劉麗麗

一、引 言

大股東面臨的資金短缺是其進(jìn)行股權(quán)質(zhì)押行為的直接原因（艾大力、王斌，2012）。這些年我國上市公司的大股東股權(quán)質(zhì)押行為大幅增加，尤其當(dāng)該上市公司的股價(jià)被高估時(shí)，更是促進(jìn)了大股東這一行為（徐壽福、賀學(xué)會，2016）。在我國資本市場中，股權(quán)質(zhì)押相比配發(fā)、配股、發(fā)行債券等融資方式而言，手續(xù)較簡單且融資成本較低，因此股權(quán)質(zhì)押融資方式越來越受到大股東的“青睞”。

當(dāng)大股東股權(quán)質(zhì)押后，表面上該行為既沒有改變上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)，也沒有影響其他相關(guān)者的利益，但無論是監(jiān)管實(shí)踐還是理論研究都認(rèn)為大股東股權(quán)質(zhì)押行為會給上市公司及相關(guān)利益者帶來影響。對上市公司業(yè)績的影響：（Claessens et al，2002，2011；郝項(xiàng)超、梁琪，2009）研究發(fā)現(xiàn)兩權(quán)分離程度越高或在大股東股權(quán)質(zhì)押后，大股東會強(qiáng)化侵占效應(yīng)，從而損害公司價(jià)值；（鄭國堅(jiān)等，2014）指出當(dāng)控股股東股權(quán)被凍結(jié)時(shí)，其對上市公司進(jìn)行的占款行為會降低公司業(yè)績。相反，（譚燕、吳靜，2013）認(rèn)為被大股東質(zhì)押的股權(quán)質(zhì)量越高，公司治理越好；（王斌等，2013）研究發(fā)現(xiàn)控股股東股權(quán)質(zhì)押后，為了避免其控制權(quán)轉(zhuǎn)移，大股東有動(dòng)力改善企業(yè)經(jīng)營狀況。對相關(guān)利益者的影響：（Yeh，2003）指出上市公司股權(quán)質(zhì)押比率與第二代理問題呈正相關(guān)關(guān)系；（高蘭芬、邱正仁，2002）結(jié)合本國經(jīng)濟(jì)環(huán)境，提出股權(quán)質(zhì)押導(dǎo)致兩權(quán)分離，這會使代理成本提高。除此之外，在大股東股權(quán)質(zhì)押后，為了避免補(bǔ)倉甚至強(qiáng)制平倉帶來的股價(jià)崩盤和控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)，大股東更可能會操縱盈余管理和信息披露來降低該風(fēng)險(xiǎn)（謝德仁等，2016）。在我國資本市場中，除了控股股東會采取行動(dòng)來控制股價(jià)，分析師作為流動(dòng)信息傳遞的中介者——其研究報(bào)告的發(fā)布也會對股價(jià)產(chǎn)生影響，從而影響其他投資者對大股東股權(quán)質(zhì)押這一行為的反映。比如（曹勝、朱紅軍，2011）認(rèn)為證券公司利益的高低會損害分析師的獨(dú)立性，從而誤導(dǎo)市場定價(jià)；（潘越等，2011）認(rèn)為分析師的存在能有效的抑制股價(jià)崩盤的風(fēng)險(xiǎn)。綜述所述，已有研究主要從上市公司內(nèi)部視角出發(fā)，研究上市公司大股東股權(quán)質(zhì)押所帶來的經(jīng)濟(jì)后果，但較少文獻(xiàn)從上市公司外部視角出發(fā)，研究大股東股權(quán)質(zhì)押行為對股權(quán)質(zhì)押質(zhì)權(quán)方的影響。

自從2013年我國證券市場上推出了新型股權(quán)質(zhì)押業(yè)務(wù)——場內(nèi)的股票質(zhì)押式回購，證券公司迅速搶占股權(quán)質(zhì)押市場，截止2016年底，已有超過三分之二的股權(quán)質(zhì)押業(yè)務(wù)質(zhì)權(quán)方為證券公司。既然質(zhì)權(quán)方為證券公司越來越普遍，那它與大股東之間的利益關(guān)聯(lián)是否會傳導(dǎo)給旗下的分析師，從而促使其分析師面臨加劇的利益沖突時(shí)對被質(zhì)押的標(biāo)的股票發(fā)布樂觀的盈余預(yù)測呢？為此，本文從新型利益相關(guān)者視角出發(fā)，探討大股東股權(quán)質(zhì)押對分析師盈余預(yù)測樂觀傾向的影響具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論分析與假設(shè)提出

一般而言，大股東會聯(lián)合管理層對利潤進(jìn)行操縱甚至?xí)?cái)務(wù)造假（周中勝等，2006）。以往研究也表明大股東股權(quán)質(zhì)押后會傾向于進(jìn)行盈余管理。在這種情況下，其他機(jī)構(gòu)投資者面臨的信息不對稱程度會加大，從而可能導(dǎo)致其做出不正確的投資決策，此時(shí)，投資者為了獲取更多的信息，可能會依賴于資本市場信息的運(yùn)輸者——證券分析師。分析師會對上市公司出具研究報(bào)告，其中投資評級和盈余預(yù)測這兩個(gè)關(guān)鍵性指標(biāo)最能體現(xiàn)出分析師作為中介信息傳遞者的價(jià)值。早期已有國外研究者對分析師盈余預(yù)測行為進(jìn)行了探究。（Lin and Mc Nichols，1998）研究指出當(dāng)分析師面對利益沖突時(shí)，證券分析師可能不會對其作出的盈余預(yù)測結(jié)果真實(shí)公布出來。一方面，質(zhì)權(quán)方會先取得上市公司提交的相關(guān)財(cái)務(wù)報(bào)告進(jìn)行調(diào)查后再決定是否接受質(zhì)押，因此質(zhì)權(quán)方分析師比獨(dú)立分析師有更直接的信息來源，此時(shí)，前者可能會為了維護(hù)自身聲譽(yù)做出更準(zhǔn)確的盈余預(yù)測。而且，由于分析師的預(yù)測EPS可與公司的實(shí)際EPS進(jìn)行對照，所以分析師利用預(yù)測EPS提升股價(jià)的操作空間較小（洪劍峭，2012），這可能為質(zhì)權(quán)方分析師出于謹(jǐn)慎態(tài)度（降低被訴訟風(fēng)險(xiǎn)）而發(fā)布不太樂觀的盈余預(yù)測提供了一種解釋。但另一方面，分析師為了能從客戶管理層那里拿到更多的私有信息，有時(shí)發(fā)布的盈余預(yù)測并不具有客觀性（Francis et al，1993）。這表明在質(zhì)權(quán)方分析師進(jìn)行信息處理過程中，可能會受到框定效應(yīng)的影響，比如：管理層出于維護(hù)公司形象及建立投資者信心方面考慮，會盡可能以樂觀的語調(diào)向質(zhì)權(quán)方分析師傳遞傳遞私有信息，再加上質(zhì)權(quán)方分析師在信息傳遞的過程中會表現(xiàn)得過度自信，這可能會促使質(zhì)權(quán)方分析師發(fā)布樂觀的盈余預(yù)測。除此之外，在大股東股權(quán)質(zhì)押后，股權(quán)作為一種特殊的抵押物，當(dāng)質(zhì)權(quán)方持有抵押股票時(shí)，為了防止股票爆倉及股票所有權(quán)轉(zhuǎn)移，質(zhì)權(quán)方分析師發(fā)布樂觀的盈余預(yù)測，從而抑制股價(jià)的下跌。那質(zhì)權(quán)方分析師對標(biāo)的股票做出的盈余預(yù)測到底是樂觀還是不樂觀的呢？基于上述分析，我們提出以下兩個(gè)備選性假設(shè)：

假設(shè)1a：其他條件相同的情況下，在大股東股權(quán)質(zhì)押后，質(zhì)權(quán)方分析師會對標(biāo)的股票發(fā)布不樂觀的盈余預(yù)測。

假設(shè)2a:在其他條件相同的情況下，在大股東股權(quán)質(zhì)押后，質(zhì)權(quán)方分析師會對標(biāo)的股票發(fā)布樂觀的盈余預(yù)測。

除上文分析外，仍有一些學(xué)者對分析師盈余預(yù)測行為的影響因素進(jìn)行了補(bǔ)充研究。（chen，2004）認(rèn)為證券分析師若僅根據(jù)管理層的描述對上市公司未來盈余作出預(yù)測，該行為實(shí)際上忽視了私有信息的可靠程度；（王雄元等，2016）研究發(fā)現(xiàn)穩(wěn)定客戶對分析師的盈余預(yù)測行為起促進(jìn)作用。但較少學(xué)者探究了當(dāng)證券公司與上市公司存在業(yè)務(wù)關(guān)系（增發(fā)、配股承銷商等）時(shí)，分析師對上市公司的盈余預(yù)測行為。（Allen and Faulhaber，1989）認(rèn)為承銷商分析師面對較大的競爭壓力時(shí)會傾向于發(fā)布比較樂觀的盈余預(yù)測；（Eccles and Crane，1988）研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)把承銷商分析師對公司投行業(yè)務(wù)的多少與其收入相聯(lián)系起來時(shí)，分析師面對來自投行部門的壓力較大時(shí)會傾向于發(fā)布樂觀意見。因此我們預(yù)期：當(dāng)上市公司與證券公司存在業(yè)務(wù)關(guān)系（IPO、配股增發(fā)及并購咨詢等）時(shí)，大股東又將股權(quán)質(zhì)押給該公司的情況下，為了防止所屬公司受到不利的影響，分析師可能對標(biāo)的股票發(fā)布比較樂觀的盈余預(yù)測，即有關(guān)聯(lián)關(guān)系的質(zhì)權(quán)方分析師對標(biāo)的股票發(fā)布的盈余預(yù)測可能會傾向樂觀。因此，本文提出假說2：

假說2：其他條件相同的情況下，在大股東股權(quán)質(zhì)押后，有關(guān)聯(lián)關(guān)系的質(zhì)權(quán)方分析師會對標(biāo)的股票發(fā)布比較樂觀的盈余預(yù)測。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選用了2013-2016年的滬深股市的A股上市公司為初始樣本。本文所用的大股東股權(quán)質(zhì)押的數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，并通過查找年報(bào)進(jìn)行手工補(bǔ)充與整理得到，其中所用到的上市公司年報(bào)來自于財(cái)經(jīng)網(wǎng)。其他數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

為了保證數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，我們按以下標(biāo)準(zhǔn)對初始樣本進(jìn)行篩選：（1）剔除金融行業(yè)的上市公司；（2）剔除數(shù)據(jù)缺失的上市公司；（3）剔除被劃分為ST、PT的上市公司。最后，我們共得到大股東股權(quán)質(zhì)押的樣本18277。CAMAR中分析師報(bào)告合計(jì)50709份。為了避免內(nèi)生性問題，首先，本文參照原紅旗（2007）的配對樣本法，選出同時(shí)有獨(dú)立和非獨(dú)立分析師參與評級預(yù)測的公司，按分析師所屬證券公司是否是該目標(biāo)公司的質(zhì)權(quán)方，將其分成獨(dú)立和非獨(dú)立兩組，合計(jì)4426個(gè)觀察值。其次，為了考察分析師與目標(biāo)公司的其他關(guān)聯(lián)關(guān)系，本文在前一步的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)上匹配了近三年分析師所屬證券公司是否是目標(biāo)公司的IPO、增發(fā)、配股承銷商，進(jìn)一步將分析師分成有關(guān)聯(lián)和無關(guān)聯(lián)兩組。經(jīng)過匹配后，最后取得觀測值3393個(gè)上市公司—年度觀測值。為了避免極端或異常值對本文研究的影響，本文對各個(gè)連續(xù)變量進(jìn)行1%的縮尾處理。

（二）變量定義

1、盈余預(yù)測樂觀性（ForecastOptimism）

借鑒原紅旗（2007）等人的方法，用某分析師某年某次對某支股票預(yù)測的EPS減去當(dāng)年實(shí)際EPS除以預(yù)測前一個(gè)交易日該股票收盤價(jià)格。該值越大表明分析師預(yù)測的盈余高于實(shí)際盈余，也就越樂觀。

其計(jì)算公式：ForecastOptimismi,t＝（ForecastValuei,t－EPSi,t）／p0；

其中ForecastValue為i分析師t期對某股票的預(yù)測EPS，EPS為t期該股票的實(shí)際EPS，P為預(yù)測前一個(gè)交易日該股票的收盤價(jià)格。

2、質(zhì)權(quán)方分析師（Treat）和有關(guān)聯(lián)方分析師（Aff）

質(zhì)權(quán)方分析師：分析師所屬的證券公司是目標(biāo)公司的質(zhì)權(quán)方，即上市公司的分析師有部分來自證券公司；屬于質(zhì)權(quán)方的分析師取1，其他取0；

有關(guān)聯(lián)方分析師：指近三年分析師所屬證券公司與目標(biāo)公司有過業(yè)務(wù)關(guān)系（IPO、增發(fā)配股等）；屬于前三年有關(guān)聯(lián)關(guān)系的取1，其他取0。

3、控制變量

參考（原紅旗，2007）、（李丹，2006）以及（曹勝、朱紅軍，2011）等人的文獻(xiàn)選取以下控制變量：我們還控制了公司規(guī)模（Size，總資產(chǎn)自然對數(shù)）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev，總負(fù)債除以總資產(chǎn)）、總資產(chǎn)凈利率（Roa，凈利潤除以起初與期末總資產(chǎn)的平均余額）、賬面市值（BM，總資產(chǎn)除以市值）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（nature）、間隔天數(shù)（Horizon）、證券公司擁有的明星分析師數(shù)量（Star）等變量對分析師盈余預(yù)測樂觀傾向可能產(chǎn)生的影響。如表1具體報(bào)告了變量定義及計(jì)算方法。

表1 變量定義及計(jì)算方法

（三）模型構(gòu)建

我們以上述得到的觀測值，根據(jù)前人的研究構(gòu)建多元回歸模型，并使用普通最小二乘法對大股東股權(quán)質(zhì)押與分析師的盈余預(yù)測樂觀傾向之間的關(guān)系進(jìn)行研究。我們設(shè)置了以下模型對本文的假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)：

ForecastOptimism ＝β0＋β1×Treat＋β2×Size＋β3×Lev＋β4×Roa＋β5×BM＋β6×Nature＋β7×Horizon＋β8×Star＋∑Year＋∑Industry＋ε

該模型主要用來檢驗(yàn)兩方面：第一，質(zhì)權(quán)方分析師是否比其他分析師的盈余預(yù)測更樂觀，β1符號未定；第二，在按是否有關(guān)聯(lián)關(guān)系分組后回歸，預(yù)測有關(guān)聯(lián)關(guān)系的一組，β1為正，無關(guān)聯(lián)關(guān)系一組β1為負(fù)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2是各變量的描述性統(tǒng)計(jì)，從表中我們可以看到盈余預(yù)測樂觀性ForecastOptimism的均值和中位數(shù)均大于0，這說明在盈余預(yù)測指標(biāo)上，分析師總體上是偏向樂觀的。是否是質(zhì)權(quán)方分析師（Treat）均值為0.144，約占總體的15%，這可能是因?yàn)檫x取的樣本中質(zhì)權(quán)方分析師和獨(dú)立分析師的觀察值數(shù)量上存在差距。樣本企業(yè)的賬面市值比（BM）均值為0.54，這說明樣本企業(yè)中屬于成長性公司較多，仍需要投入較多的資金繼續(xù)發(fā)展；公司規(guī)模（Size）最小值11.41，最大值15.11，均值12.98，這說明股權(quán)質(zhì)押給券商的公司規(guī)模差異不是很大，主要集中于中小型的上市公司；公司盈利狀況（Roa）均值為5.7%，符合A股上市公司的平均盈利水平；樣本企業(yè)的平均資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）為 35.5%；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Nature）中位數(shù)是0，這說明股權(quán)質(zhì)押給證券公司的公司以非國有企業(yè)為主，主要是因?yàn)榉菄笕谫Y約束相對于國企而言更強(qiáng)；明星分析師（Star）均值為1.76，說明樣本中平均每家券商大約有2個(gè)明星分析師，明星分析師越多，證券公司聲譽(yù)越高，則分析師在進(jìn)行盈余預(yù)測時(shí)會權(quán)衡公司的聲譽(yù)成本與關(guān)聯(lián)利益。

表3報(bào)告了各變量的pearson相關(guān)系數(shù)。我們發(fā)現(xiàn)盈余預(yù)測樂觀性與質(zhì)權(quán)方分析師呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且在10%及以上顯著性水平上顯著；這表明了質(zhì)權(quán)方分析師不會冒險(xiǎn)對標(biāo)的股票發(fā)布樂觀性的盈余預(yù)測，即質(zhì)權(quán)方會對標(biāo)的股票發(fā)布不樂觀的盈余預(yù)測，支持了假設(shè)1a。也發(fā)現(xiàn)有關(guān)聯(lián)關(guān)系的質(zhì)權(quán)方分析師與盈余預(yù)測樂觀性大致呈正相關(guān)（系數(shù)為0.0175）；這表明有關(guān)聯(lián)關(guān)系的質(zhì)權(quán)方分析師會對標(biāo)的股票發(fā)布比較樂觀的盈余預(yù)測，支持了假設(shè)2。除此之外，我們發(fā)現(xiàn)其他控制變量與主要研究的自變量之間以及其他控制變量之間的相關(guān)系數(shù)均在可接受的范圍內(nèi)，這說明各自變量之間的多重共線性較小，也說明我們把研究的自變量與控制變量放在同一模型中進(jìn)行回歸分析是合理的。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）回歸結(jié)果分析

為了研究我們提出的假說，本文用設(shè)計(jì)的模型對分析師的盈余預(yù)測（ForecastOptimism）進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果如表4所示：質(zhì)權(quán)方分析師與盈余預(yù)測樂觀性呈負(fù)相關(guān)，且在10%水平上顯著，這說明質(zhì)權(quán)方分析師對標(biāo)的股票發(fā)布不樂觀的盈余預(yù)測；與前文分析一致：由于存在可比指標(biāo)以及內(nèi)部調(diào)查渠道這兩個(gè)因素將使得質(zhì)權(quán)方分析師不會冒險(xiǎn)做出樂觀的盈余預(yù)測，驗(yàn)證了假設(shè)1a是正確的；但當(dāng)我們加入關(guān)聯(lián)關(guān)系（Aff）因素時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)有關(guān)聯(lián)關(guān)系的質(zhì)權(quán)方分析師與盈余預(yù)測樂觀性大致呈正相關(guān)，并不顯著；這說明有關(guān)聯(lián)關(guān)系的質(zhì)權(quán)方分析師為了防止所屬公司受到不利影響會對標(biāo)的股票發(fā)布比較樂觀的盈余預(yù)測。由此，驗(yàn)證了假設(shè)2的正確性。

表4 盈余預(yù)測樂觀性回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)本文結(jié)論的穩(wěn)健性，本文做了以下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

參照（曹勝、朱紅軍，2011）的做法，選擇用二分法預(yù)測的每股盈余（Feps）度量分析師盈余樂觀傾向（ForecastOptimism）進(jìn)行OLS回歸以檢驗(yàn)我們提出的假設(shè)，結(jié)果如表5所示：我們可以發(fā)現(xiàn)在OLS回歸模型下，質(zhì)權(quán)方分析師（Treat）的回歸系數(shù)為負(fù)，且在1%水平上顯著；這表明由于預(yù)測EPS可與真實(shí)EPS比較，質(zhì)權(quán)方分析師出于謹(jǐn)慎態(tài)度（被訴訟風(fēng)險(xiǎn)）對質(zhì)押股票發(fā)布更為準(zhǔn)確的盈余預(yù)測。由此，再次驗(yàn)證了假設(shè)1a。有關(guān)聯(lián)方關(guān)系的質(zhì)權(quán)方分析師的回歸系數(shù)雖然為負(fù)，但并不顯著；這表明當(dāng)我們引入關(guān)聯(lián)關(guān)系這一因素時(shí)，有關(guān)聯(lián)關(guān)系的質(zhì)權(quán)方分析師會對標(biāo)的股票發(fā)布比較樂觀的盈余預(yù)測。這再次驗(yàn)證了假設(shè)2。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

六、研究結(jié)論與啟示

基于我國資本市場的發(fā)展背景，本文從大股東股權(quán)質(zhì)押的角度出發(fā)，以代理理論、信息不對稱理論為支撐，探討了控股股東股權(quán)質(zhì)押這種融資行為對分析師盈余預(yù)測樂觀傾向的影響。研究得出結(jié)論：大股東股權(quán)質(zhì)押后，質(zhì)權(quán)方分析師會對標(biāo)的股票傾向于發(fā)布不樂觀的盈余預(yù)測；但當(dāng)加入關(guān)聯(lián)關(guān)系這一因素時(shí)情況會發(fā)生變化，即有關(guān)聯(lián)關(guān)系的質(zhì)權(quán)方分析師會對標(biāo)的股票發(fā)布比較樂觀的盈余預(yù)測。

本文的研究成果有助于監(jiān)管部門進(jìn)一步理解分析師的盈余預(yù)測行為。此外，也給投資者帶來一個(gè)“警告”，即在做出投資決策時(shí)更應(yīng)該以仔細(xì)審視分析師做出的盈余預(yù)測，關(guān)注大股東與分析師之間是如何交互作用的，從而做出更準(zhǔn)確的投資決策。