全 怡，陳冬華，李 真

（1.南京大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京210093；2.新加坡國立大學(xué) 商學(xué)院，新加坡119077）

一、引 言

證券分析師作為信息中介在信息不完全流動的資本市場上通過股票投資評級和盈余預(yù)測等方式向投資者提供信息（Grossman和Stiglitz，1980）。隨著資本市場的跨越式發(fā)展，中國證券研究行業(yè)急劇擴(kuò)張，證券分析師的市場影響力也越來越大，而其研究報告卻受到越來越多的質(zhì)疑（蔡慶豐和陳嬌，2011）。其中的一個質(zhì)疑是：證券分析師是否適合擔(dān)任獨(dú)立董事？擔(dān)任獨(dú)立董事的分析師發(fā)布的預(yù)測報告是否還可信？2012年5月23日，楊治山內(nèi)幕交易案更是將這一質(zhì)疑推向高潮。數(shù)據(jù)顯示，自2002年以來，有21家A股上市公司累計聘請了12位時任證券分析師擔(dān)任獨(dú)立董事。進(jìn)一步對這12位分析師進(jìn)行考察可以發(fā)現(xiàn)，有8位分析師在2003－2012年至少有5年入選“新財富最佳分析師”；同時，這些分析師發(fā)布的投資評級和盈余預(yù)測平均數(shù)量（分別為135條和1 178條）也遠(yuǎn)大于未擔(dān)任獨(dú)立董事的分析師（分別為51條和132條）?？梢?，雖然被聘為獨(dú)立董事的分析師人數(shù)較少，但他們向資本市場提供了大量的預(yù)測信息，加上最佳分析師頭銜的影響力，無疑在資本市場上發(fā)揮著舉足輕重的作用。因此，研究這類分析師的預(yù)測質(zhì)量顯得尤為迫切和重要。

此外，聘任分析師擔(dān)任獨(dú)立董事的上市公司（以下簡稱“聘任上市公司”）所在行業(yè)與被聘為獨(dú)立董事的分析師（以下簡稱“獨(dú)董分析師”）跟蹤行業(yè)的匹配結(jié)果顯示，高達(dá)91.3%的上市公司聘請了同行業(yè)分析師擔(dān)任獨(dú)立董事。Cohen等（2012）同樣發(fā)現(xiàn)，1993－2006年，有51家美國上市公司聘任了同行業(yè)的證券分析師擔(dān)任獨(dú)立董事。胡奕明等（2003）研究發(fā)現(xiàn)，采用“公司調(diào)研”方法可以提高分析質(zhì)量，但是由于上市公司接待意愿和調(diào)查成本等原因，證券分析師通過走訪調(diào)查、電話訪談等途徑主動搜尋“第一手”材料做得還不夠。那么，獨(dú)董分析師能否憑借獨(dú)立董事身份獲得相關(guān)信息來提高預(yù)測質(zhì)量呢？本文以我國2002－2012年A股上市公司為樣本，考察了被聘為上市公司獨(dú)立董事的證券分析師的來源以及獨(dú)立董事身份是否有助于提高分析師的預(yù)測質(zhì)量。研究發(fā)現(xiàn)：（1）被聘為上市公司獨(dú)立董事的證券分析師主要來自明星分析師，與跟蹤聘任上市公司的非獨(dú)立董事分析師相比，獨(dú)立董事分析師對聘任上市公司的投資評級和盈余預(yù)測更為樂觀，但與跟蹤的非聘任上市公司相比，他們并沒有對聘任上市公司發(fā)布顯著樂觀的投資評級和盈余預(yù)測：（2）在擔(dān)任獨(dú)立董事后，證券分析師的預(yù)測及時性沒有發(fā)生顯著變化，預(yù)測頻率有所提高，但預(yù)測準(zhǔn)確性下降，表現(xiàn)得更為樂觀；（3）聘任證券分析師擔(dān)任獨(dú)立董事的上市公司獲得了更多的股權(quán)再融資機(jī)會。

本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：（1）何賢杰等（2014）研究了證券背景獨(dú)立董事對投資者獲取上市公司信息公平性的影響。然而，由于無法直接觀察到證券背景獨(dú)立董事的個體行為，我們不能判斷他們在影響信息公平性中的具體作用。本文通過考察證券分析師背景的獨(dú)立董事（證券背景包含但不限于證券分析師背景），很好地克服了以上問題。正如Cohen等（2012）所言，通過考察證券分析師背景的獨(dú)立董事，我們可以將分析師的個體行為（預(yù)測能力和樂觀性）與上市公司的聘任行為直接聯(lián)系起來。（2）Cohen等（2012）從監(jiān)督職能角度對分析師擔(dān)任獨(dú)立董事的現(xiàn)象進(jìn)行了考察，本文則探討了分析師背景獨(dú)立董事的資源支持職能，從而對已有文獻(xiàn)做出了重要補(bǔ)充。（3）伍燕然等（2012）認(rèn)為情緒和利益驅(qū)動因素相結(jié)合才能更好地解釋分析師的預(yù)測偏差，Gu等（2013）找到了分析師通過對機(jī)構(gòu)投資者持股公司發(fā)布樂觀預(yù)測來獲取更多傭金收入的證據(jù)，本文則為分析師通過發(fā)布樂觀預(yù)測來迎合上市公司管理層從而獲取獨(dú)立董事職位提供了證據(jù)。（4）由于越來越多的證券分析師出任上市公司獨(dú)立董事以及隨之而來的質(zhì)疑，出于行業(yè)自律，2011年8月15日，中信證券對內(nèi)下發(fā)通知，要求“公司員工不得擔(dān)任上市公司的獨(dú)立董事”。此外，為了進(jìn)一步規(guī)范證券公司和證券投資咨詢機(jī)構(gòu)發(fā)布證券研究報告的行為，2012年6月19日，證監(jiān)會發(fā)布了《發(fā)布證券研究報告執(zhí)業(yè)規(guī)范》，明確規(guī)定：“證券公司、證券投資咨詢機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)明確要求證券分析師不得在公司內(nèi)部部門或外部機(jī)構(gòu)兼任有損其獨(dú)立性與客觀性的其他職務(wù)，包括擔(dān)任上市公司的獨(dú)立董事?！笨梢钥闯?，獨(dú)立性和客觀性受損是證監(jiān)會禁止分析師擔(dān)任獨(dú)立董事的主要原因。本文在一定程度上厘清了分析師擔(dān)任獨(dú)立董事對其獨(dú)立性和客觀性的影響路徑，為證券監(jiān)管部門明確禁止證券分析師擔(dān)任上市公司獨(dú)立董事提供了證據(jù)支持。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）分析師獨(dú)立董事的來源

為了進(jìn)一步完善上市公司治理結(jié)構(gòu)、促進(jìn)上市公司規(guī)范運(yùn)作，2001年8月16日，中國證監(jiān)會發(fā)布了《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》（以下簡稱《指導(dǎo)意見》）。《指導(dǎo)意見》要求，各境內(nèi)上市公司應(yīng)當(dāng)聘任適當(dāng)人員擔(dān)任獨(dú)立董事，其中至少包括一名會計專業(yè)人士。這是《指導(dǎo)意見》對上市公司聘任獨(dú)立董事專業(yè)背景的要求。因此，在滿足上述要求的前提下，上市公司可以結(jié)合實(shí)際需求，自主決定所聘獨(dú)立董事的職業(yè)背景。證券分析師是依法取得證券投資咨詢執(zhí)業(yè)資格，并在證券經(jīng)營機(jī)構(gòu)就業(yè)，主要對與證券市場相關(guān)的各種因素進(jìn)行研究，并以書面或者口頭的方式向投資者發(fā)布投資價值報告以及提供分析、預(yù)測和建議等服務(wù)的專業(yè)人員。從以上規(guī)定和定義中可以看出，《指導(dǎo)意見》并沒有對證券分析師擔(dān)任獨(dú)立董事進(jìn)行限制，在技術(shù)層面上，分析師是獨(dú)立于上市公司的（Cohen等，2012）。

由于證券分析師從業(yè)需要會計學(xué)、審計學(xué)和法律知識，他們既熟悉資本市場，又對行業(yè)有深入研究。憑借敏銳的投資嗅覺、豐富的投資經(jīng)驗(yàn)和社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，無論從監(jiān)督還是咨詢的角度來看，證券分析師的職業(yè)背景無疑為其履行獨(dú)立董事職能提供了優(yōu)勢。如果上市公司決定聘任分析師擔(dān)任獨(dú)立董事，那么具有何種特質(zhì)的分析師更會受到青睞呢？Cohen等（2012）研究發(fā)現(xiàn)，董事會傾向于聘任預(yù)測準(zhǔn)確性較差但較為樂觀的分析師擔(dān)任獨(dú)立董事。O’Brien等（2005）認(rèn)為，由于可以提高公司估價，發(fā)行公司也更傾向于選擇對公司發(fā)布利好預(yù)測的分析師所在的證券機(jī)構(gòu)擔(dān)任承銷商。從需求的角度來看，管理層希望聘任自己的擁護(hù)者而非對立者擔(dān)任公司的獨(dú)立董事；從供給的角度來看，由于職位的工作強(qiáng)度和風(fēng)險與從業(yè)意愿負(fù)相關(guān)（Linck等，2009），分析師顯然更希望在自己看好的公司任職。因此，無論從需求還是供給角度來看，發(fā)布樂觀評級和預(yù)測的分析師都更可能被聘為上市公司的獨(dú)立董事。基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：在其他條件相同時，上市公司更傾向于聘任對公司發(fā)布樂觀投資評級和盈余預(yù)測的證券分析師擔(dān)任獨(dú)立董事。

（二）獨(dú)立董事分析師的預(yù)測質(zhì)量

岳衡和林小馳（2008）研究發(fā)現(xiàn)，證券分析師的盈余預(yù)測準(zhǔn)確性顯著優(yōu)于統(tǒng)計模型；朱紅軍等（2007）認(rèn)為，證券分析師的信息搜尋活動能夠提高股票價格的信息含量，降低股價同步性。然而，一個更為基礎(chǔ)的問題是，證券分析師的主要信息來源有哪些？Schipper（1991）研究發(fā)現(xiàn)，上市公司發(fā)布的公開信息是證券分析師進(jìn)行盈余預(yù)測的重要信息來源；胡奕明等（2003）對國內(nèi)證券分析師的問卷調(diào)查顯示，除公開信息外，私下交談和傳聞、新聞媒體以及其他公司和本公司其他部門的“第二手”信息等也是分析師獲取信息的重要途徑。公司調(diào)研可以提高分析質(zhì)量，但是由于上市公司接待意愿和調(diào)查成本等原因，證券分析師通過走訪調(diào)查、電話訪談等途徑主動搜尋“第一手”材料做得還不夠（胡奕明等，2003）。蔡衛(wèi)星和曾誠（2010）也發(fā)現(xiàn)，分析師往往會放棄關(guān)注信息獲取成本較高的公司。然而，分析師的獨(dú)立董事背景可以很好地克服這一難題。很多分析師在出任獨(dú)立董事之前都公開承諾在任期內(nèi)不發(fā)布關(guān)于聘任公司的任何研究報告，而且從我們收集的數(shù)據(jù)來看，也鮮有證券分析師在擔(dān)任獨(dú)立董事期間發(fā)布與聘任上市公司有關(guān)的研究報告。①其中有2位證券分析師在擔(dān)任獨(dú)立董事期間對聘任上市公司累計發(fā)布了24條預(yù)測（投資評級5條，盈余預(yù)測19條），僅占預(yù)測總數(shù)的0.83%。然而，聘任上市公司所在行業(yè)和獨(dú)董分析師跟蹤行業(yè)的匹配結(jié)果顯示，高達(dá)91.3%的上市公司聘請了同行業(yè)的分析師擔(dān)任公司獨(dú)立董事。在擔(dān)任獨(dú)立董事后，分析師既可以在履行獨(dú)立董事職責(zé)的過程中獲取更多的公司專有信息和行業(yè)相關(guān)信息，也可以建立更為廣泛的人脈關(guān)系，以增加高質(zhì)量的信息渠道，形成及時、準(zhǔn)確的信息網(wǎng)絡(luò)，從而更好地預(yù)測其他公司?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：在其他條件相同時，獨(dú)立董事身份有助于提高分析師的預(yù)測質(zhì)量。

三、研究設(shè)計

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

由于證監(jiān)會從2002年開始才強(qiáng)制要求上市公司聘任獨(dú)立董事，本文選取2002－2012年A股上市公司作為初始樣本，并進(jìn)行了以下處理：（1）剔除了預(yù)測發(fā)布日晚于預(yù)測指標(biāo)到期日的樣本；（2）對于盈余預(yù)測數(shù)據(jù)，如果分析師在一年內(nèi)對同一公司發(fā)布了多份報告，僅保留符合要求的最后一份報告數(shù)據(jù)（許年行等，2012）；（3）剔除了金融保險類樣本；（4）剔除了分析師姓名、報告發(fā)布日期和財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本。本文的分析師預(yù)測和公司財務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，最佳分析師數(shù)據(jù)來源于《新財富》雜志官方網(wǎng)站。為了避免極端值的影響，我們對所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的Winsorize處理。

（二）模型設(shè)定與變量定義

為了檢驗(yàn)假設(shè)1，我們構(gòu)建了如下的回歸方程：

其中，Hire表示獨(dú)董分析師啞變量，如果分析師被聘為獨(dú)立董事，則Hire取值為1，否則為0。Optimism表示預(yù)測樂觀性，包括投資評級樂觀性和盈余預(yù)測樂觀性：（1）投資評級樂觀性：CSMAR數(shù)據(jù)庫提供了分析師的標(biāo)準(zhǔn)化評級：買入、增持、中性、減持和賣出。我們首先對這五種標(biāo)準(zhǔn)化評級從5到1依次進(jìn)行賦值，買入為5、賣出為1，然后按年度計算出每家上市公司跟蹤分析師的一致投資評級即投資評級的均值，最后求得每個分析師的投資評級與一致投資評級的差值，以此作為投資評級樂觀性變量Optimism1。（2）盈余預(yù)測樂觀性：Optimism2＝（EPS預(yù)測值－EPS實(shí)際值）／預(yù)測終止日收盤價。Control Variables表示由多個控制變量組成的向量，參照相關(guān)文獻(xiàn)，我們控制了如下變量：（1）新財富最佳分析師啞變量（Star）：如果當(dāng)年入選新財富最佳分析師，則Star取值為1，否則為0；（2）分析師從業(yè)經(jīng)驗(yàn)（Experience）：分析師發(fā)布的第一條預(yù)測與當(dāng)前預(yù)測間隔天數(shù)取自然對數(shù)；（3）承銷商分析師啞變量（Underwrite）：如果分析師所在券商當(dāng)年與上市公司存在承銷業(yè)務(wù)，則Underwrite取值為1，否則為0；（4）分析師所在券商規(guī)模（Brokersize）：當(dāng)年分析師所在券商的分析師總?cè)藬?shù)取自然對數(shù)；（5）分析師跟蹤人數(shù)（Following）：當(dāng)年分析師跟蹤人數(shù)加1取自然對數(shù)；（6）機(jī)構(gòu)持股比例（Instihold）：當(dāng)年年末上市公司的機(jī)構(gòu)投資者持股比例；（7）公司規(guī)模（Lnsize）：當(dāng)年年末公司總資產(chǎn)取自然對數(shù)；（8）公司上市年限（Age）：上市年數(shù)加1取自然對數(shù)；（9）股權(quán)性質(zhì)啞變量（SOE）：如果公司為國有企業(yè)，則SOE取值為0，否則為1；（10）財務(wù)杠桿（Lev）：期末總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值；（11）總資產(chǎn)報酬率（ROA）：凈利潤與期末總資產(chǎn)的比值；（12）總資產(chǎn)增長率（Growth）：期末與期初總資產(chǎn)的差值與期初總資產(chǎn)的比值。

為了檢驗(yàn)假設(shè)2，我們構(gòu)建了如下的回歸方程：

其中，Accuracy表示分析師預(yù)測準(zhǔn)確性，參照已有文獻(xiàn)，我們采用以下三種方式來度量：（1）Accuracy1＝｜EPS預(yù)測值－EPS實(shí)際值｜／（｜EPS實(shí)際值｜＋0.5）；（2）Accuracy2 ＝｜EPS預(yù)測值－EPS實(shí)際值｜／預(yù)測終止日收盤價；（3）Accuracy3＝（EPS預(yù)測值－EPS實(shí)際值）／預(yù)測終止日收盤價。其中，Accuracy1的分母加0.5是為了避免分母為0，從而保證公式有效（管總平和黃文鋒，2012）；Accuracy3則進(jìn)一步檢驗(yàn)預(yù)測偏差的方向。Control Variables在式（1）的基礎(chǔ)上增加了預(yù)測時間間隔變量（Horizon），計算方法為預(yù)測發(fā)布日與盈余公告日之間間隔天數(shù)取自然對數(shù)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）獨(dú)董分析師概況描述

在12位獨(dú)董分析師中，有2位分析師累計在4家上市公司擔(dān)任獨(dú)立董事，有1名、3名和6名分析師分別累計在3家、2家和1家上市公司擔(dān)任獨(dú)立董事。被聘為獨(dú)立董事的分析師大多曾入選新財富最佳分析師，并且有2／3的分析師（8位）有5年及以上上榜經(jīng)歷。在此期間，獨(dú)董分析師向資本市場提供了大量的預(yù)測信息，分別是非獨(dú)董分析師的近3倍（投資評級）和9倍（盈余預(yù)測）。此外，聘任上市公司并沒有集中在某一特定行業(yè)，而是覆蓋了68.18%（15／22）的行業(yè)；分析師擔(dān)任獨(dú)立董事的平均時間也較長，約為5年。

（二）檢驗(yàn)樣本說明

為了直觀地展示文本研究結(jié)果，我們對檢驗(yàn)樣本做如下說明：在檢驗(yàn)假設(shè)1時，我們首先以是否擔(dān)任獨(dú)立董事將所有證券分析師分為“獨(dú)董分析師”和“非獨(dú)董分析師”，以是否聘任分析師擔(dān)任獨(dú)立董事將所有上市公司分為“聘任上市公司”和“非聘任上市公司”，然后將“獨(dú)董分析師”發(fā)布的關(guān)于“聘任上市公司”（“非聘任上市公司”）的投資評級和盈余預(yù)測分別定義為樣本A1（B1）和A2（B2），將“非獨(dú)董分析師”發(fā)布的關(guān)于“聘任上市公司”（“非聘任上市公司”）的投資評級和盈余預(yù)測分別定義為樣本C1（D1）和C2（D2）。在多元回歸分析中，我們分別檢驗(yàn)“獨(dú)董分析師”和“非獨(dú)董分析師”發(fā)布的關(guān)于“聘任上市公司”的投資評級（A1 vs C1）和盈余預(yù)測（A2 vs C2）是否存在差異，以及“獨(dú)董分析師”發(fā)布的關(guān)于“聘任上市公司”和“非聘任上市公司”的投資評級（A1 vs B1）和盈余預(yù)測（A2 vs B2）是否存在差異；在穩(wěn)健性分析中，我們檢驗(yàn)“獨(dú)董分析師”和“非獨(dú)董分析師”發(fā)布的所有投資評級（A1＋B1 vs C1＋D1）和盈余預(yù)測（A2＋B2 vs C2＋D2）是否存在差異。在檢驗(yàn)假設(shè)2時，我們既橫向比較在擔(dān)任獨(dú)立董事后，獨(dú)董分析師與非獨(dú)董分析師預(yù)測質(zhì)量的差異，也縱向比較在擔(dān)任獨(dú)立董事前后，獨(dú)董分析師預(yù)測質(zhì)量的差異。

（三）描述性統(tǒng)計分析

表1報告了各種維度下分析師投資評級的分布和單變量檢驗(yàn)結(jié)果。在樣本期間內(nèi)，擔(dān)任獨(dú)立董事的12位分析師共跟蹤了344家A股上市公司，發(fā)布了1 622條投資評級（A1＋B1）和4 135條盈余預(yù)測（A2＋B2）。同時，“聘任上市公司”也被大量其他分析師跟蹤，共102位分析師累計發(fā)布了2 135條投資評級（A1＋C1）和5 325條盈余預(yù)測（A2＋C2）。從統(tǒng)計結(jié)果來看，只有78.4%的“獨(dú)董分析師”對“聘任上市公司”發(fā)布了增持和買入的評級，略低于樣本B1、C1和B1＋C1＋D1中的89.1%、84.4%和83.8%，表明“獨(dú)董分析師”對“聘任上市公司”的評級更不樂觀，但是“獨(dú)董分析師”并沒有對“聘任上市公司”發(fā)布中性以下的評級，而樣本B1、C1和B1＋C1＋D1中減持和賣出的比例均不低于0.2%，又表明“獨(dú)董分析師”對“聘任上市公司”的評級更為樂觀。由于投資評級由多種因素決定，“獨(dú)董分析師”是否對“聘任上市公司”發(fā)布了更為樂觀的預(yù)測需要進(jìn)一步的多變量檢驗(yàn)。

表1 分析師獨(dú)立董事來源的單變量檢驗(yàn)

（四）多元回歸分析

1.分析師獨(dú)立董事的來源。表2報告了與跟蹤“聘任上市公司”的“非獨(dú)董分析師”相比，“獨(dú)董分析師”是否對“聘任上市公司”發(fā)布了更為樂觀的投資評級（見列（1））和盈余預(yù)測（見列（2）），以及與自己跟蹤的“非聘任上市公司”相比，他們是否對“聘任上市公司”發(fā)布了更為樂觀的投資評級（見列（3））和盈余預(yù)測（見列（4））。在四個模型中，我們都報告了對年份和分析師兩個維度同時進(jìn)行聚類（Cluster）的檢驗(yàn)結(jié)果。回歸結(jié)果顯示：與跟蹤“聘任上市公司”的“非獨(dú)董分析師”相比，“獨(dú)董分析師”對“聘任上市公司”發(fā)布了顯著樂觀的投資評級和盈余預(yù)測；但與自己跟蹤的“非聘任上市公司”相比，這一差異并不顯著。這可能是因?yàn)椋涸诒黄笧楠?dú)立董事之前，分析師無法預(yù)測會被哪家公司聘任，從而無法僅對“聘任上市公司”發(fā)布樂觀預(yù)測，而是對所有跟蹤公司采用同一策略。樂觀預(yù)測很可能傳遞了分析師的一種寬容和積極的態(tài)度。因此，整體上發(fā)布樂觀預(yù)測的分析師更容易被上市公司聘任。本文的假設(shè)1得到一定程度的支持。其他變量的回歸結(jié)果顯示，最佳分析師和規(guī)模較大券商的分析師更容易被聘為獨(dú)立董事；同時，承銷商分析師變量系數(shù)均顯著為正，這既可能是因?yàn)橛嘘P(guān)聯(lián)的分析師更可能被聘任，也可能說明分析師可以憑借獨(dú)立董事身份為其所在券商帶來承銷業(yè)務(wù)。①非常感謝匿名審稿人對此提出的寶貴意見。此外，分析師跟蹤人數(shù)較少、上市年限較短以及業(yè)績較好的上市公司也更傾向于聘請分析師擔(dān)任獨(dú)立董事。這一現(xiàn)象很可能是上市公司與分析師雙方博弈的結(jié)果。一方面，分析師跟蹤人數(shù)較少、上市年限較短的公司信息不對稱程度較大，這類上市公司聘請分析師擔(dān)任獨(dú)立董事的邊際收益也較大，從而具有較強(qiáng)的聘任意愿；另一方面，分析師也更傾向于在業(yè)績較好的公司任職，因此業(yè)績較好的上市公司更容易聘請到分析師擔(dān)任獨(dú)立董事。

表2 分析師獨(dú)立董事來源分析

2.獨(dú)立董事分析師的預(yù)測質(zhì)量。本文接下來分別從預(yù)測準(zhǔn)確性、預(yù)測及時性和預(yù)測頻率三個維度來檢驗(yàn)獨(dú)立董事身份對分析師預(yù)測質(zhì)量的影響。表3報告了三種不同度量下“獨(dú)董分析師”的預(yù)測準(zhǔn)確性。其中，列（1）－列（3）橫向比較了在擔(dān)任獨(dú)立董事后，“獨(dú)董分析師”與“非獨(dú)董分析師”預(yù)測準(zhǔn)確性的差異；列（4）－列（6）則縱向比較了在擔(dān)任獨(dú)立董事前后，“獨(dú)董分析師”預(yù)測準(zhǔn)確性的變化。在六個模型中，我們都報告了對年份和分析師兩個維度同時進(jìn)行聚類（Cluster）的檢驗(yàn)結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，無論是與“非獨(dú)董分析師”的橫向比較還是與擔(dān)任獨(dú)立董事之前的縱向比較，“獨(dú)董分析師”的預(yù)測準(zhǔn)確性均較差，他們做出了更為樂觀的預(yù)測。這說明雖然獨(dú)立董事身份為證券分析師獲取信息提供了便利，但是“獨(dú)董分析師”未必有動機(jī)提供更精確的信息。比如，為了獲得連任或被其他公司聘為獨(dú)立董事，“獨(dú)董分析師”在發(fā)布預(yù)測報告時可能會傳遞出一種“寬容”的信號，而傳遞這一信號的途徑便是發(fā)布樂觀的預(yù)測。本文的假設(shè)2沒有得到支持。這一結(jié)果令人反思，數(shù)據(jù)顯示，被上市公司聘為獨(dú)立董事的分析師大多就職于國內(nèi)一流券商，并且多次入選新財富最佳分析師，這一結(jié)果也在一定程度上反映了中國證券分析師在獨(dú)立性方面存在的問題。一些分析師在訪談中也紛紛表示，由于中國股市存在賣空限制，一般看空的報告很少，而看多就成為成名的主要途徑，即使看錯，成本也很低，而一旦預(yù)測對了，就開始擁有影響力。

表3 獨(dú)立董事分析師的預(yù)測準(zhǔn)確性分析

Cooper等（2001）研究發(fā)現(xiàn)，預(yù)測及時性比預(yù)測準(zhǔn)確性具有更大的信息含量，主導(dǎo)分析師（Lead Analysts）比跟隨分析師（Follower Analysts）對股價的影響更大。那么，擔(dān)任獨(dú)立董事的分析師會不會因?yàn)楦菀撰@取信息而發(fā)布更多更及時的預(yù)測呢？參照Cooper等（2001）的度量方法，我們構(gòu)造了Leader－Follower Ratio（LFR）變量，該變量取值越大，則預(yù)測越及時。表4報告了在擔(dān)任獨(dú)立董事后，“獨(dú)董分析師”預(yù)測頻率（Panel A）和預(yù)測及時性（Panel B）變化的單變量檢驗(yàn)結(jié)果。隨著時間的推移，分析師發(fā)布的預(yù)測逐年遞增，為了消除這一趨勢，我們比較了標(biāo)準(zhǔn)化的預(yù)測數(shù)量。①結(jié)果顯示，在擔(dān)任獨(dú)立董事后，分析師發(fā)布的投資評級和盈余預(yù)測顯著增多，而及時性并無顯著變化。這表明，在擔(dān)任獨(dú)立董事后，分析師的預(yù)測及時性并未提高，但發(fā)布了更多準(zhǔn)確性較低（較為樂觀）的預(yù)測。本文的假設(shè)2仍沒有通過檢驗(yàn)。

表4 獨(dú)立董事分析師的預(yù)測頻率與預(yù)測及時性分析

3.穩(wěn)健性分析。②公開數(shù)據(jù)庫對分析師研究報告的收集始于2001年，且2001年和2002年記錄的數(shù)據(jù)很少，而上市公司從2002年已經(jīng)開始陸續(xù)聘任證券分析師擔(dān)任獨(dú)立董事。這導(dǎo)致在假設(shè)1的檢驗(yàn)樣本中，“獨(dú)董分析師”在聘任之前對“聘任上市公司”發(fā)布的預(yù)測非常有限（僅27條投資評級和62條盈余預(yù)測）。如此少的觀測記錄很可能使假設(shè)1的檢驗(yàn)結(jié)果并不可靠。為了消除這一疑慮，我們對假設(shè)1進(jìn)行了全樣本檢驗(yàn)，將“獨(dú)董分析師”發(fā)布的所有預(yù)測數(shù)據(jù)③與“非獨(dú)董分析師”進(jìn)行了比較。結(jié)果顯示，相對于“非獨(dú)董分析師”，“獨(dú)董分析師”的確發(fā)布了顯著樂觀的投資評級和盈余預(yù)測，假設(shè)1得到了進(jìn)一步的支持。

在檢驗(yàn)假設(shè)2時，我們考察了獨(dú)立董事背景對“獨(dú)董分析師”跟蹤的所有公司預(yù)測準(zhǔn)確性的影響。但有人可能質(zhì)疑，擔(dān)任獨(dú)立董事只能使分析師獲取所任職上市公司專有的信息和所在行業(yè)的信息，而這些信息可能對預(yù)測其他行業(yè)的影響有限。為了更加準(zhǔn)確地檢驗(yàn)獨(dú)立董事身份對分析師預(yù)測同行業(yè)公司準(zhǔn)確性的影響，我們僅保留了分析師發(fā)布的與聘任上市公司同行業(yè)公司的預(yù)測數(shù)據(jù)，并重新對式（2）進(jìn)行了回歸。主要變量結(jié)果與上文基本一致，假設(shè)2仍沒有得到支持。

五、進(jìn)一步分析

從背景來看，被聘為獨(dú)立董事的分析師大多就職于一流券商，并且多年上榜“新財富最佳分析師”。這不禁引起我們的思考：如果獨(dú)立董事只是很多人詬病的花瓶或擺設(shè)，為什么有公司聘任業(yè)界一流的分析師擔(dān)任獨(dú)立董事？“資源支持理論”或許可以為我們解答這一疑問。該理論認(rèn)為，獨(dú)立董事在其行業(yè)內(nèi)的影響能夠?yàn)楣窘?jīng)營提供重要的資源支持（Pfeffer，1972），不同背景的獨(dú)立董事對企業(yè)價值的影響不同（唐雪松和馬暢，2012）。比如，董事會成員具有政治背景的公司上市發(fā)行價格更高（Francis等，2009）；商業(yè)銀行背景的獨(dú)立董事可以顯著增加公司的債務(wù)總額，隨著投資銀行家的加入，公司發(fā)行了更多的債券（Guner等，2008）。作為連接上市公司與證券公司的紐帶，分析師的行業(yè)研究以及撰寫的投資價值報告很可能為保薦人了解發(fā)行人提供了依據(jù)。那么，上市公司是否會通過聘任分析師擔(dān)任獨(dú)立董事來與券商建立關(guān)系，從而獲得股權(quán)再融資便利呢？表2中列（3）和列（4）的結(jié)果顯示，機(jī)構(gòu)持股比例較低的公司更傾向于聘請分析師擔(dān)任獨(dú)立董事。這很可能說明引入機(jī)構(gòu)投資者和聘任分析師擔(dān)任獨(dú)立董事是上市公司與券商建立關(guān)系的兩條途徑，而且兩者呈現(xiàn)出一定程度的替代關(guān)系。當(dāng)機(jī)構(gòu)持股比例較高時，上市公司聘任分析師擔(dān)任獨(dú)立董事的需求會減小。為了檢驗(yàn)這一推斷，我們接下來考察了聘任分析師擔(dān)任獨(dú)立董事的公司是否發(fā)生了更多的股權(quán)再融資行為。為此，我們構(gòu)建了如下的回歸方程：

其中，Offering表示股權(quán)再融資啞變量。借鑒Ljungqvist等（2009）的定義，如果公司i在第t年或第t＋1年存在增發(fā)、配股行為，則Offering取值為1，否則為0。之所以以分析師擔(dān)任獨(dú)立董事當(dāng)年和下一年來考察公司的再融資行為，是因?yàn)樵偃谫Y前可能需要一定的時間對上市公司進(jìn)行包裝；同時，中國的證券發(fā)行制度屬于核準(zhǔn)制，需要相關(guān)監(jiān)管機(jī)構(gòu)給予批復(fù)，周期一般較長。在穩(wěn)健性分析中，我們考察了公司i在第t年以及第t－1年、第t年和第t＋1年的再融資情況Offering1和Offering2。參照相關(guān)研究文獻(xiàn)，控制變量包括：機(jī)構(gòu)持股比例（Instihold）、公司規(guī)模（Lnsize）、四大會計師事務(wù)所啞變量（Big4）、股權(quán)性質(zhì)（SOE）、財務(wù)杠桿（Lev）、總資產(chǎn)報酬率（ROA）、總資產(chǎn)增長率（Growth）和公司上市年限（Age）。

由于與證券公司關(guān)系密切的上市公司更可能聘任分析師擔(dān)任獨(dú)立董事，而且股權(quán)再融資難度也較低，因此直接檢驗(yàn)聘任上市公司的股權(quán)再融資行為可能存在自選擇問題。為了克服這一內(nèi)生性問題，我們根據(jù)公司規(guī)模和行業(yè)對聘任上市公司進(jìn)行了一一配對。表5報告了配對后的檢驗(yàn)結(jié)果，在三個模型中，我們都報告了對年份和上市公司兩個維度同時進(jìn)行聚類（Cluster）的分析結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，在再融資的三種度量方式下，與配對樣本相比，聘任上市公司發(fā)生了更多的增發(fā)、配股行為。控制變量的回歸結(jié)果顯示，機(jī)構(gòu)持股比例與再融資行為正相關(guān)。這進(jìn)一步印證了我們的推測：引入機(jī)構(gòu)投資者和聘任分析師擔(dān)任獨(dú)立董事是上市公司與券商建立關(guān)系的兩條途徑，兩者都能為股權(quán)再融資提供便利。

六、結(jié) 論

證券分析師作為信息中介通過股票評級和盈余預(yù)測等方式向投資者提供信息。本文以我國2002－2012年A股上市公司為樣本，嘗試探討這一信息中介中的重要特殊群體——獨(dú)立董事分析師的來源以及獨(dú)立董事身份對其預(yù)測質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)：被聘為上市公司獨(dú)立董事的證券分析師主要來自明星分析師，與跟蹤聘任上市公司的非獨(dú)立董事分析師相比，獨(dú)立董事分析師對聘任上市公司發(fā)布了顯著樂觀的投資評級和盈余預(yù)測，但與跟蹤的非聘任上市公司相比，他們并沒有對聘任上市公司發(fā)布顯著樂觀的預(yù)測。由此可見，上市公司傾向于聘任更擁護(hù)自己的“樂觀型”分析師，而非更了解自己的“準(zhǔn)確型”分析師。另外，在擔(dān)任獨(dú)立董事后，分析師的預(yù)測及時性并沒有發(fā)生顯著變化，預(yù)測頻率有所提高，但預(yù)測準(zhǔn)確性下降，表現(xiàn)得更為樂觀。我們進(jìn)一步考察了上市公司聘任分析師擔(dān)任獨(dú)立董事的動機(jī)，發(fā)現(xiàn)聘任上市公司獲得了更多的股權(quán)再融資機(jī)會。本文的研究不僅細(xì)化了關(guān)于獨(dú)立董事任職背景的研究，而且在一定程度上厘清了分析師擔(dān)任獨(dú)立董事對其獨(dú)立性和客觀性的影響路徑，為證券監(jiān)管部門明確禁止證券分析師擔(dān)任上市公司獨(dú)立董事提供了證據(jù)支持。

表5 聘任上市公司的股權(quán)再融資行為

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