聲譽(yù)機(jī)制與企業(yè)異質(zhì)性信息

李星漢　劉洋　鄭雙燕

摘要：本文以我國2005年至2013年的證券分析師的盈利預(yù)測數(shù)據(jù)為樣本，綜合證券分析師及其所在券商的聲譽(yù)，實證研究聲譽(yù)對分析師生產(chǎn)上市公司企業(yè)異質(zhì)性信息行為的影響。研究結(jié)果顯示：單純考察分析師聲譽(yù)與券商聲譽(yù)，有聲譽(yù)的分析師能夠發(fā)掘更多的企業(yè)異質(zhì)性信息，體現(xiàn)為分析師聲譽(yù)、券商聲譽(yù)與股價同步性之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但綜合兩種聲譽(yù)的分析結(jié)果顯示只有頂級券商明星分析師的關(guān)注與股價同步性之間存在顯著的負(fù)相關(guān)性。這表明單一的聲譽(yù)機(jī)制不能完整刻畫分析師行為，而分析師聲譽(yù)機(jī)制與券商聲譽(yù)機(jī)制都能夠?qū)Ψ治鰩熜袨楫a(chǎn)生影響。

關(guān)鍵詞：分析師聲譽(yù)；券商聲譽(yù)；企業(yè)異質(zhì)性信息；盈利預(yù)測

中圖分類號：F83 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

作者簡介：李星漢（1991-），男，山東泰安人，中國人民大學(xué)財政金融學(xué)院博士研究生，研究方向：金融市場與金融機(jī)構(gòu)；劉洋（1988-），男，山東榮成人，中國人民大學(xué)財政金融學(xué)院博士研究生，研究方向：金融市場與金融中介；鄭雙燕（1988-），女，浙江桐鄉(xiāng)人，農(nóng)業(yè)部管理干部學(xué)院財會經(jīng)濟(jì)培訓(xùn)部教師，研究方向：資本市場制度改革。

一、引言

Roll（1988）[1]認(rèn)為股票價格的波動可以分解成三個部分：未預(yù)期到的宏觀經(jīng)濟(jì)波動（系統(tǒng)性風(fēng)險或理解為多個風(fēng)險因子的宏觀風(fēng)險）、未預(yù)期到的市場環(huán)境波動和未預(yù)期到的企業(yè)異質(zhì)信息。如果定價模型對股票價格波動的解釋力很強(qiáng)，那么回歸方程就應(yīng)該有很高的R2。Morck Yeung and Yu（2000）[2]借鑒Roll（1988）的思想，將股票收益波動區(qū)分為市場解釋部分和公司異質(zhì)性部分，認(rèn)為個股股價與市場的同步性越高，個股的異質(zhì)性信息就在股價中反映的越少。公司異質(zhì)性信息研究的必要性在于：一方面有助于拓展微觀層面的信息效率和資產(chǎn)定價研究[3]；另一方面異質(zhì)性信息也是宏觀層面金融市場效率和經(jīng)濟(jì)資源配置效率的重要指標(biāo)[4]。

證券分析師作為金融市場上最重要的金融中介之一，能夠通過向金融市場提供更多的信息而降低市場的信息不對稱和交易成本[5]。但現(xiàn)實中，證券分析師的工作畢竟涉及三個既有區(qū)別又相互聯(lián)系的研究內(nèi)容：宏觀市場、特定行業(yè)和公司研究，因此分析師關(guān)注究竟生產(chǎn)了更多的企業(yè)異質(zhì)性信息還是宏觀市場或行業(yè)信息是一個理論很難界定的問題[6]。更重要的是，已有研究是從加總的分析師關(guān)注視角出發(fā)，隱含了分析師群體同質(zhì)性的假設(shè)，這一假定顯然對現(xiàn)實過于簡化了。一方面，從分析師個人視角，由于不同分析師的個人稟賦、教育程度、從業(yè)年限和社會經(jīng)歷的不同，分析問題的邏輯和掌握的社會資源都不盡相同，即便所有的分析師都面臨相同的外部環(huán)境約束，其信息生產(chǎn)也不會完全一致[7]。已有大量研究表明，有聲譽(yù)的分析師在克服利益沖突、盈利預(yù)測準(zhǔn)確性、薦股評級價值等方面有著更出色的表現(xiàn)[8-9]。另一方面，除了分析師自身的聲譽(yù)之外，分析師所在的證券公司賣方研究實力，或者說券商聲譽(yù)，是另一個影響分析師行為的重要因素?，F(xiàn)有研究證實，券商聲譽(yù)能夠影響分析師的盈利預(yù)測的準(zhǔn)確性和投資評級價值[9]，而且賣方研究實力強(qiáng)的證券公司也能夠給分析師提供更加完善的硬件支持等一系列配套服務(wù)[10]。那么，券商聲譽(yù)是否會對分析師關(guān)注和企業(yè)異質(zhì)性信息有所影響？不同聲譽(yù)組合的分析師行為是否有差異？對這些問題的研究尚未有答案。

本文通過綜合考察分析師聲譽(yù)和券商聲譽(yù)對分析師生產(chǎn)和傳遞企業(yè)異質(zhì)性信息這一行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)，以股價同步性作為企業(yè)異質(zhì)性信息的代理變量，在單獨(dú)考察分析師聲譽(yù)或者券商聲譽(yù)時，聲譽(yù)變量均與股價同步性之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明無論是明星分析師還是來自頂級券商的分析師均能夠發(fā)掘更多的企業(yè)異質(zhì)性信息。在綜合考察兩種聲譽(yù)對分析師行為的影響時，研究發(fā)現(xiàn)，只有頂級券商的明星分析師才能夠提供更多的企業(yè)異質(zhì)性信息，其他聲譽(yù)組合的分析師關(guān)注均不能提供更多的企業(yè)異質(zhì)性信息。本文的研究結(jié)論表明，單一的聲譽(yù)機(jī)制并不能夠準(zhǔn)確解釋分析師在處理和傳遞企業(yè)異質(zhì)性信息上所存在的行為差異，只有綜合考量兩種聲譽(yù)機(jī)制，才能夠準(zhǔn)確刻畫分析師生產(chǎn)和傳遞企業(yè)異質(zhì)性信息的行為差異。

本文的主要貢獻(xiàn)包括以下三個方面：首先，已有的分析師關(guān)注與企業(yè)異質(zhì)性信息的研究通常都將分析師視為無差異的整體，然而大量研究從分析師聲譽(yù)和券商聲譽(yù)的視角表明分析師群體不但存在個體性差異[11]，同時還存在機(jī)構(gòu)差異[7-9]，本文從分析師聲譽(yù)和券商聲譽(yù)的視角出發(fā)補(bǔ)充了分析師關(guān)注與企業(yè)異質(zhì)性信息研究的空白。其次，本文也為聲譽(yù)機(jī)制對金融中介行為的影響提供了新的證據(jù)。聲譽(yù)是否有價值或者在哪些方面有價值一直受到眾多學(xué)者的關(guān)注，本文從分析師生產(chǎn)企業(yè)異質(zhì)性信息的角度研究了分析師聲譽(yù)和券商聲譽(yù)，豐富了相關(guān)領(lǐng)域的研究。最后，由于中國資本市場賣方研究發(fā)展時間較短，證券分析師一直以來受到非常多的批評和質(zhì)疑，那么，不同聲譽(yù)的分析師關(guān)注是否存在顯著差異？如果不存在顯著差異，又如何解釋明星分析師所獲得的市場影響力與高額薪酬回報？本文從異質(zhì)性信息的視角為這些疑問和爭論提供了一個評價視角，為中國資本市場分析師公司研究的信息含量提供了直接的實證證據(jù)。

文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

已有研究對于分析師究竟生產(chǎn)更多的市場行業(yè)信息還是企業(yè)異質(zhì)性信息并沒有取得一致結(jié)論[6，12]?？紤]不同國家金融市場環(huán)境的不同，分析師扮演的信息角色將更為復(fù)雜：一方面，在市場規(guī)則制度不夠完善，公司信息披露要求不高的金融市場中，由于公司披露的公開信息非常有限，分析師通過對上市公司異質(zhì)性信息的發(fā)掘可以獲得更多的私有信息，并將私有信息轉(zhuǎn)化為投資者的超額收益，因此分析師有很強(qiáng)的激勵去關(guān)注并動態(tài)追蹤上市公司；另一方面，當(dāng)規(guī)則制度、上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)、市場環(huán)境造成分析師獲取公司信息的難度過大時，分析師同樣有可能出于信息成本過高而減少對上市公司的關(guān)注。

更重要的是，目前大多數(shù)針對該問題的研究將所有分析師視為同質(zhì)的[11]。事實上，分析師的信息生產(chǎn)能力存在很大差別。Stickel（1992）[13]從盈利預(yù)測的準(zhǔn)確性和及時性以及盈利預(yù)測修正的市場反應(yīng)三個視角對不同聲譽(yù)的分析師的行為進(jìn)行了系統(tǒng)的研究，研究表明，有聲譽(yù)的明星分析師在盈利預(yù)測準(zhǔn)確性和及時性上表現(xiàn)得更好，并且盈利預(yù)測修正的市場反應(yīng)更顯著。Fang and Yasuda（2008）[7]通過根據(jù)分析師的評級建議構(gòu)建投資組合，發(fā)現(xiàn)有聲譽(yù)的分析師能夠提供更有價值的評級建議。Bradley et al.（2012）[8]的研究則從利益沖突的角度，發(fā)現(xiàn)分析師聲譽(yù)是一種針對利益沖突的有效約束機(jī)制。Xu et al.（2013）[11]的研究則表明，有聲譽(yù)的分析師能夠降低個股的年度股價同步性，說明有聲譽(yù)的分析師能夠提供更多企業(yè)異質(zhì)性信息?，F(xiàn)有研究證實，不同分析師行為存在差異，特別地，不同聲譽(yù)的分析師在信息生產(chǎn)的結(jié)果上存在著非常顯著的差異。

中國資本市場的賣方研究產(chǎn)生時間較短，賣方分析師無論是從遴選體系、考核機(jī)制、從業(yè)經(jīng)驗和行業(yè)自律上都與發(fā)達(dá)資本市場存在一定的差距。而且由于中國證券市場各項規(guī)則與制度還不夠完善，對證券市場違法違規(guī)行為的處罰力度較低[14]，造成上市公司信息披露質(zhì)量良莠不齊。在這樣的市場環(huán)境下，分析師通過對上市公司異質(zhì)性信息的發(fā)掘可以獲得更多的私有信息，并將私有信息轉(zhuǎn)化為投資者的超額收益，因此分析師有很強(qiáng)的動機(jī)去關(guān)注并動態(tài)追蹤上市公司[15]而且有聲譽(yù)的分析師應(yīng)該更能夠體現(xiàn)其公司信息生產(chǎn)的質(zhì)量和水平?；诖耍岢鲅芯考僭O(shè)1：

假設(shè)1：分析師聲譽(yù)作為分析師能力的度量，意味著有聲譽(yù)的分析師能夠發(fā)掘更多的企業(yè)異質(zhì)性信息。

然而，分析師聲譽(yù)并不能刻畫分析師行為的全部，分析師所在的證券公司賣方研究實力是另一個必須考慮的因素：一方面，分析師的盈利預(yù)測和評級建議等研究成果的實現(xiàn)離不開證券公司的技術(shù)服務(wù)、數(shù)據(jù)庫系統(tǒng)和資源平臺等硬件設(shè)施支持，賣方研究綜合實力更強(qiáng)的證券公司能夠?qū)崿F(xiàn)更好的規(guī)模效應(yīng)；其次，賣方研究更強(qiáng)的部門通常分析師團(tuán)隊規(guī)模更大，這也有利于同一產(chǎn)業(yè)鏈條甚至是跨行業(yè)的分析師互通有無，通過信息共享實現(xiàn)更高的協(xié)同效益；再次，賣方研究實力不同的證券公司在薪酬激勵以及研究環(huán)境研究氛圍上存在非常顯著的差異；最后，賣方研究實力更強(qiáng)的證券公司與上市公司管理層的關(guān)系相對更加密切，有利于分析師通過對上市公司的實地調(diào)研、電話采訪獲得上市公司信息[10]，并且對于分析師而言，完成對上市公司的研究報告僅是賣方研究的第一步，如何將研究報告和研究觀點(diǎn)“銷售”給客戶與機(jī)構(gòu)投資者則有賴于證券公司的研究銷售力量，而賣方研究實力更強(qiáng)的證券公司通常都具備更加完善的分銷渠道，能夠?qū)⒎治鰩熡^點(diǎn)更加及時全面地傳遞給市場參與者[16]，可見分析師所在的證券公司賣方研究實力也會從各個方面對分析師行為產(chǎn)生影響。Cowen et al.（2006）[17]的研究表明，以分析師的盈利預(yù)測、目標(biāo)價位以及長期盈利增長為考察對象，有聲譽(yù)券商（Bulge Bracket）的分析師能夠比聲譽(yù)低的券商（Non-bulge Bracket）的分析師提供更加有質(zhì)量的信息。Fang and Yasuda（2009）[18]的實證結(jié)果也表明，頂級券商分析師的盈利預(yù)測準(zhǔn)確性要比非頂級券商分析師顯著高出3.1%。Bradley et al.（2012）[8]也認(rèn)為券商聲譽(yù)能夠在一定程度上約束非關(guān)聯(lián)分析師的評級樂觀程度。王宇熹等（2012）[9]對不同券商聲譽(yù)和分析師聲譽(yù)的分析師發(fā)布的評級建議的研究發(fā)現(xiàn)，券商聲譽(yù)和分析師聲譽(yù)都能夠在分析師評級建議上發(fā)揮作用。基于以上的邏輯分析和現(xiàn)有研究，有理由認(rèn)為分析師職能會受到所在的證券公司聲譽(yù)的影響，并且證券公司聲譽(yù)越高越有利于分析師職能的發(fā)揮。在此提出研究假設(shè)2：

假設(shè)2：券商聲譽(yù)有助于分析師對企業(yè)異質(zhì)性信息的發(fā)掘。

從評級建議的視角，F(xiàn)ang and Yasuda（2008）[7]和王宇熹等（2012）[9]都發(fā)現(xiàn)根據(jù)不同分析師聲譽(yù)與券商聲譽(yù)組合的評級建議構(gòu)建的投資組合收益存在顯著差異。從盈利預(yù)測的視角，F(xiàn)ang and Yasuda（2009）[18]研究發(fā)現(xiàn)，在利益沖突激烈的時期，頂級券商明星分析師相比頂級券商非明星分析師盈利預(yù)測準(zhǔn)確性提高了11.03%；而相比于非頂級券商明星分析師盈利預(yù)測準(zhǔn)確性提高了10.62%。Bradley et al.（2012）[8]的研究結(jié)果也表明，IPO抑價高的時期（Hot market），非關(guān)聯(lián)的頂級券商明星分析師減少發(fā)布強(qiáng)烈買入（Strong-buy）投資建議，而非關(guān)聯(lián)的非頂級券商明星分析師投資建議的樂觀程度沒有發(fā)生改變。相比之下，非關(guān)聯(lián)的頂級券商非明星分析師和非頂級券商非明星分析師發(fā)布了更多的強(qiáng)烈買入。綜合前文分析，可以看出分析師行為不僅會受到分析師個人聲譽(yù)的影響，同時也會受到所在的證券公司聲譽(yù)影響?；诖耍岢鲅芯考僭O(shè)3：

假設(shè)3：分析師聲譽(yù)與券商聲譽(yù)能夠共同對分析師行為產(chǎn)生影響，并且不同聲譽(yù)組合下的分析師在信息發(fā)掘的程度上存在顯著差異。

三、樣本選擇和研究方法

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)馮旭南和李心愉（2011）[19]的研究，由于2005年之前《新財富》雜志信息披露不完善，而且在更早的時間段內(nèi)，不同數(shù)據(jù)提供商關(guān)于分析師盈利預(yù)測的數(shù)據(jù)存在較大的差異。出于對分析師盈利預(yù)測數(shù)據(jù)可得性和穩(wěn)健性考慮，我們將研究樣本的時間跨度設(shè)置為2005年至2013年。分析師盈利預(yù)測數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫中的中國上市公司分析師預(yù)測研究數(shù)據(jù)庫，公司層面的數(shù)據(jù)來自于國泰安上市公司研究數(shù)據(jù)庫和Wind金融資訊，并按以下條件對樣本進(jìn)行了篩選：（1）保留分析師在同一會計年度內(nèi)對上市公司在該會計年度發(fā)布的盈利預(yù)測（會計年度的界定以上市公司年報披露時間為準(zhǔn)）；（2）剔除不完整的盈利預(yù)測樣本（證券公司缺失、分析師姓名缺失以及盈利預(yù)測數(shù)據(jù)缺失）；（3）剔除經(jīng)紀(jì)和咨詢機(jī)構(gòu)分析師參與的盈利預(yù)測樣本[20]；（4）剔除金融和保險類上市公司樣本；（5）剔除公司層面觀測值缺失的樣本。

對于分析師在一個會計年度內(nèi)對特定上市公司發(fā)布多份盈利預(yù)測報告的情況，我們保留了分析師在該會計年度內(nèi)對該上市公司發(fā)布的最新的盈利預(yù)測報告[21]，最終分析師盈利預(yù)測部分樣本觀測值為79 434個，在此基礎(chǔ)上計算得到公司年度觀測值為13 334個，其中有分析師關(guān)注（至少一名明星分析師或者非明星分析師關(guān)注）的公司年度觀測值為8 293個，沒有分析師關(guān)注的公司年度觀測值為5 041個。

（二）研究設(shè)計

2.主要解釋變量：券商聲譽(yù)與分析師聲譽(yù)。由于本章旨在考察聲譽(yù)機(jī)制（分析師聲譽(yù)和券商聲譽(yù)）對分析師發(fā)掘企業(yè)異質(zhì)性信息的影響，因此，在界定分析師聲譽(yù)和券商聲譽(yù)時，本文借鑒已有研究，選擇第三方評價的方式定義分析師聲譽(yù)與券商聲譽(yù)[9，13，18]，解釋變量的具體定義如下所示：

關(guān)注該公司的明星分析師數(shù)量（Star_analyst）： 表示在一個會計年度內(nèi)對該上市公司進(jìn)行關(guān)注的明星分析師數(shù)量。參照Xu et al.（2013）[11]的研究，明星分析師的定義為上一個年度由《新財富》雜志評選出的明星分析師。

關(guān)注該公司的非明星分析師數(shù)量（Non_Star_analyst）：表示在一個會計年度內(nèi)對該上市公司進(jìn)行關(guān)注的非明星分析師數(shù)量。

關(guān)注該公司的頂級券商分析師數(shù)量（High_repu_analyst）：表示在一個會計年度內(nèi)對該上市公司進(jìn)行關(guān)注的頂級券商分析師數(shù)量。參照王宇熹等（2012）[9]，頂級券商的定義為上一年度《新財富》雜志公布的“最具影響力研究機(jī)構(gòu)”前五名。

關(guān)注該公司的非頂級券商分析師數(shù)量（Low_repu_analyst）：表示在一個會計年度內(nèi)對該上市公司進(jìn)行關(guān)注的非頂級券商分析師數(shù)量。

關(guān)注該公司的頂級券商明星分析師數(shù)量（High_repu_star_analyst）：表示在一個會計年度內(nèi)對該上市公司進(jìn)行關(guān)注的頂級券商明星分析師數(shù)量。

關(guān)注該公司的頂級券商非明星分析師數(shù)量（High_repu_non_star_analyst）：表示在一個會計年度內(nèi)對該上市公司進(jìn)行關(guān)注的頂級券商非明星分析師數(shù)量。

關(guān)注該公司的非頂級券商明星分析師數(shù)量（Low_repu_star_analyst）：表示在一個會計年度內(nèi)對該上市公司進(jìn)行關(guān)注的非頂級券商明星分析師數(shù)量。

關(guān)注該公司的非頂級券商非明星分析師數(shù)量（Low_repu_non_star_analyst）：表示在一個會計年度內(nèi)對該上市公司進(jìn)行關(guān)注的非頂級券商非明星分析師數(shù)量。

公式（3）中的reputation變量表示將High_repu_star_analyst、High_repu_non_star_analyst、Low_repu_star_analyst、Low_repu_non_star_analyst逐個代入回歸方程。

3. 控制變量。參照Piotroski and Roulstone（2004）和Xu et al.（2013）[11-12]的研究，選擇的控制變量如下：

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

我們首先對分析師盈利預(yù)測報告按照年度區(qū)分進(jìn)行了描述性統(tǒng)計。可以看到，隨著上市公司規(guī)模的增加，參與上市公司研究并發(fā)布研究報告的分析師數(shù)量呈現(xiàn)出顯著的增長趨勢。

需要說明的是，表3對于股價同步性的計算參照的是Piotroski and Roulstone（2004）改進(jìn)后的計算公式，在市場模型法的基礎(chǔ)上加入了行業(yè)因子和滯后項，因此R2的結(jié)果要略高于市場法計算得到的結(jié)果。從結(jié)果可以看出，無論是以均值還是中位數(shù)衡量，中國證券市場的股價波動性都處于一個相對較高的水平，使用市場和行業(yè)因子平均能夠解釋49%左右的股價波動，最高的2008年達(dá)到66.8%，最低的2013年也高達(dá)39.5%。

被解釋變量、解釋變量和控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表4所示：可以看到，在所有分析師關(guān)注樣本組中，平均每家上市公司得到約8.97個分析師關(guān)注。從分析師聲譽(yù)的角度看，平均每家上市公司得到約1.185個明星分析師關(guān)注，約7.783個非明星分析師關(guān)注；從券商聲譽(yù)的角度看，平均每家上市公司得到約1.537個來自頂級券商的分析師關(guān)注，約7.431個非頂級券商分析師關(guān)注。進(jìn)一步的，同時考慮券商聲譽(yù)和分析師聲譽(yù)，平均每家上市公司得到約0.554個頂級券商的明星分析師關(guān)注；約0.983個頂級券商的非明星分析師關(guān)注；約0.631個非頂級券商的明星分析師關(guān)注；約6.8個非頂級券商的非明星分析師關(guān)注。

（二）回歸分析

1. 分析師聲譽(yù)與股價同步性。在多元線性回歸部分，本文首先考察了分析師聲譽(yù)與股價同步性之間的關(guān)系，根據(jù)方程（1）得到的回歸結(jié)果如表5第一列所示：可以看到，分析師聲譽(yù)對于股價同步性的影響是存在差異的，明星分析師關(guān)注的系數(shù)為-0.0148，在1%的顯著性水平下顯著，考慮到樣本中全部上市公司的平均股價同步性為-0.0449，回歸結(jié)果（1）說明每增加一名明星分析師關(guān)注，上市公司的年度股價同步性就會下降33%，回歸結(jié)果不但在統(tǒng)計意義上顯著，并且經(jīng)濟(jì)意義也十分顯著。而非明星分析師關(guān)注的系數(shù)為0.00309，并且在5%的顯著性水平下顯著，考慮到樣本中全部上市公司的平均股價同步性為-0.0449，這一結(jié)果說明每增加一名非明星分析師關(guān)注，上市公司的年度股價同步性就會提高約7.55%，這一實證結(jié)果與Xu et al.（2013）[11]基本一致。實證結(jié)果說明明星分析師提供了更多的企業(yè)異質(zhì)性信息，而非明星分析師提供了更多的宏觀和行業(yè)信息，實證結(jié)果驗證了本文提出的假設(shè)1，表明不同聲譽(yù)的分析師確實在信息的生產(chǎn)和傳播過程中存在差異，并且通過回歸系數(shù)大小可以看出，明星分析師對于股價同步性的影響相比于非明星分析師要更強(qiáng)。

控制變量方面，公司的年度成交量、公司規(guī)模、債務(wù)市值比均顯著為正，賬面市值比、是否經(jīng)由四大會計師事務(wù)所審計均顯著為負(fù)，說明成交越活躍、公司規(guī)模越大并且資本結(jié)構(gòu)中債務(wù)融資比例越高的上市公司，其股價與市場和行業(yè)的同步性就越高，同時，表示機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)量年末較年初變動的變量Inst_investor的系數(shù)為-0.263，并且在1%的顯著性水平下顯著，說明機(jī)構(gòu)投資者持股能夠降低股價的同步性，這一結(jié)果與姜超（2013）的發(fā)現(xiàn)一致。

2.券商聲譽(yù)與股價同步。根據(jù)方程（2）進(jìn)一步考察券商聲譽(yù)與股價同步性之間的關(guān)系，得到的回歸結(jié)果如表5第二列所示?？梢钥吹?，回歸結(jié)果基本驗證了本文提出的假設(shè)2，券商聲譽(yù)對于股價同步性的影響是存在差異的：頂級券商分析師關(guān)注的系數(shù)為-0.00805，在10%的顯著性水平下顯著，考慮到樣本中全部上市公司的平均股價同步性為-0.0449，回歸結(jié)果（2）說明每增加一名頂級券商分析師關(guān)注，上市公司的年度股價同步性就會下降約17%，回歸結(jié)果不但在統(tǒng)計意義上顯著，并且經(jīng)濟(jì)意義也十分顯著；非頂級券商分析師的系數(shù)為0.00242，在10%的顯著性水平下顯著，考慮到樣本中全部上市公司的平均股價同步性為-0.0449，回歸結(jié)果（2）說明每增加一名非頂級券商分析師關(guān)注，上市公司的年度股價同步性會升高約5.4%。控制變量方面，公司的年度成交量、公司規(guī)模、債務(wù)市值比顯著為正，賬面市值比、是否經(jīng)由四大會計師事務(wù)所審計和機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)量年末較年初變動也均顯著為負(fù)，并且回歸系數(shù)大小與分析師聲譽(yù)回歸結(jié)果非常接近。對比表5第一列的回歸結(jié)果可以看到，雖然券商聲譽(yù)變量系數(shù)的顯著性水平和系數(shù)大小均弱于分析師聲譽(yù)變量，但符號卻是一致的，說明券商聲譽(yù)在一定程度上能夠替代分析師聲譽(yù)，從而有助于分析師發(fā)掘更多的企業(yè)異質(zhì)性信息，使得股價的波動更小。通過回歸結(jié)果可以看出，分析師聲譽(yù)與券商聲譽(yù)存在一定程度的相互影響，單純考察券商聲譽(yù)與分析師聲譽(yù)是不完全的，需要進(jìn)一步地將機(jī)構(gòu)聲譽(yù)與個人聲譽(yù)對企業(yè)異質(zhì)性信息的分析進(jìn)行細(xì)化。

3.分析師聲譽(yù)、券商聲譽(yù)與股價同步性。根據(jù)方程（3）將分析師聲譽(yù)與券商聲譽(yù)共同納入對企業(yè)異質(zhì)性信息的影響，得到的回歸結(jié)果如表6所示：可以看到，將分析師聲譽(yù)與券商聲譽(yù)共同納入考量后，聲譽(yù)機(jī)制對企業(yè)異質(zhì)性信息的影響發(fā)生了很大的變化，只有頂級券商明星分析師關(guān)注的系數(shù)是顯著為負(fù)的，說明頂級券商明星分析師能夠發(fā)掘更多的企業(yè)異質(zhì)性信息；頂級券商非明星分析師、非頂級券商明星分析師關(guān)注的系數(shù)都不顯著，而非頂級券商非明星分析師關(guān)注的系數(shù)為0.00151，在10%的顯著性水平下顯著，說明非頂級券商非明星分析師提供了更多的市場和行業(yè)信息。綜合表5和表6的回歸結(jié)果，可以看出分析師聲譽(yù)和券商聲譽(yù)與股價同步性之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系主要集中在頂級券商明星分析師這一群體中，而非聲譽(yù)分析師與股價同步性之間的正相關(guān)關(guān)系也主要是由于非頂級券商非明星分析師導(dǎo)致的?？刂谱兞糠矫?，上市公司年度成交量、公司規(guī)模、債務(wù)市值比顯著為正，賬面市值比、是否經(jīng)由四大會計師事務(wù)所審計和機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)量年末較年初變動顯著為負(fù)，實證結(jié)果與現(xiàn)有研究基本一致。

根據(jù)方程（4）將分析師聲譽(yù)、券商聲譽(yù)對股價同步性的影響共同納入考察，得到的回歸結(jié)果如表7所示：將分析師聲譽(yù)與券商聲譽(yù)共同納入考察可以看到，仍然只有頂級券商明星分析師和非頂級券商非明星分析師的回歸系數(shù)是顯著的，頂級券商明星分析師的回歸系數(shù)為-0.0231，在1%的顯著性水平下顯著；非頂級券商非明星分析師的回歸系數(shù)為0.00335，在5%的顯著性水平下顯著?？紤]到樣本中全部上市公司的平均股價同步性為-0.0449，回歸結(jié)果說明每增加一名頂級券商明星分析師關(guān)注，上市公司的年度股價同步性就會下降約51%，這是一個經(jīng)濟(jì)意義十分顯著的結(jié)果；同時每增加一名非頂級券商非明星分析師關(guān)注，上市公司的年度股價同步性就會上升約7.46%。頂級券商非明星分析師與非頂級券商明星分析師的回歸系數(shù)均不再顯著，回歸結(jié)果說明頂級券商的明星分析師提供了更多的企業(yè)異質(zhì)性信息，而非頂級券商的非明星分析師提供了更多的市場和行業(yè)信息。其他聲譽(yù)組合對股價同步性沒有顯著的影響?？刂谱兞康南禂?shù)大小和系數(shù)的顯著性水平與前述回歸一致：公司的年度成交量、公司規(guī)模、債務(wù)市值比均顯著為正，賬面市值比、是否經(jīng)由四大會計師事務(wù)所審計均顯著為負(fù)，說明對于成交越活躍、公司規(guī)模越大并且資本結(jié)構(gòu)中債務(wù)融資比例越高的上市公司，機(jī)構(gòu)投資者持股的上市公司，其股價與市場和行業(yè)的同步性就越高。

4.兩階段最小二乘法（2SLS）。由于分析師關(guān)注與股價同步性之間可能存在內(nèi)生性[6]，這會導(dǎo)致OLS回歸結(jié)果是有偏的，需要借助2SLS來進(jìn)一步分析。參照Chan and Hameed（2006）和Xu et al.（2013）[6，11]，本文選擇股價波動性（Volatility）和預(yù)期分析師數(shù)量（Expected_analyst）作為第一階段工具變量，分別將頂級券商明星分析師（High_repu_star_analyst）、頂級券商非明星分析師（High_repu_non_star_analyst）、非頂級券商明星分析師（Low_repu_star_analyst）和非頂級券商非明星分析師（Low_repu_non_star_analyst）作為第一階段被解釋變量進(jìn)行回歸，回歸得到的預(yù)測值作為第二階段的關(guān)鍵解釋變量。

兩階段最小二乘法回歸得到的結(jié)果如表8所示：從兩階段回歸結(jié)果上看，頂級券商明星分析師的系數(shù)為-0.0239，在5%的顯著性水平下是顯著的，而非頂級券商的非明星分析師的系數(shù)為0.0069，在1%的顯著性水平下是顯著的?？刂谱兞糠矫妫刂谱兞肯禂?shù)的大小與符號也與OLS回歸結(jié)果接近，公司的年度成交量、公司規(guī)模、債務(wù)市值比顯著為正，賬面市值比、是否經(jīng)由四大會計師事務(wù)所審計和機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)量年末較年初變動顯著為負(fù)。兩階段最小二乘法的回歸結(jié)果與OLS回歸結(jié)果一致，說明前文對于分析師聲譽(yù)、券商聲譽(yù)的聯(lián)合考察結(jié)果是穩(wěn)健的。OLS回歸以及2SLS的回歸結(jié)果說明單純考察分析師聲譽(yù)或者單純考察券商聲譽(yù)都是不全面的，分析師聲譽(yù)與券商聲譽(yù)對股價同步性均會產(chǎn)生影響，具體而言，頂級券商明星分析師對股價同步性的影響為負(fù)，說明頂級券商明星分析師生產(chǎn)了更多的企業(yè)層面信息，而非頂級券商非明星分析師對股價同步性的影響為正，說明非頂級券商非明星分析師生產(chǎn)了更多的市場和行業(yè)信息。

五、結(jié)論及建議

本文旨在探討聲譽(yù)機(jī)制對分析師角色扮演的影響。由于分析師通常會圍繞宏觀市場、行業(yè)和公司三個維度進(jìn)行信息的收集加工和分析研究[22]，究竟分析師向市場提供了更多的宏觀市場信息、行業(yè)信息還是挖掘了更多的企業(yè)異質(zhì)性信息？更為重要的是，由于分析師個人稟賦、教育程度、從業(yè)年限和社會經(jīng)歷存在著顯著的差異，分析師所在的證券公司賣方研究實力也高低不一，使得分析師面臨著不同的硬件資源、研究環(huán)境、薪酬待遇和客戶關(guān)系約束[23]，那么在不同聲譽(yù)機(jī)制下的分析師行為是否同質(zhì)？這是本文旨在解決的問題。

基于分析師聲譽(yù)和券商聲譽(yù)對公司異質(zhì)性信息的理論分析與研究假設(shè)，本文以中國資本市場賣方研究為背景，從實證研究的視角考察了聲譽(yù)機(jī)制與分析師盈利預(yù)測之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，單純考察分析師聲譽(yù)與券商聲譽(yù)，有聲譽(yù)的分析師能夠發(fā)掘更多的企業(yè)異質(zhì)性信息，體現(xiàn)為分析師聲譽(yù)、券商聲譽(yù)與股價同步性之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系，然而綜合券商聲譽(yù)與分析師聲譽(yù)的共同影響，OLS回歸結(jié)果和2SLS的回歸結(jié)果都表明，不同聲譽(yù)組合下，只有頂級券商明星分析師關(guān)注與股價同步性之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；頂級券商非明星分析師、非頂級券商明星分析師關(guān)注與股價同步性之間的關(guān)系不再顯著；非頂級券商非明星分析師與股價同步性之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。說明頂級券商明星分析師能夠提供更多的企業(yè)異質(zhì)性信息，而非頂級券商非明星分析師提供了更多的市場和行業(yè)信息。

實證結(jié)果表明，單一的聲譽(yù)機(jī)制不能完整刻畫分析師行為，券商聲譽(yù)機(jī)制與分析師聲譽(yù)機(jī)制都能夠?qū)Ψ治鰩熜袨楫a(chǎn)生影響，應(yīng)將兩種機(jī)制都納入分析。本文以中國資本市場賣方分析師為研究背景，從聲譽(yù)機(jī)制與異質(zhì)性信息的視角，為新興市場國家資本市場分析師行為研究[6]和聲譽(yù)機(jī)制對金融中介參與方行為的影響[11，18，23]提供了新的證據(jù)。最后，本文也更加系統(tǒng)地從實證研究的視角為中國資本市場分析師與賣方研究機(jī)構(gòu)的第三方評價提供了新的補(bǔ)充。

參考文獻(xiàn)：

[1] Roll， Richard， R2， The Journal of Finance， 1988，43：541-566.

[2] Morck R， Yeung B， Yu W. The information content of stock markets： why do emerging markets have synchronous stock price movements？[J].Journal of Financial Economics， 2000， 58（1）： 215-260.

[3] Durnev A， Morck R， Yeung B， et al. Does Greater Firm-Specific Return Variation Mean More or Less Informed Stock Pricing？[J].Journal of Accounting Research， 2003， 41（5）： 797-836.

[4] Wurgler J. Financial markets and the allocation of capital[J].Journal of financial economics， 2000， 58（1）： 187-214.

[5] Jensen， M. C. and W.H.Meckling.Theory of the firm： managerial behavior， agency costs， and ownership structure[J].Journal of Financial Economics，1976（3）：305-360.

[6] Chan K， Hameed A. Stock price synchronicity and analyst coverage in emerging markets[J].Journal of Financial Economics， 2006， 80（1）： 115-147.

[7] Fang， L.H.， Yasuda， A.， Are Stars Opinions Worth More？ The Relation Between Analyst Reputation and Recommendation Values. Working Paper， INSEAD and University of Pennsylvania，2008.

[8] Bradley D， Clarke J， Cooney J. The impact of reputation on analysts conflicts of interest： Hot versus cold markets[J].Journal of Banking & Finance， 2012， 36（8）： 2190-2202.

[9] 王宇熹， 洪劍峭， 肖峻. 頂級券商的明星分析師薦股評級更有價值么？——基于券商聲譽(yù)， 分析師聲譽(yù)的實證研究[J].管理工程學(xué)報， 2012， 26（3）： 197-206.

[10]Jacob J， Lys T Z， Neale M A. Expertise in forecasting performance of security analysts[J].Journal of Accounting and Economics， 1999， 28（1）： 51-82.

[11]Xu N， Chan K C， Jiang X， et al. Do star analysts know more firm-specific information？ Evidence from China[J].Journal of Banking & Finance， 2013， 37（1）： 89-102.

[12]Piotroski J D， Roulstone D T. The influence of analysts， institutional investors， and insiders on the incorporation of market， industry， and firm-specific information into stock prices[J].The Accounting Review， 2004， 79（4）： 1119-1151.

[13]Stickel S E. Reputation and performance among security analysts[J].The Journal of Finance， 1992， 47（5）： 1811-1836.

[14]Chen Zhiwu. Capital markets and legal development： The China case[J].China Economic Review， 2003， 14（4）： 451-472.

[15]Boubaker S， Labégorre F. Ownership structure， corporate governance and analyst following： A study of French listed firms[J].Journal of Banking &Finance， 2008， 32（6）： 961-976.

[16]Stickel S E. The anatomy of the performance of buy and sell recommendations[J].Financial Analysts Journal， 1995， 51（5）： 25-39.

[17]Cowen A， Groysberg B， Healy P. Which types of analyst firms are more optimistic？[J].Journal of Accounting and Economics， 2006， 41（1）： 119-146.

[18]Fang L， Yasuda A. The effectiveness of reputation as a disciplinary mechanism in sell-side research[J].Review of Financial Studies， 2009： 3735-3777

[19]馮旭南， 李心愉.中國證券分析師能反映公司特質(zhì)信息嗎？——基于股價波動同步性和分析師跟進(jìn)的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2011（4）： 99-106.

[20]潘越， 戴亦一， 劉思超.我國承銷商利用分析師報告托市了嗎？[J].經(jīng)濟(jì)研究， 2011（3）：131-144.

[21]Lin H， McNichols M F. Underwriting relationships， analysts′ earnings forecasts and investment recommendations[J].Journal of Accounting and Economics， 1998， 25（1）： 101-127.

[22]胡奕明， 林文雄， 王瑋璐.證券分析師的信息來源， 關(guān)注域與分析工具[J].金融研究， 2003（12）： 52-63.

[23]Groysberg B. The portability of star knowledge workers： Evidence from the analyst market[D].Harvard University， Graduate School of Business Administration， 2002.

（責(zé)任編輯：李江）