預防性監管與分析師樂觀預測
——基于財務報告問詢函的視角

羅 宏，郭一銘

一、引 言

黨的十九大報告提出，要健全金融監管體系，守住不發生系統性金融風險的底線。2021年中央經濟工作會議再次強調，要打好防范化解重大風險攻堅戰，重點是防控金融風險。預防性監管作為中國近年來資本市場創新監管制度，是交易所在市場監管和風險防范中發揮一線作用的重要手段。預防性監管主要通過交易所對上市公司可能存在的潛在問題發函問詢得以實施，發放的函件主要包括問詢函、監管函和關注函等。通常是交易所發現上市公司在業績真實性、會計處理合規性、非經營性資金占用、三會運作及信息披露的及時性、準確性、完整性等方面存在潛在問題，發函要求上市公司對問詢函中涉及的問題進一步補充說明或者修正已披露信息。問詢函本身并不代表公司已經發生了實質性違規行為，它只是交易所提醒并督促上市公司完善信息披露的手段(張俊生 等，2018；鄧祎璐 等，2020)。其中，財務報告問詢函在監督公司財務報告信息披露質量和公司治理方面發揮重要作用，不僅關注公司財務信息真實性和完整性，同時聚焦公司業務模式、行業風險和自身風險等，能夠為利益相關者提供增量信息，更成為交易所評價上市公司信息披露質量的重要依據之一(1)2015年，《上海證券交易所上市公司信息披露工作評價辦法(2015年修訂)》正式把是否“及時回復問詢，并按要求補充披露公司重大事項”作為上交所評價上市公司信息披露工作的依據之一。2017年，《深圳證券交易所上市公司信息披露工作考核辦法(2017年修訂)》明確指出“是否在規定期限內如實回復本所問詢”是考核上市公司信息披露工作主要關注的內容之一。。

已有研究認為，短期而言，上市公司收到財務報告問詢函會引起負向市場反應(陳運森 等，2018a)。但從長遠發展看，陳運森等(2019)研究發現，上市公司收到財務報告問詢函后，盈余管理程度顯著降低，且財務報告問詢函對盈余管理行為的抑制作用具有可持續性。聶萍等(2019)基于年報問詢函的研究發現，年報問詢函能夠抑制大股東“掏空”行為，并且當年報問詢函的問題涉及“掏空”相關關鍵事項時，年報問詢函對“掏空”的抑制作用更加顯著，說明年報問詢函有效緩解了第二類代理問題。李曉溪等(2019)發現，收到年報問詢函后，上市公司會更積極發布業績預告并且預測精確度更高，預告文本信息質量更好，且年報問詢函的嚴重程度與業績預告質量的改善程度正相關。鄧祎璐等(2021)認為，財務報告問詢函能對管理層實施有效監督，提高收函企業風險承擔水平，緩解股東和管理層之間的代理問題。年報問詢函在一定程度上也有效抑制了公司內部控制意見購買行為，改善未來的內部控制質量(聶萍 等，2020)。張俊生等(2018)證實年報問詢函降低了股價崩盤風險，當公司信息透明度較低時，年報問詢函對股價崩盤風險的抑制作用尤其突出?？v觀已有文獻，學者大多聚焦于財務報告問詢函對收函企業的影響，鮮有文獻關注財務報告問詢函是否會進一步影響資本市場信息中介。作為資本市場中重要且特殊的信息中介，分析師不僅扮演著信息收集者的角色，還扮演著信息提供者的角色(李春濤 等，2016)。分析師通過收集上市公司相關信息，對信息進行專業解讀和分析，繼而以盈余預測等形式將分析過的信息傳遞至資本市場和投資者(李春濤 等，2016)。財務報告問詢函的直接作用對象為收函企業，分析師的預測是基于對所跟蹤企業信息的分析，基于此，財務報告問詢函的監管效果能否通過影響收函企業進而影響資本市場信息中介？當分析師跟蹤的企業收到財務報告問詢函后，分析師對收函企業未來發展預測是更加樂觀還是更為謹慎？為解答上述問題，本文以2015—2019會計年度滬深A股上市公司作為研究對象，基于財務報告問詢函的視角，檢驗預防性監管對分析師樂觀預測的影響。

二、文獻回顧與研究假設

(一)文獻回顧與評述

分析師作為資本市場重要的信息中介，主要職能之一是對上市公司信息匯總分析，繼而以盈余預測或者相關價值報告等形式傳遞給資本市場和投資者(儲一昀 等，2017)。分析師的盈余預測能有效緩解資本市場信息不對稱程度，提高資本市場定價效率(許年行 等，2012；路軍偉 等，2021)。

早期關于分析師的研究表明，分析師的盈余預測較基于時間序列模型的盈余預測更有信息含量(Brown et al, 1987)，這表明分析師的盈余預測具有信息增量。已有文獻研究表明，資本市場中的分析師普遍具有樂觀傾向(陳婧 等，2021)。主要表現為分析師的預測盈利大于公司實際盈余(Francis et al, 1993)，分析師傾向于低估負面信息的損害并高估正面信息的收益(Nutt et al, 1999)。McNichols等(1997)發現分析師的購股建議分布出現樂觀傾向，因為分析師不傾向傳遞負面信息，影響分析師樂觀估計的因素包括分析師的自我選擇、認知偏差和利益沖突等(O’Brien et al, 2005；Dechow et al, 2000；曹勝 等，2011)。

針對財務報告問詢函，已有文獻不僅探討其治理效果，也關注對利益相關者和信息披露的影響。陳運森等(2018b)發現，上市公司收到財務報告問詢函后，被出具非標審計意見的概率顯著提高，事務所對收函企業要求的審計費用也大幅上升。胡寧等(2020)研究發現，銀行提高了收到定期報告問詢函企業的風險溢價，收函企業的債務資本成本顯著提升。袁蓉麗等(2022)研究發現，年報問詢函顯著降低了股價同步性，機構投資者持股和產品市場競爭會削弱年報問詢函的影響。翟淑萍等(2020a)認為財務報告問詢函顯著提高收函企業的年報可讀性，并且監管效果在具有董事聯結關系的公司中具有溢出效應。翟淑萍等(2020b)研究了財務報告問詢函與收函企業會計信息可比性的關系，通過抑制管理層機會主義動機、降低信息不對稱程度以及增加違規成本，財務報告問詢函提高了收函企業的會計信息可比性。

國外學者關于美國證券交易委員會(SEC)問詢函(Comment Letters)和澳大利亞意見函(Inquiry Letters)的研究側重其對信息披露和公司治理的影響。Bozanic等(2017)認為SEC向企業發放的問詢函提高了信息透明度，改善了信息質量。Brown等(2018)研究發現，如果公司的競爭對手、業內同行或者行業領導者收到問詢函，即使沒有收到SEC問詢函的公司，也會相應提高年報披露質量。SEC問詢函對收函企業的CFO更替會產生顯著的“滴灌效應”(Drip-Feed Effect)，即單個問詢函對CFO更替的影響力有限，CFO更替概率會隨著收函頻率的增加而提高。Johnston等(2017)發現SEC問詢函能有效降低收函企業買賣差價中的逆向選擇，提高盈余反映系數。

綜上可知，國外關于SEC問詢函和澳大利亞意見函的研究多集中于信息披露領域，國內學者關于問詢函的研究多聚焦公司治理層面。大量學者研究了財務報告問詢函對收函企業股東、管理層及其他利益相關者的影響，但鮮有學者關注財務報告問詢函的監管效果是否能通過收函企業進一步作用至資本市場信息中介層面。因此，財務報告問詢函對資本市場信息中介的影響仍有待進一步探討。

(二)研究假設

財務報告問詢函是“未雨綢繆”的預防性監管，公司收到財務報告問詢函僅表明交易所對公司披露的相關文件中一些問題表示關注，希望上市公司就財務報告問詢函中涉及問題做出答復。作為財務報告問詢函的發函主體，證券交易所具有高度的專業性和權威性，能關注到財務報告相關文件中對信息使用者有價值但尚存疑惑的問題。財務報告問詢函在問題性質尚未惡化前，即對潛在信息披露違規行為發出警示信號。對潛在違規行為及時示警，能有效避免公司產生真實財務或信息披露違規行為，防患于未然。

財務報告問詢函提高了收函企業公司治理水平，有助于分析師對企業未來發展形成樂觀預期。陳運森等(2019)研究發現，上市公司收到財務報告問詢函后，盈余管理行為得到抑制；聶萍等(2019)認為，年報問詢函有助于緩解第二類代理問題，抑制大股東“掏空”行為；鄧祎璐等(2021)從風險承擔的角度研究了問詢函對第一類代理問題的緩解作用。上述研究表明，財務報告問詢函向收函企業傳遞了監管壓力，促使其積極整改相關問題。對收函企業，交易所出具財務報告問詢函明確傳遞了收函企業正在受到監管這一信號，企業在未來會計年度信息披露相關的投機主義行為也將面臨更高的違規成本(Johnston et al, 2017)。收函企業不僅需要補充完善當前信息披露，更需在后續年度提高信息披露質量和公司治理水平，以免被再度問詢。

分析師的盈余預測之所以比基于時間序列模型預測的盈余更有信息含量，重要原因是分析師具備專業的信息分析和評估能力(Brown et al, 1987；Cheng et al, 2016)。作為成熟的信息使用者，分析師接受過大量信息分析和評估訓練，更擅長綜合評估信息的價值(Driskill et al, 2020)，有助于分析師認識公司被問詢的實質。此外，不同于中小投資者的“短視”行為，分析師預測盈余時大多基于公司未來運營情況，意味著分析師更關注財務報告問詢函對收函企業的長期影響。交易所發放的財務報告問詢函中，大多要求審計師、會計師事務所等中介機構對相關問題做出解釋說明，在經歷一系列問詢及回復過程后，第三方中介機構也會加強對收函企業的審核和監督工作。陳運森等(2019)也證實，財務報告問詢函對收函企業盈余管理行為的抑制作用具有持續性。因此，長期看，收到財務報告問詢函有助于加強企業外部監督，提高公司治理水平。分析師通過對財務報告問詢函的真實影響進行判斷，預期收到財務報告問詢函對企業產生正面影響的情況下，分析師更可能對企業未來發展持樂觀態度。

綜上，財務報告問詢函提高了收函企業公司治理水平。對分析師而言，收到財務報告問詢函促使公司整改相關問題，財務報告問詢函監管作用能夠切實落地，從根本上提高公司治理水平。收函企業公司治理水平的提升有助于分析師對其未來發展形成樂觀預期?；诖?，本文提出假設：

當上市公司收到財務報告問詢函后，證券分析師會發布樂觀的盈余預測。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文以2015—2019會計年度滬深A股上市公司為研究對象，檢驗財務報告問詢函對分析師盈余預測樂觀度的影響。鑒于上海證券交易所自2016年、深圳證券交易所自2015年起分別在其官方網站“披露—監管信息公開—公司監管—監管問詢”和“信息披露—監管信息公開—問詢函件”欄目公開披露上市公司的財務報告問詢函件，同時借鑒Johnston等(2017)和陳運森等(2019)的研究，選取滬、深交易所在其官方網站公開披露的財務報告問詢函為研究樣本。分析師相關數據和上市公司基本特征數據均來自CSMAR數據庫，財務報告問詢函相關數據來自交易所官方網站手工收集；刪除金融類上市公司和主要變量缺失的樣本。

(二)變量定義

1．被解釋變量

分析師盈余預測樂觀度，分別使用MeanOPT和MedianOPT衡量。參考王攀娜等(2017)、曹勝等(2011)及褚劍等(2019)，分析師盈余預測樂觀度的計算公式如式(1)和式(2)所示：

MeanOPTi,t=(Mean(Forecasti,t)-MEPSi,t)/|MEPSi,t|

(1)

MedianOPTi,t=(Median(Forecasti,t)-MEPSi,t)/|MEPSi,t|

(2)

其中，Mean(Forecasti,t)和Median(Forecasti,t)分別為t年度對公司i進行盈余預測的所有分析師預測盈余均值和中位數；MEPSi,t為t年度i公司發布的實際每股盈余；MeanOPTi,t和MedianOPTi,t為i公司t年度對應的分析師盈余預測樂觀度。

2．解釋變量

是否收到過財務報告問詢函(Inquiry)。由于財務報告問詢函對收函企業的影響并不局限于收函當期，同時參考李曉溪等(2019)和陳運森等(2019)，解釋變量Inquiry為是否收到過財務報告問詢函，公司收到財務報告問詢函當年及以后年度，Inquiry為1；否則為0。

3．控制變量

參考陳運森等(2018a；2018b)、王攀娜等(2017)、褚劍等(2019)和李曉溪等(2019)，選擇如下控制變量：公司規模(Size)、券商更新預測的頻率(Update)、是否為“四大”審計(Big4)、券商規模(ActiveAnalyst)、被分析師關注度(AnaAttention)、市值賬面比(BM)、資產負債率(Lev)、券商預測期限(Horizon)和第一大股東持股比例(Shrcr)。對于主要連續變量，為了消除極端值的影響，按照1%分位數進行了縮尾處理。主要變量定義如表1所示。

表1 變量說明與定義

(三)模型設定

為檢驗財務報告問詢函對分析師盈余預測樂觀度的影響，設定模型如式(3)：

MeanOPTi,t(MedianOPTi,t)=α0+α1Inquiryi,t+α2Sizei,t+α3Updatei,t+α4Big4i,t+α5ActiveAnalysti,t

+α6AnaAttentioni,t+α7BMi,t+α8Levi,t+α9Horizoni,t+α10Shrcri,t+Ind+Year+εi,t

(3)

其中，被解釋變量MeanOPTi,t和MedianOPTi,t為分析師盈余預測樂觀度；Inquiryi,t為是否收到過財務報告問詢函。

四、實證分析

(一)描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計結果，其中，樣本公司中分析師盈余預測樂觀度(均值)的均值為0.672，標準差為1.577；分析師盈余預測樂觀度(中位數)的均值為0.626，標準差為1.542；是否收到過財務報告問詢函的均值為0.091。說明樣本期間平均有9.1%的公司收到過交易所出具的財務報告問詢函，且分析師盈余預測普遍較為樂觀。

表2 描述性統計

(二)基準回歸分析

表3列示了財務報告問詢函與分析師盈余預測樂觀度的回歸結果。列(2)和列(3)顯示財務報告問詢函(Inquiry)的回歸系數在1%統計水平上顯著為正，說明上市公司收到財務報告問詢函后，分析師盈余預測更樂觀。公司規模(Size)、被分析師關注度(AnaAttention)與分析師樂觀預測顯著負相關，資產負債率(Lev)、賬市比(BM)與分析師樂觀預測顯著正相關，均與已有文獻研究結論基本一致，從側面證實了本文結論的可靠性。

表3 財務報告問詢函與分析師盈余預測樂觀度

(三)機制分析：財務報告問詢函對公司治理的影響

由于所有權和經營權分離，導致經理人和所有者的利益不一致，進而使得經理人的決策偏離股東利益最大化的目標，過度投資正是這一代理問題的典型表現(Jensen, 1986)。此外，盈余管理行為也是監管機構和投資者尤為關心的問題。管理層可以通過操縱盈余以實現自身利益的最大化，盈余管理也被視為代理成本(葉康濤 等，2015)?；诖?，選取投資效率和盈余管理作為衡量公司治理水平的指標，探究財務報告問詢函對分析師樂觀預測的影響機制。借鑒Richardson(2006)、陳運森等(2019)，分別使用模型(4)和(5)衡量企業的投資效率和盈余管理。

Invi,t=β0+β1Growthi,t+β2Levi,t+β3Cashi,t+β4Agei,t+β5Sizei,t+β6Reti,t

+β7Invi,t-1+Year+Industry+εi,t

(4)

其中，Invi,t表示公司i第t年的新增投資支出，即(構建固定資產、無形資產和其他長期資產的支出-銷售固定資產、無形資產和其他長期資產的收益)/總資產；Growthi,t表示公司i第t年的總資產增長率；Levi,t表示公司i第t年的資產負債率；Cashi,t表示公司i第t年的現金狀況；Agei,t表示公司i第t年的上市年限；Sizei,t表示公司i第t年的公司規模；Reti,t表示公司i第t年的股票收益率；Invi,t-1表示公司i第t-1年的投資支出；Year和Industry為控制年份和行業的啞變量。由模型(4)得到的殘差即為企業的非效率投資，若殘差為正則表示過度投資，分別對非效率投資和過度投資取絕對值，其絕對值越小則說明投資效率越高，過度投資越少。

(5)

模型(5)中，Ai,t-1為t-1年末總資產；PPEi,t為t年固定資產凈額，△REVi,t為營收變動額；△RECi,t為應收賬款變動額；TA為總應計利潤，是營業利潤與經營活動現金流凈額差值；NDA為非操控性應計利潤；DA為操控應計利潤。借鑒陳運森等(2019)和王兵等(2011)，使用區分方向的操縱性應計利潤衡量企業盈余管理程度。

財務報告問詢函對投資效率和盈余管理影響的回歸結果如表4所示，其中，投資效率和過度投資的回歸系數分別為-0.003、-0.001，分別在1%和5%統計水平上顯著；盈余管理的回歸系數為-0.008，在10%統計水平上顯著。表4的回歸結果表明，企業收到財務報告問詢函后，非效率投資降低，過度投資得到抑制，盈余管理水平降低，公司治理水平提高，分析師對收函企業的樂觀盈余預測是基于財務報告問詢函對企業未來發展的實際影響而做出的客觀判斷。

表4 財務報告問詢函與分析師盈余預測樂觀度的機制分析

(四)進一步分析

1．公司回函對分析師盈余預測的影響

收到財務報告問詢函后，企業需在回函公告中一一解答相關問題。盡管上市公司的回函公告回復了財務報告問詢函中的問題，但公司回函公告的特征卻不盡相同。有些公司明確且詳細地回復了財務報告問詢函，有些公司回復則較為簡略。詳細的回函公告向外界傳遞的信息是，公司重視財務報告問詢函，說明其投入較多精力解決相關問題，財務報告問詢函的治理效果更好。李曉溪等(2019)認為，企業回函越詳細，財務報告問詢函監督作用越明顯?；诖?，進一步分析不同回函情況是否會對分析師盈余預測樂觀度產生不同影響。按照樣本回函字數的中位數將是否收到過財務報告問詢函的樣本分為回函字數高組和回函字數低組，當回函字數高于是否收到過財務報告問詢函的樣本中位數時，定義為回函字數高組，否則為回函字數低組?；貧w結果如表5所示，在回函字數高組中，分析師盈余預測樂觀度的回歸系數分別為0.387和0.358，均在1%統計水平上顯著；在回函字數低組中，分析師盈余預測樂觀度的回歸系數分別為0.113和0.088，但均不顯著。說明公司回函公告的詳細程度會影響分析師對收函企業的盈余預期，詳細的回函公告表明財務報告問詢函治理效果更好，分析師對其盈余預測更樂觀。

表5 公司回函對分析師盈余預測的影響

2．基于產權性質的分析

許年行等(2013)認為產權性質會對執法力度產生影響，國有企業的政治聯系會削弱監管效果。企業的產權性質同樣會影響財務報告問詢函監管效果，對于非國有企業，財務報告問詢函能起到有效監管，但是對于國有企業，監管效果并不理想(陳運森 等，2019)。為了檢驗產權性質的影響，按照實際控制人性質將樣本分為國有企業組和非國有企業組?；貧w結果如表6所示，在國有企業組中，分析師盈余預測樂觀度的回歸系數分別為-0.044和-0.080，均不顯著；在非國有企業組中，分析師盈余預測樂觀度的回歸系數分別為0.394和0.368，均在1%統計水平上顯著。這表明上市公司收到財務報告問詢函后，分析師盈余預測樂觀度在不同產權性質的企業中存在顯著差異，財務報告問詢函在非國有企業中更好地發揮了監管作用。

表6 基于產權性質的財務報告問詢函與分析師盈余預測樂觀度

3．基于問詢公司所在地市場化程度的分析

市場化指標用以衡量一個地區的市場化發展程度。中國各地區市場化水平呈現出的顯著差異，致使上市公司所處的外部市場化水平也具有顯著差異(楊興全 等，2014)。研究表明，市場化進程越高的地區，隨著政府由“干預型”向“服務型”的轉變，政府監督部門的獨立性得以提高，監管效果更佳(Eikenberry et al, 2004)。此外，隨著市場化程度的提高，中介機構也能更好地發揮外部監督作用?；诖?，相較于市場化程度較低的地區而言，較高的市場化水平將更有利于財務報告問詢函監管效果的發揮。為了檢驗市場化水平是否會影響分析師盈余預測樂觀度，按照公司注冊地所在省份市場化水平的高低，以是否高于市場化水平的中位數為基準，將樣本分為高市場化水平組和低市場化水平組?；貧w結果如表7所示，在高市場化水平組中，分析師盈余預測樂觀度的回歸系數分別為0.617和0.614，均在1%統計水平上顯著；在低市場化水平組中，分析師盈余預測樂觀度的回歸系數分別為0.148和0.097，且均不顯著。這表明，分析師對收函企業的盈余預測樂觀度會受到公司注冊地所在省份市場化水平的影響，較高的市場化水平有助于財務報告問詢函更好地發揮監督作用。

表7 基于市場化水平的財務報告問詢函與分析師盈余預測樂觀度

(五)穩健性檢驗

1．采用傾向得分匹配樣本的檢驗

由于被問詢公司和未被問詢公司本身存在較大差異，為了降低兩類公司之間的差異影響，對兩類公司進行傾向得分匹配(PSM)。參照陳運森等(2018a)，從公司規模、是否違規、產權性質等一系列影響公司是否收函的變量進行匹配，并且采用卡尺內最近鄰匹配的方法，按照1∶4進行配對，且試驗組與匹配對照組所允許的最大距離為0.03。具體包括的變量有公司規模(Size)、監管處罰類型(2)如果公司受到的處罰方式為“批評”取1，“警告”取2，“譴責”取3，“罰款”取4，“沒收非法所得”取5，“取消營業許可”取6,“市場禁入”取7；否則取0。(Violation)、公司年齡(Age)、資產負債率(Lev)、產權性質(SOE)、是否虧損(Loss)、審計師是否為“四大”(Big4)、總資產增長率(Growth)、機構投資者持股比例(INST)和市值賬面比(BM)。匹配樣本均滿足共同支撐假設和平行假設。表8列(2)和列(3)報告了采用傾向得分匹配樣本的回歸結果，所有回歸結果均表明，上市公司收到財務報告問詢函后，分析師盈余預測更樂觀。

2．采用分析師盈余預測樂觀度其他衡量方式的檢驗

參照褚劍等(2019)，分別采用期初股價及上年末股價代替公司實際每股盈余的絕對值為分母，計算分析師盈余預測樂觀度，如下式所示：

OPTOPENi,t=(Mean(Forecasti,t)-MEPSi,t)/Pricei,t

(6)

OPTCLOSEi,t=(Mean(Forecasti,t)-MEPSi,t)/Pricei,t-1

(7)

OPTopeni,t=(Median(Forecasti,t)-MEPSi,t)/pricei,t

(8)

OPTclosei,t=(Median(Forecasti,t)-MEPSi,t)/pricei,t-1

(9)

其中，Pricei,t和pricei,t-1分別為i公司在t年期初股價和t-1年期末股價，回歸結果如表8列(4)和列(5)所示，其中是否收到過財務報告問詢函(Inquiry)的回歸系數均顯著為正，表明上市公司收到財務報告問詢函后，分析師盈余預測更樂觀。

表8 傾向得分匹配樣本和其他方式衡量分析師盈余預測樂觀度

3．以不同時間區間計算分析師盈余預測樂觀度的檢驗

中國的會計年度與自然年度一致，公司財務年度于當年12月31日結束，進入財務報告審計期，直至下一年度4月31日前發布公司年度報告。因此本文將計算分析師盈余預測樂觀度的時間節點由年報公布前縮短為當年12月31日前，以規避不同樣本區間對分析師盈余預測指標產生的影響?；貧w結果如表9列(2)和列(3)所示，是否收到過財務報告問詢函(Inquiry)的回歸系數均顯著為正，表明上市公司收到財務報告問詢函后，分析師盈余預測更樂觀。

4．僅有年報問詢函的回歸結果

主回歸是基于財務報告問詢函對分析師盈余預測樂觀度的檢驗，其中包括年報、半年報和季報問詢函?？紤]到年報問詢函可靠性更強，披露更全面，因此穩健性檢驗中僅使用年報問詢函子樣本，檢驗其對分析師盈余預測樂觀度的影響。如表9所示，列(4)和列(5)報告的是否收到過年報問詢函(inquiry)的回歸系數均顯著為正，表明上市公司收到財務報告問詢函后，分析師盈余預測更樂觀。

表9 不同時間區間計算分析師盈余預測樂觀度和僅有年報問詢函的回歸結果

5．Heckman兩階段的檢驗

由于上市公司是否被問詢可能具有選擇性，可能會使本文結論具有自選擇偏差。針對這一問題，參考陳運森等(2019)和李曉溪等(2019)，采用Heckman兩階段模型進行檢驗。第一階段加入公司是否虧損(Loss)、監管處罰類型(Violation)、產權性質(SOE)、公司年齡(Age)和資產負債率(Lev)進行回歸，得到Inverse Mills Ratios(簡稱IMR)，并將其作為控制變量放入第二階段的回歸。Heckman兩階段的回歸結果如表10所示。在控制了樣本選擇偏差后，是否收到過財務報告問詢函(Inquiry)的回歸系數均顯著為正，與主回歸結果一致。

表10 Heckman兩階段的回歸結果

五、結 論

本文從資本市場信息中介分析師切入，研究預防性監管制度背景下，財務報告問詢函對分析師盈余預測樂觀度的影響。研究發現，分析師對收到過財務報告問詢函企業的盈余預測更樂觀。機制檢驗表明，當企業收到財務報告問詢函后，投資效率提高，過度投資得到抑制，盈余管理水平下降，公司治理水平提升，說明分析師對收函企業發布的樂觀盈余預測是基于財務報告問詢函對收函企業能有效發揮監督效應，提升公司治理水平。進一步地，企業回函更詳細，財務報告問詢函治理效果越好，分析師盈余預測更樂觀。此外，分析師對收函企業的盈余預測樂觀度會受到產權性質以及公司注冊地市場化水平的影響，當收函企業為非國有企業或者公司注冊地市場化水平較高時，財務報告問詢函能夠更好發揮監督效果，分析師對收函企業的盈余預測更樂觀。

本文的貢獻主要有：第一，分析師的盈余預測行為是資本市場重要的研究話題，現有文獻把分析師樂觀預測歸因于分析師的利益沖突、認知偏差和自選擇問題(O’Brien et al, 2005；曹勝 等，2011；Bradshaw et al, 2006)。本文驗證分析師對于預防性監管的解讀邏輯，厘清預防性監管影響分析師樂觀預測的內在機理，深化了投資者對于分析師樂觀預測的理解，補充和完善了分析師樂觀偏差的研究。第二，已有文獻對預防性監管的研究側重其對收函企業的影響(李曉溪 等，2019；陳運森 等，2019；聶萍 等，2019)，本文證實預防性監管對收函企業的影響會溢出至資本市場信息中介層面，將預防性監管相關研究思路拓展至分析師領域。

基于上述結論，建議監管部門加強對第三方職責履行的關注，以進一步完善問詢監管制度?？紤]到交易所權威性低于證監會，可能導致企業對問詢函的重視程度不夠，因此建議加強對財務報告問詢函和與之相應的一系列監管措施的監管力度。監管機構應進一步提高財務報告問詢函相關工作人員的專業技能，保持監管問詢函的獨立性和專業性，提高問詢質量。此外，可以建立相關外部反饋制度，鼓勵投資者和其他外部監督機構積極參與，以加強財務報告問詢函的外部監督效果。