張志蟬 刁節(jié)文

摘 要：根據(jù)同花順統(tǒng)計，2020年4月我國已有2 433家上市公司發(fā)生股權(quán)質(zhì)押，占市場的63%，且其中約45%的企業(yè)股權(quán)質(zhì)押比率在10%～30%之間。考察上市公司股權(quán)質(zhì)押對分析師預測誤差、分歧度和樂觀度的影響，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相較于沒有發(fā)生股權(quán)質(zhì)押的企業(yè)，控股股東進行股權(quán)質(zhì)押會降低分析師的預測精準度和樂觀度，同時會提高分析師預測的分歧度。不僅豐富了有關(guān)分析師預測影響因素的研究，也對監(jiān)管機構(gòu)、上市企業(yè)和市場參與者有重要的現(xiàn)實意義。研究結(jié)果表明，股東發(fā)生股權(quán)質(zhì)押行為更易降低分析師預測的精準度和樂觀度，同時提高分析師的分歧度。

關(guān)鍵詞：股權(quán)質(zhì)押;分析師預測;信息不對稱

中圖分類號：F832.59? ? ? ? 文獻標志碼：A? ? ? 文章編號：1673-291X（2021）10-0057-03

引言

最早在1995年實施的《物權(quán)法》中提出股權(quán)質(zhì)押的概念，2007年的《物權(quán)法》再次明確股權(quán)可以質(zhì)押，其逐漸成為一種普遍的融資方式?？毓晒蓶|通過質(zhì)押自身股權(quán)，從金融機構(gòu)借入資金，不僅可以緩解企業(yè)融資困境，而且質(zhì)押期一過，股東將重獲股權(quán)，不影響股東對企業(yè)的控制權(quán)，因而這種融資方式備受青睞。據(jù)同花順統(tǒng)計，至2020年4月已有2 433家上市公司發(fā)生股權(quán)質(zhì)押，占市場的63%，且其中約45%的企業(yè)股權(quán)質(zhì)押比率在10%～30%之間。

從表面來看，股權(quán)質(zhì)押融資方式不僅步驟簡單，風險較小且可高效獲取資金，又不影響股東自身對企業(yè)的控制權(quán)，實際上，當企業(yè)資金壓力過大時，資金鏈斷裂，將會對企業(yè)造成重大影響。一方面，大股東質(zhì)押自身股權(quán)會使控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)二權(quán)加劇分離，與中小股東的利益沖突加深，出于自身利益考量，會利用強權(quán)占用與轉(zhuǎn)移公司資源，從而“掏空”企業(yè)[1]，最終降低公司價值。另一方面，股權(quán)質(zhì)押帶來的股價波動風險使得控股股東有動機選擇操縱現(xiàn)金流以及費用[2]和盈余管理[3]，從而傳播企業(yè)利好消息，加劇市場的信息不對稱程度。與此同時，作為金融市場強有力的信息收集和分析者——證券分析師，其必然會對這些融資企業(yè)進行全方位的了解與剖析，并給出對該企業(yè)今后3—5年的盈余預測，從而向投資者傳遞投資信息。那么，專業(yè)分析師會如何看待股權(quán)質(zhì)押融資這一手段呢？企業(yè)發(fā)生股權(quán)質(zhì)押融資會降低分析師預測樂觀度嗎？該融資行為是否還會對分析師預測的分歧度、誤差產(chǎn)生影響？

一、理論分析與假設(shè)提出

分析師在預測時主要依賴的信息來源包括上市企業(yè)主動向公眾披露的信息和分析師與企業(yè)私下溝通獲取的私有信息這兩個渠道。由于后者可獲得性差，因此分析師主要依賴上市企業(yè)公開披露的信息進行預測?？毓晒蓶|在進行股權(quán)質(zhì)押以后，為了獲得更高額的質(zhì)押貸款，可能會對管理層施加壓力，發(fā)布利好的盈余預測[4]，又或者為了降低股價平倉風險，會減小披露信息的真實性，強化盈余管理[5]?？傊?，信息披露不完全，或者對社會刻意釋放的利好信號會使分析師無法判斷企業(yè)真實經(jīng)營情況，從而加大分析師預測的誤差。因此，本文提出以下假設(shè)。

H1：控股股東股權(quán)質(zhì)押行為降低了分析師預測的精準度。

根據(jù)目前研究，股權(quán)質(zhì)押對分析師預測的影響存在兩種看法：一種是分析師認為企業(yè)發(fā)生股權(quán)質(zhì)押行為后會加劇經(jīng)營權(quán)和所有權(quán)分離[6]，股東為維護自身利益可能憑借自己內(nèi)部人的優(yōu)勢轉(zhuǎn)移企業(yè)資產(chǎn)，進而掏空上市公司[7]。另一種是分析師認為股權(quán)質(zhì)押融資行為一方面反映企業(yè)在向外界傳達經(jīng)營良好的信號?？傊?，學者認為證券分析師在分析企業(yè)的股權(quán)質(zhì)押行為時，會持有不同觀點，即表明不同分析師對同一家上市企業(yè)可能會產(chǎn)生截然不同的預測報告，導致分歧度將上升。因此，本文提出以下假設(shè)。

H2：控股股東股權(quán)質(zhì)押行為提高了分析師預測的分歧度。

當然，股權(quán)質(zhì)押后引發(fā)的代理問題和控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險也會影響分析師預測的樂觀度[8]。當股東質(zhì)押一部分自身股權(quán)以獲得融資資金時，會面臨控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險和股價平倉風險，從而股東會產(chǎn)生強烈的動機進行盈余管理和信息操縱以控制股價波動，比如規(guī)避稅收來提高公司業(yè)績[9]、減少現(xiàn)金股利分配以提升股價[10]，因而降低了企業(yè)向外披露信息的真實可讀性。由此，當企業(yè)發(fā)生股權(quán)質(zhì)押行為時，分析師會基于這種背景而給出相對消極的預測。因此，本文提出以下假設(shè)。

H3：控股股東股權(quán)質(zhì)押行為降低了分析師預測的樂觀度。

二、研究設(shè)計

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文以滬深A股上市企業(yè)為研究樣本，選取2008—2018年為研究區(qū)間，剔除了ST、*ST 的公司、金融企業(yè)和保險行業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)以及相關(guān)數(shù)據(jù)不全面的樣本，來研究大股東股權(quán)質(zhì)押對分析師盈余預測精準度、分歧度以及樂觀度的影響。

（二）變量定義

1.被解釋變量。第一，預測誤差。以符號Biasi，t表示，用分析師對上市公司EPS的預測值與EPS真實值之差的絕對值，除以該上市企業(yè)EPS真實值的絕對值，該值度量了分析師的預測值與真實值之間的偏離程度，該值越大，說明分析師的預測誤差越大，預測準確度越低。第二，預測分歧度。符號表示為Dispersioni，t，即分析師對上市企業(yè)的EPS預測值的標準差，除以其EPS真實值的絕對值，該值度量了不同分析師之間預測值的偏離程度。第三，預測樂觀度。符號表示為Optimismi，t，與分析師預測偏差相比，該指標考慮了預測偏差程度的方向，該值越大，說明分析師對企業(yè)更偏向樂觀。

2.解釋變量。本文從大股東有無發(fā)生股權(quán)質(zhì)押行為的角度衡量股權(quán)質(zhì)押變量（gqzyi，t），即存在股權(quán)質(zhì)押時，該變量取值為1，否則為0。

3.控制變量。本文還控制了一系列可能影響分析師預測精準度、分歧度和樂觀度的因素，包括公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、市值賬面比、資產(chǎn)收益率、托賓q、股票日收益波動率、股權(quán)集中度、分析師跟蹤數(shù)量和四大會計師事務(wù)所。

三、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

根據(jù)描述性統(tǒng)計結(jié)果，被解釋變量的三個指標Biasi，t、Dispersioni，t和Optimismi，t的標準差分別為4.888、3.267和5.125，說明分析師對企業(yè)未來盈利的預測誤差明顯，且不同分析師對企業(yè)預測也存在明顯差異。股權(quán)質(zhì)押這一變量的標準差是0.494，均值為0.42，說明有42%的企業(yè)會選擇股權(quán)質(zhì)押這一融資方式，質(zhì)押股權(quán)融資較為普遍。

（二）回歸分析

為了考查控股股東股權(quán)質(zhì)押對分析師預測的影響，本文建立OLS模型進行回歸分析。被解釋變量gqzyi，t的系數(shù)是驗證假設(shè)的主要值，表1中第（1）列的結(jié)果顯示，股權(quán)質(zhì)押與分析師盈余預測的偏差呈正相關(guān)，估計系數(shù)為3.2865，且在1%水平下顯著，說明大股東質(zhì)押自身股權(quán)會提高分析師的預測偏差，即股權(quán)質(zhì)押與分析師預測精準度負相關(guān)，假設(shè)H1成立。表1中第（2）列的系數(shù)為2.1949，且在1%水平下顯著，即股權(quán)質(zhì)押與分析師預測分歧度正相關(guān)，假設(shè)H2成立。表1中第（3）列結(jié)果顯示，股權(quán)質(zhì)押于分析師的樂觀傾向呈負相關(guān)，估計系數(shù)是-3.6354，且在1%水平下顯著，該結(jié)果證明本文的假設(shè)H3。

四、穩(wěn)健性檢驗

為了解決未發(fā)生股權(quán)質(zhì)押企業(yè)和發(fā)生股權(quán)質(zhì)押企業(yè)的樣本選擇問題，本文采用PSM模型進行穩(wěn)健性檢驗。檢驗結(jié)果顯示，被解釋變量股權(quán)質(zhì)押的系數(shù)與分析師盈余預測的偏差呈正相關(guān)，估計系數(shù)為3.3984，與預測分歧度的系數(shù)為2.2438，與分析師的樂觀傾向的系數(shù)是-3.7790，且均在1%水平下顯著，該結(jié)果證明本文的假設(shè)，即控股股東的股權(quán)質(zhì)押行為會降低分析師預測的精準度和樂觀度，同時提高分析師預測的分歧度。

五、結(jié)論與建議

本文的研究樣本為2008—2018年滬深A股上市企業(yè)，通過運用OLS、PSM等多種方法研究了控股權(quán)東股權(quán)質(zhì)押行為對分析師預測的影響。研究結(jié)果表明，股東發(fā)生股權(quán)質(zhì)押行為更易降低分析師的預測精準度和樂觀度，同時提高分析師的分歧度。因此，本文基于上述實證分析結(jié)果，提出三點建議。

第一，對于監(jiān)管機構(gòu)而言，監(jiān)督檢查為第一要義。監(jiān)管部門應當加強對企業(yè)質(zhì)押股權(quán)行為的監(jiān)督，嚴格審查企業(yè)大股東融資目的、資金來源與去向，提高企業(yè)信息披露的透明度。第二，對于上市企業(yè)而言，加強內(nèi)部控制是企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的核心。企業(yè)管理者應當加強內(nèi)部監(jiān)管和風險管理，完善股權(quán)質(zhì)押的審批流程，同時對持股比例高的股東定期進行財務(wù)評估。第三，對于市場參與者而言，審慎投資是關(guān)鍵。無論機構(gòu)投資者還是個人投資者在變幻莫測的金融市場中依然要保持謹慎。

參考文獻：

[1]? 高蘭芬.董監(jiān)事股權(quán)質(zhì)押之代理問題對公司會計資訊與公司績效之影響[D].臺北：臺灣成功大學，2002.

[2]? 謝德仁，廖珂，鄭登津.控股股東股權(quán)質(zhì)押與開發(fā)支出會計政策隱性選擇[J].會計研究，2017，（3）：30-38.

[3]? 謝德仁，鄭登津，崔宸瑜.控股股東股權(quán)質(zhì)押是潛在的“地雷”嗎？——基于股價崩盤風險視角的研究[J].管理世界，2016，（5）：128-140.

[4]? 蔣秋菊.控股股東股權(quán)質(zhì)押與管理層盈余預測策略選擇——來自中國資本市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].當代會計評論，2017，（9）.

[5]? 王斌，宋春霞.控股固定股權(quán)質(zhì)押、股權(quán)性質(zhì)與盈余管理方式[J].華東經(jīng)濟管理，2015，（8）.

[6]? 郝項超，梁琪.最終控制人股權(quán)質(zhì)押損害公司價值么？[J].會計研究，2009，（7）：57-63.

[7]? 鄭雪迎.謹防股權(quán)質(zhì)押成為套現(xiàn)工具[N].中國證券報，2003-06-19.

[8]? 王亞茹，趙耀，喬貴濤.基于PSM的控股股東股權(quán)質(zhì)押與分析師預測研究[J].財會通訊，2019，（29）：23-27.

[9]? 王雄元，歐陽才越，史震陽.股權(quán)質(zhì)押、控制權(quán)轉(zhuǎn)移風險與稅收規(guī)避[J].經(jīng)濟研究，2018，（1）：138-152.

[10]? 廖珂，崔宸瑜，謝德仁.控股股東股權(quán)質(zhì)押與上市公司股利政策選擇[J].金融研究，2018，（4）：176-193.