公司的盈利性分析精品(七篇)
公司的盈利性分析篇(1)
关键词： 承销商分析师；利益冲突；独立性；乐观预测
中图分类号：F230;F830 文献标识码： A 文章编号：1003-7217(2012)02-0061-04
一、引言
证券分析师作为专业分析人员，具有较强的信息收集能力和专业分析能力。如果分析师能够充分利用其所掌握的信息和专业技能，向市场提供科学的盈利预测信息，就必然会提高市场对信息的反应速度和效率，促进证券市场价格向证券内在价值回归，从而减少市场的价格偏离，促进资源有效配置。
证券分析师一般隶属于证券公司或证券咨询公司，当证券公司承销业务的客户是证券分析师盈利预测对象时，证券分析师就是承销商分析师。我国的证券分析师大多受雇于综合类证券公司，这些公司的承销业务都可能与分析师独立的研究工作产生冲突。现实中，承销商分析师难以回避公司业务开展的干扰与影响，在公司利益和个人利益的双重压力下，承销商分析师容易产生偏袒承销客户公司的倾向，从而损害一般投资者的利益［1，2］。
国内尚缺少基于数据分析基础上的承销因素对盈利预测影响的实证检验。本文考察在面对承销业务利益的诱惑下，承销商分析师能否保证独立性，做出准确的盈利预测，从而为市场提供科学准确的资源配置信号。通过对承销商和非承销商的盈利预测的数据对比研究，发现承销商分析师存在更加乐观的倾向，预测误差更大，承销业务明显地影响了盈利预测的客观性。
二、文献综述
国内对于证券分析师盈利预测的研究成果主要集中在盈利预测准确度的影响因素、分析师特征和盈利预测的市场反应等方面［3］ 。樊铮（2010）发现，分析师预测经验、券商规模、努力程度与其预测误差呈显著负相关，任务难度与其预测误差显著正相关［4］。杨萍（2010）发现盈利预测信息具有明显的短期效应［5］。姜姝（2010）发现基金重仓股的盈利预测误差高于其他股票,但是误差来源并非来自于乐观倾向，而是来自其悲观倾向［6］。
国外学者最先关注到分析师盈利预测会受到承销业务利益的影响［7］，先后有Brav等（2000）［8］、Jelic等（2001）［9］和Hamid Mehran（2007）［10］等研究了承销因素对盈利预测的影响，但他们更多地关注于承销商的规模和利益冲突是否会对盈利预测的准确度产生影响。国内周佰成、李晓东（2010）认为市场对于承销商分析师和非承销商分析师所关注股票的反应并无显著差异，我国证券市场投资者还没有认识到分析师的利益冲突行为［11］。原红旗、黄倩茹（2007）则发现承销业务利益会影响证券分析师的独立性［12］。
国内少数学者虽然已经意识到分析师会受到所属机构的利益关系的影响，但没有从盈利预测的视角来分析承销业务利益的影响，尤其尚未有研究承销业务利益对分析师盈利预测准确度的影响方式和结果的实证研究成果。本文通过对承销商分析师和非承销商分析师盈利预测的数据来进行对比分析，试图找到承销因素对分析师盈利预测的影响证据。
三、研究设计
（一）研究假设
Jensen 和Meckling（1976）在理论中提出，当个体或者团体置身于一个同时存在多个“委托―”关系的环境中时，人将不可能做到同时最大化两个委托人的利益。承销商分析师正是处于双重“委托――”关系的冲突之中。承销商分析师一方面负有为市场投资者和客户提供客观可靠的投资信息的“准公共责任”，另一方面又受到所属券商利益的影响，承担着内在的为承销对象服务的压力。理论上来讲，证券分析师具有良好的信息渠道和知识专长，有能力对目标公司做出尽可能准确的盈利预测。但是，很多券商将分析师的收入与其对公司投行业务的贡献挂钩，并把分析师作为拉拢承销业务的手段。券商为了维持与承销客户的业务关系，可能影响分析师在盈利预测工作中的勤勉态度和独立判断，从而影响其盈利预测的准确性。券商甚至可能要求分析师作出更为乐观的盈利预测，从而取悦于承销对象，以维持稳定的业务关系。相对来说，非承销商分析师由于没有受到承销业务的影响，具有更大的独立性。尽管自本世纪初以来，我国加强了对机构投资者的监管，但在券商内部制度建设，尤其是内部信息隔离制度和业务隔离制度的贯彻落实上与发达国家相比存在很大的差距，无法保证分析师在利益冲突环境下的独立性［13］。因此，我们预期承销商分析师由于受到承销利益因素的影响，其盈利预测会更加乐观，而非承销商分析师相对而言由于没有承销利益的影响，所作出的盈利预测会比承销商分析师更准确。据此，提出以下假设：
假设1：承销商分析师的盈利预测比非承销商分析师更加乐观。
假设2：承销商分析师的盈利预测误差大于非承销商分析师。
（二）变量设计
根据以往国内外相关研究以及我国分析师盈利预测的实际状况，我们对主要的因变量和自变量的设计如下：
Forecast(预测每股收益)。分析师对样本公司每股收益EPS的预测。
Error(每股收益预测误差)。该指标用来衡量分析师预测的准确性。关于分析师盈利预测误差的衡量有多种方法，我们采用Butler(1991)的方法［14］。Error等于预测每股收益与实际值之差除以股票价格。在后面的回归分析中，采用其绝对值。Error越大，盈利预测准确性越低［14］。
Fnetpro(预测净利润)。分析师对样本公司净利润的预测值。选择净利润指标进入模型是为了消除样本公司股票增发或者回购的影响，使得实证结果更客观。
Bias(净利润预测误差)。等于预测净利润与实际净利润之差。
财经理论与实践(双月刊)2012年第2期2012年第2期(总第176期)丁方飞，王晓彦等:承销业务利益对证券分析师盈利预测准确性影响研究
虚拟变量Kind(分析师所属券商类型)。根据分析师所属的券商是否是上市公司的承销商取值，1代表承销商分析师；0代表非承销商分析师。
由于盈利预测会受到预测对象很多财务指标的影响，根据以往学者的研究，选取如下控制变量：
ROE(公司上期净资产收益率)。衡量公司的盈利状况。分析师进行盈利预测时必然会参考公司上期的盈利状况，公司以往盈利状况的好坏会影响分析师对下期盈利预测的判断。
PB(市净率)。衡量公司的成长性指标。PB越高，表明市场对其价值越看好。公司成长性高低同样会影响分析师做出的盈利预测判断。
SIZE(公司规模)。取预测时公司总资产的自然对数。Kross(1990)认为公司规模变量影响分析师盈利预测，大规模的公司通常信息透明度更高，盈利预测准确度会更高［15］。但是我国规模较大的公司大多是国有企业，国有企业的多元化经营及内部交易的复杂性也会增大分析师预测的难度。
BD(盈利波动性)。盈余波动是影响分析师进行盈利预测的一个重要变量，公司盈余波动性越大，意味着未来盈余越不确定，会增加盈利预测难度。
（三）样本选择及数据来源
盈利预测数据来自CSMAR数据库上市公司财务分析师的盈利预测板块。考虑到2007年至2008年受到金融危机的影响，一方面企业经营环境不确定性加大，另一方面，国家对市场干预比较多，对国有企业和金融企业也有诸多补贴，对盈利预测的准确性影响比较大；因此，选取时间窗口为2009~2010年的盈利预测数据。
进入样本范围的盈利预测数据共有9186个，涉及被预测公司一共有513家，其中一个公司最少有一个分析师跟进，最多的有58个分析师。剔除相关变量数据不全的公司，最终剩下272家公司，共4057个盈利预测样本数据，其中承销商盈利预测数据105个。承销商虚拟变量取值来自中国证券网和金融界网站，通过网站上的招股说明书手工整理得到。
四、实证结果及分析
（一）单变量分析
按两个组别对盈利预测和预测误差进行单变量的均值比较。表1显示，承销商分析师对每股收益的预测均值比非承销商分析师高估0.0023；
而承销商分析师的每股收益预测误差均值为0.0202，显著高于非承销商分析师0.0135。同样，承销商分析师的净利润预测均值和预测误差也高于非承销商分析师的预测均值与预测误差。这与假设1和假设2一致。表2对两组数据进一步进行组间差异的曼-惠特尼检验。检验结果显示：Z=-0.858，t=0.009
（二）多元回归分析
1.总体的回归分析
前面的描述性统计分析主要只考虑了承销因素，此处进一步地纳入其他多元因素，考察在其他因素共同作用下，其结论是否依然成立。故建立多元回归分析的模型。
模型如下式（1）：
Error=a0+a1Kind+a2ROE+
a3PB+a4SIZE+a5BD+ε（1）
变量相关系数和模型回归结果分别如表3、表4所示。
从相关系数表3中可以看出，分析师类型与误差相关系数为正，说明承销因素可能导致更大的盈利预测误差，与假设1相符。ROE指标与Error的相关系数为负，说明净资产收益率越大的公司，分析师盈利预测越准确。PB与Error的相关系数为正，说明分析师对成长性较好公司的盈利预测会比较乐观，从而导致误差加大。SIZE与Error的系数也为正，说明公司规模越大，分析师反而对公司预测准确性就越低。BD系数为0.402，说明公司盈利波动性对于分析师盈利预测误差有影响，盈利波动比较大的公司，盈利预测误差越大。各自变量之间的相关系数均在0.4以下，说明不存在明显的多重共线性。
从表5的回归分析结果可以看出，模型通过了F检验，模型的可决系数达到了0.641，说明模型具有较好的解释力。方差膨胀因子均在1.5以下，不存在多重共线性。分析师类型变量Kind的系数为0.089，且在10%的水平上达到了显著，说明承销因素的作用是不可以忽略的。承销商分析师的盈利预测不但表现出乐观倾向，而且会扩大盈利预测误差，这就支持了假设2。
从控制变量来看，SIZE的系数为正，在1%的水平上通过了显著性检验，这说明对大规模公司的盈利预测误差更大。人们一般认为，大规模的公司信息不对称的程度较低，盈利预测应当更加准确。出现这一结果可能是大规模的公司以国有企业居多，由于国有企业的“扩张冲动”导致多元化经营［16］，企业业务的复杂化导致不确定性增加，从而增加预测难度。PB和BD的系数也是为正，说明成长性好的公司更容易被高估，而波动性大的公司的盈利预测误差也会加大，说明这一类公司的不确定性更高，预测难度大。只有ROE控制变量的系数为负，且在1%的水平上显著，说明随着公司净资产收益率的增加，该公司会受到机构投资者更大的关注，信息挖掘会更为充分，因而对其盈利的估算会更精确，误差会愈小。
2.配对样本的检验
在前面的总样本实证分析中，承销商分析师和非承销商分析师两组的观测值个数不同，且公司不一样，在可比性上有一定的缺陷。为了有效地消除上述不足，在这里考虑采用配对样本法，选出同时有承销商分析师和非承销商分析师参与盈利预测的公司，这样具有更好的可比性，以此来检验前述结论的稳健性。同时有承销商和非承销进行盈利预测的共有105家公司，涉及1825个盈利预测值。同样将盈利预测数据分为承销商和非承销商两组，有多个非承销商分析师参与预测的上市公司取平均值作为非承销商分析师的综合盈利预测值，然后和承销商分析师的盈利预测形成配对样本进行分析。由于同一家公司利润具有可比性，因此可以直接使用净利润预测值Fnetpro和净利润预测误差Bias来进行分析。
从表5配对样本的盈利预测均值比较来看，两个组别在Forecast和Fnetpro两个变量上都存在显著的差异，且均是承销商显著大于非承销商，均在5%的水平上达到显著，进一步证明了假设1。
以Bias为因变量按模型（1）进行回归得到结果如表6。回归分析结果表明对于同一家样本公司，承销商分析师同样比非承销商分析师做出的盈利预测误差更大，Kind系数在0.05水平上显著，比前面总样本的回归结果更加显著，进一步证明了假设2。其他各变量的符号与前面的回归结果类似，说明回归模型具有较好的稳定性。
五、结 论
本文将证券分析师的盈利预测结果分为承销商分析师和非承销商分析师两组进行研究，考察了承销业务对盈利预测结果的影响。通过两组独立样本和配对样本的实证检验，发现承销商分析师盈利预测比非承销商盈利预测更加乐观，且误差更大。这表明承销商分析师为了维护所属券商承销利益，取悦于承销公司的管理层，倾向于发表比非承销商分析师更为乐观的意见，导致盈利预测误差更大。
对于参考证券分析师盈利预测进行决策的普通投资者而言，如果没有意识到分析师所处的利益关系对其盈利预测独立性和客观性的影响，可能会被误导，从而影响资本市场的效率。我国的证券监管部门应当加大对券商内部的业务隔离制度和信息隔离制度落实情况的监管，从而尽可能地隔断其承销业务利益对证券分析师盈利预测独立性的影响渠道。
参考文献：
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公司的盈利性分析篇(2)
一、财务报表、报表附注和相关资料识别法
上市公司财务报告体系主要包括资产负债表、损益表、现金流量表及会计报表附注及补充材料等。盈余管理的直接对象是公司损益，而损益状况也会影响到资产、负债及现金流量状况。所以，分析上市公司是否进行了盈余管理，应该对损益表、资产负债表、现金流量表、会计报表附注等进行综合分析。
（一）上市公司损益表分析。分析上市公司损益表应从以下几方面入手：
1、主营业务利润比重。主营业务是公司正常盈利的主要途径。主营业务利润占利润总额比重的高低，表明企业盈利是否具有持续性，是否具有足够的抗风险能力。如果主营业务利润在利润总额里比重较低的话，企业极有可能为了某一财政指标而进行盈余管理。
2、非主营业务利润比重。同主营业务利润相比，非主营业务利润具有偶然性、非稳定性、非增长性、次数少、金额大等特点。虽然它们都是构成利润总额的因素，但它们对企业的持续发展意义不大。特别是非主营业务利润中的一次性收益在某种程度上不能作为企业盈利能力的判断依据。非主营业务利润包括：附营业务利润、财务费用、投资收益、补贴收入、营业外收入。
如果公司存在以上列示的非主营业务利润比例较大，而主营业务利润比例相对较小，就要考虑公司是否利用行政干预、对生产经营活动的调节、交易的规划以及政府补贴等方法进行盈余管理。我们在分析时，应将非主营业务利润从利润总额中剔除，以评价企业利润来源的稳定性以及盈余管理的程度。
3、上市公司损益表与母公司合并报表比较。将上市公司的损益表与其母公司编制的合并会计报表进行对比分析。通过对比分析，如果发现母公司合并会计报表的利润总额（应剔除上市公司的利润总额）大大低于该上市公司的利润总额，就意味着母公司可能通过关联交易将利润包装注入上市公司，也就是上市公司通过关联交易进行了盈余管理。
（二）上市公司资产负债表分析。分析上市公司资产负债表应从以下几方面入手：
1、应收及预付款项
（1）应收款项。应收款项包括应收票据、应收账款、其他应收款三部分。其中，后两部分是主要形式。由于对这部分往来款项审查的工作量较大，再加上其自身的隐蔽性，往往成为费用、损失挂账的对象。对应收账款的分析应注意是否存在应收账款规模的不正常增加和期限的不正常延长等现象。对其他应收款的分析应注意其余额大小，正常情况下，其他应收款的余额应该不大。如果余额过大，则该公司有利用该账户进行盈余管理的可能。公司常用其他应收账款隐藏潜亏，具体表现为：a、主营业务应收账款增长快，平均账龄较长。b、其他应收款金额大。如果应收账款的金额在流动资产中的比例较大，则有可能利用信用政策的放宽，来增加利润，进行盈余管理。如果应收账款的账龄较长，则会形成不良资产，坏账损失增加，而盈余质量令人质疑。
（2）预付款项。预付款项指公司为采购原材料或其他活动而形成的债权，是正常经营活动不可缺少的一部分。分析时应着重分析预付款项在流动资产中所占比例，如果所占比例较大，就应该注意公司是否利用预付款项来调低本期利润，从而为将来储存利润，即进行盈余管理。
2、不良资产。资产负债表中的待摊费用、待处理流动资产净损失、待处理固定资产净损失、递延资产、递延税款、开办费等可能产生潜亏的项目，以及三年以上的应收账款，这些资产基本不能或很少能给企业带来未来经济利益，我们把它们统称为不良资产。利用不良资产作为“蓄水池”进行盈余管理是企业的惯用手法。我们在分析资产负债表时，对不良资产应尤为关注。
（1）比较每股净资产与剔除不良资产后的每股净资产，二者差额越大，企业在过去几年因人为夸大利润而存在“资产泡沫”的可能性就越大，盈余管理存在的可能性亦越大。
（2）将当期不良资产的增加额和增减幅度与当期的利润总额和利润增减幅度比较，如果前者超过后者，说明公司当期利润含水量高，公司进行盈余管理的可能性较大。
在分析资产负债表时，还应分析无形资产占资产总额的比例及其合理性，以及存货占资产总额的比例和存货周转率等，以便更好地识别盈余管理。
（三）现金流量表与损益表相关项目对比。通过对经营活动产生的现金净流量、投资活动产生的现金净流量等现金净流量项目与损益表里相关项目的比较分析，判断企业的主营业务利润、投资收益和净利润的质量。由于利润的计量采用的是权责发生制，上市公司盈余管理往往影响的仅是账面利润，而没有相应现金流量，如在赊销时确认的收入、长期股权投资采用权益法确认的投资收益，以及通过关联交易获得的各种利润等均是如此。而现金流量的计量采用收付实现制，上市公司很难利用其进行盈余管理。因此，现金流量比利润更为客观和真实。如果企业的现金净流量长期低于净利润，则意味着与已确认为利润相对应的资产属于不能转化为现金的应收账款、待摊费用等。因此，分析净利润、投资收益等是否有相应的现金流入，可察觉一些有关盈余管理的异常情况。分析时应从以下几方面入手：（1）现金流量净额/净利润，该比率从企业整体考察上市公司账面利润与现金流量的脱离程度。（2）经营活动现金流量/经营净利润，该比率反映经营活动创造的利润是否有相应的现金流量。（3）主营业务销售收现/主营业务利润，我国上市公司利用应收账款进行盈余管理的现象较为普遍，该比率对此有针对性分析作用。（4）投资活动现金流量/投资收益，该比率有助于发现上市公司是否过多利用无相应现金流量的投资收益来调节利润（如权益法下对被投资公司权益变化做出的调整）。
一般来说，比率值越小、调增利润的可能性越大；比率过大，调减利润的可能性大。但由于企业在生命周期的不同阶段现金流量呈现不同特征，如在成长期需要大量现金流出（包括各类投资支出和研发费用），而在成熟期或衰退期现金支出则较少。因此，在分析时应注意剔除这些行业整体因素的影响。
上述分析中，各比率主要考察上市公司的利润来源与现金流量的偏离程度。实际上，上市公司的盈余管理行为并不一定表现为利润与现金流量相脱离。有些盈余管理行为是伴随相应现金流量的，如关联方构造的交易事项、补贴收入以及对生产经营活动的安排等，都可以有实实在在的现金流入。这是投资者在分析时应注意的。但由于现金流量分析主要为发现上市公司利润来源有无异常，以便确定盈余管理的透视重点。因此，充分利用现金流量表及其他财务报表从多个角度进行分析仍是非常必要的。
（四）会计报表附注、补充资料
1、阅读报表附注，看公司是否进行关联交易。如进行关联交易，应分析关联交易的金额及其比例、未结算金额及其比例以及定价政策，特别应关注公司是否以不等价交换的方式与关联方发生交易，并将来自关联企业的营业收入从利润总额中予以剔除，以分析某一特定企业的盈利能力在多大程度上依赖于关联企业，从而判断这一企业的盈利基础是否扎实、利润来源是否稳定，是否通过关联交易进行了盈余管理。
2、阅读报表附注，了解上市公司是否利用会计政策、会计估计变更进行盈余管理。会计政策和会计估计变更的必然性和合理性以及变更标准的主观性，为公司进行盈余管理提供了空间。会计信息使用者在分析公司是否利用会计政策、会计估计变更进行盈余管理时，应着重关注两点：一看变更内容和理由是否确实并且必要；二看利用会计政策、会计估计的变更进行调整后，对本年度和今后年度利润的影响有多大，从而了解公司是否进行了盈余管理，以及盈余管理的程度。
3、阅读现金流量表的补充资料部分，了解净利润调节为经营活动现金净流量的过程。现金流量表的补充资料部分是连接现金流量表和损益表的桥梁，有许多调整项目反映了净利润与经营活动产生的现金净流量的差异。因而，信息使用者可以通过阅读现金流量表的补充资料部分，识别出公司是否进行了盈余管理，以及盈余管理的项目有哪些。
信息使用者在对上述财务报表进行分析时，还应注意以下几点：（1）合并范围变动对利润的影响；（2）或有事项对利润的影响；（3）会计年度末的生产经营活动安排（尤其是固定资产的买卖和信用政策的变更等）对利润的影响。
信息使用者在以上报表分析的基础上，还应关注：（1）公司连续几个年度的报表比较；（2）公司年度报表
与同行业类似企业年度报表的比较。
二、盈余管理的其他识别方法
（一）股利分配识别法。丰厚利润与微薄股利的对比有助于我们识别公司是否进行了盈余管理。一般情况下，企业盈利后为了回报投资者，就要对投资者进行利润分配。而利润可以通过调节虚构，但现金却是实实在在的，无法通过调节产生。如果公司有丰厚的可供分配的利润，但一直不进行利润分配，就要怀疑公司是否进行了盈余管理，因为管理出来的利润大多没有相应的现金流量，肯定也无法进行利润分配。当然在这儿我们还要考虑公司所处行业是否处于成长期，有良好发展潜力的项目等待投资而暂不进行利润分配等其他因素。
（二）审计报告识别法。注册会计师作为行使经济评价职能的“经济警察”，其意见应是投资者判断公司盈余管理的主要线索。但由于注册会计师的独立性不能保证，即使注册会计师出具了无保留意见的标准审计报告，也不能绝对保证被审计单位不存在盈余管理行为。会计信息使用者还可以利用上述对会计报表分析的方法寻找盈余管理的线索。如果注册会计师出具的是非标准审计报告，包括带解释性说明段的无保留意见、保留意见、拒绝表示意见和否定意见的审计报告，则有理由怀疑公司可能有盈余管理的行为，对此必须予以充分关注。
在分析注册会计师审计报告时还应注意以下两点：第一，公司是否更换了注册会计师，为什么要更换，对频繁更换注册会计师的公司应特别关注；第二，公司聘请的注册会计师服务质量水平和独立性如何，特别要关注更换前后会计师事务所和注册会计师的知名度、在同业中的信誉以及以往的记录等方面的差异，作为判断盈余管理行为是否存在的线索。
（三）公司管理当局说明书识别法。根据我国现行有关法规的规定，若注册会计师出具了非标准的无保留意见的审计报告，公司管理当局应在公司的年度报告中对此加以说明。会计信息使用者在阅读注册会计师的审计报告后，再看一看公司年度报告中管理当局的解释，可以更清楚地了解公司的经济业务是否公允，公司是否有盈余管理行为。
（四）公司行业基本面识别法。对公司盈余管理的识别不但要从财务上分析，更应该结合公司行业的基本面进行。
1、宏观面分析。上市公司的盈利前景必然依托于经济政策、宏观经济和行业整体的发展状况。因而，分析宏观经济和收集行业资料可以使投资者较全面地判断和认识企业的行为。同属一个行业的各公司的财务指标之间，特别是一些相对数指标之间一般不会出现太大的差异。如果存在较大差异，则预示着公司存在盈余管理甚至利润操纵的可能。如果公司主要通过非经常性损益项目来调节利润，反映在财务指标上就是这些公司的主营业务利润占利润总额的比重较同行业公司平均值低。国外的一项研究发现，盈余管理公司比非盈余管理公司具有更高的财务杠杆、更低的资产周转率、更高的流动资产比例。
2、微观面分析。主要是从企业的资源状况、竞争优势、经营策略来分析。经验证明，结构混乱、高层管理人员调动频繁的公司通常发生盈余管理的可能性也较大。企业的经营策略、高层管理人员的素质也是判断公司是否存在盈余管理的另一指标。从微观面分析上市公司是否存在盈余管理，应关注以下几方面：（1）公司是否扩张过快。如果扩张过快，容易造成内部资源、管理跟不上，这为公司进行盈余管理提供了客观诱因。（2）是否经常签订合并、重组协议，合并、重组等是上市公司进行盈余管理的惯用手法，许多公司为保证预期的收益水平，通常采用合并、重组等手段。（3）公司是否业绩太好，以至于让人难以置信。（4）公司是否有盈余管理的历史。（5）企业高层管理者是否更换。（6）公司是否首次公开发行、配股、ST和PT。当公司首次公开发行、面临ST、PT的压力或为了达到配股资格时，往往有进行盈余管理的动机。（7）公司是否为巨亏、微利公司以及净资产收益率处于增配线边缘的公司。我国上市公司常出于避免退市和取得配股资格等动机进行盈余管理。因而，对报亏当年出现巨额亏损的公司、连续亏损后出现微利的公司以及净资产收益率处于增配线边缘的公司，应尤其加以关注。（8）公司是否存在关联交易、财政补贴等行为。
公司的盈利性分析篇(3)
关键词：营运资本管理 实证研究 综述
一、引言
营运资本管理是企业短期财务管理的核心内容，其各个组成部分几乎与企业生产经营的方方面面密切相关。国内外学者采用规范研究、实证研究以及二者相结合的方法，对我国企业营运资本管理进行了系统研究。其中，关于营运资本管理与企业绩效、营运资本管理与企业价值、营运资本管理与企业盈利能力之间的关系等方面研究多采用实证研究方法。因此，本文拟对实证研究方法在这三方面应用的基本情况和特点进行归纳总结，以期为实证研究方法在我国营运资本管理研究领域的应用提供借鉴。
二、在营运资本管理与企业绩效关系研究方面的应用
张宁在（2010）对我国制造业上市公司1999-2008年10年间营运资本管理的营运资本投资政策、营运资本融资政策和营运资本管理效率三个方面进行了实证分析。研究采用回归分析法，在相关假设的基础上分别构建了营运资本政策与公司绩效、营运资本管理效率与公司绩效的回归模型。作者采用托宾Q和权益报酬率（ROE）作为公司绩效的代表变量，使分析结果更具说服力；在回归分析模型中加入相关控制变量，剔除相关因素对公司绩效的影响，从而使结论更加客观。
陈晓霞（2011）采用实证分析法对营运资本管理与企业经营绩效进行了定量分析。在实证研究模型检验中，分别采用了描述统计、Pearson相关系数分析、多元回归分析等方法，并给出了经验公式。作者运用计量经济学模型和计量经济学分析软件Eviews较好地完成了营运资本管理与经营绩效关系的实证研究。
张红娟（2009）通过多元线性回归表明，现金周转周期与企业资本回报率存在着显著相关关系，而企业增长率与营运资本管理各方面都不存在相关关系，现金流量也只与现金周转期即营运资本管理效率相关。
柯宝红（2009）以2007年沪、深两市所有制造业A股上市公司为研究对象，运用多元线性回归法分析了制造业上市公司营运资本对企业绩效的影响。结论是：公司营运资本对企业绩效有影响但不显著，并就此提出了改善制造业上市公司企业绩效的对策及建议。
张梅玉（2010）以零售业沪、深两市A股2001年前上市的62家公司为样本，选取2001-2005年的数据，通过实证研究表明：零售业企业的营运资本管理效率很大程度上影响了总资产主营业务利润率。
可见，实证研究方法在营运资本管理与企业绩效关系研究方面，大部分研究主要采用了相关性分析、多元回归分析、描述性统计、Pearson相关系数分析等方法，能够较客观、真实地反映二者间的关系。
三、在营运资本管理与企业价值关系研究方面的应用
王帧（2011）利用2005-2009年连续五年上市的房地产公司营运资本管理财务数据，对营运资本管理与企业价值的关系进行了描述性统计与多元回归分析。通过对理论假设的检验和实证结果诠释得出结论：我国房地产上市公司营运资本管理存在流动资产占总收入水平较高、易变现率较低、营运资本总体管理水平上升。
汪平等（2007）以截至2004年末在沪、深两市上市的A股制造业公司为样本，运用多元回归分析研究了我国上市公司营运资本政策与企业价值之间的相关性。研究结论是：企业价值与营运资本周转期负相关，而与流动资产比例和流动负债比例无关。
韩庆兰等（2008）结合2003-2006年沪、深两市房地产公司数据，利用固定效应模型对营运资本管理与公司价值关系进行了实证研究。研究发现：房地产上市公司价值受一年以上应收账款占应收账款总额的比例、预收账款与营业收入之比、预付账款与营业成本之比以及金融流动资产负债率等因素的影响。
王治安等（2007）从管理资产负债表的角度，对2003-2006年上市的1 050家A股公司进行了研究。通过Pearson检验分析，并利用固定效应模型进行GLS估计。研究认为，我国上市公司营运资本管理与企业价值之间的关系为：营运资本需求与企业价值存在显著的负相关。
董海婷（2010）对2003-2007年394家A股上市公司年度报表中数据利用多元回归模型进行了回归分析，并进行经济意义检验、统计推断检验和计量经济学检验。通过描述性统计结果和实证分析得出结论：营运资本管理越有效率，企业价值越大。
由上分析可见，实证研究方法在营运资本管理与企业价值关系研究方面主要采用了描述性统计、多元回归分析、固定效应模型等方法，从而较好地反映了营运资本管理对企业价值的影响。
四、在营运资本管理与企业盈利能力关系研究方面的应用
营运资本管理对企业盈利能力的影响可归结为两个方面：营运资本结构对企业盈利能力的影响和营运资本政策对企业盈利能力的影响。
（一）营运资本结构对企业盈利能力的影响
万玉晶（2011）运用散点图和描述性统计分析了我国零售业上市公司营运资本结构和盈利能力现状；运用因子分析、相关性分析、逐步回归分析等实证分析法研究营运资本结构对盈利能力的影响，并进行盈利分组研究。研究得出：盈利好和盈利差组盈利能力受不同的营运资本结构指标影响。
李治国（2008）对沪、深两市2006年上市的注册地为山东的企业2006年年报数据采用二步模型法进行了研究。第一步，用简单因子分析模型确定综合盈利指标；第二步，首先用多变量回归模型分析确定第一步确定的因子与资本结构变量的相关关系，提出回归模型假设；然后对样本公司盈利能力指标分析因子得分对其影响，并同时进行显著性检验。实证分析结论是：山东上市公司的盈利能力同资产债率负相关，同长期权益负债比正相关。
张淑英等（2008）对安徽46家上市公司2003-2005年财务数据运用因子分析法进行研究，对资本结构与盈利能力的关系进行了回归分析。研究表明：资产负债率与上市公司的盈利能力存在负相关关系，而长期负债资产比率与盈利能力没有显著的相关性。
宋晨曦（2009）将深市中小企业板块的268家企业划分为九个行业，以2003-2008年的数据为样本，分别对这九个行业的营运资本结构指标和盈利能力指标进行描述性统计。将营运资本结构指标作为自变量，盈利能力指标作为因变量，构建一元线性回归模型。实证表明：合理确定营运资本结构，选择营运资本政策对盈利能力的提高起着关键作用。
不难看出，实证研究方法在营运资本结构与企业盈利能力关系研究方面，主要采用的是描述性统计、因子分析、相关性分析、逐步回归分析和二步模型等方法，从而较好地分析了二者间的关系，结果更具说服力。
（二）营运资本政策对企业盈利能力的影响
王丽娜（2009）对1998-2007年工业上市公司年度报表中的有关数据运用聚类分析法和极值分布模型，分析我国工业上市公司主要采用的营运资本政策盈利性现状；运用聚类分析方法得出我国企业主要采用的营运资本政策类型；使用极大似然法求得概率模型参数，运用极值分布模型求出不同重现期对应的各指标预测值。
王丽娜等（2000）以沪、深两市1998-2004年90家样本A股工业行业上市公司为研究对象，运用聚类分析与极值分布模型方法对其管理实践进行实证分析。结论是：目前，我国上市公司营运资本政策以中庸型和稳健型为主，且中庸型多于稳健型，中庸型政策的盈利能力高于稳健型政策，大多数企业选择的是盈利性较好的中庸型政策。
辜玉璞（2006）首先对沪、深两市1995-2004年的146家制造业上市公司年度报表中的相关数据进行了描述性统计；然后，建立流动资产和流动负债的占用水平与资产报酬率和资本报酬率之间的关系模型，运用相关性分析法分析了营运资本政策与企业绩效的关系。另外，建立流动资产持有水平与销售规模的相关性研究模型、流动资产与流动负债的匹配模型、营运资本水平与现金流量相关性模型等。研究表明：流动资产比例与企业盈利能力无显著相关性；流动负债比例与企业盈利能力呈负相关；现金周转周期与企业盈利能力呈负相关。
高飞（2008）对1998-2007年沪、深两市A股上市公司年报数据，运用描述性统计分析、相关性分析、多元回归分析等方法对提出的假设加以验证，得出结论：我国上市公司营运资本投资政策越稳健，其盈利能力越强；营运资本融资政策越激进，盈利能力越低。
可见，实证研究方法在营运资本政策与企业盈利能力关系研究方面，主要采用了描述性统计、相关性分析、多元回归分析、聚类分析和极值分布模型等方法，从而更准确地分析了营运资本政策与企业盈利能力的影响。
五、结论
综上所述，我国实证研究方法在营运资本管理研究中的应用主要集中在三个方面：营运资本管理与企业绩效、营运资本管理与企业价值、营运资本管理与企业盈利能力的关系。从研究现状看，使用的主要分析方法是相关性分析、描述性统计、回归分析和聚类分析等方法。就应用的主要情况看，较为科学规范的实证研究方法在营运资本管理研究中的应用尚处于起步和探索阶段。此外，在现代财务管理理论的研究中，我国学者比较关注长期财务决策，而对企业短期财务管理的核心和上市公司重要财务政策之一的营运资本管理，目前在我国的实证研究方面基本上还是空白。因此，加强实证研究方法在营运资本管理理论研究中应用的同时，还应积极探索在营运资本管理实践研究中的应用。
参考文献：
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3.张红娟.零售行业上市公司营运资本管理与经营绩效的实证研究[D].中央民族大学，2009.
4.柯宝红.制造业上市公司营运资本与企业绩效研究[J].财会通讯，2009，（8）.
5.张梅玉.零售业营运资本管理与企业绩效关系研究[J].南开大学商学院，2010，（11）.
6.王帧.基于企业价值的营运资本管理研究[D].云南财经大学，2011.
7.汪平，闫甜.营运资本、营运资本政策与企业价值研究[J].经济与管理研究，2007，（3）.
8.韩庆兰，颜敏.房地产上市公司营业资本结构与公司价值相关性的实证研究[J].财会月刊，2008，（10）.
9.王治安，吴娜.管理资产负债表视角下营运资本管理与企业价值的相关性研究[J].财会月刊，2007，（11）.
10.董海婷.营运资本管理与企业价值计量分析[J].财会通讯，2010，（1）.
11.万玉晶. 我国零售业上市公司营运资本结构对盈利能力的影响研究[D].沈阳理工大学，2011.
12.李治国.公司盈利能力与资本结构相关性研究[J].工业技术经济，2008，（5）.
13.张淑英，张菊，蒋蕊.公司资本结构对盈利能力影响的实证研究[J].安徽科技学院学报，2008，（22）.
14.宋晨曦.我国中小上市公司营运资本对盈利能力的影响研究[D].天津财经大学，2009.
15.王丽娜.我国工业企业营运资本政策及其盈利能力的实证分析[D].中国海洋大学，2009.
16王丽娜，庞亮，高绪亮.营运资本政策及其盈利能力的实证分析[J].财会通讯，2008，（4）.
公司的盈利性分析篇(4)
关键词：盈余预测；影响因素；评价方法
中图分类号：F27 文献标识码：A
原标题：盈余预测的文献综述与研究建议
收录日期：2012年12月3日
一、盈利预测的特征分析
魏刚、陈工孟（2001）运用一系列误差衡量标准，比较H股、红筹股上市公司与香港本地企业之间盈余预测的精确性。研究结果表明，IPO公司的外部所有权越大，其盈余预测的精确度却越小。
杨萍（2010）以2006～2008年的年度业绩预告为研究样本，分析了上市公司盈余预测值的精确性、准确性、及时性及其修正结果，得出以下主要结论：业绩预告的精确性在逐渐增强的同时及时性在减弱，而与之相关的准确性并没有因此得到普遍的提高。与“自愿性”业绩预告相比，“强制性”业绩预告的准确性明显较低。
徐宗宇结合我国证券市场1993～1996年的盈利预测数据，对盈利预测的准确度进行了分析研究。结果表明，上市公司普遍利润实际完成数超过利润预测数，表现出稳健预测的特征，并且在1988年徐宗宇对盈利预测可靠性的因素进行了检验，其结果发现我国上市公司预测准确度与公司规模正相关、与预测期反向相关、与新股发行定价正向相关。
姜硕、李祥艳（2005）运用两种误差衡量标准，比较我国上市公司2000～2001年盈利预测的精确性。研究结果表明，我国上市公司的盈余预测已比较精确。在用绝对预测误差模型解释精确性变异的过程中，我们发现统计回归结果的解释力较强。本文的回归结果表明，对于模型而言，我国上市公司的盈余预测是无偏的，并且其制定过程也是显得比较理性，盈余预测与我国上市公司的规模正相关，而且不同行业有很大的区别，并与债权融资正相关。
二、影响盈余质量的因素研究
张亚丰（2008）系统地分析了影响财务分析师盈余预测的主要因素，从会计信息质量、盈余的可预测性、财务分析师的专业能力和激励行为特征等四个方面论述了影响独立盈余预测质量的主要动因，并指出只有通过改进会计信息系统及完善交易主体激励相容约束机制才能最终提高盈余预测的质量。
徐宗宇、邵清芳、陈维良（2012）以2010年沪深上市公司为样本，采用基本Jones模型和线下项目法分别计算线上项目操纵性应计利润和线下项目操纵性应计利润，考察了终极控制人两权分离度以及终极控制人性质与盈余管理的关系，得出以下结论：（1）线上项目盈余管理程度与两权分离度显著正相关，终极控制人更倾向于通过隐蔽性更强的线上项目进行盈余管理；（2）当终极控制人性质为非国有时，终极控制人更有动机通过线上项目进行盈余管理。
陈旭东（2007）采用决策有用性的观点，定义了盈余质量，认为盈余质量研究的核心问题是决定盈余质量属性背后的因素，从会计选择与股权结构的关系入手，探讨了盈余质量是如何被决定的。通过理论分析表明，股权结构通过两种竞争性的效应，侵占效应和协同效应影响高质量会计报告的供给和需求。
程小可（2005）基于中国资本市场环境研究了盈余结构在公司业绩预测中的增量效应，即盈余结构在盈利预测与经营性现金流预测中相对总括盈余而言的边际作用；并基于中国资本市场数据对设计出的盈余结构业绩预测模型进行了实证检验。实证结论显示：盈余结构项目在预测公司未来盈利能力和未来现金流方面，均比总括盈余具有更加显著的预测能力，并且盈余结构在现金流预测方面也具有显著的经济学意义。
三、盈利质量的评价方法研究
吴东辉和薛祖云（2005a）实证表明，我国证券分析师的（年度）盈利预测比随机游走模型（年度）盈利预测准确；徐跃（2007）发现利用财务分析师的季度盈利预测一元时间序列模型所获取的年度盈利预测比利用年度盈利的一元时间序列模型所获取的年度盈利预测更加准确。吴东辉和薛祖云（2005b）利用财务分析师的公开盈余预测进行套头交易策略研究，以及王征、张峥和刘力（2006）对六大券商财务分析师的投资评级进行组合研究，都证明了财务分析师预测的经济价值，而且在统计上显著。
徐泓、蒋砚章、刘雅萍（2005）以净利润作为衡量企业年度盈利的主要指标，建立基于中期报告的各种盈利预测模型，设计的预测模型分为综合运用年报数据预测和中报数据预测两类，并对预测模型的准确性进行差异检验，从中提炼出最佳预测模型，以扩大预测模型的适用范围、提高预测模型的准确性。
张雁翎、陈涛（2007）以随机抽取的上海和深圳证券交易所的1，000家被并购上市公司为样本，研究了盈余管理计量模型的检验效力问题。本文通过三种验证各模型效力的实证方法比较了6种盈余管理的计量模型。研究发现，第一类误差的方法认为Healy模型、修正的琼斯模型和前瞻性修正的琼斯模型能有效地检验出盈余管理行为：预测误差标准方法则认为前瞻性修正的琼斯模型是最优的模型；而根据对操纵性应计部分的短期效应的实证则认为Healy模型、修正的琼斯模型、KS模型和前瞻性修正的琼斯模型是较优的计量模型。在综合考虑各种实证结果和中国资本市场实际情况的基础上，认为前瞻性修正的琼斯模型在中国证券市场检验盈余管理行为的效力最强。
郦玉敏（2005）评价我国上市公司盈余质量的正确可行的方法，即体现在盈余质量的三个方面：盈余的预测能力、盈余的持续性和盈余的现金支持，只有盈余的现金支持才具有现实意义。
四、研究建议
通过上文对盈余预测三方面的文献回顾发现：（1）在盈余预测的特征分析中，大家着重研究的是准确性或者是精确性，对于其他的特征没有深入研究；（2）在影响因素方面，研究得比较零散，重点研究某一因素的文献还很少；（3）在评价方法的文献中，对于评价预测模型没有什么创新，在这一方面还有待完善。
主要参考文献：
[1]魏刚，陈工孟.IPO公司盈余预测精确性之实证研究——H股、红筹股上市公司与香港本地企业的一个比较.财经研究，2001.3.
[2]杨萍.基于上市公司业绩预告的盈余预测特征分析.西北工业大学学报（社会科学版），2010.6.
[3]姜硕，李祥艳.我国上市公司盈利预测的实证研究.会计之友，2005.7B.
[4]吴东辉，薛祖云.对中国A股市场上财务分析师盈余预测的实证分析.中国会计与财务研究，2005.1.
公司的盈利性分析篇(5)
关键词:证券分析师 信息解读 盈利预测 实证研究
1 导语
证券分析师即作为信息中介,在信息的筛选、分析和传递中起着重要的桥梁作用。盈利预测,是分析师工作的一个重要方面。作为目前最受关注的预测类信息,盈利预测信息通过反映企业在预测期间内可能达到的营业收入、利润总额、净利润、每股收益水平等,帮助投资者、债权人以及其他相关使用者评价企业未来现金流量的时间、金额、不确定性,从而做出合理的经济决策。相比于国外成熟的资本市场,我国的证券机构及其分析师行业仍然处于起步发展阶段,存在着显著的“板块联动”现象、“指标股效应”和“同涨同跌”现象,在预测准确度、选股能力、撰写的研究报告质量上还有待提高。而证券市场频现证券分析师以权谋私的丑闻,也给证券业蒙上阴影。
本论文主要通过研究影响分析师盈利预测准确度的两大因素——公司因素、分析师个人因素,更深层次地理解信息透明度对信息使用的专业人士行为影响,证券分析师获取、解读、运用信息的能力和影响投资者及市场效率的程度。
2 文献回顾及研究假设
鉴于证券分析师在资本市场中的重要地位,国外学者从不同角度对证券分析师的盈余预测进行了研究,并通常被分为三种观点:①理性分析,认为分析师会迅速地、毫无偏差地将信息融进预测中。②分析师往往系统性地反应不足。③分析师对新信息反应过度或系统地乐观。在我国,随着证券分析师作用不断地发挥,针对其行为的研究也不断全面和深入。在盈利预测方面,国内的研究主要围绕信息来源(胡奕明、林文雄、王玮璐,2003)、预测方法(方军雄,2007)、预测精度及影响因素(姜国华,2004;石桂峰、苏力勇、齐伟山,2007)、与上市公司信息披露的关系(方军雄,2007)、市场有效性(白晓宇、钟震、宋常,2007,吴东辉、薛祖云,2005)以及与其他国际资本市场对比(胡奕明、孙聪颍,2005)等方面展开。
从这些研究中可以看到,作为一个新兴资本市场,我国的股票市场虽然其股票价格反映了已公开的信息, 但并没有达到fama (1970) 所定义的“完全反映”程度,即未达到半强式有效(吴东辉、薛祖云,2005)。其预测误差的原因,主要与上市公司和分析师因素有关。公司特征和公司行为会在分析师预测过程中产生公司效应(firm effect),而分析师的个人经验、工作环境也会影响其预测手段和能力。根据已有研究结果,并结合相应理论,我们提出以下假说:
假说1:证券分析师预测准确度与上市公司的盈余可预测性正相关。
假说1-1:证券分析师预测准确度与公司盈余管理负相关。
假说1-2:证券分析师预测准确度与公司盈余波动程度负相关。
假说2:证券分析师预测准确度与公司规模正相关,但相关程度不明显。
假说3:证券分析师预测准确度与预测机构家数正相关。
假说4:证券分析师预测准确度与预测时间负相关。
3 数据来源及样本选取
本文使用的数据来自wind数据库,以所有上证a股作为研究样本。考虑到目前已有对2005年之前盈利预测数据的研究,我们将本研究所涉及的时间范围限定于2007年,样本期为2007年的年报。又由于存在多个分析师分析同一家公司的情况,我们取其盈利预测平均值。最终确定355家符合条件的公司作为研究样本。
4 对分析师盈利预测准确性的检验
在考察分析师盈利预测影响因素之前,我们先对其预测数据的准确性进行检验分析。主要通过以下指标对其测量:
误差率=(实际盈利值-盈利预测值)/实际盈利值
当误差率小于0,分析师的预测为乐观预期;大于0,是悲观预期。
为了数据分析的需要,我们也采用绝对误差率指标,排除正负误差的影响:
绝对误差率=┃实际盈利值-盈利预测值┃/实际盈利值
一般认为绝对误差率越小,可靠性越高。误差率分析
将证券机构的盈利预测与公司实际的盈利预测进行比较,我们计算汇总了盈利预测的误差率。356家样本公司中,有165家公司误差率大于零,184家公司误差率小于零,6家相同。可以看到,误差率小于零的公司比大于零的公司多。因而,我国上市公司的盈余预测倾向于高估,或者说预测偏于乐观。
进一步分析绝对误差率,可以看到,有68.45%的预测误差在20%范围内,其中小于10%的比例为41.13%;有19.15%落在20%-40%的误差范围中,预测可靠性较低
;12.39%的预测误差超过40%,盈利预测误差较大。根据该数据可以看到,我国证券分析师盈利预测具有一定的可靠性,但良好准确性的比重并不高,并且超过十分之一的预测存在较大误差,整体水平还有待提高。
5 回归分析
5.1 研究设计 为了验证上文提出的假说,探究怎样的公司和分析师影响预测准确度,我们使用以下回归方程作进一步分析。
模型一:
afe=α+β1scale+β2pc+β3leverage+β4ev+β5number +ε
模型一用以考察样本整体情况。其中因变量afe为绝对误差率,即┃实际盈利值-盈利预测值┃/实际盈利值。
在各自变量中,公司规模(scale)以其总资产反映,同时为了消除量纲的差异取自然对数。盈余的可预测性(pc)参照利润构成,以扣除非经常性损益后的净利润与利润总额比值的绝对值来计量利润构成情况。财务杠杆(leverage)我们以公司的资产负债率来衡量公司的财务风险和流动。盈余的波动程度(ev)是利用近3年每股收益的标准差来计量,在计算此指标时,如果公司的实际上市时间不足6 年的,以实际上市年限计算,但最少不得小于3 年。预测机构家数(number)为年度内做出盈利预测的分析师人数。
5.2 描述性统计分析 在原有样本中,我们剔除了6个eps不足3年的公司,故新样本数量为353。从描述性统计(表5-1)中我们可以看出,对于样本公司来说,平均的分析师人数在9人左右,在分布上则较为分散,标准差达到了6人。财务分析师预测误差的平均数为29.8%,而中位数为12.8%,故存在部分预测误差较大的情况,其标准差同样体现出了分布较为分散的特点。但结合石桂峰、苏力勇、齐伟山(2007)对2004、2005年ape描述性结果我们仍然发现,相比于2004和2005年,07年分析师预测绝对误差的均值、中位数和标准差均明显减小,说明分析师盈利预测的能力和准确度均在不断提高之中。
5.3 回归分析 从这一模型回归方程的p-value值来看,只有盈余的可预测性(pc)在5%水平上显著,且估计系数大于零(0.2881),说明扣除非经常性损益后的净利润占利润总额比重越大,可预测性越高,预测的误差越小,预测精确度越高。证实了假说1。由于我国上市公司从1999年开始强制披露扣除非经常性损益后的净利润,上市公司对外披露的年报中没有单独披露非经常性损益,因而上市公司往往利用非正常损益进行盈余管理。故pc值越大,非正常损益所占比重越小,降低了盈余管理的可能性,因而间接证明了假说1-1。规模变量(scale) 的估计系数小于零(-0.0345),但根据p-value并不显著,说明大公司能提高预测精确度,但影响程度很小。与假说2相同。盈余的波动程度(ev)系数和预测机构家数(number)的回归结果显著性不高,故对盈利预测影响程度不大,无法证实假说1-2和假说3。
6 研究结论
本文以2007年的上证a股数据为样本,分析了目前我国证券分析师在预测上市公司未来盈余时预测精确度及影响因素,并得出了以下结论:
我国证券分析师盈利预测水平较不均衡,依然存在较大误差。同时,分析师对过去的信息有其事负面信息的关注和反映程度在加强。此外,同一家公司的预测机构数对分析师的预测并不明显,而分析师所在机构对其职业判断的影响也较小,反映出目前我国分析师“羊群效应”有一定减弱,分析师倾向于拥有更多私人信息进行独立、客观地判断。
分析师盈利预测的信息来源很大一部分集中于公司正常经营活动,也反映出在预计非正常损益带来的不确定性上,我国证券分析师的能力尚有不足。
分析师在盈利预测时,能较准确地收集、筛选和利用信息。
根据本次研究可以预见,随着分析师信息解读能力的不断提高,个人经验和行业经验的不断丰富和我国资本市场不断成熟、稳定和发展,分析师对证券市场的分析活动还将不断深入,使上市公司和投资者之间的桥梁作用更加显著,并进一步提高证券市场有效性。
参考文献:
[1]白晓宇,钟震,宋常.分析师盈利预测之于股价的影响研究.审计研究.2007年第1期.
[2]方军雄.我国上市公司信息披露透明度与证券分析师预测.金融研究.2007.6.
公司的盈利性分析篇(6)
关键词：分析师关注；盈余管理；可操纵应计利润
中图分类号：F830.9 文献标志码：A 文章编号：1001-862X（2012）06-0063-007
近年来，随着我国证券市场机构投资者队伍的不断壮大以及以基本面分析为主的价值投资理念的兴起，证券分析师的重要性日益显现，对市场的影响越来越大，分析师（1）关注（analyst following）的经济后果研究也受到学术界的高度关注。现有文献关于分析师关注的研究，大多集中在分析师关注对上市公司股价和对投资者投资决策的影响方面，把分析师定位为传统意义上的信息中介。然而，分析师除了上述功能外，还有一个被忽略的重要角色，即上市公司管理层的外部监管者（Jensen和Meckling，1976；Healy 和Palepu，2001）。[1][2]分析师丰富的专业知识和行业背景使其在对企业财务报告进行例行追踪的同时，还能发现企业财务报告中存在的问题，对企业的舞弊行为发挥积极的监管作用，甚至有研究发现公司舞弊行为最有效的外部监督者是分析师，而证监会和会计师事务所在这方面的作用较小（Dyck et al.，2006）。[3]Yu（2008）用美国的数据进行研究，结果表明分析师作为企业会计信息质量的外部监督者，对企业的盈余管理行为具有显著的抑制作用。[4]国内学者在内部公司治理对企业盈余管理行为的影响方面做了大量研究，但从公司外部治理的角度研究分析师关注对企业盈余管理行为影响的文献则很少。与国外发达资本市场相比，我国资本市场起步较晚，监管机制还不够健全，证券分析师外部治理功能的发挥与国外可能会有差异。因此，运用我国上市公司的数据，从公司外部治理的角度研究分析师关注对企业盈余管理行为的影响，对于健全公司外部治理机制和完善会计监管措施无疑具有重要的理论价值和实践意义。
本文以我国2001—2010年A股上市公司为样本，实证检验分析师关注对盈余管理行为的影响，并将样本按照盈余管理的方向进行分组测试，分析分析师关注对公司正向盈余管理和负向盈余管理的影响差异。相对于以前的研究文献，本文可能的贡献在于：从分析师关注角度研究公司盈余管理的影响因素，并按盈余管理的方向测试其影响差异，丰富了盈余管理的相关研究文献。此外，对资本市场证券分析师的功能进行拓展研究，有助于从公司外部治理的角度加深对分析师监督职能的理解。
一、理论分析与研究假设
分析师在资本市场上扮演着双重角色：一是解读和分析财务信息的中介力量，二是约束管理层行为的外部监督者。一方面，分析师对来自企业的初始信息进行解读与分析，构成了企业与投资者之间的信息中介（张雁翎，2002）。[5]分析师对企业信息的解读与加工并对企业的股票进行评级与预测，能够增加股价的信息含量，提高企业信息的透明度，持续的分析师关注能够促进企业进行充分的信息披露（Arya和Mittendorf，2007）。[6]另一方面，Jensen和Meckling（1976）指出，作为管理层的外部监督者，分析师的活动能够降低两权分离所造成的成本。[1]分析师通过搜集公司的内外部信息，评价公司在市场上的生存能力和投资空间，对公司管理层的行为发挥潜在的监督作用（Lang et al.，2004）[7]；通过增加股价的信息含量，对管理层的舞弊行为进行惩戒并对其价值创造活动进行奖励，从而影响管理层的财务决策，增加了他们做出最佳的投资和财务决策的动力（Chang et al.，2006）。[8]Knyazeva（2007）检验了作为外部监督机制组成部分的财务分析师在公司治理中的潜在作用。实证结果显示，在公司财务业绩和管理层行为方面，分析师关注与公司治理的作用是相似的。[9]依据上述文献，我们可以合理推测，分析师关注越多，外部公司治理和监督更为有效，从而降低了公司的盈余管理程度。鉴此，我们提出：
H1：限定其他条件，分析师关注显著降低了公司的盈余管理程度。
按照可操纵应计利润的符号，盈余管理分为正向盈余管理（可操纵应计利润大于0）和负向盈余管理（可操纵应计利润小于0）。企业为达到首次公开发行（IPO）的条件、实现高价发行、申请股权再融资（SEO）以及取得配股资格等，会进行正向的盈余管理（Aharony et al.，2000；DuCharme et al.，2001；Teoh et al.，1998；陆正飞和魏涛，2006）。[10][11][12][13]而在高层管理人员的非例行更替当年，继任高管会通过非正常性项目和大规模的勾销进行负向的盈余管理（Pourciau，1993；Wells，2002）。[14][15]此外，为了规避所得税成本，预期税率下降的公司也会进行应计利润操控的负向盈余管理（李增福和郑友环，2010）。[16]可见，管理层进行正向和负向盈余管理的动机并不相同，如果在研究中不考虑盈余管理的方向，可能会导致研究结论出现偏差。从经济后果看，正向盈余管理会严重影响会计信息的质量，误导投资决策，对投资者造成损害；而负向盈余管理对投资人的危害不大，容易从稳健性原则上寻找理由。因此，目前我国资本市场主要关注的是正向盈余管理，负向盈余管理没有引起广泛关注（薄仙慧和吴联生，2009）。[17]基于上述分析，我们可以合理预测，分析师对正向盈余管理行为关注较多，而对负向盈余管理行为关注较少。鉴此，我们提出：
H2：限定其他条件，分析师关注对正向盈余管理行为具有显著的抑制作用，对负向盈余管理行为无显著影响。
二、样本选择与研究设计
（一）样本选择与数据来源
本文以2001至2010年A股上市公司所有观测值为初始样本，在研究过程中，按照如下原则对样本公司进行了剔除：（1）由于会计制度、经营风险与环境的较大差异，我们剔除了金融、保险行业上市公司的观测值；（2）剔除了ST、PT和退市的样本观测值；（3）剔除了存在财务数据缺失的上市公司观测值。最终得到11432个观测值，其中，2001年至2010年的观测值个数分别为930、978、1011、1110、1119、1126、1194、1273、1357和1334。最后，为了减弱极端异常值的影响，本文对所有连续变量在1%和99%分位进行了winsorize缩尾处理。本文的分析师数据来自CSMAR系统，其余研究数据来自锐思数据库。
（二）变量的度量
1. 盈余管理程度的度量
应计利润是盈余的组成部分，不反映在当期的现金流量（current cash flows）中，可用来调整会计盈余（Bergstresser和Philippon，2006）。[18]应计利润有正常性（normal）和非正常性（abnormal）之分，正常性应计利润反映企业基本的经营业绩，而非正常性应计利润（即可操纵应计利润）可以通过会计政策的选择性应用来调整（Dechow et al.，2010）。[19]因此，本文以可操纵应计利润（Discretionary Accruals，DA）作为盈余管理程度的替代变量，并根据夏立军（2003）的研究[20]，采用分年度、分行业（2）的修正Jones模型来度量盈余管理程度。具体计算过程如下：
首先，计算出总应计利润TAt，TAt=（OPt-CFOt）/At-1，其中，OPt为公司t年的营业利润，CFOt为公司t年的经营现金流量。
然后，对如下模型（1）进行分年度、分行业的回归。
TAt /At-1=α1（1/At-1）+ α2（ΔREVt /At-1）+ α3（PPEt /At-1）+εt （1）
其中，At-1为公司t-1年末总资产，ΔREVt为t年度主营业务收入的改变量，PPEt为t年末固定资产价值，εt为t年的误差项。通过分年分行业回归，得到各年各行业的回归系数α1、α2和α3。
然后，将α1、α2和α3带入NDAt=α1（1/At-1）+α2[（ΔREVt-ΔRECt）/At-1]+ α3（PPEt /At-1），求得非可操纵应计利润NDA，其中ΔRECt为t年度应收账款的改变量。
最后，由DAt=TAt-NDAt，求得可操纵应计利润DA。
2. 分析师关注的度量
分析师关注度受诸多因素的影响，如公司规模、以往的业绩、成长能力、外部融资活动和经营波动性等。现有文献研究表明，公司规模越大、盈利能力越强、成长能力越好、收益的波动性越大，分析师关注就越多（Marston，1997；岳衡和林小驰，2008；夏芳，2010）。[21][22][23]而这些因素可能又同时影响着盈余管理程度，为控制这些因素的影响，我们借鉴Yu（2008）的研究模型来计算分析师超额关注度，作为分析师关注度的替代变量。[4]具体模型如（2）所示。
NUM=α0+α1SIZE+α2LROA+α3GROWTH+α4EFA+α5CFV+βYEAR+ε （2）
在模型（2）中，NUM 是对公司股票进行评级、预测的分析师数量；SIZE是公司的规模，用公司年末市场价值的自然对数表示；LROA是公司以往的经营业绩，以滞后一期的资产净利率表示；GROWTH是公司的成长能力，用总资产增长率表示；EFA是公司的外部融资活动，用融资活动产生的现金净流量与期末总资产之比来表示；CFV是公司的经营波动性，用样本期内现金净流量的标准差与期初总资产之比来表示；YEAR是年度哑变量。
我们将模型（2）中的残差项ε命名为RES并作为分析师关注度的替代变量，代表着分析师关注数量NUM中与公司规模、以往业绩、成长能力、外部融资活动和经营波动性等因素无关的部分。
为检验本文的研究假设，构建模型（3）：
DA=α0+α1RES+α2MTB+α3SIZE+α4ROA+α5GROWTH+α6EFA+α7CFV+α8INSHP+βYEAR+ε
（3）
其中，RES是本文的解释变量，即分析师关注度，是模型（2）中对分析师关注数量NUM进行回归所得的残差项；MTB为市值与账面价值比；ROA指盈利能力，是当期的资产净利率；INSHP是机构投资者持股比例；其余变量的定义与模型（2）中的相同，不再赘述。有关盈余管理影响因素的研究表明，MTB值越大，盈利能力越弱，成长能力越强，公司的盈余管理程度越高（Yu，2008）[4]；应计利润的质量与现金流的标准差负相关，与公司规模正相关（Dechow和Dichev，2002）[24]；机构投资者的持股比例与盈余管理程度呈负相关关系（高雷和张杰，2008）[25]；此外，以低成本从外部融资是企业进行盈余管理的一个重要动机（Dechow et al.，1996）[26]，可能会影响到盈余管理程度。因此，在模型（3）中，我们对上述变量进行了控制。根据本文的假设，分析师关注度与盈余管理程度负相关，我们预计α1小于0。
3. 控制变量的定义
本文涉及的相关控制变量定义如表1。
三、实证结果及分析
（一）描述性统计和相关性分析
表2 是分析师关注数量的分布情况统计结果。从表2可以看出，样本中未被分析师关注的公司数量最多，其观测值为8573个，在总观测值中所占比例高达74.99%；大部分受关注的公司分析师数量均在1～5人之间，所占比例约为22.79%；被10个以上的分析师关注的观测值仅有77个，仅占总体样本观测值的0.67%。上述统计结果表明我国证券分析师行业规模较小，起步较晚，发展较为缓慢。
各变量的描述性统计结果见表3。从表3可以看出，盈余管理程度DA的中位数为0.0068，说明有50%以上的上市公司进行了正向的盈余管理。超额关注度RES的均值为-0.0000，而其中位数为-0.2186，说明50%以上的上市公司的分析师超额关注度小于0，且超额关注度呈左偏趋势。分析师关注数量NUM的3/4分位数为1.0000，说明有大约75%的公司没有受到分析师关注。市值与账面价值比MTB的1/4分位数为1.0521，说明75%以上的上市公司的市场价值大于其账面价值。盈利能力ROA的1/4分位数为0.0128，说明25%以下的公司资产净利率小于0。成长能力GROWTH的1/4分位数为0.0097，说明有75%以上的公司总资产增长率大于0；机构投资者持股比例INSHP的3/4分位数为0.2409，说明有25%以上的公司的机构投资者持股比例大于20%。
表4报告了各主要变量间的相关性分析结果。从表4可以看出，盈余管理程度DA与分析师关注度RES负相关，且Spearman系数在1%水平上显著，说明分析师关注对盈余管理行为有显著的抑制作用，支持了本文的H1。
（二）分析师关注与盈余管理回归分析
表5列示的是分析师关注与可操纵应计利润的OLS回归结果。首先，我们对2001—2010年全部样本进行OLS回归，结果如表5第（1）列所示：可操纵应计利润DA与分析师关注RES在10%水平上显著负相关，说明分析师关注对公司盈余管理行为有显著的抑制作用。这一结果支持了本文的H1。
在控制变量中，可操纵应计利润DA与盈利能力ROA和外部融资活动EFA显著正相关， 显著性水平均为1%，说明盈利能力越强、外部融资活动越多，公司的盈余管理程度越高。DA与市值和账面价值的比例MTB、成长能力GROWTH和公司经营的波动性CFV显著负相关，显著性水平均为1%，说明公司的市值与账面价值比越高、成长能力越强、公司经营的波动性越大，盈余管理程度越低。DA与机构投资者持股比例INSHP在5%水平上显著负相关，说明机构投资者也能在一定程度上抑制盈余管理行为。
由于正向盈余管理和负向盈余管理在动机和手段上存在本质差别，本文按照DA的符号将总样本分为正、负两组，重复第（1）列的回归，结果如表5第（2）列和第（3）列所示。在正向盈余管理组中，可操纵应计利润DA与分析师关注RES在5%的水平上显著负相关；而在负向盈余管理组中，可操纵应计利润DA与分析师关注RES的回归系数在统计上不显著。上述检测结果表明，分析师关注对公司正向盈余管理行为具有显著的抑制作用，而对公司负向盈余管理行为无显著影响，支持了本文的H2。各控制变量对可操纵应计利润的影响结果与第（1）列的结论基本一致，不再赘述。
（三）稳健性测试
1. 考虑到我国分析师行业发展较晚，2001年和2002年的分析师关注数量仅有10人和77人，我们删除了2001年和2002年的观测值，将样本区间缩短至2003—2010年，重复正文的研究，结论保持不变，H1和H2均得到了经验证据的支持。
2. 直接采用分析师关注的数量NUM作为分析师关注度的替代变量，重复正文的回归分析，研究结论总体上保持不变。
上述稳健性测试的结果表明，本文的研究结果是稳健、可靠的。
四、结论与启示
本文以我国2001—2010年A股上市公司的11432个观测值为样本，从公司外部治理的角度对分析师关注对盈余管理行为的影响进行了实证分析。实证结果表明：样本期间分析师关注与公司盈余管理程度显著负相关，进一步的分组检测结果显示，分析师关注对公司正向盈余管理行为具有显著的抑制作用，而对公司负向盈余管理行为无显著影响。以上结论说明，在我国资本市场，分析师不仅是传统意义上的信息中介，对上市公司的股价和投资者的投资决策产生影响，而且对公司盈余管理行为有显著的抑制作用，他们作为公司管理层的外部监督者对企业会计信息造假和财务舞弊发挥着积极的监管作用，是我国上市公司外部治理的一支重要力量。
基于上述研究结论，我们认为：（一）要充分肯定证券分析师在资本市场中的外部监督作用，加快我国证券分析师行业的发展，加强证券分析师队伍的建设和培育，充分发挥证券分析师对企业财务舞弊行为的监管和保证会计信息质量的积极作用。（二）由于我国证券分析师行业起步较晚，又处于相对特殊的资本市场环境，其客观性和独立性存在一定问题，证券分析师的利益冲突时有发生。所以，要在加快我国证券分析师行业发展的同时，政府要加强对证券分析师行业的监管。（三）证券分析师更多地关注公司的正向盈余管理行为，对负向盈余管理行为关注较少。本质上，无论是正向还是负向盈余管理行为，都是会计信息不真实的表现，都会对投资者的投资决策产生误导。所以，证券分析师及相关监督机构应重视上市公司的负向盈余管理行为，及时识别，减少其带给投资人的损害。
注释：
（1）本文所指的分析师，均为证券分析师。
（2）按照中国证监会行业分类标准，其中制造业由于行业数目众多，采用了二级分类。
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公司的盈利性分析篇(7)
关键词:证券分析师 信息解读 盈利预测 实证研究
1 导语
证券分析师即作为信息中介,在信息的筛选、分析和传递中起着重要的桥梁作用。盈利预测,是分析师工作的一个重要方面。作为目前最受关注的预测类信息,盈利预测信息通过反映企业在预测期间内可能达到的营业收入、利润总额、净利润、每股收益水平等,帮助投资者、债权人以及其他相关使用者评价企业未来现金流量的时间、金额、不确定性,从而做出合理的经济决策。相比于国外成熟的资本市场,我国的证券机构及其分析师行业仍然处于起步发展阶段,存在着显著的“板块联动”现象、“指标股效应”和“同涨同跌”现象,在预测准确度、选股能力、撰写的研究报告质量上还有待提高。而证券市场频现证券分析师的丑闻,也给证券业蒙上阴影。
本论文主要通过研究影响分析师盈利预测准确度的两大因素——公司因素、分析师个人因素,更深层次地理解信息透明度对信息使用的专业人士行为影响,证券分析师获取、解读、运用信息的能力和影响投资者及市场效率的程度。
2 文献回顾及研究假设
鉴于证券分析师在资本市场中的重要地位,国外学者从不同角度对证券分析师的盈余预测进行了研究,并通常被分为三种观点:①理性分析,认为分析师会迅速地、毫无偏差地将信息融进预测中。②分析师往往系统性地反应不足。③分析师对新信息反应过度或系统地乐观。在我国,随着证券分析师作用不断地发挥,针对其行为的研究也不断全面和深入。在盈利预测方面,国内的研究主要围绕信息来源(胡奕明、林文雄、王玮璐,2003)、预测方法(方军雄,2007)、预测精度及影响因素(姜国华,2004;石桂峰、苏力勇、齐伟山,2007)、与上市公司信息披露的关系(方军雄,2007)、市场有效性(白晓宇、钟震、宋常,2007,吴东辉、薛祖云,2005)以及与其他国际资本市场对比(胡奕明、孙聪颍,2005)等方面展开。
从这些研究中可以看到,作为一个新兴资本市场,我国的股票市场虽然其股票价格反映了已公开的信息, 但并没有达到fama (1970) 所定义的“完全反映”程度,即未达到半强式有效(吴东辉、薛祖云,2005)。其预测误差的原因,主要与上市公司和分析师因素有关。公司特征和公司行为会在分析师预测过程中产生公司效应(firm effect),而分析师的个人经验、工作环境也会影响其预测手段和能力。根据已有研究结果,并结合相应理论,我们提出以下假说:
假说1:证券分析师预测准确度与上市公司的盈余可预测性正相关。
假说1-1:证券分析师预测准确度与公司盈余管理负相关。
假说1-2:证券分析师预测准确度与公司盈余波动程度负相关。
假说2:证券分析师预测准确度与公司规模正相关,但相关程度不明显。
假说3:证券分析师预测准确度与预测机构家数正相关。
假说4:证券分析师预测准确度与预测时间负相关。
3 数据来源及样本选取
本文使用的数据来自wind数据库,以所有上证a股作为研究样本。考虑到目前已有对2005年之前盈利预测数据的研究,我们将本研究所涉及的时间范围限定于2007年,样本期为2007年的年报。又由于存在多个分析师分析同一家公司的情况,我们取其盈利预测平均值。最终确定355家符合条件的公司作为研究样本。
4 对分析师盈利预测准确性的检验
在考察分析师盈利预测影响因素之前,我们先对其预测数据的准确性进行检验分析。主要通过以下指标对其测量:
误差率=(实际盈利值-盈利预测值)/实际盈利值
当误差率小于0,分析师的预测为乐观预期;大于0,是悲观预期。
为了数据分析的需要,我们也采用绝对误差率指标,排除正负误差的影响:
绝对误差率=┃实际盈利值-盈利预测值┃/实际盈利值
一般认为绝对误差率越小,可靠性越高。误差率分析
将证券机构的盈利预测与公司实际的盈利预测进行比较,我们计算汇总了盈利预测的误差率。356家样本公司中,有165家公司误差率大于零,184家公司误差率小于零,6家相同。可以看到,误差率小于零的公司比大于零的公司多。因而,我国上市公司的盈余预测倾向于高估,或者说预测偏于乐观。
进一步分析绝对误差率,可以看到,有68.45%的预测误差在20%范围内,其中小于10%的比例为41.13%;有19.15%落在20%-40%的误差范围中,预测可靠性较低
;12.39%的预测误差超过40%,盈利预测误差较大。根据该数据可以看到,我国证券分析师盈利预测具有一定的可靠性,但良好准确性的比重并不高,并且超过十分之一的预测存在较大误差,整体水平还有待提高。
5 回归分析
5.1 研究设计 为了验证上文提出的假说,探究怎样的公司和分析师影响预测准确度,我们使用以下回归方程作进一步分析。
模型一:
afe=α+β1scale+β2pc+β3leverage+β4ev+β5number +ε
模型一用以考察样本整体情况。其中因变量afe为绝对误差率,即┃实际盈利值-盈利预测值┃/实际盈利值。
在各自变量中,公司规模(scale)以其总资产反映,同时为了消除量纲的差异取自然对数。盈余的可预测性(pc)参照利润构成,以扣除非经常性损益后的净利润与利润总额比值的绝对值来计量利润构成情况。财务杠杆(leverage)我们以公司的资产负债率来衡量公司的财务风险和流动。盈余的波动程度(ev)是利用近3年每股收益的标准差来计量,在计算此指标时,如果公司的实际上市时间不足6 年的,以实际上市年限计算,但最少不得小于3 年。预测机构家数(number)为年度内做出盈利预测的分析师人数。
5.2 描述性统计分析 在原有样本中,我们剔除了6个eps不足3年的公司,故新样本数量为353。从描述性统计(表5-1)中我们可以看出,对于样本公司来说,平均的分析师人数在9人左右,在分布上则较为分散,标准差达到了6人。财务分析师预测误差的平均数为29.8%,而中位数为12.8%,故存在部分预测误差较大的情况,其标准差同样体现出了分布较为分散的特点。但结合石桂峰、苏力勇、齐伟山(2007)对2004、2005年ape描述性结果我们仍然发现,相比于2004和2005年,07年分析师预测绝对误差的均值、中位数和标准差均明显减小,说明分析师盈利预测的能力和准确度均在不断提高之中。
5.3 回归分析 从这一模型回归方程的p-value值来看,只有盈余的可预测性(pc)在5%水平上显著,且估计系数大于零(0.2881),说明扣除非经常性损益后的净利润占利润总额比重越大,可预测性越高,预测的误差越小,预测精确度越高。证实了假说1。由于我国上市公司从1999年开始强制披露扣除非经常性损益后的净利润,上市公司对外披露的年报中没有单独披露非经常性损益,因而上市公司往往利用非正常损益进行盈余管理。故pc值越大,非正常损益所占比重越小,降低了盈余管理的可能性,因而间接证明了假说1-1。规模变量(scale) 的估计系数小于零(-0.0345),但根据p-value并不显著,说明大公司能提高预测精确度,但影响程度很小。与假说2相同。盈余的波动程度(ev)系数和预测机构家数(number)的回归结果显著性不高,故对盈利预测影响程度不大,无法证实假说1-2和假说3。
6 研究结论
本文以2007年的上证a股数据为样本,分析了目前我国证券分析师在预测上市公司未来盈余时预测精确度及影响因素,并得出了以下结论:
我国证券分析师盈利预测水平较不均衡,依然存在较大误差。同时,分析师对过去的信息有其事负面信息的关注和反映程度在加强。此外,同一家公司的预测机构数对分析师的预测并不明显,而分析师所在机构对其职业判断的影响也较小,反映出目前我国分析师“羊群效应”有一定减弱,分析师倾向于拥有更多私人信息进行独立、客观地判断。
分析师盈利预测的信息来源很大一部分集中于公司正常经营活动,也反映出在预计非正常损益带来的不确定性上,我国证券分析师的能力尚有不足。
分析师在盈利预测时,能较准确地收集、筛选和利用信息。
根据本次研究可以预见,随着分析师信息解读能力的不断提高,个人经验和行业经验的不断丰富和我国资本市场不断成熟、稳定和发展,分析师对证券市场的分析活动还将不断深入,使上市公司和投资者之间的桥梁作用更加显著,并进一步提高证券市场有效性。
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