大股东股权质押与分析师盈余预测乐观倾向

刘丽丽

一、引 言

大股东面临的资金短缺是其进行股权质押行为的直接原因（艾大力、王斌，2012）。这些年我国上市公司的大股东股权质押行为大幅增加，尤其当该上市公司的股价被高估时，更是促进了大股东这一行为（徐寿福、贺学会，2016）。在我国资本市场中，股权质押相比配发、配股、发行债券等融资方式而言，手续较简单且融资成本较低，因此股权质押融资方式越来越受到大股东的“青睐”。

当大股东股权质押后，表面上该行为既没有改变上市公司的股权结构，也没有影响其他相关者的利益，但无论是监管实践还是理论研究都认为大股东股权质押行为会给上市公司及相关利益者带来影响。对上市公司业绩的影响：（Claessens et al，2002，2011；郝项超、梁琪，2009）研究发现两权分离程度越高或在大股东股权质押后，大股东会强化侵占效应，从而损害公司价值；（郑国坚等，2014）指出当控股股东股权被冻结时，其对上市公司进行的占款行为会降低公司业绩。相反，（谭燕、吴静，2013）认为被大股东质押的股权质量越高，公司治理越好；（王斌等，2013）研究发现控股股东股权质押后，为了避免其控制权转移，大股东有动力改善企业经营状况。对相关利益者的影响：（Yeh，2003）指出上市公司股权质押比率与第二代理问题呈正相关关系；（高兰芬、邱正仁，2002）结合本国经济环境，提出股权质押导致两权分离，这会使代理成本提高。除此之外，在大股东股权质押后，为了避免补仓甚至强制平仓带来的股价崩盘和控制权转移风险，大股东更可能会操纵盈余管理和信息披露来降低该风险（谢德仁等，2016）。在我国资本市场中，除了控股股东会采取行动来控制股价，分析师作为流动信息传递的中介者——其研究报告的发布也会对股价产生影响，从而影响其他投资者对大股东股权质押这一行为的反映。比如（曹胜、朱红军，2011）认为证券公司利益的高低会损害分析师的独立性，从而误导市场定价；（潘越等，2011）认为分析师的存在能有效的抑制股价崩盘的风险。综述所述，已有研究主要从上市公司内部视角出发，研究上市公司大股东股权质押所带来的经济后果，但较少文献从上市公司外部视角出发，研究大股东股权质押行为对股权质押质权方的影响。

自从2013年我国证券市场上推出了新型股权质押业务——场内的股票质押式回购，证券公司迅速抢占股权质押市场，截止2016年底，已有超过三分之二的股权质押业务质权方为证券公司。既然质权方为证券公司越来越普遍，那它与大股东之间的利益关联是否会传导给旗下的分析师，从而促使其分析师面临加剧的利益冲突时对被质押的标的股票发布乐观的盈余预测呢？为此，本文从新型利益相关者视角出发，探讨大股东股权质押对分析师盈余预测乐观倾向的影响具有重要的理论和现实意义。

二、理论分析与假设提出

一般而言，大股东会联合管理层对利润进行操纵甚至会财务造假（周中胜等，2006）。以往研究也表明大股东股权质押后会倾向于进行盈余管理。在这种情况下，其他机构投资者面临的信息不对称程度会加大，从而可能导致其做出不正确的投资决策，此时，投资者为了获取更多的信息，可能会依赖于资本市场信息的运输者——证券分析师。分析师会对上市公司出具研究报告，其中投资评级和盈余预测这两个关键性指标最能体现出分析师作为中介信息传递者的价值。早期已有国外研究者对分析师盈余预测行为进行了探究。（Lin and Mc Nichols，1998）研究指出当分析师面对利益冲突时，证券分析师可能不会对其作出的盈余预测结果真实公布出来。一方面，质权方会先取得上市公司提交的相关财务报告进行调查后再决定是否接受质押，因此质权方分析师比独立分析师有更直接的信息来源，此时，前者可能会为了维护自身声誉做出更准确的盈余预测。而且，由于分析师的预测EPS可与公司的实际EPS进行对照，所以分析师利用预测EPS提升股价的操作空间较小（洪剑峭，2012），这可能为质权方分析师出于谨慎态度（降低被诉讼风险）而发布不太乐观的盈余预测提供了一种解释。但另一方面，分析师为了能从客户管理层那里拿到更多的私有信息，有时发布的盈余预测并不具有客观性（Francis et al，1993）。这表明在质权方分析师进行信息处理过程中，可能会受到框定效应的影响，比如：管理层出于维护公司形象及建立投资者信心方面考虑，会尽可能以乐观的语调向质权方分析师传递传递私有信息，再加上质权方分析师在信息传递的过程中会表现得过度自信，这可能会促使质权方分析师发布乐观的盈余预测。除此之外，在大股东股权质押后，股权作为一种特殊的抵押物，当质权方持有抵押股票时，为了防止股票爆仓及股票所有权转移，质权方分析师发布乐观的盈余预测，从而抑制股价的下跌。那质权方分析师对标的股票做出的盈余预测到底是乐观还是不乐观的呢？基于上述分析，我们提出以下两个备选性假设：

假设1a：其他条件相同的情况下，在大股东股权质押后，质权方分析师会对标的股票发布不乐观的盈余预测。

假设2a:在其他条件相同的情况下，在大股东股权质押后，质权方分析师会对标的股票发布乐观的盈余预测。

除上文分析外，仍有一些学者对分析师盈余预测行为的影响因素进行了补充研究。（chen，2004）认为证券分析师若仅根据管理层的描述对上市公司未来盈余作出预测，该行为实际上忽视了私有信息的可靠程度；（王雄元等，2016）研究发现稳定客户对分析师的盈余预测行为起促进作用。但较少学者探究了当证券公司与上市公司存在业务关系（增发、配股承销商等）时，分析师对上市公司的盈余预测行为。（Allen and Faulhaber，1989）认为承销商分析师面对较大的竞争压力时会倾向于发布比较乐观的盈余预测；（Eccles and Crane，1988）研究发现当把承销商分析师对公司投行业务的多少与其收入相联系起来时，分析师面对来自投行部门的压力较大时会倾向于发布乐观意见。因此我们预期：当上市公司与证券公司存在业务关系（IPO、配股增发及并购咨询等）时，大股东又将股权质押给该公司的情况下，为了防止所属公司受到不利的影响，分析师可能对标的股票发布比较乐观的盈余预测，即有关联关系的质权方分析师对标的股票发布的盈余预测可能会倾向乐观。因此，本文提出假说2：

假说2：其他条件相同的情况下，在大股东股权质押后，有关联关系的质权方分析师会对标的股票发布比较乐观的盈余预测。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选用了2013-2016年的沪深股市的A股上市公司为初始样本。本文所用的大股东股权质押的数据来自Wind数据库，并通过查找年报进行手工补充与整理得到，其中所用到的上市公司年报来自于财经网。其他数据来自于CSMAR数据库。

为了保证数据的准确性，我们按以下标准对初始样本进行筛选：（1）剔除金融行业的上市公司；（2）剔除数据缺失的上市公司；（3）剔除被划分为ST、PT的上市公司。最后，我们共得到大股东股权质押的样本18277。CAMAR中分析师报告合计50709份。为了避免内生性问题，首先，本文参照原红旗（2007）的配对样本法，选出同时有独立和非独立分析师参与评级预测的公司，按分析师所属证券公司是否是该目标公司的质权方，将其分成独立和非独立两组，合计4426个观察值。其次，为了考察分析师与目标公司的其他关联关系，本文在前一步的基础数据上匹配了近三年分析师所属证券公司是否是目标公司的IPO、增发、配股承销商，进一步将分析师分成有关联和无关联两组。经过匹配后，最后取得观测值3393个上市公司—年度观测值。为了避免极端或异常值对本文研究的影响，本文对各个连续变量进行1%的缩尾处理。

（二）变量定义

1、盈余预测乐观性（ForecastOptimism）

借鉴原红旗（2007）等人的方法，用某分析师某年某次对某支股票预测的EPS减去当年实际EPS除以预测前一个交易日该股票收盘价格。该值越大表明分析师预测的盈余高于实际盈余，也就越乐观。

其计算公式：ForecastOptimismi,t＝（ForecastValuei,t－EPSi,t）／p0；

其中ForecastValue为i分析师t期对某股票的预测EPS，EPS为t期该股票的实际EPS，P为预测前一个交易日该股票的收盘价格。

2、质权方分析师（Treat）和有关联方分析师（Aff）

质权方分析师：分析师所属的证券公司是目标公司的质权方，即上市公司的分析师有部分来自证券公司；属于质权方的分析师取1，其他取0；

有关联方分析师：指近三年分析师所属证券公司与目标公司有过业务关系（IPO、增发配股等）；属于前三年有关联关系的取1，其他取0。

3、控制变量

参考（原红旗，2007）、（李丹，2006）以及（曹胜、朱红军，2011）等人的文献选取以下控制变量：我们还控制了公司规模（Size，总资产自然对数）、资产负债率（Lev，总负债除以总资产）、总资产净利率（Roa，净利润除以起初与期末总资产的平均余额）、账面市值（BM，总资产除以市值）、产权性质（nature）、间隔天数（Horizon）、证券公司拥有的明星分析师数量（Star）等变量对分析师盈余预测乐观倾向可能产生的影响。如表1具体报告了变量定义及计算方法。

表1 变量定义及计算方法

（三）模型构建

我们以上述得到的观测值，根据前人的研究构建多元回归模型，并使用普通最小二乘法对大股东股权质押与分析师的盈余预测乐观倾向之间的关系进行研究。我们设置了以下模型对本文的假设进行检验：

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

该模型主要用来检验两方面：第一，质权方分析师是否比其他分析师的盈余预测更乐观，β1符号未定；第二，在按是否有关联关系分组后回归，预测有关联关系的一组，β1为正，无关联关系一组β1为负。

四、实证结果分析

（一）描述性统计分析

表2是各变量的描述性统计，从表中我们可以看到盈余预测乐观性ForecastOptimism的均值和中位数均大于0，这说明在盈余预测指标上，分析师总体上是偏向乐观的。是否是质权方分析师（Treat）均值为0.144，约占总体的15%，这可能是因为选取的样本中质权方分析师和独立分析师的观察值数量上存在差距。样本企业的账面市值比（BM）均值为0.54，这说明样本企业中属于成长性公司较多，仍需要投入较多的资金继续发展；公司规模（Size）最小值11.41，最大值15.11，均值12.98，这说明股权质押给券商的公司规模差异不是很大，主要集中于中小型的上市公司；公司盈利状况（Roa）均值为5.7%，符合A股上市公司的平均盈利水平；样本企业的平均资产负债率（Lev）为 35.5%；产权性质（Nature）中位数是0，这说明股权质押给证券公司的公司以非国有企业为主，主要是因为非国企融资约束相对于国企而言更强；明星分析师（Star）均值为1.76，说明样本中平均每家券商大约有2个明星分析师，明星分析师越多，证券公司声誉越高，则分析师在进行盈余预测时会权衡公司的声誉成本与关联利益。

表3报告了各变量的pearson相关系数。我们发现盈余预测乐观性与质权方分析师呈负相关关系，且在10%及以上显著性水平上显著；这表明了质权方分析师不会冒险对标的股票发布乐观性的盈余预测，即质权方会对标的股票发布不乐观的盈余预测，支持了假设1a。也发现有关联关系的质权方分析师与盈余预测乐观性大致呈正相关（系数为0.0175）；这表明有关联关系的质权方分析师会对标的股票发布比较乐观的盈余预测，支持了假设2。除此之外，我们发现其他控制变量与主要研究的自变量之间以及其他控制变量之间的相关系数均在可接受的范围内，这说明各自变量之间的多重共线性较小，也说明我们把研究的自变量与控制变量放在同一模型中进行回归分析是合理的。

表2 主要变量的描述性统计

（二）回归结果分析

为了研究我们提出的假说，本文用设计的模型对分析师的盈余预测（ForecastOptimism）进行回归。回归结果如表4所示：质权方分析师与盈余预测乐观性呈负相关，且在10%水平上显著，这说明质权方分析师对标的股票发布不乐观的盈余预测；与前文分析一致：由于存在可比指标以及内部调查渠道这两个因素将使得质权方分析师不会冒险做出乐观的盈余预测，验证了假设1a是正确的；但当我们加入关联关系（Aff）因素时，我们发现有关联关系的质权方分析师与盈余预测乐观性大致呈正相关，并不显著；这说明有关联关系的质权方分析师为了防止所属公司受到不利影响会对标的股票发布比较乐观的盈余预测。由此，验证了假设2的正确性。

表4 盈余预测乐观性回归结果

五、稳健性检验

为了检验本文结论的稳健性，本文做了以下的稳健性检验：

参照（曹胜、朱红军，2011）的做法，选择用二分法预测的每股盈余（Feps）度量分析师盈余乐观倾向（ForecastOptimism）进行OLS回归以检验我们提出的假设，结果如表5所示：我们可以发现在OLS回归模型下，质权方分析师（Treat）的回归系数为负，且在1%水平上显著；这表明由于预测EPS可与真实EPS比较，质权方分析师出于谨慎态度（被诉讼风险）对质押股票发布更为准确的盈余预测。由此，再次验证了假设1a。有关联方关系的质权方分析师的回归系数虽然为负，但并不显著；这表明当我们引入关联关系这一因素时，有关联关系的质权方分析师会对标的股票发布比较乐观的盈余预测。这再次验证了假设2。

表5 稳健性检验

六、研究结论与启示

基于我国资本市场的发展背景，本文从大股东股权质押的角度出发，以代理理论、信息不对称理论为支撑，探讨了控股股东股权质押这种融资行为对分析师盈余预测乐观倾向的影响。研究得出结论：大股东股权质押后，质权方分析师会对标的股票倾向于发布不乐观的盈余预测；但当加入关联关系这一因素时情况会发生变化，即有关联关系的质权方分析师会对标的股票发布比较乐观的盈余预测。

本文的研究成果有助于监管部门进一步理解分析师的盈余预测行为。此外，也给投资者带来一个“警告”，即在做出投资决策时更应该以仔细审视分析师做出的盈余预测，关注大股东与分析师之间是如何交互作用的，从而做出更准确的投资决策。