李穎

摘 要：采用2003—2014年的數(shù)據(jù)，考察分析師評(píng)級(jí)修訂時(shí)是否會(huì)對(duì)股票收益過度反應(yīng)，哪些因素有可能加劇或者抑制過度反應(yīng)的程度。研究發(fā)現(xiàn)：僅明星分析師評(píng)級(jí)修訂時(shí)會(huì)對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度；當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者重倉持股或上市公司高管計(jì)劃減持股票時(shí)，明星分析師評(píng)級(jí)修訂對(duì)無形股票收益的過度反應(yīng)程度會(huì)加??；當(dāng)法律環(huán)境變得更加嚴(yán)格或明星分析師所任職券商的規(guī)模加大時(shí)，其評(píng)級(jí)修訂對(duì)無形股票收益的過度反應(yīng)程度將會(huì)降低。這一研究結(jié)論與本文提出的“合謀假說”更加一致，但與以往文獻(xiàn)中基于行為金融學(xué)視角所提出的“過度自信假說”以及基于利益沖突視角所提出的“迎合假說”并不一致。

關(guān)鍵詞： 分析師； 評(píng)級(jí)修訂 ；過度反應(yīng)；合謀假說

中圖分類號(hào)：F830.91 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)：1003-7217（2017）03-0052-06

一、引 言

證券分析師發(fā)布的薦股評(píng)級(jí)對(duì)投資者具有重要的價(jià)值，其薦股評(píng)級(jí)過程的客觀獨(dú)立性對(duì)于信息的使用者尤為重要。然而，事實(shí)上，分析師卻存在對(duì)信息反應(yīng)不足或過度[1-6]、樂觀預(yù)測(cè)[7，8]等行為偏差。以往研究對(duì)分析師行為偏差的解釋主要分為兩派觀點(diǎn)：一派從行為金融視角出發(fā)，認(rèn)為作為人，分析師具有“過度自信”等非理性特征，從而導(dǎo)致樂觀預(yù)測(cè)等行為偏差；另一派則從利益沖突視角出發(fā)，認(rèn)為基于分倉壓力，主動(dòng)迎合機(jī)構(gòu)投資者客戶的需求[9，10]，或者基于獲取私人信息的動(dòng)機(jī)，主動(dòng)取悅上市公司高管[11-14]，才是導(dǎo)致分析師行為偏差的主要驅(qū)動(dòng)因素。但上述兩派觀點(diǎn)僅僅探討了分析師“單方面”因素對(duì)其行為偏差的影響，卻未關(guān)注分析師與利益相關(guān)者“合謀”所導(dǎo)致的行為偏差。

Daniel和Titman（2006）建立模型將股票收益分為有形和無形兩部分，有形/無形收益分別能夠/不能被企業(yè)的公開信息所解釋，其研究表明：投資者僅會(huì)對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度（股票收益發(fā)生反轉(zhuǎn)）；他們用“過度自信假說”進(jìn)行解釋，認(rèn)為當(dāng)投資者需要做出主觀判斷時(shí)容易過度自信，從而對(duì)股票的無形收益做出過度反應(yīng)[15]。基于此假說，Sun和Wei（2011）研究表明，美國(guó)市場(chǎng)上分析師評(píng)級(jí)修訂時(shí)會(huì)對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度[16]。然而，“過度自信假說”可能并非分析師對(duì)股票無形收益過度反應(yīng)的唯一解釋。

本文針對(duì)中國(guó)市場(chǎng)，探討分析師評(píng)級(jí)修訂時(shí)是否會(huì)對(duì)股票收益，尤其是無形收益過度反應(yīng)，并基于“合謀假說”考察分析師過度反應(yīng)的原因。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）分析師評(píng)級(jí)修訂時(shí)對(duì)股票收益的過度反應(yīng)

基于Sun和Wei（2011）的研究發(fā)現(xiàn)，分析師評(píng)級(jí)修訂時(shí)會(huì)對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度[17]。假如“過度自信假說”是導(dǎo)致分析師非理性行為的原因，那么，所有分析師都應(yīng)該會(huì)由于“過度自信”而導(dǎo)致過度反應(yīng)；假如“迎合假說”成立，即分析師主動(dòng)“迎合”機(jī)構(gòu)投資者或者上市公司的需求而出現(xiàn)行為偏差，那么，所有分析師都應(yīng)該會(huì)由于主動(dòng)“迎合”而過度反應(yīng)。換句話說，基于“過度自信假說”或者“迎合假說”，所有分析師對(duì)股票收益的過度反應(yīng)行為應(yīng)該是類似的。

然而，在“合謀假說”下，由于“合謀”雙方必然均具有行為動(dòng)機(jī)，但機(jī)構(gòu)投資者或者上市公司高管青睞的“合謀”對(duì)象可能僅為那些更有能力的部分分析師，例如，機(jī)構(gòu)投資者或者上市公司高管出于某些動(dòng)機(jī)，要求分析師發(fā)布有利評(píng)級(jí)以便促使股價(jià)盡快上漲時(shí)，他們選擇的“合謀”對(duì)象不可能是市場(chǎng)影響力有限的普通分析師，相反，卻可能是那些市場(chǎng)號(hào)召力更強(qiáng)的明星分析師。因此，可以預(yù)期，如果“合謀假說”成立，應(yīng)該僅有明星分析師才會(huì)被選中與利益相關(guān)者進(jìn)行“合謀”，并對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度。而且，僅在分析師當(dāng)選為“明星”之后，他們才會(huì)被選中與利益相關(guān)者“合謀”，即便是同一位分析師在當(dāng)選為“明星”之前，并不會(huì)受機(jī)構(gòu)投資者或上市公司高管的“青睞”，因此，并不會(huì)對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度。據(jù)此提出研究假設(shè)一：

H1a：基于“過度自信假說”或“迎合假說”：所有分析師的評(píng)級(jí)修訂均會(huì)對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度。

H1b：基于“合謀假說”：在分析師群體中，僅明星分析師評(píng)級(jí)修訂會(huì)對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度。

（二）過度反應(yīng)程度的增強(qiáng)

考慮機(jī)構(gòu)重倉持股與上市公司高管減持股票這兩種情境：（1）如果“過度自信假說”成立，分析師過度自信的程度不應(yīng)隨這兩種情境的變化而發(fā)生變化，因此，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者重倉持股或上市公司高管計(jì)劃減持股票時(shí)，分析師對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度的程度應(yīng)該不會(huì)發(fā)生變化。（2）如果“迎合假說”成立，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者重倉持股或上市公司高管計(jì)劃減持股票時(shí)，所有分析師“迎合”的動(dòng)機(jī)均會(huì)增強(qiáng)，且所有分析師對(duì)無形股票收益的反應(yīng)過度均應(yīng)會(huì)被強(qiáng)化。（3）如果“合謀假說”成立，由于機(jī)構(gòu)投資者重倉持有某支股票，或者上市公司高管計(jì)劃在不久之后減持股票，此時(shí)，他們必然更加希望能夠得到明星分析師的配合，以便抬高股價(jià)在未來出手套利。即此時(shí)僅明星分析師對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度的程度會(huì)加劇。據(jù)此提出研究假設(shè)二：

H2a：基于“過度自信假說”：當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者重倉持股或上市公司高管計(jì)劃減持股票時(shí)，所有分析師的評(píng)級(jí)修訂對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度的程度均不會(huì)變化。

H2b：基于“迎合假說”：當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者重倉持股或上市公司高管計(jì)劃減持股票時(shí)，所有分析師的評(píng)級(jí)修訂對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度的程度均應(yīng)會(huì)加劇。

H2c：基于“合謀假說”：當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者重倉持股或上市公司高管計(jì)劃減持股票時(shí)，僅明星分析師評(píng)級(jí)修訂對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度的程度會(huì)加劇。

（三）過度反應(yīng)程度的抑制

考慮法律環(huán)境的變遷與券商規(guī)模的差異：《刑法修正案（七）》于2009年2月頒布，對(duì)內(nèi)幕交易、市場(chǎng)操縱等行為制定了更加嚴(yán)格的處罰條款，此后分析師的有偏行為應(yīng)該會(huì)受到抑制；同時(shí)，規(guī)模越大的券商往往管理能力更強(qiáng)，旗下分析師的行為應(yīng)該也會(huì)更加規(guī)范。（2）如果“過度自信假說”成立，分析師過度自信的程度應(yīng)該不會(huì)隨著法律環(huán)境的變化或者券商規(guī)模的變化而發(fā)生變化；（2）如果“迎合假說”成立，由于“迎合行為”適用于所有分析師，因此，法律環(huán)境的變化或者券商規(guī)模的差異并不會(huì)導(dǎo)致分析師行為的分化，即所有分析師評(píng)級(jí)修訂時(shí)對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度的程度有可能同時(shí)降低或者均不變化；（3）如果“合謀假說”成立，由于“合謀”行為往往涉及到違法違規(guī)活動(dòng)，因此，當(dāng)《刑法修正案（七）》執(zhí)行之后或?qū)τ诖笕痰姆治鰩煻裕餍欠治鰩煂?duì)無形股票收益反應(yīng)過度的程度應(yīng)該會(huì)有所降低。據(jù)此提出研究假設(shè)三：

H3a：基于“過度自信假說”：當(dāng)《刑法修正案（七）》執(zhí)行之后或隨著券商規(guī)模的加大，所有分析師的評(píng)級(jí)修訂對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度的程度不會(huì)變化。

H3b：基于“迎合假說”：當(dāng)《刑法修正案（七）》執(zhí)行之后或隨著券商規(guī)模的加大，所有分析師的評(píng)級(jí)修訂對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度的程度均會(huì)降低或者均不會(huì)變化。

H3c：基于“合謀假說”：當(dāng)《刑法修正案（七）》執(zhí)行之后或隨著券商規(guī)模的加大，僅明星分析師的評(píng)級(jí)修訂對(duì)無形股票收益反應(yīng)過度的程度會(huì)降低。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)與變量

本文所涉及數(shù)據(jù)均源自CSMAR數(shù)據(jù)庫。初始研究樣本確定為2003—2014年所有分析師發(fā)布的股票評(píng)級(jí)。剔除金融公司以及數(shù)據(jù)缺失樣本，最終獲得49874個(gè)“分析師-股票評(píng)級(jí)發(fā)布日”觀測(cè)值，其中包括10726個(gè)“明星分析師-評(píng)級(jí)發(fā)布日”樣本，并對(duì)相關(guān)連續(xù)變量在1%及99%的水平上進(jìn)行了Winsorize處理。選取如下變量：

（1）因變量為分析師評(píng)級(jí)修訂的幅度ΔREC。分析師的投資等級(jí)由“賣出”至“買入”共分為五檔，分別賦值1～5。分析師本次發(fā)布的投資等級(jí)與前一次發(fā)布的投資等級(jí)之間數(shù)值的差即為該次評(píng)級(jí)修訂的幅度ΔREC。

（2）自變量為股票的無形收益IntanRet。具體借鑒Daniel和Titman（2006）[5] 的計(jì)算方法。

（3）考察增強(qiáng)效應(yīng)時(shí)，首先，設(shè)置機(jī)構(gòu)重倉持股啞變量HighINI，當(dāng)分析師調(diào)整評(píng)級(jí)的股票被機(jī)構(gòu)投資者重倉持有時(shí)（持有的股數(shù)>中位數(shù)）HighINI=1，否則HighINI =0；其次，設(shè)置高管計(jì)劃減持股票啞變量DECshares，當(dāng)分析師評(píng)級(jí)修訂的時(shí)點(diǎn)正好發(fā)生在上市公司高管減持股票之前的180日內(nèi)時(shí)DECshares=1，否則DECshares=0。

（4）考察抑制效應(yīng)時(shí)，首先，設(shè)置法律環(huán)境變化啞變量Law，當(dāng)分析師評(píng)級(jí)修訂的時(shí)間發(fā)生在2009年《刑法修正案（七）》之后時(shí)Law=1，否則Law=0；其次，設(shè)置證券公司規(guī)模變量LnBrSize，用分析師所任職證券公司受雇分析師人數(shù)之自然對(duì)數(shù)衡量。

（5）控制變量包括：上市公司股票的有形收益TanRet、企業(yè)成長(zhǎng)性LnBM、股票的近期收益RETURN、企業(yè)規(guī)模LnMV 、企業(yè)受到的關(guān)注程度LnNumANA，以及分析師經(jīng)驗(yàn)LnEXP、分析師評(píng)級(jí)修訂的頻率LnFREQ。另外，本文還控制了行業(yè)與年度虛擬變量。

（二）實(shí)證模型

如果研究假設(shè)H3a成立，則可以預(yù)期在分析師總樣本中，模型（3）的交叉項(xiàng)IntanRet × Law / LnBrSize的系數(shù)β2應(yīng)該不顯著；如果研究假設(shè)H3b成立，則可以預(yù)期在分析師總樣本中，模型（3）的系數(shù)β2應(yīng)該顯著為負(fù)或者不顯著；如果研究假設(shè)H3c成立，則可以預(yù)期僅在明星分析師子樣本中，模型（3）的系數(shù)β2應(yīng)該顯著為負(fù)。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）單變量分析

由表1可見，明星分析師評(píng)級(jí)修訂的幅度均值為-0.005（中位數(shù)為0），而分析師總體評(píng)級(jí)修訂的幅度的平均水平為0.001（中位數(shù)為0）；明星分析師關(guān)注的股票IntanRet的平均水平為-0.028（中位數(shù)為-0.084），低于分析師總體關(guān)注的股票IntanRet的平均水平-0.004（中位數(shù)為-0.045）；明星分析師子樣本中LnMV的平均水平為22.615（中位數(shù)為22.506），低于分析師總樣本中的22.686（中位數(shù)為22.575）；明星分析師子樣本中LnNumANA的平均水平為2.803（中位數(shù)為2.944），小于分析師總樣本的平均水平2.933（中位數(shù)為3.045）。上述結(jié)果表明明星分析師跟蹤的股票可能具有收益低、市值小、受關(guān)注程度差的特點(diǎn)，具有上述特點(diǎn)的股票價(jià)格相對(duì)更容易受到操縱。

（二）多元回歸分析

1.分析師評(píng)級(jí)修訂對(duì)股票收益的過度反應(yīng)。

表2是模型（1）的OLogit多元回歸結(jié)果。由第（1）（2）列可知，分析師總樣本、明星分析師子樣本中IntanRet的系數(shù)分別為0.284、0.457，且均在1%的水平上顯著（圓括號(hào)內(nèi)為P值）；由第（3）列可知，明星分析師當(dāng)選之前的子樣本中IntanRet的系數(shù)分別為0.259，但不顯著；結(jié)果表明“明星”分析師對(duì)股票無形收益的正向反應(yīng)程度更加明顯。但這種正向反應(yīng)是否為過度反應(yīng)還需結(jié)合股票的長(zhǎng)期收益是否會(huì)反轉(zhuǎn)來確定。

表3為無形股票收益與未來一年內(nèi)累計(jì)超額收益之間關(guān)系的OLS分析結(jié)果。第（1）列中IntanRet的系數(shù)不顯著，第（2）列中IntanRet的系數(shù)為-0.054，且在10%的水平上顯著，表明僅明星分析師子樣本中股票的無形收益在未來會(huì)發(fā)生反轉(zhuǎn)。從而表明分析師總體的評(píng)級(jí)修訂對(duì)股票無形收益并未過度反應(yīng)，但明星分析師的評(píng)級(jí)修訂對(duì)股票的無形收益會(huì)過度反應(yīng)，從而驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)H1b，“合謀”觀點(diǎn)得到支持，“過度自信”與“迎合”觀點(diǎn)被拒絕。

2.增強(qiáng)效應(yīng)。表4是模型（2）的OLogit多元回歸結(jié)果。其中，第（1）（3）列中IntanRet×HighINI/DECshares的系數(shù)并不顯著；第（2）、（4）列中IntanRet×HighINI/DECshares的系數(shù)顯著為正。上述結(jié)果驗(yàn)證了研究假設(shè)H2c，即更加支持了“合謀假說”。

3.抑制效應(yīng)。表5是模型（3）的OLogit多元回歸結(jié)果。其中，第（1）（3）列中IntanRet×Law/LnBrSize的系數(shù)并不顯著；第（2）（4）列中IntanRet×Law/LnBrSize的系數(shù)均顯著為負(fù)。上述結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H3c，與“合謀假說”的邏輯一致。

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。將上述模型中的因變量改變?yōu)橥顿Y等級(jí)REC、盈利預(yù)測(cè)FEPS及盈利預(yù)測(cè)的變動(dòng)幅度ΔFEPS，并分別進(jìn)行OLOGIT、OLS多元回歸，檢驗(yàn)結(jié)果略，得到的研究結(jié)論進(jìn)一步支持了本文提出的“合謀假說”。

五、結(jié)論與啟示

以往研究中對(duì)于分析師行為偏差的解釋主要有“過度自信假說”與“迎合假說”，但分析師可能與機(jī)構(gòu)投資者或者上市公司高管“合謀”導(dǎo)致其行為偏差。本文主要基于“合謀假說”解釋了明星分析師對(duì)股票無形收益的過度反應(yīng)。本研究發(fā)現(xiàn)，總體上看：分析師評(píng)級(jí)修訂對(duì)股票收益并未過度反應(yīng)，但明星分析師評(píng)級(jí)修訂時(shí)會(huì)對(duì)股票無形收益過度反應(yīng)；而且當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者重倉持股或者上市公司高管計(jì)劃減持股票時(shí)，過度反應(yīng)的程度會(huì)增強(qiáng)；當(dāng)法律監(jiān)管環(huán)境趨嚴(yán)或者分析師任職于大券商時(shí)，過度反應(yīng)的程度會(huì)降低。研究表明：在分析師群體中，明星分析師更有可能與利益相關(guān)者“合謀”，對(duì)股票的無形收益做出過度反應(yīng)。換句話說，本文的研究結(jié)論傾向于支持“合謀假說”，并不支持“過度自信假說”或者“迎合假說”。

本研究的理論意義在于：首先，以往文獻(xiàn)對(duì)分析師行為偏差的解釋主要基于行為金融與利益沖突視角展開，僅考慮了分析師單方面的影響因素，缺乏對(duì)利益雙方“合謀”因素的考察。本研究表明：“合謀”也是導(dǎo)致分析師行為偏差的重要原因，從而拓展了分析師行為偏差及其解釋的文獻(xiàn)；其次，以往有關(guān)分析師異質(zhì)性特征的文獻(xiàn)主要探討了明星分析師在信息傳遞過程中所發(fā)揮的積極作用，但社會(huì)學(xué)與心理學(xué)領(lǐng)域的最新研究成果表明，“上層群體有可能出現(xiàn)更多不道德行為”[16]。本研究發(fā)現(xiàn)，明星分析師也有可能出現(xiàn)更多“合謀”行為，從而為社會(huì)學(xué)與心理學(xué)的理論成果提供了分析師層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

同時(shí)，研究還表明，在更加嚴(yán)厲的法律法規(guī)執(zhí)行之后，分析師的“合謀”行為會(huì)受到抑制；分析師如果任職于較大規(guī)模的券商，其行為也會(huì)變得更加規(guī)范。因此，證券監(jiān)管部門制定與完善相關(guān)法律法規(guī)，加強(qiáng)對(duì)券商的嚴(yán)格管理，對(duì)于分析師的行為偏差均可能起到有效的約束作用。同時(shí)，監(jiān)管部門有必要及時(shí)梳理與有效監(jiān)控分析師與相關(guān)方面之間的利益關(guān)系，切斷影響分析師獨(dú)立客觀行為的利益鏈條。

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（責(zé)任編輯：王鐵軍）

Abstract：Based on the data of 2003—2014，the paper first examines whether the analysts recommendation will overreact to stock returns，and then examines which factors may exacerbate or inhibit the degree of overreaction.The study found： firstly，in the analyst group，star analysts recommendation will overreact to stock return；secondly，when institutional investors shareholding heavily or listed companys executives plan to sell stocks，the degree of the overreaction will increase；thirdly，when the legal environment has become more strict or the size of the broker which hire the star analysts becomes bigger，the degree of the overreaction will reduce.The conclusion of the study is more consistent with “conspiracy hypothesis”，but inconsistent with “overconfidence hypothesis” or “cater hypothesis”.

Key words：Analyst；Recommendation；Overreaction；Conspiracy hypothesis