孔東民 王琪瑤

(華中科技大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430074)

引言

在完善的資本市場中，分析師預(yù)測報告可以減小信息不對稱，優(yōu)化市場資源配置(管總平等，2013)[23]。但在證券市場實踐中，證券分析師的預(yù)測行為會受到多方壓力。例如，Michealy and Womack(1999)[12]指出，服務(wù)于投資銀行的證券分析師(賣方分析師)的預(yù)測比其他分析師更為樂觀、偏差更大?；鹂蛻魹榱瞬蛔屖袌錾蠌娏屹u出的負(fù)面信號影響自己客戶所持有股票的表現(xiàn)，會利用傭金收入對分析師施壓，希望其發(fā)布存在樂觀偏差的預(yù)測結(jié)果。但同時，機構(gòu)投資者為制定出正確的投資策略，也可能會對分析師施壓以獲得準(zhǔn)確的預(yù)測。尤其是在中國，分析師面臨著更多利益沖突，蔡慶豐和尹皎(2009)[18]指出投資銀行的證券分析師(即所謂的賣方分析師)傾向于發(fā)布對擬發(fā)行證券的公司發(fā)布持樂觀態(tài)度的研究報告，與其保持良好的關(guān)系，獲得更加全面的信息，從而招攬投行業(yè)務(wù)。

正是在這種背景下，本文考察客戶壓力與機構(gòu)持股如何影響分析師預(yù)測偏差。具體而言，F(xiàn)irth et al.(2013)[6]指出中國存在一類較為獨特的利益沖突，當(dāng)基金為分析師所在機構(gòu)的客戶并且持有某家公司股票時，該分析師將發(fā)布該公司更為樂觀的投資評級，并且基金持股比例越高，分析師的評級越樂觀。與此同時，前人研究也發(fā)現(xiàn)：機構(gòu)投資者作為專業(yè)投資者，相對于個人投資者，會對公司信息有更全面的了解及更深入的分析，從而也會對信息傳遞和公司行為存在監(jiān)督作用。馮體一等(2013)[22]發(fā)現(xiàn)機構(gòu)持股會相助提高管理層討論內(nèi)容的信息披露質(zhì)量。而且Malmendier and Shanthikumar(2014)[11]指出分析師發(fā)布信息的戰(zhàn)略性扭曲(比如目的在于集中小散投資者購買來完成工作任務(wù)指標(biāo))會存在過度買入評級。分析師會通過過度樂觀的購買評級來吸引個人投資者，而機構(gòu)投資者需要更加準(zhǔn)確的報告，從而針對機構(gòu)投資者，分析師給出的報告會更客觀合理，發(fā)布的預(yù)測具有更低的樂觀偏差。

基于如上考慮，本文考察客戶壓力和機構(gòu)持股對分析師預(yù)測精度產(chǎn)生的影響，我們發(fā)現(xiàn)：客戶壓力會增大分析師預(yù)測的樂觀偏差，而機構(gòu)持股會降低分析師預(yù)測的樂觀偏差。同時，機構(gòu)持股會降低客戶壓力對分析師產(chǎn)生的樂觀偏差。本文的貢獻(xiàn)主要在于：我們不僅考察了中國資本市場上分析師買方利益沖突對于其盈余預(yù)測的影響，還考察了分析師面對更高程度的機構(gòu)持股水平，是否存在理性回歸的可能，從而補充了當(dāng)前文獻(xiàn)僅僅基于買方利益沖突或者僅僅基于機構(gòu)對于分析師預(yù)測精度的研究。

文獻(xiàn)回顧與研究假說

一、客戶壓力與分析師預(yù)測偏差

長期以來，分析師扮演了資本市場信息中介的角色，被認(rèn)為在緩解信息不對稱方面發(fā)揮了至關(guān)重要的作用。理論上，通過分析師的研究報告，外部投資者能夠了解更多信息。信息披露透明度越高，分析師預(yù)測對會計盈利數(shù)據(jù)的依賴程度越低，預(yù)測準(zhǔn)確性也隨之提高(方軍雄和洪劍峭，2007)[21]，提升上市公司信息披露的總體水平有利于實現(xiàn)證券市場的公平和公正[26]。然而，眾多研究表明，由于受制于各種利益沖突，證券分析師的研究報告并不總是準(zhǔn)確客觀的，分析師向市場傳遞的信息存在嚴(yán)重的選擇性偏差，他們傾向于發(fā)布樂觀的盈余預(yù)測與股票評級，即發(fā)布正面信息而忽視負(fù)面信息(Easterwood and Nutt, 1999；Francis and Philbrick, 1993；Mola and Guidolin, 2009；O’Brien et al., 2005；曹勝和朱紅軍，2011)[3] [5] [13] [15] [19]。Barber et al.(2001)[1]的研究就指出，證券分析師預(yù)測普遍存在樂觀偏差傾向，對股票所給出的買入評級要遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于賣出評級；Francis and Philbrick(1993)[5]發(fā)現(xiàn)，分析師的盈利預(yù)測顯著大于公司的實際盈余；Easterwood and Nutt(1999)[3]發(fā)現(xiàn)分析師傾向于高估正面信息的收益而低估負(fù)面信息的損害；O’Brien et al.(2005)[15]發(fā)現(xiàn)受制于利益沖突，分析師不愿意披露公司的負(fù)面消息。分析師在面臨部門利益誘導(dǎo)時，自身的獨立性受到了損害，具有發(fā)布有偏盈余預(yù)測的動機(劉彥來等，2015)[27]。在樂觀偏差的作用下，公司的許多負(fù)面信息并不能通過分析師的研究報告及時披露給外部投資者。一般來說，盈余預(yù)測或股票評級越樂觀，公司股價的市場表現(xiàn)越好(Womack, 1996；潘越等，2011)[17] [28] 。

究其原因，分析師面臨的諸多利益沖突，往往成為他們發(fā)布帶有樂觀偏差評價的推動力。Irvine(2004)[8]和Jackson(2005)[9]均發(fā)現(xiàn)，分析師發(fā)布樂觀的研究報告將提高其經(jīng)紀(jì)公司的交易量。進(jìn)一步，Ljungqvist et al.(2007)[10]認(rèn)為，在經(jīng)紀(jì)業(yè)務(wù)規(guī)模越大的券商就職的分析師，其受到的提高傭金收入的壓力越大，越會傾向發(fā)布更為樂觀的研究報告。Hong and Kubik(2003)[7]發(fā)現(xiàn)，分析師的職業(yè)晉升更多取決于樂觀偏差而非準(zhǔn)確度。在本公司利益和個人利益的雙重壓力下，賣方分析師容易產(chǎn)生偏袒客戶公司的傾向，給出更為樂觀的研究報告，從而損害一般投資者的利益(蔡慶豐和尹皎，2009)[18]。因此，受制于券商提高傭金收入的壓力，以及從中獲得更多報酬的動機，分析師將發(fā)布帶有樂觀偏差的研究報告，并且受此壓力影響的分析師比例越高，該公司的研究報告將越樂觀。

二、機構(gòu)持股與分析師預(yù)測偏差

對于機構(gòu)持股帶來的壓力，不同學(xué)者觀點并不一致。有學(xué)者從傭金角度出發(fā)，指出機構(gòu)投資者是券商承銷證券的主要客戶，機構(gòu)投資者巨大的證券交易量所產(chǎn)生的傭金收入在券商經(jīng)紀(jì)業(yè)務(wù)收入中占據(jù)主要地位。如果分析師對機構(gòu)客戶投資組合中的證券發(fā)布負(fù)面研究報告，則會影響機構(gòu)客戶的業(yè)績表現(xiàn)，誘使機構(gòu)客戶解除與券商的業(yè)務(wù)關(guān)系，正如Womack(1996)[17]的觀點，分析師對機構(gòu)重倉股發(fā)布負(fù)面消息的成本明顯高于其他股票。因而證券公司出于擔(dān)心失去機構(gòu)客戶的考慮，不允許其分析師發(fā)布影響機構(gòu)客戶業(yè)績的負(fù)面研究報告(O’Brien and Bhushan，1990)[14]。此外，明星分析師是由機構(gòu)投資者決定的，因此分析師會盡力討好機構(gòu)投資者，對于機構(gòu)重倉持有的股票，會給出樂觀的盈余預(yù)測(洪劍峭和張新，2011)[24]。Firth et al.(2011)[6]來自中國的證據(jù)表明，當(dāng)基金為分析師所在機構(gòu)的客戶并且持有某家公司股票時，該分析師將發(fā)布該公司更為樂觀的投資評級，并且基金持股比例越高，分析師的評級越樂觀。從機構(gòu)投資者持股的深度來說，機構(gòu)持股比例越高，分析師受到的壓力越大；從機構(gòu)投資者持股的寬度來說，機構(gòu)數(shù)量越多，分析師受到的壓力也越大。這兩個方面的壓力都將促使分析師發(fā)表更為樂觀的研究報告(許年行等，2012)[30]。

表1 變量定義

另一方面，也有學(xué)者指出機構(gòu)投資者對分析師預(yù)測存在直接或間接的監(jiān)督作用。首先，機構(gòu)持股會提高信息披露質(zhì)量，提升分析師可獲取的公共信息的精度(Byard and Shaw, 2003)[2]，進(jìn)而提高盈余預(yù)測的準(zhǔn)確性，降低分析偏誤。如EI-Gazzar(1998)[4]指出機構(gòu)投資者持股比例與自愿性信息披露顯著正相關(guān)；馮體一等(2013)[22]指出大券商聘用分析師的預(yù)測偏差與小券商聘用分析師的預(yù)測偏差相比較小。大券商因擁有更多的資源和更廣的信息獲取渠道，可以對市場施加更大的影響力，也由此為其聘用的分析師創(chuàng)造了更佳的工作環(huán)境和管理支持，包括更優(yōu)的資源(如高質(zhì)量的數(shù)據(jù))、更便利接近被研究公司管理層的機會等，從而可能獲得更多的私人信息，以提高整體預(yù)測質(zhì)量。機構(gòu)投資者持股能改善上市公司信息披露質(zhì)量，機構(gòu)投資者持股比例、持股機構(gòu)數(shù)與上市公司信息披露質(zhì)量正相關(guān)。信息披露質(zhì)量的提高，可以給分析師提供更加準(zhǔn)確的分析數(shù)據(jù)，從而提高分析師的預(yù)測精度。其次，機構(gòu)投資者由于持股數(shù)額較大，有動機監(jiān)督分析師提供準(zhǔn)確的預(yù)測，從而制定相應(yīng)的投資決策。面對機構(gòu)投資者的監(jiān)督壓力，分析師會傾向減小樂觀偏差，提供較為準(zhǔn)確的預(yù)測。

三、研究假說

本文從客戶壓力和機構(gòu)持股兩個方面來衡量其對分析師預(yù)測偏差產(chǎn)生的影響。直觀來說，基金客戶帶來的壓力會增加分析師預(yù)測的樂觀偏差。對于客戶壓力的衡量，本文采取交易費和基金持有兩個衡量指標(biāo)。盡管投資者希望從分析師那里獲取較為準(zhǔn)確的預(yù)測分析，分析師也有義務(wù)和責(zé)任公布準(zhǔn)確的預(yù)測結(jié)果，但是利益沖突的存在會使分析師預(yù)測產(chǎn)生樂觀偏差。黃宇虹(2013)[25]研究表明，富有“好消息”的收益預(yù)測修正對股價產(chǎn)生了顯著的正面影響。分析師的預(yù)測會對股價產(chǎn)生影響，共同基金客戶有可能利用他們支付的傭金，對有業(yè)務(wù)聯(lián)系的分析師施壓，希望分析師對該基金組合中持有的股票多提供正面、樂觀的預(yù)測而限制提供負(fù)面的預(yù)測，從而防止市場上強烈的賣出信號對客戶基金的表現(xiàn)產(chǎn)生消極的影響(Firth et al., 2013)[6]。分析師受到此類機構(gòu)投資者的傭金壓力，會不得不故意發(fā)布帶有樂觀偏差的報告以吸引投資者，從而保持基金客戶所持股的價格。顯然，這樣的利益沖突會增加分析師的樂觀偏差。本文利用交易費和基金持有來衡量利益沖突，提出如下假說：

H1：對于客戶壓力方面，利益沖突的存在會使分析師預(yù)測具有樂觀傾向，產(chǎn)生正向的預(yù)測偏差。

對于機構(gòu)持股的壓力，已有文獻(xiàn)指出，機構(gòu)對于分析師預(yù)測存在監(jiān)督作用(Malmendier and Shanthikumar，2014)[11]。雖然存在研究表明，在傭金等作用下，機構(gòu)持股會使分析師產(chǎn)生樂觀偏差，但是為了使機構(gòu)投資更加合理準(zhǔn)確，機構(gòu)持股對分析師的監(jiān)督作用更加凸顯。一方面，機構(gòu)持股通過監(jiān)督公司提高信息披露的質(zhì)量，為分析師提供更加全面、公開透明的公共信息，從而分析師有條件更加準(zhǔn)確地進(jìn)行預(yù)測分析，進(jìn)而顯著提高其預(yù)測的準(zhǔn)確性，減小樂觀偏誤。另一方面，機構(gòu)持股的比例一般較大，機構(gòu)投資者有動機監(jiān)督分析師提供更加準(zhǔn)確的分析報告，從而參考報告進(jìn)行準(zhǔn)確有效的投資決策。Malmendier and Shanthikumar(2014)[11]研究顯示，相比于無關(guān)聯(lián)的分析師，與機構(gòu)關(guān)聯(lián)的分析師會給出更加客觀的推薦評級，預(yù)測結(jié)果樂觀偏差較小甚至相對悲觀，而且，對相同的股票，與機構(gòu)有關(guān)聯(lián)的分析師給出的預(yù)測結(jié)果樂觀偏差小于無關(guān)聯(lián)的分析師。在這樣的機構(gòu)持股壓力下，分析師會傾向減小樂觀偏差，提供較為準(zhǔn)確的預(yù)測。

現(xiàn)實情況中，客戶壓力和機構(gòu)持股壓力同時存在，分析師的預(yù)測結(jié)果在多方壓力的共同作用下形成。按照上述假說，客戶壓力會使分析師預(yù)測增加樂觀偏差，而機構(gòu)持股會使分析師預(yù)測減少樂觀偏差，兩者對于分析師預(yù)測的作用相反。在同時面對多方壓力時，分析師預(yù)測的偏差將如何變動？分析師面臨多方壓力，存在利益的權(quán)衡和選擇。彭韶兵等(2014)[29]指出穩(wěn)健分析師的行為動機是獲得就職優(yōu)質(zhì)券商的機會，從而最大化個人利益。為了實現(xiàn)個人利益最大化，維護自己的聲譽，即使需要面臨來自基金客戶等多方的壓力，分析師也會減小研究報告的樂觀偏差。因為Jackson(2005)[9]采用澳大利亞的數(shù)據(jù)表明，證券分析師的聲譽會隨其預(yù)測的準(zhǔn)確性而上升。而分析師的聲譽在很大程度上決定了其地位、報酬以及職業(yè)發(fā)展，即個人利益最大化的具體內(nèi)容。因此，在分析師面臨多重壓力，尤其壓力間存在明顯沖突時，分析師會因為利己主義而更多地考慮自己的前途和聲譽，從而做出相對有利的判斷。此外，機構(gòu)也有對聲譽的要求，聲譽影響到客戶的信賴程度，這一點與分析師的利益達(dá)成一致。由此判斷，在多重壓力下，分析師更加傾向于減少預(yù)測的樂觀偏誤，提出假設(shè)2。

H2：面對機構(gòu)持股的監(jiān)督壓力，分析師會傾向減小樂觀偏差，即機構(gòu)持股會顯著降低客戶壓力對分析師樂觀偏差的影響。

三、數(shù)據(jù)來源與變量意義

1. 數(shù)據(jù)來源

本文研究樣本區(qū)間為2004～2012年，包含2600家A股上市公司，采用分析師層面數(shù)據(jù)，共157710個觀測值。主要涉及上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)、分析師預(yù)測數(shù)據(jù)、基金持股數(shù)據(jù)和地區(qū)宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)。其中上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)和分析師預(yù)測數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)，交易費來源于WIND數(shù)據(jù)庫，基金持股數(shù)據(jù)來源于同花順，地區(qū)宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)來源于《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2011年報告》(樊剛等，2011)[20]。為了剔除異常值對數(shù)據(jù)的影響，本文在0.03的水平上進(jìn)行了Winsor處理。

2. 變量定義

(1)分析師預(yù)測偏差(Biasijt)：本文仿照Tingting Liu(2015)[16]，將其定義為t年度，分析師i對股票j的EPS預(yù)測偏差的中值與該股當(dāng)年真實EPS的差值，與EPS真實值的商。具體為：

其中ConForecastEPSijt是指分析師i對股票j的EPS預(yù)測偏差的中值(若只預(yù)測了一次，則將該預(yù)測值直接帶入公式計算)，EPSjt是指股票j在t年EPS的真實值。

(2)分析師預(yù)測偏差的絕對值(Biasijt_abs)：定義為分析師預(yù)測偏差取絕對值。

(3)機構(gòu)持股(Instholdjt)：定義為股票j被機構(gòu)持股的比例，為t年半年與年末的平均值，其中每半年度的機構(gòu)持股比例定義為所有基金持有的總股數(shù)與上市公司流通股之比。為了跟買方壓力區(qū)分，我們在這一指標(biāo)構(gòu)建中，剔除了能夠造成買方壓力的基金持股量。

(4)衡量來自機構(gòu)投資者壓力的變量(Buypressurejt)

交易費(Commissionjt)：定義為同一經(jīng)紀(jì)公司b前一年度持有股票j的機構(gòu)投資者支付給該經(jīng)紀(jì)公司的傭金，除以該年度經(jīng)紀(jì)公司b獲得的傭金總額，該定義是在Firth et al.(2013)[6]的基礎(chǔ)上調(diào)整得到的。為了減小數(shù)據(jù)偏差，該數(shù)據(jù)在此取對數(shù)值。該變量捕捉了機構(gòu)投資者對經(jīng)紀(jì)公司的經(jīng)濟意義。

相對持有(Relatedholdingjt)：定義為前一年度經(jīng)紀(jì)公司b所有機構(gòu)客戶中購買股票j的總市值，除以前一年度持有j股的所有機構(gòu)客戶擁有的總凈值。為了構(gòu)建這一變量，我們首先整合計算了股票j在t-1年期，被經(jīng)紀(jì)公司b的每個機構(gòu)投資者持有的市值總和。再將該市值總和除以持有股票j的所有基金客戶在t-1年期末的總資產(chǎn)凈值。相對持有這一變量捕捉了股票j對于機構(gòu)投資者的重要性，屬于買方關(guān)系的一個衡量指標(biāo)。

(5)控制變量

參考張然等(2012)[31]，我們引入了如下控制變量：公司層面控制變量包括公司成長性(Tbq1jt)、公司杠桿(Levjt)、公司規(guī)模(Sizejt)、市凈率(MBjt)及審計意見(Auditopinionjt)；分析師層面控制變量包括預(yù)測的時間跨度(Ageijt)、單個公司的分析師跟蹤人數(shù)(Ananumberjt)；市場層面控制變量包括市場化進(jìn)程(Markett)。具體定義見表1。

實證檢驗及分析

一、描述性統(tǒng)計

表2報告了各變量的描述性分析結(jié)果。Panel A為主要變量的相關(guān)結(jié)果，Panel B為其他變量的相關(guān)結(jié)果。由Panel A中的結(jié)果可以看到，平均而言，分析師預(yù)測通常產(chǎn)生正向偏差，也就是說分析師預(yù)測偏樂觀，最大值為3.500，最小值為-0.206，最大值的絕對值比最小值的絕對值大，進(jìn)一步說明了分析師預(yù)測樂觀偏誤的傾向。機構(gòu)持股的比例平均來看在0.502，但是不同公司被機構(gòu)持有的比例差異較大，最高高達(dá)0.867。交易費也為比例，總體來說不是很高，說明傭金相對分散，取對數(shù)后，數(shù)值相對集中，平均值為0.00003，最高為0.00896。從平均來看，相對持有并不高，但是不同股票對于不同基金的影響差異較大。

表3為各變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣。從表3中可以看到各主要變量間的相關(guān)系數(shù)較低，說明主要變量間不會有多重共線性問題。機構(gòu)持股與分析師預(yù)測偏差呈負(fù)相關(guān)，說明機構(gòu)持股比例越高，分析師預(yù)測偏差越小。相對持有與分析師預(yù)測偏差呈正相關(guān)，說明基金客戶相對持有的比例越高，會增加分析師的樂觀偏差。

表2 各變量的描述性分析

二、買方壓力、機構(gòu)持股對分析師預(yù)測的影響

分析師受到客戶壓力的影響，會發(fā)布帶有樂觀偏差的預(yù)測，但是機構(gòu)對分析師預(yù)測具有監(jiān)督作用，在機構(gòu)監(jiān)督下，分析師的樂觀偏差會減小。本文采用的OLS回歸模型如下，被解釋變量分別采用了沒有絕對值和含有絕對值的兩種形式(以被解釋變量未取絕對值的形式為例)。

其中，各變量的定義請參見表1。表4報告了回歸結(jié)果。其中，前三列是以未取絕對值的被解釋變量進(jìn)行回歸的結(jié)果，后三列是以含有絕對值的被解釋變量進(jìn)行回歸的結(jié)果。

表3 各變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣

由表4可知，交易費(Commissionjt)和相對持有(Relatedholdingjt)的符號均為正，說明買方壓力會讓分析師預(yù)測的樂觀偏差變大。交易費和相對持有均為衡量來自機構(gòu)投資者壓力的變量，交易費是從傭金的角度來衡量來自買方的基金客戶帶來的壓力。支付傭金所占的比例越高，說明基金持有該股的份額就越大，其收益產(chǎn)生的影響對基金客戶就越大，也就是說券商承受來自基金客戶的壓力更大，從而券商下從屬的分析師受到的客戶壓力更大。因為基金客戶可能利用傭金收入對分析師施壓，使分析師給出帶有樂觀偏差的分析結(jié)果，利好會吸引更多的投資者，從而提高股價，增加自己客戶持有該股的收益。相對持有是衡量對于同一股票總市值中，本經(jīng)紀(jì)公司的基金客戶所持有的比重，該比重越高，說明該股票對基金客戶的收益影響越大，同樣，基金客戶希望分析師能做出樂觀的預(yù)測，市場的利好反映可以給自己帶來更高收益。假設(shè)1得到驗證。綜上，基金客戶帶給分析師的壓力會使分析師預(yù)測產(chǎn)生樂觀偏差，分析師預(yù)測產(chǎn)生樂觀偏差可能會吸引投資者進(jìn)入，從而抬高股價，有利于基金客戶收益提高。

表4 買方壓力與機構(gòu)持股對分析師預(yù)測的影響

機構(gòu)持股(Instholdjt)的符號為負(fù)，說明機構(gòu)投資者的介入會降低分析師的預(yù)測偏差。一方面，機構(gòu)持股通過監(jiān)督公司提高信息披露的質(zhì)量，為分析師提供更加全面、公開透明的公共信息，從而分析師有條件更加準(zhǔn)確地進(jìn)行預(yù)測分析，進(jìn)而顯著提高其預(yù)測的準(zhǔn)確性。另一方面，機構(gòu)投資者希望能夠獲得更加真實的公司發(fā)展?fàn)顩r，從而制定出符合預(yù)期的投資決策，決定是否繼續(xù)持有該股，因此，機構(gòu)投資者會監(jiān)督分析師的預(yù)測，提高分析師預(yù)測精度，從而減少預(yù)測的樂觀偏差，獲得更加真實有效的信息。

比較被解釋變量是否使用絕對值，以上結(jié)果在兩者間并不存在顯著差異，無論對于主要的自變量還是控制變量，正負(fù)和顯著水平?jīng)]有明顯差異。

三、客戶壓力與機構(gòu)持股共同作用對分析師預(yù)測偏差的影響

現(xiàn)實中，一只股票會被多方持有，從而分析師面對一只股票也會同時受到多方壓力的影響，無法避免基金客戶的壓力和機構(gòu)壓力同時存在的情況。分析師面對客戶壓力，傾向發(fā)布帶有樂觀偏差的預(yù)測，但同時，機構(gòu)對分析師的監(jiān)督會使分析師減小預(yù)測的樂觀偏差。Malmendier and Shanthikumar(2014)[16]研究顯示，對相同的股票，與機構(gòu)有關(guān)聯(lián)的分析師給出的預(yù)測結(jié)果樂觀偏差小于無關(guān)聯(lián)的分析師。兩種壓力對于分析師預(yù)測產(chǎn)生的作用是相反的，而這兩種壓力往往同時存在。因此，該部分利用交叉回歸來分析在基金客戶壓力和機構(gòu)持股的共同作用下，分析師預(yù)測的偏差結(jié)果。

由于交易費(C o m m i s s i o njt)和相對持有(Relatedholdingjt)都是衡量客戶壓力的，所以不考慮該兩項的交叉項，而分別考慮交易費(Commissionjt)和機構(gòu)持股(Instholdjt)、相對持有(Relatedholdingjt)和機構(gòu)持股(Instholdjt)的交叉項。采用的OLS回歸模型如下所示。

表5 客戶壓力、機構(gòu)持股與分析師預(yù)測偏差

表5和表6為客戶壓力與機構(gòu)持股共同作用對分析師預(yù)測偏差的影響，分別以Biasijt和Biasijt_abs為被解釋變量對Commissionjt、Instholdjt和Relatedholdingjt、Instholdjt兩組進(jìn)行交叉回歸的結(jié)果。

從表5和表6的結(jié)果來看，交易費(Commissionjt)和相對持有(Relatedholdingjt)均為測度客戶壓力的指標(biāo)，分別加入模型。表5和表6的前兩列沒有加入交叉項，后兩列分別加入了交易費(Commissionjt)與機構(gòu)持股(Instholdjt)、相對持有(Relatedholdingjt)與機構(gòu)持股(Instholdjt)的交叉項的計量結(jié)果。同時考慮了客戶壓力和機構(gòu)持股的測度，所得到的交易費、相對持有和機構(gòu)持股的系數(shù)符號和上一部分的結(jié)果一致，再一次證明了分析師和基金的關(guān)系會讓分析師預(yù)測偏差變大，但是機構(gòu)投資者的進(jìn)入會降低分析師的預(yù)測偏差。

從加入交叉項的結(jié)果來看，交易費(Commissionjt)與機構(gòu)持股(Instholdjt)的交叉項的系數(shù)是顯著的，交叉項的系數(shù)為負(fù)，說明在分析師和基金的關(guān)系讓分析師預(yù)測偏差變大的同時，若存在機構(gòu)投資者的進(jìn)入，會反轉(zhuǎn)結(jié)果，總體上會降低分析師預(yù)測的樂觀偏差。同時，相對持有(Relatedholdingjt)與機構(gòu)持股(Instholdjt)的交叉項的系數(shù)是也顯著的，交叉項的系數(shù)為負(fù)，再次證明機構(gòu)持股會降低客戶壓力對分析師樂觀偏差的影響。在分析師面臨多重壓力，尤其壓力間存在明顯沖突時，分析師會因為利己主義而更多地考慮自己的前途和聲譽，從而做出相對有利的判斷。因此，當(dāng)分析師非常注重自己的聲譽和發(fā)展時，即使需要面臨來自基金客戶等多方的壓力，他也不會故意提供存在偏差的研究報告，再加上機構(gòu)投資者的相關(guān)推力，分析師預(yù)測的樂觀偏差會減小。假設(shè)2得到驗證。

表6 客戶壓力、機構(gòu)持股與分析師預(yù)測偏差：基于絕對預(yù)測偏差

同樣，上述計量結(jié)果顯示，被解釋變量是否加絕對值，對結(jié)果并沒有顯著的影響。從意義上來講，加絕對值是直接衡量偏差的大小，沒有方向之分，而不加絕對值是有方向之分的。具體分析來看，若被解釋變量大于0，則交易費和相對持有的符號為正，說明帶來的是樂觀偏差，而機構(gòu)持股符號為負(fù)，說明是降低樂觀偏差；若被解釋變量小于0，則交易費和相對持有的符號為正，說明是減小悲觀預(yù)測的程度，某種意義上說還是帶來樂觀偏差，而機構(gòu)持股符號為負(fù)，說明是增加悲觀偏差，也就是減小樂觀偏差程度。這兩方面所觀測的交易費、相對持有和機構(gòu)持股的結(jié)果是相同的，所以是否加絕對值對結(jié)論沒有顯著影響。

四、結(jié)論

本文從客戶壓力和機構(gòu)持股兩方面的壓力，分析了其對分析師預(yù)測精度產(chǎn)生的影響。機構(gòu)投資客戶壓力采用了交易費和相對持有來衡量。交易費是從傭金的角度來衡量來自買方的基金客戶帶來的壓力?；鹂蛻艉芸赡芾脗蚪鹗杖雽Ψ治鰩熓?，使分析師做出帶有樂觀偏差的預(yù)測結(jié)果，利好會吸引更多的投資者，從而提高股價，增加自己客戶持有該股的收益。相對持有是衡量對于同一股票總市值中，本經(jīng)紀(jì)公司的基金客戶所持有的比重，該比重越高，說明該股票對基金客戶的收益影響越大，同樣，基金客戶希望分析師能做出樂觀預(yù)測，市場的利好反映可以給自己帶來更高收益。

對于機構(gòu)投資者的壓力，機構(gòu)持股一方面通過監(jiān)督上市公司提高信息披露的質(zhì)量，為分析師更加準(zhǔn)確地進(jìn)行預(yù)測分析創(chuàng)造條件，另一方面，直接對分析師的預(yù)測進(jìn)行監(jiān)督，獲得更加真實的公司發(fā)展?fàn)顩r，從而制定出符合預(yù)期的投資決策。綜上，基金客戶帶給分析師的壓力會使分析師預(yù)測產(chǎn)生樂觀偏差，有利于基金客戶收益提高，而機構(gòu)持股會對分析師預(yù)測產(chǎn)生監(jiān)督作用，會提高分析師預(yù)測精度，從而減少預(yù)測的樂觀偏差。

本文在上述研究基礎(chǔ)上，分析了兩種壓力的共同作用對分析師預(yù)測偏差產(chǎn)生的影響。結(jié)果表明在客戶壓力和機構(gòu)持股的共同作用下，分析師會因為利己主義而更多地考慮自己的前途和聲譽，再加上機構(gòu)投資者的相關(guān)推力，總體上分析師預(yù)測的樂觀偏差會降低。本文還探討了分析師預(yù)測偏差是否需要考慮偏差方向的問題，利用含有絕對值和未取絕對值的數(shù)據(jù)進(jìn)行計量，得到分析師預(yù)測偏差的方向?qū)Y(jié)果沒有顯著影響。

整體上，本文較為系統(tǒng)地研究了分析師預(yù)測面臨的來自基金客戶和機構(gòu)的壓力，為分析師預(yù)測結(jié)果提供了新穎的視角，能夠幫助投資者更加全面、客觀地看待分析師的預(yù)測報告。同時，對于監(jiān)管部門進(jìn)一步規(guī)范資本市場信息傳遞具有明晰的參考意義。