一、引言
证券分析师是资本市场上重要的信息提供者，他们通过深入分析上市公司公开披露的信息，结合专业的宏观经济和行业分析，预测上市公司的未来业绩并对公司进行估值，为投资者提供公司业绩预测及买卖股票的建议。既有研究发现，证券分析师的业绩预测比时间序列模型更为准确，其给出的预测结果和股票投资建议具有显着的市场反应（Brown和 Rozeff，1978；Francis 和 Soffer，1997）[1，2]，证券分析师在资本市场上具有重要的价值（Healy 和 Palepu，2001）[3]。基于我国新兴加转轨市场的制度背景，岳衡和林小驰（2008）发现，与某些以季度历史数据为基础的统计模型得出的盈余预测相比，分析师预测的误差较大，但与以年度历史数据为基础的统计模型得出的盈余预测相比，分析师预测的误差较小，即证券分析师的盈余预测具有一定的优势[4]。吴东辉和薛祖云（2005）也发现，我国证券分析师的业绩预测具有较强的价值相关性，其准确性高于随机游走模型，而且市场对分析师的预测有显着的反应[5]，这说明证券分析师为市场上的投资者提供了有价值的信息（方军雄，2007）[6]。基于分析师预测的重要性，分析师给出的盈余预测常被用作预期盈余的代理变量，成为学术研究的一个基础（胡奕明和孙聪颍，2005）[7]。
分析师预测已成为资本市场资源有效配置的信息基础之一，任何影响证券分析师预测行为和预测质量的潜在因素都会间接影响证券市场的有效运行（王玉涛和王彦超，2012）[8]。基于此，本文将考察我国上市公司的业绩快报制度对证券分析师预测的影响，以期深化对业绩快报制度经济后果的理解，拓展对证券分析师预测的认知。
业绩快报是管理层业绩预测的一种，它是指为了提高信息披露的及时性和公平性，上市公司在会计期间结束后及定期报告公告前披露的、未经注册会计师审计的主要财务数据和指标初步数据的一项公司业绩预测披露制度。既有研究发现，业绩快报的披露提高了公司的会计信息质量，业绩快报具有显着的信息含量（柳木华，2005）[9]。作为资本市场上投资者获取公司未来业绩信息的主要途径之一（岳衡和林小驰，2008）[4]，公司管理层发布的盈余预测数据在资本市场上起着促进资产定价和契约缔结的作用，对分析师预测也会产生一定的影响。国外的研究表明，管理层业绩预测影响了分析师预测的修正行为（Waymire，1986；Jennings，1987）[10，11]，提供了较多管理层业绩预测的公司有着更多的分析师跟踪（Graham 等，2005；Wang，2007）[12，13]。作为分析师业绩预测质量的常用代理指标，业绩预测的准确度和分歧度也受到了管理层盈余预测的影响。Clement 等（2003）发现，管理层的业绩预测显着降低了分析师预测的分歧度[14]。基于国内的制度背景，既有研究发现，发布了业绩预告的公司以及业绩预告精确度高的公司有着更多的分析师跟踪，分析师的预测质量也更高（王玉涛和王彦超，2012；白晓宇，2009）[8，15]。
那么，作为管理层业绩预测的一种类型，能为投资者提供更具精确度（Precision）和准确度（Accuracy）信息的业绩快报制度①是否对分析师预测有所影响呢？
这是本文所要研究的第一个问题。另外，我国上市公司的业绩快报披露存在强制披露、自愿披露和未披露三种类型。基于监管制度和公司自身利益的考量，不同上市公司会选择不同的披露类型。那么，上市公司在业绩快报上的强制披露、自愿披露和不披露选择是否对分析师预测有不同的影响，特别是强制披露公司与自愿披露公司对分析师预测行为和预测质量的影响是否存在差异呢？这是本文所要研究的第二个问题。解答以上问题，有利于考察证券监管部门信息披露管制的实际效果，也可为相关部门优化信息披露制度提供思路。
本研究的主要贡献在于：（1）基于我国业绩快报披露的制度背景，研究了业绩快报披露与分析师预测的关系，回应了王玉涛和王彦超（2012）的研究[8]，也为白晓宇（2009）的研究[15]提供了证据支持，丰富了公司信息披露与分析师预测之间关系的研究；（2）从分析师跟踪、分析师修正、分析师预测质量三个方面实证分析了业绩快报披露对分析师预测的影响，扩展了王玉涛和王彦超（2012）、白晓宇（2009）的研究[8，15]；（3）基于业绩快报本身的制度特征，将我国上市公司的业绩快报披露实践分为强制披露、自愿披露和未披露三种类型，研究了业绩快报强制披露与自愿披露对分析师预测行为和预测质量影响的差异，为深圳证券交易所要求中小板和创业板上市公司强制披露业绩快报这一政策提供了经验证据支持。
后文的结构安排如下：第二部分为制度背景与文献回顾，第三部分为研究假说与模型设定，第四部分为实证分析，第五部分为研究结论与启示。
二、制度背景与文献回顾
深圳证券交易所于 2004 年底发出了《关于在中小企业板块上市公司中试行年度业绩快报制度有关事项的通知》，建立了业绩快报制度，这是我国上市公司业绩预测披露的一项制度创新。该通知要求年度报告预约披露时间在 2005 年 3 月和 4 月的中小板上市公司，应当在 2005 年 2 月 28 日之前披露年度业绩快报。业绩快报披露的主要内容包括年度及上年同期主营业务收入、主营业务利润、利润总额、净利润、总资产、净资产、每股收益和净资产收益率等数据和指标。上海证券交易所在 2005 年 2 月 4 日发布的《关于鼓励上市公司披露年度业绩快报等有关事项的通知》中指出，预计在 2005 年 3 月 15 日之后披露年度报告的上市公司，鼓励其在 2005 年 2 月28 日之前披露年度业绩快报。披露的主要内容和格式与深圳证券交易所基本一致。此后，业绩快报制度在两大交易所的上市规则中予以确立，并在信息披露指引中提出了相应的业绩快报披露内容和格式。
②至此，我国两大证券交易所确立了业绩快报这一业绩预测披露形式，业绩快报披露在中小板和创业板强制执行，而主板上市公司可以自愿选择执行，即实行业绩快报自愿披露与强制披露并行的披露模式。
业绩快报制度不同于以前的业绩预警（业绩预告）制度。首先，两者预测的构成要件不同。以往业绩数据同比增减 50%以上、扭亏为盈或者出现亏损的公司必须发布业绩预告，而业绩快报强制披露只针对深圳证券交易所的中小板和创业板公司。其次，两者的预测期不同。业绩预告通常有较长的预测期，如在前一个定期报告中预测下一个定期报告的数据或者在年度终了一个月内预测报告期数据，而业绩快报常在定期报告披露前的一至两个月内进行披露。
再次，两者的内容和格式不同。业绩预告较业绩快报简洁，一般为点预测、区间预测或者定性预测（王玉涛和王彦超，2012）[8]，而业绩快报则格式统一，全部为点预测，摘取了会计报表中的关键指标，披露了较丰富的会计信息，故业绩快报要比业绩预告更为详细和准确。总之，业绩快报与业绩预告同属于管理层业绩预测的范畴，但两者在披露目的、预测期以及内容和格式上又存在差异。
既有研究表明，信息披露水平越高的公司，越能吸引分析师并对分析师预测质量产生影响。Lang 和Lundholm（1996）发现，上市公司整体的信息披露水平越高，跟踪上市公司的分析师就越多，分析师预测的分歧度也越低，准确度则越高[16]。以深交所的信息披露考核结果来表征信息披露水平，方军雄（2007）、白晓宇（2009）发现，上市公司的信息披露水平（信息透明度）越高，分析师预测的分歧度就越低，准确度也越高[6，15]，这与 Lang 和 Lundholm（1996）的结果一致[16]。Hope（2003）认为，会计政策披露会降低分析师预测公司未来盈余的不确定性，年度报告中的会计政策披露会降低分析师预测的分歧度和预测误差[17]。
作为公司信息披露环境的重要组成部分，管理层业绩预测是否对分析师预测有所影响呢？既有研究发现，管理层业绩预测特征会影响分析师跟踪、分析师预测修正及分析师预测质量。若以分析师预测的准确度表征分析师的预测质量，Waymire（1986）发现，在管理层业绩预测发布后，分析师预测的准确度有所提高[10]。Baginski 和 Hassel（l1990）发现，分析师吸收了管理层业绩预测的各类消息及其市场反应，进而改变了自己对公司未来盈余的预期，并进行了盈余预测修正[18]。Cotter 等（2006）发现，管理层发布预测后，分析师会快速地给予回应，在样本期间内，有 47%的分析师在管理层预测五天后修正了自己的预测[19]。此外，管理层预测的精确度会影响分析师通过预测修正来提高预测准确度的可能性，管理层的业绩预测对于引导分析师修正其预测进而提高预测准确度起到了重要作用。基于我国的业绩预告制度，王玉涛和王彦超（2012）发现，业绩预告的精确度会影响分析师的预测行为，相对于定性业绩预告，发布定量业绩预告的公司以及闭区间宽度较小的公司分析师跟踪数量较多，预测误差和分歧度也较低[8]，说明上市公司业绩预告的特征显着影响了分析师的预测行为和预测质量。
上述研究得到了一致的结论，即管理层业绩预测会对分析师跟踪、分析师预测修正及分析师预测质量产生影响。那么，发布管理层业绩预测与否对分析师预测行为的影响有无差异呢？Hassell 等（1988）发现，相比于未发布管理层业绩预测的公司，发布管理层业绩预测公司的分析师预测误差下降更快[14]，说明管理层业绩预测是有用的，其对随后的分析师预测修正具有显着影响。白晓宇（2009）研究了应当强制披露业绩预告的公司中，已披露和未披露公司的差异对分析师预测行为和预测质量的影响，发现相比于应披露而未披露的公司，公布了业绩预告的公司有着更多的分析师跟踪，分析师的预测质量也更高[15]。与白晓宇（2009）的研究不同[15]，本文主要研究业绩快报披露对分析师预测的影响，样本总体既包括披露业绩快报的公司，也包括未披露业绩快报的公司。此外，本文还将披露业绩快报的公司分为强制披露和自愿披露两类，以研究强制披露和自愿披露业绩快报对分析师预测行为和预测质量的影响是否存在差异。
三、研究假说与模型设定
（一）研究假说
本文从是否披露业绩快报以及强制与自愿披露业绩快报两个方面来研究业绩快报对分析师预测的影响。首先，本文考察了相对于未披露业绩快报的公司，披露业绩快报公司的分析师预测行为和预测质量是否存在差异。其次，对于披露了业绩快报的公司，本文实证分析了在自愿披露与强制披露两种形式下分析师预测行为和预测质量是否存在显着差异。根据 Lang 和 Lundholm（1996）、Holden 和 Stuerke（2008）的研究[16，21]，分析师预测包括分析师预测行为（分析师跟踪上市公司的人数（简称“分析师跟踪”）和分析师预测修正）、分析师预测质量（分析师预测分歧度和准确度）两个方面。
Bhushan（1989）认为，跟踪上市公司的分析师数量，其均衡值由分析师服务的供给和需求决定，而上市公司的信息披露水平既有可能影响分析师预测的供给端，也有可能影响其需求端。在供给方面，上市公司信息披露水平的提高会降低分析师搜集私有信息的成本，吸引更多的分析师预测跟踪，进而提高分析师预测的供给。在需求方面，上市公司信息披露水平的提高对分析师服务需求的影响取决于证券分析师在资本市场中的角色。如果证券分析师更多地是担当信息中介的角色，则上市公司信息披露水平的提高可能会增加资本市场对证券分析师预测的需求；如果证券分析师在资本市场中更多地是担当信息提供者的角色，则公司信息披露水平的提高可能会减少投资者对证券分析师预测的需求。因此，公司信息披露水平与分析师跟踪数量的关系取决于上述因素的相对重要性[22]。基于上述判断，Lang 和Lundholm（1996）[16]、李丹蒙（2007）[23]、白晓宇（2009）[15]研究发现，上市公司的信息披露水平越高，分析师跟踪的数量就越多。此外，既有研究表明，上市公司发布的公开信息是证券分析师进行盈余预测的重要信息来源（Schipper，1991）[24]，无论是财务报告信息还是分部报告信息，信息的多寡均会影响分析师的行为（Baldwin，1984；Hodder 等，2008）[25，26]，提供较多管理层业绩预测的公司有着较多的分析师跟踪（Gra－ham 等，2005；Wang，2007）[12，13]。定量的业绩预告要比定性业绩预告包含更多的信息，从而会有更多的分析师跟踪（王玉涛和王彦超，2012）[8]。因此，相比于未披露业绩快报的公司，披露业绩快报的公司拥有更为详细的预测数据，能够提供更为丰富的信息环境，有利于吸引分析师的关注和跟踪。
Jennings（1987）、Hassell 等（1988）研究发现，管理层业绩预测行为会影响分析师预测的修正，这一关系又受管理层业绩预测可靠性的影响[11，20]。也就是说，如果管理层不可信，其发布的业绩预测就缺乏可靠性，则管理层业绩预测的发布不会导致分析师预测的修正。Williams（1996）、Hutton 和 Stocken（2007）分别使用不同的方法度量管理层业绩预测的可靠性，发现分析师预测修正受管理层业绩预测可靠性的影响[27，28]。由于业绩快报的披露时间是在年度截止日之后，快报具有较好的数据基础，管理层的业绩预测往往与报告期的真实数据相差不大。另外，沪深两大交易所的上市规则规定：“上市公司应当保证业绩快报中的财务数据和指标与相关定期报告披露的实际数据和指标不存在重大差异；如果差异幅度达到20％的，公司还应当在披露相关定期报告的同时，以董事会公告的形式进行致歉，说明对公司内部责任人的认定情况等。”因此，业绩快报的重大差异追究机制使得业绩快报具有更高的准确度，能够提高管理层业绩预测的可靠性，故会影响分析师预测的修正行为。
分析师预测的质量受上市公司信息披露水平的影响（Waymire，1986；Lang 和 Lundholm，1996；Hope，2003；方军雄，2007；白晓宇，2009）[10，16，17，6，15]，上市公司的信息披露越充分、越及时、越准确，则分析师可以有效利用的公司信息就越多，也越有利于降低分析师预测的分歧度，提高预测的准确度。Bowen 等（2002）发现，上市公司召开新闻发布会能够显着提高分析师预测的准确性，减少分析师之间的分歧[29]。
白晓宇（2009）发现，业绩预告的披露提高了分析师预测的质量[15]。王玉涛和王彦超（2012）发现，业绩预告的披露特征与分析师预测的质量相关，相比于定性业绩预告，定量的业绩预告能够提供更准确和更充分的信息，从而提高分析师预测的质量[8]。此外，Hodder 等（2008）发现，信息复杂度与分析师预测质量相关，信息越复杂，分析师的预测误差和分歧度就越大[26]。相比于业绩预告，业绩快报能够提供更充分和准确的公司业绩预测信息，进一步降低预测信息的复杂度，对分析师预测的分歧度和准确度可能存在影响。
由上述分析可知，业绩快报披露丰富了公司的信息披露环境，提供了更为充分和准确的业绩预测信息，降低了公司业绩预测的复杂度和不确定性，相比于未披露业绩快报的公司，披露业绩快报的公司更能吸引分析师的跟踪，有着更多的分析师预测修正及更高的分析师预测质量。基于此，本文提出假说1 及其子假说。
假说 1：披露业绩快报的公司与未披露业绩快报的公司在分析师预测行为和预测质量方面有所不同。具体包括下述三个子假说：
假说 1a：相比于未披露业绩快报的公司，披露业绩快报的公司有着更多的分析师跟踪；假说 1b：相比于未披露业绩快报的公司，披露业绩快报的公司有着更多的分析师预测修正；假说 1c：相比于未披露业绩快报的公司，披露业绩快报的公司分析师预测质量更高。
实践中，业绩快报在资本市场中有着强制披露和自愿披露之分。上市公司在决定是否自愿披露业绩快报时具有较大的自由选择权，统计发现，这种自愿披露不具有连续性。
③相对于自愿的业绩快报披露，强制的业绩快报披露会给证券分析师带来稳定的预测期待，使分析师更有关注的动力，也就能吸引更多的分析师跟踪，并且对公司的关注可能更为持久，分析师预测的修正次数更多，预测质量也更高。
基于此，本文提出假说 2 及其子假说。
假说 2：强制的业绩快报披露和自愿的业绩快报披露对分析师预测行为和预测质量的影响有所不同。具体包括下述三个子假说：
假说 2a：相比于自愿披露业绩快报的公司，强制披露业绩快报的公司有着更多的分析师跟踪；假说 2b：相比于自愿披露业绩快报的公司，强制披露业绩快报的公司有着更多的分析师预测修正；假说 2c：相比于自愿披露业绩快报的公司，强制披露业绩快报的公司有着更高的分析师预测质量。
（二）模型设计
为了检验本文的假说 1a 和 1b，我们构建了模型（1）和模型（2）。【1】
NUMi，t是指在第 t 年年度报告报出日前，分析师对公司 i 第 t 年业绩最后一次进行预测的分析师报告数量，代表公司 i 在 t 年的分析师跟踪数量。
UPDATEi，t是指在第 t 期年报公布日与上一个年报公告日之间公司 i 的分析师预测修正频率，其计算方法是先算出跟踪某家上市公司的每一个分析师预测重复次数与该分析师预测总数之比，再进行算术平均，以反映分析师预测修正的多少。主要解释变量DISCi，t为虚拟变量，若公司 i 在 t 年度报告发布日前披露了业绩快报，其取值为 1，否则为 0。在控制变量的选取上，Bhushan（1989）发现，规模越大和收益波动越大的公司，越容易吸引分析师的关注[22]。
Hope（2003）发现，四大会计师事务所可以为公司报表的可信度提供更好的保证，从而吸引更多的分析师跟踪[17]。为此，我们控制了审计师 BIG4。Bricker 等（1995）以盈余波动性来表征公司风险，发现分析师倾向于跟踪风险较低的公司[30]。为此，我们控制了公司盈余波动性 VEAR。Holden 和 Stuerke（2008）发现，交易量及交易量偏度与分析师预测修正频率有关[21]。为此，我们控制了报告期内日平均交易量VOLUME 和交易量的偏度 SKEW。此外，基于 O'1Lang 和 Lundholm（1996）、De Franco 等（2011）、王玉涛和王彦超（2012）的研究[31，32，16，33，8]，我们还控制了股权集中度 CR10、公司业绩 ROE、账面市值比 BM、盈余与收益相关系数 CORR、公司的融资需求 ISSUE等变量。
根据已有研究（Lang 和 Lundholm，1996；白晓宇，2009；王玉涛和王彦超，2012）[16，15，8]，本文用分析师预测分歧度和准确度来表征分析师预测质量，研究业绩快报披露对分析师预测质量的影响。为了检验本文的假说 1c，我们构建了如下模型：【2】
模型中的 FDISP 表示分析师预测分歧度，用每个分析师最近一次盈余预测值的标准差来衡量，计算过程见表 1 中的变量定义。ACCURACY 表示分析师预测的准确度，由分析师盈余预测均值与公司实际值之差的绝对值来衡量，详见表 1 中的定义。基于Lang 和 Lundho（l1996）、白晓宇（2009）、王玉涛和王彦超（2012）的研究[16，15，8]，我们控制了预测期长度LENGTH 变量，它由每个分析师最近一次预测距离年报公布日时间长度的均值构成。在对假说 2 进行检验时，我们先将解释变量DISC 扩展为 MAND 与 VOLD，在同一个模型中分别考察业绩快报强制披露和自愿披露的公司相比于未披露的公司在分析师预测方面是否存在差异。此检验可以直观反映强制披露和自愿披露业绩快报在资本市场中的不同效果，但尚不能证明两者的效果是否存在显着差异。为此，在检验强制披露和自愿披露业绩快报对分析师预测的影响是否存在差异时，我们将样本限定为披露了业绩快报的公司，并将模型（1）至（3）中的 DISC 替换为 MAND，该变量系数显着则表明强制披露和自愿披露业绩快报在分析师预测方面存在明显差异。模型中涉及到的变量计算说明如表 1 所示。
四、实证分析
（一）数据来源
本文业绩快报的原始数据取自 RESSET 金融研究数据库，公司财务数据、市场交易数据以及其他相关数据取自 CSMAR 数据库。本文选取 2004~2013 年的沪深 A 股上市公司作为全样本，公司年度原始观测值有 18 480 个，其中，披露了业绩快报的有5 797 个公司年度观测值。
根据研究需要，我们剔除了如下样本：（1）由于行业的特殊性及财务指标的差异，剔除了金融类上市公司，减少了 530 个观测值；（2）剔除了数据缺失的公司年度观测值 1 268 个。最后，在模型（1）中的回归分析中共有 16 682 个观测值，由于部分公司没有分析师跟踪，分析师预测修正 UPDATE 取值为 0无意义，故进一步删除无分析师跟踪的 5 123 个观测值。在模型（2）的回归分析中共有 11 559 个样本，模型（3）中的分析师预测准确度共有 11 558 个样本。
由于预测分歧度由分析师盈余预测的方差来衡量，如果某个上市公司只有一个分析师跟踪，则该样本无法取值，故模型（3）在对分析师预测分歧度进行回归分析时只有 9 476 个观测值。样本的行业分类采用了证监会 2012 的分类标准，其分布基本与 A 股公司行业分布相同，如制造业占比较大等。此外，各年度的业绩快报披露样本差异较大，强制披露样本量由于中小板和创业板公司数量存在年度变化而具有年度差异，自愿披露样本的年度占比为 3.13%到9.88%不等，有较明显的年度聚集特征。为此，我们在模型回归中控制了行业和年度变量。
（二）描述性统计分析
表 2 为变量的描述性统计分析。分析师跟踪数量 NUM 的均值为 1.339 2，说明样本中每家上市公司约有 2.816（e1.3392-1）个分析师发布了业绩预测，最多有 37 个分析师跟踪了上市公司并发布了业绩预测。分析师预测修正 UPDATE 的均值为 19.73%，以每家样本公司平均有 2.816 个分析师跟踪计，平均有 0.56 个分析师报告得到修正。分析师预测分歧度FDISP 的均值为 0.012 1，在样本公司中差异较大，最大者是最小者的 940 倍。分析师预测准确度ACCURACY 的均值为-0.017 7，预测准确度最高的为 0，也即分析师一致性预测值与公司实际业绩相同，中位数-0.006 9 大于均值，说明大部分公司的预测准确度较高。业绩快报披露变量 DISC 的均值为30.98%，说明样本公司中披露业绩快报的公司与未披露的公司数量之比约为 3：7，即样本公司中的大部分公司未披露业绩快报，说明我国的上市公司在业绩快报披露实践中存在较大的差异性。此外，强制披露 MAND 和自 愿 披 露 VOLD 的 均 值 分 别 为23.93%和 7.05%。在披露业绩快报的样本中，自愿披露与强制披露之比约为 1：3，自愿披露的公司少于强制披露的公司，并且差异较大。如果剔除样本总体中强制披露业绩快报的公司，则自愿披露公司占样本总体的比例为 10.22%，说明除按规定强制披露业绩快报的公司外，约有 90%的公司不愿意为投资者提供及时的私有信息，这在一定程度上反映了我国上市公司对投资者保护的意识淡薄。
（三）相关性分析【3】
表 3 为主要变量与业绩快报披露的相关性分析。从 Pearson 相关系数来看，业绩快报披露 DISC与分析师跟踪数量 NUM 在 1%的显着性水平上正相关，与分析师预测修正 UPDATE 在 1%的显着性水平上正相关，与分析师预测分歧度 FDISP 在 1%的显着性水平上负相关，与分析师预测准确度 AC－CURACY 在 1%的显着性水平上正相关，这些相关关系与假说 1 的预期符号相符。另外，强制披露MAND 与分析师跟踪数量、分析师预测修正及分析师预测质量的相关关系同上述相关关系一致，而自愿披露 VOLD 与前述四者的关系则表现出不同的特征，自愿披露 VOLD 与分析师跟踪数量 NUM 和分析师预测修正 UPDATE 的相关系数小于强制披露MAND 与这两者的相关系数，自愿披露 VOLD 与分析师预测准确度 ACCURACY 甚至不显着且符号相反，说明自愿披露和强制披露与分析师预测的关系有所不同，自愿披露与分析师预测的相关关系弱于强制披露，这支持了假说 2。以上相关性分析结果支持了本文的假说，但由于未控制其他变量的影响，还有待于多元回归分析后得到更为稳健的证据。
（四）单变量的差异分析
本文对分析师预测行为和分析师预测质量的四个变量按照业绩快报披露前后进行了组间均值 T 检验和 Wilcoxon 秩和检验，以验证上市公司业绩快报披露前后分析师预测差异的显着性。公司披露业绩快报后，分析师跟踪 NUM 的均值检验与秩和检验分别在 5%和 10%的显着性水平上与业绩快报披露前的分析师跟踪数量存在显着差异，说明上市公司的分析师跟踪数量在业绩快报披露后显着增加。在公司发布业绩快报前后，分析师预测修正 UPDATE 的两种检验均在 1%的显着性水平上显着，说明在公司发布业绩快报后，证券分析师积极吸收了上市公司的业绩信息，进而修正了以前的业绩预测，分析师预测修正的频率得以提高。上市公司披露业绩快报后，不是每个公司均有证券分析师发布新的预测或者修正前期的分析师预测，因此，上市公司业绩快报发布后的样本量减少到 1 990 个。分析师预测准确度ACCURACY 在公司业绩快报发布前后两种检验均在 1%的显着性水平上存在明显变化，业绩快报发布后的分析师预测准确度显着提升。分析师预测分歧度 FDISP 的度量需要有两个以上的分析师预测，即业绩快报发布后公司必须有两个以上的分析师发布了预测（包括预测修正）才有取值，这使得业绩快报发布后的样本量进一步减少到 1 066 个。均值 T 检验与 Wilcoxon 秩和检验均在 1%的显着性水平上显着，说明业绩快报发布后，分析师预测的分歧度显着降低，这可能是因为分析师获得了最新的公司私有信息，降低了意见分歧度。从分析师预测行为和预测质量的单变量组间分析中可以看出，公司的业绩快报披露对分析师预测有着显着的影响，这为假说 1提供了支持。【4】
（五）业绩快报披露与否对分析师预测的影响分析
为了避免极端值的可能影响，我们对回归模型中的连续变量按照上下 1%分位进行了缩尾处理。表5 为假说 1 检验模型的回归结果，第一列至第四列分别是业绩快报披露变量 DISC 对分析师跟踪数量NUM、分析师预测修正 UPDATE、分析师预测分歧度FDISP、分析师预测准确度 ACCURACY 的回归结果。
在其他条件不变的情况下，第一列显示，业绩快报披露 DISC 在 1%的显着性水平上对分析师跟踪数量 NUM 有显着的影响，说明相比于未披露业绩快报的公司，披露业绩快报的公司有着更多的分析师跟踪，这与 Graham 等（2005）、Wang（2007）的研究结果一致[12，13]，即信息披露越丰富的公司，其分析师跟踪数量越多，这支持了本文的假说 1a。第二列显示，DISC 对分析师预测修正 UPDATE 在 1%的水平上影响显着，披露业绩快报的公司比未披露的公司有着更多的分析师预测修正，说明证券分析师更有可能吸收管理层业绩快报的信息，进而发布更多的分析师预测修正，这支持了假说 1b。第三列是业绩快报披露 DISC 对分析师预测分歧度 FDISP 的影响，两者在 5%的水平上显着负相关，即相比于未披露业绩快报的公司，披露了业绩快报的公司有着更低的分析师预测分歧度，说明业绩快报信息对于分析师建立共同认知具有重要作用，可以降低分析师预测的分歧度。第四列显示，业绩快报披露 DISC 对分析师预测准确度在 1%的水平上有显着影响，说明披露业绩快报的公司比未披露公司有着更高的分析师预测准确度。第三列和第四列的证据表明，业绩快报披露有利于提升分析师预测的质量，这与 Bowen 等（2002）、白晓宇（2009）的研究结果一致[29，15]，即信息披露越充分，分析师预测的质量就越高，这为假说1c 提供了证据支持。在表 5 的控制变量中，公司规模 SIZE、公司业绩 ROE、账面市值比 BM 和融资需求 ISSUE 对分析师跟踪 NUM、分析师预测修正 UPDATE、分析师预测分歧度 FDISP、分析师预测准确度 ACCURACY 的影响均显着，说明公司规模越大、业绩越好、成长性越高、融资需求越大，公司的分析师跟踪和分析师预测修正就越多，这与 Lang 和 Lundholm（1996）、DeFranco 等（2011）、王玉涛和王彦超（2012）的研究结果一致[16，33，8]。公司规模 SIZE 越大，则分析师的预测质量越差，即分析师预测准确度越低、分歧度越高，这与方军雄（2007）的结果一致[6]。融资需求 ISSUE与分析师预测质量成反比，其可能的原因是公司业务扩展越快，越会给分析师预测带来不确定性，进而影响分析师预测的质量。
账面市值比 BM 与分析师预测质量成反比，说明公司成长性越高，预测就越准确，预测分歧度也越低，这与王玉涛和王彦超（2012）的结论一致[8]。公司股权集中度 CR10 与分析师跟踪数量 NUM 和分析师预测修正 UPDATE 显着负相关，说明公司股权越集中，大股东与小股东的代理问题就越严重，进而会影响分析师跟踪及其后的持续关注。公司业绩 ROE 和股权集中度 CR10 对分析师预测质量有显着的正向影响，且在 1%的水平上显着。预测期长度 LENGTH 与分析师预测的分歧度和准确度显着相关，即预测期越长，分析师预测的分歧就越大，准确度也越低，这与 De Franco 等（2011）的研究结果一致[33]。此外，交易量偏度 SKEW 与分析师预测修正在 1%的水平上负相关，这是因为交易量偏度 SKEW 代表了知悉公司私有信息的交易者数量，其值越大，说明私有信息获得者对分析师预测信息的需求越低，从而降低了分析师修正预测的动机，故与分析师预测修正显着负相关，这与 Holden 和Stuerke（2008）的发现一致[21]。
盈余水平与市场回报的相关性 CORR 反映了公司盈余的可靠性，其在1%的显着性水平上对分析师预测质量有影响，说明公司盈余越可靠，分析师做出正确预测的概率就越高，这与 Lang 和 Lundholm（1996）的研究一致[16]。盈余波动率 VOLE 与表征分析师预测的四个变量均显着相关，说明盈余波动越大，分析师预测难度就越大，分析师跟踪数量和分析师预测修正也越少，分析师预测质量也越差，这与白晓宇（2009）、王玉涛和王彦超（2012）的研究结论一致[15，8]。另外，审计师是否为四大会计师事务所对分析师跟踪和分析师预测修正无显着影响。
（六）强制和自愿的业绩快报披露对分析师预测影响差异的分析
表 6 是把模型（1）至模型（3）中的 DISC 变量替换为强制披露变量 MAND 和自愿披露变量 VOLD的回归结果。第一列回归结果显示，相对于未披露业绩快报的公司，强制和自愿的业绩快报披露均在 1%的水平上对分析师跟踪数量 NUM 有显着影响。第二列为两类业绩快报披露对分析师预测修正 UPDATE的影响，回归结果显示，两类披露对分析师预测修正均在 1%的水平上有显着影响。后两列的回归结果显示，强制披露 MAND 与分析师预测质量在 1%的水平上显着相关，相比于未披露业绩快报的公司，强制披露业绩快报的公司分析师预测质量更高，这与表5 的结果一致 。 但自愿披露 VOLD 和强制披露MAND 与分析师预测质量的关系存在两点不同。一是相比于未披露业绩快报，自愿披露业绩快报对分析师预测质量的影响不显着。二是自愿披露对分析师预测质量的影响与强制披露的影响方向相反，说明强制披露和自愿披露对分析师预测质量的影响存在一定的差异，自愿披露没有达到像强制披露对分析师预测质量那样的提升作用。从表 6 的回归结果来看，总体而言，相对于未披露业绩快报的公司，强制披露比自愿披露对分析师预测的影响更大，即在四个方面均存在差异，但两者各自的影响是否存在显着差异尚待观察。为此，本文将样本总体限定为披露业绩快报的公司，并将披露公司分为强制披露和自愿披露两类，以考察自愿披露和强制披露业绩快报的公司在分析师预测方面是否存在显着差异，回归结果如表 7 所示。强制披露MAND 与分析师跟踪数量、分析师预测修正、分析师预测分歧度和准确度均在 1%的水平上显着相关，说明相比于自愿披露业绩快报的公司，强制披露业绩快报的公司有着更多的分析师跟踪、更多的分析师预测修正及更高的分析师预测质量，这与本文假说2 的三个子假说一致。
（七）稳健性检验
为了使研究结果更为稳健，本文进行了稳健性检验。
其一，由于样本中包含了部分自愿披露业绩快报的公司，可能存在内生性问题，故将自愿披露的公司样本删除。由于受到监管政策的直接影响，公司强制披露业绩快报的行为为制度性外生行为。从表 8前四列的回归数据来看，结果没有明显变化。
其二，鉴于 ST 公司存在特殊的交易限制，可能会对分析师预测有所影响，我们删除了样本中的 ST公司，重新进行回归，结果如表 8 后四列所示，其也没有明显变化。
其三，改变被解释变量的定义和算法。分析师跟踪 NUM 采用的是预测了每股收益的分析师数量，结果如表 9 第一列所示，其没有明显变化。分析师预测修正 UPDATE 采用的是分析师预测修正的次数，结果如表 9 第二列所示，其也没有明显变化。分析师预测的分歧度采用的是白晓宇（2009）、王玉涛和王彦超（2012）的方法[15，8]，即每个分析师预测的每股收益标准差除以公司报告中每股收益的绝对值，结果如表 9 第三列所示，其也没有明显变化。分析师预测的分歧度仍采用白晓宇 （2009）、王玉涛和王彦超（2012）的方法[15，8]，即分析师预测的每股收益与均值的差异除以公司报告中每股收益的绝对值，结果如表 9 第四列所示，其无明显差异。表 9 的后四列采用了上述四个新的变量定义，以考察强制披露与自愿披露在分析师预测行为和预测质量上是否存在差异，回归结果与表 7 无明显差异。4.对部分控制变量进行算法调整。我们将公司规模 SIZE 由年个股总市值的自然对数变为期初总资产的自然对数，将公司业绩 ROE 变为 ROA 或LOSS（其中，ROA 为公司总资产报酬率，由利润总额与财务费用之和再除以期末资产总额构成；LOSS 为哑变量，年度业绩为亏损时取值为 1，否则为 0），将审计师 BIG4 由国际四大会计师事务所变为国内前十大会计师事务所 BIG10（依据中国注册会计师协会的会计师事务所年度百家排名，如果相应年度的审计师在百家会计师事务所排名前十，则取值为 1，否则为 0），将股权集中度 CR10 由前十大股东持股比例的平方和改为前五大股东持股比例的平方和CR5，将年度交易量 VOLUME 定义为年度交易量除以 100 万后的自然对数（采用了 De Franco 等（2011）的算法[33]），前面模型中盈余波动率 VOLE 采用了净利润的波动率[15，8]。这些变量定义的改变，对回归结果没有明显影响，限于篇幅，结果未予列示。
五、研究结论与启示
基于中国特有的业绩快报强制披露与自愿披露并存的制度背景，本文以 2004~2013 年 A 股上市公司为样本，研究了披露业绩快报的公司与未披露的公司在分析师预测行为和分析师预测质量上的差异。研究发现，相比于未披露业绩快报的公司，披露业绩快报的公司有着更多的分析师跟踪和分析师预测修正，分析师预测的质量也更高。将业绩快报披露分为自愿披露和强制披露后可以发现，相比于自愿披露业绩快报的公司，强制披露公司有着更多的分析师跟踪和分析师预测修正，分析师预测的质量也更高。本文的研究表明，业绩快报披露对分析师预测行为和预测质量均有所影响，业绩快报在资本市场上起到了信息增量的作用。基于证券分析师所具有的连接上市公司与外部投资者的信息中介作用，业绩快报的披露间接地提高了我国资本市场的效率。
由于业绩快报的强制披露与自愿披露对分析师预测的影响存在差异，为了保障投资者及时、公平地获取公司私有信息，证券交易所对中小企业板和创业板上市公司实施了强制披露业绩快报制度，这是保护投资者利益的重要举措，有利于包括证券分析师在内的投资者及时获取公司管理层的私有信息，本文的经验证据为这一制度设计提供了有力支持。
有鉴于此，基于信息获取公平性和及时性的投资者保护原则，与柳木华（2005）建议全体上市公司执行强制业绩快报披露制度的理念一致[9]，我们建议监管部门在满足一定的条件下，扩大业绩快报强制披露的范围，如要求有业绩信息泄露风险和年报披露较晚的上市公司披露业绩快报，以保护投资者的利益。
本文拓展了已有关于上市公司业绩预测的研究，为强制性的业绩快报披露制度提供了经验支持，并为监管机构提供了优化业绩快报披露制度的建议。但本文主要是对业绩快报披露与否与分析师预测行为和预测质量的截面差异研究，而没有探究业绩快报披露质量对分析师预测的影响以及管理层前期业绩快报所建立的预测声誉对分析师预测的影响，因此，公司业绩快报披露质量高低及过去声誉好坏对分析师预测有何影响等问题，应是今后进一步研究的方向。
