丁 鑫 陸 陽 楊忠海

一、引言

監(jiān)管處罰不僅會對受罰者產(chǎn)生影響，也會對受罰者之外的與受罰者相關(guān)聯(lián)的組織或個人產(chǎn)生影響，即懲罰存在溢出效應(yīng)(Trevino,1992[1]; Beatty等,2013[2])。本文關(guān)注的是監(jiān)管處罰的溢出效應(yīng)。對于監(jiān)管處罰溢出效應(yīng)的作用主體，已有研究大多是關(guān)注與違規(guī)處罰公司關(guān)聯(lián)的上市公司 (Brown和Zhou，2015[3]；Brown等，2018[4])。本文拓展了監(jiān)管處罰溢出效應(yīng)的作用主體，將研究視角聚焦于監(jiān)管處罰對連鎖董事公司分析師預(yù)測行為的影響。

公司受到違規(guī)被處罰后，因投資者的歸因偏差與歸因搜索(Ross，1977[5]；Weiner，1985[6])，導(dǎo)致連鎖董事公司股價(jià)與聲譽(yù)受到負(fù)面影響(Kang，2008[7])。連鎖董事公司股價(jià)的下跌會影響其經(jīng)營與融資成本，從而使連鎖董事公司盈余的不確定性增加。同時(shí)，基于董事網(wǎng)絡(luò)間“趨同效應(yīng)”(Brown和Higgins，2005[8]；陳運(yùn)森和鄭登津，2017[9])，處罰公司的連鎖董事公司也很可能存在信息披露違規(guī)行為，連鎖董事公司的信息不確信性程度進(jìn)一步加劇。信息不確定性影響分析師預(yù)測偏差(Zhang，2006[10])。信息不確定程度越大，分析師對信息的反應(yīng)越不完全，分析師預(yù)測誤差越大(Gu和Wu，2003[11]；Zhang，2006[10])。因此，信息披露違規(guī)處罰發(fā)生后，由于連鎖董事公司的信息不確信性程度加劇，分析師對連鎖董事公司盈余預(yù)測準(zhǔn)確性可能受到影響，本文予以實(shí)證檢驗(yàn)。

進(jìn)一步地，根據(jù)分析師的聲譽(yù)有效性假說，明星分析師具有優(yōu)越的人力資本，能夠提供更多公司層面的特質(zhì)信息，盈余預(yù)測的準(zhǔn)確性更高(Xu等，2013[12]；張然等，2017[13])。然而，根據(jù)迎合理論和利益結(jié)盟假說，經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，聲譽(yù)越高的分析師，越傾向于采取“跟風(fēng)”策略(蔡慶豐等，2011[14]；董大勇等，2012[15])，盈余預(yù)測的準(zhǔn)確性越低。在中國資本市場中，分析師的聲譽(yù)效應(yīng)并沒有戰(zhàn)勝利益結(jié)盟動機(jī)，分析師與上市公司利益結(jié)盟，盈余預(yù)測的樂觀度提升，準(zhǔn)確性進(jìn)一步下降(唐松蓮和陳偉 ，2017[16])。因此，本文試圖探索信息披露違規(guī)處罰后，明星分析師是否能夠發(fā)揮積極的聲譽(yù)效應(yīng)，實(shí)證考察明星分析師對信息披露違規(guī)處罰與連鎖董事公司分析師盈余預(yù)測準(zhǔn)確性關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

因此，本文基于2010—2017年證券分析師對滬深非金融A股上市公司盈余預(yù)測樣本，首先，檢驗(yàn)信息披露違規(guī)處罰對連鎖董事公司分析師盈余預(yù)測產(chǎn)生的溢出效應(yīng)；其次，考察明星分析師對上述溢出效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用；再次，進(jìn)一步分析信息披露違規(guī)處罰引發(fā)資本市場對連鎖董事公司的負(fù)面反應(yīng)；最后，實(shí)證考察信息披露違規(guī)處罰對連鎖董事公司分析師盈余預(yù)測正向偏差和負(fù)向偏差的不同影響。本文得到以下結(jié)論：第一，信息披露違規(guī)處罰發(fā)生后，分析師對其連鎖董事公司盈余預(yù)測準(zhǔn)確性顯著降低。第二，信息披露違規(guī)處罰發(fā)生后，明星分析師連鎖董事公司盈余預(yù)測準(zhǔn)確性發(fā)揮顯著的負(fù)面調(diào)節(jié)效應(yīng)。第三，信息披露違規(guī)處罰在短期內(nèi)引發(fā)連鎖董事公司超額累計(jì)收益顯著下降。第四，信息披露違規(guī)處罰顯著增大分析師對連鎖董事公司盈余預(yù)測的正向偏差，對分析師盈余預(yù)測負(fù)向偏差無顯著影響，并且相比于非明星分析師，明星分析師對連鎖董事公司盈余預(yù)測的正向偏差更大。

本文的研究貢獻(xiàn)在于以下幾個方面：

第一，本文拓展監(jiān)管處罰溢出效應(yīng)研究的作用主體，豐富監(jiān)管處罰溢出效應(yīng)的研究內(nèi)容。對于監(jiān)管處罰溢出效應(yīng)的作用主體，已有研究大多是關(guān)注與違規(guī)處罰公司關(guān)聯(lián)的上市公司(即連鎖董事公司)(Kang，2008[7]；Brown和Zhou，2015[3]；Brown等，2018[4])。不同的是，本文基于董事網(wǎng)絡(luò)的路徑，重點(diǎn)關(guān)注的是連鎖董事公司的分析師盈余預(yù)測，拓展監(jiān)管處罰溢出效應(yīng)所涉及的研究主體，揭示監(jiān)管處罰通過董事網(wǎng)絡(luò)對分析師盈余預(yù)測產(chǎn)生溢出效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。該結(jié)果揭示資本市場中潛在的金融風(fēng)險(xiǎn)，為防范金融風(fēng)險(xiǎn)，加強(qiáng)監(jiān)管科技建設(shè)，提供新的研究視角。

第二，從信息披露違規(guī)處罰這一外生沖擊事件的視角，豐富分析師盈余預(yù)測相關(guān)領(lǐng)域的文獻(xiàn)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)從公司特征、信息披露質(zhì)量、公司治理水平、制度特征以及非理性因素等方面研究其對分析師預(yù)測偏差的影響。本文提供信息披露違規(guī)處罰公告事件影響分析師對連鎖公司盈余預(yù)測偏差的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

第三，在Gu等(2013)[17]以及唐松蓮和陳偉(2017)[16]研究的基礎(chǔ)上，本文研究發(fā)現(xiàn)公司發(fā)生信息披露違規(guī)處罰后，與非明星分析師相比，明星分析師對連鎖董事公司發(fā)布更為樂觀的盈余預(yù)測，預(yù)測準(zhǔn)確性更低，說明明星分析師與連鎖董事公司或證券公司之間存在利益交換的可能性，進(jìn)一步驗(yàn)證了利益結(jié)盟假說，該結(jié)果為中國資本市場中亟需建立分析師聲譽(yù)激勵的完備機(jī)制提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)參考。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

(一)信息披露違規(guī)處罰與分析師預(yù)測準(zhǔn)確性

Beatty等(2013)[2]認(rèn)為監(jiān)管處罰決定不僅給被處罰對象帶來顯著的負(fù)面影響，而且波及被處罰對象以外的個人或組織，即懲罰存在溢出效應(yīng)。監(jiān)管處罰可能通過各種社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系對與違規(guī)公司相關(guān)聯(lián)的其他主體產(chǎn)生溢出效應(yīng)。

監(jiān)管處罰在董事網(wǎng)絡(luò)關(guān)系中存在溢出效應(yīng)。根據(jù)歸因理論(Ross，1977[5])，未預(yù)期的負(fù)面結(jié)果(如財(cái)務(wù)舞弊)很可能引發(fā)投資者的“歸因搜索”(Weiner，1985[6])。公司發(fā)生財(cái)務(wù)舞弊處罰后，投資者不僅將注意力轉(zhuǎn)向被控公司的管理層，同時(shí)對董事履行其監(jiān)管職能的有效性提出了質(zhì)疑(Hillman和Dalziel，2003[18])，該公司外部董事的名譽(yù)將受損害，更有可能以在董事職業(yè)市場上受到懲罰的形式承擔(dān)個人責(zé)任(Brochet和Srinivasan，2014[19])。Fich和Shivdasani(2007)[20]研究發(fā)現(xiàn)公司受到監(jiān)管處罰時(shí)，其連鎖董事公司會有顯著為負(fù)的超額收益。Kang(2008)[7]運(yùn)用事件研究法，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)公司因財(cái)務(wù)舞弊被監(jiān)管處罰后，投資者由于懷疑欺詐性的財(cái)務(wù)活動也會發(fā)生在連鎖公司，導(dǎo)致連鎖董事公司市值下降。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，當(dāng)連鎖董事在公司擔(dān)任審計(jì)委員會主席或者公司治理委員會主席，連鎖董事公司市值影響很可能更大。周澤將和劉中燕(2015)[21]研究發(fā)現(xiàn)投資者對受罰獨(dú)立董事兼任公司呈現(xiàn)出短暫的、微弱的負(fù)面市場反應(yīng)?？梢姡O(jiān)管處罰的效應(yīng)可以通過董事網(wǎng)絡(luò)從被處罰的公司蔓延到連鎖公司，在短期內(nèi)引發(fā)連鎖董事公司市值下降，不僅聲譽(yù)受損，而且會影響連鎖董事公司的融資成本從而使盈余的不確定性增加。信息的不確定性影響分析師預(yù)測偏差(Zhang，2006[10])。信息不確定程度越大，分析師對信息的反應(yīng)越不完全，分析師預(yù)測偏差越大(Gu和Wu，2003[11]；Zhang，2006[10])。眾多研究驗(yàn)證證券分析師對信息反應(yīng)不足假說?！胺磻?yīng)不足”通常歸因?yàn)樵诓淮_定性環(huán)境下分析師的判斷與偏見，如在信息的識別與傳遞過程中分析師保守主義或者過度自信(Zhang，2006[10])。因此，信息披露違規(guī)處罰后，連鎖董事公司信息不確定性程度的增加，可能會降低分析師對連鎖董事公司盈余預(yù)測的準(zhǔn)確性。

同時(shí)，Jennings等(2011)[22]發(fā)現(xiàn)在同行公司因操縱收益而被SEC調(diào)查后，公司減少了可自由支配的應(yīng)計(jì)利潤。SEC對公司的行業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者、緊密競爭對手和眾多業(yè)內(nèi)同行的風(fēng)險(xiǎn)因素定性披露的審查，而沒有收到SEC披露質(zhì)量意見書的公司會在很大程度上修正隨后年度公司的披露質(zhì)量 (Brown等，2018[4])。因此，監(jiān)管處罰在同行業(yè)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中產(chǎn)生溢出效應(yīng)，提高同行業(yè)公司的信息披露質(zhì)量?；诙戮W(wǎng)絡(luò)關(guān)系，Zhong等(2017)[23]研究發(fā)現(xiàn)監(jiān)管處罰后，連鎖董事發(fā)揮積極治理效應(yīng)，連鎖公司的財(cái)務(wù)報(bào)告透明度也得到顯著提高。信息披露水平是影響分析師預(yù)測準(zhǔn)確性的關(guān)鍵因素。因此，信息披露違規(guī)處罰后，連鎖董事公司財(cái)務(wù)報(bào)告透明度的提高，意味著分析師可以獲得更高質(zhì)量的公司特質(zhì)信息，有助于提高盈余預(yù)測的準(zhǔn)確性。

根據(jù)以上理論分析，本文提出競爭性假設(shè)：

H1a：公司發(fā)生信息披露違規(guī)處罰，分析師對其連鎖董事公司盈余預(yù)測準(zhǔn)確性降低。

H1b：公司發(fā)生信息披露違規(guī)處罰，分析師對其連鎖董事公司盈余預(yù)測準(zhǔn)確性提高。

(二)信息披露違規(guī)處罰與分析師盈余預(yù)測準(zhǔn)確性：分析師聲譽(yù)效應(yīng)

自2003年開始，《新財(cái)富》雜志主辦的“明星分析師”評選成為中國分析師行業(yè)中最具影響力的市場評價(jià)活動。獲獎的分析師在中國通常稱為“明星分析師”。“明星”榮譽(yù)稱號對于分析師是一項(xiàng)無形資產(chǎn)，代表資本市場對分析師能力的認(rèn)可，能夠顯著提高分析師的社會地位與經(jīng)濟(jì)利益。然而，胡奕明和金洪飛(2006)[24]認(rèn)為，由于中國的資本市場中并沒有完備的聲譽(yù)機(jī)制，分析師在積累自身聲譽(yù)時(shí)對投資者利益保護(hù)等道德約束重視不夠。一方面，基于迎合理論，聲譽(yù)越高的分析師，其試錯成本越高，“羊群行為”動機(jī)越強(qiáng)烈，越傾向于采取“跟風(fēng)”策略(蔡慶豐等，2011[14]；董大勇等，2012[15])，盈余預(yù)測偏差越大。經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)公司受到信息披露違規(guī)處罰，連鎖董事公司市值在短期內(nèi)受到負(fù)面影響(Kang，2008[7])，資本市場對連鎖董事公司悲觀預(yù)期。因此，基于迎合動機(jī)，明星分析師可能迎合投資者對連鎖董事公司負(fù)面預(yù)期的動機(jī)更強(qiáng)烈，發(fā)布更為悲觀的盈余預(yù)測報(bào)告，導(dǎo)致盈余預(yù)測偏差進(jìn)一步升高，準(zhǔn)確性進(jìn)一步降低。

同時(shí)，根據(jù)利益結(jié)盟假說，唐松蓮和陳偉(2017)[16]研究發(fā)現(xiàn)，在中國資本市場中分析師的聲譽(yù)效應(yīng)并沒有戰(zhàn)勝利益結(jié)盟動機(jī)，分析師與上市公司利益結(jié)盟，盈余預(yù)測的樂觀度提升，準(zhǔn)確性進(jìn)一步下降。分析師的傭金壓力越大，其推薦股票的態(tài)度就越樂觀，預(yù)測的偏差增加，準(zhǔn)確性越低(Gu等，2013[17]；官峰等，2015[25])。違規(guī)處罰引發(fā)連鎖董事公司出現(xiàn)負(fù)面市場反應(yīng)(Kang，2008[7])，因此，證券公司以及連鎖董事公司的管理層存在向上調(diào)整市場預(yù)期的動機(jī)?；诶娼Y(jié)盟假說，證券公司可能會借助交易傭金對分析師施加壓力。與非明星分析師相比，明星分析師的薪酬更高，因而面對傭金壓力更大，將導(dǎo)致明星分析師發(fā)布更為樂觀的盈余預(yù)測報(bào)告，盈余預(yù)測偏差進(jìn)一步增大。因此，無論是基于迎合動機(jī)還是利益結(jié)盟動機(jī)，信息披露違規(guī)處罰后，與非明星分析師相比，明星分析師盈余預(yù)測偏差進(jìn)一步增大，準(zhǔn)確性更低。

因此，根據(jù)迎合理論和利益結(jié)盟假說分析，我們提出假設(shè)2：

H2：公司受到信息披露違規(guī)處罰，與非明星分析師相比，明星分析師對其連鎖董事公司盈余預(yù)測準(zhǔn)確性更低。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2010—2017年滬深兩市的A股上市公司為研究樣本。首先，剔除了ST類公司、金融公司、資不抵債的公司以及當(dāng)年IPO公司。其次，由于本文考察公司違規(guī)受處罰對其連鎖董事公司的溢出效應(yīng)，因此刪除所有在樣本期間內(nèi)連鎖董事公司受處罰的觀測值以及違規(guī)的公告時(shí)間與違規(guī)時(shí)間不在同一年度內(nèi)的觀測值。再次，數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，受到信息披露違規(guī)處罰的公司樣本占約28%，與沒有受到違規(guī)處罰的公司樣本量差距較大。為了避免樣本選擇偏差影響回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文采用同年度、同規(guī)模、同杠桿率、同盈利能力、同股權(quán)集中度、同獨(dú)董比例、同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、同機(jī)構(gòu)投資者比例、同市賬比例、分析師所屬券商公司規(guī)模相同、分析師工作經(jīng)驗(yàn)相同以及分析師學(xué)歷相同為標(biāo)準(zhǔn)，按照1∶1匹配的傾向評分匹配法(PSM)對樣本進(jìn)行篩選，最后得到1 542個公司，3 635個觀測值。最后，行業(yè)分類依據(jù)中國2012年證監(jiān)會頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》。本文的數(shù)據(jù)主要來源是國泰安金融研究數(shù)據(jù)庫(CSMAR)和Wind資訊金融數(shù)據(jù)庫。

圖1列示處理組和控制組匹配前密度圖。圖2列示了處理組和控制組分別按照1∶1匹配后的密度圖。如圖1所示，在匹配前，處理組的p-score先低于控制組，后又高于控制組。在匹配后，如圖2所示，兩組的p-score基本一致，說明處理組和控制組在傾向得分匹配后達(dá)到了共同支撐標(biāo)準(zhǔn)。

圖1 傾向評分匹配前的密度函數(shù)圖

圖2 1∶1傾向評分匹配后的密度函數(shù)圖

(二)變量定義

1.被解釋變量。

分析師盈余預(yù)測準(zhǔn)確性(Ananerror)。本研究檢驗(yàn)了違規(guī)公司的信息披露違規(guī)處罰對其連鎖董事公司的分析師預(yù)測準(zhǔn)確性產(chǎn)生的影響，因此分析師盈余預(yù)測準(zhǔn)確性(Ananerror)是本研究的被解釋變量。考慮到每個分析師在一年內(nèi)會發(fā)布多次盈余預(yù)測分析報(bào)告以及連鎖董事公司違規(guī)處罰公告時(shí)間點(diǎn)的差異性，在借鑒Lang 和Lundholm(1996)[26]、白曉宇(2009)[27]對分析師預(yù)測準(zhǔn)確性界定的基礎(chǔ)上，本文選擇一年內(nèi)每個分析師對其分析公司最后一次的分析報(bào)告數(shù)據(jù)，計(jì)算分析師預(yù)測年凈利潤和公司實(shí)際的年凈利潤差值的絕對值，并且用公司實(shí)際凈利潤的絕對值進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化來表示分析師預(yù)測偏差，計(jì)算公式如下：

(1)

其中，F(xiàn)netpro表示分析師預(yù)測本公司的年凈利潤。Netpro表示公司實(shí)際的年凈利潤，然后據(jù)此計(jì)算出每個公司所有分析師預(yù)測偏差的均值。Ananerror的值越大，分析師盈余預(yù)測的準(zhǔn)確性越低。

2.解釋變量。

(1)信息披露違規(guī)處罰(Shock)。

信息披露違規(guī)處罰是本文的解釋變量之一。

第一步，本文以違規(guī)處罰公告年作為目標(biāo)公司受到監(jiān)管處罰沖擊的年份。只要公司在當(dāng)年受到至少一次行政性處罰，本文均且僅保留一條年度-公司處罰樣本，認(rèn)為該公司在當(dāng)年受到了違規(guī)處罰。

第二步，篩選出連鎖董事公司。如果一家公司的董事會至少有一名董事同時(shí)擔(dān)任另一家公司的董事，則該公司在同一年被視為連鎖董事公司。

第三步，將連鎖董事公司與違規(guī)公司進(jìn)行配對，與受處罰的數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，我們得到連鎖董事公司違規(guī)處罰數(shù)據(jù)庫。由于本文關(guān)注的是監(jiān)管處罰的溢出效應(yīng)，所以本文首先篩選受到證監(jiān)會違規(guī)處罰的公司，然后匹配與之有共同連鎖董事且本公司未受到處罰的公司，獲得違規(guī)公司的連鎖董事公司，作為我們研究的目標(biāo)公司。

第四步，按處罰類型進(jìn)行分類，獲得連鎖董事公司信息披露違規(guī)處罰數(shù)據(jù)庫。根據(jù)中國證監(jiān)會違規(guī)處罰公告的原因，參照滕飛等(2016)[28]的研究，將虛構(gòu)利潤、虛列資產(chǎn)、虛假記載、推遲披露、重大遺漏、批露不實(shí)和一般會計(jì)處理不當(dāng)?shù)冗`規(guī)類型界定為信息披露違規(guī)處罰，其他經(jīng)營違規(guī)處罰。

第五步，信息披露違規(guī)處罰變量，Shock。若目標(biāo)公司至少有一個連鎖董事公司在當(dāng)年內(nèi)受到了信息披露違規(guī)處罰，那么對于目標(biāo)公司(即研究中與違規(guī)處罰公司關(guān)聯(lián)的連鎖董事公司)而言，Shock賦值為1；若目標(biāo)公司沒有連鎖董事公司在當(dāng)年內(nèi)受到監(jiān)管處罰，那么對于目標(biāo)公司(即研究中與違規(guī)處罰公司關(guān)聯(lián)的連鎖董事公司)而言，Shock賦值為0。

(2)信息披露違規(guī)處罰與明星分析師的交互項(xiàng)(StarShock)。

為進(jìn)一步驗(yàn)證中國證券市場中分析師聲譽(yù)對上述溢出效應(yīng)的影響，構(gòu)建信息披露違規(guī)處罰與明星分析師的交互項(xiàng)，Starshock。其中，明星分析師設(shè)為虛擬變量，用Star表示。參照黃俊等 (2018)[29]按照新財(cái)富分析師排名，位列前五時(shí)，將Star賦值為1，表示明星分析師，否則，將Star賦值為0，表示非明星分析師。

3.控制變量。

在控制變量的界定上，本文參考了王攀娜和羅宏(2017)[30]、羅棪心等(2018)[31]、王永妍等(2019)[32]的研究，選擇公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、股票波動率(Volat)、獨(dú)立董事比例(Indirector)、第一大股東持股比例(TOP)、營業(yè)收入增長率(Growth)、市賬比(MB)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例(Inshare)、分析師所屬公司的規(guī)模(Reportnum)、分析師工作經(jīng)驗(yàn)(Exp)、分析師學(xué)歷(Edu)、行業(yè)(Indcd)和年份(Year)因素作為控制變量。控制變量的定義與計(jì)算方法見表1。

表1 控制變量的定義和計(jì)算方法

(三)研究模型

為研究信息披露違規(guī)處罰對連鎖董事公司分析師盈余預(yù)測準(zhǔn)確性的影響，驗(yàn)證研究假設(shè)H1，構(gòu)建模型(2)：

Ananerrori,t=α+β1Shocki,t+β2ControlVariablesi,t

+β3Indcd+β4Year+ε

(2)

其中，Ananerror為被解釋變量，表示連鎖董事公司的分析師預(yù)測準(zhǔn)確性。Shock為解釋變量，表示信息披露違規(guī)處罰。若Shock的系數(shù)顯著為正，說明公司發(fā)生信息披露違規(guī)處罰，分析師對其連鎖董事公司盈余預(yù)測的準(zhǔn)確性越低，研究假設(shè)H1a得到驗(yàn)證；相反，Shock的系數(shù)顯著為負(fù)，研究假設(shè)H1b得到驗(yàn)證。

四、實(shí)證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了在1∶1傾向評分匹配樣本下變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。分析師預(yù)測準(zhǔn)確性(Ananerror) 的均值為0.860，標(biāo)準(zhǔn)差為2.288，說明中國分析師盈余預(yù)測的準(zhǔn)確性可能存在較大的差異。信息披露違規(guī)處罰(Shock)的均值為0.686，說明對于目標(biāo)公司而言，有68.6%的連鎖董事公司受到信息披露違規(guī)處罰。其他控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果詳見表2。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

(二)多元回歸分析

表3報(bào)告了違規(guī)處罰、連鎖董事公司分析師預(yù)測與分析師聲譽(yù)的實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果。列(1)報(bào)告了信息披露違規(guī)處罰與連鎖董事公司分析師預(yù)測準(zhǔn)確性的回歸結(jié)果。信息披露違規(guī)處罰(Shock)與連鎖董事公司分析師預(yù)測準(zhǔn)確性(Ananerror) 的系數(shù)為0.217，在1%的水平上顯著，說明信息披露違規(guī)處罰顯著降低了分析師對連鎖董事公司盈余預(yù)測的準(zhǔn)確性，支持研究假設(shè)H1a。

表3列(2)報(bào)告了明星分析師調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。列(3)和列(4)分別報(bào)告了明星分析師樣本組和非明星分析師樣本組中，信息披露違規(guī)處罰(Shock)與連鎖董事公司分析師預(yù)測準(zhǔn)確性(Ananerror)的回歸結(jié)果。列(2)全樣本中，信息披露違規(guī)處罰(Shock)與明星分析師(Star)交互項(xiàng)(Starshock)的系數(shù)為1.219，顯著為正，說明信息披露違規(guī)處罰后，與非明星分析師相比，明星分析師對連鎖董事公司預(yù)測準(zhǔn)確性更低，支持研究假設(shè)H2。進(jìn)一步按Star進(jìn)行分組，列(3)明星分析師組中，Shock對Ananerror回歸系數(shù)為0.999，高于列(4)非明星分析師組中Shock的系數(shù)0.109，并且列(3)和列(4)組間系數(shù)差異卡方值為5.28，顯著為正，說明信息披露違規(guī)處罰后，明星分析師和非明星分析師對連鎖董事公司的預(yù)測準(zhǔn)確性存在顯著差別，與非明星分析師相比，明星分析師對連鎖董事公司預(yù)測的準(zhǔn)確性更低，進(jìn)一步驗(yàn)證了研究假設(shè)H2。

表3的檢驗(yàn)結(jié)果說明信息披露違規(guī)處罰公告發(fā)生后，分析師對連鎖董事公司預(yù)測的準(zhǔn)確性降低，并且明星分析師發(fā)揮顯著的負(fù)面調(diào)節(jié)效應(yīng)。

表3 違規(guī)處罰、連鎖董事公司分析師預(yù)測與分析師聲譽(yù)的檢驗(yàn)結(jié)果

五、進(jìn)一步分析與檢驗(yàn)

(一)信息披露違規(guī)處罰后連鎖董事公司的市場反應(yīng)

經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)監(jiān)管處罰在短期內(nèi)引發(fā)連鎖董事公司市值下降，聲譽(yù)受損(Kang，2008[7])，但是，在中國資本市場中，信息披露違規(guī)處罰在短期內(nèi)是否也對連鎖董事公司產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，本文在此進(jìn)行檢驗(yàn)，從而進(jìn)一步驗(yàn)證本文研究假設(shè)H1a的推理與論證的嚴(yán)謹(jǐn)性。

參考Kang(2008)[7]的做法，采用普林斯頓大學(xué)方法檢驗(yàn)累計(jì)超額收益率(CAAR)的顯著性，事件窗口期定為信息披露違規(guī)處罰事件日的前后5天。違規(guī)處罰公告發(fā)生，連鎖董事公司的累計(jì)超額收益在時(shí)間窗口期內(nèi)的變化如表4所示。表4的最后一行列示了事件窗口期內(nèi)，連鎖董事公司累計(jì)超額收益(CAAR)的下滑幅度，該數(shù)值為-0.006 9，且在1%水平上顯著，這說明信息披露違規(guī)處罰公告發(fā)生后，連鎖董事公司超額累計(jì)收益顯著下降，股價(jià)顯著下跌，說明信息披露違規(guī)處罰引發(fā)資本市場對連鎖董事公司的負(fù)面反應(yīng)。

表4 連鎖董事公司累計(jì)超額收益率時(shí)序表[-5,5]

(二)信息披露違規(guī)處罰與連鎖董事公司分析師預(yù)測的正向偏差和負(fù)向偏差

在主檢驗(yàn)中，根據(jù)公式(1)本文用分析師預(yù)測年凈利潤和公司實(shí)際的年凈利潤差值的絕對值指標(biāo)(Ananerror)，度量分析師盈余預(yù)測的準(zhǔn)確性。為進(jìn)一步分析信息披露違規(guī)處罰對連鎖董事公司分析師預(yù)測正向偏差和負(fù)向偏差的不同效應(yīng)，并對研究假設(shè)H2的理論推理進(jìn)一步檢驗(yàn)，我們在公式(1)基礎(chǔ)上去掉絕對值，創(chuàng)建分析師預(yù)測偏差變量Ferror,如公式(3)所示：

(3)

Ferror的值越大，表明分析師預(yù)測偏差越大。當(dāng)Ferror大于0時(shí)，表示分析師預(yù)測存在正向偏差，用變量Ferror+表示；當(dāng)Ferror小于0時(shí)，表示分析師預(yù)測存在負(fù)向偏差，用變量Ferror-表示。將主檢模型中的因變量(Ananerror)分別替換成Ferror、Ferror+和Ferror-，進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，得到結(jié)果見表5。

表5 信息披露違規(guī)處罰與連鎖董事公司分析師預(yù)測偏差的檢驗(yàn)結(jié)果

表5報(bào)告了信息披露違規(guī)處罰與連鎖董事公司分析師預(yù)測偏差實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果。如表5所示，列(1)信息披露違規(guī)處罰(Shock)與連鎖董事公司分析師預(yù)測偏差(Ferror)的系數(shù)為0.251，在1%的水平上顯著，說明信息披露違規(guī)處罰顯著增大了分析師對連鎖董事公司盈余預(yù)測的偏差，降低了分析師預(yù)測準(zhǔn)確性，再次驗(yàn)證了研究假設(shè)H1a。列(2)報(bào)告了明星分析師對信息披露違規(guī)處罰與連鎖董事公司分析師預(yù)測偏差的調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。列(2)信息披露違規(guī)處罰 (Shock)與明星分析師(Star)交互項(xiàng)(Starshock)的系數(shù)為1.323，在1%的水平上顯著為正，說明信息披露違規(guī)處罰后，與非明星分析師相比，明星分析師對連鎖董事公司預(yù)測偏差更大，預(yù)測準(zhǔn)確性更低，再次驗(yàn)證研究假設(shè)H2。

表5的列(3)報(bào)告了信息披露違規(guī)處罰與連鎖董事公司分析師預(yù)測正向偏差的回歸結(jié)果。信息披露違規(guī)處罰(Shock)與連鎖董事公司分析師預(yù)測正向偏差(Ferror+)的系數(shù)為0.305，在1%的水平上顯著，說明信息披露違規(guī)處罰顯著增大了分析師對連鎖董事公司盈余預(yù)測的正向偏差。列(4)報(bào)告了明星分析師對信息披露違規(guī)處罰與連鎖董事公司分析師預(yù)測正向偏差的調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。列(4)信息披露違規(guī)處罰(Shock)與明星分析師(Star)交互項(xiàng)(Starshock)的系數(shù)為1.550，在1%的水平上顯著為正，說明信息披露違規(guī)處罰后，與非明星分析師相比，明星分析師加劇了連鎖董事公司預(yù)測正向偏差。

表5的列(5)報(bào)告了信息披露違規(guī)處罰與連鎖董事公司分析師預(yù)測負(fù)向偏差的回歸結(jié)果。信息披露違規(guī)處罰(Shock)與連鎖董事公司分析師預(yù)測負(fù)向偏差(Ferror-)的系數(shù)為-0.017，統(tǒng)計(jì)上并不顯著，說明信息披露違規(guī)處罰對連鎖董事公司分析師盈余預(yù)測負(fù)向偏差無顯著影響。列 (6)報(bào)告了明星分析師對信息披露違規(guī)處罰與連鎖董事公司分析師預(yù)測負(fù)向偏差調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。信息披露違規(guī)處罰(Shock)與明星分析師(Star)交互項(xiàng)(Starshock)的系數(shù)也不顯著，說明信息披露違規(guī)處罰后，明星分析師對連鎖董事公司盈余預(yù)測的負(fù)向偏差無顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)。

進(jìn)一步地，使用Ferror、Ferror+和Ferror-按明星分析師和非明星分析師對模型(2)進(jìn)行分組檢驗(yàn)，考察組間差異的顯著性，回歸結(jié)果見表6。

表6 明星分析師與非明星分析師的盈余預(yù)測偏差分組差異檢驗(yàn)結(jié)果

如表6所示，列(1)明星分析師組中，信息披露違規(guī)處罰(Shock)與連鎖董事公司分析師預(yù)測偏差(Ferror)的系數(shù)為1.193，在1%的水平上顯著；列(2)非明星分析師組中，信息披露違規(guī)處罰(Shock)與連鎖董事公司分析師預(yù)測偏差(Ferror)的系數(shù)為0.131，在10%的水平上顯著。列(1)與列(2)兩組組間系數(shù)差異卡方值為7.50，且在1%的水平上顯著。該結(jié)果表明信息披露違規(guī)處罰后，與非明星分析師相比，明星分析師對連鎖董事公司預(yù)測偏差更大，預(yù)測準(zhǔn)確性更低，進(jìn)一步支持研究假設(shè)H2。

表6的列(3)明星分析師組中，信息披露違規(guī)處罰(Shock)與連鎖董事公司分析師預(yù)測正向偏差(Ferror+)的系數(shù)為1.196，在5%的水平上顯著；列(4)非明星分析師組中，信息披露違規(guī)處罰(Shock)與連鎖董事公司分析師預(yù)測正向偏差(Ferror+)的系數(shù)為0.170，在10%的水平上顯著。列(3)與列(4)兩組組間系數(shù)差異卡方值為4.29，且在5%的水平上顯著。該結(jié)果表明信息披露違規(guī)處罰后，與非明星分析師相比，明星分析師對連鎖董事公司預(yù)測正向偏差更大，進(jìn)而導(dǎo)致預(yù)測準(zhǔn)確性更低。

表6的列(5)和列(6)中信息披露違規(guī)處罰(Shock)與連鎖董事公司分析師預(yù)測負(fù)向偏差(Ferror-)均不顯著。該結(jié)果表明信息披露違規(guī)處罰后，明星分析師和非明星分析師并沒有對連鎖董事公司預(yù)測負(fù)向偏差產(chǎn)生顯著影響。

綜上可知，信息披露違規(guī)處罰顯著增大分析師對連鎖董事公司盈余預(yù)測的正向偏差，對分析師盈余預(yù)測負(fù)向偏差無顯著影響，并且明星分析師對連鎖董事公司盈余預(yù)測正向偏差發(fā)揮顯著的負(fù)面調(diào)節(jié)效應(yīng)，即相比于非明星分析師，明星分析師顯著增大連鎖董事公司分析師預(yù)測的正向偏差，對盈余預(yù)測的負(fù)向偏差無顯著影響。

根據(jù)前文研究假設(shè)H2的理論推理：基于迎合動機(jī)或者利益結(jié)盟動機(jī)，信息披露違規(guī)處罰后，與非明星分析師相比，明星分析師盈余預(yù)測準(zhǔn)確性更低，表5和表6這一結(jié)果意味著H2中明星分析師對其連鎖董事公司盈余預(yù)測準(zhǔn)確性更低，不是由于明星分析師迎合動機(jī)導(dǎo)致，更可能是與分析師和連鎖董事公司或證券公司之間存在利益結(jié)盟有關(guān)。根據(jù)Gu等(2013)[17]的研究，證券公司與分析師之間存在利益交換的可能性，證券公司可能會借助交易傭金對分析師施加壓力，導(dǎo)致分析師發(fā)布更為樂觀的預(yù)測，準(zhǔn)確性降低。唐松蓮和陳偉(2017)[16]研究也發(fā)現(xiàn)分析師與上市公司利益結(jié)盟，導(dǎo)致盈余預(yù)測的準(zhǔn)確性進(jìn)一步下降，分析師的聲譽(yù)效應(yīng)并沒有戰(zhàn)勝利益結(jié)盟動機(jī)。在上一部分分析中，我們發(fā)現(xiàn)信息披露違規(guī)處罰引發(fā)資本市場對連鎖董事公司的負(fù)面反應(yīng)，連鎖董事公司的股價(jià)發(fā)生顯著下降，投資者對連鎖董事公司持有負(fù)面預(yù)期。因此，連鎖董事公司的管理層或證券公司很可能存在向上調(diào)整市場預(yù)期的動機(jī)，借助交易傭金對分析師施壓。與非明星分析師相比，明星分析師的薪酬更高，因而面對傭金壓力更大，導(dǎo)致分析師(包括明星分析師)對連鎖董事公司發(fā)布更為樂觀的盈余預(yù)測，盈余預(yù)測偏差進(jìn)一步增大。

六、結(jié)論與啟示

本文基于2010—2017年證券分析師對滬深非金融A股上市公司盈余預(yù)測樣本，研究公司發(fā)生信息披露違規(guī)處罰這一外生事件，對其連鎖董事公司分析師盈余預(yù)測產(chǎn)生的溢出效應(yīng)以及明星分析師的調(diào)節(jié)效應(yīng)。通過實(shí)證研究，本文得出以下結(jié)論：

第一，信息披露違規(guī)處罰發(fā)生后，分析師對其連鎖董事公司盈余預(yù)測準(zhǔn)確性顯著降低。

第二，信息披露違規(guī)處罰發(fā)生后，明星分析師和非明星分析師對連鎖董事公司的預(yù)測準(zhǔn)確性存顯著差別。明星分析師對連鎖董事公司盈余預(yù)測準(zhǔn)確性發(fā)揮顯著的負(fù)面調(diào)節(jié)效應(yīng)，與非明星分析師相比，明星分析師對連鎖董事公司預(yù)測準(zhǔn)確性更低。

第三，信息披露違規(guī)處罰引發(fā)資本市場對連鎖董事公司的負(fù)面反應(yīng)。連鎖董事公司超額累計(jì)收益顯著下降，股價(jià)顯著下跌。

第四，信息披露違規(guī)處罰顯著增大分析師對連鎖董事公司盈余預(yù)測的正向偏差，對分析師盈余預(yù)測負(fù)向偏差無顯著影響，并且相比于非明星分析師，明星分析師對連鎖董事公司盈余預(yù)測的正向偏差更大。

本文的研究結(jié)論對證監(jiān)會具有重要的啟示：

第一，防控監(jiān)管處罰因董事網(wǎng)絡(luò)溢出的金融風(fēng)險(xiǎn)。基于董事網(wǎng)絡(luò)，信息披露違規(guī)處罰后，分析師對連鎖董事公司預(yù)測準(zhǔn)確性降低，將會損害信息傳遞和資本市場的效率，隨之產(chǎn)生的市場風(fēng)險(xiǎn)首先是向不具備風(fēng)險(xiǎn)承受能力的普通投資者擴(kuò)散，更有可能通過行業(yè)、流動性、產(chǎn)品聯(lián)結(jié)等其他渠道引發(fā)跨市場、跨機(jī)構(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)聯(lián)動，演化成區(qū)域性、系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)。證監(jiān)會需要加強(qiáng)防控因董事網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)生的金融風(fēng)險(xiǎn)的擴(kuò)散與傳染。

第二，目前中國資本市場中，亟待建立分析師聲譽(yù)激勵的完備機(jī)制，包括聲譽(yù)回報(bào)機(jī)制，獎懲分明，優(yōu)勝劣汰機(jī)制。分析師聲譽(yù)激勵機(jī)制有效性存在問題。信息披露違規(guī)處罰后，“明星”名譽(yù)對分析師預(yù)測準(zhǔn)確性發(fā)揮負(fù)向調(diào)節(jié)作用，明星分析師對連鎖董事公司盈余預(yù)測的樂觀偏差更大。該結(jié)果說明在中國資本市場中，分析師利益結(jié)盟動機(jī)超過聲譽(yù)效應(yīng)，導(dǎo)致現(xiàn)有的聲譽(yù)機(jī)制在一定程度上被扭曲。建議進(jìn)一步完善明星分析師評選的機(jī)制，建立更客觀公正的量化評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)。證監(jiān)會可以應(yīng)用大數(shù)據(jù)、云計(jì)算等監(jiān)管科技手段，發(fā)揮分析師“明星”榮譽(yù)的積極治理效應(yīng)，提升主動監(jiān)管效率，對整個資本市場運(yùn)行狀態(tài)進(jìn)行實(shí)時(shí)的風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)測與預(yù)警。