传递给投资者。由于投资者, 特别是我国股市众多的个人投资者, 缺乏专业的证券投资技能, 因此, 他们通常在选股前会通过阅读分析师的预测报告来判断上市公司的财务状况和经营前景。面对众多异质的分析师, 以及众多不一的预测报告, 投资者究竟应该相信谁呢?鉴于此, 《新财富》杂志从2003年开始, 每年根据国内机构投资者投票结果评选出“最佳分析师”, 以分析师的声誉来区分分析师。那么, 投资者是否可以相信这些明星分析师在随后的年份里给出的预测报告呢?

二、文献综述

证券分析师行业不仅受到普通投资者的广泛关注, 学术研究者也对其给予重点关注。关于分析师盈利预测的文献越来越多, 这些文献主要研究哪些因素影响了分析师盈利预测的准确性, 例如:Clement (1999) 的研究表明, 分析师的从业经验等五种因素会影响其盈利的预测结果;Stickel (1992) 等研究发现, 分析师过去预测的准确性会影响到他们未来的预测结果;岳衡和林小驰 (2008) 发现, 跟踪公司的分析师数量、公司上市时间以及公司盈余的波动性会影响分析师的预测结果等。尽管对分析师盈利预测的研究已经有相当的数量, 然而, 本文还未发现有学者对我国明星分析师的盈利预测进行研究。因此, 使用《新财富》评选的年度“最佳分析师”作为明星分析师, 本文的目的在于研究, 在我国证券市场中, 相对于非明星分析师, 明星分析师对盈利的预测是否更准确?如果以上的答案是肯定的, 那么本文进一步研究什么因素导致明星分析师的盈利预测具有更高的准确性。

(一) 国外研究

国外关于分析师的声誉与其盈利预测准确性的文献已有很多。Stickel (1992) 研究了分析师的声誉与盈利预测准确性的关系, 他们的结果表明, “全美分析师”具有更加准确的盈利预测。Sinha et al. (1997) 根据分析师在其估计期间内的预测表现将分析师进行分类, 然后研究在过去具有高超预测能力的分析师是否在未来仍然具有这样的能力。其结果表明, 高能力是具有持续性的。Brown (2001) 也研究了分析师过去预测的准确性对未来预测的影响, 他们的结果同样表明, 分析师的预测能力具有持续性, 即过去拥有较高准确性的分析师在未来更有可能做出更准确的盈利预测。Banerjee (2011) 研究了分析师排名和交易佣金 (trading commissions) 如何影响分析师的盈利预测行为, 他们的研究结果表明, 两种因素联合起来能够促使分析师发布更加好的预测报告, 但是两者单独无法达到这种效果。除了分析师的声誉, 国外已有文献的研究结果还表明, 下列因素对分析师预测准确性会产生影响:分析师的经验 (Mikhail et al., 1997) ;分析师的资源, 以及预测组合的复杂性 (Clement, 1999) ;经纪商的特征 (Jacob et al., 1999) 。

(二) 国内研究

石桂峰等人 (2007) 使用2004年—2005年的数据对影响我国证券分析师盈利预测准确性的因素进行了研究, 他们的结果表明, 以下因素会影响预测的准确性:预测机构数量、信息披露的质量、盈余波动程度、公司规模等。岳衡和林小驰 (2008) 比较了分析师预测结果和统计模型预测结果, 他们的研究表明, 以年度历史数据为基础, 分析师比统计模型的相对预测准确性更高, 且跟踪公司的分析师人数会影响预测结果。以上因素在李悦和王超 (2011) 的研究中也得到证实, 而券商规模则与预测准确性没有关系。

而关于我国分析师声誉与预测准确性的相关文献则很少, 本文关于明星分析师盈利预测的分析将在一定程度上弥补相关文献的缺乏。

三、研究设计

(一) 研究假设

评选明星分析师的目的不仅在于认可分析师在过去取得的成绩, 而是希望借助评选来区分他们的预测能力, 以帮助投资者在众多盈利预测报告中做出更好的选择。如果, 在明星分析师当选后, 他们相对于非明星分析师仍然可以做出更加准确的预测, 那么本文可以认为分析师的预测能力是具有持续性的, 进而本文可以得出结论认为, 投资者可以从明星分析师的预测报告中获得更好的投资建议。因此, 本文提出假设:

H1:相对于非明星分析师, 明星分析师对盈利的预测更加准确

虽然我国明星分析师评选开始时间较晚, 经验比不上资本市场发达的国家的评选;而且学术界对明星分析师的评选结果也存在一定的质疑。但是作为明星分析师的投票人———机构投资者, 他们同时又是分析师预测报告的使用者, 本文有理由相信, 这些机构投资者出于对预测报告质量的关切, 他们投票的依据主要还是分析师的预测能力。因此, 为了验证分析师是否因为其在过去拥有更高准确性的盈利预测而当选明星分析师, 本文提出假设:

H2:相对于非明星分析师, 在当选前明星分析师具有更加准确的盈利预测

如果明星分析师预测的结果更加准确, 那么本文进一步研究是什么因为导致了这样的结果。分析师被评为明星分析师后, 他们的薪水和享受的公司资源显著高于其当选前的水平, 因此, 分析师可能由于当选为明星分析师而获得更多资源来提高其预测的准确性;不仅是其能获得经纪商的更多资源, 他们在当选后可能具有更多、更近地接触上市公司高管的机会, 因此可以在公司发布财务包括前便获知其中的内容, 从而也提高其预测的准确性。如果假设一和假设二同时成立, 即在当选前后, 明星分析师都能战胜非明星分析师, 则本文可以认为分析师是因为其高超的能力才具有更准确的预测。

当然, 分析师可能从进入证券分析业便于上市公司建立了联系, 因而借此做出更准确的盈利预测, 从而获得明星分析师的称号。为了考察是否存在这种可能性, 本文将公司完整财政年度之后发布的针对此年的盈利预测报告排除在外, 因此提出假设:

H3:在剔除上市公司完整财年之后发布的预测报告后, H1和H2仍然成立

(二) 样本选取及数据来源

本文样本中的明星分析师采用的是《新财富》评选出的年度“最佳分析师”, 该数据通过对《新财富》网站刊登的评选结果进行手工处理得到。《新财富》的最佳分析师评选开始于2003年, 由于2003年和2004年评选中仅有基金经理参与投票, 为了防止投票方的片面性;而且由于截止本文成文之时, 上市公司还未公布2011年财务报告, 本文无法验证分析师对2011年进行的预测, 因此, 本文选取的明星分析师样本期限为2005年—2010年。对于团队获奖的情况, 本文视其团队中每位成员均为明星分析师, 因此, 本文共获得1065人次的明星分析师。除了明星分析师样本, 本文还从锐思数据库中得到分析师对上市公司每股收益 (EPS) 的预测数据, 该样本期限也是2005年—2010年, 共有590004份预测报告。最后, 本文从锐思数据库获得对应于预测报告的上市公司2005年—2011年的年报, 并从中计算得到公司的基本每股收益率。

对于上述样本数据, 本文进行了以下筛选:剔除无法找到其预测报告的明星分析师;财务报告采用经过调整的数据;采用上市公司合并财务报告数据;剔除有缺失的样本数据。

(三) 研究方法

为了对本文的假设进行实证检验, 本文首先根据Clement (1999) 的方法定义相对盈利预测准确性指标, RRFE, 如下:

其中, FEti为分析师i对上市公司在第t年度的盈利进行的预测值, AEt为公司在第t年度的真实盈利情况, N为对某上市公司做出盈利预测的分析师的人数。

在构建预测误差指标后, 本文采用U检验方法来验证本文的假设是否成立。

对于H1检验:首先, 计算所有明星分析师在当选后对公司i在第t期的每股收益做出的预测的平均误差, 记为ARRFEti* (=∑ti*RRFEti*) /N*, 其中N*是在第t期跟踪公司i的明星分析师人数, 采用同样的方法计算非明星分析师的平均预测误差, 记为RRFEti;其次, 计算两者的差异, 记为DRRFEt (=ARRFEti-ARRFEti*) ;最后, 利用U检验来检验DRRFEt是否显著大于0。

对于H2检验, 采用与上述相同的方法, 计算在明星分析师当选前的DRRFEt, 并对其进行检验。

对于H3检验, 本文将分析师在上市公司完整的财政年度结束后发布的针对该年的预测报告排除在样本外, 再重复以上步骤对H1和H2进行检验。

四、实证结果分析

(一) 描述性统计

本文样本中共包含7196个分析师或分析师组合, 其中有346个明星分析师, 明星分析师占总分析师人数的4.8%左右。相对预测误差指标的描述性统计结果为:所有分析师的平均相对预测误差为0.130, 明星分析师为0.085, 非明星分析师为0.143, 这个结果表明, 明星分析师的预测确实较非明星分析师准确, 从描述性统计结果来看, 明星分析师的预测准确度都高于非明星分析师。

(二) 实证检验结果

表1给出了本文的实证检验结果。

注:***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平, 下表同。

表1中, (非) 明星分析师对应的列给出的是 (非) 明星分析师相对预测误差的平均水平及t统计量, 差距对应的列给出的是DARRFE的平均值及其t统计量。

第 (1) 部分为在当选后, 明星分析师与非明星分析师对上市公司盈利预测的平均相对准确度情况。从中可以得知, 明星分析师在当选后的平均相对预测误差在1%水平下显著为0.364, 而非明星分析师的在1%下显著为0.406, 从均值大小来看, 明星分析师比非明星分析师具有更好的预测准确性。进一步, 本文对两类分析师预测误差的差距进行检验, 结果表明, 非明星分析师的平均相对预测误差在5%水平下显著大于明星分析师。

这一实证结果支持了本文的H1, 即在当选后, 明星分析师相对于非明星分析师具有更加准确的盈利预测。然而, 仅仅凭借这一实证结果, 本文还无法得出结论认为明星分析师比非明星分析师具有更好的预测能力。这是因为, 分析师可能侥幸地当上明星分析师, 然后, 他可以得到受雇公司更多、更有利的资源, 这些资源可能在一定程度上帮助他得出更加准确的预测报告;或者分析师当选为明星分析师后, 他能和上市公司保持更加紧密的联系以获得关于公司盈利情况的财务信息。为了排除这一可能性, 本文对H2进行了实证检验, 结果列在表1的第 (2) 部分。

从第 (2) 部分的结果可以看出, 明星分析师在获选结果公布前一年对盈利预测的平均相对误差为-0.003, t值为12.85, 而非明星分析师在相同期间内的平均相对预测误差在1%水平显著为0.012, 两者之差在5%水平下显著为0.015, 这意味着在当选前, 明星分析师的预测误差就显著高于非明星分析师。也就是说, 明星分析师之所以能够获选, 是因为其具有更高的预测能力, 而非运气等因素。

表1的结果还表明, 明星分析师优异的预测能力是从当选前持续到当选后的, 而明星分析师之所以能够战胜其他分析师的原因正是其自身具有的更高的预测能力。

(三) 报告发布时间的影响

如果盈利预测是在上市公司上个财政年度结束后发布的, 则可能存在分析师通过与上市公司的联系而提早获取与盈利相关的财务信息, 从而做出更加准确的预测, 为了排除这一因素的影响, 本文将在财年结束后发布的报告剔除后对H1、H2进行了检验, 结果列在表2中。

从表2中的结果可以看出, 在剔除年后发布的预测报告后, 明星分析师和非明星分析师的预测准确度都下降了, 这说明预测报告公布的时间确实对结果具有影响, 但是剔除该影响后, 实证检验结果仍然和表1中的结果相似, 即无论在当选前还是当选后, 明星分析师的预测准确度都超过非明星分析师。本文在此不再详细解释表2的实证结果, 以避免累赘。

五、结论与建议

本文利用2005年—2010年的数据对我国明星分析师的盈利预测报告进行了研究。本文的实证检验发现:首先, 在当选后, 明星分析师对盈利预测的准确度显著的高于非明星分析师;其次, 在当选前, 明星分析师比非明星分析师同样具有更高准确度的盈利预测。这两项结果同时表明, 明星分析师的获选以及在当选后仍然能够战胜非明星分析师是凭借其自身高超的预测能力, 而非依靠运气或者其他因素;而且, 明星分析师高超的预测能力能够持续到当选后。

本文剔除了分析师在上市公司上一财政年度结束后发布的预测报告后发现, 所有分析师的预测准确度都略有下降, 这表明某些分析师通过在获取上市公司财务信息后发布预测报告以模仿高能力的分析师。在剔除了这些样本后, 本文发现明星分析师在当选前后都能战胜非明星分析师, 这再次支持了本文的假设, 即明星分析师凭借自身能力获选, 并依靠能力战胜非明星分析师。

本文的以上发现具有重要的现实意义:首先, 明星分析师的盈利预测报告对于投资者来说具有更高的参考意义, 因为他们能够发布更加准确的预测报告。其次, 监管部门应该禁止分析师在年后发布报告, 以防止某些分析师利用得到的数据来形成其预测报告, 给分析师行业造成不正当竞争。

参考文献

[1]李悦、王超:《中国证券分析师盈利预测准确度的影响因素》, 《山西财经大学学报》2011年第33期。[1]李悦、王超:《中国证券分析师盈利预测准确度的影响因素》, 《山西财经大学学报》2011年第33期。

盈利预测信息 篇8

一、国内外研究现状

在国外, 将会计政策变更与盈利预测这两种会计行为相结合的研究主要是围绕会计政策变更与盈利预测误差的相关性展开的。由于国外证券市场较发达, 关于盈利预测的实证研究领域主要集中在财务分析师预测。Elliott和Hilbrick在《Accounting Changes and Earnings Predictability》中运用Wilcoxon配对检验和Spearman相关性检验对进行会计政策变更的500家上市公司数据进行了分析, 检验结果表明, 在变更当年, 进行会计政策变更的公司的盈利预测误差较大, 并且会计政策变更对净利润的影响金额与证券分析师的盈利预测误差之间呈正相关关系。以往国外会计学术界较少对公司管理人员的盈利预测进行研究, 而现在对此方面的研究日益成为国外盈利预测研究的发展趋势之一。Jaggi和Sannella在《The Association Between the Accuracy of Management Earnings Forecasts and Discretionary Accounting Changes》中运用均值T检验对1979—1988年间的209家上市公司进行实证检验, 发现未发生会计政策变更的公司比发生会计政策变更的公司的盈利预测误差要小, 管理层比证券分析师更显著的减少了其盈利预测误差, 原因在于管理层通过会计政策变更等手段降低了盈利预测误差。除了对会计政策变更与盈利预测的相关性进行直接检验外, 一些学者还在盈余管理的相关研究中得到了二者相互联系的证据, 如Moses在《Income Smoothing and Incentives :Empirical Tests Using Accounting Changes》中运用多变量检验和单变量检验的方法对收益平滑行为的影响因素进行研究, 研究发现收益平滑与企业规模、报酬契约和会计政策变更前的盈利预测误差正相关。

我国在盈利预测的实证研究方面起步较晚, 在会计政策变更与盈利预测的相关性研究方面的研究成果也较少。其中代表性的观点如下:

张雁翎和彭浩然在《盈利预测误差的契约性与上市公司盈余管理研究》中对绝对盈利预测误差幅度在0%～20%的公司盈余管理行为进行了检验, 研究发现:高估盈利值且高估程度在20%以内的公司, 在上市后的第一年普遍存在通过管理营运资金和主观利润调增盈利的行为。表明上市公司为避免盈利预测误差超标带来的处罚, 存在着盈余管理行为动机。

石恒贵在《自愿性会计政策变更对上市公司年度盈利可预测性的影响机理研究》中, 运用理论分析和实证检验的方法探讨了我国转型经济时期上市公司自愿性会计政策变更对公司盈利预测的长期影响, 管理层的盈利预测和证券分析师的盈利预测的影响及未预期盈利的市场反应等一系列理论问题和实务问题。

王鑫在《上市公司盈利预测中盈余管理行为的实证研究》中通过对1998-2005年公布了盈利预测信息的沪深两市发行A股的上市公司的盈余管理行为进行检验, 深入研究了上市公司盈利预测中有关盈余管理行为的问题。研究表明:盈利预测误差在-20%～0%的上市公司确实有通过盈余管理行为来减少其误差的行为, 而并没有取得充分的证据证明盈利预测误差在0%～20%的上市公司通过盈余管理行为使盈利预测达到相对准确。

通过对国内外相关研究成果的回顾可以看出, 国内外学者普遍认为会计政策变更与盈利预测是相关的。对于会计政策变更与盈利预测的相关性, 国外的研究主要是围绕会计政策变更对盈利预测信息质量的影响展开的, 而国内在此方面的研究成果十分有限, 并且基本上是在借鉴国外研究成果的基础上形成的。但是中外市场环境差异巨大, 一些国外的研究结论还不可以直接照搬到我国来, 因此, 有必要立足于我国市场环境, 以我国上市公司的相关数据为基础对会计政策变更与盈利预测的相关性进行分析, 找出二者的相关度, 为我国上市公司的证券市场监管者和证券分析师提供政策建议、理论支持, 并为后来研究者提供借鉴。

二、研究假设

狭义上的盈利预测信息是指公司未来的盈利值, 是在对一般经济条件、经营环境、市场情况、发行人生产经营条件、财务状况等进行合理假设的基础上, 按照股票发行人正常的发展速度, 本着审慎的原则, 运用一贯的会计政策对未来的会计利润作出的预测。

然而, 由于企业经营环境的变化或者基于国家会计制度的要求, 企业编制盈利预测信息所采用的会计政策是可以发生变更的。会计政策变更改变了盈利预测信息的编制基准, 从而对盈利预测信息的准确性产生或多或少的影响。

经济后果学说认为, 企业的会计政策变更可能会影响企业各方当事人的利益, 会产生一定的经济后果。这点主要是通过对利润的影响来实现的, 会计政策变更不单影响当期净利润, 而且对以后各期的净利润也会产生不小的影响。需要注意的是, 我国企业仅需披露会计政策变更对当期利润的影响, 而无需披露对未来期间利润的影响程度。根据信号传递理论, 与生产低品质产品的企业相比, 生产高品质产品的企业更愿意将与商品高品质有关的信息传递给外界。同理, 盈利预测信息对企业各方当事人的决策是有价值的, 上市公司管理当局作为盈利预测信息的拥有者, 为了向市场传递利好消息, 便会主动披露盈利预测信息。同样, 盈利预测信息质量越高, 企业也越倾向于披露盈利预测信息。因此, 如果会计政策变更对企业未来期间利润的影响程度越大, 给盈利预测信息质量带来的负面影响越大, 企业管理当局越会谨慎披露盈利预测信息, 甚至不向外界公布盈利预测信息。

Moses在盈余管理的相关研究中发现, 收益平滑与企业规模、报酬契约、市场份额和会计政策变更前的盈利预测误差正相关。另外, Elliott和Hilbrick通过实证数据分析发现, 进行会计政策变更的公司在变更当年的盈利预测误差较大, 并且会计政策变更对净利润的影响程度与证券分析师的盈利预测误差正相关。

综上所述, 结合相关理论并借鉴相关研究成果, 提出研究假设:在同一会计年度内, 会计政策变更对利润的影响程度与盈利预测误差正相关。即会计政策变更对利润的影响程度越高, 盈利预测误差越大。

三、研究变量及样本选取

1.研究变量

为了研究我国上市公司会计政策变更与盈利预测的相关性, 本文将盈利预测误差作为研究的被解释变量, 将会计政策变更对利润的影响程度作为解释变量, 进而研究两个变量之间的密切程度。

(1) 被解释变量——绝对盈利预测误差

通常情况下, 盈利预测信息的质量用盈利预测误差这一指标来计量。由于绝对盈利预测误差可以有效避免由高估或低估产生正负值相互抵消而引起的计量不准确的情况。因此, 本文采用绝对盈利预测误差来衡量盈利预测信息的准确度, 公式如下:

undefined

其中:AFE (Absolute Forecast Error) 为绝对盈利预测误差, 其值越小, 盈利预测准确性越高;At为第t期的实际净利润;Ft为第t期的预测净利润。

(2) 解释变量——会计政策变更对利润的影响

本文用如下公式表示会计政策变更对利润的影响程度:

undefined

其中:DIR为会计政策变更对净收益的影响程度;RE为上市公司发生会计政策变更后的收益, 即报表收益;PE为会计政策变更前的收益;r为会计政策变更当年;Sales为会计政策变更年度的主营业务收入。

考虑到收益水平受公司规模影响, 所以用会计政策变更当年的主营业务收入作为分母。根据研究假设和所设计的变量, 本文设计如下模型:

AFE=a+bDIR+e

2.样本选取及描述性统计

(1) 样本选取

中国证监会于2001年3月15日出台了《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第1号——招股说明书》和《公开发行证券的公司信息披露内容与准则第7号——股票上市公告书》, 明确规定上市公司自主决定是否披露盈利预测信息, 盈利预测信息的披露原则由强制性改为自愿性。

为了能够确保样本资料的质量, 准确评价我国上市公司会计政策变更与盈利预测的相关性, 本文选取2001年3月15日至2009年12月31日在上海证券交易所和深圳证券交易所进行首次公开发行A股股票, 披露盈利预测信息并进行会计政策变更的上市公司为研究样本, 共计99家公司。

(2) 描述性统计

通过对样本基本情况进行统计, 在99个样本中进行会计政策变更的公司有43家, 未变更会计政策的公司有56家, 具体分布情况如表1所示。

2000年12月29日财政部发布《企业会计制度》并于2001年1月1日起实施, 在提高会计信息的可比性方面起到了重要作用。2006年颁布新企业会计准则体系并于2007年1月1日起实施。从表1中可以发现, 在新政策出台的年份, 披露盈利预测信息的公司数和进行会计政策变更的公司数都较多, 而2004、2005、2006和2009年这四年, 在披露盈利预测信息的IPO上市公司中没有一家公司进行会计政策变更。另外, 披露盈利预测的公司数越多, 进行会计政策变更的公司数也越多。

绝对盈利预测误差 (AFE) 在0%～20%范围内, 说明盈利预测信息质量较高。如表2所示, 2001—2009年我国IPO上市公司盈利预测信息质量总体较高。而未进行会计政策变更的公司数越多, 盈利预测信息质量越高, 这很可能是由于会计政策变更改变了盈利预测信息的编制基础, 从而影响了盈利预测信息的准确性。

在进行相关性分析前, 本文对所用的各变量进行描述性统计, 表3、表4和表5反映了本文研究所需变量的描述性统计特征。

从表3中的数据可以发现, 有些IPO上市公司披露的盈利预测信息质量较高, 其误差接近于零;而有些公司的盈利预测信息质量很低, 误差超过90%。这表明我国IPO上市公司披露的盈利预测信息质量参差不齐。对于进行会计政策变更的样本公司, 其会计政策变更对净收益的影响程度普遍较小, 最小值为0%, 最大值为15.43%。

从表4和表5中的统计结果中可以看出, 会计政策变更企业的平均盈利预测绝对误差大于非会计政策变更企业, 会计政策变更企业的绝对盈利预测误差的最大值与最小值之间差距较非会计政策变更企业大。说明会计政策变更企业的平均盈利预测信息质量低于非会计政策变更企业的盈利预测信息质量, 并且良莠不齐。

四、相关性分析

本文应用SPSS16.0统计软件对收集的数据进行处理, 2001～2009年会计政策变更与盈利预测的相关系数如表6所示。

从表6中可以看出, 会计政策变更对净收益的影响程度与盈利预测误差之间的相关系数是0.073, 说明二者之间有不太显著的正相关关系。表明盈利预测误差随着会计政策变更对利润的影响程度的提高而加大。

五、结论与建议

通过以上相关性分析得出以下结论:会计政策变更与盈利预测是相关的, 虽然会计政策变更对利润的影响程度与盈利预测误差的相关性不太显著, 但是仍可表明会计政策变更对盈利预测质量有一定的影响。因此, 恶意会计政策变更虽对盈利预测信息质量的危害不太大, 但仍需加以控制。对此, 建议一是建立公司管理层和中介机构证券分析师相互独立预测的盈利预测体系。中介机构及其证券分析师处于市场竞争环境中, 独立于公司管理层和投资者, 根据收集到的上市公司资料进行预测, 高质量的盈利预测信息是其生存发展的关键。因此, 有必要建立一些权威性的中介机构, 培养一批高素质的财务分析师, 使之与上市公司管理层相互制约、监督和补充。多样化的盈利预测信息来源可以在一定程度上避免上市公司管理层单方面通过会计政策变更误导盈利预测信息使用者, 促进盈利预测信息质量的提高。二是健全会计信息披露机制。建立健全规范透明的信息披露机制对抑制恶意会计政策变更与提高盈利预测信息质量都具有重要意义。我国现行会计制度已经要求企业披露其会计政策变更的内容、理由和影响数, 但这些要求仅是对会计政策变更当期而言, 而对此项规定的执行情况并没有专门的跟踪评估。一些公司并未严格执行有关规定, 不披露或避重就轻以误导投资者的情况时有发生, 投资者无法获得有关会计政策变更对企业未来盈利影响的信息。针对这些情况, 证券监管机构应建立有关信息披露质量的评估制度, 延长会计政策变更的信息披露年限, 并强化上市公司的事前信息披露和持续信息披露, 进而帮助会计信息使用者识别会计政策变更对盈利预测信息的影响。

摘要：以深、沪两市披露盈利预测信息的IPO上市公司为研究样本, 研究我国IPO上市公司会计政策变更与盈利预测的相关性。研究发现, 盈利预测误差随着会计政策变更对利润影响程度的提高而加大。对此, 一是要建立公司管理层和中介机构证券分析师相互独立预测的盈利预测体系, 二是要健全会计信息披露机制。

关键词：会计政策变更,盈利预测,IPO上市公司,相关性

参考文献

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