顏恩點(diǎn) 錢川陽 高思佳

(上海大學(xué)，上海 200444)

一、引言

近年來，我國非金融企業(yè)紛紛涉足金融領(lǐng)域，金融化趨勢(shì)明顯,原因主要在于:一方面，信貸歧視、信貸約束導(dǎo)致中小企業(yè)很難通過正規(guī)途徑獲得融資(Allen et al.，2019)，非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)充當(dāng)了重要的信用中介角色；另一方面，實(shí)體經(jīng)濟(jì)低迷，傳統(tǒng)行業(yè)回報(bào)率下滑，而金融行業(yè)利潤高企(韓珣 等，2017)，非金融企業(yè)為謀求高額利潤不斷提高金融化水平。盡管影子銀行業(yè)務(wù)能夠在一定程度上改善初次信貸資源的配置失衡，但其高杠桿率、期限錯(cuò)配等特點(diǎn)也隱藏著巨大風(fēng)險(xiǎn)。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，學(xué)者圍繞非金融企業(yè)影子銀行業(yè)務(wù)的識(shí)別、度量及其對(duì)審計(jì)質(zhì)量、融資結(jié)構(gòu)和經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的影響(王永欽 等，2015；顏恩點(diǎn) 等，2018；韓珣 等，2017；李建軍 等，2019)展開了深入探討，但鮮有關(guān)注非金融企業(yè)影子銀行業(yè)務(wù)對(duì)資本市場(chǎng)的影響。

分析師作為資本市場(chǎng)重要的信息中介，擁有專業(yè)的分析能力和豐富的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，他們通過發(fā)布研究報(bào)告、傳遞公司信息，有效地緩解了投資者和上市公司之間的信息不對(duì)稱。但是，在我國新興加轉(zhuǎn)軌的資本市場(chǎng)中，分析師更傾向于出具樂觀的研究報(bào)告，從而對(duì)中小投資者的投資決策產(chǎn)生了較為嚴(yán)重的誤導(dǎo)(周冬華 等，2016)。這一現(xiàn)象也引發(fā)學(xué)界的密切關(guān)注，既往研究主要從分析師自身認(rèn)知偏差和利益沖突的視角探討造成其盈余預(yù)測(cè)樂觀的原因，也有少數(shù)學(xué)者考察了外部制度的影響(Gu et al.，2013；Bradshaw，2011；官峰 等，2015；王攀娜 等，2017；褚劍 等，2019)。與上述研究不同，本文從非金融企業(yè)影子銀行業(yè)務(wù)的視角出發(fā)，深入探究分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的影響因素及相關(guān)作用機(jī)制問題。

本文利用Compustat Global企業(yè)數(shù)據(jù)庫提供的2008—2017年我國非金融上市企業(yè)樣本，考察了非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的影響。較之已有研究，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：其一，拓寬了分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度影響因素理論研究的視角。現(xiàn)有文獻(xiàn)分別從分析師自身認(rèn)知偏差、利益沖突、外部制度等視角出發(fā)探究分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的影響因素，而本文著重考察了非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的影響及其作用機(jī)制，這是對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)度影響因素方面文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充。其二，豐富了非金融企業(yè)參與影子銀行業(yè)務(wù)的經(jīng)濟(jì)后果方面的研究。已有相關(guān)文獻(xiàn)圍繞影子銀行業(yè)務(wù)的識(shí)別、度量及其對(duì)企業(yè)自身行為的影響展開了深入探討，而本文則側(cè)重于考察非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)與分析師預(yù)測(cè)樂觀度的關(guān)系，即探究其對(duì)資本市場(chǎng)信息中介的影響。其三，研究結(jié)論對(duì)于促進(jìn)分析師行業(yè)健康發(fā)展、完善企業(yè)信息披露制度以及加強(qiáng)政府市場(chǎng)監(jiān)管具有重要的啟發(fā)意義。

二、文獻(xiàn)回顧

(一)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度

證券分析師憑借其專業(yè)分析能力、信息優(yōu)勢(shì)和豐富經(jīng)驗(yàn)，通過盈利預(yù)測(cè)等方式對(duì)外發(fā)布關(guān)于公司價(jià)值的分析報(bào)告，報(bào)告的準(zhǔn)確性對(duì)于資本市場(chǎng)的資源配置效率提升以及投資者做出正確的投資決策至關(guān)重要。已有研究著重從三個(gè)方面考察了分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度形成的原因：一是分析師自身認(rèn)知偏差的角度。分析師對(duì)好消息過度反應(yīng)、對(duì)壞消息反應(yīng)不足以及自身情感因素都會(huì)導(dǎo)致其出現(xiàn)樂觀偏差(Hilary et al.，2006；周冬華 等，2016；伍燕然 等，2012)。二是利益沖突的角度。當(dāng)分析師自身獲利需求與公司其他利益相關(guān)者的需求存在較大分歧時(shí)，為提高交易傭金、迎合管理層、維護(hù)與機(jī)構(gòu)投資者的關(guān)系、增加所在券商承銷收入等(Jackson，2005；Bradshaw，2011；曹勝 等，2011；Lim，2001；趙良玉 等，2013；Gu et al.，2013；官峰 等，2015；周冬華 等，2016)，分析師出具有偏報(bào)告的可能性顯著增大。三是外部制度的視角。還有一些研究考察了賣空機(jī)制、融資融券等制度對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的影響(李丹 等，2016；王攀娜 等，2017；褚劍 等，2019)。

綜上所述，鑒于分析師作為資本市場(chǎng)信息中介的重要地位以及分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的普遍性，國內(nèi)外學(xué)者從不同方面對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的影響因素進(jìn)行了廣泛探討，并取得了一系列極具價(jià)值的成果。但是，已有研究的視角較為有限，仍然存在進(jìn)一步拓展的空間。

(二)影子銀行

金融穩(wěn)定理事會(huì)將影子銀行體系界定為游離于正規(guī)銀行體系之外、可能引發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)和監(jiān)管套利風(fēng)險(xiǎn)等問題的信用中介體系。與發(fā)達(dá)國家相比，我國影子銀行體系的運(yùn)行有著自身鮮明的特點(diǎn)(祝繼高 等，2016)。

近年來，學(xué)者主要從以下幾個(gè)方面對(duì)我國金融機(jī)構(gòu)的影子銀行業(yè)務(wù)展開研究。一是影子銀行的定義。裘翔等(2014)認(rèn)為，我國影子銀行業(yè)務(wù)的本質(zhì)仍是一種借貸活動(dòng)；孫國峰等(2015)指出，我國的影子銀行包括銀行影子和非銀行金融機(jī)構(gòu)形成的傳統(tǒng)影子銀行。二是影子銀行形成的原因。已有研究發(fā)現(xiàn)，金融抑制、行政管制、信貸歧視等是影子銀行形成的主要驅(qū)動(dòng)因素(Maddaloni et al.，2011；Chen et al.，2018；裘翔 等，2014)。三是影子銀行的經(jīng)濟(jì)后果。王永欽等(2015)、盧盛榮等(2019)認(rèn)為，影子銀行作為對(duì)傳統(tǒng)商業(yè)銀行的補(bǔ)充，為民營中小企業(yè)提供了新的融資渠道，滿足了其投融資需求，有利于解決初次信貸資源的配置失衡問題。但是，影子銀行游離于監(jiān)管之外的高風(fēng)險(xiǎn)性，不僅會(huì)降低貨幣政策傳導(dǎo)的有效性(Chen et al.，2018；高然 等，2018；溫信祥 等；2018；高蓓 等，2020)，還可能引發(fā)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)(Gennaioli et al.，2012)。此外，還有部分研究著重考察了我國非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)，內(nèi)容涉及影子銀行業(yè)務(wù)的識(shí)別(王永欽 等，2015)、度量(顏恩點(diǎn) 等，2018)，以及其對(duì)審計(jì)質(zhì)量(顏恩點(diǎn) 等，2018)、融資結(jié)構(gòu)(韓珣 等，2017)、經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)(李建軍 等，2019)的影響?？傮w來看，影子銀行業(yè)務(wù)問題已經(jīng)引發(fā)了學(xué)界的密切關(guān)注和熱烈討論，但有關(guān)非金融企業(yè)影子銀行業(yè)務(wù)經(jīng)濟(jì)后果的研究依然較為匱乏。

三、理論分析與研究假設(shè)

(一)影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度

本質(zhì)上，非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)仍是一種風(fēng)險(xiǎn)性與隱蔽性較高的借貸行為。開展影子銀行業(yè)務(wù)可能會(huì)對(duì)企業(yè)日常生產(chǎn)經(jīng)營中的生產(chǎn)性投資活動(dòng)產(chǎn)生負(fù)面影響，進(jìn)而造成企業(yè)主業(yè)經(jīng)營不善、經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)升高(李建軍 等，2019)；與此同時(shí)，由于影子銀行業(yè)務(wù)游離于金融監(jiān)管之外，一旦借款方違約，則可能導(dǎo)致企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和訴訟風(fēng)險(xiǎn)增加(顏恩點(diǎn) 等，2018)。這會(huì)對(duì)分析師預(yù)測(cè)產(chǎn)生以下兩方面的影響：一方面，為掩蓋上述風(fēng)險(xiǎn)，管理層通過盈余管理粉飾財(cái)務(wù)報(bào)表、減少信息披露的動(dòng)機(jī)進(jìn)一步增強(qiáng)，由此導(dǎo)致企業(yè)公布的信息質(zhì)量降低，分析師預(yù)測(cè)難度增加；另一方面，上述風(fēng)險(xiǎn)可能會(huì)加劇公司業(yè)績(jī)波動(dòng)性，促使分析師解讀信息的難度大幅提高。由于企業(yè)對(duì)外披露的信息和管理層掌握的私有信息是分析師作出盈余預(yù)測(cè)的重要信息來源(周開國 等，2014)，當(dāng)公開的信息難以解讀和預(yù)測(cè)時(shí)，從上市公司獲取私有信息就成為分析師構(gòu)筑核心競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵(Lim，2001；趙良玉 等，2013)。分析師出具樂觀盈余預(yù)測(cè)報(bào)告，能夠幫助管理層維持公司良好形象和建立投資者信心，進(jìn)而有利于分析師與上市公司高管建立良好的私人關(guān)系，并借此獲取更多的私有信息。綜上所述，當(dāng)影子銀行業(yè)務(wù)導(dǎo)致企業(yè)公布的信息質(zhì)量降低時(shí)，分析師為了獲取更多的私有信息以降低信息解讀難度和提高預(yù)測(cè)精度，傾向于發(fā)布樂觀盈余預(yù)測(cè)以迎合管理層?；诖?，本文提出：

假設(shè)

1

：

非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模越大，分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度越高。

(二)機(jī)構(gòu)投資者持股比例、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度

近年來，我國機(jī)構(gòu)投資者的種類、數(shù)量和規(guī)模迅速增長，其參與公司治理發(fā)揮積極監(jiān)督的作用也得到學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界的一致認(rèn)可。一方面，機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，投資者越關(guān)注公司的長期發(fā)展和持續(xù)盈利能力；并且，為了維護(hù)自身利益，機(jī)構(gòu)投資者更有意愿也有能力監(jiān)督公司管理層的機(jī)會(huì)主義行為和短視行為，可以通過“用手投票”的方式促使公司信息透明度增加、信息披露質(zhì)量提高(Cheng et al.，2010；楊海燕 等，2012)。因此，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高時(shí)，分析師工作難度較低。另一方面，由于機(jī)構(gòu)投資者是分析師所在券商經(jīng)紀(jì)業(yè)務(wù)的主要客戶和利潤來源(褚劍 等，2019)，同時(shí)在《新財(cái)富》最佳分析師的評(píng)選活動(dòng)中機(jī)構(gòu)投資者還擁有關(guān)鍵投票權(quán)(許年行 等，2012)，因而其對(duì)分析師的薪酬、晉升及個(gè)人職業(yè)生涯發(fā)展等存在重要影響，這有助于降低分析師迎合管理層的可能。基于此，本文提出：

假設(shè)

2

：

在機(jī)構(gòu)投資者持股比例高的非金融企業(yè)中，影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的正相關(guān)關(guān)系會(huì)被削弱。

(三)內(nèi)部控制質(zhì)量、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度

內(nèi)部控制是企業(yè)通過制定制度、實(shí)施措施及執(zhí)行程序?qū)︼L(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行有效防范和管控的重要途徑。一方面，高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以增強(qiáng)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性(Goh et al.，2011)，提高應(yīng)計(jì)質(zhì)量(方紅星 等，2011)，推動(dòng)財(cái)務(wù)信息傳遞(Ettredge et al.，2006)，減少內(nèi)部報(bào)告錯(cuò)誤，為真實(shí)完整的財(cái)務(wù)報(bào)告及相關(guān)信息提供保證；另一方面，高質(zhì)量的內(nèi)部控制還有助于約束管理層的機(jī)會(huì)主義行為。由此可見，內(nèi)部控制質(zhì)量的提高能夠顯著提升企業(yè)財(cái)務(wù)信息披露透明度，幫助分析師以較低的成本獲取更加真實(shí)可靠的信息。進(jìn)一步，高質(zhì)量的信息有助于減少分析師工作難度和認(rèn)知偏差，降低其迎合管理層獲取私有信息的可能?；诖?，本文提出：

假設(shè)

3

：

在內(nèi)部控制質(zhì)量高的非金融企業(yè)中，影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的正相關(guān)關(guān)系會(huì)被削弱。

(四)兩權(quán)分離度、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度

現(xiàn)代企業(yè)所有權(quán)和控制權(quán)的分離產(chǎn)生了委托代理問題，兩權(quán)分離導(dǎo)致的信息不對(duì)稱為高管的機(jī)會(huì)主義行為提供了機(jī)會(huì)(趙息 等，2013)。為掩蓋高風(fēng)險(xiǎn)的影子銀行業(yè)務(wù)給企業(yè)帶來的各類風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)最大化自身效用，實(shí)現(xiàn)激勵(lì)機(jī)制的設(shè)定目標(biāo)，管理層傾向于實(shí)施刻意隱瞞或歪曲信息、虛增收入等短視行為。兩權(quán)分離程度高的公司治理較差(李維安 等，2010)，內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制的作用難以充分發(fā)揮，管理層的短視行為得不到有效抑制，從而導(dǎo)致財(cái)務(wù)報(bào)告的真實(shí)性和可靠性降低，分析師無法獲取高質(zhì)量的公開信息；同時(shí)，兩權(quán)分離也為管理層與分析師之間建立密切聯(lián)系提供了機(jī)會(huì)，為分析師迎合管理層提供了便利?；诖?，本文提出：

假設(shè)

4

：

在兩權(quán)分離程度低的非金融企業(yè)中，影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的正相關(guān)關(guān)系會(huì)被削弱。

(五)股價(jià)同步性、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度

股價(jià)同步性是指單個(gè)公司股票價(jià)格的變動(dòng)與市場(chǎng)平均變動(dòng)的關(guān)聯(lián)性。股價(jià)同步性越高，表明股價(jià)越多地反映了市場(chǎng)層面和行業(yè)層面的信息，而公司特質(zhì)信息含量越少，即上市公司私有信息價(jià)值越低(伊志宏 等，2015)。如果樂觀盈余預(yù)測(cè)報(bào)告并非對(duì)公司真實(shí)狀況的描述，則分析師可能要面臨較高的成本，比如來自監(jiān)管部門的懲罰、自身職業(yè)生涯聲譽(yù)受損等(趙良玉 等，2013)。因此，理性的分析師會(huì)對(duì)獲取私有信息所能得到的價(jià)值與所需付出的成本進(jìn)行權(quán)衡，只有當(dāng)前者足夠大且明顯高于后者時(shí)，其才會(huì)選擇發(fā)布樂觀預(yù)測(cè)(趙良玉 等，2013)。基于此，本文提出：

假設(shè)

5

：

在股價(jià)同步性高的非金融企業(yè)中，影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的正相關(guān)關(guān)系會(huì)被削弱。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文借鑒譚松濤等(2015)、李丹等(2016)、顏恩點(diǎn)等(2018)的研究，以Compustat Global數(shù)據(jù)庫2008—2017年的我國非金融上市企業(yè)為研究樣本，并對(duì)初始樣本按以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了篩選：剔除被特殊處理(ST、ST、PT)的公司；剔除金融、保險(xiǎn)類企業(yè)；剔除分析師預(yù)測(cè)日期超過財(cái)務(wù)報(bào)表日的樣本；保留每個(gè)分析師當(dāng)年度的最后一個(gè)每股收益預(yù)測(cè)值。經(jīng)過上述處理，本文最終獲取的樣本包含15615個(gè)有效觀測(cè)值。

分析師每股收益預(yù)測(cè)值、上市公司每股收益實(shí)際數(shù)據(jù)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、兩權(quán)分離度、股票收益以及控制變量數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，企業(yè)內(nèi)部控制指數(shù)數(shù)據(jù)來自迪博(DIB)數(shù)據(jù)庫。此外，為降低個(gè)別離群值對(duì)回歸結(jié)果的影響，對(duì)所有連續(xù)型變量在1%和99%水平上進(jìn)行了Winsorize處理。

(二)變量說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度(Fepspost)，該指標(biāo)反映了分析師預(yù)測(cè)偏差的方向，如果分析師對(duì)公司每股收益的預(yù)測(cè)值大于實(shí)際值，即預(yù)測(cè)偏差為正，則為樂觀。由于每一會(huì)計(jì)年度內(nèi)都可能有新的分析師加入預(yù)測(cè)行列，分析師也可能會(huì)結(jié)合所獲得的信息對(duì)預(yù)測(cè)值進(jìn)行不斷修正，本文參考已有研究(王玉濤 等，2012；譚松濤 等，2015)的做法，分析師的每股收益預(yù)測(cè)值等于公司實(shí)際盈余公布前每個(gè)分析師對(duì)當(dāng)年度最后一個(gè)每股收益預(yù)測(cè)值的算術(shù)平均值。在此基礎(chǔ)上，定義分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度為分析師的每股收益預(yù)測(cè)值與真實(shí)每股收益之差除以真實(shí)每股收益的絕對(duì)值，具體如式(1)所示：

(1)

其中，F(xiàn)eps表示分析師預(yù)測(cè)的每股收益值，Eps表示真實(shí)每股收益值。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為影子銀行業(yè)務(wù)(Shadow_sales1、Shadow_sales2)。借鑒王永欽等(2015)、李建軍等(2019)的做法，考慮銷售收入的平減作用，Shadow_sales1和Shadow_sales2分別用我國非金融企業(yè)其他應(yīng)收款與總收入的比率減去美國同行業(yè)的均值和中值進(jìn)行度量。

3.調(diào)節(jié)變量

(1)機(jī)構(gòu)投資者持股比例(Holder)。借鑒張嬈(2014)的做法，利用所有機(jī)構(gòu)投資者持有股份數(shù)額總和所占的比例衡量機(jī)構(gòu)投資者持股比例。機(jī)構(gòu)投資者持股比例大于行業(yè)中值的企業(yè)賦值為1，否則賦值為0。

(2)內(nèi)部控制質(zhì)量(IC)。借鑒耿云江等(2019)的做法，使用DIB內(nèi)部控制指數(shù)反映公司內(nèi)部控制質(zhì)量。內(nèi)部控制指數(shù)大于行業(yè)中值的企業(yè)賦值為1，否則賦值為0。

(3)兩權(quán)分離度(Separation)。借鑒馬磊等(2010)的做法，使用最終控制大股東的控制權(quán)減去所有權(quán)度量?jī)蓹?quán)分離度。兩權(quán)分離度大于行業(yè)中值的企業(yè)賦值為1，否則賦值為0。

(4)股價(jià)同步性(Synch)。借鑒Morck et al.(2000)、伊志宏等(2015)的做法，使用模型回歸得到的R來衡量股價(jià)同步性。股價(jià)同步性大于行業(yè)中值的企業(yè)賦值為1，否則賦值為0。

4.控制變量

參考已有研究(Barron et al.，2017；譚松濤 等，2015；李丹 等，2016；楊青 等，2019；褚劍 等，2019)的做法，本文選取的控制變量具體包括：企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)成長性(TobinQ)、凈資產(chǎn)收益率(Roe)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、股權(quán)集中度(Cri)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)、分析師跟蹤規(guī)模(Coverage)、券商更新預(yù)測(cè)的頻率(Update)。此外，本文還控制了年度(Year)和行業(yè)(Industry)效應(yīng)。

本文變量的具體說明見表1。

表1 變量說明

(三)研究模型

為檢驗(yàn)非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的影響，本文構(gòu)建如下模型：

Fepspost=β+βShadow_sales1/Shadow_sales2+βSize+βTobinQ+βRoe+

βLev+βCri+βSoe+βCoverage+βUpdate+Year+Industry+ε

(2)

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Fepspost的均值為0.829，表明分析師對(duì)每股收益的預(yù)測(cè)值比公司實(shí)際值高，整體上傾向于高估公司的實(shí)際盈利能力，普遍存在預(yù)測(cè)樂觀的情況。Shadow_sales1、Shadow_sales2的均值分別為-0.013和0.028，標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.095和0.054，表明企業(yè)間影子銀行業(yè)務(wù)開展情況差異較大?？刂谱兞康慕Y(jié)果與已有研究(譚松濤 等，2015；褚劍 等，2019)基本一致，不再贅述。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)相關(guān)性分析

表3列示了本文主要變量的相關(guān)系數(shù)。Shadow_sales1和Shadow_sales2與Fepspost分別在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)較大，本文假設(shè)1得到初步證實(shí)。此外，其余變量間的相關(guān)性系數(shù)大多在0.4以下，說明各變量之間相關(guān)性較小，不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

(三)回歸分析

1.影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度

表4報(bào)告了非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的回歸結(jié)果。由表4列(1)、(2)可見，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)分別為0.443和0.974，且均在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這表明非金融企業(yè)影子銀行業(yè)務(wù)越大，分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度越高。因此，本文假設(shè)1得到驗(yàn)證。此外，控制變量的回歸結(jié)果也與現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)(曹勝 等，2011；譚松濤 等，2015；楊青 等，2019)的發(fā)現(xiàn)基本保持一致。

表4 影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的回歸分析結(jié)果

2.機(jī)構(gòu)投資者持股比例、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度

表5報(bào)告了機(jī)構(gòu)投資者持股比例對(duì)影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度關(guān)系影響的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)、(3)可見，在機(jī)構(gòu)投資者持股比例高組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)均不顯著；由列(2)、(4)可見，在機(jī)構(gòu)投資者持股比例低組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)分別為0.678和1.325，且均在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。同時(shí)，Suest檢驗(yàn)結(jié)果顯示，組間系數(shù)存在顯著差異。這表明影子銀行業(yè)務(wù)對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的正向影響在機(jī)構(gòu)投資者持股比例高的企業(yè)有所弱化。由此，本文假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表5 機(jī)構(gòu)投資者持股比例的影響

3.內(nèi)部控制質(zhì)量、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度

表6報(bào)告了內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度關(guān)系影響的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)、(3)可見，在內(nèi)部控制質(zhì)量高組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)均不顯著；由列(2)、(4)可見，在內(nèi)部控制質(zhì)量低組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)分別為0.731和1.128，且均在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。同時(shí)，Suest檢驗(yàn)結(jié)果顯示，組間系數(shù)存在顯著差異。這表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制會(huì)削弱影子銀行業(yè)務(wù)對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的正向影響。由此，本文假設(shè)3成立。

表6 內(nèi)部控制質(zhì)量的影響

4.兩權(quán)分離度、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度

表7報(bào)告了兩權(quán)分離度對(duì)影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度關(guān)系影響的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)、(3)可見，在兩權(quán)分離度高組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)分別為0.667和1.239，且均在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；由列(2)、(4)可見，在兩權(quán)分離度低組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)均不顯著。同時(shí)，Suest檢驗(yàn)結(jié)果顯示，組間系數(shù)存在顯著差異。這表明企業(yè)兩權(quán)分離度越高，影子銀行業(yè)務(wù)對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的正向影響越明顯，實(shí)證結(jié)果與假設(shè)4的預(yù)期一致。

表7 兩權(quán)分離度的影響

5.股價(jià)同步性、影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度

表8報(bào)告了股價(jià)同步性對(duì)影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度關(guān)系影響的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)、(3)可見，在股價(jià)同步性高組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)均不顯著；由列(2)、(4)可見，在股價(jià)同步性低組，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)分別為0.809和1.831，且均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。同時(shí)，Suest檢驗(yàn)結(jié)果顯示，組間系數(shù)存在顯著差異。這表明影子銀行業(yè)務(wù)對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的正向影響在股價(jià)同步性高的企業(yè)中受到了抑制。由此，本文假設(shè)5得到證實(shí)。

表8 股價(jià)同步性的影響

(四)內(nèi)生性問題的解決

上述實(shí)證檢驗(yàn)得到的影子銀行業(yè)務(wù)和分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的分析結(jié)果，可能受到遺漏變量、互為因果的困擾，進(jìn)而導(dǎo)致本文存在內(nèi)生性問題。為盡可能緩解潛在的內(nèi)生性影響，本文采用工具變量?jī)呻A段最小二乘法(IV-2SLS)進(jìn)行了檢驗(yàn)。

(1)年度行業(yè)地區(qū)均值充當(dāng)影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模的工具變量。借鑒顏恩點(diǎn)等(2018)的做法，本文用公司所處年度行業(yè)地區(qū)內(nèi)的平均再借貸規(guī)模(Shadow_sales1_mean、Shadow_sales2_mean)表示影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模。從相關(guān)性來看，公司所處年度行業(yè)地區(qū)內(nèi)的平均再借貸規(guī)模越大，表明借貸活動(dòng)越多，從事影子銀行業(yè)務(wù)的可能性越大；從外生性來看，公司所處年度行業(yè)地區(qū)平均再借貸規(guī)模不會(huì)對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度產(chǎn)生影響。由表9可知，在控制內(nèi)生性問題后，影子銀行業(yè)務(wù)與分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度仍然顯著正相關(guān)。

表9 工具變量檢驗(yàn)結(jié)果：年度行業(yè)地區(qū)均值

(2)信息優(yōu)勢(shì)充當(dāng)影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模的工具變量。參考顏恩點(diǎn)等(2021)的做法，本文利用非金融企業(yè)在供應(yīng)鏈上游接觸的公司數(shù)量代表的信息優(yōu)勢(shì)(Supplier)衡量影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模。從相關(guān)性來看，企業(yè)在供應(yīng)鏈上接觸的供應(yīng)商數(shù)量越多，其信息來源越廣泛、越多樣，能獲得的信息越多，信息優(yōu)勢(shì)越明顯，越有助于其參與影子銀行業(yè)務(wù)，且影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模越大；從外生性來看，目前尚無證據(jù)顯示企業(yè)接觸供應(yīng)鏈上游的公司數(shù)量會(huì)影響分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度，故滿足外生性原則。由表10可見，在控制內(nèi)生性問題后，非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度仍然存在顯著的正向影響。

表10 工具變量檢驗(yàn)結(jié)果：信息優(yōu)勢(shì)

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.被解釋變量的敏感性測(cè)試

參考相關(guān)文獻(xiàn)(王玉濤 等，2012；趙良玉 等，2013；褚劍 等，2019；Francis et al.，2019)的做法，選擇分析師評(píng)級(jí)樂觀性(Fopt)和預(yù)測(cè)分歧度(Fdisp)指標(biāo)對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度進(jìn)行敏感性測(cè)試。Fopt的定義如下：標(biāo)準(zhǔn)化的分析師評(píng)級(jí)一般分為“買入”“增持”“中性”“減持”“賣出”五種。若評(píng)級(jí)為“買入”“增持”,則賦值為1；若評(píng)級(jí)為“中性”“減持”“賣出”，則賦值為0。Fdisp采用每個(gè)分析師最近一次盈余預(yù)測(cè)值的標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行衡量。重新回歸后的結(jié)果列于表11，從中可見，當(dāng)被解釋變量為Fopt時(shí)，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正；當(dāng)被解釋變量為Fdisp時(shí)，Shadow_sales1和Shadow_sales2的估計(jì)系數(shù)均在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。這表明非金融企業(yè)影子銀行業(yè)務(wù)對(duì)分析師評(píng)級(jí)樂觀性和預(yù)測(cè)分歧度均存在顯著的正向影響，該結(jié)論與本文基準(zhǔn)回歸的結(jié)果一致。

表11 變更被解釋變量測(cè)量指標(biāo)后的檢驗(yàn)結(jié)果

2.解釋變量的敏感性測(cè)試

借鑒已有研究(王永欽 等，2015；顏恩點(diǎn) 等，2018；李建軍 等，2019)的做法，采用以下指標(biāo)重新度量影子銀行業(yè)務(wù)：(1)我國非金融企業(yè)其他應(yīng)收款與總收入的比率減去中國同行業(yè)的均值和中值，分別記為NewSS1和NewSS2；(2)我國非金融企業(yè)其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)的比率減去美國同行業(yè)的均值和中值，分別記為Shadow_assets1和Shadow_assets2；(3)在原衡量指標(biāo)的基礎(chǔ)上減去其他應(yīng)收款中的關(guān)聯(lián)方其他應(yīng)收款，以減輕掏空行為或資金占用的第二類代理成本的影響，分別記為Nonshadow_sales1和Nonshadow_sales2；(4)“實(shí)質(zhì)性信用中介”和“影子信貸鏈條”兩類影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模占總資產(chǎn)的比重之和，記為SB。由表12列(1)～(7)可見，影子銀行業(yè)務(wù)對(duì)分析師預(yù)測(cè)樂觀度均存在顯著的正向影響。這意味著，在變更核心解釋變量的測(cè)度指標(biāo)后，研究結(jié)論并未發(fā)生根本性變化。

表12 變更解釋變量測(cè)量指標(biāo)后的檢驗(yàn)結(jié)果

六、作用機(jī)制檢驗(yàn)

(一)應(yīng)計(jì)盈余管理的中介效應(yīng)分析

根據(jù)前文的理論分析，分析師預(yù)測(cè)的主要信息來源為公開信息和私有信息，由于非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)會(huì)強(qiáng)化管理層利用盈余管理操縱公司業(yè)績(jī)、粉飾財(cái)務(wù)報(bào)表的動(dòng)機(jī)，導(dǎo)致分析師獲取的公開信息質(zhì)量降低，私有信息的重要性進(jìn)一步凸顯，最終使得分析師通過發(fā)布樂觀預(yù)測(cè)迎合管理層以獲取管理層掌握的私有信息的可能性顯著提升。因此，本文預(yù)期，非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)通過影響企業(yè)應(yīng)計(jì)盈余管理進(jìn)而對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度產(chǎn)生作用。為驗(yàn)證上述推斷，本文構(gòu)建模型(1)和如下模型(3)、模型(4)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。其中，DA為采用修正的Jones模型(Dechow et al.，1995)計(jì)算得到的指標(biāo)，控制變量的含義與模型(1)相同。

DA=β+βShadow_sales1/Shadow_sales2+βSize+βTobinQ+βRoe+

βLev+βCri+βSoe+βCoverage+βUpdate+Year+Industry+ε

(3)

Fepspost=β+βDA+βShadow_sales1/Shadow_sales2+βSize+βTobinQ+βRoe+

βLev+βCri+βSoe+βCoverage+βUpdate+Year+Industry+ε

(4)

表13報(bào)告了應(yīng)計(jì)盈余管理中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)和列(3)可見，解釋變量(Shadow_sales1、Shadow_sales2)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)增加了企業(yè)的應(yīng)計(jì)盈余管理。列(2)和列(4)的結(jié)果顯示，解釋變量(Shadow_sales1、Shadow_sales2)和中介變量(DA)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明應(yīng)計(jì)盈余管理在非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的影響中發(fā)揮部分中介作用。通過計(jì)算可得，中介效應(yīng)比例分別為2.56%和3.49%。

表13 應(yīng)計(jì)盈余管理的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(二)公司業(yè)績(jī)波動(dòng)性的中介效應(yīng)分析

由于影子銀行業(yè)務(wù)的風(fēng)險(xiǎn)性較高，一旦非金融企業(yè)從事金融資產(chǎn)投資的現(xiàn)金流無法及時(shí)收回，必然會(huì)影響企業(yè)的正常經(jīng)營活動(dòng)(李建軍 等，2019)，從而導(dǎo)致公司業(yè)績(jī)波動(dòng)性增加，提高分析師的客觀信息偏差和預(yù)測(cè)難度。進(jìn)一步，分析師為獲取管理層掌握的私有信息而迎合管理層發(fā)表樂觀盈余預(yù)測(cè)的動(dòng)機(jī)明顯增強(qiáng)。因此，本文預(yù)期，非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)通過影響公司業(yè)績(jī)波動(dòng)性進(jìn)而對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度產(chǎn)生作用。為驗(yàn)證上述理論邏輯，本文構(gòu)建模型(1)和如下模型(5)、模型(6)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。其中，以企業(yè)凈資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差(Vroe)作為公司業(yè)績(jī)波動(dòng)性的衡量指標(biāo)，控制變量的含義與模型(1)相同。

Vroe=β+βShadow_sales1/Shadow_sales2+βSize+βTobinQ+βRoe+

βLev+βCri+βSoe+βCoverage+βUpdate+Year+Industry+ε

(5)

Fepspost=β+βVroe+βShadow_sales1/Shadow_sales2+βSize+βTobinQ+βRoe+

βLev+βCri+βSoe+βCoverage+βUpdate+Year+Industry+ε

(6)

表14為公司業(yè)績(jī)波動(dòng)性中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)和列(3)可見，解釋變量(Shadow_sales1、Shadow_sales2)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明非金融企業(yè)從事影子銀行業(yè)務(wù)增加了業(yè)績(jī)波動(dòng)性。列(2)和列(4)的結(jié)果顯示，解釋變量(Shadow_sales1、Shadow_sales2)和中介變量(Vroe)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明業(yè)績(jī)波動(dòng)性在非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的影響中發(fā)揮部分中介作用。通過計(jì)算可得，中介效應(yīng)比例分別為14.80%和15.11%。

表14 公司業(yè)績(jī)波動(dòng)性的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

七、結(jié)論與啟示

本文以Compustat Global企業(yè)數(shù)據(jù)庫提供的2008—2017年我國非金融上市公司為樣本，研究了影子銀行業(yè)務(wù)對(duì)分析師預(yù)測(cè)樂觀度的影響。主要研究結(jié)論包括：非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模越大，分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度越高；在機(jī)構(gòu)持股比例低、內(nèi)部控制質(zhì)量低、兩權(quán)分離度高和股價(jià)同步低的企業(yè)中，非金融企業(yè)影子銀行業(yè)務(wù)對(duì)分析師盈余預(yù)測(cè)樂觀度的正向影響更顯著；作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，非金融企業(yè)的影子銀行業(yè)務(wù)會(huì)增加企業(yè)的應(yīng)計(jì)盈余管理、提高公司業(yè)績(jī)的波動(dòng)性，進(jìn)而強(qiáng)化分析師發(fā)布樂觀盈余預(yù)測(cè)的動(dòng)機(jī)。

本文研究具有如下政策啟示：第一，監(jiān)管部門應(yīng)進(jìn)一步建立健全信息披露的相關(guān)制度，提高資本市場(chǎng)信息質(zhì)量，同時(shí)加強(qiáng)對(duì)分析師行業(yè)的規(guī)范和監(jiān)督，完善新形勢(shì)下關(guān)于分析師的法律法規(guī)，維護(hù)資本市場(chǎng)健康有序發(fā)展；第二，投資者應(yīng)理性對(duì)待分析師等信息中介發(fā)布的預(yù)測(cè)報(bào)告，樹立理性投資理念，增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)防范意識(shí)，提升自我保護(hù)能力；第三，企業(yè)應(yīng)努力完善業(yè)務(wù)隔離制度，不斷加強(qiáng)內(nèi)部控制建設(shè)，有效遏制分析師與管理層的一致行為。