大股東股權質押與分析師盈余預測樂觀傾向

劉麗麗

一、引 言

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

當大股東股權質押后，表面上該行為既沒有改變上市公司的股權結構，也沒有影響其他相關者的利益，但無論是監管實踐還是理論研究都認為大股東股權質押行為會給上市公司及相關利益者帶來影響。對上市公司業績的影響：（Claessens et al，2002，2011；郝項超、梁琪，2009）研究發現兩權分離程度越高或在大股東股權質押后，大股東會強化侵占效應，從而損害公司價值；（鄭國堅等，2014）指出當控股股東股權被凍結時，其對上市公司進行的占款行為會降低公司業績。相反，（譚燕、吳靜，2013）認為被大股東質押的股權質量越高，公司治理越好；（王斌等，2013）研究發現控股股東股權質押后，為了避免其控制權轉移，大股東有動力改善企業經營狀況。對相關利益者的影響：（Yeh，2003）指出上市公司股權質押比率與第二代理問題呈正相關關系；（高蘭芬、邱正仁，2002）結合本國經濟環境，提出股權質押導致兩權分離，這會使代理成本提高。除此之外，在大股東股權質押后，為了避免補倉甚至強制平倉帶來的股價崩盤和控制權轉移風險，大股東更可能會操縱盈余管理和信息披露來降低該風險（謝德仁等，2016）。在我國資本市場中，除了控股股東會采取行動來控制股價，分析師作為流動信息傳遞的中介者——其研究報告的發布也會對股價產生影響，從而影響其他投資者對大股東股權質押這一行為的反映。比如（曹勝、朱紅軍，2011）認為證券公司利益的高低會損害分析師的獨立性，從而誤導市場定價；（潘越等，2011）認為分析師的存在能有效的抑制股價崩盤的風險。綜述所述，已有研究主要從上市公司內部視角出發，研究上市公司大股東股權質押所帶來的經濟后果，但較少文獻從上市公司外部視角出發，研究大股東股權質押行為對股權質押質權方的影響。

自從2013年我國證券市場上推出了新型股權質押業務——場內的股票質押式回購，證券公司迅速搶占股權質押市場，截止2016年底，已有超過三分之二的股權質押業務質權方為證券公司。既然質權方為證券公司越來越普遍，那它與大股東之間的利益關聯是否會傳導給旗下的分析師，從而促使其分析師面臨加劇的利益沖突時對被質押的標的股票發布樂觀的盈余預測呢？為此，本文從新型利益相關者視角出發，探討大股東股權質押對分析師盈余預測樂觀傾向的影響具有重要的理論和現實意義。

二、理論分析與假設提出

一般而言，大股東會聯合管理層對利潤進行操縱甚至會財務造假（周中勝等，2006）。以往研究也表明大股東股權質押后會傾向于進行盈余管理。在這種情況下，其他機構投資者面臨的信息不對稱程度會加大，從而可能導致其做出不正確的投資決策，此時，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輸者——證券分析師。分析師會對上市公司出具研究報告，其中投資評級和盈余預測這兩個關鍵性指標最能體現出分析師作為中介信息傳遞者的價值。早期已有國外研究者對分析師盈余預測行為進行了探究。（Lin and Mc Nichols，1998）研究指出當分析師面對利益沖突時，證券分析師可能不會對其作出的盈余預測結果真實公布出來。一方面，質權方會先取得上市公司提交的相關財務報告進行調查后再決定是否接受質押，因此質權方分析師比獨立分析師有更直接的信息來源，此時，前者可能會為了維護自身聲譽做出更準確的盈余預測。而且，由于分析師的預測EPS可與公司的實際EPS進行對照，所以分析師利用預測EPS提升股價的操作空間較小（洪劍峭，2012），這可能為質權方分析師出于謹慎態度（降低被訴訟風險）而發布不太樂觀的盈余預測提供了一種解釋。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，有時發布的盈余預測并不具有客觀性（Francis et al，1993）。這表明在質權方分析師進行信息處理過程中，可能會受到框定效應的影響，比如：管理層出于維護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向質權方分析師傳遞傳遞私有信息，再加上質權方分析師在信息傳遞的過程中會表現得過度自信，這可能會促使質權方分析師發布樂觀的盈余預測。除此之外，在大股東股權質押后，股權作為一種特殊的抵押物，當質權方持有抵押股票時，為了防止股票爆倉及股票所有權轉移，質權方分析師發布樂觀的盈余預測，從而抑制股價的下跌。那質權方分析師對標的股票做出的盈余預測到底是樂觀還是不樂觀的呢？基于上述分析，我們提出以下兩個備選性假設：

假設1a：其他條件相同的情況下，在大股東股權質押后，質權方分析師會對標的股票發布不樂觀的盈余預測。

假設2a:在其他條件相同的情況下，在大股東股權質押后，質權方分析師會對標的股票發布樂觀的盈余預測。

除上文分析外，仍有一些學者對分析師盈余預測行為的影響因素進行了補充研究。（chen，2004）認為證券分析師若僅根據管理層的描述對上市公司未來盈余作出預測，該行為實際上忽視了私有信息的可靠程度；（王雄元等，2016）研究發現穩定客戶對分析師的盈余預測行為起促進作用。但較少學者探究了當證券公司與上市公司存在業務關系（增發、配股承銷商等）時，分析師對上市公司的盈余預測行為。（Allen and Faulhaber，1989）認為承銷商分析師面對較大的競爭壓力時會傾向于發布比較樂觀的盈余預測；（Eccles and Crane，1988）研究發現當把承銷商分析師對公司投行業務的多少與其收入相聯系起來時，分析師面對來自投行部門的壓力較大時會傾向于發布樂觀意見。因此我們預期：當上市公司與證券公司存在業務關系（IPO、配股增發及并購咨詢等）時，大股東又將股權質押給該公司的情況下，為了防止所屬公司受到不利的影響，分析師可能對標的股票發布比較樂觀的盈余預測，即有關聯關系的質權方分析師對標的股票發布的盈余預測可能會傾向樂觀。因此，本文提出假說2：

假說2：其他條件相同的情況下，在大股東股權質押后，有關聯關系的質權方分析師會對標的股票發布比較樂觀的盈余預測。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

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質押的數據來自Wind數據庫，并通過查找年報進行手工補充與整理得到，其中所用到的上市公司年報來自于財經網。其他數據來自于CSMAR數據庫。

為了保證數據的準確性，我們按以下標準對初始樣本進行篩選：（1）剔除金融行業的上市公司；（2）剔除數據缺失的上市公司；（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質押的樣本18277。CAMAR中分析師報告合計50709份。為了避免內生性問題，首先，本文參照原紅旗（2007）的配對樣本法，選出同時有獨立和非獨立分析師參與評級預測的公司，按分析師所屬證券公司是否是該目標公司的質權方，將其分成獨立和非獨立兩組，合計4426個觀察值。其次，為了考察分析師與目標公司的其他關聯關系，本文在前一步的基礎數據上匹配了近三年分析師所屬證券公司是否是目標公司的IPO、增發、配股承銷商，進一步將分析師分成有關聯和無關聯兩組。經過匹配后，最后取得觀測值3393個上市公司—年度觀測值。為了避免極端或異常值對本文研究的影響，本文對各個連續變量進行1%的縮尾處理。

（二）變量定義

1、盈余預測樂觀性（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測的EPS減去當年實際EPS除以預測前一個交易日該股票收盤價格。該值越大表明分析師預測的盈余高于實際盈余，也就越樂觀。

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

其中ForecastValue為i分析師t期對某股票的預測EPS，EPS為t期該股票的實際EPS，P為預測前一個交易日該股票的收盤價格。

2、質權方分析師（Treat）和有關聯方分析師（Aff）

質權方分析師：分析師所屬的證券公司是目標公司的質權方，即上市公司的分析師有部分來自證券公司；屬于質權方的分析師取1，其他取0；

有關聯方分析師：指近三年分析師所屬證券公司與目標公司有過業務關系（IPO、增發配股等）；屬于前三年有關聯關系的取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）等人的文獻選取以下控制變量：我們還控制了公司規模（Size，總資產自然對數）、資產負債率（Lev，總負債除以總資產）、總資產凈利率（Roa，凈利潤除以起初與期末總資產的平均余額）、賬面市值（BM，總資產除以市值）、產權性質（nature）、間隔天數（Horizon）、證券公司擁有的明星分析師數量（Star）等變量對分析師盈余預測樂觀傾向可能產生的影響。如表1具體報告了變量定義及計算方法。

表1 變量定義及計算方法

（三）模型構建

我們以上述得到的觀測值，根據前人的研究構建多元回歸模型，并使用普通最小二乘法對大股東股權質押與分析師的盈余預測樂觀傾向之間的關系進行研究。我們設置了以下模型對本文的假設進行檢驗：

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兩方面：第一，質權方分析師是否比其他分析師的盈余預測更樂觀，β1符號未定；第二，在按是否有關聯關系分組后回歸，預測有關聯關系的一組，β1為正，無關聯關系一組β1為負。

四、實證結果分析

（一）描述性統計分析

表2是各變量的描述性統計，從表中我們可以看到盈余預測樂觀性ForecastOptimism的均值和中位數均大于0，這說明在盈余預測指標上，分析師總體上是偏向樂觀的。是否是質權方分析師（Treat）均值為0.144，約占總體的15%，這可能是因為選取的樣本中質權方分析師和獨立分析師的觀察值數量上存在差距。樣本企業的賬面市值比（BM）均值為0.54，這說明樣本企業中屬于成長性公司較多，仍需要投入較多的資金繼續發展；公司規模（Size）最小值11.41，最大值15.11，均值12.98，這說明股權質押給券商的公司規模差異不是很大，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；樣本企業的平均資產負債率（Lev）為 35.5%；產權性質（Nature）中位數是0，這說明股權質押給證券公司的公司以非國有企業為主，主要是因為非國企融資約束相對于國企而言更強；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個明星分析師，明星分析師越多，證券公司聲譽越高，則分析師在進行盈余預測時會權衡公司的聲譽成本與關聯利益。

表3報告了各變量的pearson相關系數。我們發現盈余預測樂觀性與質權方分析師呈負相關關系，且在10%及以上顯著性水平上顯著；這表明了質權方分析師不會冒險對標的股票發布樂觀性的盈余預測，即質權方會對標的股票發布不樂觀的盈余預測，支持了假設1a。也發現有關聯關系的質權方分析師與盈余預測樂觀性大致呈正相關（系數為0.0175）；這表明有關聯關系的質權方分析師會對標的股票發布比較樂觀的盈余預測，支持了假設2。除此之外，我們發現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系數均在可接受的范圍內，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行回歸分析是合理的。

表2 主要變量的描述性統計

（二）回歸結果分析

為了研究我們提出的假說，本文用設計的模型對分析師的盈余預測（ForecastOptimism）進行回歸。回歸結果如表4所示：質權方分析師與盈余預測樂觀性呈負相關，且在10%水平上顯著，這說明質權方分析師對標的股票發布不樂觀的盈余預測；與前文分析一致：由于存在可比指標以及內部調查渠道這兩個因素將使得質權方分析師不會冒險做出樂觀的盈余預測，驗證了假設1a是正確的；但當我們加入關聯關系（Aff）因素時，我們發現有關聯關系的質權方分析師與盈余預測樂觀性大致呈正相關，并不顯著；這說明有關聯關系的質權方分析師為了防止所屬公司受到不利影響會對標的股票發布比較樂觀的盈余預測。由此，驗證了假設2的正確性。

表4 盈余預測樂觀性回歸結果

五、穩健性檢驗

為了檢驗本文結論的穩健性，本文做了以下的穩健性檢驗：

參照（曹勝、朱紅軍，2011）的做法，選擇用二分法預測的每股盈余（Feps）度量分析師盈余樂觀傾向（ForecastOptimism）進行OLS回歸以檢驗我們提出的假設，結果如表5所示：我們可以發現在OLS回歸模型下，質權方分析師（Treat）的回歸系數為負，且在1%水平上顯著；這表明由于預測EPS可與真實EPS比較，質權方分析師出于謹慎態度（被訴訟風險）對質押股票發布更為準確的盈余預測。由此，再次驗證了假設1a。有關聯方關系的質權方分析師的回歸系數雖然為負，但并不顯著；這表明當我們引入關聯關系這一因素時，有關聯關系的質權方分析師會對標的股票發布比較樂觀的盈余預測。這再次驗證了假設2。

表5 穩健性檢驗

六、研究結論與啟示

基于我國資本市場的發展背景，本文從大股東股權質押的角度出發，以代理理論、信息不對稱理論為支撐，探討了控股股東股權質押這種融資行為對分析師盈余預測樂觀傾向的影響。研究得出結論：大股東股權質押后，質權方分析師會對標的股票傾向于發布不樂觀的盈余預測；但當加入關聯關系這一因素時情況會發生變化，即有關聯關系的質權方分析師會對標的股票發布比較樂觀的盈余預測。

本文的研究成果有助于監管部門進一步理解分析師的盈余預測行為。此外，也給投資者帶來一個“警告”，即在做出投資決策時更應該以仔細審視分析師做出的盈余預測，關注大股東與分析師之間是如何交互作用的，從而做出更準確的投資決策。