顧煜 施雯

摘? ?要：A股納入MSCI新興市場指數(shù)，標志著我國資本市場的國際化水平有了顯著提升。本文基于多期雙重差分模型，檢驗了A股“入摩”對分析師盈利預(yù)測的影響。結(jié)果表明，A股“入摩”有效降低了分析師盈利預(yù)測偏差和樂觀偏差，并提升了我國資本市場的信息環(huán)境質(zhì)量;且當公司治理水平越高，A股“入摩”對分析師盈利預(yù)測偏差的抑制作用越明顯。進一步地，機構(gòu)投資者的增持是這一積極效果的重要影響機制。本文研究表明，資本市場國際化改善了信息環(huán)境，為后續(xù)微觀層面的政策效應(yīng)提供了證據(jù)。

關(guān)鍵詞：A股“入摩”;分析師盈利預(yù)測;機構(gòu)投資者;公司治理

中圖分類號：F832.5? 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2021）04-0069-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.04.010

一、引言

資本市場開放作為全面對外開放的重要組成部分，是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的必然要求。近年來，“滬港通”“深港通”“滬倫通”等互聯(lián)互通機制的建立加速推進了資本市場的深入開放。而自2018年首批納入MSCI新興市場指數(shù)（以下簡稱MSCI）的成分股名單正式公布后，A股又相繼納入富時羅素指數(shù)、標普道瓊斯指數(shù)，這一系列的資本市場開放措施充分說明了我國資本市場的國際影響力正逐步提升。但從實際情況來看，MSCI成分股數(shù)量遠遠小于滬股通、深股通的標的數(shù)量，且小于其他兩大國際指數(shù)的成分股數(shù)量，那么納入MSCI對于我國資本市場雙向開放的影響如何？能否吸引更多的境外投資者，并有效地發(fā)揮外部監(jiān)督作用，改善信息環(huán)境方面存在的突出問題呢？

資本市場開放是學術(shù)界關(guān)注的熱點話題，現(xiàn)有文獻總體上肯定了“滬深港通”對于信息環(huán)境改善的積極成效，認為“滬港通”提升了股價信息含量，將更多公司特質(zhì)信息及時納入股價（鐘覃琳和陸正飛，2018） [1]，進一步發(fā)揮了境外投資者在非財務(wù)信息方面具備的優(yōu)勢，尤其提升了我國資本市場中非財務(wù)信息定價對企業(yè)投資的引導作用（連立帥等，2019）[2]，并提高了信息環(huán)境質(zhì)量（郭陽生等，2018）[3]。相較于“滬深港通”方面豐富的研究成果，關(guān)于A股納入MSCI的研究較少。倪驍然和顧明（2020）[4]研究表明，A股“入摩”具有明顯的信息含量，通過向市場傳遞關(guān)于企業(yè)發(fā)展的利好信息，提升我國資本市場的價格發(fā)現(xiàn)功能，而這些積極的信息效應(yīng)離不開境外投資者的引入和分析師的關(guān)注（馮天楚和邱保印，2020;張旭和王寶珠，2020）[5，6]。然而，也有研究指出本地機構(gòu)投資者和合格境外機構(gòu)投資者（QFII）的羊群效應(yīng)是加劇股價崩盤風險和股市波動性的重要因素（許年行等，2013）[7];但相對于國內(nèi)投資者，境外投資者所具備的信息優(yōu)勢是客觀存在的，尤其是在信息搜集、處理、分析上的專業(yè)經(jīng)驗和能力（Bae等，2012）[8]。隨著境外投資者持股比例限制的放寬，資本市場開放和境外投資者所產(chǎn)生的信息效應(yīng)值得深入探究。

我國資本市場信息環(huán)境的問題是客觀存在的，信息中介的私利行為對資本市場信息效率的影響不可忽視，特別是分析師行為的獨立性備受詬病。現(xiàn)有文獻從利益沖突的視角指出，分析師出于增加券商的承銷收入和自身的交易傭金的目的，會發(fā)布樂觀的盈利預(yù)測，以促成投資者更多的交易（胡凡和夏翊， 2017）[9]。同時，為了維持與機構(gòu)投資者之間的利益關(guān)系，分析師會迎合基金公司等機構(gòu)投資者重倉持股的拉升需求，發(fā)布更為樂觀的評級和預(yù)測（褚劍等，2019）[10]。另外，分析師所獲取的私有信息還包括管理層能夠提供的內(nèi)幕信息，因此，迎合管理層的需要以獲取私有信息，也是非真實報告產(chǎn)生的重要原因（趙良玉等，2013）[11]。然而，國外已有的研究表明，新納入的指數(shù)成分股在短期內(nèi)會有股價上漲（Chen等，2004）[12]、超額回報（Shleifer，1986）[13]、流動性增加（Hegde和McDermott，2003）[14]、財務(wù)業(yè)績提升（Denis等，2003）[15]等積極影響。那么，A股“入摩”向市場傳遞的利好消息，是更進一步增大分析師盈利預(yù)測的樂觀傾向，還是通過信息治理效應(yīng)提升我國信息環(huán)境質(zhì)量？

本文基于A股納入MSCI的外生事件，檢驗了資本市場國際化對我國信息環(huán)境的影響?？紤]到2018年A股首次納入MSCI指數(shù)的僅有234只，2019年三次擴容后，MSCI則包含了A股244只大盤股和228只中盤股。因而，本文通過多期DID的方法，利用2015—2019年A股上市公司數(shù)據(jù)，檢驗了MSCI成分股的分析師盈利預(yù)測準確性變化情況。結(jié)果表明，A股“入摩”后，分析師對MSCI成分股的盈利預(yù)測樂觀偏差顯著降低，且對于治理水平較高的公司，預(yù)測準確性提升更為明顯。同時，機構(gòu)投資者持股比例的增加是分析師對MSCI成分股盈利預(yù)測準確度提升的重要影響機制。在采用安慰劑檢驗、傾向得分匹配法后，結(jié)論仍保持一致。

本文可能的貢獻如下：（1）A股“入摩”受到了政府和媒體的廣泛關(guān)注，但現(xiàn)有文獻關(guān)于該項措施的經(jīng)濟后果尚待深入探討。本文通過檢驗資本市場國際化對信息環(huán)境的影響，為微觀層面的政策效應(yīng)提供了證據(jù)。（2）現(xiàn)有文獻對于分析師預(yù)測的獨立性和其私利行為導致的樂觀偏差乏善可陳。本文通過檢驗A股“入摩”對信息環(huán)境改善，肯定了分析師對于改善信息環(huán)境的重要作用，深入分析了外資持股與信息環(huán)境改善之間的因果關(guān)系，對相關(guān)領(lǐng)域的研究具有借鑒意義。（3）現(xiàn)階段，我國資本市場國際化程度不斷深入，A股在納入MSCI指數(shù)后，相繼納入富時羅素指數(shù)和標普道瓊斯指數(shù)，但現(xiàn)有研究對于股指調(diào)整的信息治理效應(yīng)關(guān)注較少。本文補充了股指調(diào)整對分析師預(yù)測行為的具體影響，為MSCI指數(shù)調(diào)整所具備的信息效應(yīng)提供了證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

資本市場上信息的數(shù)量和質(zhì)量影響分析師預(yù)測的準確性（周開國等，2014）[16]。A股納入MSCI新興市場指數(shù)，既吸引了境外投資者，又提高了本地投資者、媒體的關(guān)注度（倪驍然和顧明，2020）[4]。這不僅能夠提升資本市場的信息含量，而且可以改善信息質(zhì)量，從而提高分析師預(yù)測準確度。

MSCI成分股受市場關(guān)注較高，有助于進一步挖掘反映企業(yè)內(nèi)在價值的信息，從而影響了分析師的預(yù)判。首先，境外投資者所具備的專業(yè)經(jīng)驗和能力為資本市場提供更多新信息。這些新信息不僅包括與企業(yè)財務(wù)狀況相關(guān)的增量信息，也包括同企業(yè)發(fā)展相關(guān)的非財務(wù)信息（連立帥等，2019;Bae等，2012）[2，8]，因此，有助于提升分析師預(yù)測準確性。其次，媒體的關(guān)注可以拓寬分析師獲取信息的渠道，加速市場對于信息的反應(yīng)速度。而從信息的內(nèi)容來看，媒體傳播的信息會更多元化，這不僅能夠提升資本市場信息總量，更有利于抑制分析師的私利行為和自我認知偏差而導致的預(yù)測偏差（周開國等，2014）[16]。再次，MSCI成分股本身具有相對較高的公司治理水平，具體表現(xiàn)在信息披露程度、信息透明度、盈余質(zhì)量等方面的良好表現(xiàn)，這為分析師預(yù)測提供有價值的信息，從而提高盈利預(yù)測質(zhì)量（伍燕然等，2016）[17]。最后，由于MSCI成分股受市場關(guān)注度較高，如果分析師對MSCI成分股做出的盈利預(yù)測偏差較大，將對其個人聲譽造成較大毀損。因此，分析師在做出盈利預(yù)測時會更加權(quán)衡短期的傭金收益和長期的個人信譽，從而做出更加客觀的盈利預(yù)測（Fang和Yasuda，2009;李志生等，2017）[18，19]。此外，分析師跟蹤和外部監(jiān)管能監(jiān)督企業(yè)的盈余管理行為，特別是聲譽較高的MSCI成分股公司（李春濤等，2014） [20]，不僅緩解了投資者與公司之間的信息不對稱，還能減少分析師迎合管理層而產(chǎn)生的預(yù)測偏差，從而提升信息環(huán)境質(zhì)量。據(jù)此提出假說如下：

假說1：A股“入摩”顯著降低了分析師盈利預(yù)測偏差和樂觀偏差，提高分析師預(yù)測準確性。

入選MSCI的企業(yè)自身所具備的財務(wù)實力和可持續(xù)發(fā)展能力符合機構(gòu)投資者的長期價值投資理念，因而使得MSCI成分股的機構(gòu)投資者持股比例顯著上升（段云和李菲，2014）[21]。機構(gòu)投資者持股比例越高，其參與公司治理的主動性也會越強（孫光國等，2015）[22]，公司內(nèi)部治理水平提升幅度越大，公司對信息披露重視程度越高（譚勁松和林雨晨，2016）[23]，從而有利于為分析師預(yù)測提供更多高質(zhì)量的信息來源（丘心穎等，2016）[24]。同時，機構(gòu)投資者對MSCI成分股更傾向于長期持有，并非短期利益攫取，MSCI成分股本身會受到更多的監(jiān)管，短期投資者企圖通過合謀方式攫取利益的空間會被限制，因此，分析師為維持與機構(gòu)投資者利益關(guān)系而發(fā)布有偏報告的可能性會降低。綜上，機構(gòu)投資者的參與，使得分析師在高質(zhì)量的信息來源和外部監(jiān)督效應(yīng)的驅(qū)使下，對MSCI成分股的盈利預(yù)測的準確性顯著提高。

假說2：機構(gòu)投資者持股比例是A股“入摩”影響分析師盈利預(yù)測的中介變量。

不同公司治理水平下，企業(yè)信息披露和盈余質(zhì)量存在差異，這種差異在A股“入摩”后，對分析師盈利預(yù)測偏差的影響更為明顯?！叭肽Α焙?，高質(zhì)量的信息披露有利于緩解分析師與公司間的信息不對稱（馮天楚和邱保印，2020）[5]。而內(nèi)部治理水平較高的公司會更重視信息披露的數(shù)量和質(zhì)量;但對內(nèi)部治理水平較低的公司，由于股權(quán)缺乏制衡，實際控制人為了實現(xiàn)關(guān)聯(lián)交易、盈余操縱等目的會隱匿或虛假披露重要信息（王立章等，2016）[25]。因此，A股“入摩”后，內(nèi)部治理水平較高的企業(yè)，其信息透明度提升更為明顯，使得分析師信息搜集和處理的成本降低，盈利預(yù)測質(zhì)量提升，對分析師樂觀偏差的抑制作用更為明顯，本文據(jù)此提出如下假說：

假說3：A股“入摩”對分析師預(yù)測偏差的抑制作用在公司治理水平較高的公司中更為明顯。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取了2015—2019年滬深A(yù)股上市公司作為初始研究樣本，以2018年和2019年納入MSCI的A股上市公司作為實驗組樣本，依據(jù)下列原則對有關(guān)樣本進行篩選：（1）剔除金融類上市公司;（2）剔除缺失重要數(shù)據(jù)的樣本;（3）剔除ST公司。本文的新興市場指數(shù)成分股名單來自萬得資訊，其他數(shù)據(jù)均取自國泰安數(shù)據(jù)庫，最終得到8215個公司/年份觀測值。為消除極端值造成的結(jié)果偏差，對所有連續(xù)變量在1%和99%分位上進行縮尾處理。

（二）模型設(shè)計與變量定義

本文以分析師的盈利預(yù)測偏差和樂觀偏差作為信息環(huán)境的代理變量。借鑒褚劍等（2019）[10]相關(guān)做法，將分析師預(yù)測偏差（FEEROR）和分析師樂觀偏差（FB）的計算公式設(shè)定如下：

其中，Mean（FEPS）表示公司當年度所有分析師EPS預(yù)測值的均值，MEPS表示公司當年度實際EPS，PRICE表示預(yù)測前一日該公司股票收盤價。

鑒于MSCI成分股名單變動較大，特別是2019年三次擴容后，MSCI成分股數(shù)量明顯增加，因而，本文借鑒Beck等（2010）[26]和鄒洋等 （2019）[27]做法，構(gòu)建了關(guān)于A股“入摩”的多期DID模型，以檢驗A股納入MSCI對分析師預(yù)測偏差和樂觀偏差的影響，模型構(gòu)建如下所示：

模型（3）中，分別用分析師預(yù)測偏差（FERROR）和樂觀偏差（FB）作為被解釋變量，表示分析師預(yù)測準確度;指標數(shù)值越小，說明分析師預(yù)測的偏差越小，預(yù)測準確度越高，信息環(huán)境質(zhì)量越高。解釋變量MSCI為公司當年度是否為MSCI成分股的虛擬變量，是多時點DID的關(guān)鍵變量，考慮了不同年份MSCI成分股具體調(diào)整的情況。同時，借鑒李丹等（2016）[28]做法，對分析師預(yù)測偏差的有關(guān)影響因素予以控制，如公司規(guī)模、杠桿水平、資產(chǎn)收益率、成長性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等。另外，本文采用公司、年度的雙向固定效應(yīng)模型，并對行業(yè)固定效應(yīng)予以控制，即分別控制了隨時間變化的經(jīng)濟周期等因素和不隨時間變化的公司特征等因素的影響。涉及的主要變量的定義見表1。

為了分析A股“入摩”對分析師盈利預(yù)測偏差和樂觀偏差的影響路徑，本文借鑒溫忠麟等（2004）[29]做法，檢驗了機構(gòu)投資者持股的中介效應(yīng)，具體模型如下所示：

模型（4）檢驗了A股“入摩”對機構(gòu)投資者持股比例的影響。模型（5）在控制了機構(gòu)投資者持股的影響上，重新檢驗A股納入MSCI對分析師預(yù)測偏差和樂觀偏差的影響，以檢驗是否存在機構(gòu)投資者持股比例作為中介變量的中介效應(yīng)。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2詳細列示了主要變量的均值、方差、最值、分位數(shù)。變量FERROR的平均值和中位數(shù)分別為0.025和0.015，說明分析師預(yù)測偏差總體上較小;變量FB的最小值和最大值分別為-0.047、0.184，說明我國分析師傾向于發(fā)布較為樂觀的盈利預(yù)測;FERROR和FB的標準差分別為0.031、0.033，說明不同公司間的分析師預(yù)測準確度的差距較小。中介變量INS的均值和標準差分別為7.343和6.422，說明我國上市公司的機構(gòu)投資者持股比例普遍較低，且不同公司間的差距較大。

（二）平行趨勢檢驗

考慮到多期雙重差分法同樣要求，實驗組和控制組在未受到處理前需要有相同的平行趨勢。這里分別設(shè)置了五個年份的多期DID虛擬變量，MSCIt-3、MSCIt-2、MSCIt-1、MSCIt、MSCIt+1，并將其一并放入模型（3）中，表3列示了關(guān)于分析師盈利預(yù)測偏差和樂觀偏差的平行趨勢檢驗結(jié)果。從下表可以看出，MSCIt-3、MSCIt-2、MSCIt-1、MSCIt的系數(shù)均不顯著，而MSCIt+1的系數(shù)顯著為負，因而說明A股“入摩”對分析師樂觀偏差的影響滿足平行趨勢假設(shè)。

（三）A股“入摩”與分析師盈利預(yù)測

表4是A股“入摩”對分析師盈利預(yù)測的影響及其機制分析結(jié)果。從第（1）、（2）列可以看出，MSCI在1%水平上與分析師盈利預(yù)測偏差、樂觀偏差顯著負相關(guān)，且關(guān)于FERROR和FB的系數(shù)分別為-0.0043、-0.0038，這說明A股“入摩”后，分析師預(yù)測偏差顯著降低，盈利預(yù)測準確性有了顯著提升，假設(shè)1得到證實。同時，資產(chǎn)收益率、營業(yè)收入增長率、第一大股東持股比例、分析師關(guān)注度與分析師預(yù)測樂觀偏差基本在1%水平上顯著負相關(guān)，說明對于盈利能力較強、成長性良好、股權(quán)集中程度較高、分析師跟蹤人數(shù)較多的企業(yè)來說，分析師預(yù)測偏差相對較小;公司規(guī)模與分析師盈利預(yù)測偏差在1%上顯著正相關(guān)，說明分析師對大規(guī)模公司更容易產(chǎn)生樂觀性偏差。另外，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與分析師樂觀偏差之間的關(guān)系并不顯著，說明國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間的分析師盈利預(yù)測偏差不存在明顯的差別。

（四）機構(gòu)持股的中介效應(yīng)

表4的后三列通過兩階段的回歸具體分析了機構(gòu)投資者持股的中介效應(yīng)。從第（3）列可以看出，MSCI的系數(shù)為0.8394，在1%水平上與機構(gòu)投資者持股比例顯著正相關(guān)，說明A股“入摩”后，MSCI成分股的機構(gòu)投資者持股比例有明顯的上升。第（4）、（5）列中，在控制了機構(gòu)投資者持股影響后，A股“入摩”對分析師預(yù)測偏差和樂觀偏差系數(shù)分別為-0.0039、-0.0035，較之前略有下降，仍在1%的水平顯著負相關(guān);而機構(gòu)投資者持股比例與分析師預(yù)測偏差和樂觀偏差系數(shù)均為-0.0004，在1%水平上顯著負相關(guān)。上述結(jié)果表明，A股“入摩”后，機構(gòu)投資者持股明顯上升，且有效降低了分析師盈利預(yù)測偏差和樂觀偏差。因而，機構(gòu)持股在A股“入摩”影響分析師預(yù)測的過程中起到了中介效應(yīng)，假設(shè)2得到檢驗。

（五）公司治理的影響機制

為了檢驗假設(shè)3，本文分別依據(jù)兩權(quán)分離度是否高于行業(yè)均值、股權(quán)制衡度是否高于行業(yè)中位數(shù)，將全樣本分為公司治理水平高組和公司治理水平低組。表5的結(jié)果表明，A股“入摩”對信息環(huán)境質(zhì)量的改善主要體現(xiàn)在股權(quán)制衡度較高和兩權(quán)分離度較低的公司。其中，第（1）、（2）列是兩權(quán)分離度較低的公司，第（5）、（6）列是股權(quán)制衡度較高的公司。可以看出，高公司治理水平組的MSCI系數(shù)在1%水平上顯著負相關(guān)，而低公司治理水平組的MSCI系數(shù)為負，但并不顯著，假設(shè)3得到驗證。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）安慰劑檢驗

為檢驗A股“入摩”對分析師預(yù)測準確度的真實影響，并非全部由實驗組和控制組之間的固有特征差異所導致的，這里借鑒李蕾和韓立巖（2014）[30]的做法，引入反事實框架予以檢驗。具體而言，假設(shè)MSCI成分股提前2年就已經(jīng)被納入，并對A股“入摩”的影響予以重新檢驗。由表6可以看出，在引入反事實框架后，MSCIt+2與分析師樂觀偏差之間不再顯著相關(guān)，因而證明本文的結(jié)果并非由樣本固有特征所導致，A股“入摩”對分析師樂觀偏差的影響具有穩(wěn)健性。第（1）、（2）列的反事實檢驗中，MSCIt+2均與FERROR、FB不再相關(guān)，說明了本文結(jié)論的可靠性。

（二）樣本范圍變換

1. PSM匹配。為了縮小樣本選擇偏誤對主要結(jié)論的影響，本文采用了傾向匹配法重新構(gòu)造了實驗組和控制組的樣本。具體是以公司規(guī)模、總市值、換手率、營業(yè)收入增長率作為配對變量，選擇與A股“入摩”前三年得分最接近的A股非標的公司作為控制組樣本。標的樣本為2018年、2019年曾被納入MSCI成分股名單的企業(yè)。匹配后，配對變量不再存在顯著差異，各變量的標準化差異均在5%左右，且樣本總體均值方差也不再顯著。最終保留了314家成分股標的和630家非成分股標的，共計4720個樣本年度觀察值。正如表6中（3）、（4）列結(jié)果表明，通過傾向匹配縮小樣本選擇偏誤后，A股“入摩”對分析師預(yù)測偏差的影響仍然在1%水平上顯著為負，對分析師樂觀偏差在5%水平上顯著為負，說明本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

2. 改變樣本范圍?？紤]到實驗組和控制組之間的差異可能受“滬深港通”實施的影響（郭陽生等， 2018）[3]。因此，本文僅以“滬深股通”標的股作為樣本選擇范圍，剔除所有2015—2019年度未曾納入“滬深股通”或被剔除的企業(yè)重新進行實證檢驗。表6中（5）、（6）列的結(jié)果表明，在改變樣本選擇范圍后，A股“入摩”對降低分析師盈利預(yù)測偏差和樂觀偏差仍然顯著。

此外，本文還將樣本區(qū)間由2015—2019年延長至2012—2019年，結(jié)論仍然一致。綜上，在采用安慰劑檢驗、PSM匹配等方法后，本文結(jié)論被充分證明是穩(wěn)健的。

六、研究結(jié)論與啟示

本文基于2015—2019年A股上市公司數(shù)據(jù)，通過多期雙重差分法，探究了A股“入摩”對分析師盈利預(yù)測準確性的提升是否有顯著影響。結(jié)果表明，A股納入MSCI后，分析師預(yù)測偏差和樂觀偏差均顯著降低。而機構(gòu)投資者對MSCI成分股的增持，有助于進一步發(fā)揮信息治理效應(yīng)，提升信息環(huán)境質(zhì)量;進一步地，對于公司治理水平較高的企業(yè)，分析師盈利預(yù)測質(zhì)量提升得更為明顯。本文基于平行趨勢假設(shè)下進行了主回歸的檢驗，且在經(jīng)過PSM匹配和安慰劑檢驗后，結(jié)論仍然保持一致。

作為重要的信息中介，分析師盈利預(yù)測對信息環(huán)境改善具有關(guān)鍵作用，而資本市場國際化有利于分析師在信息環(huán)境中積極發(fā)揮治理效應(yīng)。另外，高質(zhì)量的信息環(huán)境更重要的是對負面信息的及時反饋，A股“入摩”強化了分析師的事前監(jiān)督，防止因負面消息的集中反映而導致的惡劣后果，以避免中小投資者遭受到更大損失。當然，A股“入摩”的經(jīng)濟后果研究還有待長期地檢驗，且富時和標普新興市場指數(shù)的股指調(diào)整效應(yīng)也值得深入探究。

參考文獻：

[1]鐘覃琳，陸正飛.資本市場開放能提高股價信息含量嗎？——基于“滬港通”效應(yīng)的實證檢驗 [J].管理世界，2018，34（1）.

[2]連立帥，朱松，陳關(guān)亭.資本市場開放、非財務(wù)信息定價與企業(yè)投資——基于滬深港通交易制度的經(jīng)驗證據(jù) [J].管理世界，2019，35（8）.

[3]郭陽生，沈烈，郭枚香.滬港通改善了上市公司信息環(huán)境嗎？——基于分析師關(guān)注度的視角 [J].證券市場導報，2018，（10）.

[4]倪驍然，顧明.資本市場國際影響力提升效應(yīng)研究——來自A股納入明晟（MSCI）新興市場指數(shù)的證據(jù) [J].金融研究，2020，（5）.

[5]馮天楚，邱保印.A股入摩的信息治理效應(yīng)：立竿見影還是厚積薄發(fā)？ [J].外國經(jīng)濟與管理，2020，42（4）.

[6]張旭，王寶珠.A股“入摩”降低股價波動了嗎？ [J].金融發(fā)展研究，2020，（08）.

[7]許年行，于上堯，伊志宏.機構(gòu)投資者羊群行為與股價崩盤風險 [J].管理世界，2013，（7）.

[8]Bae K，Ozoguz A，et al. 2012. Do Foreigners Facilitate Information Transmission in Emerging Markets [J]. Journal of Financial Economics，105（1）.

[9]胡凡，夏翊.分析師商業(yè)性動機與盈余預(yù)測偏差：來自融資融券的證據(jù) [J].財經(jīng)研究，2017，43（7）.

[10]褚劍，秦璇，方軍雄.中國式融資融券制度安排與分析師盈利預(yù)測樂觀偏差 [J].管理世界，2019，35（1）.

[11]趙良玉，李增泉，劉軍霞.管理層偏好、投資評級樂觀性與私有信息獲取 [J].管理世界，2013，（04）.

[12]Chen H，Noronha G，Singal V. 2004. The Price Response to S&P 500 Index Additionsa-nd Deletions Evidence of Asymmetryand a New Explanation [J].The Journal of Finance，59（4）.

[13]Shleifer A. 1986. Do Demand Curves for Stocks Slope Down [J].The Journal of Finance， 41（3）.

[14]Hegde S P，McDermott J B. 2003. The Liquidity Effects of Revisions to the S&P 500 Index：An Empirical Analysis [J].Journal of Financial Markets，6（3）.

[15]Denis D K，McConnell J J，et al. 2003. S&P 500 Index Additions and Earnings Expectations [J].The Journal of Finance，58（5）.

[16]周開國，應(yīng)千偉，陳曉嫻.媒體關(guān)注度、分析師關(guān)注度與盈余預(yù)測準確度 [J].金融研究，2014，（2）.

[17]伍燕然，江婕，謝楠，王凱.公司治理、信息披露、投資者情緒與分析師盈利預(yù)測偏差 [J].世界經(jīng)濟，2016，39（2）.

[18]Fang L，Yasuda A. 2009. The Effectiveness of Reputation as a Disciplinary Mechanism in Sell-Side Research [J].The Review of Financial Studies，22（9）.

[19]李志生，李好，馬偉力，林秉旋.融資融券交易的信息治理效應(yīng) [J].經(jīng)濟研究，2017，52（11）.

[20]李春濤，宋敏，張璇.分析師跟蹤與企業(yè)盈余管理——來自中國上市公司的證據(jù) [J].金融研究，2014，（7）.

[21]段云，李菲.QFII對上市公司持股偏好研究：社會責任視角 [J].南開管理評論，2014，17（1）.

[22]孫光國，劉爽，趙健宇.大股東控制、機構(gòu)投資者持股與盈余管理 [J].南開管理評論，2015，18（5）.

[23]譚勁松，林雨晨.機構(gòu)投資者對信息披露的治理效應(yīng)——基于機構(gòu)調(diào)研行為的證據(jù) [J].南開管理評論，2016，19（5）.

[24]丘心穎，鄭小翠，鄧可斌.分析師能有效發(fā)揮專業(yè)解讀信息的作用嗎？——基于漢字年報復雜性指標的研究 [J].經(jīng)濟學（季刊），2016，15（4）.

[25]王立章，王詠梅，王志誠.控制權(quán)、現(xiàn)金流權(quán)與股價同步性 [J].金融研究，2016，（05）.

[26]Beck T，Levine R，Levkov A. 2010. Big Bad Banks？ The Winners and Losers from Bank Deregulation in the United States [J]. The Journal of Finance，65（5）.

[27]鄒洋，張瑞君，孟慶斌，侯德帥. 資本市場開放能抑制上市公司違規(guī)嗎？——來自“滬港通”的經(jīng)驗證據(jù) [J].中國軟科學，2019，（8）.

[28]李丹，袁淳，廖冠民.賣空機制與分析師樂觀性偏差——基于雙重差分模型的檢驗 [J].會計研究，2016，（9）.

[29]溫忠麟，張雷，侯杰泰，劉紅云.中介效應(yīng)檢驗程序及其應(yīng)用 [J].心理學報，2004，（5）.

[30]李蕾，韓立巖.價值投資還是價值創(chuàng)造？——基于境內(nèi)外機構(gòu)投資者比較的經(jīng)驗研究 [J].經(jīng)濟學（季刊），2014，13（1）.